基于GIS技術(shù)的土地利用變化對表層土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量的影響——以富錦市為例

苗正紅，楊清臣，邱中軍，畢 強(qiáng)，王宗明

（1.吉林省水利水電勘測設(shè)計(jì)研究院，長春130012；2.中國科學(xué)院 東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所，長春130021）

土地利用變化是影響陸地生態(tài)系統(tǒng)碳循環(huán)的最大因素之一，是引起土壤碳源／匯變化的重要原因［1］。土地利用對陸地生態(tài)系統(tǒng)碳儲(chǔ)量動(dòng)態(tài)變化的影響主要取決于生態(tài)系統(tǒng)類型和土地利用方式的變化，包括森林轉(zhuǎn)換為草地或者農(nóng)田、草地轉(zhuǎn)換為農(nóng)田以及耕地還林（草）等［2］。國內(nèi)外學(xué)者通過采樣分析數(shù)據(jù)研究了土地利用方式及其變化對土壤有機(jī)碳密度的影響［3－5］。Wang等認(rèn)為不同土地利用方式下的土壤有機(jī)碳密度也不同，各個(gè)類型中，濕地土壤有機(jī)碳密度最高，沙漠土壤有機(jī)碳密度最低［6］。Guo等對74個(gè)關(guān)于土地利用變化對土壤有機(jī)碳庫的影響的文獻(xiàn)結(jié)果進(jìn)行了meta－analysis分析，結(jié)果表明，從草地變?yōu)槿斯ち?、從森林變?yōu)槿斯ち趾娃r(nóng)田后土壤有機(jī)碳庫分別下降10%，13%和42%［7］。

三江平原是我國重要濕地保護(hù)地區(qū)，濕地面積約占全國的2%［8］，富錦市又是三江平原的重要腹地，1980年以來，三江平原土地利用發(fā)生巨大變化，特別是富錦市耕地面積逐步增加，該區(qū)墾殖率由1954年的16.4%增加至2009年的82.9%，尤其是水田有所增加，土地利用變化劇烈［9］，土壤有機(jī)碳空間分布必然發(fā)生變化，土地利用變化對土壤有機(jī)碳影響到底有多少還不確定。所以研究富錦市土地利用變化對土壤有機(jī)碳空間分布影響具有重要的意義。

本文以富錦市表層土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量為研究對象，基于1980年和2010年大量第一手的土壤剖面采樣數(shù)據(jù)，利用GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法，估算兩期富錦市表層土壤有機(jī)碳總儲(chǔ)量，分析土地利用變化對表層土壤有機(jī)碳空間分布影響。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

富錦市位于我國三江平原的重要地區(qū)，松花江下游，地處東經(jīng)131°25′—133°26′，北緯46°51′—47°31′。該地區(qū)主要是由河流沖積而形成的平原，地勢平坦。土壤類型復(fù)雜多樣，主要分布有白漿土、黑土、草甸土和沼澤土等。年平均溫度3.6℃左右，無霜期約為148 d，農(nóng)作物生長期約為143d，年均降水量約為339.5 mm，屬寒溫帶地區(qū)，溫濕同季。富錦市境內(nèi)有松花江等多條河流。富錦市土地面積約82萬hm2，其中耕地面積約61萬hm2。主要種植玉米、水稻和大豆。

1.2 數(shù)據(jù)及其預(yù)處理

在研究區(qū)選取水田、旱田、林地、草地、沼澤濕地五種類型土地覆被類型，1980年和2010年土地利用／覆蓋數(shù)據(jù)由Landsat TM遙感數(shù)據(jù)經(jīng)預(yù)處理、幾何糾正、圖像鑲嵌拼接和裁剪，并經(jīng)人工目視解譯得到，已進(jìn)行廣泛的地面調(diào)查、咨詢、驗(yàn)證和精度評價(jià)。1980年土壤有機(jī)碳數(shù)據(jù)來自于黑龍江省第二次土壤普查［10］，根據(jù)本研究的需要，從以上材料中獲取富錦市53個(gè)樣點(diǎn)，數(shù)據(jù)包括土壤剖面的地理位置、土壤類型、土地利用／覆被狀況、土層厚度、表層（0—30cm）土壤容重、土壤有機(jī)質(zhì)含量等基本參數(shù)。依據(jù)Bemmelen換算系數(shù)（0.58）及單位轉(zhuǎn)換系數(shù)（10）將有機(jī)質(zhì)含量換算為有機(jī)碳含量。我們于2010年在富錦調(diào)查了51處樣地。2010年采樣選擇是以1980年采樣的時(shí)間、主要類型和分布情況為依據(jù)，進(jìn)行采樣布點(diǎn)。1980年和2010年調(diào)查點(diǎn)基本覆蓋了研究區(qū)主要的土壤類型和覆被類型，空間分布合理，基本能夠代表富錦的植被特征、土壤特征及土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量等信息。

在每個(gè)采樣點(diǎn)周圍取三個(gè)點(diǎn)，混合土樣，四分法取樣，其中濕地采樣方法是在每個(gè)采樣點(diǎn)選擇3塊4 m×4m的樣地，采樣前先去除地表未腐解的凋落物，采用多點(diǎn)混合采樣法采集0—30cm深度的土壤樣品，裝入無菌袋中.采集的土樣迅速帶回實(shí)驗(yàn)室，剔除可見的動(dòng)、植物殘?bào)w和石塊，用四分法取出適量土壤樣品用于測定土壤有機(jī)碳。本研究采用重鉻酸鉀外加熱氧化法測定土壤有機(jī)碳含量［11］。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)與地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

本文選用均值、最大值、最小值、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)、偏度系數(shù)和峰度系數(shù)來進(jìn)行土壤性質(zhì)的描述行統(tǒng)計(jì)分析，其中偏度系數(shù)和峰度系數(shù)是用來確定數(shù)據(jù)是否服從正態(tài)分布［12］。應(yīng)用地統(tǒng)計(jì)學(xué)的前提是數(shù)據(jù)應(yīng)符合正態(tài)分布，正態(tài)分布性直接影響到插值結(jié)果的精度。對數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)時(shí)，如果原始數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布應(yīng)將其進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換，使轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)符合或基本符合正態(tài)分布，數(shù)據(jù)正態(tài)分布的檢驗(yàn)采用偏度峰度聯(lián)合檢驗(yàn)法［13］，通過計(jì)算得出，當(dāng)偏度系數(shù)為0，峰度系數(shù)的絕對值小于3時(shí)，土壤性質(zhì)數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，并且這兩個(gè)數(shù)值越接近于0，數(shù)據(jù)的正態(tài)分布性越好，此時(shí)利用克里格插值的精度越高。Microsoft Excel和SPSS用來計(jì)算統(tǒng)計(jì)參數(shù)，利用面積權(quán)重法來計(jì)算不同土地覆被的土壤有機(jī)碳密度和儲(chǔ)量。

半變異函數(shù)是描述土壤特性空間變異結(jié)構(gòu)的一個(gè)函數(shù)，我們通過決定系數(shù)R2來決定，并綜合考慮RSS（殘差）、塊金值和有效距離確定來最優(yōu)的半變異函數(shù)理論模型。計(jì)算公式如下：

式中：r（h）——樣本距為h的半方差；h——樣本距（變程lag）；N（h）——間距為h的樣本對的總個(gè)數(shù)；z（xi）——樣本z在位置xi的實(shí)測值；z（xi＋h）——與xi距離為h處樣本的值。

Kriging方法是根據(jù)半方差函數(shù)分析提供的空間自相關(guān)程度的信息進(jìn)行插值，將未測定處x0的估計(jì)值Z′（x0）假設(shè)為已知觀測值的線性和，見公式（2）［14］：

式中：λi——與測點(diǎn)有關(guān)的加權(quán)系數(shù)。基于半方差函數(shù)，Kriging插值可根據(jù)無偏估計(jì)和方差最小兩項(xiàng)要求來確定。

本文利用GS＋和VARIOWIN軟件來計(jì)算半變異函數(shù)及確定最優(yōu)模型［15］，模型的最佳指數(shù)值（IGF）在0.000 5～0.005 9，表示該模型模擬效果最佳。ArcGIS 10.1進(jìn)行空間插值和制圖。

1.4 土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量計(jì)算方法

國際上關(guān)于表層土壤碳儲(chǔ)量的估算一般采用0—30cm深度來進(jìn)行［16］，所以本文參考此深度計(jì)算表層土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量，參考楊元合［17］所提出的方法進(jìn)行土壤表層有機(jī)碳密度的估算，公式如下：

2.1 開發(fā)主體環(huán)保意識(shí)薄弱 旅游資源作為一種資源，不論是可再生還是不可再生，在其使用過程中不可避免會(huì)受到破壞，絕大多數(shù)生態(tài)旅游資源都具有破壞容易恢復(fù)難的特性。隨著景區(qū)知名度的提升，加上游客日益多樣化的需求，旅游目的地不得不想辦法對資源進(jìn)行深度的挖掘和再次開發(fā)。受經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)使，常常使得旅游開發(fā)具有盲目性，可能會(huì)使得資源過度開發(fā)而超過自身恢復(fù)限度。張家界國家森林公園，由于對修建性建設(shè)項(xiàng)目控制不夠，造成水質(zhì)污染，曾被聯(lián)合國教科文組織亮出黃牌警告，當(dāng)?shù)卣疄榱嘶謴?fù)景區(qū)原貌，花費(fèi)了上億元人民幣。

式中：h——土 壤 深 度 （cm），SOCDh，BDh，SOCh和Ch——h深度處的有機(jī)碳密度（g／cm2），土壤容重（g／cm3），土壤有機(jī)碳含量（g／kg），大于2mm 的礫石含量（%），由于富錦為平原區(qū)，表層土壤＞2mm粒徑的顆?？梢院雎圆挥?jì)。

2 結(jié)果與分析

2.1 富錦市土壤有機(jī)碳密度描述性特征

根據(jù)偏度峰度聯(lián)合檢驗(yàn)法和表1中對偏度系數(shù)和峰度系數(shù)的計(jì)算，可以看出，1980年表層土壤有機(jī)碳密度和對數(shù)轉(zhuǎn)換后均符合正態(tài)分布，而2010年表層土壤有機(jī)碳密度（SOCD）不符合正態(tài)分布，但是對數(shù)轉(zhuǎn)換后符合正態(tài)分布，所以1980年和2010年數(shù)據(jù)均可以進(jìn)行空間插值。

1980年富錦市表層土壤有機(jī)碳密度平均值為12.62kg／m2，而2010年其平均值有所下降，1980年表層土壤有機(jī)碳最大值為30.21kg／m2，高于2010年的18.94kg／m2，2010年表層土壤有機(jī)碳密度最小，值為6.36kg／m2。

表1 1980年和2010年富錦市表層（0－30cm）土壤有機(jī)碳密度 kg／m2

2.2 半變異函數(shù)確定

從表2中可以看出，1980年和2010年表層土壤有機(jī)碳密度的半變異函數(shù)是球面模型和指數(shù)模型，IGF值分別為0.004 25，0.003 82，表示屬于最佳擬合。

1980年和2010年的塊金效應(yīng)為41.92%和34.1%（25%～75%），表示其具有中等的空間相關(guān)性，主要是由于土壤母質(zhì)、地形、土壤類型等內(nèi)在原因以及人為干擾（利用方式、耕作措施等）的外在原因引起的變異?？臻g相關(guān)性有所削弱。

表2 表層土壤有機(jī)碳密度半變異函數(shù)確定

2.3 1980年，2010年富錦市土地利用時(shí)空變化特征

表3為富錦市1980—2010年土地利用面積變化統(tǒng)計(jì)表。從中可以看出，富錦市1980年不同土地利用類型中旱地面積最大，為4 657.30km2，主要分布該地區(qū)的西部和北部，其次為沼澤濕地，面積2 924.38 km2，主要分布在東南部地區(qū)，2010年不同土地利用類型中，雖然旱地面積仍為最大，但是水田面積迅速增加，為2 954.90km2，沼澤濕地面積減少為613.17 km2，主要分布在東南邊緣地區(qū)。兩年中未利用地面積均為最小，且變化較小。

30a來，沼澤濕地、旱地和草地均有減少，其中沼澤濕地變化最大，共減少了2 311.22km2，主要減少分布在富錦市的中部和西南部。水田、林地和水體的面積均有所增加，其中水田增加的面積最大，為2 834.22km2，主要分布在北部地區(qū)。林地增加的面積最小，增加面積為18.07km2。

表3 1980年和2010年富錦市土地利用變化統(tǒng)計(jì) km2

2.4 富錦市土壤有機(jī)碳時(shí)空分布特征

富錦市土壤有機(jī)碳庫（0—30cm）在1980—2010年期間呈現(xiàn)降低趨勢，1980年富錦市土壤有機(jī)碳庫為107.12Tg C，2010年富錦市土壤有機(jī)碳庫為94.39Tg C，三十年間減少的土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量為12.73Tg C，減少了13.49%。其中水田的土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量增加的最多，增加量為33.30Tg C，其年均增加率為1.11Tg C／年。沼澤濕地土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量減少了38.93Tg C，其年均損失率為1.30Tg C／年（表4）。1980年各個(gè)土地覆被類型土壤有機(jī)碳庫從大到小順序?yàn)楹档兀菊訚蓾竦兀玖值兀静莸兀舅铩６?010年各個(gè)土地覆被類型土壤有機(jī)碳庫從大到小順序?yàn)楹档兀舅铮菊訚蓾竦兀玖值兀静莸?。兩期土壤有機(jī)碳密度最高的植被類型為沼澤濕地，旱地的土壤有機(jī)碳密度最小，1980年和2010年分別為10.89 kg C／m2，9.04kg C／m2，30a來，不同植被類型土壤有機(jī)碳密度均有所下降，沼澤濕地變化最大，減少了3.06kg C／m2。林地變化最小。

表4 不同土地覆蓋類型土壤有機(jī)碳平均密度和儲(chǔ)量統(tǒng)計(jì)

圖1為1980，2010年富錦土壤有機(jī)碳密度（0—30cm）的空間分布圖。從圖中可以看出，兩期土壤有機(jī)碳密度表現(xiàn)出較大的空間變異，具體表現(xiàn)為1980年富錦市的中部和東北部土壤有機(jī)碳密度較高，表層土壤有機(jī)碳多數(shù)大于16kg／m2，而中西部和東部地區(qū)較低，多少低于6kg／m2。2010年表層土壤有機(jī)碳密度分布特征是研究區(qū)的東南地區(qū)和西北地區(qū)土壤有機(jī)碳密度的值較高，多數(shù)值在12kg／m2以上。從兩期對比來看，富錦表層土壤有機(jī)碳密度30a來變化比較明顯，整體呈現(xiàn)減少趨勢。

圖1 富錦市1980年和2010年表層土壤有機(jī)碳密度空間分布

本文用2010年富錦表層土壤有機(jī)碳密度空間數(shù)據(jù)減去1980年表層土壤有機(jī)碳密度空間數(shù)據(jù)，最后得到1980—2010年富錦土壤有機(jī)碳密度（0—30cm）相對變化空間分布圖（圖2）。從圖中可以看出，三十年來，富錦表層土壤有機(jī)碳密度東北和中南地區(qū)空間變異較大，研究區(qū)東北部呈現(xiàn)增加的趨勢，相對變化值在0值以上，中南地區(qū)呈現(xiàn)相對減少趨勢，減少值多數(shù)小于10kg／m2。

圖2 富錦市1980－2010年土壤有機(jī)碳密度相對空間變化

2.5 土地利用變化對表層土壤有機(jī)碳變化的影響

（1）沼澤濕地開墾對土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量影響。30a來，由于沼澤濕地開墾導(dǎo)致富錦市表層土壤有機(jī)碳損失量為10.57Tg C，這說明沼澤濕地開墾對表層土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量影響較大，1980—2010年富錦大部分土壤有機(jī)碳損失量來源于沼澤濕地轉(zhuǎn)變?yōu)楹堤?，其表層損失的土壤有機(jī)碳量為8.87Tg C，年變化率為173.92tC／（km2·a），要高于轉(zhuǎn)化為水田的年變化率。這說明濕地開墾后，水田的土壤有機(jī)碳要明顯高于旱地（表5）。

表5 沼澤濕地轉(zhuǎn)化農(nóng)田對土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量的影響

（2）水田增加對土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量的影響。三十年來，富錦市旱地轉(zhuǎn)化水田的面積為2 292.29km2，占水田面積增加的80%以上，這表明水田增加主要來源于旱地的轉(zhuǎn)化。富錦市旱地轉(zhuǎn)化成水田導(dǎo)致土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量增加為10.20Tg C，占水田土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量增加的1／3，其年變化率為148.32tC／（km2·a），這說明水田儲(chǔ)量增加除受土地利用變化影響外，還可能與農(nóng)業(yè)施肥、氣候變化和政府政策等有關(guān)系。

3 結(jié) 論

本文采樣地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS方法，利用1980年和2010年土壤有機(jī)碳數(shù)據(jù)，分析兩期富錦表層土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量時(shí)空分布特征，并分析土地利用變化對其影響。具體結(jié)論如下：

（1）富錦市30a來土地利用變化較為劇烈，主要表現(xiàn)為沼澤濕地減少，共減少了2 311.22km2，主要分布在富錦市的中部和西南部。水田、林地和水體的面積均有所增加。

（2）富錦市土壤有機(jī)碳庫（0—30cm）在1980—2010年期間呈現(xiàn)降低趨勢，30a間減少的土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量為12.73Tg C。兩期土壤有機(jī)碳密度中最高的植被類型為沼澤濕地，旱地的土壤有機(jī)碳密度最小。不同植被類型土壤有機(jī)碳密度均有所下降，沼澤濕地變化最大。

（3）從空間上看，1980—2010年富錦土壤有機(jī)碳空間變化呈現(xiàn)減少趨勢。富錦表層土壤有機(jī)碳密度東北和中南地區(qū)空間變異較大，研究區(qū)東北部呈現(xiàn)增加的趨勢，相對變化值在0值以上，中南地區(qū)呈現(xiàn)減少趨勢。

（4）沼澤濕地開墾和旱地改水田這兩種土地利用變化是影響富錦市土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量變化的主要原因，其中沼澤濕地開墾導(dǎo)致富錦市表層土壤有機(jī)碳損失量為10.57Tg C。

［1］ Watson R T，Noble I R，Bolin B，et al.Land use，landuse change and forestry：a special report of the Intergovernmental Panel on Climate Change［M］.Cambridge，UK：Cambridge University Press，2000.

［2］ 周廣勝，王玉輝，蔣延玲，等.陸地生態(tài)系統(tǒng)類型轉(zhuǎn)變與碳循環(huán)［J］.植物生態(tài)學(xué)報(bào)，2002，26（2）：250－254.

［3］ Jiang Y，Zhang Y G，Liang W J，et al.Profile distribu－tion and storage of soil organic carbon in an aquic brown soil as affected by land use［J］.Agricultural Sciences in China，2005，4（3）：199－206.

［4］ 汪明霞，朱志鋒，劉凡等.江漢平原不同土地利用方式下農(nóng)田土壤有機(jī)碳組成特點(diǎn)［J］.水土保持研究，2012，19（6）：24－28.

［5］ 史利江，鄭麗波，梅雪英.上海市不同土地利用方式下的土壤碳氮特征［J］.應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2010，21（9）：2279－2287.

［6］ Wang S，Tian H，Liu J，et al.Pattern and change of soil organic carbon storage in China：1960s—1980s［J］.Tellus B，2003，55（2）：416－427.

［7］ Guo L B，Gifford R M.Soil carbon stocks and land use change：a meta analysis［J］.Global Change Biology，2002，8（4）：345－360.

［8］ Wang Z，Song K，Ma W，et al.Loss and fragmentation of marshes in the Sanjiang Plain，Northeast China，1954—2005［J］.Wetlands，2011，31（5）：945－954.

［9］ 杜國明，潘濤，尹哲睿，等.水田化進(jìn)程中的富錦市耕地景觀格局演化規(guī)律［J］.應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2015，26（1）：207－214.

［10］ 黑龍江省統(tǒng)計(jì)局.黑龍江統(tǒng)計(jì)年鑒1986—2010［M］.北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2011.

［11］ Nelson D W，Sommers L E.Total carbon，organic carbon，and organic matter［J］.Methods of soil analysis.Part 2.Chemical and microbiological properties，1982（methodsofsoilan2）：539－579.

［12］ Liu D，Wang Z，Zhang B，et al.Spatial distribution of soil organic carbon and analysis of related factors in croplands of the black soil region，Northeast China［J］.Agriculture，Ecosystems ＆ Environment，2006，113（1）：73－81.

［13］ 臘貴曉，顧懷勝，劉國順，等.喀斯特地區(qū)煙田土壤養(yǎng)分的空間變異特征［J］.水土保持研究，2012，19（3）：48－54.

［14］ 政權(quán).地統(tǒng)計(jì)學(xué)及在生態(tài)學(xué)中的應(yīng)用［M］.北京：科學(xué)出版社，1999.

［15］ Pannatier Y.VARIOWIN：Software for spatial data analysis in 2D ［M］.Springer Science ＆ Business Media，2012.

［16］ Lévesque J，King D J.Airborne digital camera image semivariance for evaluation of forest structural damage at an acid mine site［J］.Remote Sensing of Environment，1999，68（2）：112－124.

［17］ 楊元合.青藏高原高寒草地生態(tài)系統(tǒng)碳氮儲(chǔ)量［D］.北京：北京大學(xué)，2008.