聊城市位山灌區耕層土壤磁化率和有機碳的空間變異分析

趙 璐， 劉子亭，陳 琳， 陳 亮， 陶寶先， 張保華， 湯慶新， 曹建榮

(1.聊城大學環境與規劃學院，山東聊城 252000； 2.河南大學環境與規劃學院，河南開封 475004)

土壤作為農業生產的重要資源，其質量與變化須要深入探究。土壤在成土過程中受到母質、氣候、人類活動等因素的綜合影響[1]，具有高度空間異質性[2]。磁化率和有機碳含量是表征土壤理化特征的重要指標。土壤磁化率受成土母質、氣候、地形、人類活動等因素的綜合影響[3]，其空間分布特征和變異規律是分析和合理利用土壤資源的基礎資料。土壤磁化率空間分布特征可指示土壤發育過程、成土作用強度和土壤環境現狀[4-9]，已經成為區域土壤與環境變化研究的重要手段。近年來農田土壤磁化率的研究主要集中于陜西、山西、遼寧、云南、廣東等地區[10-15]。引水灌溉是干旱、半干旱區農業生產的重要措施，然而關于引水灌溉地區農田土壤磁化率及有機碳含量空間分布特征的研究尚不多見。本研究選擇黃河下游最大的引黃灌區和重要的糧食生產基地——山東省聊城市位山引黃灌區為研究區，運用地統計學方法分析該區農田土壤磁化率和有機碳含量的空間分布特征，旨在為土壤資源可持續利用提供基礎數據與理論依據。

1 研究區概況

聊城市位于山東省西部，地理坐標為35°47′～37°02′N、115°16′～116°32′E(圖1)。該區屬黃泛沖積平原，地勢平坦開闊，具有高地、緩平坡地、洼地相間的微地貌格局[16]，土壤以沙土、壤土、黏土為主。境內主要河流有黃河、馬頰河、徒駭河、京杭運河、小運河等。該區氣候屬半干旱大陸性季風氣候，降水時空分布不均，旱澇災害頻發。該區主要農作物有小麥、玉米和棉花，主要引黃河水灌溉。區內建有位山、陶城鋪、郭口、彭樓4個引黃灌溉水利工程，覆蓋全市域耕地。其中，位山引黃灌區始建于1958年，1962年停灌，1970年復灌，設計引水流量為240 m3/s，設計灌溉面積為3.6×105hm2，占聊城市總耕地面積的65%，控制8個市(縣、區)的大部分耕地，是黃河下游最大的引黃灌區，是我國第五大黃灌區。

2 材料與方法

2.1 樣品采集與指標測定

綜合考慮聊城市位山引黃灌區典型土壤類型的分布、農田土壤利用方式等因素，選擇引黃灌溉時間長、地塊面積大、農作物種植時間久的農田為采樣區，于2016年選擇60個農田土壤樣點制作土壤剖面(圖1)，以5 cm為間隔對剖面上部0～20 cm耕作層自上而下采集樣品。用手持全球定位系統(global position system，簡稱GPS)定位儀記錄采樣點的地理坐標。將采集的樣品在實驗室內自然風干，剔除碎石、植物根系等雜質后研碎，分樣裝袋進行磁化率和有機碳指標測定。

樣品磁化率的測定使用英國Bartington MS-2型雙頻磁化率儀進行。首先稱取10.00 g待測樣品用保鮮膜包緊，裝入10 mL圓柱形聚乙烯樣品盒中，然后分別在0.47、4.70 kHz頻率下測定樣品的低頻磁化率(χlf)和高頻磁化率(χhf)。每個樣品重復測量3次，取平均值。頻率磁化率(χfd)的計算方法見公式(1)。

(1)

樣品有機碳(SOC)含量采用重鉻酸鉀外加熱法進行測定。首先稱取0.2～0.5 g待測樣品置于錐形瓶中，加入5 mL重鉻酸鉀溶液，再加入5 mL濃硫酸并輕輕搖勻，置于200 ℃電熱板上加熱，用蒸餾水定容，用硫酸亞鐵溶液滴定。記錄每個樣品的質量(m)、滴定消耗的硫酸亞鐵溶液體積(V)以及空白對照試驗消耗的硫酸亞鐵溶液體積(V0)。同時進行空白對照試驗。SOC含量的計算見公式(2)。

(2)

2.2 數據處理與地統計學分析

采用SPSS 20.0軟件對全部樣品數據進行統計學分析。采用柯爾莫諾夫-斯米爾諾夫(Kolmogorov-Smirnov，簡稱 K-S)法進行數據正態分布性檢驗。利用ArcGIS 10.2軟件中的地統計分析模塊進行半變異函數模型擬合和Kriging空間插值，得到土壤各變量含量的空間分布。

地統計學以區域化變量理論為基礎，以變異函數為主要工具，揭示土壤特性的空間分布特征及其變化規律[17]。變異函數γ(h)是地統計分析的核心，其計算公式為

(3)

式中：N(h)為樣本對數；Z(x)是系統某屬性在空間位置x處的區域化隨機變量，并滿足二階平穩假設；h為2個樣本點空間分隔距離；Z(xi)和Z(xi﹢h)分別是區域化變量Z(x)在空間位置xi和xi﹢h處的實測值，其中i=1，2，…，N(h)[18]。

變異函數能夠同時描述區域化變量的隨機性和結構性，包括3個重要的參數，即塊金值(C0)、基臺值(C0+C)、變程(a)。塊金值表示由試驗誤差和小于最小取樣尺度引起的隨機變異，較大的塊金值表明較小尺度上的某些過程不容忽視。基臺值是系統或系統屬性中最大的變異，包括結構性變異和隨機性變異，是系統內總的變異，基臺值越高，表示系統總的空間異質性越高。變程表示要素的空間自相關范圍，其變化可反映出引起要素變異主要過程的變化[19]。

3 結果與分析

3.1 農田土壤磁化率和SOC含量特征

樣品測定結果顯示，聊城市位山引黃灌區農田土壤χlf的值范圍為48.34×10-8～78.88×10-8m3/kg，均值為66.04×10-8m3/kg；χhf的值范圍為43.25×10-8～74.08×10-8m3/kg，均值為61.53×10-8m3/kg；χfd的變化范圍為1.20%～10.75%，均值為6.85%；SOC含量范圍為4.17～13.69 g/kg，均值為8.68 g/kg(表1)。

從偏度、峰度、K-S值綜合判斷，研究區土壤χlf、χhf、SOC含量均服從正態分布。χfd經對數轉換后，χfd服從正態分布。從變異系數看，χlf、χhf的變異系數為10.18%、10.49%，參考相關研究結果[20]，屬于弱變異強度；χfd、SOC的變異系數為 25.50%、25.68%，屬于中等變異強度。

3.2 農田土壤磁化率和有機碳的空間結構特征

采用ArcGIS 10.2軟件中的地統計分析模塊進行土壤各變量的半變異函數模型擬合，充分考慮各變量的各向異性和趨勢性，根據標準平均值(ME)最接近于0、標準均方根預測誤差(RMSS)最接近于1、平均標準誤差(ASE)與均方根預測誤差(RMS)最接近這3個主要評判標準，經過模擬最終選取最優擬合函數模型(表2)。

從擬合結果來看，χlf、χhf符合球面函數模型，χfd符合指數函數模型，SOC符合三角函數模型。從變程看，χlf、χhf、SOC分別在13.34～18.02 km、13.34～18.19 km、12.38～16.54 km、13.99～17.92 km范圍內存在空間相關性。土壤χfd的自相關尺度最大，說明其在較大范圍內具有相關關系，反映出結構性因素對其影響較大。

表1 位山引黃灌區農田土壤磁化率和有機碳的描述性統計

注：①單位為10-8m3/kg；②單位為%；③單位為g/kg。

表2 位山引黃灌區農田土壤磁化率和SOC半變異函數模型參數及檢驗指標

除χlf、χhf、SOC外，χfd的塊金值(C0)為0.001 3，說明由試驗誤差和小于試驗取樣尺度引起的土壤性質的變異較小；各變量的基臺值(C0+C)均為正值，說明存在由采樣誤差、短距離的變異、隨機性和結構性變異引起的各種正基底效應。由于塊金值(C0)、基臺值(C0+C)不能用于比較不同變量間的隨機變異，而塊金系數[C0/(C0+C)]可以反映塊金值占總空間異質性變異的大小，即由隨機性因素所引起的異質性占總空間異質性的大小。比值較高，說明由隨機性因素引起的空間變異程度較大，比值較低，說明由空間自相關部分引起的空間變異程度較大。按照區域化變量空間相關性程度的分級標準[21]，土壤χlf、χhf、χfd的塊金系數分別為70.57%、68.62%、29.55%，均在25%～75%之間，說明研究區農田土壤的磁化率含量具有中等空間相關程度；土壤SOC的塊金系數為87.56%，大于75%，說明研究區農田土壤SOC含量的空間相關性很弱。參考相關研究成果表明，研究區農田土壤χfd的塊金系數為 29.55%，小于50%，說明由結構性因素(土壤母質、氣候、地形等)引起的空間變異程度大于由隨機性因素(灌溉、施肥、耕種和土壤改良等)產生的空間變異[22]；本研究土壤χlf、χhf和SOC的塊金系數均大于50%，說明由隨機性因素引起的空間變異程度大于由結構性因素產生的空間變異。

3.3 農田土壤磁化率和SOC的空間分布特征

運用半變異函數模型結果在ArcGIS 10.2軟件中進行Kriging空間插值，得到研究區農田土壤磁化率和SOC的空間分布(圖2)。土壤χlf、χhf的空間分布規律相似，研究區土壤χlf、χhf值普遍較高，而高唐縣北部、臨清市西北部土壤χlf、χhf值分布最高，陽谷縣東部、東昌府區東南部和東阿縣大部等黃河沿岸區域農田土壤χlf、χhf值較低。研究區農田土壤χfd值表現為東北-西南條帶狀延伸、由北向南逐漸增大的空間分布趨勢。研究區農田土壤SOC含量的空間分布呈現出東西高、中部低的空間分布格局。其中，陽谷縣東部、東阿縣西部、東昌府區大部、冠縣東北部和臨清市大部引黃灌渠和河流交錯密集區土壤SOC含量相對較低，臨清市中部、東昌府區北部的小面積區域土壤SOC含量最低。總體而言，土壤χlf、χhf、χfd值、SOC含量的空間分布具有明顯差異。

4 結論與討論

4.1 農田土壤磁化率特征的影響因素

聊城市位山引黃灌區農田土壤χlf、χhf平均值分別為 66.04×10-8、61.53×10-8m3/kg，其空間分布格局具有一定的空間變異性，主要受結構性和隨機性因素共同影響。其中，結構性因素主要包括土壤成土母質、土壤類型、氣候和地形等因素，隨機性因素主要包括灌溉、施肥、種植制度和管理措施等因素。黃河沿岸地區土壤χlf、χhf值明顯低于西北大部分地區，主要是由于沿黃河地區黃河泥沙輸入較多所致。高唐縣北部局部土壤χlf、χhf值較高，可能與該區域化石燃料的大量使用有關。相關研究表明，引黃灌溉會導致土壤磁化率變化[23]，而化石燃料的燃燒會產生大量亞鐵磁性礦物[24]，加之研究區土壤耕作歷史悠久，近年來聊城市各縣區大力發展化工、有色金屬加工、機械裝備制造以及交通運輸業等產業，這些都有可能導致研究區農田土壤磁化率的增強。

研究區農田土壤χfd在較大范圍內具有較好的空間相關性。已有研究表明，χfd反映粒徑介于超順磁(<0.03 μm)與單疇(0.03～0.10 μm)閾值范圍內的顆粒對磁化率的貢獻，能夠在一定程度上判斷超順磁顆粒的相對含量[25]。研究區農田土壤的χfd特征表明，引黃灌區農田土壤在成土過程中會形成大量的超順磁顆粒。土壤χfd的空間自相關性主要與母質、氣候、地形等結構性因素有關[26]。在本研究區內，全區屬于黃泛沖積平原，母質相同，因而母質不是影響χfd空間分布的主要因素。聊城市境內地勢西高東低，表層土壤中超順磁顆粒可能受地勢坡度影響，在空間上呈現隨坡度減緩而逐漸積累增加的趨勢。

4.2 農田土壤SOC特征的影響因素

位山引黃灌區農田土壤SOC含量為4.17～13.69 g/kg，均值為8.68 g/kg，在空間上表現出東西高、中部低的分布格局，這主要與人類活動等隨機性因素相關。已有研究表明，研究區土壤有機質具有東西高、中部低的空間分布特征，且這一空間差異性有加劇趨勢[27]，這與本研究中的土壤SOC空間分布格局是一致的。作為重要的糧食主產區，聊城市農業生產過程中長期施肥、燃燒秸稈還田等人為活動影響持久[28-29]，這可能也是東、西部農田土壤SOC含量較高的主要原因。位于研究區中部的陽谷縣東部、東阿縣西部、東昌府區大部、冠縣東北部、臨清市大部農田土壤的SOC含量相對較低，這可能與引黃灌渠、河流等帶來的大量泥沙有關，泥沙是導致土壤SOC含量減少的主要載體[30-31]。該區域密集分布的引黃灌渠、京杭運河、小運河均攜帶著大量的泥沙，農田土壤的SOC含量因灌溉過程中泥沙入田而下降。研究區臨清市中部、東昌府區北部為農田土壤SOC含量最低區域(4.17～7.55 g/kg)。相關研究表明，林地轉換為耕地可導致土壤SOC含量下降[32-36]。區內臨清市中部、東昌府區北部區域農田土壤的SOC含量最低，可能與林地轉換為耕地有關。

聊城市位山引黃灌區耕層土壤χlf、χhf值分別為 48.34～78.88×10-8、43.25～74.08×10-8m3/kg，均值分別為 66.04×10-8、61.53×10-8m3/kg；χfd的變化范圍為 1.20%～10.75%，均值為6.85%；SOC含量為4.17～13.69 g/kg，均值為8.68 g/kg。

地統計分析結果表明，變異函數的最優理論模型中，土壤χlf、χhf為球面函數模型，χfd為指數函數模型，SOC為三角函數模型。土壤χlf、χhf、χfd的塊金系數分別為70.57%、68.62%、29.55%，研究區耕層土壤的磁化率含量具有中等空間相關程度；土壤SOC的塊金系數為87.56%，具有較強的空間變異性。

采用Kriging最優內插法得到的土壤磁化率和SOC的空間分布結果表明，研究區黃河沿岸農田土壤χlf、χhf低于其他大部分區域，主要受到引黃灌溉引沙入田的影響。土壤χfd在空間上呈東北-西南方向逐漸增大的條帶狀分布格局，主要取決于土壤母質、氣候、地形等結構性因素影響；土壤SOC含量呈東西高、中部低的空間分布格局，主要與引黃灌溉引沙入田以及林地轉為耕地等隨機性因素有關。