浙北某縣域耕地土壤重金屬空間分異特征、污染評(píng)價(jià)及來(lái)源分析

呂悅風(fēng)，孫 華

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境與城鄉(xiāng)規(guī)劃系，南京 210095）

據(jù)原環(huán)保部和原國(guó)土資源部聯(lián)合發(fā)布的《全國(guó)土壤污染狀況調(diào)查公報(bào)》顯示，我國(guó)整體耕地土壤環(huán)境質(zhì)量堪憂，其中以重金屬造成的污染最為嚴(yán)重［1］。目前由重金屬污染導(dǎo)致我國(guó)每年糧食減產(chǎn)超過(guò)1000萬(wàn)t，直接經(jīng)濟(jì)損失高達(dá)200億元，同時(shí)鎘米、砷毒、血鉛等重金屬污染事件更是帶來(lái)了經(jīng)濟(jì)利益和人類健康的雙重?fù)p害，土壤重金屬污染已成為社會(huì)各界關(guān)注的熱點(diǎn)［2-3］。土壤重金屬污染比較復(fù)雜，污染來(lái)源多途徑，既有來(lái)自區(qū)域地球化學(xué)與成土過(guò)程的內(nèi)源影響，又有工礦企業(yè)快速發(fā)展和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等人為活動(dòng)的外源影響，而且不同重金屬元素的空間分布特點(diǎn)差異較大，常規(guī)方法又往往難以清晰描述。土壤重金屬污染的評(píng)價(jià)方法多種多樣，歸納起來(lái)主要有：得分指數(shù)法［4］、富集因素法［5］、模糊綜合評(píng)價(jià)法［6-7］、地累積指數(shù)法［8］、BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型［9］等等，這些評(píng)價(jià)方法依托相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，通過(guò)量化各類重金屬污染得分對(duì)點(diǎn)位污染情況進(jìn)行分等定級(jí)。近年來(lái)，地統(tǒng)計(jì)學(xué)的快速發(fā)展推動(dòng)了土壤重金屬空間分布特征方面的研究，可以從空間角度對(duì)重金屬來(lái)源與影響作出解釋［10］。我國(guó)的重金屬污染調(diào)查、分析評(píng)價(jià)與治理大多以縣域?yàn)閱挝婚_(kāi)展，因此，研究縣域范圍土壤重金屬的含量與空間分布特征，綜合污染評(píng)價(jià)對(duì)耕地保護(hù)利用、污染治理與農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義與指導(dǎo)作用［11］。

本文選擇浙江省北部一個(gè)典型的農(nóng)業(yè)產(chǎn)糧大縣為研究對(duì)象，通過(guò)采樣與檢測(cè)As、Hg、Cr、Cd、Pb五種重金屬的含量，結(jié)合地統(tǒng)計(jì)學(xué)與GIS技術(shù)，從數(shù)值統(tǒng)計(jì)、空間分布特征與污染評(píng)價(jià)等方面深入探索研究區(qū)耕地土壤重金屬污染與成因。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)位于浙江省北部，地理坐標(biāo)為北緯30°43′～31°11′，東經(jīng)119°33′～120°06′，總面積1430 km2，其中耕地面積443.7 km2。該區(qū)域地屬亞熱帶氣候，光照充足、氣候溫和、雨熱同季、溫光協(xié)調(diào)，年平均氣溫15.6℃，年降水量達(dá)到1309 mm，土壤以水稻土與紅壤為主，主要由河流沖積母質(zhì)、石質(zhì)低山丘陵殘積母質(zhì)發(fā)育而來(lái)［13-14］。研究區(qū)域總體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平較高，是重要的糧油魚?；兀?4］，區(qū)域內(nèi)工礦企業(yè)尤其是耐火材料、石礦、水泥、蓄電池等產(chǎn)業(yè)發(fā)展成熟［12］。

1.2 樣品采集與分析

土壤樣品采集時(shí)間為2015年6月，綜合考慮連片耕地面積大小、種植方式與土壤類型，共采集水田土壤有效采樣點(diǎn)87個(gè)，旱地土壤有效采樣點(diǎn)180個(gè)（用土鉆垂直取0～20 cm耕層土樣），采樣點(diǎn)總計(jì)267個(gè)，具體分布如圖1所示。

圖1 研究縣區(qū)土壤采樣點(diǎn)分布圖Figure 1 Distribution of soil sampling points in the county area

樣本通過(guò)風(fēng)干與粗篩后，用木棍碾碎，使其全部通過(guò)2 mm的尼龍篩后充分混合待測(cè)。As、Hg含量分析用原子熒光光譜法（GBT 22105—2008）；Pb、Cd含量分析用石墨爐原子吸收光譜法（GB/T 17141—1997）；Cr含量分析用火焰原子吸收光譜法（NY/T 1121.21—2006）［15］，測(cè)定過(guò)程中，所有樣品均平行試驗(yàn)2次，且相對(duì)誤差控制在5%范圍內(nèi)，確保實(shí)驗(yàn)結(jié)果真實(shí)可信。

1.3 土壤重金屬污染評(píng)價(jià)方法

1.3.1 單因子及內(nèi)梅羅污染指數(shù)法

土壤中某一重金屬元素污染評(píng)價(jià)常采用單因子污染指數(shù)法。其計(jì)算公式如下：

式中：Pi為土壤中重金屬元素i的環(huán)境質(zhì)量指數(shù)；Ci為污染物實(shí)測(cè)濃度；Si為土壤環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)。

單因子污染指數(shù)只能反映單個(gè)污染物對(duì)土壤的污染程度，不能綜合反映土壤整體污染狀況［16］。而綜合污染指數(shù)法（又稱內(nèi)梅羅綜合污染指數(shù)法）既考慮了單因子污染指數(shù)的平均值以及最高值，又能突出多種污染物的綜合作用。綜合污染指數(shù)法計(jì)算公式如下：

式中：P綜為內(nèi)梅羅綜合指數(shù)，Pave與Pmax分別為單因子污染指數(shù)中的平均值與最大值。綜合評(píng)價(jià)指數(shù)分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表1，土壤重金屬標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表2。

1.3.2 改進(jìn)的模糊綜合評(píng)價(jià)法

土壤重金屬污染具有很強(qiáng)的漸變性與模糊性，而模糊綜合評(píng)價(jià)法能夠很好地消除污染因子間相互作用帶來(lái)的誤差影響[6]，因此該方法被廣泛運(yùn)用于以采樣點(diǎn)為評(píng)價(jià)主體的重金屬污染評(píng)價(jià)中。由于傳統(tǒng)模糊綜合評(píng)價(jià)法通過(guò)人為設(shè)定權(quán)重評(píng)價(jià)各類重金屬污染分級(jí)，客觀性較弱，也無(wú)法反映某些低濃度高毒性污染物的影響程度[5]。為此，本研究引入熵值法的研究思路與毒性響應(yīng)系數(shù)的概念，構(gòu)建基于污染物毒性系數(shù)與熵值法加權(quán)改進(jìn)的模糊綜合評(píng)價(jià)法，使之能更加準(zhǔn)確地反映重金屬污染的實(shí)際情況與影響，改進(jìn)后的模糊綜合評(píng)價(jià)方法構(gòu)建如下：

（1）隸屬函數(shù)設(shè)定：本文利用降半梯形分布設(shè)定分段隸屬函數(shù)，構(gòu)建因子評(píng)價(jià)矩陣。

一級(jí)土壤重金屬環(huán)境質(zhì)量的隸屬度函數(shù)可以用公式3表示：

污染因子從2級(jí)到j(luò)級(jí)的隸屬度函數(shù)可以用公式4表示：

第j級(jí)的隸屬度函數(shù)詳見(jiàn)公式5：

將各單因子評(píng)價(jià)集的隸屬度組成單因子評(píng)價(jià)矩陣R：

式中：Xi為土壤中第i個(gè)重金屬因子含量的實(shí)測(cè)值；Si，j為第i個(gè)重金屬評(píng)價(jià)因子對(duì)應(yīng)的第j級(jí)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值；m為設(shè)定的整數(shù)目，1＜m＜j。以本研究地區(qū)土壤背景值［17］、《食用農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)》（HJ-233—2006）和《土壤環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》（GB 15618—2018）作為主要評(píng)價(jià)依據(jù)，構(gòu)建土壤樣點(diǎn)重金屬污染程度三級(jí)標(biāo)準(zhǔn)［6］，即j=3。

（2）權(quán)重向量設(shè)定：考慮到熵權(quán)法能夠根據(jù)決策者信息量大小確定各重金屬評(píng)價(jià)因子權(quán)重，能有效消除最大值與異常值的相關(guān)影響，同時(shí)毒性響應(yīng)系數(shù)可以更好地體現(xiàn)不同濃度與毒性重金屬產(chǎn)生的綜合影響［18］，因此本研究引入熵權(quán)法與毒性響應(yīng)系數(shù)，對(duì)傳統(tǒng)模糊綜合評(píng)價(jià)法中的權(quán)重向量設(shè)定進(jìn)行改進(jìn)，使最終的評(píng)價(jià)結(jié)果更為合理客觀。具體步驟如下：

表1 綜合評(píng)價(jià)指數(shù)分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)Table 1 Comprehensive evaluation index grading standard

表2 土壤重金屬元素相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)（mg·kg-1）Table 2 Soil heavy metal elements related standards（mg·kg-1）

第一步：構(gòu)建原始數(shù)據(jù)向量矩陣：

式中：xij為第i個(gè)采樣點(diǎn)第j項(xiàng)污染物因子的實(shí)測(cè)濃度。

第二步：標(biāo)準(zhǔn)化處理，將污染物濃度與毒性響應(yīng)系數(shù)加權(quán)疊加的和進(jìn)行歸一化處理。

式中：Pi與 Ci均為過(guò)程向量且重金屬 i的毒性響應(yīng)系數(shù)[19]，其中 TAs=10、THg=40、TCr=2、TCd=30、TPb=5；

考慮到熵值計(jì)算中Pij=0時(shí)ln Pij沒(méi)有意義，需要對(duì)Pij進(jìn)行修正：

第三步：計(jì)算各指標(biāo)的熵值和權(quán)重：

式中：ej表示第j個(gè)重金屬因子的信息熵；Wj表示第j個(gè)重金屬因子的指標(biāo)權(quán)重。

2 結(jié)果與討論

2.1 土壤重金屬含量統(tǒng)計(jì)分析

對(duì)267個(gè)土樣中的As、Hg、Cr、Cd、Pb五種重金屬元素進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)（表3）。五種重金屬元素的含量均值分別為 8.17、0.211、67.03、0.224、37.26 mg·kg-1，均符合國(guó)家土壤環(huán)境質(zhì)量二級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)各重金屬中位數(shù)值均小于平均值，濃度整體偏向最小值方向。

通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)差與均值的比值可以有效反映各采樣點(diǎn)平均變異程度。五種重金屬變異系數(shù)分別為0.37、0.52、0.19、0.63、0.20，其中重金屬元素Cd、Hg變異系數(shù)較大，空間變異相對(duì)顯著，屬于強(qiáng)變異，易受人為活動(dòng)影響；Pb、Cr的變異系數(shù)較小，分別為0.20和0.19，空間變異相對(duì)不顯著，屬于弱變異，說(shuō)明這兩種元素受外界影響較小，可能具有一定的同源性。

2.2 土壤重金屬污染空間分異特征

2.2.1 重金屬元素正態(tài)性檢驗(yàn)

自然背景下，土壤中的元素含量一般呈正態(tài)分布或?qū)?shù)正態(tài)，但在人為活動(dòng)的干擾下會(huì)造成土壤元素含量的偏態(tài)分布?？梢赃\(yùn)用半方差分析進(jìn)行空間分異研究，但前提需對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)以減小數(shù)據(jù)本身帶來(lái)的估計(jì)誤差。本研究采用非參數(shù)檢驗(yàn)法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)正態(tài)性，并對(duì)無(wú)法通過(guò)K-S檢驗(yàn)的重金屬做對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后再次進(jìn)行K-S檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

結(jié)果顯示：研究區(qū)內(nèi)的各類重金屬都呈現(xiàn)一定程度的右高偏，說(shuō)明當(dāng)?shù)赝寥来嬖谝欢ǔ潭鹊闹亟饘僭氐母患F(xiàn)象。其中Cr元素通過(guò)K-S檢驗(yàn)（P＞0.05），符合正態(tài)分布，As、Hg、Cd、Pb元素經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后可以通過(guò)K-S檢驗(yàn)，分布類型屬于對(duì)數(shù)正態(tài)分布。

2.2.2 土壤重金屬空間異質(zhì)性分析

采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件GS+9.0，選擇線性（Linear）、球狀（Spherical）、指數(shù)（Exponential）、高斯（Gaussian）四種模型對(duì)土壤重金屬進(jìn)行空間擬合，并根據(jù)擬合度R2值、殘差平方和RSS為依據(jù)選取擬合度最好的模型（表5）。

表3 研究區(qū)域土壤重金屬元素描述性統(tǒng)計(jì)（n=267）Table 3 Descriptive statistics of heavy metal elements in the study area（n=267）

表4 土壤重金屬含量數(shù)據(jù)分布特征參數(shù)及其K-S檢驗(yàn)Table 4 Soil heavy metal content data distribution parameter and K-S test pressure

根據(jù)半方差函數(shù)擬合模型可知，As、Hg、Cr的最佳擬合模型為指數(shù)模型，Cd最佳擬合模型為高斯模型，Pb最佳擬合模型為球狀模型。擬合模型反映了土壤重金屬的空間分布特征，其空間變異主要由其所處的區(qū)域因素與人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)因素等共同作用決定。比較五種重金屬的塊金值/基臺(tái)值（其值大小反映了系統(tǒng)變量的空間相關(guān)程度）可以發(fā)現(xiàn)，As、Hg、Cr、Cd、Pb的塊基比C0/（C+C0）分別為0.352、0.780、0.315、0.413與0.446，Hg元素的塊基比大于0.75，屬于空間弱相關(guān)，其空間變異受隨機(jī)因子影響顯著，較易受到外源污染物影響。As、Cr、Cd、Pb的塊基比均處于0.25～0.75之間，區(qū)域內(nèi)這些重金屬元素除了受內(nèi)在成土因子影響之外，也受到了一些外在因子（耕作、施肥、人為污染）的相對(duì)影響。

2.3 土壤重金屬污染評(píng)價(jià)

根據(jù)土壤pH與重金屬測(cè)定數(shù)據(jù)，結(jié)合相關(guān)土地質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，計(jì)算得到單因子污染物指數(shù)法與內(nèi)梅羅綜合指數(shù)法下的污染指數(shù)值（表6）。根據(jù)結(jié)果可知：?jiǎn)我蜃又笖?shù)P1均值均小于1，由大到小順序?yàn)镠g＞Cd＞Pb＞As＞Cr；整體內(nèi)梅羅綜合指數(shù)P綜為0.631＜1，研究區(qū)重金屬含量較低，整體符合農(nóng)業(yè)部土壤環(huán)境質(zhì)量二級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，屬于清潔水平；對(duì)比污染點(diǎn)位可知，As、Hg、Cr、Cd、Pb超標(biāo)樣點(diǎn)數(shù)量分別為1、26、0、16、0個(gè)，污染主要以Hg、Cd為主；比較污染程度可知，污染主要為輕微污染，污染程度較低。與環(huán)境保護(hù)部公布的《全國(guó)土壤污染狀況調(diào)查公報(bào)》結(jié)果相比，該縣Hg的點(diǎn)位超標(biāo)率達(dá)到9.7%，高于全國(guó)平均水平，Cd的點(diǎn)位超標(biāo)率達(dá)到6.0%，接近全國(guó)平均水平，As、Cr、Pb元素較為清潔。

表5 土壤重金屬的半方差函數(shù)模型類型及參數(shù)Table 5 The type and parameters of the semi variance function model of heavy metals in soil

表6 基于單因子與內(nèi)梅羅指數(shù)法的重金屬污染評(píng)價(jià)結(jié)果Table 6 Evaluation of heavy metal pollution based on single factor and Nemerow index method

為了進(jìn)一步反映土壤重金屬污染空間分布，準(zhǔn)確描述重金屬的空間分布特征及地理位置，通過(guò)Arc?GIS的空間插值得到重金屬污染分布情況（圖2）。研究區(qū)域內(nèi)屬清潔土地占全縣土地面積的74.96%，同時(shí)也有21.90%的耕地土壤重金屬污染已處于“警戒級(jí)”與“尚清潔”狀態(tài)，需要引起相關(guān)部門的重視。另有3.14%的土地出現(xiàn)輕度污染及以上等級(jí)，出現(xiàn)的污染區(qū)域主要以該縣政府所在地的P鎮(zhèn)（實(shí)地調(diào)查發(fā)現(xiàn)該鎮(zhèn)是研究區(qū)內(nèi)電鍍與蓄電池行業(yè)重點(diǎn)分布區(qū)塊）以及南部工業(yè)重鎮(zhèn)C鎮(zhèn)為中心向外呈現(xiàn)面狀分布。

圖2 內(nèi)梅羅指數(shù)空間分布Figure 2 Spatial distribution of Nemero exponent

由于內(nèi)梅羅綜合指數(shù)法在評(píng)價(jià)過(guò)程中會(huì)突出污染指數(shù)最大的污染物對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響和作用，故此方法對(duì)環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)的靈敏度欠佳，會(huì)在一定程度上增加重度污染的范圍。為此，本文進(jìn)一步用模糊綜合評(píng)價(jià)法，對(duì)采樣點(diǎn)污染程度進(jìn)行計(jì)算分析。結(jié)果如圖3所示，在研究區(qū)267個(gè)采樣點(diǎn)中，有9個(gè)樣點(diǎn)偏向Ⅲ級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，178個(gè)樣點(diǎn)偏向Ⅱ級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，80個(gè)樣點(diǎn)偏向Ⅰ級(jí)標(biāo)準(zhǔn)。由此可見(jiàn)研究區(qū)內(nèi)大部分土壤采樣點(diǎn)符合國(guó)家《食用農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)》，僅有少量采樣點(diǎn)偏向Ⅲ級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，存在一定的污染情況。這與內(nèi)梅羅污染評(píng)價(jià)的結(jié)果基本一致，進(jìn)一步說(shuō)明研究區(qū)內(nèi)土壤整體狀況良好，僅少量污染主要分布在蓄電池與電鍍行業(yè)等密集分布的縣城周圍，且污染主要以Hg-Cd元素伴生的形式存在。

圖3 模糊綜合評(píng)價(jià)法不同等級(jí)樣點(diǎn)分布Figure 3 Different grade point distribution of fuzzy comprehensive evaluation method

2.4 土壤重金屬來(lái)源分析

2.4.1 重金屬相關(guān)性與主成分分析

不同重金屬元素之間存在相互聯(lián)系，并能通過(guò)元素間的相關(guān)性得到體現(xiàn)。觀察表7重金屬相關(guān)性分析可發(fā)現(xiàn)，Cd-As、Cd-Hg、Pb-As、Pb-Hg、Pb-Cd在0.01或0.05水平上顯著相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)分別為0.167、0.121、0.240、0.140與0.480?？紤]到皮爾遜系數(shù)表示的是線性相關(guān)性系數(shù)，可以說(shuō)明除Cr元素外，其他四種重金屬元素之間存在更為復(fù)雜的非線性關(guān)聯(lián)。為了更精確地判斷重金屬來(lái)源，有必要作重金屬元素進(jìn)一步的驗(yàn)證分析。

借助因子分析，能夠?qū)⒍鄠€(gè)變量進(jìn)行簡(jiǎn)化，可用于進(jìn)一步分析土壤重金屬的具體來(lái)源。經(jīng)過(guò)主成分分析后得到各重金屬因子分析結(jié)果（表8）。由于重金屬元素種類較少，評(píng)價(jià)結(jié)果中前2個(gè)因子能反映5種重金屬61.39%的相關(guān)信息。第1因子的貢獻(xiàn)率為38.97%，因子在元素Hg、Cd、Pb的含量上有較高的正載荷，第2因子的貢獻(xiàn)率為22.42%，因子在元素As、Cr的含量上有較高的正載荷。

表7 土壤重金屬相關(guān)性分析（n=267）Table 7 Heavy metal correlation analysis（n=267）

表8 土壤重金屬最大方差法旋轉(zhuǎn)成分矩陣Table 8 The rotation component matrix of the soil heavy metal maximum variance method

2.4.2 重金屬來(lái)源解析

依據(jù)因子分析結(jié)果，可將當(dāng)?shù)刂亟饘傥廴緞澐譃锳s-Cr復(fù)合污染以及Hg-Pb-Cd復(fù)合污染兩類，結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)資料以及當(dāng)?shù)貙?shí)際調(diào)查，可以將兩類復(fù)合污染歸因于不同的來(lái)源。

（1）農(nóng)業(yè)源污染。該縣作為國(guó)家糧油大縣以及長(zhǎng)江三角洲商品糧基地，屬化肥、農(nóng)藥的高投入?yún)^(qū)。長(zhǎng)期施用化肥導(dǎo)致土壤中Cr元素的積累，除草劑、殺蟲劑、畜禽糞便以及城市垃圾都會(huì)導(dǎo)致As元素的富集。因此，除當(dāng)?shù)爻赏聊纲|(zhì)等自然因素外，其As-Cr元素復(fù)合污染主要來(lái)源于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中。

（2）工業(yè)源污染。該縣工業(yè)發(fā)達(dá)，整體工業(yè)產(chǎn)業(yè)以耐火材料、水泥、蓄電池、電鍍、采礦業(yè)等為主。作為“中國(guó)耐火之鄉(xiāng)”的研究區(qū)內(nèi)各類耐火爐窯企業(yè)眾多，年均煤炭消耗量數(shù)千噸，長(zhǎng)期的人為燃煤排放產(chǎn)生了大量的粉塵，最終以大氣干濕沉降的形式污染土壤，造成該縣土壤中Hg元素的大量累積。另外，該縣作為全國(guó)最大的蓄電池產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)基地和集散地，蓄電池行業(yè)蓬勃發(fā)展時(shí)期，蓄電池企業(yè)超過(guò)百家。在蓄電池的生產(chǎn)與回收過(guò)程中，難免會(huì)有含Hg、Pb、Cd的廢水廢料向外排放，從而對(duì)當(dāng)?shù)馗赝寥拉h(huán)境造成污染。

2.4.3 重金屬變化趨勢(shì)分析

相關(guān)學(xué)者［12，20］分別于2003年和2013年對(duì)該研究區(qū)進(jìn)行了耕地土壤重金屬研究，通過(guò)兩期數(shù)據(jù)與本研究的對(duì)比可知，耕層土壤中的Cr、Cd濃度并未發(fā)生顯著性變化，Pb、Hg元素含量雖然在均值上出現(xiàn)了少量升高（Pb、Hg元素含量分別由2003年的33.32 mg·kg-1與0.16 mg·kg-1上升至本研究于2015年測(cè)得的37.26 mg·kg-1與0.211 mg·kg-1），但主城區(qū)與工礦企業(yè)周邊測(cè)定樣點(diǎn)的超標(biāo)幅度較過(guò)往出現(xiàn)了顯著的下降。這可歸因于2004年與2011年相繼頒布的環(huán)境保護(hù)政策對(duì)當(dāng)?shù)匾糟U蓄電池廠為主的工礦企業(yè)進(jìn)行大規(guī)模的整治和轉(zhuǎn)型優(yōu)化，淘汰關(guān)閉了一大批落后不達(dá)標(biāo)企業(yè)，致使鉛汞元素點(diǎn)排放量大幅減少；同時(shí)，研究區(qū)內(nèi)鉛汞元素均值的增加也很好地說(shuō)明了重金屬污染存在著一定的累積性與滯后性，單純的污染物減排并不能從根本上解決重金屬的污染問(wèn)題，需協(xié)同一些污染治理的技術(shù)與措施，從多方面共同提升耕地土壤質(zhì)量。

此外，當(dāng)?shù)谹s元素的平均含量呈現(xiàn)出持續(xù)上升態(tài)勢(shì)，這可能與當(dāng)?shù)鼗释度肱c畜禽糞便排放緊密相關(guān)，加之土壤重金屬污染又存在累積性與不可逆性，致使當(dāng)?shù)谹s污染日趨嚴(yán)重，需引起相關(guān)部門高度重視。

3 結(jié)論

（1）研究區(qū)耕地土壤整體清潔，絕大部分樣點(diǎn)符合國(guó)家《食用農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)》，僅小部分點(diǎn)位出現(xiàn)污染狀況。這些點(diǎn)位主要分布在該縣縣城周圍，并主要以Hg-Cd污染的形式存在。

（2）研究區(qū)土壤中的As、Cr元素的積累主要受農(nóng)藥化肥施用、畜禽糞便排放及成土母質(zhì)等共同作用，土壤中的重金屬Hg、Pb、Cd元素的富集主要來(lái)源于工礦企業(yè)長(zhǎng)期燃煤導(dǎo)致的粉塵揮發(fā)沉降以及當(dāng)?shù)匦铍姵禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來(lái)的污染影響。研究區(qū)農(nóng)業(yè)面源污染排放呈現(xiàn)不斷加重的趨勢(shì)，工業(yè)源污染排放則已經(jīng)得到一定的控制。