楠溪江硝態(tài)氮來源定量識別及其不確定性分析

紀(jì)曉亮,舒烈琳,陳 錚,梅 琨,許鳳冉,白音包力皋,Mendes Ana,張明華,商 栩* (.溫州醫(yī)科大學(xué)公

共衛(wèi)生與管理學(xué)院,浙江省流域水環(huán)境與健康風(fēng)險研究重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,浙江 溫州 325035；2.中國水利水電科學(xué)研究院,流域水循環(huán)模擬與調(diào)控國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,北京 100038；3.埃武拉大學(xué),葡萄牙 埃武拉 7002554)

水體硝態(tài)氮(NO3--N)含量持續(xù)上升已經(jīng)成為當(dāng)前許多國家面臨的主要環(huán)境問題之一[1-3].有效治理河流硝態(tài)氮污染對于保護(hù)流域水生生態(tài)健康和保障人民群眾飲水安全至關(guān)重要,而準(zhǔn)確識別硝態(tài)氮的來源則是關(guān)鍵第一步.在眾多水體污染源識別方法中,穩(wěn)定同位素示蹤技術(shù)具有能夠直接對污染源進(jìn)行識別、操作簡單、靈敏度高、數(shù)據(jù)需求量少等突出優(yōu)點(diǎn).該方法的理論依據(jù)是不同來源的硝態(tài)氮具有相異的穩(wěn)定同位素組成,將水體硝態(tài)氮中氮(δ15N-NO3-)和氧(δ18O-NO3-)同位素?cái)?shù)值與污染源同位素組成進(jìn)行比對,能夠識別樣品硝態(tài)氮的來源[4].隨著研究的不斷深入,以穩(wěn)定同位素源解析模型(SIAR)為代表的數(shù)學(xué)模型的構(gòu)建,將水體硝態(tài)氮污染源解析從定性研究推進(jìn)到定量識別的范疇.Xue等[5]率先利用 δ15N-NO3-、δ18O-NO3-和 SIAR 模型對比利時Flanders地區(qū)3種不同土地利用類型地表水硝態(tài)氮來源進(jìn)行辨別并計(jì)算出不同污染源在冬季和夏季的貢獻(xiàn)率,表明SIAR模型能夠成功定量污染源對水體硝態(tài)氮的貢獻(xiàn)率.此后,穩(wěn)定同位素分析聯(lián)合SIAR模型開始廣泛應(yīng)用于定量識別不同氮源對地表水和地下水水體硝態(tài)氮污染的貢獻(xiàn)[6-11].

由于污染源同位素組成的時空異質(zhì)性、同位素分餾作用和污染源過多等因素,水體硝態(tài)氮污染源識別結(jié)果往往具有顯著的不確定性[12-13],容易對管理決策產(chǎn)生不利影響.SIAR模型最大的優(yōu)點(diǎn)是充分考慮上述引起模擬結(jié)果不確定性的因素,能夠輸出不同污染源貢獻(xiàn)率的后驗(yàn)概率分布,彌補(bǔ)了傳統(tǒng)質(zhì)量平衡模型只能輸出特定數(shù)值(如平均值)的缺點(diǎn)[14].然而,當(dāng)前相關(guān)研究大都依然只使用SIAR模型計(jì)算得出的污染源貢獻(xiàn)率平均值進(jìn)行后續(xù)分析,模擬結(jié)果的不確定性則在一定程度上被忽略,增加了決策風(fēng)險.因此,為保障同位素源識別結(jié)果的科學(xué)性,亟需開展模擬結(jié)果的不確定性分析,為決策者提供更多的信息,降低決策風(fēng)險.

楠溪江位于浙江省溫州市永嘉縣,屬于縣級飲用水源地,供水人數(shù)近 200萬.楠溪江還是香魚等經(jīng)濟(jì)魚類的重要棲息地[15].近年來,楠溪江水體硝態(tài)氮污染日益凸顯,已經(jīng)成為該地區(qū)水質(zhì)進(jìn)一步提升的瓶頸.本文采用穩(wěn)定同位素方法準(zhǔn)確識別水體硝態(tài)氮的遷移轉(zhuǎn)化過程及其來源,結(jié)合SIAR模型計(jì)算不同污染源的貢獻(xiàn)率,并對SIAR模型輸出結(jié)果的不確定性進(jìn)行分析.

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

楠溪江流域(120°19′E～120°59′E 和 28°00′N～28°34′N)位于浙江省溫州市北部永嘉縣境內(nèi)(圖 1),地勢北高南低,平均坡降為 7.41‰,流域面積約為2490km2[16].楠溪江流域內(nèi)支流眾多,干流和支流呈樹枝狀水系,形成典型的扇形流域.楠溪江多年平均徑流量為28.6億m3,干流長度為139.8km,中上游平均河寬 50m,下游平均河寬 375m,河道天然落差為1030m.楠溪江流域?qū)儆趤啛釒ШＱ笮约撅L(fēng)氣候,多年平均氣溫 18.5℃,平均降雨量約為 1750mm,多年平均蒸發(fā)量約為 1420mm,相對濕度 77%,日照時數(shù)1939.2h,無霜期281d.流域內(nèi)土地利用類型主要分為林地、農(nóng)地和建設(shè)用地,分別占流域總面積的83.0%,8.0%和4.9%;土壤分為紅壤、水稻土、黃壤、潮土和鹽土 5個土類,分別占土壤總面積的 73.9%,13.7%, 10.4%, 1.7%和0.3%[17].

圖1 楠溪江水質(zhì)監(jiān)測點(diǎn)位置Fig.1 Location of water quality sampling sites of the Nanxi River

1.2 樣品采集與分析

楠溪江沙頭供水閘(水壩)以上為楠溪江中上游,該部分為山溪性河流,以下為楠溪江下游,為感潮河段,受甌江河口潮汐影響較大.選擇沙頭水壩以上的楠溪江中上游河段為研究對象,根據(jù)楠溪江水系分布和水文地質(zhì)情況,設(shè)置11個水質(zhì)監(jiān)測點(diǎn),其中包括5個主河道監(jiān)測點(diǎn)和6個支流監(jiān)測點(diǎn)(圖1).于2019年1月份(枯水期)和6月份(豐水期)對楠溪江水質(zhì)進(jìn)行了定點(diǎn)監(jiān)測.每個監(jiān)測斷面采用便攜式溶解氧電極(JPB-607A,雷磁,中國)現(xiàn)場記錄水體 DO 濃度.同時,通過有機(jī)玻璃采水器采集表層 30cm 處水樣,樣品采集后放入冷藏箱,當(dāng)天帶回實(shí)驗(yàn)室置于-20℃冰箱中冷凍保存,一周內(nèi)完成各項(xiàng)水質(zhì)指標(biāo)的測定.

總氮(TN)、硝態(tài)氮(NO3--N)、氨態(tài)氮(NH4+-N)和總磷(TP)濃度測定利用連續(xù)流動注射分析儀(AA3,Seal,德國)完成;總有機(jī)碳(TOC)和氯離子(Cl-)濃度的測定分別采用TOC分析儀(TOC-L,Shimadzu,日本)和離子色譜(882,Metrohm,瑞士);δ15N-NO3-和δ18O-NO3-測定分析采用反硝化細(xì)菌法[18-19].δ15N和δ18O的分析精度分別為0.2‰和0.5‰.

研究區(qū)氣象數(shù)據(jù)使用國家氣象科學(xué)數(shù)據(jù)共享服務(wù)平臺(http://data.cma.cn)溫州站的數(shù)據(jù).

1.3 同位素源解析模型SIAR

SIAR模型在貝葉斯框架下,利用Dirichlet分布作為污染源貢獻(xiàn)率的先驗(yàn)邏輯分布,解決了質(zhì)量平衡混合模型未考慮污染源同位素組成的時空異質(zhì)性和同位素分餾作用以及污染源數(shù)目大于3個會導(dǎo)致無解的不足,但也存在如下缺點(diǎn):模型模擬結(jié)果受水體硝態(tài)氮同位素組成的影響較大;當(dāng)污染源同位素組成標(biāo)準(zhǔn)差較大的情況下,模型輸出的源貢獻(xiàn)率范圍較大;模型運(yùn)行操作較為復(fù)雜.SIAR模型可以表示如下:

式中:Xij為混合樣i中同位素j的比值;Sjk為源k中同位素 j 的比值(k=1,2,3,··,K),其平均值為μ,標(biāo)準(zhǔn)偏差為ω;Pk為所要計(jì)算的源k的比例;Cjk為源k中同位素j的分餾因子(平均值λ,標(biāo)準(zhǔn)偏差τ);εij為混合樣i中同位素 j比值的殘余誤差(平均值 0,標(biāo)準(zhǔn)偏差σ).SIAR模擬設(shè)置迭代次數(shù)為 500,000次,預(yù)迭代為50,000次,抽樣步長為15.

1.4 不確定性分析

應(yīng)用概率統(tǒng)計(jì)方法對模擬結(jié)果的不確定性進(jìn)行分析[20-21].

1.5 數(shù)據(jù)處理與圖形制作

應(yīng)用基于R 3.0.2統(tǒng)計(jì)軟件的穩(wěn)定同位素分析軟件包(Stable Isotope Analysis in R, SIAR V4)運(yùn)行SIAR模型;其余數(shù)據(jù)處理通過Microsoft Excel 365軟件完成;利用ArcGIS 10.2和Origin Pro 2021軟件完成相關(guān)圖件的制作.

2 結(jié)果與討論

2.1 水質(zhì)特征描述及硝態(tài)氮的時空變化

從表 1可以看出,楠溪江水體 TN濃度變化范圍為 0.67～2.15mg/L,平均濃度為 1.11mg/L,超過地表水III類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)(1.0mg/L,河流TN標(biāo)準(zhǔn)在地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)GB3838-2002中尚未規(guī)定,因此參考湖、庫標(biāo)準(zhǔn)限值[22]).NO3--N是主要的氮素賦存形態(tài),平均濃度為(0.79±0.34)mg/L,占 TN 含量的70%以上.TP平均濃度處于I類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)(＜0.02mg/L).有機(jī)污染指標(biāo)(DO,NH4+-N 和 TOC)含量較低,其中DO和NH4+-N均達(dá)到或接近國家I類水水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn),TOC濃度范圍為 0.92～3.22mg/L.楠溪江水體磷和有機(jī)污染程度低而氮素污染較為嚴(yán)重.由此可見,控制流域內(nèi)的硝態(tài)氮污染是進(jìn)一步提升楠溪江水體質(zhì)量的關(guān)鍵.

表1 楠溪江水質(zhì)指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive statistics for water quality parameters in the Nanxi River

楠溪江水體硝態(tài)氮含量的時空分布情況如圖2所示,硝態(tài)氮濃度在時間上呈現(xiàn)出豐水期[(0.92±0.40)mg/L]大于枯水期[(0.67±0.21)mg/L]的變化趨勢,反映了非點(diǎn)源污染為主的特點(diǎn).分析其原因,一方面,豐水期施肥和耕作等農(nóng)業(yè)活動頻繁,大量的降雨驅(qū)動了流域內(nèi)非點(diǎn)源氮污染物的遷移入河;另一方面,豐水期溫度高,微生物活性強(qiáng),有利于有機(jī)氮通過礦化/硝化作用轉(zhuǎn)化為硝態(tài)氮,從而導(dǎo)致水體硝態(tài)氮濃度上升.圖2(b)表明楠溪江不同監(jiān)測點(diǎn)硝態(tài)氮濃度在空間上呈現(xiàn)顯著差異.總體來說,由于流域內(nèi)非點(diǎn)源污染物的流失,楠溪江干流從上游到下游(M1→M2→M3→M4→M5)硝態(tài)氮污染沿水流方向逐漸加重.與主河道相比,支流水體水量小,流通性差,不利于含氮污染物的自凈和轉(zhuǎn)移,因此支流硝態(tài)氮濃度(0.57～1.2mg/L)顯著高于主河道(0.53～0.74mg/ L).支流硝態(tài)氮污染情況按從輕到重排序?yàn)?T1 (0.53mg/L)＜T2(0.61mg/L)＜T5(0.67mg/L)＜T3(0.92mg/L)＜T4(0.96mg/L)＜T6(1.20mg/L).這體現(xiàn)了各支流子流域土地利用結(jié)構(gòu)、地形因素(河網(wǎng)密度、坡度和海拔等)與社會經(jīng)濟(jì)因素(人口數(shù)量、GDP和畜禽養(yǎng)殖等)的差異.

圖2 楠溪江水體硝態(tài)氮濃度時間和空間變化Fig.2 Variations of nitrate concentration in the Nanxi River for different sampling seasons and sites

2.2 硝化和反硝化過程識別

就近的國際原子能機(jī)構(gòu)降水同位素監(jiān)測站(福州站,距離270km)的觀測數(shù)據(jù)顯示降水δ18O-H2O值區(qū)間范圍是-14.16‰～-0.92‰,大氣中氧氣的δ18O為23.5‰,故硝化過程產(chǎn)生的 δ18O-NO3-理論上應(yīng)該介于-1.61‰～7.22‰之間.然而,有研究[12,23]指出自然環(huán)境中由硝化細(xì)菌生成的 δ18O-NO3-能夠比理論值高出 5%.鑒于此,本研究最終計(jì)算得出楠溪江流域由硝化細(xì)菌生成的 δ18O-NO3-值變化范圍是-1.61‰～12.22‰.由圖 3(a)和(b)可知,楠溪江水體中δ18O-NO3-值變化范圍為2.44‰～9.24‰,符合本研究區(qū)由硝化反應(yīng)生成的δ18O-NO3-范圍,說明硝化過程主導(dǎo)了該流域氮素循環(huán)過程.

反硝化細(xì)菌通常優(yōu)先利用同位素組成較輕的14N和16O,引起剩余NO3--N中15N和18O以1:1.3～l:2.1的比例同步富集[24-26],這種特征變化趨勢能夠用于識別反硝化作用.從圖 3(a)和(b)可以看出,楠溪江水體 δ15N-NO3-和 δ18O-NO3-沒有呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系(枯水期:R=-0.45,P=0.16;豐水期:R=0.15, P=0.65).同時,圖 3(c)和(d)顯示 δ15N- NO3-值隨NO3--N濃度的降低呈指數(shù)型減少而未呈現(xiàn)增加的趨勢.以上結(jié)果表明該區(qū)域未發(fā)生顯著的反硝化過程.造成這一現(xiàn)象的原因是楠溪江水體溶解氧含量充足(監(jiān)測期間水體平均溶解氧濃度＞7mg/L),不具備反硝化作用發(fā)生所需的低/缺氧條件.

圖3 楠溪江水體枯水期和豐水期δ15N-NO3-與δ18O-NO3-及NO3--N的關(guān)系Fig.3 Relationship between δ15N-NO3- and δ18O-NO3- values and relationship between δ15N-NO3- and NO3--N concentrations in dry season and wet season for the Nanxi River

2.3 污染源定性區(qū)分

參考Nestler等[24],Yang等[27]及徐志偉等[28]文獻(xiàn),圖 4可以看出,豐水期地表水樣品 δ15N-NO3-值較低,11個監(jiān)測點(diǎn)中有 7個落于化肥和土壤有機(jī)氮混合區(qū)域,其余4個處于化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水混合區(qū)域,說明豐水期水體硝態(tài)氮主要來自于化肥和土壤有機(jī)氮的硝化,糞便污水也有一定貢獻(xiàn).比較而言,枯水期地表水樣品 δ15N-NO3-值高于豐水期,除 3個監(jiān)測點(diǎn)落于化肥和土壤有機(jī)氮混合區(qū)域外,其余8個樣點(diǎn)位于化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水混合區(qū)域,顯示化肥、土壤有機(jī)氮污染和糞便污水是枯水期水體硝態(tài)氮的主要貢獻(xiàn)者.

圖4 楠溪江水體δ15N-NO3-和δ18O-NO3-的分布Fig.4 Isotopic signatures of δ15N-NO3- and δ18O-NO3- for water samples of the Nanxi River

Cl-在自然環(huán)境中普遍存在,具有物理、化學(xué)和生物惰性,僅能通過混合作用改變其濃度[29-30].硝態(tài)氮和氯離子物質(zhì)的量濃度比與氯離子物質(zhì)的量濃度之間的關(guān)系可以用于輔助判別硝態(tài)氮的主要來源.通常,糞便污水具有高 Cl-濃度和低 NO3--N/Cl-的特點(diǎn);相反,農(nóng)業(yè)化肥呈現(xiàn)低 Cl-濃度和高NO3--N/Cl-的特征[25].由圖 5可見楠溪江水體硝態(tài)氮主要來自于農(nóng)業(yè)化肥和土壤侵蝕等農(nóng)業(yè)活動輸入,研究結(jié)果與同位素方法大體相符.

圖5 楠溪江水體NO3--N/Cl-物質(zhì)的量濃度比與Cl-物質(zhì)的量濃度之間的關(guān)系Fig.5 Correlation diagram between nitrate NO3--N/Cl- molar ratio and Cl- molar concentration

2.4 污染源定量識別

在定性識別楠溪江水體硝態(tài)氮污染源的基礎(chǔ)上,將大氣沉降、化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水作為計(jì)算端元,利用SIAR模型對污染源的貢獻(xiàn)率進(jìn)行計(jì)算.楠溪江流域硝態(tài)氮污染源的同位素組成參考同位于浙江省,氣候上都屬于亞熱帶海洋性季風(fēng)氣候,土壤類型都以紅壤為主,且農(nóng)作方式、化肥使用類型和品牌、居民生活方式也有一定相似的長樂江流域(距離100km)[31].考慮到楠溪江水體氨態(tài)氮濃度很低,溶解氧充足,硝化反應(yīng)完全,硝化過程引起的分餾效應(yīng)較低,并且未發(fā)生明顯的反硝化過程,因此在模擬過程中將分餾因子Cjk設(shè)置為0.

模擬結(jié)果表明楠溪江水體硝態(tài)氮主要來自于化肥、土壤氮庫和糞便污水的復(fù)合污染,不同污染源的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)一定的時空變化(表 2).大氣沉降、化肥、土壤有機(jī)氮、糞便污水對枯水期水體硝態(tài)氮的貢獻(xiàn)率分別為 3.0%～12.9%,25.5%～32.7%,28.7%～36.2%和 24.7%～37.5%,對豐水期水體硝態(tài)氮貢獻(xiàn)率為 2.5%～14.3%,28.5%～40.0%,28.8%～39.7%和 18.9%～29.9%.由于枯水期化肥施用量少,且降雨量少,化肥的流失和土壤侵蝕程度低,故而土壤和化肥污染源的貢獻(xiàn)率與豐水期相比降低,糞便污水的貢獻(xiàn)相應(yīng)地提高,研究結(jié)果與 Yang等[27]和Ji等[31]研究結(jié)論一致.

表2 不同監(jiān)測點(diǎn)硝態(tài)氮污染源貢獻(xiàn)率的平均值(%)Table 2 Average values of contribution of nitrate pollution sources in different monitoring sites(%)

根據(jù)硝態(tài)氮污染源識別結(jié)果,對楠溪江流域硝態(tài)氮污染控制提出如下建議:由于流域內(nèi)農(nóng)田多分布在河道兩岸,農(nóng)業(yè)化肥施用量高,貢獻(xiàn)比例大,故測土配方施肥、緩釋肥、精確施肥等減少化肥施用量的技術(shù)應(yīng)該在流域內(nèi)積極推廣.然而,過量削減氮肥存在作物減產(chǎn)的風(fēng)險,并且現(xiàn)實(shí)中無法從源頭上控制土壤氮庫的排放.由此,加強(qiáng)截污納管和污水處理設(shè)施建設(shè),嚴(yán)格管理畜禽養(yǎng)殖,減少由居民生活和畜禽養(yǎng)殖產(chǎn)生糞便污水的排放應(yīng)作為楠溪江流域硝態(tài)氮污染源控制的重點(diǎn),輔以少耕或免耕、生態(tài)溝渠、濱河緩沖帶和人工濕地等減少土壤侵蝕和化肥、土壤氮素淋失的過程攔截措施以及生態(tài)浮床等末端修復(fù)方法應(yīng)該是當(dāng)前楠溪江流域硝態(tài)氮污染控制的現(xiàn)實(shí)選擇.

2.5 不確定性分析

以流域出口處的監(jiān)測點(diǎn)M5為例,采用概率統(tǒng)計(jì)方法對SIAR模擬結(jié)果進(jìn)行不確定性分析.圖6(a)顯示,不同污染源貢獻(xiàn)率均存在一定程度的不確定性.在90%置信水平情況下,大氣沉降、化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水貢獻(xiàn)率的變化區(qū)間分別是 1.9%～12.5%,6.7%～54.5%,9.2%～61.3%,8.4%～48.9%.這 就表明雖然不同污染源貢獻(xiàn)率的平均值均小于40.0%,但是極端條件下化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水貢獻(xiàn)率有可能達(dá)到54.5%,61.3%和48.9%.因此,從管理決策的角度而言,不僅需要弄清污染源貢獻(xiàn)的平均值,而且需要明確污染源貢獻(xiàn)在不同置信水平的變化區(qū)間,以便在決策中充分考慮不利情景,采取相應(yīng)的控制措施.大氣沉降、化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0237,0.1147,0.1212,0.0968(圖6b).綜合分析以上結(jié)果表明,土壤有機(jī)氮貢獻(xiàn)率的離散程度高,不確定性最大,其次為化肥和糞便污水,大氣沉降的不確定性最小.

圖6 楠溪江流域出口監(jiān)測點(diǎn)各污染源貢獻(xiàn)率的累積頻率分布及標(biāo)準(zhǔn)差Fig.6 Cumulative probability distributions and standard deviation of the contributions for each nitrate source at the outlet sampling site of the Nanxi River watershed

地表水硝態(tài)氮污染定量識別過程中伴隨的不確定性主要由兩方面因素引起:(1)集水區(qū)硝態(tài)氮污染源輸出的時空變異.實(shí)際情況下,非點(diǎn)源污染物入河過程的時空變異是不可避免的.徑流的沖刷和淋溶是非點(diǎn)源污染形成和遷移的直接動力[32-33],因此徑流過程及徑流組成的隨機(jī)特征會引起氮素污染輸出的強(qiáng)烈不確定性.此外,農(nóng)作物施肥和輪作模式也會引起肥料和土壤肥力改變,集水區(qū)氮素輸出的時空變化無法避免.(2)氮循環(huán)過程的同位素分餾作用.分餾作用會在一定程度上模糊污染源的初始同位素組成特征[12,34],而污染源同位素組成沒有受到分餾作用的影響是穩(wěn)定同位素定量源解析技術(shù)的基礎(chǔ).SIAR模型考慮了同位素分餾作用的影響,在模型中引入分餾因子 Cjk.但由于目前難以準(zhǔn)確量化流域/區(qū)域尺度下氮素遷移轉(zhuǎn)化過程中同位素的分餾系數(shù),已有相關(guān)研究大都將Cjk設(shè)置為0或根據(jù)實(shí)驗(yàn)室/實(shí)驗(yàn)小區(qū)得出的結(jié)果進(jìn)行設(shè)置,無法反映污染源同位素實(shí)際分餾情況.為了增加源識別結(jié)果的科學(xué)性,后續(xù)研究有必要針對研究區(qū)域,建立完善的污染源同位素動態(tài)監(jiān)測體系,在時間/空間上采集有代表性的污染源樣品(尤其是土壤樣品),細(xì)化污染源的同位素?cái)?shù)值.同時,需要厘清氮素遷移轉(zhuǎn)化過程中同位素的分餾機(jī)制,進(jìn)而量化流域/區(qū)域尺度下氮循環(huán)各過程的同位素分餾系數(shù).

3 結(jié)論

3.1 楠溪江水體氮素污染較為嚴(yán)重,采樣期間硝態(tài)氮平均濃度為(0.79±0.34)mg/L,呈現(xiàn)豐水期＞枯水期,支流＞主河道的變化趨勢.

3.2 通過對硝態(tài)氮穩(wěn)定同位素豐度和硝態(tài)氮濃度分析可知,硝化過程主導(dǎo)了楠溪江流域的氮素循環(huán)過程,而反硝化作用不明顯.污染源定性識別結(jié)果揭示水體硝態(tài)氮主要來自于化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水的復(fù)合污染.

3.3 SIAR模擬結(jié)果表明大氣沉降、化肥、土壤有機(jī)氮、糞便污水對枯水期水體硝態(tài)氮的貢獻(xiàn)率分別為3.0%～12.9%,25.5%～32.7%,28.7%～36.2%和24.7%～37.5%,對豐水期水體硝態(tài)氮貢獻(xiàn)率為 2.5%～14.3%,28.5%～40.0%,28.8%～39.7%和18.9%～29.9%.

3.4 楠溪江流域土壤有機(jī)氮貢獻(xiàn)率的不確定性最大,其次為化肥和糞便污水,大氣沉降的不確定性最小.90%置信水平下,大氣沉降、化肥、土壤有機(jī)氮和糞便污水貢獻(xiàn)率的變化區(qū)間分別為 1.9%～12.5%,6.7%～54.5%,9.2%～61.3%,8.4%～48.9%,標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0237,0.1147,0.1212和0.0968.