不同農(nóng)業(yè)土地利用方式對土壤有機(jī)碳和全氮的分布影響

史永亮，蔣桂欣

（1.德州市陵城區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村局,山東 德州 253500；2.高密市園林環(huán)衛(wèi)服務(wù)中心，山東 高密 261550）

隨著全球氣候的逐漸變暖，各種自然災(zāi)害愈發(fā)頻繁，在土地管理效率低下、人口急劇增加、人類活動強(qiáng)度提升等因素的共同作用下，農(nóng)業(yè)土地將會面臨土壤養(yǎng)分供需不平衡、侵蝕、酸化、鹽堿化等問題，并已經(jīng)成為制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和環(huán)境改善的重要因子。為了實現(xiàn)農(nóng)業(yè)土地資源的可持續(xù)發(fā)展與利用，林業(yè)從業(yè)者需不斷地優(yōu)化土壤環(huán)境和提升農(nóng)業(yè)土地的質(zhì)量，其關(guān)鍵措施是改善土壤的養(yǎng)分。土壤中的碳和氮作為維持土壤養(yǎng)分的主要成分，是有機(jī)養(yǎng)分和礦物質(zhì)養(yǎng)分的主要來源，其含量的實時變化能體現(xiàn)土壤微生物的生物活性、營養(yǎng)物質(zhì)的累積動態(tài)等［1-3］。土壤有機(jī)碳和全氮的含量與環(huán)境質(zhì)量、農(nóng)作物生產(chǎn)、土壤質(zhì)量息息相關(guān)［4-6］?，F(xiàn)階段，國內(nèi)外大多數(shù)研究分析了土壤中碳和氮對生態(tài)系統(tǒng)中的氣候、土壤、植被的單向作用，同時也有部分研究對碳和氮在生態(tài)系統(tǒng)中的耦合效應(yīng)進(jìn)行了探究［7-9］。但較少有報道提及土壤中碳和氮含量變化的影響因素，特別是在空間分布中缺乏直觀或定量的描述。本研究以對鄱陽湖平原作為研究對象，分析該地區(qū)不同農(nóng)業(yè)土地利用方式對土壤有機(jī)碳和全氮含量的影響，旨在構(gòu)建碳和氮應(yīng)用于全球的循環(huán)模型，并為環(huán)境管理者和政策制定者提供科學(xué)的參考。

1 研究區(qū)概括與方法

1.1 試驗區(qū)域概況

研究區(qū)域為鄱陽湖平原的小流域，位置坐標(biāo)為115°07′～115°40′E、26°68′～28°80′N。該區(qū)域為亞熱帶濕潤氣候，全年無霜期為250～280 d，年平均降水量為1500～1650 mm，年平均氣溫為16～ 18 ℃，分布了較少的丘陵和較多的平原，海拔為133 m。該水域包括小路口、蔡家垅2個水庫以及南潦河中段，具體涉及的城鎮(zhèn)包括干洲鎮(zhèn)、馮川鎮(zhèn)、會埠鎮(zhèn)、赤岸鎮(zhèn)以及羅市鎮(zhèn)的部分村。表1為該區(qū)域的土地利用方式和分布特征。整體而言，土地利用的主要方式為旱地、水田和林地，而園地和其他類型土地較少，森林覆蓋率為54%。研究區(qū)域的母質(zhì)包括紅砂巖類和酸性結(jié)晶巖類的風(fēng)化物、第四紀(jì)紅色黏土。土壤類型為鐵鋁土和水耕人為土。

表1 土地利用方式及其分布特征

1.2 樣品的采集與土壤養(yǎng)分的測定

結(jié)合實地考察、遙感影像、土壤類型、成土母質(zhì)、地形、土地利用現(xiàn)狀等多種因素，以及土地利用方式的主導(dǎo)性和道路通暢性，將區(qū)域進(jìn)行1 km×1 km的網(wǎng)格劃分，設(shè)置248個土壤采樣點，園地、林地、水田的采樣點數(shù)量分別為57、93、98個，采集時間為2021年9月1—15日。采樣地點的現(xiàn)場描述還包括采樣深度和采集地類型。為了保證研究結(jié)果的可信度，研究在采樣點直徑為5 m的區(qū)域內(nèi)進(jìn)行4次重復(fù)采樣，并混勻采樣物質(zhì)，再通過4分法取 1 kg土壤作為最終樣本［10-11］。在進(jìn)行含量測定前需進(jìn)行預(yù)處理，對存在異常的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行重復(fù)測量以確定其含量，STN含量采用FOSS Kjeltec 8400全自動凱氏定氮儀進(jìn)行測定，SOC含量采用重鉻酸鉀油浴加熱法進(jìn)行測定。

1.3 研究方法與數(shù)據(jù)分析

筆者分析了農(nóng)業(yè)土地利用方式和土壤形成因素對土壤有機(jī)碳(Soil Organic Carbon, SOC)和土壤全氮(Soil Total Nitrogen, STN)含量的影響，其中，土壤形成的自然因子包括氣候、植被(生物)、地形、土壤類型、成土母質(zhì)等，地形因子為坡向變率、坡度變率、曲率、坡向、坡度、高程，植被(生物)因子包括歸一化植被指數(shù)(Normalized Vegetation Index, NDVI)、差值植被指數(shù)(Difference Vegetation Index, DVI)、波段1～3和6～11、平均精度(Mean Average Precision, MAP)。

采用SPSS 22.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和分析，利用ArcGIS軟件中的地統(tǒng)計分析模塊，繪制了土壤養(yǎng)分含量的空間分布圖。通過K-S檢驗和變異系數(shù)，描述了不同土地利用方式下的SOC和STN含量；利用單因素方差分析法，分析了不同土地對利用方式、土壤形成因素對SOC和STN含量的影響；借助多元線性回歸和修正農(nóng)業(yè)土地利用方式的多元線性回歸分析法，定量描述了不同因素影響的大??；采用Spearman相關(guān)系數(shù)，分析了環(huán)境協(xié)變量和SOC和STN的相關(guān)性，其中P＜0.05表示差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果與分析

2.1 SOC和STN含量的描述性統(tǒng)計特征

由圖1可知，SOC和STN含量的空間分布存在高度的一致性，高含量區(qū)域沿著南潦河流域分布。對比土地利用方式圖，林地圖斑上低和高含量的數(shù)值均很少出現(xiàn)；高含量區(qū)域類似于水田圖斑；低含量區(qū)域類似于園林圖斑。

圖1 SOC、STN、碳氮比的空間分布特征

由圖2可知，SOC、STN含量區(qū)間分別為2.61～ 38.60、0.08～3.57 g/kg，其平均含量分別為19.78、1.76 g/kg，變異系數(shù)分別為0.44和0.46。結(jié)合變異系數(shù)分級標(biāo)準(zhǔn)，SOC、STN、碳氮比均屬于中等變異。SOC、STN、碳氮比的K-S檢驗值均具有顯著性，因此它們均不符合正態(tài)分布。

圖2 SOC、STN、碳氮比的描述性統(tǒng)計和K-S檢驗結(jié)果

2.2 SOC和STN含量的影響因素

2.2.1 農(nóng)業(yè)土地利用方式由表2可知，SOC、STN、碳氮比在不同農(nóng)業(yè)土地利用方式下具有顯著的統(tǒng)計學(xué)意義。SOC、STN含量的平均值從高到低依次為水田、林地、園地；碳氮比的平均值從高到低依次為林地、園地、水田。對于變異系數(shù)而言，水田的碳氮比屬于弱變異性，其他2種農(nóng)業(yè)土地利用方式下土壤的SOC、STN、碳氮比均屬于中等變異。由表3可知，在不同母質(zhì)和土壤類型下，兩者之間的SOC、STN、碳氮比均存在差異，但差異不顯著。在成土母質(zhì)的影響因子中，酸性結(jié)晶巖類風(fēng)化物的SOC、STN明顯高于紅砂巖類（P＜0.05），但酸性結(jié)晶巖類風(fēng)化物的碳氮比明顯低于紅砂巖類（P＜0.05）。

表2 不同農(nóng)業(yè)土地利用方式對SOC、STN、碳氮比的作用

表3 土壤類型和成土母質(zhì)對SOC、STN、碳氮比的作用

2.2.2 相關(guān)性分析由表4可知，SOC、STN與曲率、坡向、坡度、高程均呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)性（P＜0.05），其中，SNT與其對應(yīng)的相關(guān)系數(shù)分別為0.122、-0.165、-0.123、-0.476；SOC與其對應(yīng)的相關(guān)系數(shù)分別為0.106、-0.142、-0.127、-0.287。而對于碳氮比而言，其與坡度變率、坡度、高程均呈現(xiàn)出正相關(guān)性（P＜0.05）。

表4 SOC、STN、碳氮比與地形的相關(guān)性分析

由表5可知，SOC含量與植被的相關(guān)性不顯著，而STN含量與植被的相關(guān)性顯著(P＜0.05)，這說明較小尺度平原區(qū)域內(nèi)的植被對SOC含量的影響不明顯，但對STN含量的影響明顯。碳氮比與植被的相關(guān)性不顯著。

表5 SOC、STN、碳氮比與氣候和植被的相關(guān)性分析

2.3 回歸分析

由表6可知，氣候?qū)OC、STN含量的空間變異的影響程度 （調(diào)整R2）分別為0.026和0.019，而對碳氮比的影響并不顯著。植被覆蓋和土壤類型對SOC、STN、碳氮比的空間變異影響均不明顯。成土母質(zhì)對三者的空間變異的影響程度分別為0.012、0.041、0.020；地形對三者的空間變異影響程度分別為0.057、0.184、0.245；農(nóng)業(yè)土地利用影響程度最大，其SOC、CTN、碳氮比的調(diào)整R2分別為0.381、0.508、0.263。

表6 SOC、STN、碳氮比影響因素的回歸分析

3 結(jié)論與討論

土壤資源的直接利用方式為種植業(yè)，而間接利用方式為加工業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)。土地利用方式作為中華民族幾千年來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的延續(xù)，也是當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平的直接體現(xiàn)，土地利用方式對土壤的肥力狀況、生物學(xué)特性、理化性質(zhì)均會產(chǎn)生較大的影響［12-13］。研究發(fā)現(xiàn)，SOC和STN含量的空間分布存在高度的一致性，高含量區(qū)域沿著南潦河流域分布，K-S檢驗值均具有顯著性，但均不符合正態(tài)分布。同時SOC、STN、碳氮比在不同農(nóng)業(yè)土地利用方式下呈現(xiàn)顯著的統(tǒng)計學(xué)意義，SOC、STN含量的平均值從高到低依次為水田、林地、園地；碳氮比的平均值從高到低依次為林地、園地、水田。植被覆蓋和土壤類型對SOC、STN、碳氮比三者空間變異的影響程度均不明顯；與氣候、成土母質(zhì)、地形比較而言，農(nóng)業(yè)土地利用方式的影響程度最大，其調(diào)整R2依次為0.381、0.508、0.263。Hendricks等［14］將試驗周期設(shè)置為5年，分別對同一塊土地在未開墾土地和耕地2種狀態(tài)下土壤的STN進(jìn)行了對比，結(jié)果表明：通過實施可持續(xù)的耕作方式能提升土壤的生態(tài)性能。Huang等［15］分析了美國俄亥俄州地區(qū)的土地利用方式與耕作對土壤有機(jī)質(zhì)的影響，結(jié)果表明，在0～5 cm土層內(nèi)的SOC和STN含量由于耕作形式的不同而存在較大的差異；相比較于耕地，牧場土壤中所含有的碳和氮含量更高，但僅限于0～5和5～10 cm土層。

因此，不同農(nóng)業(yè)土地利用方式在很大程度上能改善土壤的營養(yǎng)狀況。王超等［16］研究了重慶市吳家鎮(zhèn)區(qū)域不同土地利用方式下的SOC和STN含量，結(jié)果顯示，SOC和STN含量隨著土層深度的增加而呈現(xiàn)出逐漸降低的變化趨勢，水田和旱地的SOC含量下降幅度比撂荒地和林地更小。因此，相對于撂荒地和林地，水田和旱地更有利于SOC和STN含量的增加。龍靜泓等［17］對青海湖北岸不同土地利用方式下的SOC和STN含量進(jìn)行了分析，結(jié)果驗證了SOC、STN含量與土地利用方式存在緊密關(guān)聯(lián)，以多年生人工草地的含量最高，而農(nóng)田的含量最低。對于不同土地利用方式對土壤營養(yǎng)成分的改善效果，現(xiàn)階段也有大量的研究報道。學(xué)者們普遍認(rèn)為水田、林地、園地3種土地利用方式更有利于存儲土壤的營養(yǎng)成分，這也與鄒剛?cè)A等［18-20］的研究結(jié)果相符。地形對SOC和STN含量的空間變化仍然有著較大的影響，但值得注意的是，不同地形因子與SOC和STN含量的相關(guān)性各不相同，同時對于相同地形因子而言，其與SOC和STN含量的相關(guān)性也有別于與碳氮比的相關(guān)性［21-22］。

綜上所述，農(nóng)業(yè)土地利用方式對SOC、STN含量的空間變化有著積極的作用，同時，土壤的營養(yǎng)價值也受到氣候、地形、成土母質(zhì)的影響。因此，要想實現(xiàn)對研究區(qū)域的SOC、STN含量空間變化的精準(zhǔn)分析，則需綜合考慮人為活動和土壤形成因素，這也是在后續(xù)研究中需要不斷完善的地方。