菜地旱地交錯分布區土壤有機碳和有效態微量元素的空間變異性—以山東壽光古城鎮為例

李玉環， 李登秋， 武 婕， 張文龍

(1 土肥資源高效利用國家工程實驗室，山東農業大學資源與環境學院，山東泰安 271018；2 南京大學國際地球系統科學研究所，江蘇南京 210093； 3 聊城市國土資源局東昌府分局，山東聊城 252000)

土壤有機碳(soil organic carbon，SOC)是土壤質量的一個重要指標，是陸地生態系統中碳循環的重要源與匯[1-2]。土壤有效態微量元素是作物營養物質的重要組成部分，其豐缺狀況直接影響作物的生長發育[3]。探明不同農作體系下土壤有機碳和微量元素的空間變異特性，可為鄉域耕地固碳能力的提高和農田生態系統對大氣CO2的源匯效應提供重要的科學依據，對國家糧食安全及農業可持續發展也具有非常重要的意義。

土壤受成土母質、地形及人類活動等自然和人為因素的影響，使得土壤成為不均一和變化的時空連續體，并具有高度的空間變異性，其變異情況在不同的空間位置和不同的時間都會發生變化[4]。引起這種變異的因素主要包括兩類：一類是地形、氣候、成土母質、土壤類型等非人為性的結構性因素，是變異的內在因素，反映著土壤養分空間變異的結構性和相關性，在大尺度水平上表現的更為明顯。另一類是施肥、耕作、種植制度等隨機性人為活動因素，是變異的外在因素，它削弱了土壤養分空間變異的結構性和相關性，在小尺度水平上表現的更為明顯[5-6]。

近幾年國內外學者針對不同土地利用方式下土壤有機碳存儲量及其空間變異做了諸多研究。例如，王麗麗等[7]研究了東北三江平原沼澤濕地5種土地利用方式下的土壤有機碳儲量，表明不同土地利用方式下有機碳儲量不同，林地有機碳儲量約為1.01×104t/km2、 旱地0.99×104t/km2、 水田0.85×104t/km2。李太魁等[8]發現可溶性有機碳含量呈現菜地>果園>水田>林地>旱地， 微生物量碳含量呈現水田>果園>菜地>林地>旱地。唐國勇等[9]研究表明土壤有機碳含量高低順序為雙季稻水田>一季稻水田>水旱輪作地>旱地，認為土地生產力、秸稈還田量和土壤水文狀態是導致不同利用方式下耕層土壤有機碳含量差異的主要原因。趙瑞芬等[10]系統分析了玉米地、麥地、馬鈴薯地、果園地、退耕還林地5 種不同土地利用方式下的土壤養分狀況，有機質、全氮和微量元素平均含量均為玉米地>麥地>果園>退耕還林>馬鈴薯地。從景觀生態學的角度來看，菜地與旱地交錯分布區不同土地利用方式形成了不同的景觀和景觀結構，并表現出空間自相關性[11]，此類區域土壤有機碳和有效態微量元素空間變異性分析鮮有報道。

本文以壽光古城鎮的大棚菜地與小麥—玉米輪作區兩種農作體系為例，采用地統計學和GIS相結合的方法分析和模擬大棚蔬菜地與農田有機碳存儲量及其空間變異規律，對鄉鎮域尺度不同土地利用方式耕層土壤有機碳存儲量及其空間分異特征進行分析，以期建立耕層土壤有機碳存儲量的地統計最佳分析模型，并通過該模型模擬兩種不同土地利用方式下土壤有機碳空間變異特征，為地表有機碳碳匯研究提供理論依據。同時，也對兩種農作體系下土壤有機碳含量與有效態微量元素含量的關系進行了分析。

1 材料與方法

1.1 研究區概況

圖1 研究區土壤圖Fig.1 Map of soil types in the studied area

1.2 樣品采集與分析

研究區野外采樣于2010年11月下旬進行。按照菜地與小麥—玉米輪作區不同土地利用方式及其分布情況劃定約800 m × 800 m樣方分別取樣，每個樣方采用“S”或“X”法均勻采4個樣點，取樣深度為20 cm，樣品重量1 kg左右，共采集樣點289個(見圖3)，取樣工作均在施肥前完成，已施肥地塊不取土樣。每個采樣點用GPS定位，獲取其經緯度坐標及海拔高程。

實驗室內樣品測定方法嚴格按照國家規定的土壤農化分析方法進行，土壤有機碳含量用重鉻酸鉀氧化—外加熱法測定；有效Cu、Fe、Zn、Mn用二乙三胺乙酸(DTPA)浸提，原子吸收分光光度計測定；有效B用沸水浸提，甲亞胺比色法測定；有效Mo用草酸-草酸銨溶液(Tamm溶液，pH 3.3)浸提—極譜催化波法測定；土壤pH采用1 ∶2.5的土液比，用雷磁pHS-3C型pH計測定。

圖2 研究區土地利用現狀圖Fig.2 Map of present land-use types in the studied area

圖3 研究區土壤采樣點分布圖Fig.3 Distribution of the soil sampling sites in the research area

1.3 數據處理

利用SPSS軟件分別對大棚菜地和小麥—玉米輪作區樣點數據進行一般描述性統計和K-S檢驗，如不符合正態分布，需對其進行數據轉換(通常進行對數轉換)或剔除原始數據中的異常值[12]，以探索古城鎮兩種土地利用下土壤有機碳的空間異質性為研究重點，利用GS+9.0軟件對符合正態分布數據進行半方差函數分析和函數擬合，依據變異函數理論模型的參數，在Arcgis 9.3的空間分析模塊中進行普通Kriging空間局部插值，生成土壤有機碳空間分布圖，同時分析耕層土壤有機碳與有效態微量元素關系，探索土壤有機碳的存在模式對微量元素的影響。

2 結果與分析

2.1 土壤有機碳經典統計學分析

2.2 土壤有機碳空間變異結構

基于小麥—玉米輪作農田106個樣點、大棚菜地102個樣點的有機碳含量及其空間坐標，分別利用GS+9.0中的半方差理論模型反復擬合實驗，以決定系數最大原則確定最優模型(表3)。

從表3可以看出，大棚菜地、輪作農田函數擬合的決定系數R2均高于0.96，模型擬合效果較好，兩者最優變異函數理論模型均為球狀模型(spherical)。

注(Note): * —P<0. 05

表3 壽光古城土壤有機碳地統計分析結果Table 3 Geostatistics analysis of the soil organic carbon in Gucheng, Shouguang City

塊金值表示隨機部分的空間變異性，較大的塊金值表明較小尺度上的某種過程不可忽略[16]。引起塊金值變化主要因素有實驗誤差和小于實驗取樣尺度上施肥、作物、管理水平等隨機因素。大棚菜地有機碳塊金值為0.011，小麥—玉米輪作區有機碳塊金值為0.005，兩者塊金值均較小，說明在最小間距內的變異分析過程中引起的誤差較小。

塊金值與基臺值之比表示隨機部分的空間變異占總空間變異的程度，如果比值比較高，由隨機部分引起的空間變異起主要作用，如果比值較低，由空間自相關部分引起的空間變異起主要作用。按照Cambardella的劃分標準[17]，即C0/(C0+C)≤25%為強空間依賴性，25%

空間變異是尺度的函數，變程(a)是空間變異自相關范圍的度量。大棚菜地有機碳變程(749 m)是小麥—玉米輪作農田有機碳變程(1460 m)的近1/2左右，說明研究區人為因素對大棚菜地有機碳空間相關性作用的尺度范圍小于農田。可能因為大棚菜地高投入、精細管理加上農戶之間投入與管理水平的不一致性，使其有機碳含量在較小的尺度范圍內存在較好的相關性，而農民對小麥—玉米輪作農田投入普遍較低，耕作管理相對粗放，因此人為因素對小麥—玉米輪作農田有機碳空間相關性的影響范圍擴大。

分維數D是半方差函數的一個重要參數，它的大小表示變異函數曲線的曲率，可作為樣本隨機變異程度的度量，計算公式為2γ*(h)=h(4-2D)。分維數D值越小，表示土壤特性的空間隨機變異越小，均一性越好[18-19]。從表3可知大棚菜地與農田有機碳隨機分維數分別為1.953、1.903，說明兩種土地利用方式下表層土壤有機碳空間結構的分維數均較高，大棚菜地的有機碳在較小的空間尺度上存在較大的異質性，這進一步揭示出研究區有機碳空間結構及其變異規律受增施有機肥等隨機因素的影響較大，而且大棚菜地甚于農田(見表3)。

2.3 土壤有機碳空間局部插值

為便于從不同位置和方向更深刻、全面和直觀地揭示兩種土地利用方式下土壤有機碳的空間分布情況，依據變異函數理論模型的擬合參數(表3)，在Arcgis 9.3 軟件的地統計分析模塊中進行普通Kriging空間局部插值，生成有機碳空間分布圖(圖4和圖5)。同時利用在模擬時根據樣點分布密度分別保留下來的30個樣點對有機碳插值后的估算結果進行交叉檢驗。

從表4可以看出，大棚菜地和輪作農田的有機碳含量空間分布的變異函數球狀模型擬合精度均較高，輪作農田的變異函數球狀模型優于大棚菜地。Kriging插值具有平滑作用，所以插值結果中SOC含量值的范圍是實測樣本值范圍的子集[20]。但是該平滑效應有助于掌握總體空間分布狀況，減少局部變異。基于輪作區耕層土壤有機碳空間模擬結果表明(圖4)，研究區中部土壤有機碳含量較高，中東部和西部較低，地帶性空間分布規律較為明顯；基于大棚菜地的耕層土壤有機碳空間模擬結果表明(圖5)，SOC模擬值的空間規律性不明顯，較高值分布于研究區的東北、西北和東南區域，較低值分布在研究區域中西部北邊位置。結合上文中空間變異結構分析可知，引起此現象的原因主要是由于研究區有機肥的施用量各區不均造成的，同時采樣點的分布也可能影響插值結果，而大棚菜地有機碳含量普遍高于輪作區主要與因為大棚菜地有機肥的施用頻率和累計用量高于農田有關。

圖4 輪作區有機碳空間分布圖Fig.4 The spatial map of soil organic carbon contents in the rotation area

圖5 大棚菜地有機碳空間分布圖Fig.5 The spatial map of soil organic carbon contents in the greenhouse vegetable land

表4 球狀變異函數擬合檢驗參數Table 4 The test parameters of Spherical fitting

圖6 輪作(a)和大棚蔬菜(b)模擬下土壤有機碳與背景值差值圖Fig.6 The difference maps of SOC between simulation and background values under rotation(a) and greenhouse vegetable(b) conditions

2.4 兩種模式下土壤有機碳變化分析

為探討隨機性因素對土壤有機碳空間變異產生的影響，選取古城鎮早期農業土壤有機碳數據進行普通Kriging空間局部插值作為采樣區土壤有機碳背景值，并以此為標準與兩種耕作模型進行比較，分析兩種模式對土壤有機碳的變化影響。

圖6a為輪作模擬下土壤有機碳與背景值的區域差值圖，從圖上可知，輪作模擬下，土壤有機碳提高不明顯，中部區域土壤有機碳有小幅度的提高，其他區域與原始背景值相差不大。主要是由于輪作區模擬條件與原早期耕作模式變化不大，產生差異的原因主要是由于采樣時間以及施肥量的不同造成的。圖6b為大棚蔬菜模擬下土壤有機碳與背景值的區域差值圖，從圖上可以看出，大棚蔬菜模擬下，有機碳含量明顯高于原始背景值，說明由于大棚菜地有機肥的施用頻率和累計用量均高于原耕作模式，通過發展大棚蔬菜古城鎮土壤有機碳含量有了明顯提高。

2.5 耕層土壤有機碳與有效態微量元素關系分析

為了進一步分析說明土壤中微量營養元素與有機碳的相關性，分別對兩種農作體系有機碳與有效態微量元素進行相關分析(見表6)。

研究表明，輪作農田中有效Fe、Cu、B與有機碳含量呈極顯著正相關(見表6)，這與輪作農田有機碳空間分布規律性較強一致，而有效Mn與有機碳含量出現極顯著負相關，可能是由于土壤有機碳含量高時，作物產量提高， Mn的攜出量成倍增長有關[22]。大棚菜地各種有效態微量元素與有機碳均未呈現出明顯的相關性，可能與目前大棚菜地大量單施微量元素有關。

表5 兩種農作體系微量元素有效態統計特征值Table 5 The Eigenvalues of the available microelements of two cropping systems

注(Note): 表中數據格式為大棚菜地/小麥—玉米輪作區The data in the table represents the greenhouse vegetables lands/wheat-maize rotation land.

表6 研究區土壤有機碳與有效態微量元素含量相關系數Table 6 Correlations coefficiencies between SOC and available microelement contents in tested fields

注(Note): **表示通過0.01顯著性檢驗 Indicates passing the significant test of 0.01；*表示通過0.05顯著性檢驗 Indicates passing the significant test of 0.05.

3 結論

1)研究區大棚菜地有機碳平均含量高出小麥—玉米輪作農田3.21 g/kg，大棚菜地與輪作農田土壤有機碳含量的變異系數分別為20.6%、18.26%，均屬中等變異程度。

2)研究區內大棚菜地與小麥—玉米輪作農田土壤有機碳空間異質比分別為74.4%和70.6%，變程分別為749 m和1460 m，大棚菜地有機碳差異程度高于小麥—玉米輪作農田，說明有機碳空間變異主要依賴于施肥等人為因素。

3)輪作模擬下土壤有機碳提高不明顯，中部區域土壤有機碳有小幅度的提高。大棚蔬菜模擬下有機碳含量明顯高于原始背景值，可以認為在本研究條件下，大棚蔬菜模擬效果更好。

4)兩種土地利用方式有機碳含量與微量元素有效態之間關系不一致，小麥—玉米輪作農田中有效Fe、Cu、B與有機碳含量呈極顯著正相關，Mn與有機碳含量出現極顯著負相關；大棚菜地各種有效態微量元素與有機碳均未呈現明顯的相關性。

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