水体细菌碱性磷酸酶及其编码基因研究进展

水体溶解性反应磷是浮游植物可直接利用的主要磷营养形式,细菌碱性磷酸酶催化的有机磷矿化过程则是维持溶解性反应磷供给的重要途径.通过总结细菌碱性磷酸酶的种类与分布特征,发现主要包括Pho A、Pho X和Pho D 3种类型细菌碱性磷酸酶,其中超过50%的Pho X分布于细菌细胞的外部环境,对溶解性反应磷的循环再生尤为重要.综述水体产碱性磷酸酶细菌群落组成的研究进展,以及影响编码基因表达的环境因素,对比分析产碱性磷酸酶细菌群落鉴定方法的特点及发展趋势.细菌碱性磷酸酶编码基因的研究多关注寡营养海洋生态系统,对于同样存在磷限制问题的富营养化湖泊生态系统鲜有涉及,而构建针对典型富营养化湖泊生态系统的细菌宏基因组数据库,则可为建立淡水生态系统细菌碱性磷酸酶及其编码基因的研究方法奠定基础,有助于认识湖泊水华频发的微生物学驱动机制.     

江苏省入太湖污染量分析(1998-2007年)

近年来,太湖水体受到了严重污染,水环境质量逐年下降,太湖水环境的状况直接影响了地区的经济和社会发展,保护太湖已列为国家重点治理项目。本文根据1998-2007年环太湖水文巡测资料及主要入湖河道水质监测成果,分析入湖水量、入湖河道水质、入湖污染物量及其变化趋势,为太湖地区水环境综合整治提供技术支撑和决策依据。     

三峡水库枯水期补水调度对洞庭湖越冬白鹤(Grus leucogeranus)摄食栖息地的影响

摄食栖息地面积是反映越冬水鸟生存空间的直接指标,三峡水库运行后洞庭湖枯水期水文节律出现新的变化,给越冬水鸟摄食栖息地造成的影响尚不明确.为定量描述三峡水库枯水期不同出库流量对洞庭湖越冬水鸟摄食栖息地的影响,以洞庭湖典型的珍稀越冬水鸟——白鹤(Grus leucogeranus)为指示性候鸟,以白鹤摄食对栖息地水深需求作为关键生态因子,建立白鹤摄食对水深需求的栖息地适宜度模型.构建涵盖长江干流、三口河系、洞庭湖及其四水尾闾河段的江湖一体化耦合水动力模型,实现栖息地水动力分布特征的精确模拟.在此基础上耦合栖息地适宜度模型和水动力模型,建立了面向白鹤摄食对三峡水库出库流量需求的物理栖息地模型,量化不同出库流量对应的白鹤摄食栖息地加权可利用面积,定量分析水库运行对白鹤摄食栖息地面积的影响.结果表明:1月中旬三峡水库不同出库流量下洞庭湖白鹤潜在摄食栖息地面积保持稳定并随出库流量的增加呈增大趋势,维持在101.40~121.84 km²之间,其中东洞庭湖摄食栖息地面积在7.49~9.86 km²之间,南洞庭湖(含横岭湖)摄食栖息地面积在47.37~60.34 km²之间,西洞庭湖摄食栖息地面积在46.54~51.64 km²之间.不同湖区摄食栖息地面积随着三峡水库出库流量的增加均呈增大的趋势,说明三峡水库枯水期补水调度对于维持栖息地面积具有重要作用.较三峡水库运行前相比,白鹤摄食栖息地面积最大增加20.44 km²,对应的增幅为20.16%.成果明晰了三峡水库运行对洞庭湖白鹤摄食栖息地面积的影响规律,可为通过三峡水库补水调度改善洞庭湖越冬水鸟摄食栖息地生境提供理论基础.     

武汉市湖泊景观动态遥感分析(1973-2013年)

城市湖泊是城市湿地的重要组成部分,其演变受到人类活动的严重干扰,也影响城市的可持续发展.利用19732013年40年间Landsat MSS(3景)、Landsat 5 TM(5景)和Landsat 8(1景)共9景遥感影像,从景观角度分析武汉市主要湖泊的变化.首先借助遥感和地理信息系统技术提取湖泊信息,然后通过主成分分析法选取平均斑块面积(MPS)、斑块面积标准差(PSSD)、边界密度(ED)和斑块平均分维数(MPDF)4个景观指数用于湖泊景观分析.结果表明,武汉市湖泊变化经历了4大阶段:(1)1970s,由于"围湖造田"政策的推行,湖泊总面积、MPS和PSSD急剧减小,湖泊斑块数量(尤其是小型湖泊)急剧增加,大湖破碎、小湖增加;(2)1980s,推行"退田还湖"政策,湖泊总面积有较大回升,但小型湖泊消亡现象较为严重;(3)1990s,由于经济发展和人口增长等原因,湖泊水面面积仍缓慢波动减小;(4)21世纪后,湖泊斑块数量持续缓慢增加,但湖泊总面积呈减少趋势,故又可能进入一轮大湖萎缩或破碎、小湖增加的阶段.总体而言,武汉城市湖泊受到人为干扰和政策导向影响明显,应大力加强湖泊的科学管理,合理地开发利用,保护好湖泊自然资源.     

修复对湖北洋澜湖富营养化与生态状况的影响:基于大型无脊椎底栖动物的评价

大型无脊椎底栖动物是水生态系统的重要组成部分,也是评价生态系统状态的重要指标.本文比较了洋澜湖修复示范工程实施水域(修复区)和未实施水域(未修复区)水质和大型无脊椎底栖动物群落差异,并对湖泊生态状态进行了评价.结果表明,治理后修复区总氮、总磷和叶绿素a浓度显著低于未修复区,修复区透明度显著高于未修复区.共发现底栖动物30种,隶属于3门4纲12科,其中修复区29种,未修复区19种.修复区与未修复区软体动物的平均密度分别为369.3和34.7 ind./m2,平均生物量(湿重)分别为102.9和37.2 g/m2.耐污值指数和多度量指数评价结果显示,修复区生态系统状态优于未修复区.结果表明,结合透明度改善、鱼类控制与沉水植物重建等手段为主的湖泊修复能改善水质和生态状态.     

菌藻共固定化降解微囊藻毒素

研究了微囊藻毒素降解菌S3和椭圆小球藻L1共固定化后,对微囊藻毒素(MC-LR)的降解作用.结果表明,共固定化藻菌体系比单独固定化菌对MC-LR有更好的降解效果,共固定的藻可促进降解菌S3的生长.固定化细胞对毒素的降解能力较稳定,受环境温度和pH变化的影响较小,重复使用仍可维持较高的降解活性.     

小白洋淀水-沉积物系统多环芳烃的分布、来源与生态风险

以端村小白洋淀为研究对象,利用GC-MS测定了6个样点水、悬浮物和沉积物中15种优控多环芳烃(PAHs)的含量,分析了其组成与来源特征,探讨了不同多环芳烃单体的生态风险,结果表明:(1)15种优控多环芳烃的总含量(PAH15),水相为40.1-74.0ng/L,算术均值51.0ng/L;悬浮物为2438.0-5927.0ng/g,算术均值4528ng/g;沉积物为466.9-1366.4ng/g,算术均值为755.6ng/g;与国内外有关研究相比,污染较轻,(2)三相中均以2、3环PAHs为主,其比例均高于80%;并且,从水相、悬浮物相到沉积物相,2环PAHs依次降低,3环、4环依次升高,高环检出率和含量也依次升高,(3)沉积物中多环芳烃的来源以生物质燃料(秸秆、薪材)和煤的燃烧为主,以液体化石燃料(汽油、柴油和原油)的燃烧为辅,(4)沉积物中的芴(FLO)、菲(PHE)含量在潜在生态风险效应区间低值(ERL)与中值(ERM)之间,其生态风险几率介于10%-50%之间;其他PAHs单体的含量均低于ERL,其生态风险几率均低于10%.     

天然胶体的水环境行为

胶体是一种分散相粒子具有特定粒径(通常为1 nm~1μm)的混合物,天然水体中的胶体通常是指水环境中普遍存在,而又符合“胶体”形态定义的物质的总和.因为具有特殊的表面性质以及独特的水动力学特点,天然水体中的胶体被认为是一种重要的污染物载体,尤其在促进重金属类的污染物迁移以及性质转化的过程中具有重要作用.本文归纳总结了水环境研究领域中胶体概念的提出与发展,讨论了现有研究中对胶体的定义与理解,比较了当前几种主要的胶体提取手段的特点.同时,针对胶体在水环境中的环境行为,详细归纳了河湖水体中胶体的物质组成、特征以及相应的检测手段,重点总结了胶体在水环境中对污染物的结合作用、胶体污染物的生物效应、胶体自身的团聚规律以及胶体对污染物迁移的影响机制.本文提出了胶体在水环境中复杂的组成成分与动态变化在胶体研究中的重要性,并对进一步揭示胶体环境效应的研究思路以及方法手段进行了展望.     

近30年长江下游升金湖湿地不同季节景观生态风险时空分析

以安徽省升金湖湿地为研究对象,使用1989年、1996年、2003年、2010年和2017年四季Landsat系列遥感数据,构建景观生态风险评价模型,计算不同季节景观生态风险指数,分析风险空间分布及其变化特征,并使用Pearson相关系数分析季节间、季节与年度间景观生态风险相关性.结果显示:(1)不同季节景观生态风险指数有显著差异,生态风险从高到低依次为夏季、冬季、秋季和春季,夏、冬季风险指数平均高出春、秋季37.03%.(2) 1989—2017年升金湖湿地景观生态风险指数明显增加,湖区内泥滩、草滩等重要景观类型极易受人类活动影响,逐渐由中风险、较高风险区转变成较高风险、高风险区,且人造表面与草滩面积与较高风险和高风险区面积呈现出一定的协同变化特征.总体上,升金湖湿地以较低景观生态风险和中景观生态风险为主,较高景观生态风险与高景观生态风险主要位于上、下湖区.(3)季节间景观生态风险相关性最高的为秋季与冬季;年度生态风险与冬季生态风险高度相关.因此,近30年升金湖不同季节湿地景观生态风险时空演变趋势体现了该湿地景观格局变化对景观生态系统干扰的压力响应,且秋季与冬季湖区湿地需引起高度重视.     

基于TM影像的水体透明度反演模型——以鄱阳湖国家自然保护区为例

以江西鄱阳湖国家自然保护区为例,研究基于Landsat TM 5影像的水体透明度反演模型.结合6个时期的影像与对应的13个实测塞氏盘深度(SDD)数据建立了SDD的自然对数变换值与蓝、红波段的自然对数变换值的线性组合之间的回归模型,即ln(SDD)=-4.016-0.722ln(blue)-0.587ln(red).此模型能够解释88%的水体透明度变化.利用另外12个样点进行模型的检验.检验结果显示实际量测值与模型反演值之间的相关系数为0.93,误差标准差等于0.22 m.因此我们认为此模型获得了可以接受的结果.