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72.
大气二次污染物是新疆独山子区大气污染物的重要组成部分,研究大气中二次组分的转化过程对区域大气污染治理有着重要意义.对新疆独山子区2015年9月至2016年7月采集到的样品进行水溶性组分分析.结果表明,水溶性无机离子(TWSIs)表现出与PM_(2.5)一致的季节变化,为冬季(67.86μg·m~(-3))秋季(13.77μg·m~(-3))春季(10.09μg·m~(-3))夏季(4.85μg·m~(-3));冬季二次无机离子(NH~+_4、SO~(2-)_4和NO~-_3)占TWSIs的98%;结合气溶胶热力学模型(E-AIM)探讨独山子区大气颗粒污染物中颗粒相含水量以及颗粒酸碱性;表明独山子区颗粒物呈酸性,年均原位pH为0.81,其中冬季样品的pH(2.93)值最高;颗粒含水季节变化为冬季(331.32μg·m~(-3))秋季(5.91μg·m~(-3))春季(5.46μg·m~(-3))夏季(1.62μg·m~(-3));年均氮氧化率(NOR)和硫氧化率(SOR)分别为0.13和0.47,表明区域污染物存在二次转化;进一步分析表明颗粒相中的硫酸盐质量浓度受到颗粒含水量和颗粒酸碱度的影响较为明显;高的颗粒相含水条件下区域硝酸盐的形成主要以非均相反应为主. 相似文献
73.
基于OMI数据的东南沿海大气臭氧浓度时空分布特征研究 总被引:1,自引:0,他引:1
基于臭氧监测仪(OMI)卫星反演数据,对2005—2018年东南沿海5省区域大气臭氧柱浓度数据进行提取及分析,探讨其时空分布格局及影响因素.结果表明:①在时间变化上,14年间,该区域大气臭氧柱浓度整体呈先上升后下降的趋势,2005—2013年臭氧柱浓度持续升高,最高值为324.52 DU,高值区不断向南部区域扩大;2013—2018年臭氧柱浓度呈下降趋势,最低值为228.27 DU,但在2017、2018年略有上升.②在空间分布上,臭氧柱浓度自北向南逐渐降低,高值区集中分布在江苏及浙江省北部;低值区集中于福建省南部及广东省大部分地区.③在季节变化上,大体呈现出春夏季高于秋冬季,高值区在春夏季交替出现,秋季略高于冬季,但差异不明显.④稳定性分析表明:研究区臭氧柱浓度整体呈现中部分散、南北部集聚、差异较显著的分布格局.⑤自然因素中,风向、气温均呈现显著正相关,江淮地区的梅雨季节(降水)及华南地区的台风和暴雨也起到显著作用.⑥人文因素中,臭氧柱浓度与地区生产总值、各产业生产总值及机动车保有量均表现出正相关,其中,臭氧柱浓度与第二产业的相关度最高.另外,臭氧柱浓度与NO_x排放量表现出显著相关性.VOC_s对臭氧柱浓度的影响中,工业源是主控因素,交通源和居民源次之,电厂源对臭氧柱浓度的影响最弱.这进一步说明臭氧浓度的变化受到了诸多因素的综合影响,但气温、NO_x及VOC_s的排放是臭氧浓度变化的主导因素. 相似文献
74.
降水空间异质性对非点源关键源区识别面积变化的影响 总被引:3,自引:2,他引:1
针对地形起伏和降水空间差异较大的农业区非点源污染问题,基于SWAT模型评估了阿什河流域在异质性降水和均匀降水两种情景下总氮、总磷关键源区空间变化规律,统计了两种情景下识别的关键源区面积变化,并分析其与降水特征参数的关系.结果表明,降水量一定时,两种情景下识别的总氮、总磷关键源区面积变化趋势大致相同,且总磷关键源区面积不易受降水空间异质性的影响,但总氮关键源区面积却明显受到其影响.对各年份总氮和总磷关键源区面积与降水特征参数的相关分析表明,总磷关键源区面积与当年降水量呈显著正相关,而总氮关键源区面积却与前一年降水量呈显著正相关.研究结果对进一步探讨降水这一重要驱动因子的不确定性对非点源污染关键源区的影响,以及农业非点源污染的治理具有重要意义. 相似文献
75.
基于不同废污泥源的短程反硝化快速启动及稳定性 总被引:1,自引:1,他引:0
为探究不同废污泥源快速启动短程反硝化和实现稳定NO_2~--N积累的可行性,在3个完全相同的SBR反应器(S1、S2和S3)分别接种:实验室城市污水反硝化除磷系统排泥、城市污水厂剩余污泥及河涌底泥,比较其短程反硝化启动快慢和NO_2~--N积累特性,考察系统短程反硝化活性和NO_3~--N→NO_2~--N转化性能,并从微生物学角度分析反应器功能菌群特征.结果表明,在乙酸钠为唯一碳源、高碱度和适宜COD/NO_3~--N比进水条件下,3个SBR短程反硝化反应器在短时间内均能够成功启动,系统平均NO_3~--N→NO_2~--N转化率为S1 S2 S3(75. 92% 73. 36% 69. 90%).同时发现持续低温条件下S1和S2呈现不同程度的短程反硝化性能恶化趋势,但S3能够稳定维持良好NO_2~--N积累性能.微生物高通量测序表明,变形菌门和拟杆菌门居PD系统主导地位,3个短程反硝化反应器NO_2~--N积累关键功能菌属Thauera属丰度差异明显:S3 S1 S2(25. 09% 4. 71% 3. 60%),表明S3具备稳定高效的NO_2~--N积累性能,同时高丰度Thauera属可能是维持低温短程反硝化活性的重要原因. 相似文献
76.
利用南京与北京地区2014年5月1日—2019年10月31日的PM2.5监测数据、气溶胶光学厚度观测资料以及同期MICAPS地面气象要素的观测资料,对两地PM2.5浓度的变化规律及其与气溶胶光学厚度、气象要素的关系进行了分析和讨论,结果表明:南京与北京均呈现PM2.5浓度冬季显著高于夏季,AOD冬季小于夏季的特征;对比而言,北京PM2.5月均浓度高于南京地区;南京与北京的PM2.5浓度与AOD均为正相关关系,PM2.5浓度与AOD间相关性存在显著的季节差异,主要表现为夏季相关性大于冬季相关性;两地AOD与PM2.5浓度均为正相关关系,在同一AOD水平下,相对湿度越大,PM2.5浓度越大,气溶胶吸湿增长易造成污染物积累;南京PM2.5浓度与能见度的r为0.57,而北京的r为0.83,两地的PM2.5浓度与能见度的冬季相关性较夏季好,在高相对湿度下,同一PM2.5浓度水平时,南京能见度较北京好. 相似文献
77.
随着“一带一路”倡议的提出,能源互联互通成为中国对外合作的重要组成。以“一带一路”能源合作为切入点,从直接能源贸易和隐含能源流动的双重角度刻画中国跨境能源关联并开展对比研究,主要结论包括:(1)从直接能源角度,“一带一路”沿线沙特阿拉伯、俄罗斯等国家均为中国重要的直接能源进口国;(2)从隐含能源角度,中国为印度、新加坡、泰国等国家提供了大量的能源相关的商品服务;(3)中国与“一带一路”沿线国家直接能源贸易逆差明显,但隐含能源流动处于顺差地位;(4)综合考虑直接能源贸易及隐含能源流动,中国可以发挥不同类型能源关联的辐射带动作用,为中国与“一带一路”沿线国家能源互联互通与共建合作伙伴关系提供坚实基础。 相似文献
78.
基于福建三明499户农户的实地调查数据,用倾向得分匹配法测算了生态公益林现金直接补偿和岗位性补偿对农户的增收效应,结果表明:现金直接补偿和岗位性补偿对生态保护和农户增收都是正效应。现金直接补偿对农户增收效应不显著,而岗位性补偿对农户家庭总收入和家庭人均收入的净效应分别达55.4%和57%。进一步研究发现,两种补偿方式对贫困户和非贫困户的增收效应也不尽相同,其中现金直接补偿不利于贫困户增收,而岗位性补偿对不同收入的农户都具有正向显著增收效应。此外,从生态公益林的根本使命出发,可以发现现金直接补偿和岗位性补偿对生态保护的净效应也存在较大差异。故此,科学规划生态补偿方式和补偿标准是实现生态保护和农户增收双重效应的根源所在。 相似文献
79.
随着点源污染逐步得到有效控制,面源与截排溢流污染对水环境的胁迫日益突出。基于土地遥感数据、城市排水管网等资料,构建流域—海湾一体化水环境模型,探讨深圳湾流域面源与截排溢流污染特征及其对水环境的影响,研究表明:(1)雨季COD、NH3-N和TP单位面积面源与截排溢流污染负荷分别为17.21 t/km2与10.21 t/km2、0.17 t/km2与0.69 t/km2、0.04 t/km2与0.07 t/km2;(2)面源与截排溢流污染时间上主要集中于大雨及以上等级降水较多的5月和8月,空间上主要分布在截排工程集中、下垫面面积较大且坡度较陡的深圳河、大沙河和新洲河流域;(3)面源与截排溢流水体COD、NH3-N和TP浓度可达地表水V类标准的3.7倍、18.2倍和8.5倍;(4)雨季COD、NH3-N和TP浓度高于旱季的区域分别超过深圳湾总面积的40%、60%和65%。 相似文献
80.
使用2004~2015年的中国280个地级市的面板数据,对科技创新投入与环境全要素生产率间的非线性关系、内部影响机理和空间异质性进行分析,结果显示:科技创新投入与环境全要素生产率之间呈现倒N型关系,两个拐点的位置分别为7.722(2257.47万元)和9.610(14913.17万元);在外部资本进入、污染治理、市场规模效应3种影响路径中,科技创新投入影响下的外部资本进入对环境全要素生产率依然存在污染避难所的负向效应,科技创新投入与外部资本间效应为0.1363,外部资本与环境全要素生产率间效应为-0.0065;科技创新投入能够增强企业的污染治理技术并提高环境全要素生产率,三者间前后效应分别为-0.0277和-0.0311;科技创新的投入与高效益增强了市场规模效应,有效促进生产结构的转型进而提高环境全要素生产率,三者间前后效应为0.0186和0.4346.空间异质性中,外部资本进入与溢出效应带来的污染避难所负效应在中部地区显著,在西部和东北部地区不显著,而污染天堂正效应在东部地区存在但不显著;污染创新治理投入的技术正溢出效应在东部和西部地区效应显著,在中部和东北部不显著;科技创新投入与市场需求规模效应在空间区域无差异且显著为正.建议依据科技创新投入的不同影响路径来实施空间差异化策略. 相似文献