贵州草海湿地典型集水区土壤微量元素分布特征研究

朱 超，戴全厚，王玲玲

土壤是生态系统的重要组成因素之一，土壤中微量元素的含量与分布状况是反映特定地区环境状况的一个重要因素，对研究土壤环境质量演变、人为活动对土壤质量的影响及合理开发利用土地资源具有重要意义[1]。微量元素是动物和植物所必须的，其供给过多或过少都会引起动植物的不良反应。农业生产中农作物所需要的微量元素主要来自于土壤[2]。刘铮等[3-4]对我国土壤微量元素的含量开展了较为全面和系统的研究，基本确定了我国不同土壤类型微量元素的含量水平和分布状况。随后许多学者对我国不同地域土壤中微量元素的含量、空间变异及其在农业上的应用进行了研究，余存祖等[5]对黄土区土壤微量元素的含量分布及其微肥效应的研究认为，微量元素的含量分布受成土过程与成土条件的深刻影响。张朝生等[6]在对天津市平原区土壤微量元素含量的空间相关性研究时发现多数微量元素含量表现出显著的正空间自相关性，人为活动改变了部分微量元素在土壤中特别是表土中原有的空间分布结构特征。2000年以来除了传统研究外，更多的学者开展微量元素在小地域或特殊地类的研究，如中药材、烟田、茶产地，关注微量元素对农作物生长的经济效应。张晓霞等[7]对黄土高原草地微量元素的分析发现，锌元素的变异跨度较大，坡面降雨和植物的存在引起微量元素全量的差异。贺行良等[8]对青岛崂山茶园微量元素有效态含量的探索研究结果认为元素全量、pH值、有机质等是影响微量元素有效态含量的主要因素，从而指导土壤酸碱度改良及合理施肥。纵观前人的研究，针对集水区微量元素分布与变异的研究较为少见。

贵州省草海为国家级自然保护区，内有多种国家重点保护动植物，是多种过冬候鸟的栖息地，有“鸟的王国”之称，并且是国家一级保护动物黑颈鹤的主要越冬地之一。湿地目前面临水体污染、湖泊淤积等诸多环境问题。本研究区--沙河集水区是位于草海湿地保护区内草海汇水源头与湖水之间的一个区域，存在严重的水土流失问题，目前已对该区域的氮、磷、钾等养分状况做了相关研究，有必要继续对全区的土壤微量元素含量状况有较为清晰的认识。同时，不同土地利用类型土壤微量元素的含量与分布特征也是指导当地农业生产、土地资源管理与开发、防止水土流失、降低面源污染对草海危害的重要依据。

1 研究区概况

研究区位于贵州省威宁县草海湿地保护区内。面积1.12km2，海拔2182-2311m；亚热带高原季风气候，年均降水量839.3mm，雨量随季节更替分布不均，年际变化较大；日照丰富，年均温10.5℃；岩溶、剥蚀丘陵地貌，基岩为砂页岩、白云岩；土壤类型为黄壤、黄棕壤；土壤表层被侵蚀后，土壤养分贫乏，土层分布不均。由于人类活动的影响，研究区自然植被种类较少，生长状态较差，以华山松、蔷薇、马桑为主；土地利用类型以人工林地、灌丛地、荒草地、人工草场为主，人工种植作物有玉米、马铃薯、白菜等。

2 试验方法

2.1 土壤样品的采集

在整个区域内，按五种土地利用方式，采用网格法均匀布设，采集表层0-20cm的土样，GPS定位。共采集70个样品，其中坡耕地22个、荒草地8个、人工林地13个、灌丛地20个、草地7个。采样时，以采样点为圆心取半径10m范围内的五个点组成代表该样点的混合样本，四分法采集约1kg左右的土样。为防止污染，土样的采集和粉碎均采用木质、塑料或不锈钢工具。土样经室内风干、剔除石块、植物残体等杂质，磨细过60目塑料尼龙筛待测。采样点分布见图1。

图1 采样点分布图

2.2 测定与分析方法

Fe、Mn、Cu、Zn全量的测定采用 HNO3-HCLO4-HF消化法消解，原子吸收分光光度法测定；土壤全氮采用扩散法测定；全磷采用钼锑抗比色法测定；全钾用火焰光度计法测定；有机质用油浴加热重铬酸钾氧化法测定[9]。

土壤微量元素采样点分布图通过ARCGIS处理得到，数据的汇总与描述性统计通过Excel、SPSS17.0完成；利用Surfer8.0中的Kriging内插法绘制本研究区四种微量元素等值线图；利用标准差和变异系数分析微量元素的离散程度，变异系数小于10%为弱变异，变异系数在10%-100%为中等变异，变异系数大于100%为强变异[10，11]。不同元素间的二元相关性分析采用皮尔逊和秩相关系数法完成，其中皮尔逊相关性分析适用于变量服从正态分布的情况，而秩相关性分析针对非正态分布变量。

3 结果与分析

3.1 土壤微量元素含量的总体特征

根据沙河集水区土壤中微量元素含量特征的描述性统计（表1），结合世界与我国土壤微量元素含量状况[4]可知：该区土壤中Fe含量范围为1.85%-5.29%，平均值为3.32%，略高于全国平均水平；Mn含量范围为115.40-863.60mg/kg，平均为342.17mg/kg，明显低于全国平均水平。我国土壤中Cu含量变幅很大，但大多数土壤中的含量在20-40mg/kg之间，本区土壤中Cu含量范围为7.90-58.60mg/kg，均值为27.62mg/kg，略高于全国平均水平；Zn含量范围为42.30-413.64mg/kg，平均值为152.96 mg/kg，高于全国平均水平；可见除Mn外，其他微量元素含量均较充足。由表1还可以看出，四种元素都属于中等程度的变异，其变异性为Zn>Mn>Cu>Fe。说明Fe的分布较集中，而Zn分布较离散。不同土壤类型及地形也对微量元素的变异性产生影响。

表1 土壤微量元素含量的描述性统计

土壤某元素有效态含量与背景值（全量）的比值，称为该元素的活性，活性是土壤元素背景值、有效态、土类、有机质、粘粒、pH值的函数[12]。根据现有研究，黄壤、黄棕壤中Mn的活性值为16.98%/16.87%、Cu为4.91%/6.2%、Zn为2.3%/2.8%[13]。如果将土壤微量元素的全量粗略的估计为该元素在该地的背景值，那么就可以根据背景值与有效态含量的关系大致估计该地土壤中微量元素有效态含量的范围和供给水平。但土壤元素的背景值为该元素自然本底值，是相对不受污染情况下的基本值，此种方法只是对土壤中元素供给情况的简单估计，要想得到较为准确的数据需要具体的实验分析。

图2为利用Surfer8.0中的Kriging内插法[14]绘制的本研究区四种微量元素等值线图。由图可直观的看出微量元素含量在本区的分布状况，图中颜色越深说明元素含量水平越低，越浅说明含量越高。Fe元素呈现高峰点与低值点交错分布的现象，从西北到东南各有两个高值区和一个低值区，范围小、变化快，中部变率较小。Mn含量的高值区集中在研究区南部，范围较小，大部分地区含量较低。Cu元素含量在整个区域内变化比较均匀，但增值速率快，在本区东北部有三个较为明显的高值区。Zn元素在大部分地区含量相当，变化不大，只在研究区边缘部分变化较快，大致呈东北低西南高的趋势。在本区西南部各元素均出现相对高值区，结合本区地形图可知西南部为研究区内地势最低处，因此不排除水土流失造成微量元素富集的可能。

3.2 土壤元素间相关关系

对本区四种微量元素的正态分布检验可知，除Zn外，其他微量元素都很好的服从了正态分布，因此对Fe、Mn、Cu的二元相关关系分析采用皮尔逊分析方法，而对Zn的相关性分析采用秩相关系数法。Cu与Mn、P之间为极显著性正相关；Mn与pH值为显著正相关，与Cu、P之间表现为极显著正相关。Fe与N、有机质之间呈显著负相关；Zn与pH为显著正相关，而与Mn、N则表现为极显著正相关。

图2 微量元素含量等值线图

Mn的氧化物常能大量吸附Cu离子，这可能是造成Cu含量与Mn含量极显著性正相关的原因之一。有机质含量与Cu含量之间也有非常密切的关系，但主要与有效态Cu之间发生[15]，本研究表明该区有机质含量与Cu全量之间并无明显的相关关系。Cu含量与P含量表现为极显著正相关，这可能与Cu元素常存在于磷酸盐中有关。钾除与氮显著性相关外，与其他土壤元素无明显相关关系，说明钾对该地区土壤元素的含量影响不明显。而N除与Cu、Mn无明显相关以外，与其他土壤元素均为显著性相关，说明N元素是影响其他土壤元素含量的一个主要因素。相关性分析结果（表2）表明，N和有机质分别影响Zn和Fe的含量，而P对Cu、Mn的含量状况有明显影响。

表2 土壤中微量元素相关性分析

3.3 不同土地利用方式微量元素分布特征

土地利用方式不同，其土壤微量元素分布亦有所不同，在试验方法指导下，测定不同土地利用方式下土壤微量元素分布特征，如表3所示。

表3显示,本区不同土地利用类型下Cu的平均含量差别不大，集中在20-40mg/kg之间，且各值大小都在我国土壤Cu含量均值以上。坡耕地中Cu含量除与草地不存在显著差异外，与其他土地利用方式均存在显著或极显著差异，草地中Cu含量与荒草地、人工林地、灌丛三种土地利用方式存在显著或极显著差异。不同土地利用方式元素的相关性分析结果（表4）表明，在坡耕地、荒草地和草地中Cu与Mn为显著或极显著正相关，在坡耕地、灌丛、荒草地中Cu与P为显著或极显著正相关。此外，在坡耕地中Cu与有机质也表现出显著性正相关。由此可见，Mn、P和有机质含量对研究区内Cu元素含量和分布状态存在一定影响。

有研究表明，当土壤中有机质含量小于5%时，土壤Cu含量随有机质含量的增加而增加。本区中Cu与有机质的显著性相关应该和Cu与有机质常结合在一起移动有关，且有机质含量大的地方常出现Cu元素富集[2]。P与Cu之间高度相关，但Cu与P元素之间存在拮抗作用，草地和坡耕地是本区具有经济价值的主要区域，两者的P元素含量属中等肥力以上，因此需控制两地磷肥的使用量，防止植物因缺Cu而生长不良。Cu含量多少主要与成土母质有关，在成土过程中发生的变化较小，从变异系数上也可以看出（表5），不同的土地利用方式Cu含量的变异系数集中在20%-35%之间，离散度较小。

表4 不同土地利用方式微量元素相关性分析

表5 不同土地利用方式微量元素变异系数 （单位：%）

不同土地利用方式下Mn含量均值大小均在全国平均值之下，人工林地含量最小，草地含量最大。草地与荒草地差异不显著，与其他土地利用方式差异显著或极显著，荒草地与人工林地和灌丛的差异显著，与其他土地利用方式差异不显著。Mn除与Cu在不同土地利用方式下显著性相关外，在坡耕地和人工林地中Mn与P极显著正相关，坡耕地中Mn与有机质、pH值极显著正相关，灌丛中Mn与Zn极显著正相关。

不同土地利用类型下Zn含量集中在130-170mg/kg之间，各土地利用方式下均值不存在显著差异，但全距的变幅较大，以灌丛最大，人工林地次之，草地最小。对Zn的相关性分析结果（表4）表明：在人工林地中Zn与N表现出显著正相关，在灌丛中Zn与Mn表现出显著正相关，在荒草地中Zn与Fe表现出显著正相关。从变异程度看（表5），Zn含量在草地和人工林地变异系数从13.71%到69.84%，变幅较大。

不同土地利用方式下Fe含量基本集中在3.0%-3.5%之间，荒草地最高，草地最低，方差分析的结果表明Fe含量在不同土地利用方式下均值不存在显著差异。在灌丛地中Fe与有机质、pH表现出显著负相关。从变异系数上看（表5），人工林地的离散度最大，说明其分布较不均匀，荒草地的离散度最小，为9.71%<10%,属于弱变异性。

人工林地中Cu、Mn、Zn含量在各土地利用方式下均是最低，这可能与人工林地的质地有关。一般来说，质地较轻的土壤含有较低的Mn含量，粗质土壤及土壤中的粗粒部分其微量元素含量往往较低，人工林地分布多为砾质土，常有岩石裸露，也是生态恢复的重点区域。草地由于地势平坦，地表温润，土质粘性大，所以Mn、Cu含量均较高。Mn、Cu、P之间的相互关系视土壤条件而定，有待于进一步研究。在坡耕地中Cu、Mn、有机质之间表现为显著正相关，可能是因为耕地中人为使用有机肥料造成有机质含量较高，有机质易与微量元素结合从而减少其淋溶损失。

(3)H3PO2的工业制法是:将白磷(P4)与Ba(OH)2溶液反应生成PH3气体和Ba(H2PO2)2,后者再与H2SO4反应。写出白磷与Ba(OH)2溶液反应的化学方程式:___。

四种元素在不同土地利用方式下变异系数的结果显示（表5），人工林地和荒草地各元素变异系数相比较大，灌丛和草地的变异系数较小，坡耕地的变异系数较均衡。分析原因，一方面与元素本身的性质有关，土壤酸碱环境及植被对不同元素吸附固定不同，另一方面可能与人工林地和荒草地的坡度大，地表盖度小且土质粗糙，而灌丛植被盖度较好，草地的地势平坦与土质黏重有关。

综上所述，除母质和成土过程外，元素之间的共生关系、有机质、土壤粘粒组成、地形地貌等是影响本区不同土地利用方式间元素含量分布差异的主要因素。坡耕地的各项指标比较均衡，这对农业生产来说十分有利；人工林地的Mn、Cu、Zn含量都为本区最低，且植被生长状况差，因此需加大治理力度，加强人为干扰的作用，帮助该区恢复植被，防止水土流失的继续恶化。

4 结论

研究区内Fe元素含量略高于全国平均水平，在研究区的西北和东南各有两个高值区和一个低值区，且高低相间，其他部分含量变化不大，属中等程度变异，变异系数较小。Mn元素含量明显低于全国平均水平，在研究区的南部有较小范围的高值区。Cu元素含量高于全国平均水平，变化均匀，高值区位于东北部。Zn的变异系数超过50%，变幅较大，大致为研究区边缘部位含量较高，向中心逐渐降低，中部出现小范围高值点。

相关性分析表明，Cu、Mn与P两两之间呈极显著正相关，Mn与P、Zn、pH之间显著或极显著正相关；Fe与N、有机质之间显著或极显著负相关；Zn与N、pH之间为显著或极显著正相关。

对于草海湿地保护而言，大量微量元素流入，除了造成湖泊淤积以外，微量元素的迁移和转化，将会对湖泊中生物生长带来相当大的影响。因此，探索本区微量元素含量状况除对当地农业生产具有重要意义外，更为制定科学准确的湿地保护策略提供依据，防止微量元素进入湿地造成湖泊淤积和水体污染。

[1]陶澍,曹军,李本纲,等.深圳市土壤微量元素含量成因分析[J].土壤学报,2001,38(2):248-255.

[2]刘铮,唐丽华,朱其清,等.我国主要土壤中微量元素的含量与分布初步总结[J].土壤学报,1978,15（2）:138-150.

[3]刘铮主编.微量元素的农业化学 [M].北京:农业出版社,1991:171-268.

[4]刘铮,朱其清，唐丽华，等.我国缺乏微量元素的土壤及其区域分布[J].土壤学报,1982,19(3):209-223.

[5]余存祖,彭琳,刘耀宏,等.黄土区土壤微量元素含量分布与微肥效应[J].1991,28(3):317-326.

[6] 张朝生,陶澍,袁贵平,等.天津市平原土壤微量元素含量的空间自相关研究[J].土壤学报,1995,32(1):50-57.

[7]张晓霞,李占斌,李鹏.黄土高原草地土壤微量元素分布特征研究[J].水土保持学报,2010,24(5):45-48，67.

[8]贺行良,刘昌岭,任宏波，等.青岛崂山茶园土壤微量元素有效量及其影响因素研究[J].土壤通报,2008,39(5):1131-1134.

[9]南京农业大学主编.土壤农化分析[M].北京:农业出版社,1981：19-191.

[10]陈圆圆,孙小静,王军，等.上海宝山区农业用地土壤重金属空间分异规律及分布特征研究 [J].环境化学,2010,29(2):215-219.

[11]常栋,徐明康,王勇,等.缓坡植烟田土壤微量元素的空间变异特征[J].中国烟草学报,2012,18(3):34-41.

[12]魏复盛,陈静生,吴燕玉,等.中国土壤环境背景值研究[J].环境科学,1991,12(4):12-19.

[13]王裕顺,李彤,吴燕玉,等.土壤中铜锌锰钴活性的研究[J].农业环境保护,1992,11(3):118-122，128.

[14]史舟,李艳.地统计学在土壤学中的应用[M].北京:中国农业出版社,2006,63-91.

[15]董国政,刘德辉,姜月华.湖州市土壤微量元素含量与有效性评价[J].土壤通报,2004,35(4):474-478.