不同采樣間距下農(nóng)田土壤鎘含量空間自相關(guān)分析的研究

陳胤再，陳柏成，梅皓天，夏楓，柳丹*

(1.浙江農(nóng)林大學(xué) 環(huán)境與資源學(xué)院，浙江 杭州 311300；2.寧波市生態(tài)環(huán)境科學(xué)研究院，浙江 寧波 315012)

隨著工業(yè)化的快速發(fā)展，過量施肥等因素[1]，導(dǎo)致農(nóng)田土壤Cd污染日益嚴(yán)重。2020年5月7日，生態(tài)環(huán)境部公布了《2019年全國生態(tài)環(huán)境質(zhì)量簡況》，根據(jù)簡況顯示，Cd為影響農(nóng)用地土壤環(huán)境質(zhì)量狀況的首要污染物[2]。Cd是自然環(huán)境中毒性較大的重金屬元素之一[3]，因其遷移性大，易從土壤環(huán)境中遷移轉(zhuǎn)化進(jìn)入植物體內(nèi)[4]。人體長期過量攝入含鎘作物會嚴(yán)重威脅身體健康，引發(fā)癌癥、腎臟損傷和骨質(zhì)疏松等一系列疾病[5]。因此，Cd污染農(nóng)田土壤的治理和安全利用引起了人們的廣泛關(guān)注。

土壤是一個具有空間連續(xù)性、高度異質(zhì)性的三維變異體，而并不是均質(zhì)體[6]，在土壤特性變化描述時，常常伴隨著多尺度、多層次的變化。目前，空間尺度效應(yīng)對土壤特性的影響已被廣泛應(yīng)用于土壤水分[7]、養(yǎng)分[8]及鹽分[9]的研究中，但在土壤重金屬方面的研究鮮為少見[10]。研究發(fā)現(xiàn)，土壤特性的空間變異是尺度的函數(shù)[11]，尺度通常包括幅度和粒度[12]，兩種及以上尺度下，土壤變量間的相關(guān)性存在差異性，單一尺度下無法深入分析土壤特性的空間變異結(jié)構(gòu)特征，若在兩種及以上尺度下能較好地進(jìn)行深入分析[13]。對于不同采樣粒度(間距)的土壤重金屬變異規(guī)律的研究較少。因此，研究不同采樣間距下農(nóng)田土壤中Cd的含量狀況及空間分布特征，從而選擇較適宜的采樣間距已成為迫切需要解決的問題，也是研究者們在采樣間距選擇上面臨的重大挑戰(zhàn)。本研究選取舟山市定海區(qū)某水稻田土壤為對象，以重金屬鎘(Cd)為例，運(yùn)用空間自相關(guān)分析方法，研究田塊尺度不同采樣間距下農(nóng)田土壤Cd的空間自相關(guān)特征，確定特征采樣間距，為Cd污染農(nóng)田土壤的治理及安全利用提供參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)位于浙江省舟山市定海區(qū)某水稻田，總占地面積約為5.3 hm2，西北側(cè)和東南側(cè)隔路為河流，該水稻田采用稻油輪作種植模式和機(jī)耕直播耕作模式；此外，研究區(qū)地處歐亞大陸，屬于典型的亞熱帶海洋性季風(fēng)氣候，氣候溫和濕潤，四季分明，光照充足，年均日照時數(shù)1 883.3 h，年均降水量1 410.8 mm，年均蒸發(fā)量1 208.3 mm。

1.2 樣品采集與分析

1.2.1 土壤樣點(diǎn)布置與采集

圖1 不同采樣間距下采樣點(diǎn)位圖Fig.1 Bitmap of sampling points with different sampling spacing

1.2.2 測試分析

將采集的土壤樣品經(jīng)室內(nèi)自然風(fēng)干后，剔除土壤樣品中碎石、砂礫、植物根系、殘?jiān)翱梢娡寥狼秩塍w，過2 mm篩后研磨，再過0.15 mm篩備用，并裝入樣品袋。

土壤pH值采用pH計(土/水=1∶2.5)測量[14]；土壤Cd的含量首先采用HCl-HNO3-HF-HClO4混酸消解法消解樣品，再采用石墨爐原子吸收光譜法(GFAAS)測定[15]。

1.3 空間自相關(guān)分析方法

Moran′sI指數(shù)是空間自相關(guān)分析方法最常用的一種，通常包括全局Moran′sI和局部Moran′sI[16]。

1.3.1 全局空間自相關(guān)

全局Moran′sI主要用以描述空間變量在整個研究區(qū)內(nèi)的空間分布情況，判斷該變量的分布是否存在離散、聚集或隨機(jī)[16]。

全局Moran′sI變化范圍介于-1.0～1.0，當(dāng)I大于0，呈空間正相關(guān)，存在空間聚集；當(dāng)I小于0，呈空間負(fù)相關(guān)，存在空間孤立；當(dāng)I為0，表明觀測值隨機(jī)分布，不存在空間自相關(guān)性[17]。

為檢驗(yàn)空間自相關(guān)的顯著性，對全局Moran′sI值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，等到Z得分，Z得分反映顯著程度，當(dāng)Z<-1.96或>1.96時，存在顯著的空間自相關(guān)性，反之則不顯著(表1)。

表1 不同置信度下臨界Z值和臨界P值Table 1 Critical Z and critical P values at different confidence levels

1.3.2 局部空間自相關(guān)

現(xiàn)場采用挖掘機(jī)與裝載機(jī)清理浮土，產(chǎn)生的棄土運(yùn)輸?shù)街付ㄎ恢?，不得在現(xiàn)場大量堆放，以免影響正常的注漿施工。

局部Moran′sI主要用以計算空間變量特定空間位置的自相關(guān)程度，不但可以識別出局部空間聚類和異常值的具體位置及分布情況，而且還彌補(bǔ)了全局空間自相關(guān)性分析的不足[18]。

本研究采用LISA聚類圖進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析，可以描述局部區(qū)域兩個變量之間的相互關(guān)系，對局部空間格局進(jìn)行可視化[19]，包括高-高(HH)、低-低(LL)、高-低(HL)和低-高(LH)4種分布類型。HH、LL為空間聚集，高-高表示高值被高值包圍，呈高值聚集狀態(tài)；低-低表示低值被低值包圍，呈低值聚集狀態(tài)；HL、LH為空間孤立，高-低表示高值被低值包圍，該點(diǎn)有較高的異常值；低-高表示低值被高值包圍，該點(diǎn)有較低的異常值[20]。

1.4 數(shù)據(jù)綜合處理分析

采用數(shù)據(jù)分析軟件(SPSS 22.0)對土壤重金屬Cd進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，采用Shapiro-Wilk(簡稱“S-W”)檢驗(yàn)法和(簡稱“K-S”)檢驗(yàn)法分別對長采樣間距和短采樣間距的各組數(shù)據(jù)進(jìn)行單樣本檢驗(yàn)，對不符合的數(shù)據(jù)采用對數(shù)轉(zhuǎn)換；采用空間數(shù)據(jù)分析軟件(GeoDa)進(jìn)行空間聚類和異常值分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 不同采樣間距下Cd含量描述性統(tǒng)計

研究區(qū)不同采樣間距下Cd含量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 不同采樣間距下Cd含量描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of Cd content at different sampling intervals 單位：mg·kg-1

根據(jù)Nielson等[21]的劃分標(biāo)準(zhǔn)，變異系數(shù)小于等于10%為弱變異性，10%～100%為中等變異性，大于等于100%為強(qiáng)變異性。從變異系數(shù)來看，長采樣間距和短采樣間距的變異系數(shù)分別為74.785%和71.246%，均表現(xiàn)為中等變異性，受結(jié)構(gòu)因素和隨機(jī)因素共同影響，短采樣間距下變異系數(shù)較小，隨著采樣間距縮減，變異系數(shù)變小，表明兩種采樣間距下研究區(qū)Cd含量具有明顯的尺度效應(yīng)。

長采樣間距下Cd的偏度和峰度分別為1.721和2.491，短采樣間距下Cd的偏度和峰度分別為2.031和0.653，表明兩種采樣間距下研究區(qū)Cd含量原始數(shù)據(jù)均不符合正態(tài)分布?？臻g統(tǒng)計學(xué)的前提是原始數(shù)據(jù)必須符合正態(tài)分布，否則將產(chǎn)生比例效應(yīng)[22]。經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換后，兩種采樣間距下Cd含量均符合正態(tài)分布，可以進(jìn)行后續(xù)空間自相關(guān)分析的研究。

2.2 不同采樣間距下Cd含量全局空間自相關(guān)特征

研究區(qū)不同采樣間距下Cd含量描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 不同采樣間距下Cd含量全局Moran′s/指數(shù)及其顯著性檢驗(yàn)Table 3 Global Moran′s/index of Cd content and its significance test at different sampling intervals

長采樣間距下Moran′sI指數(shù)和Z得分分別為-0.106 0和-0.758 4，均小于0，表明長采樣間距下農(nóng)田土壤中Cd元素含量在全局自相關(guān)上呈負(fù)相關(guān)，存在空間孤立，相關(guān)性不顯著；短采樣間距下Moran′sI指數(shù)和Z得分分別為0.163 6和2.897 5，均大于0，說明短采樣間距下農(nóng)田土壤中Cd元素含量在全局自相關(guān)上呈正相關(guān)，存在空間聚集，相關(guān)性顯著。

短采樣間距下全局莫蘭指數(shù)絕對值更接近于1，空間相關(guān)性更強(qiáng)[23]，表明縮減采樣間距空間相關(guān)性增強(qiáng)，受結(jié)構(gòu)因素影響程度變小、隨機(jī)因素影響程度變大；另外，不難發(fā)現(xiàn)，隨著采樣間距的縮減，顯著性增強(qiáng)。

2.3 不同采樣間距下Cd含量局部空間自相關(guān)特征

由圖2可知，兩種采樣間距下Cd含量局部空間自相關(guān)呈不顯著的采樣點(diǎn)分別占88.88%和88.45%。長采樣間距下，高值聚集和低值聚集分別占0%和2.78%，高低孤立和低高孤立分別占2.78%和5.56%；短采樣間距下，高值聚集和低值聚集分別占4.62%和3.08%，高低孤立和低高孤立分別占0.77%和3.08%。高低孤立和低高孤立分別代表高值異常點(diǎn)和低值異常點(diǎn)，從空間聚類和異常值來看，長采樣間距下，研究區(qū)Cd呈現(xiàn)高值異常點(diǎn)和低值異常點(diǎn)共存的分布格局，而短采樣間距下，Cd不僅存在高值聚集和低值聚集共存的分布格局，還存在高值異常點(diǎn)和低值異常點(diǎn)共存的分布格局。

圖2 不同采樣間距下Cd含量空間聚類和異常值分析Fig.2 Spatial clustering and outlier analysis of Cd content at different sampling intervals

兩種采樣間距下研究區(qū)Cd元素呈現(xiàn)不同的局部分布特征，長采樣間距下研究區(qū)Cd僅在東北部出現(xiàn)1個低值聚集點(diǎn)，而短采樣間距下研究區(qū)Cd在西北部和東北部出現(xiàn)6個高值聚集點(diǎn)、中部和東北部出現(xiàn)4個低值聚集點(diǎn)，短采樣間距下空間聚集點(diǎn)數(shù)量較多，表明縮減采樣間距Cd元素含量集中程度變高、離散程度變小。另外，長采樣間距下研究區(qū)西北部不顯著點(diǎn)區(qū)域在短采樣間距下出現(xiàn)高值聚集點(diǎn)；長采樣間距下研究區(qū)東北部不顯著點(diǎn)區(qū)域在短采樣間距下出現(xiàn)高值聚集點(diǎn)和高值空間異常點(diǎn)；長采樣間距下研究區(qū)中部不顯著點(diǎn)區(qū)域在短采樣間距下出現(xiàn)低值聚集點(diǎn)；長采樣間距下研究區(qū)南部不顯著點(diǎn)區(qū)域在短采樣間距下出現(xiàn)低值空間異常點(diǎn)；以上現(xiàn)象均表明短采樣間距下能夠觀察到大尺度下無法觀察到的Cd元素間空間關(guān)聯(lián)性的細(xì)微變化。

3 結(jié)果與討論

土壤重金屬是表征土壤質(zhì)量的重要環(huán)境因子，刻畫其空間變異性并掌握空間結(jié)構(gòu)特征，對區(qū)域農(nóng)田土壤環(huán)境質(zhì)量的評價與全方位治理修復(fù)有重要的現(xiàn)實(shí)意義[24]。改變農(nóng)田土壤重金屬空間異質(zhì)性的影響因子作用于不同的空間范圍[25]，表明土壤重金屬的空間變異也具有尺度效應(yīng)。對于尺度效應(yīng)的研究包括僅改變采樣幅度、僅改變采樣粒度、同時改變采樣幅度和粒度等3種類型，三者各具特點(diǎn)、揭示的內(nèi)容有所差異。在以往的研究中，多數(shù)學(xué)者采用改變采樣幅度或同時改變采樣幅度和粒度，本文以舟山市定海區(qū)某水稻田土壤為研究對象，采用僅改變采樣粒度的方式，即通過改變采樣間距的方式，反映兩種采樣間距下Cd元素的空間自相關(guān)性，避免單一采樣間距下研究結(jié)論的不全面性，為Cd污染農(nóng)田土壤的治理及安全利用提供參考依據(jù)。

描述性統(tǒng)計分析研究表明，研究區(qū)農(nóng)田土壤Cd含量在兩種采樣間距下最值、均值等方面相差不大，這與Li等[26]研究結(jié)論相悖，這可能與研究區(qū)所在區(qū)域周邊環(huán)境、當(dāng)?shù)剞r(nóng)用地環(huán)境質(zhì)量狀況等有關(guān)，據(jù)了解，研究區(qū)周邊無涉鎘等工業(yè)企業(yè)，而且舟山市農(nóng)用地土壤鎘(Cd)為輕微污染，出現(xiàn)局部點(diǎn)位異常聚集的可能性較低；兩種采樣間距下均為中等變異性，隨采樣間距縮減，變異系數(shù)變小，這與楊奇勇等[27]結(jié)果類似，同時二者具有明顯的尺度效應(yīng)，這與王幼奇等[28]發(fā)現(xiàn)一致。

全局空間自相關(guān)性分析研究表明，隨著采樣間距縮減，空間相關(guān)性增大，顯著性增強(qiáng)，這與王鵬等[29]研究結(jié)果一致，同時全局莫蘭指數(shù)區(qū)分了空間自相關(guān)的正負(fù)性[30]。

局部空間自相關(guān)性分析研究表明，局部LISA聚類圖可以直觀地辨識局部聚集和異常值的具體位置，這與闕澤勝等[31]、沈惠雅等[32]研究結(jié)論一致，利用局部LISA聚類圖識別采樣點(diǎn)局部聚集與異常值的位置，對于今后農(nóng)田的管理具有重要借鑒意義，可采取相關(guān)措施有效遏制目標(biāo)重金屬因子的富集并降低其濃度；此外，兩種采樣間距下Cd元素呈現(xiàn)不同的局部分布特征，短采樣間距下能夠觀察到長采樣間距下無法觀察到的Cd元素間空間關(guān)聯(lián)性的細(xì)微變化。

在農(nóng)用地土壤污染狀況調(diào)查時，采樣密度越小，越容易揭示調(diào)查地塊的污染狀況，即采樣間距越短，越容易識別出污染因子的位置。但由于短采樣間距通常消耗大量的人力、物力和財力，故本研究通過兩種采樣間距下進(jìn)行對比分析，同時采用全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)相結(jié)合的方法進(jìn)一步完善了Cd污染農(nóng)田土壤的空間聚類和異常值分析，研究表明，短采樣間距(20 m)更易于揭示Cd元素空間分布狀況；對于Cd污染農(nóng)田土壤的安全利用及治理，雖然40 m采樣間距能減少前期調(diào)查成本，但無法準(zhǔn)確識別Cd含量較高值所在的具體位置，增加后期安全利用及治理的不確定性，而20 m采樣間距則能夠準(zhǔn)確地進(jìn)行異常值識別，有助于對Cd含量較高值所在的位置采取針對性的污染防控措施以及摸排切斷污染源頭，為Cd污染農(nóng)田土壤的安全利用及治理提供參考依據(jù)。