基于GIS的農田土壤重金屬空間分布研究:以山東省泰安市為例

李瑞平，姜詠棟，李光德*，周楠楠，于 沖，候存東

(1.山東農業大學資源與環境學院，山東泰安 271018;2.泰安市環境保護監測站，山東 泰安 271018)

我國是耕地資源極其匱乏的國家，近年來其數量又在不斷減少，另一方面，隨著工農業生產的發展，耕地土壤環境污染問題越來越突出，特別是耕地土壤重金屬和農藥等有機物污染尤為突出，已成為限制農業可持續發展的重大障礙。目前我國受鎘、砷、鉻、鉛等重金屬污染的耕地面積近2000萬hm2，約占耕地總面積的1/5，其中工業“三廢”污染耕地1000萬hm2。且在快速發展的城鎮化進程中人為活動的影響，使得土壤面臨著日益加大的環境壓力［1］。由于土壤污染具有滯后性、隱蔽性和長期性，且帶來的食物安全問題和生態安全問題往往未能引起人們足夠的重視［2］。土壤污染不僅直接影響植物的生長，農產品的產量和質量，通過食物鏈影響動物和人類的健康，還可以引起一系列的次生環境問題，從而影響大氣和水的環境質量。在我國土壤資源嚴重短缺的今天，如何協調好經濟的高速增長和土壤資源的合理利用與保護之間的關系，成為社會關注的問題，這是當前我國經濟發展所面臨的嚴峻挑戰，也是實現城鄉經濟、社會可持續發展所必須解決的關鍵問題之一。

利用地統計學方法研究土壤特性的空間變異特征被認為是一種較好的方法。因為運用GIS可以建立并更新土壤重金屬的數據庫，這樣可以對土壤污染進行連續詳細的研究，同時做出的插值圖具有可視化和立體感強的特點。本文選擇了山東省泰安市的農田土壤為研究對象，以地統計與GIS技術相結合的研究方法綜合分析其農田土壤中重金屬含量分布狀況，旨在為該區農業土壤污染綜合防治提供參考，并為快速工業化、城市化地區土壤資源的持續利用和合理管理提供科學依據。

1 材料與方法

1.1 研究區概況

魯中山區位于山東省中南部，是山東省地勢最高的區域，區域內地貌類型復雜，土地利用方式多樣，屬于山東的傳統農業區。泰安市是魯中南山區的代表區域，位于東經116°20ˊ～117°59ˊ，北緯35°38ˊ～36°28 ˊ，面積 7762 km2，人口551.7 萬人，人均占有土地 0.15 hm2，其中可利用土地 67.2 萬 hm2，占總面積的86.6%。該市地勢自東北向西南傾斜，境內擁有多種地貌類型如山地、丘陵、平原等。泰安市氣候屬于暖溫帶半濕潤大陸性季風氣候，四季分明，寒暑適宜，光溫同步，雨熱同季。年平均氣溫是13.5 ℃，平均日照2627 h，降水量年際變化大，年平均降水量719.2 mm，無霜期平均195 d。全市土壤類型多樣，主要有棕壤、褐土、砂姜黑土、潮土、山地草甸型土和風沙土六大類，土壤pH值為中性。土壤的粘化作用強烈，還產生較明顯的淋溶作用。

1.2 樣品采集及研究方法

按照《農田土壤環境質量監測技術規范》的規定確定監測單元，采樣點的布設以能代表監測區土壤環境質量為原則，采集0～20 cm的耕層土壤，每個樣品在采集過程中，都采用了GPS精確定位，采集了110個采樣點。具體采樣原則為:1)采樣點選擇在土壤環境較好的區域;2)不在住宅周圍、路旁、溝渠、糞堆附近等人為干擾明顯地點或水土流失嚴重以及表土破壞明顯的地點采樣;3)采樣時選取有代表性的地點，并以該點為中心，在其周圍100 m的區域內采集3～5個土壤樣品，將樣品混勻后用四分法取約1 kg作為該點的土壤樣品;4)采樣時盡量使采樣點涉及所有土地利用類型，大體了解樣點周圍土地利用和土地覆被情況。圖1為采樣點分布圖。

土壤樣品于實驗室內自然風干，剔除植物殘體和石塊，磨碎，過100目篩，保存于塑料瓶中備用。樣品分析共選擇Cu、Zn、Pb、Cd、Cr、Ag和Ni 7種重金屬元素進行含量測定。方法如下:Cu、Zn和Ni采用硝酸、高氯酸、氫氟酸聯合消煮，原子吸收分光光度法測定;Pb、Cd采用硝酸、高氯酸、氫氟酸聯合消煮，石墨爐原子吸收分光光度法測定;Cr采用硫酸、氫氟酸、高氯酸聯合消煮，原子吸收分光光度法測定;Hg采用王水消煮，原子熒光分光光度法測定。

圖1 研究區采樣點位分布圖Fig.1 Distribution of sampling points

1.3 空間插值分析

空間插值是空間數據分析的常用方法，而克里格法是最常用的空間插值方法之一，該方法實質上是利用區域化變量的原始數據和半變異函數的結構特點，對未采樣點的區域化變量的取值進行線性無偏最優估計的一種方法［3－5］。本研究是在數據經過正態分布檢驗后，應用半方差分析軟件GS+9.0軟件(Gamma Design Software Co.，USA)進行半方差分析后，采用軟件ArcGIS 9.2中Geostatistical Analys(地統計分析)模塊，用普通克里格法對研究區中土壤重金屬含量進行最優、無偏空間插值，閾值依據國家規定的土壤環境質量二級標準。

2 結果與討論

2.1 土壤重金屬含量描述性統計

表1 泰安市農田土壤中重金屬含量的統計特征(mg·kg－1，n=110)Table 1 Descriptive statistics of heavy metal concertrations in Taian City(mg·kg－1)

研究區土壤樣品某些重金屬元素含量基本統計特征、山東省土壤元素背景值及我國土壤元素背景值［6］見表1。與我國土壤元素背景值(算術平均值)相比，泰安市農田表土中Hg、Ni的富集程度較高，Cd、Cr、Cu等重金屬元素的含量率高于全國土壤元素的算術平均的背景值，而Zn、Pb的富集程度較低。

表層土壤中Hg的含量范圍為0.029～0.582 mg/kg，算數平均值為0.338 mg/kg，是全國土壤元素背景值的5.2倍。

所研究樣品中 Ni含量的最小值為 26.957 mg/kg，最大值為 59.352 mg/kg，平均值 37.146 mg/kg，是土壤元素背景值的1.4倍。

Cu的含量的最小值為10.974 mg/kg，算數平均值為25.244 mg/kg，是土壤元素背景值的1.1倍，最大值為101.346 mg/kg，約為背景值的4.5 倍。

比較中位數與平均值可以發現，7種元素中有3種元素(Hg、Cd、Cr)中位數略大于平均值，證明數據的正態分布特征偏右，反映了由于工業發展和其他因素導致研究區元素含量超過原始水平，但是情況尚不嚴重。對比眾數和平均值，只有1個元素(Ni)的眾數高于平均值，多數重金屬元素的眾數小于平均值，說明元素疊加情況明顯，元素數值離散性較大，方差數值較高也證明了上述特點。

由表1可以看出，泰安市農田土壤重金屬含量有較大的變異，7種元素的變異系數都在70%以上，其中變異系數最大的為Ni(85.4%)，其次為Zn(75.6%)。7種元素在土壤之間較大的變異性反映了這些元素的分布具有較大的波動性，這種波動性很大程度上是由人類活動引起的。

2.2 土壤重金屬的空間變異特征函數

土壤重金屬污染的空間變異通過變異函數來描述，變異函數反映了不同距離的觀測值之間的變化［7－9］。變異函數的計算一般要求數據符合正態分布，否則可能存在比例效應［2］。本研究通過Grubbs法［10］檢驗發現7種重金屬質量分數數據有的不符合正態分布。因此，在對數據進行分析前，將部分數據進行對數轉化，并進行特異值剔除。根據公式計算出半變異函數，利用ArcGIS分別用不同類型的模型進行擬合，計算其參數及擬合度最好的模型類型［11］。通過比較各擬合檢驗參數，確定7種重金屬元素的最佳擬合模型及其相關參數見表2。利用GS+9.0擬合土壤中元素Cu、Zn、Cr、Cd、Pb、Ni和Hg的半方差函數最佳理論模型及其相關參數見表4。這些參數反映了土壤中重金屬含量的變異特征，通過對比分析這些參數，能夠從理論上來認識土壤重金屬的空間分布特征。

塊金值(C0)代表一種非采樣點間距造成的變異，屬隨機變異，反映了隨機因素(如社會經濟因素)引起的空間變異。基臺值(C1+C0)是指在不同采樣間距中存在的半方差極大值，反映了自然因素(如成土母質、地形等)和社會經濟因素(如施肥、種植制度等)共同引起的空間變異，其由隨機性變異和結構性變異構成［12－13］。

塊金值(C0)與基臺值(C1+C0)之比是反映區域化變量空間變異程度的重要指標，又稱為塊金效應。該比值用以反映空間變異影響因素中結構性(自然因素)和隨機性因素(人為因素)誰占主導作用［3］。當C0/C1+C0＜25%時，表明變量的空間變異以結構性變異為主，變量具有強烈的空間相關性，主要受素控制，受人為因素影響較小;當25%≤C0/C1+C0≤75%時，表明變量具有中等程度的空間相關性;當C0/C1+C0＞75%時，表明變量以隨機性變異為主，變量的空間相關性很弱，變量受人為因素影響較大［14］。我們可以看到7 種重金屬中 Cu、Zn、Cd、Cr、Pb、Ni和 Hg 的比值依次為 23%、60.54%、27.88%、36.32%、63.48%、42.95%和75.61%，說明Cu的具有很強的空間相關性，Hg的空間相關性最弱，Zn、Cu、Cr、Pb和Ni具有中等空間相關性。這也就進一步說明Cu的空間變異主要受母質和地形等內在因素決定，而Hg的空間變異主要受耕作施肥等外在因素決定，其他重金屬元素同時受內在和外在因素的影響。

表2 Kriging模型擬合及其檢驗參數Table 2 Kriging fitting models and its validation coefficients

表3 不同Kriging模型變異參數比較Table 3 Compare of variation parameters for different Kriging models

最大相關距離即變程指變異函數達到基臺值所對應的距離，它表示元素的空間自相關范圍，變程的變化也反映出土壤要素主要變異過程的變化。變程越大，說明土壤中該元素的均一性越強;變程越小，則意味著土壤中該元素的均一性越弱，在小范圍內的變異加強，整體分布也更復雜。由表3可以看出，土壤中變程最大的元素是Pb，其次是Cr、Hg和Cd，而Cu、Zn和Ni的變程較小。這說明土壤中Pb、Cr、Hg等元素空間分布的均一性較強，而Cu、Zn和Ni在土壤中的分布在小范圍內的變異不容忽視。

2.3 土壤重金屬的空間分布特征

利用ArcGIS的GS擴展功能模塊(Geostatistical Analyst)的地統計分析功能，采用普通克里格(Ordinary Kriging)插值模式，輸入上述半變異函數的模型參數，建立土壤重金屬元素的空間變異分布格局(圖2)。

圖2 農田土壤重金屬含量空間分布圖Fig.2 Spatial variability of soil heavy metals in the study area

從圖2可以看出，研究區土壤中Hg的高含量區主要分布在東平縣和寧陽縣，即泰安市南部Hg的污染高含量區，高含量區占泰安市總農用地面積的40%;Zn的高含量地區是泰安市和新泰市以及肥城市的北部，即Zn的空間分布趨勢是由東向西逐漸增加，高含量區占泰安市總農用地面積的15%;Ni的高含量區主要是新泰市，東平縣的西部有較輕的污染，占泰安市總農用地面積的16%;Cd污染高含量的地區是新泰市，整個新泰市Cd的含量相對都比較高，東平縣東部也有少量的輕度污染，高含量地區面積占泰安市總農用面積25%;Pb的污染是這幾種重金屬元素中最突出的，相對高含量區幾乎覆蓋整個泰安市，只有新泰市的含量相對較輕，高含量地區的百分含量為68%;Cr污染高含量地區是新泰市和東平縣，中部地區的污染含量相對較輕，高含量面積地區占泰安市總農用地面積的37%;Cu污染較含量高的地區是新泰市，空間分布趨勢是由西向東逐漸增加，污染高含量面積是總面積的16%。因此總體上，泰安市的農田土壤中金屬污染中Hg和Pb的污染在不超過國家土壤環境質量二級標準的范圍內相對含量比較高，整個區域都有相對較高的含量，其他元素的污染高含量區分布相對較小。

2.4 討論

從分布特征上比較來看，土壤中Cu和Zn的來源應和農業生產中的農藥，化肥施用有密切的關系;土壤中Cr和Ni的來源一方面與土壤母質有關，另外和該區的冶金、化工企業的點源污染有關;Boruvka等在捷克東北部的研究也認為元素Cu、Zn、Ni和Cr主要為地質來源［13］;Pb元素來源之一是交通車輛排放的尾氣，另外還與土壤母質有關，在城市土壤中Pb常被作為機動車污染源的標識元素［15－16］;土壤中Cd的來源和農業種植過程中施用復混肥和農藥不無關系，Cd一般可作為施用農藥和化肥等農業活動的標識元素［17－19］，另外可能和柴汶河的污水灌溉所帶來的污染有關。可見，泰安市土壤中的重金屬元素，除土壤母質和土壤本身性質的影響之外，土地利用現狀與農業生產的特點也是造成土壤重金屬變異的另一重要因素。

Kriging插值結果受變異函數模型的模擬精度、樣點的分布、鄰近樣點的選取數等許多因素的影響。通常規則取樣的估計方差要小于不規則取樣，但規則的網格取樣產生的樣點數過多，給野外采樣和實驗室分析帶來了較大的負擔，特別是在較大的研究區域下。本文在規則取樣要求的框架下，結合研究區當地的土地利用情況進行取樣，既減少了工作量，又保證獲取最大的信息，使地統計分析的精度符合要求。雖然個別區域的采樣點分布較疏，但插值結果的整體分布趨勢并未受到影響。

由于受數據占有情況的影響，本文僅分析了泰安市表層土壤中重金屬元素含量的空間變異特征與分布規律，尚無法對泰安市的每一種重金屬含量與工業企業的關系進行深入的定量分析。因此，要想掌握工業生產對土壤中重金屬累積的貢獻，還需要通過收集各工業企業的地理位置、生產規模、污染物排放量等方面的資料，結合土壤中重金屬含量及分布情況進行深入研究。

3 結論

(1)與我國土壤元素的背景值(算術平均值)相比，泰安市農田表層土壤中Hg、Ni的富集程度較高，Cd、Cr、Cu、Zn和Pb的富集程度較低。各種元素在土壤中的變異屬于中等的變異，不同元素在土壤中的變異系數大小順序為Ni＞Zn＞Hg＞Cr＞Cu＞Pb＞Cd，變異系數最大的是Ni，變異系數越大，元素在土壤中的含量越不平均，說明受人類活動影響越大。

(2)土壤中Cu的塊金值與基臺值之比小于25%，說明Cu的空間相關性較強;Zn、Cd、Cr、Pb、Ni的塊金值與基臺值之比在25%～75%之間，說明這5種元素的分布表現為中等空間相關性;而Hg的塊金值與基臺值之比大于75%，說明這種元素的空間相關性較弱。

(3)從插值結果可以得到，土壤中Cd污染由西向東加重的趨勢，高含量區主要集中在東部的新泰市，Pb的污染范圍比較廣，Cu的含量由東向西逐漸增加，高含量區主要是新泰市，Cr的分布為西部和東部高而中部較低，即高含量區具體到新泰市和東平縣，Zn和Ni的高含量區主要集中在東部的新泰市，Hg的分布趨勢是由北向南逐漸增加，高含量區集中在南部的寧陽縣。不同的分布規律是人類活動與土壤母質雙重影響的結果。

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