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第1篇

關(guān)鍵詞 酸雨；時空變化；模型；污染原因

中圖分類號X517 文獻標識碼A 文章編號 1674-6708（2011）56-0041-02

酸雨污染對生態(tài)系統(tǒng)、建筑物以及人體健康的潛在危害日益嚴重，使其成為世界上主要的環(huán)境問題之一。酸雨的形成和發(fā)展普遍被認為是向大氣排放的二氧化硫和氮氧化物逐年增加的結(jié)果，在云滴、雨滴內(nèi)或在大氣中二氧化硫被氧化生成硫酸或硫酸鹽，氮氧化物被氧化成硝酸或硝酸鹽，使降水呈現(xiàn)較大的酸性[1，2]。

大連市降水監(jiān)測始于1982年，到1985年，歷史上僅出現(xiàn)過3次酸雨，隨后18年未出現(xiàn)酸雨現(xiàn)象，近幾年酸雨污染有加重趨勢[3]。本文根據(jù)大連市“十一五”期間降水的環(huán)境監(jiān)測數(shù)據(jù)，闡述了大連市酸雨污染現(xiàn)狀及時空分布變化特征，分析了酸雨形成原因，以便為大連市酸雨防治提供參考。

1 研究方法及數(shù)據(jù)源

1.1 酸雨數(shù)據(jù)監(jiān)測及統(tǒng)計

依據(jù)《酸沉降監(jiān)測技術(shù)規(guī)范》（HJ/T165-2004）對點位個數(shù)、周圍環(huán)境及位置的要求，大連市布設(shè)10個常規(guī)降水監(jiān)測點位，即在市區(qū)的各行政區(qū)以及縣和縣級市分別設(shè)置1個采樣點。采樣頻率為逢雨和雪必測，每24小時采樣1次；分析項目包括降水pH值、電導(dǎo)率以及9項離子組分（SO42-、NO3-、Cl-、F-、K+、Na+、Ca2+、Mg2+和NH4+）濃度，分析均按照HJ/T165-2004的要求執(zhí)行。

以降水pH小于5.6的作為酸雨評價標準, 區(qū)域酸雨評價標準為：重酸雨區(qū)，pH≤4.50；中酸雨區(qū)，4.50＜pH≤5.0；輕酸雨區(qū)，5.0＜pH≤5.60；非酸雨區(qū)，pH>5.6。降水pH平均值采用[H+]濃度雨量加權(quán)法計算,其它離子和電導(dǎo)率的平均值均按雨量加權(quán)計算平均值[4]。

1.2 數(shù)據(jù)來源

降水及環(huán)境空氣數(shù)據(jù)為2006年~2010年大連市環(huán)境監(jiān)測中心監(jiān)測數(shù)據(jù)，氣流軌跡分析數(shù)據(jù)來自大連氣象臺，排放源貢獻模擬計算來自清華大學(xué)。

2 酸雨污染現(xiàn)狀

大連市酸雨監(jiān)測結(jié)果表明，2010年大連市降水的pH均值為5.13，為輕酸雨污染，降水的pH值范圍在3.64~8.37之間，其中pH＜4.50的樣品占樣品總數(shù)的6.0％，4.50≤pH＜5.00的樣品占7.8％，5.00≤pH＜5.60樣品占13.5％，5.60≤pH≤7.00的樣品占64.9％，pH>7.00的樣品占7.8％；全市酸雨頻率為27.3％。

2010年大連市降水中陰離子濃度最大的為硫酸根離子，其次為硝酸根離子，兩者總和占陰離子當量濃度總和的69.9％，表明降水中陰離子主要來源于人為活動[5，6]，即致酸污染物主要為二氧化硫和氮氧化物；硫酸根和硝酸根離子的當量濃度比為2.0：1，表明降水中的酸性物質(zhì)仍以硫酸鹽為主，但硝酸根的比例相對較大。降水中陽離子濃度最大的為鈣離子，其次為銨根離子，鈣離子和銨根離子總和占陽離子當量濃度總和的73.2％，即降水中主要起中和作用的離子為鈣離子和銨根離子。

3 酸雨污染時空變化特征

3.1 酸雨空間分布變化

2010年全市10個降水點位中，除普蘭店市外，其余各區(qū)市縣位均不同程度出現(xiàn)了酸雨。沙河口區(qū)酸雨頻率最高，達57.9％，pH均值為4.82；其次為旅順口區(qū)和西崗區(qū)，酸雨頻率分別為52.5%、48.6%。2006年~2010年，降水pH值降低的區(qū)域主要分布在大連北部及旅順口區(qū)和甘井子區(qū)，降水PH值增加的區(qū)域主要分布在開發(fā)區(qū)及中心城區(qū)南部，5年內(nèi)莊河市、旅順口區(qū)及甘井子區(qū)酸雨頻率增加較大，金州區(qū)、開發(fā)區(qū)和中心城區(qū)南部酸雨頻率有所降低，總體上大連市酸雨面積呈現(xiàn)增加趨勢，由2 415km2增加到9 804km2。

圖1 大連市酸雨pH值及頻率的空間變化分布

3.2 酸雨污染時間變化特征

圖2 2006年~2010年酸雨頻率四季變化趨勢圖

2006年~2010年，大連市降水pH的趨勢范圍為3.45~8.37，降水pH加權(quán)均值為4.96，屬于中酸雨污染，酸雨頻率為29.8%，主要發(fā)生在夏季和秋季，詳見圖2；5年間酸雨頻率呈不穩(wěn)定上升趨勢，酸雨頻率逐年變化趨勢見圖3。從降水化學(xué)組分變化看，2007年~2010年降水中硝酸根離子與硫酸根離子的當量比逐年升高，說明氮氧化物對降水酸度的貢獻逐年加大，2006年~2010年降水中硝酸根離子與硫酸根離子當量比的變化趨勢詳見圖4。

圖3 大連市酸雨頻率變化趨勢圖

圖4 降水中硝酸根離子與硫酸根離子當量比變化趨勢圖

4 大連市酸雨污染原因分析

4.1 降水的化學(xué)組成分析

2010年監(jiān)測數(shù)據(jù)分析表明，在酸雨和非酸雨降水中，硫酸根、硝酸根和銨根離子濃度占離子濃度總和的比例沒有明顯變化，但在非酸雨中鈣離子濃度占離子濃度總和的比例明顯升高，在酸雨中其比例明顯下降（見表1），說明鈣離子是大連市降水中主要起中和作用的離子，當鈣離子濃度所占比例下降時降水的酸性就增強。

選擇有代表性的兩個點位，位于工業(yè)區(qū)的甘井子和位于居民區(qū)的黑石礁點位，比較其降水中主要離子含量的比例變化：甘井子點位的鈣離子所占比例明顯偏高，甘井子點位Ca2+/ （SO42-+NO3-）為0.8，而黑石礁點位其比值為0.3，與之對應(yīng)的兩點位酸雨頻率分別為21.2%和57.9%，進一步說明了降水中的鈣離子起到了中和酸雨的作用。

4.2 酸雨與空氣污染物的相關(guān)性分析

選擇黑石礁（居民區(qū)）和甘井子（工業(yè)區(qū)）作為研究區(qū)，采用pearson相關(guān)系數(shù)計算2006年~2010年空氣主要污染物濃度與pH、降水中主要離子濃度之間的相關(guān)性（見表2）。

相關(guān)性計算結(jié)果表明，在甘井子的主要空氣污染物濃度中，除可吸入顆粒物外，二氧化硫、二氧化氮與主要離子濃度之間不存在顯著相關(guān)性，而黑石礁的主要空氣污染物濃度與主要離子濃度之間均無顯著相關(guān)關(guān)系，表明大連市本地的空氣污染物對酸雨形成影響不顯著，特別是在非工業(yè)區(qū)。

4.3 酸雨形成的氣流軌跡分析[3]

為說明大連酸雨形成的氣流軌跡，利用Hysplit4.9軌跡模式和2008年~2009年NCEP再分析氣象資料，計算2008年~2009年每個降水過程期間逐3小時抵達大連地區(qū)的后向氣流軌跡，分析大連地區(qū)降水的大氣輸送特征，并對軌跡進行聚類分析和條件概率分析（趙恒等，2009）。

利用酸性降水期間的211條氣流軌跡計算出2008年~2009年大連市酸雨的條件概率場，同時利用非酸性降水期間的196條軌跡計算出大連市非酸雨的條件概率場，通過兩者對比直觀地反映了大連酸雨氣團的主要來源。分析結(jié)果表明大連酸雨期間，低空對大連輸送的主要來源更偏向于華東和華南等廣大內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)山東向北的輸送，并且以華東沿海到山東半島經(jīng)黃海中北部為主。

4.4 排放源對酸雨形成的貢獻分析[3]

為定量分析各種排放源對大連市酸雨形成的貢獻，以2007年大連市污染源普查結(jié)果和2004~2008年環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立了網(wǎng)格化的本地源排放清單；同時根據(jù)能源平衡表的周邊污染源排放資料，得到周邊污染源網(wǎng)格清單；并將排放源分配到4km2×4km2網(wǎng)格，建立了高空間分辨率的模擬用清單，主要包括二氧化硫、氮氧化物和顆粒物等污染物。

利用美國環(huán)保署開發(fā)的Model-3/CMAQ模型模擬計算各種排放源對大連市酸雨的貢獻。模型計算結(jié)果表明，大連市本地源排放對空氣質(zhì)量的影響較大，其中SO2和NO2占70％~90%，PM10占50%；本地源排放對酸雨影響較小，其貢獻不足20%，而外來源通過大氣輸送對大連市酸雨的貢獻十分重要，華東和華南等廣大內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)山東向北對大連的輸送占30%~40%，遼寧其他區(qū)域?qū)Υ筮B酸沉降的貢獻在10%左右。在5月~8月，日本等境外排放亦對大連市酸雨有一定貢獻。

5 結(jié)論

綜上所述，目前大連市酸雨污染以硫酸型污染為主，但氮氧化物對降水酸度的貢獻逐年加大，因此應(yīng)同時削減氮氧化物的排放?！笆晃濉逼陂g大連市酸雨污染呈不穩(wěn)定上升趨勢，本地空氣污染物對酸雨形成影響不顯著，本地源排放對酸雨形成有一定貢獻，但以華東和華南等廣大內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)山東向北對大連的輸送比例較大，占30%~40%，遼寧其他區(qū)域?qū)Υ筮B酸雨的貢獻在10%左右。

參考文獻

[1]蔣維楣.空氣污染氣象學(xué)[M].南京：南京大學(xué)出版社，2003：366.

[2]指宿,等.NOx和SOx是如何成為酸雨的.日本：化學(xué)，1996，51(6)：356-357.

[3]大連市環(huán)境監(jiān)測中心清華大學(xué)大連氣象臺.大連：大連地區(qū)酸雨形成機制及控制對策研究，2011：233-237.

[4]國家環(huán)境保護局.環(huán)境質(zhì)量報告書編寫技術(shù)規(guī)定，1991：21.

第2篇

[關(guān)鍵詞]公務(wù)員；關(guān)聯(lián)績效；結(jié)構(gòu)

[中圖分類號]C931；D630

[文獻標識碼]A

[文章編號]1673-0461(2010)11-0060-04

績效評估是合理選拔和使用人才的重要途徑，是調(diào)動公務(wù)員工作積極性、提高行政效率的重要手段，也是公務(wù)員晉升、晉級的重要依據(jù)，在公務(wù)員管理制度中發(fā)揮著重要的作用。政府工作具有多重目標，承擔著政治、經(jīng)濟、社會、道德等多重責(zé)任，因而政府績效的復(fù)雜性決定了公務(wù)員績效的復(fù)雜性。私營部門績效考核通常使用的效率、效益標準不完全適用公務(wù)員，公務(wù)員的績效是復(fù)雜的、多元化的。

全面競爭將持續(xù)提高對員工努力程度的要求，如何使員工樂于對組織做一些超越正式職責(zé)要求、對組織有益的事，成為管理者考慮的一大問題。在這樣的新模式下，營造有利于實現(xiàn)組織宗旨的有效環(huán)境就成為組織的重要課題和目標?，F(xiàn)代人力資源管理的核心命題之一，就是要有效解決人與組織的關(guān)系問題，以提高組織和員工的績效。員工的主動合作行為成為企業(yè)提高自身競爭力的一個非常重要的變量。關(guān)聯(lián)績效fcontextualperformance)體現(xiàn)的正是員工的這種自愿合作行為，自Borman和Motowidlo 1993年提出關(guān)聯(lián)績效概念至今，對關(guān)聯(lián)績效的研究成為了組織行為學(xué)和人力資源管理的一個非常重要的內(nèi)容和研究熱點。

關(guān)聯(lián)績效能夠促進組織內(nèi)的溝通，對社會溝通起作用，促進任務(wù)績效，從而提高整個組織的有效性，特別是組織變革使得關(guān)聯(lián)績效的作用更加重要。公務(wù)員績效的特性決定了績效考核的難度，不能簡單通過行政效率和成本比率來判斷其績效。盡管目前我國學(xué)術(shù)界和各級地方政府都在探索政府績效考核制度的創(chuàng)新，但公務(wù)員績效考核方面仍存在很多不足。本文擬將關(guān)聯(lián)績效引入公務(wù)員績效評價，構(gòu)建公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效量表并探索其結(jié)構(gòu)維度。

一、關(guān)聯(lián)績效相關(guān)研究

Borman和Motowidlo在分析員工績效時，發(fā)現(xiàn)人們著重于關(guān)注一些工作績效，而排斥或不重視另一些工作績效，而這些工作績效恰恰對組織績效的完成非常重要。所以，他們指出，工作績效除了包括任務(wù)績效以外，還應(yīng)該包括關(guān)聯(lián)績效。關(guān)聯(lián)績效不是直接的生產(chǎn)和服務(wù)活動，而是構(gòu)成組織的社會、心理背景的行為，它可以促進其中的任務(wù)績效，從而提高整個組織的有效性，比如，自愿承擔本不屬于自己職責(zé)范圍內(nèi)的工作、幫助同事、并與之合作完成工作任務(wù)等等。

關(guān)聯(lián)績效對組織人力資源的人員選拔、績效評定、培訓(xùn)、職業(yè)生涯、工作分析、薪酬以及勞資關(guān)系等方面提出了新的思路，拓展了績效的研究領(lǐng)域。國內(nèi)一些學(xué)者如沈崢嶸和王二平、陳捷、孫健敏和焦長泉、唐春勇和陳維政等也對關(guān)聯(lián)績效的概念、特點、構(gòu)成、影響因素等進行了探索性分析。對于公共部門的工作人員，關(guān)聯(lián)績效更好地體現(xiàn)了他們自覺的、組織和社會期望但又沒有明確要求的、非直接的生產(chǎn)和服務(wù)活動，而有利于部門總體績效的行為。

Borman和Motowidlo確定了五類關(guān)聯(lián)績效行為：主動地執(zhí)行不屬于本職工作的任務(wù)；在工作時表現(xiàn)出超常的工作熱情；工作時幫助別人并與別人合作工作；堅持嚴格執(zhí)行組織的規(guī)章制度；履行、支持和維護組織目標。VanScotter和Motowidlo將關(guān)聯(lián)績效的結(jié)構(gòu)分為兩個維度：人際促進和工作奉獻。Coleman和Borman應(yīng)用因素分析等方法形成一個新的三維績效模型：人際公民績效、組織公民行為、任務(wù)責(zé)任績效。

盡管在關(guān)聯(lián)績效的研究領(lǐng)域開展了很多研究，但是在關(guān)聯(lián)績效的內(nèi)涵和維度的上，仍然存在諸多分歧。由于跨文化及研究對象的影響，中國公務(wù)員的關(guān)聯(lián)績效維度可能同現(xiàn)有的關(guān)聯(lián)績效維度有差異，由此我們擬探索公務(wù)員的關(guān)聯(lián)績效如何評價?人口統(tǒng)計變量和組織環(huán)境如何影響關(guān)聯(lián)績效?

二、問卷編制與回收

(一)問卷的編制

本文借鑒以往研究成果，在理論構(gòu)思、訪談和關(guān)鍵事件法的基礎(chǔ)上，構(gòu)建公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效量表。基本步驟如下：(1)在文獻回顧和理論研究的基礎(chǔ)上，通過半結(jié)構(gòu)化訪談，運用關(guān)鍵事件指標的匯集初步確立關(guān)聯(lián)績效內(nèi)容；(2)通過專家(相關(guān)領(lǐng)域?qū)W者、政府官員)對指標的篩選確立初始項目；(3)對項目進行初試篩選；(4)對篩選后的項目進行測試；(5)形成包含35個題項的初始量表。

(二)樣本選取

本研究適用對象為政府部門公務(wù)員，研究樣本主要在大連地區(qū)通過分層抽樣和整群抽樣獲得。以往研究中，較多選用上級對員工的績效進行評價，但是關(guān)聯(lián)績效是一種自愿的行為，在工作中上級并沒有完全接觸到員工的日常工作中，員工本人和同事觀察的機會最多。因此，本研究選擇公務(wù)員對關(guān)聯(lián)績效自我評估，并由主要負責(zé)人及同事判斷填答的可信性。

在本研究中，有如下情況為廢卷：遺漏過多，遺漏題項連續(xù)超過2個以上、或者問卷共有3個遺漏題項的，連續(xù)10題完全選擇同一數(shù)值等級、或者認為是明顯的惡意作答的，一題多選答案的，視為廢卷。

三、數(shù)據(jù)計算與分析

(一)樣本描述

測試的對象涉及大連市有代表性的10個政府部門，發(fā)放問卷500份，回收456份，有效問卷為440份，有效回收率為88％。被調(diào)查人員的基本信息表如表1所示，從人口統(tǒng)計的情況來看被試的組成比較合理。

(二)信度和項目分析

本文使用SPSS12.0軟件對問卷進行統(tǒng)計分析，Cronbachd值是0.9568，具有較好的內(nèi)部一致性。對數(shù)據(jù)進行項目分析，以了解題目的鑒別程度，按照量表總分高低排序，前27％總?cè)藬?shù)為高分組，后27％總?cè)藬?shù)為低分組，以獨立樣本T檢驗高低分組在每個題目的差異，將T檢驗結(jié)果未顯著的題目予以刪除。結(jié)果顯示：題項12、13的t值分別為0.404、0.479，沒有通過檢驗，其他題項均達顯著，具有較好的鑒別度，能鑒別出不同研究對象的反應(yīng)程度。

(三)探索性因素分析

運用主成分分析法對公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效量表進行探索性因子分析，KMO值為0.966，Bartlett球形檢驗的顯著性概率為0.000，表明樣本適合做因子分析。通過方差最大正交旋轉(zhuǎn)，使因素負載大小相差最大，有利于共同因素的辨別與命名。因子載荷量均大于0.5，表明各題項非常重要，共提取4個主成分，解釋方差60.2％。根據(jù)確定量表維度的經(jīng)驗，在不同因子上的載荷量之差小于0.1的題項說明該題項在不同因子上具有相近的解釋能力，量表不具備良好的效度，應(yīng)該刪掉這些題

項。所以，題項4、15、20、23、24、26、27、29、35被刪除。另外，一個維度的題項數(shù)最少應(yīng)在3題以上，第四個主成分只有一個題項11，因此刪除。最終保留23個題項作為正式測量的量表，各個因子題項數(shù)目均大于3，方差貢獻率為59.938％，可以分為三個維度，見表2。

F1為責(zé)任意識，能夠以積極的態(tài)度對待工作上的不便與挫折，自愿并主動地從事與工作相關(guān)且超出了組織要求的行為。

F2為自我發(fā)展，認可、支持和維護組織的目標，提高自身綜合素質(zhì)，同時也間接地對組織和其他成員有利，幫助同事解決工作中的困難。

F3為工作盡職，主動參加組織的活動，保護組織資源，努力做好本職工作。

探索性因素分析之后，總量表及各維度a系數(shù)分別為0.948、0.9182、0.9055、0.8228，各個維度的一致性信度都在0.80以上，說明各個維度下各個項目的一致性較好，測量工具具有較好的信度。驗證性因素分析顯示，X2/df=1.881，P=0.000，GFI值為0.908，RMSEA=0.063，NFI=0.916，CFI=0.921。PNFI=0.789，PGFI=0.732，三因素模型對數(shù)據(jù)的擬合指標較好，關(guān)聯(lián)績效量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。

由表3可知，公務(wù)員在關(guān)聯(lián)績效分量表中的得分情況，總體平均得分為4.0739，顯示關(guān)聯(lián)績效水平較高，得分最高的維度是責(zé)任意識，得分最低的是工作盡職。

(四)人口統(tǒng)計變量差異顯著性檢驗

以往研究認為性別、年齡、教育程度、工作年限及組織規(guī)模等的差異可能會導(dǎo)致其關(guān)聯(lián)績效不同。因此，本研究選取以上因素作為人口統(tǒng)計變量，來檢驗公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效按這些人口統(tǒng)計變量所劃分的樣本群體之間有無顯著差異。

不同性別獨立樣本T檢驗的Sig值為0.165，遠大于0.05，說明公務(wù)員中男性和女性的關(guān)聯(lián)績效差異不顯著。單因素方差分析可以發(fā)現(xiàn)不同年齡的關(guān)聯(lián)績效相伴概率Sig值為0.384，大于顯著性水平0.05，各組間沒有顯著差異。不同教育程度的關(guān)聯(lián)績效Sig值為0.096，組間差異不顯著，且方差齊性檢驗顯著，各組總體方差不相等。

不同工作年限的關(guān)聯(lián)績效F值為6.331，Sig值為0.000，差異顯著，其中第2組即工作6年～10年與其它組間兩兩差異都顯著，第2組得分為85.00，其他組得分分別為94.68、93.8、91.65、93.64、96.62、93.72，第2組得分明顯低于其他組。

不同職務(wù)的關(guān)聯(lián)績效F值為2.389，Sig值為0.050，差異顯著，其中第4組領(lǐng)導(dǎo)班子與第1組普通職員、第2組一般干部間兩兩差異都顯著，第4組得分為86.83，1、2組得分分別為94.68、93.85，第4組得分明顯低于其他組。

不同部門規(guī)模的關(guān)聯(lián)績效F值為4.330，Sig值為0.002，差異顯著，其中第1組20人及以下與第2組21人-30人、第3組31人-40人、第4組41人-50人間兩兩差異也顯著。第1組得分為96.66，2、3、4組得分分別為90.14、88.21、87.54，第1組得分明顯高于其他組。

人口統(tǒng)計變量對關(guān)聯(lián)績效具有不同的影響，性別、年齡、學(xué)歷、對關(guān)聯(lián)績效無顯著影響(取顯著性水平p

四、結(jié)論

本研究通過理論分析和問卷調(diào)查等實證研究來探討公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效的評價，以及人口統(tǒng)計變量對其的影響。構(gòu)造了具有一定信度和效度的量表對關(guān)聯(lián)績效進行測量，探索了公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效的結(jié)構(gòu)維度，采用大連市10個政府部門的樣本來檢驗。數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效總體水平較高，得分最高的維度是責(zé)任意識，得分最低的是工作盡職。人口統(tǒng)計變量對關(guān)聯(lián)績效具有不同的影響，性別、年齡、學(xué)歷對關(guān)聯(lián)績效均無顯著影響，工作年限、現(xiàn)任職務(wù)、部門規(guī)模對關(guān)聯(lián)績效有顯著影響。工作6年～10年的公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效水平明顯低于其他工作年限的同事，這個階段的公務(wù)員正處于事業(yè)、家庭等最繁忙的時期，因而影響了其關(guān)聯(lián)績效。領(lǐng)導(dǎo)班子成員關(guān)聯(lián)績效水平低于普通工作人員及一般干部，主要是因為領(lǐng)導(dǎo)班子日常事務(wù)較多，與工作人員接觸較少。部門規(guī)模小的公務(wù)員關(guān)聯(lián)績效水平明顯高于部門規(guī)模大的，顯示了溝通和交流對于關(guān)聯(lián)績效的重要性。

第3篇

關(guān)鍵詞：土壤線蟲；群落結(jié)構(gòu)；生物多樣性；生態(tài)指數(shù)；濕地環(huán)境

中圖分類號：Q95 文獻標識碼：A DOI編碼：10.3969/j.issn.1006－6500.2012.02.029

Community Structure of Soil Nematodes Around the Plant Rhizosphere in Dalian Xishan Reservoir

GAO Yan, LV Ying, GU Xu, ZHANG Wei-dong

( Department of Environmental Science , College of Life Science , Liaoning Normal University , Dalian,Liaoning 116081 , China )

Abstract: Soil nematodes around the plant rhizosphere were surveyed along the transect of Xishan reservoir in Dalian to the horizontal distance from spring to autumn in 2010.The differences of community characteristics among soil nematodes lived in the 0～20 cm soil and 20~40 cm soil were analysed. A total of 1 707 nematodes belonging to 2 classes ,7 orders ,26 families and 36 genera were surveyed. The average density was 406.4 individuals per kg dry soil. The results indicated that the total number of soil nematodes increased with the distance extension. The minimum nematodes count appeared in the nearest, and the maximum appeared in the farthest from the transect. EI was less than 50 and SI was more than 50. So there was no interference in the three samples of the reservoir where the food webs were forming.

Key words: soil nematodes; community structure; biological diversity; ecological indices;wetland environment

土壤線蟲是土壤生態(tài)系統(tǒng)的重要功能組分[1]，在各類土壤中普遍存在,種類和數(shù)量豐富,群落生物多樣性高,被看作是最重要的評價土壤質(zhì)量變化的敏感指示生物之一[2-6]。對其研究不僅有助于揭示土壤生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu),還可以提供有關(guān)土壤生態(tài)過程的獨特信息[7]。土壤線蟲是研究植物─土壤─線蟲關(guān)系較好的生態(tài)模型[8]，因此，以0～10 cm和10～20 cm分層調(diào)查大連市西山水庫植物根際土壤線蟲的種類和分布，有助于了解這些野生植物生長的土壤環(huán)境中線蟲類群的組成結(jié)構(gòu)，以及這些線蟲與各種環(huán)境因素之間的生態(tài)關(guān)系。

1 試驗方法

1.1 樣品采集與處理

試驗地位于大連市甘井子區(qū)西山水庫，屬于人工濕地，以草本植物覆蓋。2010年5―11月，按春（5月末）、夏（7月末）、秋（11月初）共3次對樣地進行土壤線蟲取樣，其中從秋季開始整個水庫屬被淹狀態(tài)，因此，秋季部分樣地未采樣，冬季嚴寒，水面結(jié)冰，無法采樣。從水庫岸邊原生裸地開始按距離劃分3個樣帶，分別為0～20 m，20～40 m，40～60 m，采用3點混合取樣法，各樣地樣深度

20 cm，沿土壤剖面劃分為0～10 cm，10～20 cm兩層，共采集用于提取分離土壤線蟲的土壤樣品60份，淘洗-過篩-淺盤法實驗室分離提取土壤線蟲[9]。線蟲標本主要依據(jù)尹文英《中國土壤動物檢索圖鑒》鑒定[10]，一般鑒定到屬,并依據(jù)土壤濕度,將土壤線蟲個體數(shù)量折算成每1 kg干土含有線蟲的條數(shù) [11] 。烘干法測土壤含水率；水合熱重鉻酸鉀-硫酸-比色法測土壤有機質(zhì)；硝酸淀粉法測土壤硝態(tài)氮；四苯硼鈉比濁法測速效磷；NaHCO3浸提-鉬銻抗比色法測速效鉀。各樣帶植物根際土壤理化指標見表1。

1.2 數(shù)據(jù)處理

生態(tài)指數(shù)計算采用多樣性指數(shù)和功能類群指數(shù)表達土壤線蟲群落多樣性和各生境土壤線蟲群落功能結(jié)構(gòu)特征。公式如下：

（1）Shannon-Wiener多樣性指數(shù)(H') H'=∑ni/N×ln(ni/N) ；

其中，ni為第i個類群的個體數(shù), N為群落中所有類群的個體總數(shù)。

（2）Pielou均勻度指數(shù)(J) J= H′/lnS

其中，S為類群數(shù)；

（3）Simpson優(yōu)勢度指數(shù)（C） C=∑Pi2

其中，Pi=ni /N；

（4）Margalef豐富度指數(shù)(SR) SR=(S-1)/lnN；

（5）線蟲營養(yǎng)多樣性指數(shù)(TD) TD=∑pi2；

（6）MI指數(shù)( PPI指數(shù)、MMI指數(shù)) MI ( PPI、MMI) = =cpi×pi；

其中，cpi為非植物寄生性(植物寄生性)土壤線蟲第i類群colonizer-persister值; n為非植物寄生性(植物寄生性)土壤線蟲類群數(shù); Pi為土壤線蟲群落非植物寄生性(植物寄生性)土壤線蟲第i類群的個體數(shù)占群落總個體數(shù)的比例。）

（7）結(jié)構(gòu)指數(shù)（Structural index） SI = 100×s/(s+b) ；

（8）富集指數(shù)（Enrichment index） EI = 100×e/(e+b)；

（9）基礎(chǔ)指數(shù)（Basal index） BI = 100×b/(s+e+b)；

其中，b（basal）代表食物網(wǎng)中的基礎(chǔ)成分，主要指Ba2和Fu2這兩個類群（即食細菌線蟲和食真菌線蟲中cp值為2的類群）；e（enrichment）代表食物網(wǎng)中的富集成分，主要指Ba1和Fu2這兩個類群（即食細菌線蟲中cp值為1和食真菌線蟲中cp值為2的類群）；s（structure）代表食物網(wǎng)中的結(jié)構(gòu)成分，包括Ba3-Ba5、Fu3-Fu5、OP3-OP5、H2-H5類群（分別為食細菌線蟲、食真菌線蟲和雜食線蟲中cp值為3～5的類群以及捕食線蟲中cp值為2～5的類群），b、e和s對應(yīng)的值分別為Σkbnb，Σkene 和Σksns，其中kb，ke和ks為各類群所對應(yīng)的加權(quán)數(shù)（其值在0.8~5.0之間），而nb、ne和ns則為各類群的相對多度）

數(shù)據(jù)統(tǒng)計處理、方差分析、相關(guān)分析均在Excel、SPSS 軟件上進行。

2 結(jié) 果

2.1 線蟲屬數(shù)分類

研究期間共捕獲線蟲1 707條，分別屬于線蟲動物門2綱7目26科36屬。其中棱咽屬（Prismatolaimus）和螺旋屬（Helicotylenchus）為優(yōu)勢屬，個體數(shù)占總捕獲個體數(shù)量的27.34%；常見屬20屬，包括Paraphelenchus、真頭葉屬（Eucephalobus）、擬麗突屬（Acrobeloides）、Heterocephalobus、連胃屬（Chrohogaster）、三孔屬（Tripyla）、Pseudhalenchus、Coslenchus、針屬（Paratylenchus）、異皮屬（Heterodera）、半輪屬（Hemichconemoides）、Aporcelaimellus、Aporcelaimium、Paraxonchium、Epidorylaimus、真矛屬（Eudorylaimus）、墊咽屬（Tylencholaimus）、膜皮屬（Diphtherophora）、前矛線屬（Prodorylaimus）、盤咽屬（Discolaimus），個體數(shù)占總捕獲個體數(shù)量的67.04%；稀有屬包括麗突屬（Acrobeles）、繞線屬（Plectus）、威爾斯屬(Wilsonema)、Panagrolaimus盆咽屬、瓣唇屬（Panagrobelus）、Monhystera、Trischistoma、異色矛屬（Achromadora）、Teratocephalus、無咽屬（Alaimus）、滑刃屬（Aphelenchoides）、Dorydorella、Microdorylaimus、Clarkus14屬,個體數(shù)占總捕獲個體數(shù)的5.63%。優(yōu)勢屬和常見屬個體數(shù)量共占總捕獲個體數(shù)量的94.37%，這些類群個體數(shù)量多，構(gòu)成了研究區(qū)土壤線蟲群落的主體。0～20 m共捕獲線蟲29屬，其中優(yōu)勢屬2個，常見屬16個，稀有屬11個；20～40 m共捕獲線蟲24屬，其中優(yōu)勢屬3個，常見屬14個，稀有屬7個；40～60 m共捕獲線蟲34屬，其中優(yōu)勢屬2個，常見屬19個，稀有屬13個。Prismatolaimus棱咽屬為3個樣帶的共有優(yōu)勢屬，相對多度為14.11%。，各個樣帶科屬的不同反映了距離水庫水平差異影響了土壤線蟲群落的相對多度。

2.2 線蟲數(shù)量變化

0～20 m每1 kg干土中土壤線蟲的總數(shù)為

2 534.9條, 20～40 m每1 kg干土中土壤線蟲總數(shù)為5 250.1條，40～60 m每1 kg干土中土壤線蟲總數(shù)為9 280.9條。隨著樣帶的延伸，土壤線蟲總數(shù)逐漸增加，最小值出現(xiàn)在距離水庫最近樣帶，最大值出現(xiàn)在距離水庫最遠樣帶。

樣帶0～20 m，20～40 m，40～60 m土壤0～10 cm土層線蟲數(shù)量分別是10～20 cm土層的1.90，1.84，

1.04倍。土壤線蟲的垂直分布表現(xiàn)出強烈的表聚性，上層土壤線蟲的數(shù)量明顯高于下層（圖1）。

2.3 線蟲群落生態(tài)指數(shù)

采用多樣性H'指數(shù)、均勻度J指數(shù)、豐富度SR指數(shù)、優(yōu)勢度C指數(shù)和營養(yǎng)多樣性TD指數(shù)計算不同植被下土壤線蟲群落多樣性，采用SI指數(shù)、EI指數(shù)、BI指數(shù)、PPI 指數(shù)、MI2-5指數(shù)研究不同植被恢復(fù)下土壤線蟲群落功能結(jié)構(gòu)的差異，具體指數(shù)見表2 。由表2可見，EI都小于50，SI都大于50，說明水庫3個樣帶無干擾，食物網(wǎng)正在形成當中。各樣帶多樣性指數(shù)H'、豐富度指數(shù)SR和MI2-5指數(shù)均為：40～60 m>20～40 m>0～20 m。

2.4 線蟲與土壤理化性質(zhì)的相關(guān)分析

由表3可以看出，不同的土壤理化性質(zhì)對不同的線蟲數(shù)量、生態(tài)指數(shù)的影響不同。土壤含水量與優(yōu)勢度指數(shù)（C）和MI2-5有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而與均勻度指數(shù)（J）和豐富度指數(shù)（SR）有顯著的負相關(guān)關(guān)系；有機質(zhì)與PPI指數(shù)有顯著負相關(guān)關(guān)系；硝態(tài)氮與線蟲數(shù)量有顯著的正相關(guān)關(guān)系；速效磷與線蟲數(shù)量多樣性指數(shù)（H'）、豐富度指數(shù)（SR）有顯著正相關(guān)關(guān)系；速效鉀與基礎(chǔ)指數(shù)(BI)有顯著正相關(guān)關(guān)系。這反映了西山水庫植物根際土壤線蟲群落對土壤根系及其理化性質(zhì)變化的響應(yīng)。

3 討 論

本研究中棱咽屬（Prismatolaimus）和螺旋屬（Helicotylenchus）為優(yōu)勢屬，不同樣帶線蟲優(yōu)勢屬表現(xiàn)出一定的差異性,其中,0～20 m和40～60 m有兩個優(yōu)勢屬,而20～40 m有3個優(yōu)勢屬,這可能與各樣帶植物物種多少以及土壤食物網(wǎng)結(jié)構(gòu)有關(guān)。由表3可看出，土壤含水量情況也會影響土壤線蟲的多樣性。一般情況下,土體中土壤動物個體數(shù)量的垂直分布具有表聚性[12]。植物土壤根際上層土壤中線蟲數(shù)量比下層多，富含養(yǎng)分比下層充足，這一點正體現(xiàn)了線蟲數(shù)量與硝態(tài)氮和速效磷的正相關(guān)關(guān)聯(lián)。而PPI指數(shù)與有機質(zhì)呈負相關(guān)正是由于有機質(zhì)給植物提供養(yǎng)分，而且水庫樣帶正處于食物網(wǎng)形成當中，并未受到干擾，而植物根系土壤有機質(zhì)含量越高，代表受干擾程度越低。

本試驗通過研究土壤線蟲數(shù)量、群落多樣性指數(shù)和功能類群指數(shù)反映不同樣帶植物根系土壤差異，也反映了西山水庫未受人為干擾樣地的基本情況，而且體現(xiàn)了土壤生物對濕地環(huán)境的響應(yīng)。

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