駱馬湖濱岸緩沖帶土壤性質(zhì)的空間異質(zhì)性分析

徐德蘭，萬 蕾，張翠英，韓寶平，孫君瑤

（1.徐州工程學院 環(huán)境工程學院，江蘇 徐州221008；2.中國礦業(yè)大學 江蘇省資源環(huán)境信息工程重點實驗室，江蘇 徐州221008）

濱岸緩沖帶是指建立在河湖、溪流和溝谷沿岸的各類植被帶，包括林地、草地或其它土地利用類型。主要目的是保護水質(zhì)清潔，攔截、過濾可能進入河流、水庫的泥沙、有機質(zhì)、殺蟲劑和其它有害物質(zhì)［1－2］。研究表明，濱岸緩沖帶具有截留雨水、防止雨水擊濺侵蝕；減少地表徑流、防止水土流失；增加水分滲透；連接生態(tài)廊道；凈化水質(zhì)，削減非點源污染；改善生物棲息地功能；提高景觀多樣性等多種功能［3－8］。

濱岸緩沖帶主要通過一定寬度的植物帶起作用［9－10］。例如1990年美國環(huán)境保護局研究指出，非點源污染約占流域污染物總量的65%，而植被帶的過濾功能可以明顯滯留并減少N、P的含量，并可通過土壤吸附降解凈化徑流中的農(nóng)藥，從而防止農(nóng)藥直接污染湖泊［11］。吉國強等［12］研究發(fā)現(xiàn)，臨汾河流域草本緩沖帶對懸浮固體的凈化效果明顯，可凈化約83.81%的懸浮固體；沿程截流污染物效果為草本帶＞灌木帶≈小喬木帶；草本可提高5—20 c m土層的抗侵蝕能力，灌木可提高15—30 c m土層的抗侵蝕能力，喬木可提高25—40 c m土層的抗侵蝕能力。本文通過野外調(diào)查、采樣以及地統(tǒng)計學的方法，研究駱馬湖東南岸有草和無草兩塊濱岸緩沖區(qū)中土壤的氮、磷、有機質(zhì)含量的異質(zhì)性特征，探討植物帶對污染物的富集、截留作用。以期為駱馬湖非點源的治理提供理論參考，為湖泊濱岸緩沖帶的研究和構(gòu)建提供借鑒。

1 區(qū)域概況與研究方法

1.1 區(qū)域概況

駱馬湖（34°00′—34°11′N，118°06′—118°18′E）是江蘇省四大淡水湖泊之一，位于江蘇省北部，京杭大運河中段；其上接山東省南四湖，下接江蘇省洪澤湖，水域面積達35 100 h m2（豐水面積78 500 h m2，枯水面積20 100 h m2），湖底高程18～21 m，當蓄水位為23.0 m時（古黃河基地），平均水深3.32 m，最深等深線東南部水深5.5 m，年水位漲幅在1.90～5.73 m，年換水次數(shù)在10次左右，是典型的過水性湖泊。

1.2 樣品的采集與測定

在野外踏勘的基礎(chǔ)上，在駱馬湖東南岸選取有草區(qū)和無草區(qū)兩種不同類型的樣地，沿南北方向分別設(shè)置一個20 m×20 m的大樣方，并在大樣方內(nèi)以2 m×2 m的距離設(shè)置連續(xù)的小樣方，在小樣方內(nèi)取表層土壤，共200個土樣，采樣點見圖1。有草區(qū)的植物類型主要有蘆葦、香蒲、黃蒿、茅草等，形成了蘆葦群落、香蒲群落、黃蒿群落、茅草群落以及茅草＋黃蒿群落和蘆葦＋香蒲群落。采樣時間為2010年9月11日。

圖1 駱馬湖濱岸帶土壤采樣區(qū)位置示意圖

首先將采集的土樣在40℃烘箱中烘干，經(jīng)碾缽碾磨，將磨細沉積物過100目篩待用，土壤的總氮、總磷的測定分別采用半微量凱氏定氮法和H2SO4—HCl O4消解鉬銻抗比色法。土壤的有機質(zhì)的測定方法為重鉻酸鉀容量法。

將每一樣方內(nèi)土壤的TN、TP、有機質(zhì)含量值輸

式中：Z（xi）——研究區(qū)域土壤的i個點。

上式對應參數(shù)的測量值，數(shù)據(jù)對｛Z（xi），Z（xi＋h）｝［i＝1，2，…，N（h）］為在某一方向上相距為h的點對（xi，xi＋h）上的測量值，n（h）為數(shù)據(jù)對｛Z（xi），Z（xi＋h）｝的對數(shù)和。數(shù)據(jù)h則為數(shù)據(jù)對間不同的間距。從公式（1）中可以看出，半方差函數(shù)值隨著數(shù)據(jù)對的增多，其精度也越高。通過公式（1），可以計算出相應的r（h）。然后把每一點［hi，r（hi）］通過圖標注出來，并用線段連接起來的圖形稱為實驗的半方差函數(shù)圖。

理論方差函數(shù)模型是由實驗方差函數(shù)擬合而成的，其目的在于對區(qū)域變量的未知的地段的含量進行預估。理論方差函數(shù)模型包含多種類型的變異函數(shù)模型，可以用來表達變量的空間異質(zhì)性程度，在地統(tǒng)計學中最常用的為球面模型和高斯模型，具體擬合公式如下：入地學統(tǒng)計軟件GS＋中，分別得出這兩種類型土壤的TN、TP和有機質(zhì)的半方差函數(shù)圖，并擬合出最優(yōu)變異函數(shù)模型，得到相應的塊金值、基臺值、變程值和塊基比等主要參數(shù)。通過對有草區(qū)與無草區(qū)土壤性質(zhì)的變異函數(shù)模型的研究，比較分析植物對土壤氮、磷等營養(yǎng)元素富集的影響。

1.3 研究方法基本理論

當一個變量分布于空間中并顯示出一定結(jié)構(gòu)性和隨機性的特征時，稱之為區(qū)域化變量。這種變量常常反映某種空間現(xiàn)象的特征，用區(qū)域化定量描述的現(xiàn)象稱之為區(qū)域化現(xiàn)象。以空間點x的3個直角坐標（x1，x2，x3）為自變量的隨機場Z（x1，x2，x3）＝Z（x）稱為一個區(qū)域化變量，它的顯著特征是隨機性、結(jié)構(gòu)性。因而我們可以認為區(qū)域化變量土壤的總氮、總磷、有機質(zhì)具有隨機性與結(jié)構(gòu)性。隨機性是指濱岸帶土壤的任意一點的養(yǎng)分值可以被當作是一個隨機變量，是不確定的，這就體現(xiàn)了隨機性。結(jié)構(gòu)性是指濱岸帶土壤任意兩點之間均有一定的相關(guān)性存在，并且兩點間的距離越小，相關(guān)性越好。這種連續(xù)性和關(guān)聯(lián)性被認為是變量的自相關(guān)性，體現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性。

空間變異函數(shù)是被用來描述土壤的空間異質(zhì)結(jié)構(gòu)的函數(shù)，可以用來計算描述區(qū)域化變量空間特征的參數(shù)?？臻g變異參數(shù)既能反映區(qū)域化變量的隨機性，又能反映變量的空間自相關(guān)性。變異函數(shù)定義為區(qū)域化變量在任意兩點處的含量差值的方差的一半。具體計算公式為：

從公式（3）中可以看到，通過模型的擬合可以得到變程值a，塊金常數(shù)C0和基臺值（C＋C0）3個重要的參數(shù)。通過反映土壤性質(zhì)的空間異質(zhì)性的變程值可知，變程值以外的土壤，其性質(zhì)是相互獨立的，而在變程值以內(nèi)的土壤，其性質(zhì)是空間自相關(guān)的。土壤性質(zhì)的測定誤差一般用塊金值表示，它代表了排除采樣間距這一因素所造成的差異性程度。基臺值反映了不同采樣間距中所存在的半方差極大值，一般來說基臺值越大，說明土壤指標總的空間異質(zhì)性程度越高。而空間變異程度可以用塊金值與基臺值的比值來反映。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤TN、TP、有機質(zhì)測定結(jié)果的統(tǒng)計特征值

根據(jù)測定結(jié)果，并對土壤TN、TP及有機質(zhì)含量的總體分布進行參數(shù)檢驗，發(fā)現(xiàn)土壤TN、TP及有機質(zhì)含量多數(shù)為正態(tài)分布類型。分析每個樣點的總氮、總磷和有機質(zhì)的變化情況，見表1。從表1中可見，駱馬湖東南岸濱岸帶土壤TN含量為0.82～1.71 mg／g，TP含量為0.01～0.91 mg／g，有機質(zhì)含量為1.01～6.89 mg／g。有草區(qū)的TN、TP及有機質(zhì)的平均含量均大于無草區(qū)的含量，有草區(qū)的TN平均值比無草區(qū)高27.7%，TP高54.1%，有機質(zhì)高29.8%，說明有植被區(qū)的土壤氮、磷富集效果更好。表中通過樣本方差及樣本的最大值、最小值等基本的統(tǒng)計值在一定程度上反映了樣本的總體，并不能定量刻畫有草區(qū)及無草區(qū)土壤TN、TP及有機質(zhì)含量的隨機性和不規(guī)則性、獨立性和相關(guān)性。要對其解釋并定量化，必須對其進行空間變異結(jié)構(gòu)分析。

表1 土壤參數(shù)含量的統(tǒng)計特征值

2.2 土壤中TN、TP及有機質(zhì)的空間變異結(jié)構(gòu)分析

從空間異質(zhì)性的程度來看（表2）：無草區(qū)TP的塊金值較大，高達0.346，說明土壤TP含量在小尺度上某種生態(tài)學過程不可忽視。有草區(qū)和無草區(qū)土壤TN的塊金值僅為0.000 91和0.006 6，說明隨機部分在有草區(qū)和無草區(qū)TN含量空間分布規(guī)律中的影響較小。而無草區(qū)TN、TP及有機質(zhì)基臺值分別為0.024，1.11，0.22，其總的空間異質(zhì)性程度高于有草區(qū)的TN、TP及有機質(zhì)，表明了無草區(qū)土壤TN、TP、有機質(zhì)含量分布具有較大的空間異質(zhì)性，有草區(qū)土壤營養(yǎng)元素含量分布具有較小的異質(zhì)性。

表2 土壤不同指標變異函數(shù)理論模型及半方差函數(shù)參數(shù)

空間異質(zhì)性是與尺度相關(guān)的函數(shù)，變異函數(shù)也能夠通過變程值a這一參數(shù)描述空間異質(zhì)性的尺度。從表2中可以看出，不管是有草區(qū)還是無草區(qū)，土壤TN、TP及有機質(zhì)等指標的變程值a均較小，一般都在8 m左右。塊金方差與基臺值之比C0／（C0＋C）可以反映變量的空間自相關(guān)程度。一般來說，當塊基比值＜25%的時候，表示區(qū)域性變量具有強烈的空間自相關(guān)性，也就是說變量的空間結(jié)構(gòu)性較強烈，當塊基比值在25%～75%之間，說明區(qū)域性變量具有中等的空間結(jié)構(gòu)性，若比值＞75%，則說明其空間自相關(guān)性很弱。表2中，空間變異大小順序為：無草區(qū)TP＞無草區(qū)TN＞有草區(qū)有機質(zhì)＞無草區(qū)有機質(zhì)＞有草區(qū)TP＞有草區(qū)TN，無草區(qū)土壤TN、TP含量的塊金值和基臺值之比的變化較大，大于25%，說明在無草區(qū)TN、TP含量總體變異中，隨機因素和結(jié)構(gòu)性因素都起到重要作用，并且隨機因素在總變異中占重要的比例，空間相關(guān)性中等。有草區(qū)土壤TN、TP含量的C0／（C0＋C）值＜25%，具有強烈的空間相關(guān)性，表明隨機因素在總變異中占有較小比例，有草區(qū)的空間變異性主要是由土壤母質(zhì)、地形等結(jié)構(gòu)性因素影響，植物群落的生長是天然形成的，人為干預因素較少。

圖2 有草區(qū)與無草區(qū)土壤指標變異函數(shù)曲線

不同指標變異函數(shù)半方差函數(shù)圖見圖2。由圖2可見，幾種土壤指標的變異函數(shù)模型中各點變化相對來說比較穩(wěn)定，說明土壤TN、TP、有機質(zhì)的空間分布在較大尺度上受到自身結(jié)構(gòu)的影響。無草區(qū)土壤TN的變程值最小，自相關(guān)數(shù)約為7.56 m；有草區(qū)土壤TP的變程值最大，在小于8.68 m時，植株空間分布存在空間自相關(guān)。

2.3 有草區(qū)土壤性質(zhì)的差異性分析

有草區(qū)的TN、TP含量的塊金值均明顯小于無草區(qū)，有草區(qū)土壤營養(yǎng)元素含量分布具有較小的異質(zhì)性程度。說明不同的植物群落對TN、TP均能起到一定的的截留、富集作用。進一步研究不同植物群落的立地土壤的氮磷含量發(fā)現(xiàn)，在6個植物群落帶中，就表層來看，蘆葦＋香蒲群落總氮含量最高，達到3.19 mg／g，其次是蘆葦群落，總氮含量為 2.84 mg／g，而茅草、茅草＋黃蒿、香蒲、黃蒿群落的表層土壤的總氮含量均為1.5 mg／g左右。茅草群落的表層總磷含量最高，為0.96 mg／g，最小的蘆葦＋香蒲群落0.35 mg／g，變幅較小。水生植物要滿足自身的生長，必然對氮磷等營養(yǎng)元素具有一定的吸收、截留作用，在駱馬湖濱岸帶緩沖帶，有草區(qū)的空間變異性較小，說明不同的植物群落對氮磷的截留、富集效率差異不大。六種不同植物群落中，蘆葦＋香蒲群落土壤表層有機質(zhì)含量為65.33 mg／g；蘆葦群落立地土壤有機質(zhì)含量為37.12 mg／g，茅草、黃蒿等草本喬木群落有機質(zhì)含量低。這是由于香蒲、蘆葦?shù)韧λ参锿寥捞幱诟珊岛烷L期淹水之間，有機質(zhì)的含量相對較高。同時，挺水植物對養(yǎng)分的截留有較大貢獻。研究發(fā)現(xiàn)，土壤有機質(zhì)含量與土壤的質(zhì)地即土壤黏粒所占比例也有關(guān)系。茅草、黃蒿等草本喬木群落與湖泊有一定距離，因此土壤含水量較低，土壤顆粒較粗，通氣性較強，造成有機質(zhì)容易被分解，導致黃蒿、茅草等群落有機質(zhì)含量較低。因此，植物群落對有機質(zhì)的截留作用不明顯，有草區(qū)和無草區(qū)的有機質(zhì)含量的性質(zhì)較為接近。

3 討論

駱馬湖濱岸緩沖帶有草區(qū)TN、TP及有機質(zhì)的平均含量均大于無草區(qū)，說明植物對氮、磷、有機質(zhì)具有一定的截留、富集作用。水生植物為滿足自身生長需要對氮素的吸收實際是一種持留機制，不同種類的植物對土壤氮素的吸收富集能力也各不相同［13］。動植物殘體和生物固氮作用是濕地土壤氮素的兩個重要來源，還有一部分氮素來源于大氣降水［14］。濱岸帶土壤中的有機氮被分解后主要通過兩個途徑轉(zhuǎn)移，一部分氮素直接被植物體吸收利用，另一部分有機氮通過反硝化、氨揮發(fā)等作用重新回到大氣中［15］。天然濕地的濱岸帶土壤中磷素含量主要來源于成土母質(zhì)和動植物的殘體［16］。磷素在濕地生態(tài)系統(tǒng)中具有一定的穩(wěn)定性，這種穩(wěn)定態(tài)的存在對濕地來說非常重要，由于水文地理條件變化頻繁，磷素能夠從湖泊水體轉(zhuǎn)移到土壤中，被黏土吸附而留存于濕地濱岸帶土壤中［17］。土壤對磷的吸附能力還與植被覆蓋、干濕交替作用等因素有關(guān)。湖泊濱岸帶土壤中的有機質(zhì)含量是由湖泊生態(tài)系統(tǒng)中有機質(zhì)的輸入量與輸出量大小決定的。有機質(zhì)的輸入量依賴于動植物殘體的數(shù)量和殘體的腐蝕化系數(shù)。而輸出量主要包含植物對有機質(zhì)的分解和水土侵蝕兩方面，受p H、氧化還原電位等生物條件的影響［18］?？傮w來說，湖泊濱岸帶土壤的有機質(zhì)含量主要與土壤有機質(zhì)的礦化分解和動植物凋謝殘體、根系、河水周期性淹沒及大氣降水等外源有機物的輸入有關(guān)。所以，濱岸緩沖帶植物能夠通過吸收、截留、吸附、分解等作用減少湖泊水體中的碳、氮、磷的含量。

4 結(jié)論

（1）駱馬湖東南岸濱岸緩沖帶土壤TN含量為0.82～1.71 mg／g，TP含量為0.01～0.91 mg／g，有機質(zhì)含量為1.01～6.89 mg／g。有草區(qū)的TN、TP及有機質(zhì)的平均含量均大于無草區(qū)。

（2）無草區(qū)土壤TN、TP、有機質(zhì)含量分布具有較大的空間異質(zhì)性，有草區(qū)土壤營養(yǎng)元素含量分布具有較小的異質(zhì)性?？臻g變異大小順序為：無草區(qū)TP＞無草區(qū)TN＞有草區(qū)有機質(zhì)＞無草區(qū)有機質(zhì)＞有草區(qū)TP＞有草區(qū)TN。無草區(qū)TN、TP含量變異中，隨機因素和結(jié)構(gòu)性因素都起到重要作用，有草區(qū)的空間變異性主要受結(jié)構(gòu)性因素影響。

（3）在駱馬湖濱岸緩沖帶，不同的植物群落對氮磷的截留、富集效率差異不大；植物群落對有機質(zhì)的截留作用不明顯，有草區(qū)和無草區(qū)的有機質(zhì)含量的性質(zhì)較為接近。

（4）濱岸緩沖帶植物能夠通過吸收、截留、吸附、分解等作用減少湖泊水體中的碳、氮、磷的含量。其它區(qū)域的不同植物群落對不同污染物的截留作用、防止水土流失的作用、不同區(qū)域的最佳濱岸帶長度和坡度等有待進一步研究。

［1］ 趙杭美，由文輝，羅揚，等.濱岸緩沖帶在河道生態(tài)修復中的應用研究［J］.環(huán)境科學與技術(shù)，2008，31（4）：116-122.

［2］ 程洪，顏傳盛，李建慶，等.草本植物根系網(wǎng)的固土機制模式與力學試驗研究［J］.水土保持研究，2006，13（1）：62-65.

［3］ 顏昌宙，金相燦，趙景柱，等.湖濱帶的功能及其管理［J］.生態(tài)環(huán)境，2005，14（2）：294-298.

［4］ 郭彬，湯蘭，唐莉華，等.濱岸緩沖帶截留污染物機理和效果的研究進展［J］.水土保持研究，2010，17（6）：257-262.

［5］ 高大文，楊帆.濱岸緩沖帶在水源地農(nóng)業(yè)面源污染防治上的應用［J］.環(huán)境科學與技術(shù)，2010，33（10）：92-100.

［6］ 秦明周.美國土地利用的生物環(huán)境保護工程措施：緩沖帶［J］.水土保持學報，2001，15（1）：119-121.

［7］ 戴爾·米勒.美國的生物護岸工程［J］.水利水電快報，2000，21（24）：8-10.

［8］ 鄧紅兵，王青春，王慶禮，等.河岸植被緩沖帶與河岸帶管理［J］.應用生態(tài)學報，2001，12（6）：951-954.

［9］ 董鳳麗，袁峻峰，馬翠欣.濱岸緩沖帶對農(nóng)業(yè)面源污染NH＋4－N，TP的吸收效果［J］.上海師范大學學報：自然科學版，2004，33（2）：93-97.

［10］ 王敏，吳建強，黃沈發(fā)，等.不同坡度緩沖帶徑流污染凈化效果及其最佳寬度［J］.生態(tài)學報，2008，28（10）：4951-4956.

［11］ Naru malani S，Zhou Y C，Jensen J R.Application of remote sensing and geographic inf or mation system to the delineation and analysis of riparian buffer zones［J］.Aquatic Botany，1997，58（3／4）：393-409.

［12］ 吉國強，韓偉宏，趙國斌.不同緩沖帶植物在濱岸緩沖帶中的作用［J］.山西農(nóng)業(yè)科學，2011，39（8）：850-852.

［13］ 白軍紅，王慶改，余國營.吉林省向海沼澤濕地土壤中氮素分布特征及生產(chǎn)效應研究［J］.土壤通報，2002，33（2）：113-116.

［14］ 李秀珍，肖篤寧，胡遠滿，等.濕地養(yǎng)分截留功能的空間模擬：Ⅱ.模型的完善和應用［J］.生態(tài)學報，2002，22（4）：486-495.

［15］ 白軍紅，鄧偉，朱顏明.濕地生物地球化學過程研究進展［J］.生態(tài)學雜志，2002，21（1）：53-57.

［16］ Xie Y H，Yu D，Ren B.Effects of nitrogen and phosphorus availability on the ecomposition of aquatic plants［J］.Aquatic Botany，2004，80（1）：29-37.

［17］ 崔保山，楊志峰.濕地生態(tài)系統(tǒng)模型研究進展［J］.地球科學進展，2001，16（3）：352-355.

［18］ Wetzel R G，Comers H.The role of the littoral zone and detritus in lake merabolis m［J］.Aich Hydrobiology，1979，13：145-161.