秦 珊,崔建升,2,申立娜,張璐璐,2**,劇澤佳,付 雨

(1:河北科技大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，石家莊 050018) (2:河北省污染防治生物技術(shù)實(shí)驗(yàn)室，石家莊 050018)

我國是一個多湖泊的國家[1]，目前共有1.0 km2以上的自然湖泊2693個，約占全國國土面積的0.9%[2]. 湖泊在維護(hù)區(qū)域生態(tài)與環(huán)境安全方面具有特殊地位[3]，其作為具有明確邊界的獨(dú)立生態(tài)系統(tǒng)，極易受到環(huán)境變化的影響[4]. 然而，近年來隨著社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及人為活動增強(qiáng)，湖泊富營養(yǎng)化趨勢加劇[5-6]. 據(jù)2017年水利部水資源公報(bào)，在全國117個監(jiān)測湖泊中，富營養(yǎng)化湖泊占76.9%[7]. 值得關(guān)注的是，富營養(yǎng)化會改變湖泊食物網(wǎng)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響湖泊生態(tài)系統(tǒng)的功能(能流和物流)[8-12].

國際湖沼學(xué)的長期研究發(fā)現(xiàn)，一個完整的湖泊食物網(wǎng)應(yīng)包括底棲食物網(wǎng)和浮游食物網(wǎng)[13]. 在底棲和浮游食物網(wǎng)關(guān)系研究中，Vadeboncoeur等建立了相互獨(dú)立、種間資源競爭、物質(zhì)傳遞和相互耦合4種關(guān)系的概念模型[14]，實(shí)證研究結(jié)果表明魚類是湖泊中底棲和浮游食物網(wǎng)的整合者. 在魚類的食物來源中，浮游動物占20%，底棲動物占48%[15]；此外，浮游藻類和底棲動物間的捕食關(guān)系等都證明了底棲-浮游食物網(wǎng)為相互耦合關(guān)系. 如：在美國密歇根湖，沉降的浮游藻類是底棲端足類(Amphipoda)的主要碳源[16]，而這些端足類的生物量占底棲無脊椎動物總生物量的65%，同時(shí)端足類也是浮游魚類的主要食物來源[17]. 而營養(yǎng)條件變化會顯著改變底棲-浮游食物網(wǎng)的結(jié)構(gòu)和功能[18]，進(jìn)而影響湖泊生態(tài)系統(tǒng)的能流和物流，特別是在底棲-浮游食物網(wǎng)耦合關(guān)系較緊密的淺水湖泊中，這種影響尤為顯著. 如：在貧營養(yǎng)條件下，淺水湖泊是以底棲初級生產(chǎn)力為主，底棲藻類占比高達(dá)80%～98%；而在富營養(yǎng)化條件下，則向以浮游初級生產(chǎn)力為主轉(zhuǎn)變，浮游藻類占比接近100%[19]，浮游藻類生物量的增加會顯著增強(qiáng)底棲動物與浮游藻類的耦合關(guān)系[20]. 可見，湖泊富營養(yǎng)化會顯著改變底棲生物群落與浮游生物群落之間的能流和物流關(guān)系.

湖泊富營養(yǎng)化對湖泊生態(tài)系統(tǒng)能流和物流的影響存在不確定性[21]，目前研究多關(guān)注富營養(yǎng)化對淺水湖泊食物網(wǎng)結(jié)構(gòu)的影響[18]，而有關(guān)富營養(yǎng)化對湖泊消費(fèi)者群落碳源和氮源的影響及其時(shí)空分異特征則較少關(guān)注. 近年來，碳、氮穩(wěn)定同位素技術(shù)被用于定量分析生態(tài)系統(tǒng)中的能量流動和物質(zhì)循環(huán)[22-23]. 通過比較消費(fèi)者和潛在食物來源之間的碳、氮穩(wěn)定同位素比值，可定量估算消費(fèi)者不同食物來源的相對貢獻(xiàn)[24]. 白洋淀作為華北地區(qū)最大的淺水草型湖泊，在維持區(qū)域生物多樣性和生態(tài)安全中發(fā)揮著重要的作用[25]. 近年來由于自然因素和人為干擾的影響，白洋淀總體營養(yǎng)狀態(tài)呈現(xiàn)輕度-中度富營養(yǎng)[26]. 目前有關(guān)白洋淀富營養(yǎng)化對消費(fèi)者種群碳源和氮源的影響尚未研究. 鑒于此，本研究于2018年4月(平水期)和8月(豐水期)在白洋淀32個采樣點(diǎn)進(jìn)行樣品采集，分別收集水體、沉積物、浮游和底棲生物樣品，基于碳、氮穩(wěn)定同位素分析技術(shù)，分析白洋淀消費(fèi)群落碳源和氮源貢獻(xiàn)百分比的時(shí)空分布特征，揭示富營養(yǎng)化對白洋淀生態(tài)系統(tǒng)能流和物流的影響，為白洋淀生態(tài)系統(tǒng)修復(fù)提供數(shù)據(jù)和理論支撐，也為構(gòu)建藍(lán)綠交織的雄安新區(qū)提供生態(tài)保障.

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

白洋淀是華北地區(qū)最大的內(nèi)陸淺水湖泊，由藻苲淀、馬棚淀、腰葫蘆淀等143個大小不等的淀泊組成，總面積366 km2，平均水深2～4 m[27-30]. 白洋淀有8條主要入淀河流，其中僅府河和孝義河常年有水，來水均為城鎮(zhèn)污水處理廠處理后尾水[31]. 本研究在白洋淀8個區(qū)共選取了32個采樣點(diǎn)(圖1)，分別采集浮游生物、底棲生物和魚類等生物樣品，以及水體和沉積物樣品.

圖1 白洋淀采樣點(diǎn)分布(Ⅰ-藻苲淀區(qū)，Ⅱ-南劉莊區(qū)，Ⅲ-燒車淀區(qū)，Ⅳ-棗林莊區(qū)，Ⅴ-光淀區(qū)，Ⅵ-圈頭區(qū)，Ⅶ-采蒲臺區(qū)，Ⅷ-端村區(qū))Fig.1 Distribution of sampling sites in Lake Baiyangdian

1.2 樣品的采集與處理

在2018年4月和8月，分別采集了白洋淀32個樣點(diǎn)的表層水體、沉積物、浮游植物、浮游動物、沉水植物、底棲藻類、底棲大型無脊椎類動物和魚類. 沉水植物樣品用鐮式采草器在水樣采樣點(diǎn)的周圍采集；在采樣點(diǎn)用采水器采集浮游動物和浮游植物樣品，分別經(jīng)112 μm和64 μm孔徑浮游生物網(wǎng)過濾，得到的浮游動物(個體>112 μm)和浮游植物樣品(大小為64～112 μm)[12]；底棲藻類采用人工放置基質(zhì)的方法采集[12]. 將采集的沉水植物、底棲藻類、浮游動物和浮游植物低溫保存后帶回實(shí)驗(yàn)室[32]，用10%鹽酸酸化處理，然后用蒸餾水清洗干凈，在-70℃下冷凍干燥72 h至恒重，用研缽研磨成均勻粉末后放入細(xì)菌保存管中保存[12]；魚類樣品均來自當(dāng)?shù)貪O民直接捕撈或垂釣，將采集的魚樣現(xiàn)場密封充氧氣后運(yùn)回實(shí)驗(yàn)室進(jìn)行前處理，常溫下將魚樣分類平攤拍照并鑒定其種類，測量并記錄魚體體長和體重(表1和表2). 每尾魚樣測量全長、體重后，取背部白肌. 對于個體較小的魚類，則測定其全魚的同位素值[33]. 底棲大型無脊椎類動物利用改良的1/16 m2彼得森采泥器進(jìn)行定量采樣，根據(jù)相關(guān)方法對其進(jìn)行鑒定、分類和計(jì)數(shù)[34-35]. 將魚類和底棲大型無脊椎類動物在真空干燥儀中冷凍干燥至恒重(-70℃，72 h左右)，使用研缽研至均勻粉末，放入干燥器中保存待測[36].

1.3 穩(wěn)定同位素比值分析

所有生物樣品均運(yùn)用元素分析儀(Elementar Pyro Cube，德國)與美國Thermo公司的EA-DELTA plus XP穩(wěn)定同位素比率質(zhì)譜儀進(jìn)行分析. 碳、氮穩(wěn)定同位素標(biāo)準(zhǔn)值分別以擬箭石(VPDB)中的碳和純化的大氣中N2作為參考標(biāo)準(zhǔn)，碳、氮穩(wěn)定同位素值(δ值)的計(jì)算公式分別為[40]:

(1)

(2)

為確保實(shí)驗(yàn)結(jié)果的精度和準(zhǔn)確度，每測定10個樣品插入1個標(biāo)準(zhǔn)樣品，并隨機(jī)挑選1～2個樣品進(jìn)行復(fù)測，分析精度為δ13C<0.2‰，δ15N<0.3‰. 樣品測試分析均在中國科學(xué)院植物研究所完成.

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

1.4.1 營養(yǎng)級的計(jì)算 消費(fèi)者和食物間的δ15N差異就是營養(yǎng)分餾值，隨著營養(yǎng)級的增加δ15N不斷增加，不同營養(yǎng)級間的δ15N富集的平均值為3.4‰. 營養(yǎng)級(TL)的計(jì)算公式為[41-42]：

(3)

式中，Δδ15N=3.4‰，δ15NConsumer是消費(fèi)者δ15N測定值，δ15NBase是生態(tài)系統(tǒng)食物網(wǎng)的初級生產(chǎn)者或初級消費(fèi)者的氮穩(wěn)定同位素值(λ=1時(shí)，δ15NBase為初級生產(chǎn)者的δ15N值，λ=2時(shí)，δ15NBase為初級消費(fèi)者的δ15N值)，本研究根據(jù)Post[42]的建議選取螺類作為基線生物來計(jì)算各生物群落的營養(yǎng)級.

1.4.2 浮游和底棲生物對消費(fèi)者群落氮貢獻(xiàn)百分比的計(jì)算 運(yùn)用同位素混合模型估算浮游生物對消費(fèi)者群落食物來源的貢獻(xiàn)，并比較消費(fèi)者群落對底棲氮源和浮游氮源依賴程度的差異[42]，計(jì)算公式為：

(4)

式中，Δδ15N表示每遞增一個營養(yǎng)級的富集常數(shù)，通常假定為3.4‰；底棲生物的百分比(%)=1-浮游生物的百分比(%).

1.4.3 浮游和底棲生物對消費(fèi)者群落碳貢獻(xiàn)百分比的計(jì)算 運(yùn)用穩(wěn)定同位素混合方程可估算消費(fèi)者群落碳源的百分比. 本研究運(yùn)用二元同位素混合模型計(jì)算底棲/浮游生物對消費(fèi)者群落碳源貢獻(xiàn)百分比(f)[43-44]，計(jì)算公式為：

(5)

式中，δ13C浮游生物初級生產(chǎn)者和δ13C底棲生物初級生產(chǎn)者是主要初級生產(chǎn)者的碳值；f浮游生物(%)=1-f底棲生物(%).

1.4.4 統(tǒng)計(jì)分析 進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析前對數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)與數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化轉(zhuǎn)換的預(yù)處理，采用雙變量Pearson等級相關(guān)系數(shù)識別消費(fèi)者群落δ13C和δ15N值的驅(qū)動因子，采用單因素(One-way ANOVA)方差分析(P=0.05)對不同時(shí)間不同種類的水生生物和營養(yǎng)級進(jìn)行差異性檢驗(yàn). 所有的數(shù)據(jù)處理及統(tǒng)計(jì)分析均在SPSS 24.0統(tǒng)計(jì)軟件中進(jìn)行[45]，利用Origin 8.6軟件進(jìn)行繪圖.

圖2 白洋淀不同區(qū)域水體和 沉積物理化參數(shù)聚類圖Fig.2 The cluster map of physical and chemical parameters of water and sediment in different areas of Lake Baiyangdian

2 結(jié)果與討論

2.1 白洋淀3類生境理化參數(shù)時(shí)空分異特征

根據(jù)8個區(qū)域水體和沉積物理化參數(shù)，運(yùn)用聚類分析將32個采樣點(diǎn)分為3類生境(圖2)：第1類生境主要受城市污水影響(Ⅰ和Ⅱ區(qū))；第2類生境主要受養(yǎng)殖業(yè)和農(nóng)村生活污水影響(Ⅴ、Ⅶ和Ⅷ區(qū))；第3類生境較少受人為干擾(Ⅲ、Ⅳ和Ⅵ區(qū)). 就水體和沉積物理化參數(shù)季節(jié)變化而言，除pH相對穩(wěn)定外，COD、NH3-N、TN和TPs 4月高于8月，而其他理化參數(shù)的值則8月高于4月；就空間分布而言，T、WD，DO和TCs值在生境3中最高，而其他理化參數(shù)的值則在生境1中最高(圖3). 由于2018年4月白洋淀實(shí)行生態(tài)補(bǔ)水，使8月白洋淀水位升高，有效降低了富營養(yǎng)化程度.

圖3 白洋淀不同時(shí)空水體和沉積物主要理化參數(shù)Fig.3 Main physical and chemical parameters of water and sediment in different time and space in Lake Baiyangdian

2.2 白洋淀3類生境碳、氮穩(wěn)定同位素值時(shí)空分異特征

2.2.1 白洋淀3類生境碳、氮穩(wěn)定同位素值空間分異特征 δ13C通常用來判斷生態(tài)系統(tǒng)中消費(fèi)者的食物來源[46-47]，不同食物來源的δ13C值存在差異. 本研究4月共采集16種消費(fèi)者(表1、表2)，生境1采集了3種，其δ13C值為-32.25‰～-28.37‰(均值-30.38‰±1.59‰)；生境2采集了12種，其δ13C值為-33.49‰～-29.14‰(均值-31.47‰±1.38‰)；生境3采集了15種，其δ13C值為-32.41‰～-28.56‰(均值-30.62‰±1.23‰)(圖4). 對于同一消費(fèi)者而言，如克氏原螯蝦在生境3中的δ13C值最高(-30.14‰)其次為生境2(-30.48‰)和生境1(-30.52‰). 8月共采集19種消費(fèi)者(表1、表2)，其中生境1

表1 白洋淀魚類群落樣品采集名錄

表2 白洋淀底棲動物群落樣品采集名錄

采集了8種，其δ13C值為-33.73‰～-26.66‰(均值-30.43‰±2.46‰)，生境2采集了12種，其δ13C值為-31.80‰～-26.15‰(均值-29.20‰±1.66‰)；生境3采集了15種，其δ13C值為-33.17‰～-25.19‰(均值-28.73‰±1.91‰)(圖4). 對于同一消費(fèi)者而言，如日本沼蝦在生境1、生境2和生境3中的δ13C值分別為-29.81‰、-29.77‰和-28.54‰.

就消費(fèi)者群落δ15N值而言：在4月，生境1的δ15N值 為12.61‰～14.36‰(均值13.64‰±0.75‰)，生境2的值為7.06‰～13.62‰(均值10.68‰±1.99‰)，生境3的值為6.31‰～12.51‰(均值9.76‰±1.88‰). 對于同一消費(fèi)者而言，如鯉魚δ15N值在生境1中最高(14.36‰)，而在生境3中最低(8.71‰)(圖4). 通過方差分析，結(jié)果表明3類生境消費(fèi)者群落的δ15N值存在顯著差異(F=3.362，P<0.05). 隨著富營養(yǎng)化程度增加，從生境3到生境1的δ15N值逐漸偏正. 在8月，生境1的 δ15N值為11.01‰～15.34‰(均值12.46‰±1.36‰)，生境2的值為9.05‰～14.80‰(均值12.22‰±1.80‰)，生境3的值為8.13‰～15.99‰(均值11.47‰±2.26‰). 對于同一消費(fèi)者而言，如梨形環(huán)棱螺的δ15N值在生境1最高(11.40‰)，而在生境3最低(8.48‰)(圖4). 人為活動引起的營養(yǎng)物質(zhì)輸入導(dǎo)致初級生產(chǎn)者δ15N值升高[48-49]，通過捕食-被捕食關(guān)系，進(jìn)而傳遞到整個食物網(wǎng). 因而在白洋淀對同種消費(fèi)者而言，δ15N值呈現(xiàn)顯著的空間差異，其值在生境1中最高，而在生境3中最低.

圖4 4月、8月不同生境底棲動物群落(三角形)和魚類群落(正方形)的δ13C和δ15N值Fig.4 The δ13C and δ15N for consumer benthic communities (triangles) and fish communities (squares) in different habitats in April and August

2.2.2 白洋淀3類生境碳、氮穩(wěn)定同位素時(shí)間分異特征 δ13C能夠表征生物中碳元素的來源[50-51]. 4月白洋淀消費(fèi)者群落的δ13C值為-33.49‰～-28.37‰，而8月為-33.73‰～-25.18‰，結(jié)果表明消費(fèi)者群落8月的食物來源比4月更廣[33]. 白洋淀消費(fèi)者群落的δ13C值低于草海濕地食物鏈底棲動物(-27.40‰～-24.53‰)和魚類(-26.10‰～-14.69‰)[52]，這可能與地理環(huán)境和生態(tài)系統(tǒng)碳源的差異有關(guān). 在4月，白洋淀消費(fèi)者群落δ15N值(11.36‰±1.54‰)比膠州食物網(wǎng)(11.98‰±1.77‰)[48]和三峽水庫魚類的δ15N值(11.98‰±2.25‰)低[40]；而在8月，白洋淀消費(fèi)者群落的δ15N值(12.05‰±1.81‰)略高于膠州食物網(wǎng)(11.98‰±1.77‰)和三峽水庫魚類的δ15N 值(11.98‰±2.25‰). 在8月(豐水期)，進(jìn)入雨季，由河流向湖泊生態(tài)系統(tǒng)遷移的氮迅速增加[52-55]，使沉水植物等初級生產(chǎn)者的δ15N值增大，通過食物網(wǎng)的傳遞，進(jìn)而使白洋淀消費(fèi)者的δ15N值增大. 運(yùn)用單因素方差分析，不同季節(jié)消費(fèi)者群落的δ13C值存在顯著差異(F=5.752，P<0.05)，而δ15N值未呈現(xiàn)顯著差異(P>0.05)，這與東洞庭湖魚類的δ15N值[33]研究結(jié)果一致. 且消費(fèi)者群落的δ13C和δ15N呈顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01)；這與草海濕地食物鏈的[50](r=-0.423，P<0.01)研究結(jié)果一致，而與東太湖的研究結(jié)果卻相反[56]. 相反的結(jié)果說明了不同湖泊同位素對環(huán)境變化的響應(yīng)不同. 由于白洋淀受人為活動干擾較大，使得白洋淀中基底物質(zhì)的氮同位素值變化較大[52].

2.3 白洋淀消費(fèi)者群落營養(yǎng)級時(shí)空分異特征

2.3.1 白洋淀消費(fèi)者群落營養(yǎng)級空間分異特征 在4月，消費(fèi)者群落在生境1中的營養(yǎng)級為3.54～4.06，生境2中的營養(yǎng)級為1.91～3.84，生境3中的營養(yǎng)級為1.69～3.51. 對于同一消費(fèi)者而言，如克氏原螯蝦，其營養(yǎng)級在生境1(TL=3.94)中最高，其次為生境2(TL=3.46)和生境3(TL=3.28)(圖5). 運(yùn)用方差分析，結(jié)果表明3類生境消費(fèi)者群落的營養(yǎng)級存在顯著差異(F=3.348，P<0.05). 在8月，消費(fèi)者群落在生境1中的營養(yǎng)級為2.38～3.66，生境2中的營養(yǎng)級為1.81～3.50，生境3中的營養(yǎng)級為1.53～3.85(圖5). 同一消費(fèi)者營養(yǎng)級在生境1最高，而在生境3中最低(圖5). 這主要是因?yàn)樯?中處于強(qiáng)人為干擾，富營養(yǎng)化程度較高，城市污水的排放使消費(fèi)者的δ15N值增高，因此消費(fèi)者群落營養(yǎng)級會受生境條件的影響[57]. 人為干擾會影響水生生態(tài)系統(tǒng)中生物的營養(yǎng)級[40]，例如魚類營養(yǎng)級在強(qiáng)人為干擾的水庫中要顯著高于低人為干擾的水庫[40]，且消費(fèi)者群落的δ15N值與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、生活排放的污水呈較高的相關(guān)性[58].

圖5 4、8月不同生境營養(yǎng)級Fig.5 Trophic level in different habitats in April and August

2.3.2 白洋淀消費(fèi)者群落營養(yǎng)級時(shí)間分異特征 在生境1中，4月和8月未見同種消費(fèi)者；生境2中同種消費(fèi)者的營養(yǎng)級4月高于8月，但差異不顯著；生境3中同種消費(fèi)者營養(yǎng)級4月低于8月，但差異也不顯著. 因此，白洋淀消費(fèi)者群落營養(yǎng)級沒有明顯的季節(jié)變化，這與東洞庭湖魚類的研究結(jié)果相同[33].

2.4 白洋淀浮游和底棲生物對消費(fèi)者群落碳源和氮源貢獻(xiàn)百分比的時(shí)空分異特征

4月和8月，白洋淀浮游生物對消費(fèi)者群落氮源貢獻(xiàn)百分比在生境1、生境2、和生境3中分別為45%和43%、39%和31%、20%和15%；底棲生物對消費(fèi)者群落氮源貢獻(xiàn)百分比分別為55%和57%、61%和69%、80%和85%(圖6). 浮游生物對消費(fèi)者群落氮源貢獻(xiàn)百分比4月高于8月，且最大值出現(xiàn)在生境1. 這可能是由于生境1受人為活動影響較大，導(dǎo)致水體和生物的δ15N值升高[59]，且浮游動物氮穩(wěn)定同位素值與水體中氮濃度有關(guān)[60]. 底棲生物對消費(fèi)者種群的氮源貢獻(xiàn)百分比在8月高于4月，這可能是因?yàn)槌了参镌谙募旧L旺盛，對消費(fèi)者的食物貢獻(xiàn)也隨之加大.

就浮游和底棲生物對消費(fèi)者群落碳源貢獻(xiàn)百分比而言(圖7)，底棲生物對消費(fèi)者的碳源貢獻(xiàn)百分比在8月高于4月，且生境3高于其他生境；浮游生物對消費(fèi)者的碳源貢獻(xiàn)百分比在4月高于8月，且生境1高于其他生境.

圖6 底棲和浮游生物對消費(fèi)者群落氮源貢獻(xiàn)占比Fig.6 Pelagic and benthic communities contribute percentages of nitrogen sources to consumer populations

圖7 底棲和浮游生物對消費(fèi)者群落的碳源貢獻(xiàn)占比Fig.7 Pelagic and benthic communities contribute percentages of carbon sources to consumer populations

2.5 富營養(yǎng)化對白洋淀消費(fèi)者群落碳、氮穩(wěn)定同位素特征的影響

不同種類消費(fèi)者群落的δ13C和δ15N組成呈現(xiàn)顯著差異，δ13C和δ15N值主要受食物來源、各來源比例以及生境等因素影響[61]. 湖泊生境變化會改變浮游植物等生產(chǎn)者的δ15N值，進(jìn)而影響消費(fèi)者的δ15N值[62]，有研究表明在磷輸入負(fù)荷增加后，初級生產(chǎn)者對氮的吸收也同時(shí)增加，降低了氮同位素分餾，使得15N值上升，進(jìn)而造成消費(fèi)者種群的δ15N值也隨之增加[63-64]. 因此，湖泊富營養(yǎng)化會改變生產(chǎn)者的δ13C和δ15N，進(jìn)而影響消費(fèi)者群落的δ13C和δ15N值.

表3 白洋淀消費(fèi)者群落的碳、氮穩(wěn)定同位素值 與環(huán)境因子相關(guān)性分析

Tab.3 Correlation analysis of carbon and nitrogen stable isotope values of consumer populations and environmental factors in Lake Baiyangdian

環(huán)境因子4月8月δ13Cδ15Nδ13Cδ15N水環(huán)境因子TP0.798?-0.784??0.762??沉積物因子TCs-0.782?0.864?-0.958??0.843??TNs0.786?-0.967??0.889??TOCs-0.842?0.885??-0.951??0.879??TPs-0.954??0.944??-0.713?0.656?

“-”表示不相關(guān). 本研究運(yùn)用相關(guān)性分析來明晰富營養(yǎng)化對白洋淀消費(fèi)者群落碳、氮穩(wěn)定同位素特征的影響，結(jié)果表明白洋淀消費(fèi)者群落的δ13C值與TP、TCs、TNs、TOCs、TPs等環(huán)境因子呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系；而δ15N值與TP、TCs、TNs、TOCs、TPs呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系(表3). 近年來白洋淀接受了流域大量的工業(yè)廢水、生活污水和農(nóng)業(yè)污水，導(dǎo)致白洋淀水體和沉積物中TP、TN等含量升高，湖泊富營養(yǎng)化較為嚴(yán)重，長期生活在這種重污染水體中的生物體內(nèi)δ15N值偏正[65]. 這與其他研究的結(jié)論一致[12]，即δ15N值會隨著湖泊富營養(yǎng)化水平的增加而逐漸偏正. 湖泊富營養(yǎng)化伴隨著大量的有機(jī)質(zhì)分解、溶解氧濃度降低，導(dǎo)致湖泊沉積物中微生物反硝化作用的增強(qiáng)，產(chǎn)生了較大的δ15N分餾[66]. 在反硝化過程中較輕的氮同位素隨著氮?dú)舛尫?，較重的氮同位素保留在剩余水體氮庫中，導(dǎo)致水體15N偏正，進(jìn)而使生活在其中的生物其δ15N值偏正[66]. 湖泊富營養(yǎng)化會影響浮游生物等食物源的δ13C值，進(jìn)而影響消費(fèi)者的δ13C值. 相關(guān)研究表明外源碳(δ13C值偏正)對浮游動物碳源的貢獻(xiàn)量在貧營養(yǎng)湖泊中較高[67]，致使浮游植物和浮游動物的δ13C值存在一定程度上的差異，即浮游動物碳源因受外源碳影響進(jìn)而使其δ13C值偏正；而在富營養(yǎng)湖泊中，浮游動物有機(jī)碳源主要受內(nèi)源碳(如浮游植物)的影響[68]，導(dǎo)致有機(jī)碳傳輸過程中浮游植物與浮游動物之間有較強(qiáng)的耦合作用并且δ13C顯著相似. 浮游生物δ13C值的變化，最終會影響以其為食物源的消費(fèi)者的δ13C值. 這些結(jié)論進(jìn)一步證實(shí)富營養(yǎng)化會影響水生生物的δ13C和δ15N值，進(jìn)而影響底棲和浮游生物對消費(fèi)者群落碳源和氮源貢獻(xiàn)的百分比.

3 結(jié)論

1)白洋淀消費(fèi)者群落的δ13C值呈現(xiàn)顯著的時(shí)空差異，消費(fèi)者群落的δ13C值受季節(jié)變化和生境條件的影響；而δ15N值和營養(yǎng)級呈現(xiàn)顯著的空間差異，季節(jié)變化不顯著，其主要與生境條件有關(guān).

2)白洋淀浮游生物和底棲生物對消費(fèi)者群落碳源和氮源貢獻(xiàn)百分比受到季節(jié)變化和生境條件的影響. 富營養(yǎng)化越強(qiáng)，則浮游生物對消費(fèi)者群落碳源和氮源貢獻(xiàn)百分比的值越高，底棲生物對消費(fèi)者群落碳源和氮源貢獻(xiàn)百分比的值越低，反之亦然.

3)湖泊富營養(yǎng)化會影響消費(fèi)者群落浮游生物/底棲生物對消費(fèi)者群落碳源和氮源貢獻(xiàn)的百分比，進(jìn)而影響湖泊生態(tài)系統(tǒng)的能流和物質(zhì)流.