葛長(zhǎng)字， 劉云松， 柴延超， 李云夢(mèng)， 王海青， 闞慢慢

(1 山東大學(xué)深圳研究院，廣東 深圳 518057； 2 山東大學(xué)(威海)海洋學(xué)院，山東 威海264209)

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雙齒圍沙蠶過(guò)氧化歧化酶活性對(duì)復(fù)合污染的不確定性響應(yīng)

葛長(zhǎng)字1,2， 劉云松2， 柴延超2， 李云夢(mèng)2， 王海青2， 闞慢慢2

(1 山東大學(xué)深圳研究院，廣東 深圳 518057； 2 山東大學(xué)(威海)海洋學(xué)院，山東 威海264209)

內(nèi)在底棲生物用于環(huán)境監(jiān)測(cè)、生物修復(fù)時(shí)，為判斷過(guò)氧化物歧化酶(SOD)活性用作生物指示物反映環(huán)境狀況的適宜性，以海沙模擬生態(tài)毒理學(xué)模式生物雙齒圍沙蠶(Perinereisaibuhitensis)的生境，設(shè)計(jì)均勻試驗(yàn)并將雙齒圍沙蠶暴露于不同污染水平的重金屬-營(yíng)養(yǎng)鹽-石油烴復(fù)合污染15 d，研究其SOD活性在有沉積物時(shí)的變化特征。結(jié)果顯示，各個(gè)處理間雙齒圍沙蠶的SOD活性差異不顯著；重金屬、營(yíng)養(yǎng)鹽和石油烴均不能顯著影響雙齒圍沙蠶的SOD活性；雙齒圍沙蠶的SOD活性和污染物之間不存在顯著的劑量-毒性效應(yīng)關(guān)系；雙齒圍沙蠶的SOD活性服從Logistic分布，SOD活性對(duì)復(fù)合污染的響應(yīng)不確定。因此，SOD活性能否用于反映環(huán)境條件值得商榷；內(nèi)在底棲生物用作生物監(jiān)測(cè)/生物修復(fù)種時(shí)，應(yīng)慎重使用SOD活性反映環(huán)境狀況。

雙齒圍沙蠶；復(fù)合污染；SOD活性；不確定性響應(yīng)

過(guò)氧化歧化酶(SOD)是生物抵御脅迫的首道防線(xiàn)，其活性與單一污染間有劑量-毒性效應(yīng)關(guān)系[1]，常作為生物指示物用于環(huán)境監(jiān)測(cè)[2]。隨著人類(lèi)活動(dòng)加劇，污染呈多元化和多源性的特點(diǎn)[3]，以重金屬、營(yíng)養(yǎng)鹽和石油烴為代表的復(fù)合污染尤其嚴(yán)重。尋求合適的生物指示物進(jìn)行復(fù)合污染早期預(yù)警、生態(tài)修復(fù)效果評(píng)價(jià)已成為研究熱點(diǎn)。內(nèi)在底棲生物常被用作生物監(jiān)測(cè)或生態(tài)修復(fù)，SOD活性反映環(huán)境狀況的適應(yīng)性卻存在質(zhì)疑。現(xiàn)有資料多是單一污染研究[4]，復(fù)合污染對(duì)SOD活性的影響不明確。此外，以?xún)?nèi)在底棲生物為研究對(duì)象的生態(tài)毒理學(xué)研究，通常未模擬其生境[5]。因此，迄今為止尚難明確解答上述質(zhì)疑。本文以海沙模擬生態(tài)毒理學(xué)模式生物——雙齒圍沙蠶(Perinereisaibuhitensis)的生境[6]，將其暴露于重金屬-營(yíng)養(yǎng)鹽-石油烴復(fù)合污染15 d，研究其SOD活性的變化。該研究結(jié)果將有助于判斷當(dāng)內(nèi)在底棲生物用于環(huán)境監(jiān)測(cè)、生態(tài)修復(fù)時(shí)，SOD活性作為生物指示物反映環(huán)境狀況的適宜性。

1 材料與方法

1.1 材料

在鋪有厚3 cm海沙的水槽中充氣馴養(yǎng)雙齒圍沙蠶10 d，每3 d換水1次，每2 d過(guò)量投喂1次飼料(為有機(jī)物含量15.70 %的海帶粉及養(yǎng)蝦池塘底泥的混合物)。海沙經(jīng)自來(lái)水清洗5～6遍，并在60 ℃下烘干，有機(jī)物含量0.08 %。海沙粒徑≤0.180 mm、0.180～0.250 mm、0.250～0.425 mm、0.425～0.850 mm和≥0.850 mm的配比分別為(0.58±0.36)%、 (8.39±1.58)%、 (68.70±1.08)%、(21.73±2.84)%和(0.60±0.11)%。分別以原子熒光法、無(wú)火焰原子吸收分光光度法和熒光分光光度法測(cè)定海水(沙)中重金屬汞(Hg)、鎘(Cd)和石油烴含量，重金屬和石油烴均為痕量；以靛酚藍(lán)法測(cè)定經(jīng)過(guò)處理的海水(沙)的氨氮(NH4+-N)，結(jié)果顯示未檢出。

1.2 方法

表1 實(shí)驗(yàn)水體污染物濃度

注：*—未測(cè)出,為使用回歸分析處理數(shù)據(jù)而以0.00計(jì)算。

1.3 統(tǒng)計(jì)分析

將綜合污染程度視為一個(gè)因素，則上述均勻試驗(yàn)可視為一項(xiàng)16個(gè)水平的單因素完全隨機(jī)化實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。方差齊性時(shí)，進(jìn)行單因素方差分析并以Bonferroni檢驗(yàn)，比較不同綜合污染程度下的雙齒圍沙蠶SOD活性差異；否則以Dunnett’s-T3檢驗(yàn)分析。為確定復(fù)合污染對(duì)SOD活性的影響，在SPSS13.0中進(jìn)行多元回歸分析。以Matlab2012b的dfittool工具箱確定SOD活性的分布形式，以corrcoef函數(shù)進(jìn)行相關(guān)性分析。差異顯著性水平為5 %。

2 結(jié)果

2.1 雙齒圍沙蠶SOD活性對(duì)復(fù)合污染的響應(yīng)

當(dāng)石油烴、NH4+-N、Hg2+和Cd2+濃度分別為435.00、3.00、0.00和0.10mg/L時(shí)，雙齒圍沙蠶SOD活性最大，為(16.48±1.78)U/mg；當(dāng)濃度分別為217.50、4.00、5.00和0.36mg/L時(shí)，SOD活性最小，為(10.02±3.52)U/mg。各處理間的雙齒圍沙蠶SOD活性差異不顯著(圖1)。

圖1 復(fù)合污染下雙齒圍沙蠶SOD活性Fig.1 SOD activity of rag-worm under mutiple-contamination

2.2 污染物對(duì)雙齒圍沙蠶SOD活性的影響

回歸分析獲得14個(gè)反映復(fù)合污染對(duì)SOD活性影響的回歸方程(表2)。這些方程的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義都不顯著，即SOD活性不受這些因素影響。

圖2 雙齒圍沙蠶SOD活性分布Fig.2 Distribution of SOD activity of rag-worm

序號(hào)回歸方程RP1y=(15.14±0.73)-(1.69±3.55)x10.290.642y=(14.67±0.93)-(2.45±3.68)x1+(0.16±0.19)x20.180.633y=(15.08±1.10)-(2.49±3.71)x1+(0.17±0.19)x2-(0.10±0.14)x30.220.714y=(14.61±1.36)-(2.54±3.76)x1+(0.16±0.19)x2-(0.08±0.15)x3+(1.00×10-3±0.00)x40.240.795y=(15.51±1.57)-(17.77±13.07)x1+(0.16±0.19)x2-(0.09±0.15)x3+(1.00×10-3±0.00)x4+(36.57±32.19)x120.320.706y=(14.96±1.81)-(15.56±13.37)x1+(0.60±0.73)x2-(0.09±0.15)x3+(1.00×10-3±0.00)x4+(33.19±33.01)x12-(0.06±0.09)x220.340.767y=(14.98±2.19)-(15.60±13.97)x1+(0.60±0.78)x2-(0.10±0.58)x3+(1.00×10-3±0.00)x4+(33.32±34.85)x12-(0.06±0.10)x22+(1.00×10-3±0.06)x320.340.858y=(15.90±2.93)-(18.12±15.12)x1+(0.44±0.86)x2-(0.20±0.62)x3-(3.00×10-3±0.10)x4+(40.64±38.51)x12-(0.04±0.11)x22+(0.01±0.06)x32+(7.06×10-6±0.00)x420.360.909y=(14.37±3.08)-(18.81±14.83)x1+(0.81±0.89)x2+(0.17±0.66)x3-(3.00×10-3±0.10)x4+(84.21±49.10)x12-(0.10±0.11)x22-(0.03±0.07)x32+(7.15×10-6±0.00)x42-(4.01±2.88)x1x20.440.7810y=(13.36±3.33)-(15.62±15.14)x1+(0.31±1.10)x2+(0.63±0.86)x3+(1.00×10-3±0.01)x4+(88.28±49.66)x12+(0.04±0.12)x22-(0.04±0.07)x32+(8.25×10-7±0.00)x42-(3.04±3.12)x1x2-(2.05±2.44)x1x30.470.7911y=(13.19±3.72)-(15.92±16.02)x1+(0.38±1.26)x2+(0.73±1.30)x3+(1.00×10-3±0.01)x4+(88.33±50.87)x12+(0.04±0.14)x22-(0.05±0.11)x32+(8.87×10-8±0.00)x42-(3.20±3.52)x1x2-(2.14±2.64)x1x3+(4.00×10-3±0.04)x1x40.470.8612y=(13.68±3.60)+(40.26±38.82)x1+(2.63±1.87)x2-(1.84±2.06)x3+(6.00×10-3±0.01)x4-(33.84±91.68)x12-(0.28±0.24)x22-(0.21±0.15)x32-(5.10×10-6±0.00)x42+(9.63±7.88)x1x2-(0.02±0.04)x1x3+(0.59±0.38)x1x4+(0.01±0.03)x2x30.560.7113y=(14.54±3.80)+(148.34±143.69)x1-(4.18±8.19)x2-(1.58±2.10)x3+(0.04±0.04)x4-(111.03±135.38)x12+(0.13±0.58)x22-(0.36±0.25)x32+(1.00×10-7±0.00)x42-(26.81±15.70)x1x2+(4.28±0.50)x1x3-(0.08±0.09)x1x4+(1.17±0.83)x2x3+(0.01±0.01)x2x40.580.7414y=(12.99±7.13)+(101.78±23.22)x1-(0.45±17.03)x2-(2.34±3.64)x3+(0.03±0.05)x4-(72.09±204.50)x12-(0.13±1.17)x22-(0.31±0.33)x32-(5.50×10-5±0.00)x42-(25.86±16.53)x1x2+(12.15±32.15)x1x3-(0.10±0.11)x1x4+(1.03±1.00)x2x3+(0.01±0.03)x2x4-(2.00×10-3±0.01)x3x40.580.81

注：x1、x2、x3和x4分別表示Hg2+、Cd2+、NH4+-N和石油烴的濃度；y表示SOD活性；括號(hào)內(nèi)數(shù)值表示均值±標(biāo)準(zhǔn)誤。

3 討論

3.1 雙齒圍沙蠶SOD對(duì)復(fù)合污染的響應(yīng)

各處理組間內(nèi)梅羅污染指數(shù)最高值是最低值的5.45倍。因此，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的污染物范圍無(wú)論是從單一污染還是復(fù)合污染看，涵蓋范圍都較大。依據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)[7,16-17]，雙齒圍沙蠶SOD活性應(yīng)處于不同水平，然而研究結(jié)果與之相反，各處理組間的SOD活性差異并不顯著。

SOD作為生物指示物多用于環(huán)境監(jiān)測(cè)[18]。SOD等抗氧化系統(tǒng)酶對(duì)單一污染的響應(yīng)規(guī)律基本一致，低濃度或短時(shí)間的污染物暴露會(huì)誘導(dǎo)SOD活性，而長(zhǎng)時(shí)間或高濃度污染物暴露則會(huì)抑制SOD活性，存在劑量(時(shí)間)-毒性效應(yīng)[19]，SOD活性一般呈現(xiàn)先誘導(dǎo)后被抑制的現(xiàn)象[20]。不鋪設(shè)沉積物，將雙齒圍沙蠶置于含苯并(α)芘的水體中，其SOD活性呈先被誘導(dǎo)而后被抑制的特點(diǎn)[21]。這種變化依賴(lài)于污染物和受試生物種類(lèi)，如在馬拉硫磷脅迫下，雙齒圍沙蠶SOD活性隨污染物濃度升高而先下降后被誘導(dǎo)，最后被抑制[22]。然而，本研究中均未出現(xiàn)這兩類(lèi)變化規(guī)律，即SOD活性并未因處理水平變化而出現(xiàn)顯著變化。分析認(rèn)為，SOD活性與污染物存在劑量-毒性效應(yīng)關(guān)系的實(shí)驗(yàn)，均未模擬受試生物的生境而直接將受試生物暴露于污染物[23]。本研究以海沙模擬雙齒圍沙蠶生境，海沙的存在減少了雙齒圍沙蠶暴露于污染物的表面積，減少了粘液分泌量，從而提高了其耐污性。這和以人工土壤模擬蚯蚓生境，蚯蚓SOD活性對(duì)除草劑的響應(yīng)呈現(xiàn)出不確定性的結(jié)果相一致[24]。

3.2 SOD活性對(duì)生態(tài)脅迫響應(yīng)的多樣性

SOD活性對(duì)生態(tài)脅迫的響應(yīng)與生物種類(lèi)、生態(tài)脅迫類(lèi)型、生態(tài)脅迫暴露時(shí)間等因素有關(guān)[25]。雙齒圍沙蠶直接置于含鉛(Pb2+)水體的首日其SOD活性升高，暴露10 d后其SOD活性受到抑制[2]。鱸魚(yú)(Dicentrarchuslabrax)暴露于呋喃丹96 h后，其游泳速度顯著降低，而SOD活性并未發(fā)生顯著變化[26]。單一因素Cd2+會(huì)降低大鼠SOD活性[27]，而單一因素Cr6+能使大鼠SOD活性增加[28]。這種SOD活性對(duì)生態(tài)脅迫產(chǎn)生單調(diào)性響應(yīng)大多是單因素實(shí)驗(yàn)結(jié)果。此外，即使是在單因素作用下，受試生物SOD活性的變化也未必是線(xiàn)性的。高濃度丙環(huán)唑會(huì)降低虹鱒SOD活性，而低濃度則會(huì)使SOD活性升高[29]。

多因素作用下，除各因素主效應(yīng)外，其可能的交互效應(yīng)會(huì)使SOD活性呈現(xiàn)出不同的響應(yīng)特點(diǎn)。單獨(dú)直接暴露于Cu2+或石油烴，前3 d雙齒圍沙蠶的SOD活性會(huì)降低，而在6 d后恢復(fù)到正常水平；Cu2+和石油烴對(duì)雙齒圍沙蠶SOD活性產(chǎn)生依賴(lài)于劑量和暴露時(shí)間的交互效應(yīng)[23]。Cd2+能降低大鼠的SOD活性，氯化鋅(ZnCl2)和亞硒酸鈉(Na2SeO3)的添加則能矯正Cd2+的氧化效應(yīng)[27]。同樣，Na2SeO3能夠矯正Cr6+產(chǎn)生的氧化脅迫[28]。因此，生物SOD活性對(duì)外界脅迫的響應(yīng)具有多樣性的特點(diǎn)。

本研究中雙齒圍沙蠶SOD活性服從Logistic分布，處于某一范圍的SOD活性，其對(duì)應(yīng)的環(huán)境條件不是唯一的。因此，應(yīng)慎重利用SOD活性來(lái)反映環(huán)境條件，單純利用SOD活性難以有效指示污染狀況。

4 結(jié)論

模擬雙齒圍沙蠶生境，在實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的污染物濃度范圍內(nèi)，雙齒圍沙蠶SOD活性在各處理組間的差異不顯著，各污染物對(duì)雙齒圍沙蠶SOD活性不產(chǎn)生顯著影響，SOD活性與污染物間不存在顯著的劑量-毒性效應(yīng)關(guān)系。雙齒圍沙蠶SOD活性服從Logistic分布，相同的SOD值可以對(duì)應(yīng)不同的環(huán)境條件，利用測(cè)定的SOD活性難以有效反映環(huán)境狀況。SOD活性是否能用于反映環(huán)境條件值得商榷；內(nèi)在底棲生物用作生物監(jiān)測(cè)或生物修復(fù)種時(shí)，應(yīng)慎重使用SOD活性來(lái)反映環(huán)境狀況。

□

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Uncertain responses of SOD activity of rag-worm (Perinereisaibuhitensis) to multiple-contamination

GE Changzi1,2, LIU Yunsong2, CHAI Yanchao2, LI Yunmeng2, WANG Haiqing2, KAN Manman2

(1 Shenzhen Research Institute of Shandong University, Shenzhen 518057, China; 2 Marine College, Shandong University, Weihai 264209, China)

To judge suitability of SOD (Superoxide Dismutase) activity used as one biological indicator to reflect environmental conditions if buried type benthos is used for environmental monitoring or bioremediation, the following uniform experiments were conducted. Rag-worms (Perinereisaibuhitensis), one species of model organisms of ecological toxicology, were exposed to different concentration levels of multiple-contamination of heavy metals, nutrients and petroleum hydrocarbon for 15 days, during which inhabits of rag-worms were simulated by sands and SOD activity were measured. There was no significant difference of SOD activity of rag-worm under different treatments. SOD activity couldn’t be significantly influenced by heavy metals, nutrients and petroleum hydrocarbon. There was no dose-toxicity relation between SOD activity and contaminants. Responses of SOD activity to multiple-contamination were uncertain and SOD activity obeyed Logistic distribution. Thus, whether the SOD activity can be used for the inversion of environmental conditions should be deliberated. As buried type benthos is used for environmental monitoring and bioremediation, it should be cautious to select SOD activity as biological indicator to reflect the environmental conditions .

Perinereisaibuhitensis; multiple-contamination; SOD activity; uncertain response

2015-09-20

2016-01-11

山東省科技發(fā)展計(jì)劃(2014GSF117042)；中國(guó)博士后基金項(xiàng)目(2013M541905)；深圳市科技發(fā)展計(jì)劃項(xiàng)目(JCYJ20140418115449187)；“十二五”國(guó)家支撐計(jì)劃項(xiàng)目(2011BAD13B02)；海洋公益性行業(yè)科研專(zhuān)項(xiàng)經(jīng)費(fèi)項(xiàng)目(201205001)。

葛長(zhǎng)字(1973—), 男, 副教授, 研究方向：海洋生態(tài)學(xué)。E-mail：changzige@ouc.edu.cn

10.3969/j.issn.1007-9580.2016.01.002

X174

A

1007-9580(2016)01-007-06