濕地系統(tǒng)同時(shí)具備陸地生態(tài)系統(tǒng)與水生生態(tài)系統(tǒng)的特點(diǎn)（舒遠(yuǎn)琴和宋維峰，2020），在物質(zhì)循環(huán)、水質(zhì)凈化、生物多樣性維護(hù)等方面發(fā)揮著不可替代的作用（Huetal，2017）。水是維系濕地生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定的關(guān)鍵因素（孫凱歌，2023），濕地水質(zhì)的改變直接影響濕地的生態(tài)過程和生態(tài)功能。青藏高原是我國濕地分布最集中的區(qū)域，有著最為完整和原始的濕地生態(tài)系統(tǒng)（Zhangetal，2011）。受高寒、低氧及高海拔等極端環(huán)境因子的共同制約，高原濕地生態(tài)系統(tǒng)呈現(xiàn)出獨(dú)特的類型特征。其結(jié)構(gòu)-功能格局相對簡單，環(huán)境承載力較低，且生態(tài)恢復(fù)力顯著弱于其他濕地系統(tǒng)，表現(xiàn)出典型的生態(tài)脆弱性特征（Lietal，2020）。雅尼濕地屬于典型的高原河流濕地，以往關(guān)于該濕地的研究多聚焦于生物多樣性、景觀格局及氣候特征等方面。莽楊丹等（2019）研究了濕地內(nèi)不同功能區(qū)的土壤線蟲群落特征；趙文濤（2021）通過分析2006—2018年濕地公園的景觀格局變化進(jìn)行景觀健康評價(jià)；孫凱歌（2023）基于2019—2021年的生態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，探究了濕地氣候特征、植物群落特征以及土壤養(yǎng)分與植物多樣性的關(guān)系。然而，有關(guān)濕地水環(huán)境質(zhì)量的研究資料相對稀缺。因此，對雅尼濕地水體進(jìn)行評價(jià)具有一定現(xiàn)實(shí)意義。

水體水質(zhì)分析評價(jià)方法多樣，涵蓋單因子評價(jià)法、綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)法（TLI）、綜合污染指數(shù)法、主成分分析法（PCA）、綜合水質(zhì)指數(shù)法（WQI）、模糊數(shù)學(xué)評價(jià)法、人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)法等，各類方法均有其優(yōu)缺點(diǎn)。TLI法克服了單一因子評價(jià)富營養(yǎng)化的片面性，解決了營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)法（TSI中透明度（SD）等單項(xiàng)指標(biāo)變化較快且權(quán)重較大等問題，以相對穩(wěn)定的葉綠素a（Chl-a）濃度為基準(zhǔn)參數(shù)，綜合考慮相關(guān)指標(biāo)權(quán)重的差異，計(jì)算較為方便，被廣泛應(yīng)用于水體的營養(yǎng)狀況評價(jià)，尤其是大型水體（王明翠等，2002）。綜合污染指數(shù)法雖無法直接體現(xiàn)各指標(biāo)變化和水質(zhì)達(dá)標(biāo)情況，但結(jié)合單因子評價(jià)法，能判斷流域和斷面水環(huán)境質(zhì)量變化趨勢，為治理提供依據(jù)（許生軍，2024）。WQI水質(zhì)指數(shù)法能將水質(zhì)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為特定數(shù)字，高效評估水質(zhì)變化，反映整體水質(zhì)狀況，被廣泛用于各類水體（孫婷婷等，2023）。

在水質(zhì)評價(jià)基礎(chǔ)上，水環(huán)境污染源解析可識別污染物及來源，提出防治措施，研究方法有清單分析、擴(kuò)散模型和受體模型。清單分析通過核算污染源排放量或入河量進(jìn)行源解析，計(jì)算簡單，但入河系數(shù)不確定，難以推廣（謝經(jīng)朝等，2019）。擴(kuò)散模型只能定性研究，無法量化污染源貢獻(xiàn)率（陳鋒等，2016）。受體模型建立污染物濃度與來源的數(shù)量關(guān)系，常用模型有化學(xué)質(zhì)量平衡模型（CMB）、正定因子分解矩陣模型（PMF）和絕對主成分-多元線性回歸模型（APCS-MLR）。CMB模型需測定所有成分譜，操作復(fù)雜成本高（王在峰等，2015）。PMF模型無需統(tǒng)計(jì)污染源信息，可分析數(shù)據(jù)不確定性，但無法明確污染源數(shù)量，有誤差（周建華等，2020）。APCS-MLR模型操作簡單、參數(shù)少，可量化貢獻(xiàn)率（王美華，2023）。

因雅尼濕地流域面積大，水體情況復(fù)雜，本研究將濕地分為上、中、下游3段，采用TLI法、綜合污染指數(shù)法和WQI法結(jié)合，系統(tǒng)評估濕地污染水平。借助相關(guān)性分析、PCA分析對污染源開展定性判別，再利用APCS-MLR模型定量解析水體污染來源，以期為雅尼濕地環(huán)境監(jiān)控、治理與保護(hù)提供科學(xué)依據(jù)。

1材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)域位于西藏自治區(qū)林芝市的西藏雅尼國家濕地公園 （29^°23^′～29^°39^′N，94^°24^′～94^°52^′E） ，處于尼洋河與雅魯藏布江匯流處，包括巴宜區(qū)、米林縣的14個(gè)行政村，總面積 8 738hm² ，海拔 2920m 。研究區(qū)涵蓋雅尼濕地核心區(qū)域及其周圍支流流域，土壤類型以棕壤為主（凌智永，2022）。雅尼濕地屬于典型的高原河流濕地，受印度洋暖濕氣流和北方冷空氣的交替影響，氣候較溫暖濕潤，屬高原溫帶季風(fēng)半濕潤氣候（莽楊丹等，2019）。雅尼濕地生態(tài)系統(tǒng)保存較好，人為干擾較少，水量豐沛，平坦開闊，是多種水生動(dòng)植物、鳥類和小型哺乳動(dòng)物棲息的重要場所，更是珍貴優(yōu)質(zhì)淡水資源的匯集場所。

1.2樣品采集

按均勻分布原則，沿雅尼濕地水系兩側(cè)布置58個(gè)采樣點(diǎn)（圖1），濕地核心區(qū)域采樣點(diǎn)適當(dāng)密集。2023年5月（平水期），在58個(gè)采樣點(diǎn)各采1個(gè)水樣。采樣時(shí)取水器浸入水面下 20～50cm ，每個(gè)采樣點(diǎn)取上、中、下層水體混合，用 500mL 聚乙烯瓶收集并做好標(biāo)記，采集的水樣放入 4^°C 保溫箱，帶回實(shí)驗(yàn)室及時(shí)分析。采樣同時(shí)記錄采樣點(diǎn)坐標(biāo)及周圍環(huán)境情況。

1.3水質(zhì)理化指標(biāo)檢測方法

水體pH值、電導(dǎo)率（EC）、溶解性固體總量（TDS）和鹽度（Salt）指標(biāo)現(xiàn)場使用多參數(shù)水質(zhì)監(jiān)測儀（哈希Pocket Pro⁺ ）檢測。采用堿性過硫酸鉀消解紫外分光光度法（HJ636—2012）測定總氮（TN）含量，采用鉬酸銨分光光度法（GB/T11893一1989）測定總磷（TP）含量，采用納氏試劑分光光度法（HJ535—2009）測定氨氮 （NH₃–N） 含量，采用快速消解分光光度法（HJ/T399-2007）測定化學(xué)需氧量（COD）含量，TN、TP、 NH₃. -N和COD均使用多參數(shù)水質(zhì)測定儀（連華科技5B3BV19）進(jìn)行測定。采用乙醇萃取分光光度法（HJ897—2017）測定Chl-a含量，使用紫外可見分光光度計(jì)（德國ANALYTIKJENASPE-CORD""50PLUS）進(jìn)行測定。

1.4水質(zhì)評價(jià)方法

1.4.1TLI指數(shù)濕地水體富營養(yǎng)化受多種環(huán)境因子影響，其中最為重要的污染物為營養(yǎng)元素，即氮（N）、磷（P）、碳（C），而Chl-a則是富營養(yǎng)化最重要的表征指標(biāo)（王林等，2023），對水體綜合營養(yǎng)狀態(tài)的評估具有決定作用。因此，將TN、TP、COD及Chl-a作為綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)的評價(jià)指標(biāo)。計(jì)算公式如下：

式中： m 為參與評價(jià)的主要指標(biāo)個(gè)數(shù)； W_j 為第 j 種指標(biāo)的營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)的相關(guān)權(quán)重； T_LI（j） 為第 j 種指標(biāo)的營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)。

由于該評價(jià)方法是以Chl-a為基準(zhǔn)參數(shù)計(jì)算，所以第 j 種指標(biāo)歸一化的相關(guān)權(quán)重計(jì)算公式為：

式中： r_ij 為第 j 種指標(biāo)與Chl-a的相關(guān)系數(shù)。Chl-a與其他參數(shù)之間的相關(guān)關(guān)系 r_ij?r_ij² 與 W_j 見表1（金相燦和屠清瑛，1990）。

各營養(yǎng)狀態(tài)計(jì)算指數(shù)公式為：

根據(jù)TLI指數(shù)值將濕地營養(yǎng)狀態(tài)分為5個(gè)等級（王明翠等，2002）： TLI（Σ）lt;30 為貧營養(yǎng)， 30?TLI（Σ）lt;50 為中營養(yǎng)， 50≤TLI（Σ）lt;60 為輕度富營養(yǎng)， 60?TLI（Σ） lt;70 為中度富營養(yǎng)， TLI（Σ）?70 為重度富營養(yǎng)。

1.4.2綜合污染指數(shù)采用各水質(zhì)指標(biāo)的實(shí)測值與其評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)之比作為污染指數(shù)，然后通過等權(quán)重平均得到綜合污染指數(shù)。綜合污染指數(shù)法的計(jì)算公式如下：

式中： C_i 為第 i 項(xiàng)指標(biāo)實(shí)測濃度； S_i 為根據(jù)《地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》（GB3838—2002）I類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定的 i 項(xiàng)指標(biāo)的濃度； P_i 為第 i 項(xiàng)指標(biāo)的污染指數(shù)； n 為水質(zhì)指標(biāo)個(gè)數(shù)； K_i 為污染分擔(dān)率。評價(jià)分級為準(zhǔn)如表2所示。

1.4.3WQI水質(zhì)指數(shù)通過WQI水質(zhì)指數(shù)法對雅尼濕地進(jìn)行評價(jià)，可實(shí)現(xiàn)水環(huán)境質(zhì)量優(yōu)劣的指數(shù)模型定量化表達(dá)，定量評價(jià)污染程度（羅桂林和田林鋒，2021），其計(jì)算公式為：

式中： W_QI 為水質(zhì)綜合指數(shù)； n 為參與計(jì)算的水質(zhì)指標(biāo)的個(gè)數(shù)； C_i 為第 i 種指標(biāo)的歸一化值； P_i 為第 i 種指標(biāo)的相對權(quán)重，根據(jù)水質(zhì)指標(biāo)對水生生物的重要性進(jìn)行劃分，其取值范圍為1＼～4（Wuetal，2018）。 C_i 值和 P_i 值在國內(nèi)外眾多學(xué)者研究中都進(jìn)行過驗(yàn)證，如表3所示。本文利用所采集到的7個(gè)水質(zhì)指標(biāo)（pH、TN、TP、 NH₃ -N、COD、EC、TDS）計(jì)算WQI值，在對雅尼濕地58個(gè)水樣進(jìn)行檢測后，將各指標(biāo)測量值進(jìn)行歸一化賦值處理，WQI值在0＼～100之間被劃分為5個(gè)等級：差 （0≤WQI?25） 、一般 （25

1.5APCS-MLR模型

APCS-MLR是以APCS為自變量 （A） ，以各理化指標(biāo)實(shí)測值為因變量進(jìn)行多元線性回歸，利用回歸系數(shù)計(jì)算污染源的貢獻(xiàn)率（霍明珠，2021）。步驟如下：

對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，公式為：

式中： Z_ij 為標(biāo)準(zhǔn)化的值； C_ij 為樣品中理化指標(biāo) i 的測量含量； 為理化指標(biāo)平均濃度； σ_i 為理化指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差。

引入濃度0的樣本，公式為：

將公式 ① 中 Z_ij 減去公式 ? 中的 （Z₀）_i 得到 A_p

A_p=Z_ij-（Z₀）_i

用理化指標(biāo)實(shí)測濃度數(shù)據(jù)與 A_p 做多元線性回歸，得到每個(gè)元素的回歸方程，利用方程模擬每個(gè)理化指標(biāo)的擬合值，通過擬合值與實(shí)測值的擬合分析，以驗(yàn)證APCS-MLR模型在研究區(qū)的準(zhǔn)確性。計(jì)算公式為：

式中： C_im 為理化指標(biāo) i 的擬合值； b_0i 為回歸方程中的常數(shù)項(xiàng)； b_pi 是源 p 對理化指標(biāo) i 的回歸系數(shù)； A_p 為調(diào)整后的因子 p 得分?jǐn)?shù)； A_p?b_pi 為源 p 對該指標(biāo)的貢獻(xiàn)量。

在計(jì)算污染源貢獻(xiàn)過程中存在負(fù)值，為了解決該問題，Haji等（2016）使用絕對值計(jì)算污染源的貢獻(xiàn)率。解析出源的貢獻(xiàn)率公式為：

式中： P 為污染源的貢獻(xiàn)率。

1.6數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)處理使用Excel2010和IBMSPSS25.0軟件進(jìn)行。采樣點(diǎn)圖使用ArcGIS10.6繪制，其他圖使用Origin2021繪制。

2結(jié)果與分析

2.1雅尼濕地水質(zhì)統(tǒng)計(jì)特征

從表4可以看出，研究區(qū)濕地水體 pH 為 7.69～ 9.87，平均8.59，呈弱堿性，具有較強(qiáng)的緩沖能力；根據(jù)《地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》（GB3838—2002），雅尼濕地58個(gè)水樣中TN均值為 0.224mg/L ，達(dá)到Ⅱ類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)；TP、 NH₃ -N和COD的均值分別為0.015、0.084和 7.767mg/L ，均達(dá)到I類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)，表明研究區(qū)總體水質(zhì)優(yōu)良。EC為 15.10～221.00μS/cm ，均值為 118.57μS/cm ; TDS 為 7.4～114.0mg/L ，均值為56.7mg/L ，表明雅尼濕地整體為弱堿性淡水（ TDS^lt; 1000mg/L ）（李軍等，2010）；Salt為 0.01～0.14g/L ，均值為 0.07g/L 。

變異系數(shù)（CV）反映各指標(biāo)的離散程度，一般可將CV劃分為以下3類（師環(huán)環(huán)等，2021）： CV?20% ，低變異度； 20%50% ，高變異度。 pH 屬于低變異，說明其在研究區(qū)范圍內(nèi)波動(dòng)很?。籈C、TDS和Salt屬于中等變異度；其余5個(gè)指標(biāo)屬于高變異度，這說明其在區(qū)域空間上的分布存在顯著差異，可能是由于人類活動(dòng)作用影響導(dǎo)致其空間差異性較大（彭紅霞等，2021）。

各高原濕地對比見表5。除了若爾蓋濕地和納帕海濕地外，雅尼濕地的pH與其他濕地相比較高，水質(zhì)堿性更強(qiáng)；TN含量與MitikaWetland相當(dāng)，略低于扎西崗濕地和拉魯濕地，明顯低于其他8個(gè)濕地；TP含量與納帕海濕地相當(dāng)，但納帕海濕地TP含量的最高值遠(yuǎn)高于雅尼濕地，其余濕地TP含量均高于雅尼濕地； NH₃ -N含量明顯低于若爾蓋濕地、扎西崗濕地、拉魯濕地和茶巴朗濕地，略低于其余濕地；COD含量明顯低于若爾蓋濕地和拖烏山濕地，接近其余濕地含量；雅尼濕地的Chl-a含量均低于草海濕地和AncharWetland濕地；EC、TDS和Salt值均處于較低水平。綜上，雅尼濕地水體中的理化指標(biāo)低于或接近于其他高原濕地，水體質(zhì)量相對較為良好。

2.2雅尼濕地水質(zhì)評價(jià)

2.2.1雅尼濕地富營養(yǎng)化評價(jià)通過綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)法計(jì)算出雅尼濕地水體的營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)為36.88，屬于中營養(yǎng)型，說明研究區(qū)水體營養(yǎng)狀況總體良好。2.2.2綜合污染指數(shù)評價(jià)對58個(gè)采樣點(diǎn)的污染指數(shù)進(jìn)行計(jì)算得到表6。雅尼濕地的綜合污染指數(shù)為0.74，水質(zhì)級別為輕污染。

根據(jù)綜合污染指數(shù)計(jì)算出4項(xiàng)水質(zhì)指標(biāo)的污染分擔(dān)率，如圖2所示。雅尼濕地流域內(nèi)的TN單項(xiàng)污染指數(shù)為1.12，污染分擔(dān)率為 37.8% ；TP單項(xiàng)污染指數(shù)為0.76，污染分擔(dān)率在 25.7% NH₃ -N和COD污染分擔(dān)率分別為 18.9% 和 17.6% 。TN和TP的污染分擔(dān)率占比達(dá)到 63.5% ，高于 NH₃–N 和COD。說明在參與評價(jià)的4個(gè)指標(biāo)中，TN和TP是主要的影響因子。2.2.3WQI水質(zhì)指數(shù)評價(jià)雅尼濕地流域各采樣點(diǎn)WQI值和分級比例結(jié)果見圖3。研究區(qū)各采樣點(diǎn)的WQI值為 67.06～97.06 ，所有采樣點(diǎn)水質(zhì)等級均在中等及其以上，以“良好\"和“優(yōu)秀\"等級為主，“良好”和“優(yōu)秀”等級均占總體的 48.3% ，“中等\"等級僅占3.4% 。濕地整體的WQI平均值為89.20，屬于“良好\"等級。58個(gè)采樣點(diǎn)中只有S18和S20處于中等水質(zhì)，可能因?yàn)檫@2個(gè)采樣點(diǎn)位于米瑞村和色果繞村附近，屬于雅尼濕地核心區(qū)域，周圍農(nóng)田密布，農(nóng)牧活動(dòng)頻繁，對采樣點(diǎn)的水質(zhì)造成一定影響。

采用不同評價(jià)方法得到的水質(zhì)狀況及主要污染物種類可能存在一定的差異。結(jié)合3種評價(jià)方法的結(jié)果可以看出，雅尼濕地雖然部分點(diǎn)位呈現(xiàn)出輕微污染，但總體上水質(zhì)和營養(yǎng)狀況都處于良好水平。同時(shí)TLI法和綜合污染指數(shù)法均指出N、P是影響雅尼濕地水質(zhì)的主要因子，為后續(xù)進(jìn)行污染溯源提供依據(jù)。

2.3濕地水質(zhì)理化指標(biāo)污染源解析

2.3.1相關(guān)性分析相關(guān)性可以反映指標(biāo)之間的聯(lián)系，相關(guān)性越高的2種指標(biāo)更可能具有相同的來源或遷移轉(zhuǎn)化途徑。對58個(gè)濕地水體9個(gè)理化指標(biāo)的皮爾遜（Pearson）相關(guān)性分析結(jié)果顯示， pH 與TP存在極顯著正相關(guān)性 （Plt;0.001） ；TN與 NH₃ -N、EC存在顯著正相關(guān)性 （Plt;0.01） ，說明濕地水體中 NH₃–N，EC 含量可能對TN產(chǎn)生影響。TN與TDS、Salt存在正相關(guān)性 （Plt;0.05） 。TP與 NH₃–N 存在極顯著正相關(guān)性中 （Plt;0.001） 。EC、TDS、Salt兩兩之間存在極顯著正相關(guān)性 （Plt;0.001） ，說明這3個(gè)指標(biāo)之間可能具有相似的污染源或存在相互轉(zhuǎn)移變化的作用。一般情況下，EC越高，Salt越高，TDS也越高。EC、TDS和Salt雖然不是同一個(gè)概念，但是三者之間是有密切的關(guān)系的。COD與EC、TDS、Salt之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系（Plt;0.05） ，表明隨著水中COD含量的增加，EC、TDS、Salt含量呈現(xiàn)下降趨勢。Chl-a與其他8種理化指標(biāo)相關(guān)性均不顯著，說明Chl-a的含量受其他指標(biāo)變化的影響不大，可能存在不同的來源（圖4）。

2.3.2主成分分析通過主成分分析對濕地水體理化指標(biāo)進(jìn)行進(jìn)一步解析，結(jié)果顯示Kaiser-Meyer-Olkin（KMO）檢驗(yàn)系數(shù)為 0.674（gt;0.5） ，Bartlett球體檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值顯著性概率 Plt;0.05 ，表明本研究數(shù)據(jù)適用于主成分因子載荷分析。為消除不同水質(zhì)指標(biāo)的量綱影響，先對水質(zhì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，再進(jìn)行主成分分析，分析結(jié)果見表7。結(jié)果表明，提取特征值 ?1 的公因子共4個(gè)，其方差貢獻(xiàn)率依次為

34.725%?17.948%?17.622%?12.202% ，前4個(gè)公因子累計(jì)貢獻(xiàn)率為 82.497% 。因此，這4個(gè)公因子可以有效反映原始水質(zhì)變量所蘊(yùn)含的信息，符合主成分分析的要求。

主成分分析結(jié)果（圖5）反映了各指標(biāo)與所屬主成分相關(guān)性，載荷系數(shù)越大越緊密，其中第1主成分（PC1）方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了 34.725% ，明顯大于其他3個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率，是影響水質(zhì)的最主要成分。EC、TDS和Salt在PC1上有較大載荷，均大于0.9。第2主成分（PC2）與pH、TP和COD的載荷系數(shù)較大。第3主成分（PC3）與TN和 NH₃ -N的載荷系數(shù)較大。第4主成分（PC4）解釋力最低，載荷主要以Chl-a為主。

2.3.3基于主成分得分的污染空間變化用表8中各水質(zhì)指標(biāo)的主成分載荷系數(shù)除以特征值的平方根，計(jì)算得到4個(gè)主成分中各水質(zhì)指標(biāo)相應(yīng)的特征向量，再以各水質(zhì)指標(biāo)的相關(guān)矩陣特征向量為權(quán)重，構(gòu)建4個(gè)主成分的函數(shù)表達(dá)式，見公式 ?～?（ 周銘浩等，2023）。將各主成分的方差貢獻(xiàn)率 α₁（34.725%） 、a₂（17.948% ） .a₃（17.622% ）、 .a₄（12.202%） 與總方差貢獻(xiàn)率 a_1～4（82.497%） 的比值作為權(quán)數(shù)，得出主成分綜合評價(jià)模型。

F1=0.038X1+0.031X-0.017X-0.064X4-0.068X5+0.041X6+0.183X7+0.184X8+0.175X9

F=0.453X-0.136X+0.333X-0.006X4+0.250X5 0.027X6+0.032X7+0.003X8+0.004X9

F₃==0.199X₁+0.372X₂+0.171X₃+0.471X₄+0.040X₅ 0.027X6-0.037X7-0.030X8-0.018X9 ?

F₄=-0.017X₁+0.201X₂-0.105X₃-0.156X₄+0.300X₅+ 0.825X₆+0.044X₇+0.072X₈+0.003X₉ ?

F=0.42092F₁+0.21756F₂+0.21361F₃+0.14791F₄

式中： F_n 為第 n 個(gè)主成分得分； X_n 為第 n 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化水質(zhì)數(shù)據(jù)； X₁ 為 pH 值； X₂ 為TN; X₃ 為TP； X₄ 為NH₃–N;X₅ 為COD; X₆ 為Chl-a; X₇ 為EC； X₈ 為TDS;X₉ 為Salt; F 為主成分分析綜合得分。

計(jì)算得出雅尼濕地采樣點(diǎn)的主成分得分和綜合主成分得分見圖6。采樣點(diǎn)得分值大小表示水質(zhì)污染程度，值越大則程度越高，反之越小。由圖6可知，雅尼濕地下游采樣點(diǎn)中，有近一半綜合得分 lt;0 ，采樣點(diǎn)得分值都較低，說明雅尼濕地下游區(qū)域污染較小，高值點(diǎn)的水質(zhì)主要受到PC1和PC2的影響。雅尼濕地中游大部分采樣點(diǎn)的綜合得分 gt;0 ，受到PC2、PC3和PC4的疊加影響。雅尼濕地上游幾乎所有采樣點(diǎn)的綜合得分都 lt;0 ，僅有1個(gè)采樣點(diǎn)得分 gt;0 ，主要受到PC1和PC2的影響，總的來說，濕地上游河段水質(zhì)狀況總體較為良好。

2.3.4污染源貢獻(xiàn)率分析在主成分分析的基礎(chǔ)上，利用APCS-MLR模型建立各主成分與水質(zhì)指標(biāo)的函數(shù)關(guān)系，并根據(jù)建立的函數(shù)關(guān)系預(yù)測水質(zhì)指標(biāo)濃度。利用擬合優(yōu)度 （R²） 來衡量模型對觀測值的擬合程度，當(dāng) R²gt;0.5 時(shí)，擬合效果較好（Lauetal，2010），文中9個(gè)指標(biāo)pH、TN、TP、 NH₃ -N、COD、Chl-a、EC、TDS和 Salt的 R² 分別為 0.786，0.657 F0.760?0.803?0.582?0.853?0.972?0.963 和0.931，表明兩者具有較好的一致性，說明該模型計(jì)算的污染解析結(jié)果具有較高的準(zhǔn)確性。在APCS-MLR模型中，由于數(shù)據(jù)自身或模型選取原因，會(huì)導(dǎo)致部分污染源未被識別（Zhouetal，2007），在本文中以未知源的形式進(jìn)行表示。

根據(jù)APCS-MLR模型可以獲得各污染源對水質(zhì)理化指標(biāo)的貢獻(xiàn)結(jié)果如圖7。雅尼濕地pH主要受氣候條件影響，在本文中以未知源為主。TN受到畜禽養(yǎng)殖-農(nóng)業(yè)混合源和未知源的影響較大，貢獻(xiàn)率分別為 42.46% 和 36.79% ;TP受到畜禽養(yǎng)殖-農(nóng)業(yè)混合源和未知源的影響較大，貢獻(xiàn)率分別為58.81% 和 24.92% NH₃–N 同樣也受畜禽養(yǎng)殖-農(nóng)業(yè)混合源和未知源的影響較大，貢獻(xiàn)率分別為59.19% 和 35.69% ；COD受到自然源和未知源的影響，貢獻(xiàn)率分別為 32.38% 和 36.19% ;Chl-a主要受到藻類暴發(fā)源的影響，貢獻(xiàn)率為 84.32% ;EC、TDS和Salt主要受自然源的影響，貢獻(xiàn)率分別為 73.73% F72.54%.71.14% 。

自然源對雅尼濕地水質(zhì)影響的貢獻(xiàn)率最大，為31.64% ，其次是貢獻(xiàn)率為 30.47% 的未知源和貢獻(xiàn)率為 23.30% 的畜禽養(yǎng)殖-農(nóng)業(yè)混合源。3類污染物TN、TP、 NH₃ -N的污染主要來源為畜禽養(yǎng)殖和農(nóng)田化肥，農(nóng)村生活對其的貢獻(xiàn)量遠(yuǎn)低于畜禽養(yǎng)殖及農(nóng)業(yè)污染源。雅尼濕地流域附近的村鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化程度不高，粗放式的農(nóng)業(yè)管理方式依然存在，由此帶來的農(nóng)業(yè)面源污染治理難度遠(yuǎn)超點(diǎn)源污染。因此，雅尼濕地首要解決的問題是提高畜禽養(yǎng)殖糞污資源化利用率，除此之外還要降低化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜等農(nóng)用化學(xué)品用量，才能緩解TN、TP及 NH₃ -N污染物的排放量，進(jìn)而全面對農(nóng)業(yè)面源污染進(jìn)行控制與防范。

3討論

3.1雅尼濕地污染源

綜合相關(guān)性分析和主成分分析結(jié)果，可以將9個(gè)理化指標(biāo)的來源劃歸為4類。

第I類：EC、TDS和Salt。這3個(gè)指標(biāo)都能夠表征水體中可溶性物質(zhì)的含量，在水文、地質(zhì)及地理?xiàng)l件基本相同的情況下，水體EC、TDS和Salt的變化存在著相關(guān)關(guān)系，與前文相關(guān)性分析中EC、TDS、Salt兩兩之間存在極顯著正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論一致，它們主要與氣候、水量、電解質(zhì)和底泥等密切相關(guān)，所以EC、TDS和Salt這3個(gè)指標(biāo)主要受到自然要素的影響。

第Ⅱ類：pH、TP和COD。這3個(gè)指標(biāo)能夠表征水中營養(yǎng)物的污染程度。水體中的磷一般來自生活污水和農(nóng)田徑流（張文博等，2024）。COD含量除了受到農(nóng)田徑流的影響，也受生活污水的影響（黃等，2023）。研究區(qū)村莊和農(nóng)田密布，生活和農(nóng)業(yè)污水未經(jīng)集中處理，無序排放可能對雅尼濕地的水質(zhì)造成影響，因此推測第Ⅱ類指標(biāo)主要來源于農(nóng)業(yè)和生活混合源。

第Ⅲ類：TN和 NH₃–N 。相關(guān)性分析顯示，TN和NH₃ -N之間具有極顯著的正相關(guān)關(guān)系。TN和 NH₃ -N均為N元素指標(biāo)，有研究指出畜禽養(yǎng)殖和農(nóng)田化肥是TN和 NH₃ -N最主要的來源，也是林芝地區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染最大的影響因素（郝守寧等，2017）。研究區(qū)農(nóng)業(yè)面積占比大，降雨會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染物隨著徑流匯入河道（王順天等，2020）。附近村莊村民養(yǎng)殖的牦牛、羊、馬等牲畜常聚集在濕地周圍，畜禽的排泄物質(zhì)未經(jīng)處理隨意排放進(jìn)入水系污染水源，因此推測TN和 NH₃ -N主要來源于畜禽養(yǎng)殖和農(nóng)業(yè)混合源。

第V類：Chl-a。Chl-a與其他指標(biāo)間相關(guān)性并不顯著。有研究表明，由于平水期河流水文條件平穩(wěn)，水量小，流速緩，環(huán)境變化不劇烈，加之較高的營養(yǎng)鹽條件，適宜藻類生長，更易發(fā)生藻類水華現(xiàn)象（何利聰?shù)龋?024；羅桂林和田林鋒，2021），因此推測Chl-a可能來源于水體藻類暴發(fā)過程的影響。

3.2不同河段污染源構(gòu)成及解析

由于雅尼濕地的面積大，水量多，濕地的內(nèi)部情況較為復(fù)雜，既有穩(wěn)定水流，也在內(nèi)部形成湖泊，這些自然和人文條件使雅尼濕地水體的污染因素比較復(fù)雜（高海濤，2023）。雅尼濕地下游水質(zhì)較差的采樣點(diǎn)主要是受有機(jī)物和營養(yǎng)元素的影響，超標(biāo)點(diǎn)位附近散布耕地和村莊，容易受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面源和村民生活點(diǎn)源的污染，使得濕地水質(zhì)下降。

濕地中游的污染源既受到農(nóng)村生活污水和農(nóng)業(yè)面源的影響，也受到水體藻類暴發(fā)造成的污染。經(jīng)過實(shí)地調(diào)查，雅尼濕地及其周邊無工礦企業(yè)和油井，濕地中游段兩側(cè)村落眾多，人口居住量較大（路璐等，2014），且該區(qū)域?qū)儆谘拍釢竦貒夜珗@核心區(qū)域，旅游業(yè)發(fā)達(dá)，人流量較大，周邊農(nóng)村居民和游客產(chǎn)生的生活污水和垃圾處理不規(guī)范，污染物通過地表徑流和地下淋溶等進(jìn)入水源地水體。有研究表明，受當(dāng)?shù)剞r(nóng)牧民生活風(fēng)俗的影響，研究區(qū)內(nèi)不存在水產(chǎn)養(yǎng)殖（郝守寧等，2018），所以林芝市的農(nóng)業(yè)面源污染源主要由農(nóng)村生活污水、農(nóng)田化肥流失、畜禽養(yǎng)殖3類營養(yǎng)源組成。研究區(qū)畜禽養(yǎng)殖總量較大，且相當(dāng)比例為畜禽散養(yǎng)戶，經(jīng)常有成群的馬和牦牛等進(jìn)入濕地，食草飲水，畜禽糞便直接排入濕地內(nèi)或者通過周邊溝渠進(jìn)入濕地。流域內(nèi)農(nóng)戶仍以傳統(tǒng)作業(yè)方式為主，化肥、農(nóng)藥施用強(qiáng)度高，降水容易造成農(nóng)田N、P流失（郝萌等，2023）。有研究顯示，由于中下游河段水生生物的物種豐富度高于上游河段，Chl-a在中下游匯集區(qū)域更廣（孫凱歌，2023）。

濕地上游水質(zhì)主要與自然源、濕地環(huán)境特征相關(guān)，但人為因素對水質(zhì)產(chǎn)生了一定影響，特別是農(nóng)業(yè)和生活活動(dòng)，使部分采樣點(diǎn)出現(xiàn)超標(biāo)現(xiàn)象。根據(jù)實(shí)地調(diào)研，雅尼濕地上游農(nóng)村人口分布比較疏散，人類活動(dòng)較少。高值點(diǎn)S52處于上中游交界處，南部分布有村莊和度假村，主要是孜拉崗村、嘎瑪村和嘎瑪康桑度假村，區(qū)域內(nèi)農(nóng)田面積大，農(nóng)戶以農(nóng)耕為主，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)頻繁，化肥、農(nóng)藥施用等原因使耕地內(nèi)大量未被吸收的N、P嚴(yán)重流失造成研究區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)污染（任培，2021）。有研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前農(nóng)村生活污水的處理設(shè)施不完善，污水直接排入地表水致使水質(zhì)指標(biāo)發(fā)生改變（盧少勇等，2017）?？傮w來說，雅尼濕地上游水質(zhì)優(yōu)于中、下游，與WQI評價(jià)的結(jié)果一致。

3.3基于APCS-MLR模型的污染源貢獻(xiàn)率剖析

水體污染往往是多種成因來源和作用途徑疊加綜合的結(jié)果，簡單地判別水體理化指標(biāo)來源不足以為區(qū)域水體污染治理提供足夠信息，需定量計(jì)算各類污染源對元素的相對貢獻(xiàn)率，確定主要污染源。從APCS-MLR分析結(jié)果（圖7可以看出，TN、TP和NH₃ -N主要受畜禽養(yǎng)殖-農(nóng)業(yè)混合源和未知源的影響較大；COD主要受到自然源和未知源的影響，有研究表明，濕地水生植物的生長代謝會(huì)向水體中釋放有機(jī)物，使?jié)竦厮w中COD增加（劉倩等，2022）；Chl-a主要受到藻類暴發(fā)源的影響；EC、TDS和Salt主要受自然源的影響。

TP的來源主要有2種，外源性磷和內(nèi)源性磷，外源性磷包括點(diǎn)源和非點(diǎn)源兩大類型，點(diǎn)源排放包括生活污水直接排放和工業(yè)廢水直接排放，非點(diǎn)源則包括大氣干濕沉降、地表徑流、水生生物殘骸及代謝廢物和底泥釋放等（鐘穎，2019）。濕地底泥是濕地營養(yǎng)物質(zhì)的重要儲(chǔ)存庫，也是濕地內(nèi)源性P的主要儲(chǔ)存場所。水體磷含量過低，會(huì)限制水體的初級生產(chǎn)力，但是過量的P會(huì)使水質(zhì)變壞，引發(fā)湖泊富營養(yǎng)化和赤潮（李慧等，2021）。綜上，雅尼濕地水體中TP含量的變異系數(shù)很高，波動(dòng)幅度大，說明并非為直接性的點(diǎn)源污染，實(shí)地調(diào)研也并未發(fā)現(xiàn)有工業(yè)污水排放，隨著當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)量的增長，農(nóng)牧業(yè)活動(dòng)更加頻繁，在保留著青藏高原典型的農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)方式的同時(shí)引入了現(xiàn)代助力農(nóng)牧業(yè)發(fā)展的新技術(shù)，相關(guān)研究表明，畜禽養(yǎng)殖為TP的主要來源，農(nóng)田化肥是次要來源（郝守寧等，2017）。

未知源對pH、TN、TP、 NH₃ -N和COD均有較大的絕對貢獻(xiàn)率，相似的結(jié)果也出現(xiàn)在其他研究中。有研究指出未識別源對沱河TN貢獻(xiàn)率最大（后?？档龋?021），還有研究顯示未識別源對長潭水庫庫區(qū)COD、NH₃ -N、TP的貢獻(xiàn)率可達(dá)三至四成（劉莊等，2023）。這可能與基于數(shù)理統(tǒng)計(jì)方法對污染源解析存在一定的主觀性和局限性有關(guān)，可進(jìn)一步結(jié)合不同污染源特性開展相應(yīng)的專項(xiàng)研究（Wangetal，2020）。

4結(jié)論

（1）雅尼濕地水質(zhì)總體優(yōu)良。濕地TP、 NH₃ -N和COD均達(dá)到地表水I類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)，TN達(dá)到地表Ⅱ類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)。雅尼濕地TLI為36.88，為中營養(yǎng)狀態(tài)；綜合污染指數(shù)為0.74，表現(xiàn)為輕污染，TN和TP值的污染分擔(dān)率占比達(dá)到 60% 以上，是濕地水體主要的污染因子之一；WQI水質(zhì)指數(shù)總體處于“良好”水平。要加強(qiáng)對營養(yǎng)元素N和P的日常監(jiān)測。

（2）PCA法分析雅尼濕地主要受4個(gè)主成分影響，其方差貢獻(xiàn)率分別為 34.725% 、 17.948% /17.622%?12.202%?P（ C1與EC、TDS、Salt載荷系數(shù)較大，推測為自然源，PC2與pH、TP、COD載荷系數(shù)較大，推測為農(nóng)業(yè)-生活源；PC3與 TN.NH₃. N載荷系數(shù)較大，推測為畜禽養(yǎng)殖-農(nóng)業(yè)混合源，PC4與Chl-a載荷系數(shù)較大，推測為藻類暴發(fā)源；根據(jù)主成分/綜合主成分得分，雅尼濕地水質(zhì)總體是上游比中下游好。

（3）APCS-MLR模型得到， TN，TP，NH₃–N 受畜禽養(yǎng)殖-農(nóng)業(yè)混合源和未知源的影響較大，COD受自然源和未知源的影響較大，Chl-a主要受藻類暴發(fā)源的影響，EC、TDS和Salt主要受自然源的影響。TN、TP和 NH₃–N 的主要來源為畜禽養(yǎng)殖和農(nóng)田化肥。因此，在區(qū)域水環(huán)境治理時(shí)，應(yīng)首先關(guān)注農(nóng)業(yè)、畜禽養(yǎng)殖業(yè)對水體的污染，全面加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源排放的管理和對流域水環(huán)境的監(jiān)測。

參考文獻(xiàn)

陳鋒，孟凡生，王業(yè)耀，等，2016.多元統(tǒng)計(jì)模型在水環(huán)境污染 物源解析中的應(yīng)用[J].人民黃河，38（1）：79-84.

CHEN F，MENG F S，WANG Y Y， et al，2016.Application of multivariate statistical analysis in the source apportionment of surface water[J]. Yellow River， 38（1）：79-84.

陳麗華，喻記新，李麗，等，2018.基于TLI和PCA的貴州草海 水質(zhì)狀況評價(jià)[J].長江科學(xué)院院報(bào)，35（8）：40-45.

CHENL H，YUJX，LI L，et al，2018. Water quality asessment of Caohai Lake in Guizhou based on trophic state index and principal component analysis[J]. Journal of Yangtze River Scientific Research Institute， 35（8）：40-45.

高海濤，2023.拉薩河下游濕地水環(huán)境理化特性及污染風(fēng)險(xiǎn) 評價(jià)[D].拉薩：西藏大學(xué).

顧城天，羅彬，王恒，等，2020.若爾蓋高原濕地水質(zhì)演變特征 及氮磷累積效應(yīng)[J].水土保持研究，27（4）：47-53.

GU C T， LUO B，WANG H， et al， 2020. Water quality evolution and effect of nitrogen and phosphorus accumulation inwetland of Ruoergai Plateau[J]. Research of Soil and Water Conservation， 27（4）：47-53.

郝萌，閆禎，黃一恒，等，2023.延安市集中式飲用水水源地水 質(zhì)評價(jià)[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，44（4）：736-744.

HAO M， YAN Z，HUANG Y H， et al，2023. Water quality evaluation of centralized drinking water sources in Yan'an City[J]. Research of Agricultural Modernization， 44（4）：736-744.

郝守寧，付意成，2017.林芝市農(nóng)業(yè)面源污染負(fù)荷時(shí)空變化與 分布特征[J].農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào)，36（7）：1308-1315.

HAO SN，F(xiàn)U Y C， 2017. Spatio-temporal changes and distribution characteristics of pollutant loads from agricultural non-point sources in Nyingchi， Tibet[J]. Journal of AgroEnvironment Science， 36（7）：1308-1315.

郝守寧，白慶芹，張志偉，等，2018.林芝市農(nóng)業(yè)面源污染排放 特征解析[J].灌溉排水學(xué)報(bào)，37（8）：115-120.

何利聰，王東偉，張敏瑩，等，2024.淮河中游葉綠素a的時(shí)空 分布特征及富營養(yǎng)化評價(jià)[J].大連海洋大學(xué)學(xué)報(bào)，39（1）： 114-123.

HE L C， WANG D W， ZHANG MY， et al， 2024. Spatial and temporal distribution of chlorophyll a concentration and eutrophication evaluation in the middle reaches of Huaihe River[J]. Journal of Dalian Ocean University， 39（1）： 114- 123.

后希康，張凱，段平洲，等，2021.基于APCS-MLR模型的沱 河流域污染來源解析[J].環(huán)境科學(xué)研究，34（10）：2350- 2357.

HOU X K， ZHANG K，DUAN P Z， et al， 2021. Pollution source apportionment of Tuohe River based on absolute principal component score-multiple linear regression[J]. Research of Environmental Sciences，34（10）：2350-2357.

黃熵，闕思思，羅晗郁，等，2023.長江流域重點(diǎn)斷面水質(zhì)時(shí)空 變異特征及污染源解析[J].環(huán)境工程學(xué)報(bào)，17（8）：2468- 2483.

HUANGY，QUESS，UOHY，etal，2023.Spatial and temporal variability of water quality at key cross-sections in the Yangtze River Basin and analysis of pollution sources [J]. Chinese Journal of Environmental Engineering，17（8）： 2468-2483.

霍明珠，2021.基于APCS-MLR的農(nóng)田重金屬污染源解析 [D].北京：中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院.

金相燦，屠清瑛，1990.湖泊富營養(yǎng)化調(diào)查規(guī)范[M].第2版. 北京：中國環(huán)境科學(xué)出版社.

李慧，雷沛，李珣，等，2021.天津市北大港濕地沉積物氮磷分 布特征及污染評價(jià)[J].環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào)，41（10）：4086-4096.

LI H，LEI P，LI X， et al， 2021. Distribution characteristics and pollution assessment of nitrogen and phosphorus in sedimentsfrom Beidagang Wetland in Tianjin City[J].Acta Scientiae Circumstantiae， 41（10）：4086-4096.

李軍，劉叢強(qiáng)，岳甫均，等，2010.天津地區(qū)地表水咸化的水化 學(xué)證據(jù)[J].環(huán)境化學(xué)，29（2）：285-289.

LIJ，LIUCQ，YUEFJ，etal，2010.Hydrochemical evidence of surface water salinization process in the Tianjin coastal plain，China[J].Environmental Chemistry，29（2）：285-289.

李寧云，2006.納帕海濕地生態(tài)系統(tǒng)退化評價(jià)指標(biāo)體系研究 [D].昆明：西南林學(xué)院.

凌智永，2022.雅魯藏布江流域晚第四紀(jì)黃土沉積與環(huán)境演 變[D].蘭州：蘭州大學(xué).

劉倩，趙娥，王克煥，等，2022.青藏高原天然濕地水環(huán)境特征 和水質(zhì)凈化能力分析[J].水生生物學(xué)報(bào)，46（12）：1797- 1806.

LIUQ， ZHAOE，WANGKH， et al， 2022.Water environment characteristics and water purification capacity of natural wetlands in the Qinghai-Tibet plateau[J].Acta Hydrobiologica Sinica， 46（12）：1797-1806.

路璐，趙元藝，柳建平，等，2014.江西德興銅礦區(qū)大塢河流域 環(huán)境介質(zhì)中Cu含量變化趨勢[J].地質(zhì)通報(bào)，33（8）：1205- 1212.

LUL，ZHAOYY，LIUJP，etal，2014.Trend analysisof Cu contamination in environmental media of the Dawu River in the Dexing copper mine， Jiangxi Province[J]. Geological Bulletin of China， 33（8）：1205-1212.

盧少勇，張萍，潘成榮，等，2017.洞庭湖農(nóng)業(yè)面源污染排放 特征及控制對策研究[J].中國環(huán)境科學(xué)，37（6）：2278- 2286.

LU S Y， ZHANG P， PAN C R， et al， 2017. Agricultural nonpoint source pollution discharge characteristic and its control measures of Dongtinghu Lake[J]. China Environmental Science， 37（6）：2278-2286.

盧思，2009.公路建設(shè)對高原濕地生態(tài)系統(tǒng)健康影響的研究： 以拖烏山濕地系統(tǒng)為例[D].雅安：四川農(nóng)業(yè)大學(xué)，

羅桂林，田林鋒，2021.基于WQI法的寧夏湖泊藻類暴發(fā)過 程水環(huán)境質(zhì)量變化及溯源探究[J].環(huán)境化學(xué)，40（7）： 2073-2082.

LUOG L，TIAN L F，2021. Study on water environmental quality change and source tracing of algae bloom in lakes of Ningxia based on WQI method[J]. Environmental Chemistry， 40（7）：2073-2082.

莽楊丹，薛會(huì)英，羅大慶，等，2019.雅尼濕地公園不同功能區(qū) 土壤線蟲群落結(jié)構(gòu)特征[J].高原農(nóng)業(yè)，3（4）：399-406.

彭紅霞，侯清芹，曾敏，等，2021.雷州半島地下水化學(xué)特征及 控制因素分析[J].環(huán)境科學(xué)，42（11）：5375-5383.

PENG H X，HOU Q Q， ZENG M， et al， 2021. Hydrochemical characteristics and controlling factors of groundwater in the Leizhou Peninsula[J]. Environmental Science， 42（11）： 5375-5383.

任培，2021.拉薩河流域農(nóng)用地土壤重金屬污染現(xiàn)狀調(diào)查分 析[D].拉薩：西藏大學(xué).

師環(huán)環(huán)，潘羽杰，曾敏，等，2021.雷州半島地下水重金屬來源 解析及健康風(fēng)險(xiǎn)評價(jià)[J].環(huán)境科學(xué)，42（9）：4246-4256.

SHI H H， PAN Y J， ZENG M， et al， 2021. Source analysis and health risk assessment of heavy metals in Groundwater of Leizhou Peninsula[J]. Environmental Science，42（9）：4246- 4256.

舒遠(yuǎn)琴，宋維峰，2020.我國濕地生態(tài)系統(tǒng)健康評價(jià)研究進(jìn)展 [J].亞熱帶水土保持，32（2）：21-25.

孫凱歌，2023.西藏雅尼國家濕地公園生態(tài)監(jiān)測分析[D].林 芝：西藏農(nóng)牧學(xué)院.

孫婷婷，涂耀仁，羅鵬程，等，2023.2008一2022年上海大蓮湖 濕地營養(yǎng)鹽時(shí)空分布特征、水質(zhì)評價(jià)及來源解析[J].湖 泊科學(xué)，35（3）：886-901.

SUN T T， TU Y R，LUO PC， et al， 2023. Temporal-spatial distributions， water quality evaluation，and source identifications of nutrients in Lake Dalian wetland， Shanghai， 2008- 2022[J]. Journal of Lake Sciences， 35（3）：886-901.

王林，王祥，周超，等，2023.連云港主要入海河流葉綠素a及 綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)遙感定量反演[J].光譜學(xué)與光譜分 析，43（10）：3314-3320.

WANG L， WANG X， ZHOU C， et al， 2023. Remote sensing quantitative retrieval of chlorophyll a and trophic level index in main seagoing rivers of Lianyungang[J]. Spectroscopy and Spectral Analysis， 43（10）：3314-3320.

王美華，2023.PCA-APCS-MLR和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的典型農(nóng)田土壤 重金屬來源解析[J].環(huán)境科學(xué)，44（6）：3509-3519.

WANG M H， 2023. Source analysis of heavy metals in typical farmland soils based on PCA-APCS-MLR and geostatistics[J]. Environmental Science， 44（6）：3509-3519.

王明翠，劉雪芹，張建輝，2002.湖泊富營養(yǎng)化評價(jià)方法及分 級標(biāo)準(zhǔn)[J].中國環(huán)境監(jiān)測，（5）：47-49.

WANG M C，LIU X Q， ZHANG JH， et al， 2002. Evaluate method and classification standard on lake eutrophication [J]. Environmental Monitoring in China， （5）：47-49.

王順天，雷俊山，賈海燕，等，2020.三峽水庫2003—2017年 水質(zhì)變化特征及成因分析[J].人民長江，51（10）：47-53.

WANG S T，LEIJS，JIA H Y， et al， 2020. Water quality characteristics and causes analysis of Three Gorges Reservoir from 2003 to 2017[J]. Yangtze River， 51（10）：47-53.

王在峰，張水燕，張懷成，等，2015.水質(zhì)模型與CMB相耦 合的河流污染源源解析技術(shù)[J].環(huán)境工程，33（2）：135- 139.

謝經(jīng)朝，趙秀蘭，何丙輝，等，2019.漢豐湖流域農(nóng)業(yè)面源污染 氮磷排放特征分析[J].環(huán)境科學(xué)，40（4）：1760-1769.

XIE J Z， ZHAO X L，HE B H， et al， 2019.Analysis of the characteristics of nitrogen and phosphorus emissions from agricultural non-point sources on Hanfeng Lake Basin[J]. Environmental Science， 40（4）：1760-1769.

謝鵬程，曾馨蓉，熊健，等，2023.巴嘎雪濕地水環(huán)境質(zhì)量分析 研究[J].化工管理，（26）：44-47.

許生軍，2024.基于生態(tài)安全的流域水污染綜合整治應(yīng)用探 討[J].能源與環(huán)境，（2）：128-130.

張文博，余香英，薛弘濤，等，2024.基于APCS-MLR模型的 九洲江廣東段不同水期水質(zhì)變化特征及污染來源解析 [J].農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào)，43（2）：401-410.

ZHANG WB， YUXY，XUE HT， et al，2024.Characteristics of water quality and pollution source apportionment in wet season and dry season based on absolute principal component score-multiple linear regression in Guangdong section of Jiuzhou River[J]. Journal of Agro-Environment Science， 43（2）：401-410.

趙文濤，2021.西藏雅尼國家濕地公園景觀健康評價(jià)[D].拉 薩：西藏大學(xué).

鐘穎，2019.綿遠(yuǎn)河水體富營養(yǎng)化成因與磷來源識別[D].成 都：成都理工大學(xué).

周建華，李曉偉，陳鋒，2020.污染物源解析技術(shù)正定矩陣因 子分析法的現(xiàn)狀研究[J].北華航天工業(yè)學(xué)院學(xué)報(bào)，30（4）： 10-12.

周銘浩，李彤，林學(xué)明，等，2023.北江干流及主要支流水質(zhì)及 其時(shí)空變化特征[J].水土保持通報(bào)，43（5）：111-120.

ZHOU M H， LI T，LIN X M，et al， 2023. Water quality and spatial-temporal variation characteristics from main stream and main tributaries of North River[J].Bulletin of Soil and Water Conservation， 43（5）：111-120.

AN R Z， LIU Y， PAN C M， et al， 2023.Water quality determines protist taxonomic and functional group composition in a high-altitude wetland of international importance[J]. Science of the Total Environment， 880：163308.

HAJI GHOLIZADEH M， MELESSE A M， REDDI L， 2016. Water quality assessment and apportionment of pollution sources using APCS-MLR and PMF receptor modeling techniques in three major rivers of South Florida[J]. Science of the Total Environment， 566：1552-1567.

HU S J， NIU Z G， CHEN YF， et al， 2017. Global wetlands： potential distribution， wetland loss，and status[J]. Science of the Total Environment， 586：319-327.

JAVAID M， SHAFI A，HAMIDA， et al，2023. Dynamics of the wetland ecosystem health in urban and rural settings in high altitude ecoregion[J]. Science of the Total Environment， 904：166566.

LAU A K， YUAN Z， YU J Z， et al， 2010. Source apportionment of ambient volatile organic compounds in Hong Kong[J]. Science of the Total Environment， 408（19）：4138- 4149.

LI D， TIAN PP， LUO H Y， et al， 2020. Impacts of land use and land cover changes on regional climate in the Lhasa River basin，Tibetan Plateau[J]. Science of the Total Environment， 742：140570.

WANG JQ，SUIQ，LYU S G， et al，2020. Source apportionment of phenolic compounds based on a simultaneous monitoring of surface water and emission sources： a case study in a typical region adjacent to Taihu Lake watershed [J]. Science of the Total Environment， 722：137946.

WU Z S， WANG X L， CHEN Y W， et al， 2018. Assessing river water quality using water quality index in Lake Taihu Basin， China[J]. Science of the Total Environment， 612：914- 922.

ZHANG Y， WANG G X， WANG Y B， 2011. Changes in alpine wetland ecosystems of the Qinghai - Tibetan Plateau from 1967 to 2004[J]. Environmental Monitoring and Assessment， 180（1）：189-199.

ZHOU F， HUANG G H， GUO H， et al， 2007. Spatio-temporal patterns and source apportionment of coastal water pollution in eastern Hong Kong[J]. Water Research，41（15）： 3429-3439.

（責(zé)任編輯 鄭金秀 崔莎莎）

Vater Quality Evaluation and Pollution Source Analysis of Yani Wetland in Xizang

LI Wei1， YANG Jueyuan1， XIONG Jian1，HUANG Ruiqing1， YANG Bo1，LYU Xuebin1.2

（1. College of Ecology and Environment， Xizang University， Key Laboratory of Biodiversity and Environment on the Qinghai-Tibet Plateau，Ministry ofEducation，Lhasa 850ooo，P.R.China; 2. School of Environmental Science and Engineering， Tianjin University， Tianjin 300350，P.R.China）

Abstract： Yani wetland in Xizang is a typical plateau river wetland， playing acrucial role in maintaining the stability of the local ecological environment and protecting species diversity.In this study， we evaluated the water quality status of Yani wetland and analyzed pollution sources， aiming to provide a scientific basis for environmental monitoring and conservation of Yani wetland.This study is based on nine physicochemical indicators determined in 58 water samples collcted in the Yani wetland in May 2023，during the normal water period. The comprehensive trophic level index （TLI），comprehensive pollution index and comprehensive water quality index （WQI） were used to evaluate the water quality status and trophic level of target water bodies in the wetland. Principal component analysis （PCA） and absolute principal components-multiple linear regression （APCS-MLR） were used to analyze water quality characteristics and pollution sources of Yani wetland.Results show that： （1） The total phosphorus （TP），ammonia nitrogen （NH₃–N） and chemical oxygen demand （COD） in Yani wetland waters all met Class I water quality standards according to Environmental Quality Standard for Surface Water，and total nitrogen （TN） met the Class I water quality standard， indicating overal good water quality in the wetland.The wetland TLI was 36.88， indicating a mesotrophic state. The comprehensive pollution index was O.74， indicating light pollution， and the pollution sharing rate of TN and TP values was gt;60% ， indicating that TN and TP were the main pollutants of wetland water bodies.The WQI was also generally good. （2） PCA results show that the cumulative contribution of the first four factors was 82.497% . The first principal component （PC1） was presumed to be natural sources，and the second principal component （PC2） was presumed to be agricultural crop sources. The third principal component （PC3） was inferred to be agricultural livestock and poultry breeding sources，and the fourth principal component （PC4） was inferred to be the source of algal blooms.According to the principal component/composite principal component score，water quality of Yani wetland was beter in the upper reaches than in the middle and lower reaches.（3） The results of APCS-MLR model show that the contribution of natural sources to the pollutant load of Yani wetland was 31.64% ，the contribution rate of unknown sources was 30.47% ，and the contribution rate of livestock and poultry breeding and agricultural mixed sources was 23.30% .The main pollution sources of TN， TP and NH₃ -N were runofrom farmland fertilizer application and high-density livestock operations.In the future， water quality protection and management should be prioritized in Yani wetland and control of agricultural non-point pollution from fertilizers and animal husbandry should be strengthened.

Key words： Yani wetland; water quality evaluation; pollution source analysis; Xizang