于 平，王梓龍，2*，盛 杰，蔣 超

（1．西南科技大學(xué)城市學(xué)院，四川 綿陽(yáng) 621000；2．成都理工大學(xué)地質(zhì)災(zāi)害防治與地質(zhì)環(huán)境保護(hù)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，四川 成都 610000）

三臺(tái)縣麥冬種植歷史悠久，自古以來(lái)都是麥冬重要產(chǎn)地，三臺(tái)麥冬產(chǎn)量己占全國(guó)總產(chǎn)量的60%以上，是三臺(tái)縣一項(xiàng)重要的農(nóng)業(yè)支柱產(chǎn)業(yè)。麥冬是一種名貴的中藥材，具有重要的藥用效益［1-3］。劉立萍等［4］對(duì)麥冬的藥用價(jià)值展開(kāi)了深入研究，論證了麥冬“專(zhuān)補(bǔ)胃陰”這一傳統(tǒng)說(shuō)法的正確性，明確指出麥冬生津養(yǎng)胃的奇特藥效。王慧等［5］指出麥冬具有獨(dú)特的降血糖作用，也逐漸引起了人們的廣泛重視。然而，由于早期農(nóng)民分散種植，種植技術(shù)落后，插種方式和加工工藝落后，以及為增加產(chǎn)量而大量施用農(nóng)藥化肥等，種植地區(qū)土壤遭到破壞和污染，麥冬農(nóng)藥殘留超標(biāo)，導(dǎo)致耕地區(qū)的土壤肥力下降，土壤養(yǎng)分不均衡，麥冬產(chǎn)品質(zhì)量下降。許多優(yōu)質(zhì)麥冬受此影響，在對(duì)外出口時(shí)遭遇國(guó)際貿(mào)易壁壘，影響麥冬出口創(chuàng)匯。事實(shí)上三臺(tái)縣麥冬種植區(qū)耕地的土壤不僅受到農(nóng)藥化肥的污染，也受到了較嚴(yán)重的重金屬污染。

土壤氮、磷和鉀是植物生長(zhǎng)和生產(chǎn)的重要營(yíng)養(yǎng)來(lái)源，它們對(duì)土壤性質(zhì)、植物生長(zhǎng)等具有一定的影響，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中發(fā)揮著重要的作用［6-7］。鎘（Cd）是人體非必需且有毒的元素，會(huì)致癌、致畸和致突變，對(duì)人類(lèi)健康危害很大［8-9］。很多學(xué)者對(duì)這兩方面進(jìn)行了大量研究［10-13］，有的學(xué)者也對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行了梳理［14-17］。但這些研究大都是在實(shí)驗(yàn)室內(nèi)進(jìn)行，缺乏對(duì)土壤氮磷鉀與鎘在野外大田條件下空間分布及其相關(guān)性的研究。氮磷鉀肥料會(huì)影響植物對(duì)鎘的吸收效果，既有抑制作用，也有促進(jìn)作用，即不同含量的氮磷鉀可能促進(jìn)作物吸收鎘元素，使土壤中的鎘含量降低，也可能抑制作物吸收鎘元素，使土壤中鎘含量增加。所以研究二者之間的空間相關(guān)性對(duì)改良土壤肥力，降低土壤重金屬污染，實(shí)施精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)具有重要的指導(dǎo)作用。本研究以此為切入點(diǎn)，選擇麥冬耕作區(qū)土壤為研究對(duì)象，全面地分析了土壤氮磷鉀與鎘在0 ～50 cm 土層中的空間分布規(guī)律及其相關(guān)性，為指導(dǎo)實(shí)施精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)，提高集約化耕作土壤生產(chǎn)力和降低環(huán)境壓力提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)地處中國(guó)四川省綿陽(yáng)市三臺(tái)縣耕地區(qū)（北緯31°20′34″，東經(jīng)104°52′59″），位于涪江左岸沖積平原——綿陽(yáng)平原。三臺(tái)縣屬亞熱帶濕潤(rùn)性季風(fēng)氣候，四季變化明顯，年平均氣溫為15 ～22℃，空氣相對(duì)濕度為79%，年降水量為22.77 億m3，降水充沛（降水量882 ～1 134 mm，具有明顯的夏雨型特征，冬春降水少而夏秋降水集中，形成年際降水不均。降水最多的年曾達(dá)1 523.5 mm，最少年為598.8 mm。）。土壤為水稻土類(lèi)，潴育水稻土亞類(lèi)，潴育鈣質(zhì)紫泥田土屬，夾黃紫泥田土種［18］。地塊平坦、整齊，肥力中等、均勻，具有代表性。研究區(qū)主要以玉米和麥冬間作套種為主。pH 值為4.9 ～8.3。

1.2 樣品采集與分析

在研究區(qū)內(nèi)選取常年間作套種玉米和麥冬的區(qū)域作為典型的小尺度采樣區(qū)并進(jìn)行采樣，采樣面積為40 m×80 m，劃分了32 個(gè)邊長(zhǎng)為10 m 的正方形區(qū)域，每個(gè)正方形區(qū)域內(nèi)隨機(jī)取3 個(gè)點(diǎn)進(jìn)行采樣，然后取平均值作為該正方形區(qū)域的最終數(shù)據(jù)。土壤樣品采集工具為原狀取土鉆，直徑50 mm。對(duì)每個(gè)采樣點(diǎn)進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)自上而下0 ～10、10 ～20、20 ～30、30 ～40、40 ～50 cm 分層采集，避免上下層混摻，如圖1 所示。采樣時(shí)間為2019 年3 月，共采集土壤樣品480 個(gè)，現(xiàn)場(chǎng)采集到的每個(gè)土壤樣品立即裝袋封口并編號(hào)。土樣帶回實(shí)驗(yàn)室內(nèi)自然風(fēng)干，剔除雜質(zhì)，過(guò)2 mm 孔徑篩后備用。土壤堿解氮（AN）采用堿解擴(kuò)散法，土壤有效磷（AP）測(cè)定采用0.5 mol/L NaHCO3浸提—鉬銻抗比色法，土壤速效鉀（AK）測(cè)定采用1 mol/L NH4OAc 浸提—火焰光度法，土壤重金屬鎘在HNO3和HCIO4按4∶1 的二酸混合物中進(jìn)行消解，并使用原子吸收分光光度計(jì)對(duì)消解液中的鎘進(jìn)行分析。

圖1 采樣點(diǎn)網(wǎng)格劃分及編號(hào)圖

1.3 數(shù)據(jù)分析

數(shù)據(jù)使用Excel 2016，Minitab 16 和SPSS 25 進(jìn)行分析。利用GS+進(jìn)行地質(zhì)統(tǒng)計(jì)分析和IDW 插值。利用Surfer 繪制土壤AN、AP、AK、Cd 的三維空間分布圖。數(shù)據(jù)分析過(guò)程中的公式如下:

總體方差:

式中，N為有限總體所含元素；μ為總體平均數(shù)。

標(biāo)準(zhǔn)差:

式中，S為標(biāo)準(zhǔn)方差；xi為第i個(gè)變量值；為變量均值。

變異系數(shù):

式中，Cv為變異系數(shù)大小。

平均偏差:

式中，i為采樣點(diǎn)，m1為采樣點(diǎn)i的測(cè)定次數(shù)，j為采樣時(shí)間，Si，j為第i個(gè)采樣點(diǎn)在j日期所測(cè)得的含量，為j日期所有采樣點(diǎn)的平均含量，m2為土層的樣本均值。

均方根差:

式中，i，m1，j，Si，j，，m2意義同前。

線性相關(guān)系數(shù):

式中，pi和qi分別為某樣點(diǎn)的實(shí)測(cè)值和預(yù)測(cè)值，為實(shí)測(cè)值的均值，為預(yù)測(cè)值的均值，δp和δq分別為實(shí)測(cè)值和預(yù)測(cè)值的標(biāo)準(zhǔn)差，r考慮了實(shí)測(cè)值和預(yù)測(cè)值間的交互影響，因而對(duì)偏差不敏感。

采樣點(diǎn)數(shù)目公式:

式中，N為采樣點(diǎn)數(shù)目；t為各顯著性水平所對(duì)應(yīng)的t氏分布值（經(jīng)查t分布表獲得）；S為樣本標(biāo)準(zhǔn)差；x為樣本均值；d為估算精度。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤AN、AP、AK 與Cd 含量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

土壤AN、AP、AK 與Cd 含量 在0 ～50 cm深度的描述性統(tǒng)計(jì)分析見(jiàn)表1。峰度為0，偏度為0（表中峰度值已減3）時(shí)，則變量呈正態(tài)分布。變異系數(shù)（Cv）用于定量確定空間變異性的大 小。Cv≤10%時(shí) 為 弱 變 異，10%＜Cv＜100%時(shí)為中等變異，Cv≥100%時(shí)為強(qiáng)變異。由表1 可知，AN、AP、AK 3 種養(yǎng)分偏度檢驗(yàn)值基本為正值，屬于右偏，最大值和最小值之間差異顯著，表明其在研究區(qū)內(nèi)的值域分布廣泛，但峰度檢驗(yàn)值較大，屬于尖峰分布，說(shuō)明AN、AP、AK 含量集中分布在某一值域范圍內(nèi)。AN 含量的Cv范 圍 在49.09% ～67.97%， 屬 中 等 變 異，AP、AK 含量的Cv范圍分別在32.41%～39.03%、27.43%～33.38%，均屬于中等偏弱變異。說(shuō)明研究區(qū)內(nèi)AN、AP、AK 含量均屬于中等變異。其中AN 含量的Cv最高達(dá)到67.97%，說(shuō)明人為因素對(duì)AN 空間變異性的影響較AP 與AK 強(qiáng)。

Cd 含量偏度檢驗(yàn)值有正有負(fù)，但峰度檢驗(yàn)值都小于0，屬于平峰分布，說(shuō)明Cd 含量分散度較高。Cd 含量隨深度逐漸減小，Cv在27.14%～57.68%之間，屬于中等變異。且Cd 含量在0 ～30 cm 深度范圍內(nèi)較高，高于背景值0.079 mg/kg［19］，30 ～50 cm深度范圍內(nèi)含量與背景值基本一致。

表1 土壤AN、AP、AK 與Cd 含量在0 ～50 cm 深度的描述性統(tǒng)計(jì)

2.2 土壤AN、AP、AK 與Cd 的趨勢(shì)分析

利用Origin 2018 對(duì)不同層位土壤AN、AP、AK與Cd 平均含量的變化趨勢(shì)進(jìn)行分析（表2）。由表2 可知:AN 含量隨深度增加有遞減趨勢(shì)，AP 含量在10 ～20 cm 有微小的升高趨勢(shì)，但之后隨深度一直下降，AK 含量在0 ～40 cm 隨深度增加而降低，在40 ～50 cm 有顯著增長(zhǎng)趨勢(shì)。說(shuō)明研究區(qū)內(nèi)AN、AP、AK 含量隨深度增加基本呈逐漸減小趨勢(shì)，AK 含量在40 ～50 cm 深度有積聚現(xiàn)象。Cd含量隨深度呈波動(dòng)性下降，表層含量最高。

表2 AN、AP、AK 與Cd 含量隨深度的變化趨勢(shì)

2.3 土壤AN、AP、AK 與Cd 的相關(guān)性分析

AN、AP、AK 與Cd 在0 ～50 cm 不 同 深 度的Person 相關(guān)性分析見(jiàn)表3 ～7，由表3 ～7 可知，AN 與AP 含量在0 ～10、10 ～20、20 ～30、30 ～40、40 ～50 cm 土層的相關(guān)性系數(shù)分別為0.931、0.818、0.965、0.852、0.688，呈負(fù)相關(guān)關(guān)系且相關(guān)性強(qiáng)。AN 與AK 含量在0 ～40 cm 呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，30 ～40 cm 相關(guān)系數(shù)較低（0.022），在40 ～50 cm 呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.553，二者總體呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)0.553 ～0.861。AP 與AK 在0 ～20 cm 呈正相關(guān)關(guān)系，在20 ～50 cm 呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)0.342 ～0.902。

另外，AN 與Cd 含量在0 ～20 cm 相關(guān)性高于20 ～50 cm，AP 與Cd 含量在0 ～30 cm 相關(guān)性高于30 ～50 cm、AK 與Cd 含量在10 ～20 cm 相關(guān)系數(shù)為0.721，高于其他土層。

表3 0 ～10 cm AN、AP、AK 與Cd 含量相關(guān)性

表4 10 ～20 cm AN、AP、AK 與Cd 含量相關(guān)性

表5 20 ～30 cm AN、AP、AK 與Cd 含量相關(guān)性

表6 30 ～40 cm AN、AP、AK 與Cd 含量相關(guān)性

表7 40 ～50 cm AN、AP、AK 與Cd 含量相關(guān)性

2.4 不同深度AN、AP、AK 與Cd 含量的空間分布分析

為了進(jìn)一步直觀地反映AN、AP、AK 與Cd 含量的空間分布情況，采用更為直觀的三維圖進(jìn)行研究。運(yùn)用反距離加權(quán)法（IDW）對(duì)不同深度的AN、AP、AK 與Cd 含量在整個(gè)采樣區(qū)域內(nèi)進(jìn)行插值，獲得了更多的Cd 含量數(shù)據(jù)，從而繪制AN、AP、AK與Cd 的空間分布圖（圖2 ～5）。由圖可知，AN、AP、AK 與Cd 的空間分布不規(guī)則，在不同深度都出現(xiàn)了“山峰”和“山谷”現(xiàn)象。AN 含量在0 ～20 cm 土層呈平坦分布，在20 ～50 cm 土層中部呈東南向西北帶狀高兩側(cè)低的現(xiàn)象；AP 和AK 含量空間分布隨深度逐漸平緩，“山峰”也逐漸減少；Cd 含量在0 ～30 cm 層中變化較大，峰值的數(shù)量較多，說(shuō)明受擾動(dòng)的影響較大。Cd 含量隨深度逐漸減小，峰值也更少，分布更均勻，且逐漸趨于穩(wěn)定。

圖2 不同層位土壤AN 含量空間分布

圖3 不同層位土壤AP 含量空間分布

圖4 不同層位土壤AK 含量空間分布

圖5 不同層位土壤Cd 含量空間分布

2.5 土壤AN、AP、AK 與Cd 的擬合分析

土壤AN、AP、AK 與Cd 含量的測(cè)量值在不同的深度是不同的，為了找出不同深度土壤AN、AP、AK 與Cd 含量的關(guān)系和擬合方程，本文分析了多種擬合模型并分別以AN、AP、AK 含量為自變量，以Cd 含量作為因變量，通過(guò)計(jì)算選擇出最佳模型（表8）。通過(guò)模型分析得出AN、AP、AK與Cd 含量均符合一元二次方程，0 ～20 cm 深度AN 和Cd 的擬合方程的精度較高，R2分別為0.909、0.994，均高于0.85，但隨著深度加深，擬合精度明顯減弱。AP 在0 ～10 cm 與Cd 的擬合效果較差，但隨深度增加，擬合精度逐漸增大，R2在0.959 ～0.983 之間。AK 在20 ～40 cm 擬合精度較低，跟Cd 的相關(guān)性也較弱。

表8 不同深度土壤AN、AP、AK 與Cd 含量的擬合方程

3 討論

本文以麥冬耕作區(qū)不同層位土壤為研究對(duì)象，采 集 了0 ～10、10 ～20、20 ～30、30 ～40、40 ～50 cm 土層深度的土壤樣品，測(cè)定了土壤中AN、AP、AK 和Cd 含量，分析其含量的空間分布，以及AN、AP、AK 與Cd 之間的空間相關(guān)關(guān)系。描述性統(tǒng)計(jì)分析表明，AN、AP、AK 3 種養(yǎng)分在研究區(qū)內(nèi)的值域分布較廣，但大部分都集中在某一值附近。這與張嬋嬋等［20］研究土壤速效氮磷鉀空間變異特征得出的速效養(yǎng)分在研究區(qū)的值域廣泛，但大部分集中在某一值域附近的結(jié)論一致。研究區(qū)內(nèi)AN、AP、AK 含量的Cv范圍均處于10%～100%，屬于中等變異，與張嬋嬋等［20］和Guan 等［21］研究得出的土壤氮磷鉀含量空間變異性存在中等變異的結(jié)論一致。但張嬋嬋等［20］的研究中指出速效磷的變異系數(shù)最高，而本文研究得出的AN 含量的變異系數(shù)最高，達(dá)到67.97%。與張嬋嬋等［20］研究結(jié)果的差異可能與本研究區(qū)農(nóng)民施加氮肥較多有關(guān)。Cd 含量隨深度逐漸減小，屬于中等變異，且0 ～30 cm 土層范圍的含量高于背景值，30 ～50 cm 土層范圍的含量與背景值基本一致，說(shuō)明人為因素對(duì)Cd 含量的影響較大，會(huì)促進(jìn)Cd 含量的積聚，這與Raúl 等［22］研究阿根廷大草原土壤重金屬得出的人類(lèi)活動(dòng)會(huì)促使土壤中Cd 含量升高和累積的結(jié)果一致。

趨勢(shì)分析表明，在0 ～30 cm 土層內(nèi)，Cd 含量與AN、AK 含量呈正相關(guān)變化，與AP 含量呈負(fù)相關(guān)變化，說(shuō)明AN 和AK 會(huì)促進(jìn)Cd 的累積并抑制作物對(duì)Cd 的吸收，從而導(dǎo)致土壤中Cd 含量升高，AN 和AK 含量越高，效果越顯著，而AP 會(huì)促進(jìn)作物對(duì)Cd 的吸收，導(dǎo)致土壤中的Cd 含量降低。Singh 等［23］研究了萵苣吸收鎘與施氮量的關(guān)系，得出施氮量高于150 mg/kg 時(shí)，會(huì)抑制植株對(duì)鎘的吸收，本研究中AN 含量高于150 mg/kg，也具有抑制作物對(duì)Cd 的吸收，二者結(jié)論一致；Miller 等［24］和楊錨［25］發(fā)現(xiàn)作物吸收Cd 含量隨土壤中磷含量的升高而增加，作物吸收的Cd 越多，土壤中的Cd 含量越低，這與本研究得到的結(jié)論相同。

相關(guān)性分析表明，AN、AP、AK 在空間上具有一定的相關(guān)性，AN 與AP 相關(guān)性最強(qiáng)，AP 與AK 次之，AN 與AK 較弱。Alberto 等［26］研究了阿根廷稻田中氮磷鉀的時(shí)空變異規(guī)律，得出氮磷鉀在空間上具有強(qiáng)烈的相關(guān)性，且采樣尺寸為11.9 m×20 m 的網(wǎng)格能較好地反映其空間相關(guān)性。本研究中得到的AN、AP、AK 在空間上具有一定的相關(guān)性，與Alberto 等［26］的結(jié)論基本吻合，但也存在差異，主要的原因可能是采樣尺度不同引起的。0 ～30 cm 深度AN、AP、AK 與Cd 的空間相關(guān)性高于30 ～50 cm，這是因?yàn)楸韺油寥朗芡饨缛藶橐蛩氐挠绊戄^大，人類(lèi)耕作活動(dòng)會(huì)同時(shí)影響AN、AP、AK 與Cd 含量的變化，在施肥的過(guò)程中也會(huì)帶入Cd 離子，而且與趨勢(shì)分析所得的結(jié)論一致。

空間分布分析表明，AN、AP、AK 與Cd 含量隨深度增加，其空間分布逐漸平緩，峰值數(shù)量逐漸減少。Cd 含量的空間分布圖中得出峰值數(shù)量較多，說(shuō)明其空間變異性較明顯，這與戴明新等［27］研究四川瀘縣農(nóng)業(yè)土壤Cd 含量空間變異性得到的結(jié)論一致。另外，空間分布圖中的峰值可能是由于人類(lèi)耕作活動(dòng)，自然降雨，灌溉蒸發(fā)，空氣污染等因素導(dǎo)致的。

分析土壤AN、AP、AK 與Cd 含量的擬合方程，得到AN、AP、AK 與Cd 含量均符合一元二次方程，擬合精度較高，說(shuō)明AN、AP、AK 與Cd 含量之間存在一定的關(guān)系，這與前面的分析結(jié)果一致。

4 結(jié)論

研究區(qū)內(nèi)AN、AP、AK 含量隨深度增加逐漸減小，且均屬于中等變異，其中AN 含量的變異系數(shù)最高達(dá)到67.97%，說(shuō)明人為因素對(duì)AN 空間變異性的影響較AP 與AK 強(qiáng)。重金屬Cd 隨深度有減小趨勢(shì)，且Cd 含量在0 ～30 cm 深度范圍內(nèi)較高，高于背景值0.079 mg/kg，30 ～40 cm 深度范圍內(nèi)含量與背景值基本一致，說(shuō)明人為因素對(duì)Cd 含量的影響較大，且會(huì)促進(jìn)Cd 含量的積聚。

研究表明土壤AN、AP、AK 與Cd 含量在空間上具有相關(guān)性且符合一元二次方程。主要表現(xiàn)為AN 和AK 會(huì)促進(jìn)Cd 的累積并抑制作物對(duì)Cd 的吸收，從而導(dǎo)致土壤中Cd 含量升高，AN 和AK 含量越高，效果越顯著，且AP 會(huì)促進(jìn)作物對(duì)Cd 的吸收，導(dǎo)致土壤中的Cd 含量降低。