本文摘要：摘要：為了研究不同土地利用方式與土壤肥力和土地退化的關(guān)系，以內(nèi)蒙古黃土丘陵區(qū)為對象，選取耕地、草地、撂荒地、灌木林地和喬木林地5種土地利用類型的9個土壤理化指標(biāo)，計算了不同土地利用類型的土壤肥力綜合指數(shù)及土壤退化指數(shù)。結(jié)果表明：研究區(qū)內(nèi)不同
摘要：為了研究不同土地利用方式與土壤肥力和土地退化的關(guān)系，以內(nèi)蒙古黃土丘陵區(qū)為對象，選取耕地、草地、撂荒地、灌木林地和喬木林地5種土地利用類型的9個土壤理化指標(biāo)，計算了不同土地利用類型的土壤肥力綜合指數(shù)及土壤退化指數(shù)。結(jié)果表明：研究區(qū)內(nèi)不同土地利用類型的土壤指標(biāo)均存在顯著性差異。5種土地利用類型的土壤肥力綜合指數(shù)得分為耕地>草地>灌木林地>喬木林地>撂荒地。撂荒地和喬木林地土壤退化指數(shù)為負(fù)值;灌木林地和耕地土壤退化指數(shù)為正值。不同土地利用對土壤肥力影響不同，土壤肥力綜合指數(shù)與土壤退化指數(shù)存在良好的線性關(guān)系。
關(guān)鍵詞：內(nèi)蒙古黃土丘陵區(qū);土地利用類型;土壤肥力綜合質(zhì)量指數(shù)
全球氣候變暖、人口迅猛增長導(dǎo)致土地緊張，進而如何科學(xué)、高效地利用土地資源成為了亟待解決的問題之一。充分了解土地的肥力狀況是合理利用土地的前提，土壤肥力是評價土地是否被合理利用的重要指標(biāo)之一，而土地利用作為人類利用土地進行各種活動的綜合反映，也是影響土壤肥力變化最直接、最關(guān)鍵的因素[1-3]。土壤肥力體現(xiàn)了土壤的綜合性狀，是土壤區(qū)別于成土母質(zhì)的最基本的特征[4]，土壤養(yǎng)分作為衡量土壤肥力的重要指標(biāo)，包括土壤有機質(zhì)和氮、磷、鉀等重要組成部分[5]。土地利用方式一旦發(fā)生改變，會使土壤養(yǎng)分發(fā)生變化，進而影響土壤肥力，土壤肥力在一定程度上又決定了土地的利用類型[2]。因此，研究不同土地利用與土壤肥力的關(guān)系，對合理利用土地有著重要的借鑒和參考意義。
國內(nèi)學(xué)者對土地利用與土壤肥力的關(guān)系已進行了大量研究，所涉區(qū)域甚廣，包括喀斯特地區(qū)[6-7]、平原地區(qū)[8]、丘陵區(qū)[9-11]等，眾多學(xué)者[9-10，12-13]研究表明，不同土地利用類型下，各土壤指標(biāo)間存在明顯的差異性。證明了土地利用類型與土壤肥力密切相關(guān)。土地利用類型不同，人類的利用方式也各有不同，使其對土壤肥力的影響存在差異。
黃土丘陵區(qū)具有特殊而深厚的黃土母質(zhì)和較為嚴(yán)重的水土流失等，致使黃土丘陵區(qū)的土壤養(yǎng)分含量低、土壤較貧瘠、土地生產(chǎn)力低等，因而土壤肥力成為黃土丘陵區(qū)土地利用的主要限制因子[14]。因此，該研究選取黃土丘陵區(qū)耕地、草地、撂荒地、灌木林地和喬木林地5種不同土地利用類型作用的土壤作為研究對象，通過分析土壤容重、pH、全氮、全磷、全鉀、堿解氮、速效磷以及速效鉀在5種不同土地利用類型作用影響下的差異，對不同土地利用類型的土壤肥力進行評價，探討不同土地利用類型對內(nèi)蒙古黃土丘陵區(qū)土壤肥力的影響，以期為土地的進一步改良、合理地開發(fā)利用和土壤高效管理提供科學(xué)依據(jù)[5]。
1材料與方法
1.1研究區(qū)概況
研究區(qū)地處晉西北黃土丘陵與土默特平原的過渡帶，地理坐標(biāo)為東經(jīng)111°49′40.26″～112°54′51.72″，北緯40°29′30.54″～40°33′43.19″，面積2612.61hm2。該區(qū)草地、耕地、林地3種土地利用類型面積2457.29hm2，占土地總面積的94.05%;其中草地1238.94hm2，耕地611.15hm2，林地607.22hm2。冬季漫長寒冷、夏季時短溫?zé)�，全年干旱、多風(fēng)屬典型的溫帶大陸性氣候。土壤類型以栗鈣土為主。
1.2試驗方法
于2017年8月在研究區(qū)內(nèi)進行采樣。為降低地形等條件對研究的影響，選擇立地條件相似的5種土地利用類型作為研究對象，在耕地、撂荒地、草地、喬木林地和灌木林地內(nèi)以梅花點法在每個樣地布設(shè)5個樣點，每個樣點分層取土。取樣時考慮表層土易受生產(chǎn)活動、地表植被影響，因此取樣時將表層土分為0～10cm和10～20cm2個取樣深度，其余各層間隔20cm采集土樣，即分別在0～10cm、10～20cm、20～40cm和40～60cm采集土樣，每層取3個重復(fù)，各樣點均按照此方法采集土樣，共25個樣點300個土壤樣本。將所取土壤樣本塑封帶回實驗室，先去除土壤中的枯枝落葉、植物根、莖，再將土樣自然風(fēng)干，將風(fēng)干的土樣過2mm篩子，未過篩的土樣反復(fù)碾碎直到全部通過2mm篩子，將通過2mm篩子的土樣塑封以用于土壤物理化學(xué)性質(zhì)的測定。按上述方法使風(fēng)干后的土樣全部通過0.15mm篩，過篩土樣分袋封存?zhèn)錅y土壤化學(xué)性質(zhì)。
1.3項目測定
1.3.1樣品測定
土壤容重采用環(huán)刀法測定，有機質(zhì)含量采用K2Cr2O7法測定，堿解氮含量采用堿解擴散法測定，速效磷含量采用0.5mol·L-1NaHCO3法測定，速效鉀含量采用火焰分光光度法測定，全氮含量采用凱氏定氮儀測定，全磷含量采用氫氧化鈉熔融-鉬銻抗比色法測定，全鉀含量采用火焰分光光度計法測定，pH采用pH計測定。
1.3.2指標(biāo)選取與指數(shù)計算
土壤肥力評價的計算包括評價指標(biāo)的選擇、權(quán)重的確定以及綜合指數(shù)的計算。由于研究目的和對象不同，不同研究者對土壤肥力有不同的理解，評價方法和指標(biāo)體系也不盡相同[15]。該研究主要針對黃土丘陵區(qū)的土壤肥力進行評價，基于前人研究成果，選擇土壤pH、容重、有機質(zhì)、全氮、全磷、全鉀、堿解氮、速效磷和速效鉀9個指標(biāo)作為評價因子。
采用主成分分析法計算不同植被下的土壤肥力綜合指數(shù)。由于土壤肥力指標(biāo)的變化具有連續(xù)性，且各指標(biāo)的單位不同，因此采用連續(xù)性質(zhì)的隸屬度函數(shù)計算隸屬度，根據(jù)土壤性質(zhì)與土壤肥力效應(yīng)的的正負(fù)相關(guān)關(guān)系確定對應(yīng)的隸屬函數(shù)，隸屬函數(shù)計算公式如下[15-16]：F(xi)=(Xij-Ximin)/(Ximax-Ximin)(1)，F(xiàn)(xi)=(Ximax-Xij)/(Ximax-Ximin)(2)。式中，F(xiàn)(xi)是每個土壤肥力指標(biāo)的隸屬度值;Xij是土壤肥力各指標(biāo)值;Ximax、Ximin是第i個土壤肥力指標(biāo)的最大值和最小值。其中，土壤有機質(zhì)、全氮、全磷、全鉀、速效磷、堿解氮、速效鉀和pH采用升型分布函數(shù)，土壤容重采用降型分布函數(shù)。
1.4數(shù)據(jù)分析
采用Excel2016軟件對數(shù)據(jù)進行初步整理，采用IBMSPSSStatistics19.0軟件對5種土地利用類型間土壤理化性質(zhì)的9個指標(biāo)進行差異性檢驗，顯著性水平用P=0.05表示。對所有土壤指標(biāo)進行Pearson相關(guān)分析，分析土壤指標(biāo)之間的相關(guān)性。對所有土壤肥力指標(biāo)進行主成分分析，以確定每個指標(biāo)的權(quán)重。采用Sigmplot10.0軟件繪圖。
2結(jié)果與分析
2.1不同土地利用類型對pH和容重的影響
pH是土壤的一項重要化學(xué)性質(zhì)，它直接影響土壤中各種養(yǎng)分元素的存在形態(tài)和對植物的有效性。由圖1A可知，5種土地利用類型土壤pH>7，均為堿性土壤。5種不同土地利用類型之間土壤pH差異顯著(P<0.05)，土壤pH的范圍為8.71～9.06，耕地土壤pH最大為9.06，灌木林地最小為8.71。與撂荒地相比，耕地的pH提高了0.78%，草地、喬木林地、灌木林地的pH下降了1.11%、2.22%、3.11%。
灌木和喬木林的生長會吸收土壤中更多的陽離子，釋放更多的酸性H+，中和土壤中的OH-，從而降低土壤pH，使喬木林地、灌木林地的pH較低。不同土地利用類型的土壤容重存在顯著性差異(P<0.05)。草地的土壤容重最高為1.762g·cm-3，其次是灌木林地(1.720g·cm-3)、喬木林地(1.620g·cm-3)、撂荒地(1.520g·cm-3)，耕地最低為1.412g·cm-3。草地、喬木林地、灌木林地的土壤容重與撂荒地的土壤容重相比分別顯著增加6.57%、15.92%、13.16%，耕地的土壤容重顯著降低7.10%。耕地在耕作時對土地大量的翻耕，使土壤變得疏松，容重偏低;草地在放牧過程中牛羊等動物的踩踏使土壤緊實，是當(dāng)?shù)夭莸氐耐寥廊葜仄叩脑颉?/p>
2.2不同土地利用類型對土壤養(yǎng)分的影響
不同土地利用類型的土壤有機質(zhì)差異性表明，耕地與草地、喬木林地、灌木林地、撂荒地的土壤有機質(zhì)含量存在顯著性差異，草地和耕地的土壤有機質(zhì)含量均顯著高于喬木林地和撂荒地，喬木林地、灌木林地和撂荒地的土壤有機質(zhì)含量之間無顯著性差異。與撂荒地相比，耕地、草地、灌木林地和喬木林地的有機質(zhì)含量分別提高了2.11、1.23、0.46、0.05g·kg-1。
5種土地利用類型土壤氮素含量均存在顯著性差異(P<0.05)。耕地的全氮含量顯著高于喬木林地、灌木林地、撂荒地，與草地的全氮含量無顯著性差異;耕地的堿解氮含量與草地、喬木林地、撂荒地存在顯著性差異，與灌木林地?zé)o顯著性差異;耕地的堿解氮含量最高為62.88mg·kg-1，撂荒地最低為19.38mg·kg-1。
土壤磷素含量在各土地利用類型均存在顯著性差異(P<0.05)。草地的全磷含量在各土地利用類型的變化趨勢為：耕地(0.44g·kg-1)>草地(0.31g·kg-1)>灌木林地(0.20g·kg-1)>喬木林地(0.13g·kg-1)>撂荒地(0.11g·kg-1);耕地、灌木林地的速效磷含量與草地、喬木林地、撂荒地均存在顯著性差異，但耕地與灌木林地?zé)o顯著性差異，草地、喬木林地、撂荒地之間無顯著差異。撂荒地的速效磷含量值最低為2.17mg·kg-1，與之比較耕地、灌木林地、草地和喬木林地的速效磷含量分別提高了4.15、3.93、1.20、0.64mg·kg-1;土壤鉀素含量在5種土地利用類型均存在顯著性差異(P<0.05)。
耕地、草地的全鉀含量與喬木林地、灌木林地、撂荒地的全鉀含量存在顯著性差異，耕地和草地中的全鉀含量顯著高于喬木林地、灌木林地和撂荒地。耕地、灌木林地的速效鉀含量與草地、喬木林地、撂荒地的速效鉀含量有顯著差異，耕地的速效鉀含量與草地、喬木林地、撂荒地存在顯著差異(P<0.05);耕地的速效鉀含量(106.82mg·kg-1)顯著高于草地(54.60mg·kg-1)和喬木林地(40.50mg·kg-1)，撂荒地速效鉀含量(33.87mg·kg-1)最低。由土壤指標(biāo)的相關(guān)分析得出，有機質(zhì)與全氮、全鉀、全磷含量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，全氮和全磷、全鉀含量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系;堿解氮與速效磷、速效鉀含量存在顯著的正相關(guān)關(guān)系;土壤容重與其它各土壤指標(biāo)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。運用公式(1)、(2)計算得出土壤肥力指標(biāo)的隸屬度。
2.3不同土地利用類型下土壤肥力指標(biāo)的權(quán)重
對土壤肥力的9個指標(biāo)進行主成分分析，前3個主成分的累計貢獻率達到98.88%，表明前3個主成分的綜合因子可以代表9個指標(biāo)的大部分信息。第一主成分中的有機質(zhì)和全氮、全磷的載荷和權(quán)重最高，有機質(zhì)含量制約著其它土壤肥力指標(biāo)的高低，是決定土壤肥力的關(guān)鍵因素，因此將第一主成分命名為土壤有機質(zhì)因子;第二主成分中pH和堿解氮、速效磷的載荷和權(quán)重較高，土壤的淋溶作用直接影響土壤的速效養(yǎng)分與pH，可稱第二主成分為土壤速效養(yǎng)分因子;第三主成分中土壤容重的載荷和權(quán)重最大，第三主成分稱為土壤容重因子。
2.4不同土地利用類型對土壤肥力綜合指數(shù)的影響
根據(jù)加權(quán)綜合和加乘法，運用公式(4)、(5)求得不同土地利用類型下各主成分得分以及土壤肥力綜合指數(shù)。由表4可知，4個主成分在不同土地利用類型下的得分不同，不同土地利用類型對土壤肥力綜合指數(shù)的影響不同。土壤有機質(zhì)因子(I1)的得分為耕地>草地>灌木林地>喬木林地>撂荒地，土壤速效養(yǎng)分因子(I2)的得分為耕地>灌木林地>撂荒地>草地>喬木林地，土壤容重因子(I3)得分為耕地>草地>喬木林地>灌木林地≈撂荒地，土壤肥力綜合指數(shù)得分為耕地>草地>灌木林地>喬木林地>撂荒地。不同土地利用類型的土壤肥力綜合指數(shù)得分規(guī)律與土壤有機質(zhì)因子得分規(guī)律相同。以撂荒地為基準(zhǔn)，耕地、草地、灌木林地、喬木林地的土壤肥力綜合指數(shù)分別提高43.982、10.219、9.912、2.907。說明人為的干擾可以改善土壤肥力，不同的土地利用類型對土壤肥力綜合指數(shù)有影響。
3討論
該研究中土壤理化指標(biāo)在不同土地利用類型之間具有差異性，該結(jié)果與邱麗萍等[3]的研究結(jié)果一致，表明土壤理化性質(zhì)明顯受不同土地利用類型的影響。但該研究沒有考慮生物學(xué)指標(biāo)對土壤肥力質(zhì)量評價的影響，對于生物學(xué)指標(biāo)在內(nèi)蒙古黃土丘陵區(qū)土壤肥力質(zhì)量評價中的應(yīng)用還有待深入研究[20]。有機質(zhì)和氮素的消長，主要取決于生物積累和分解的相對強弱、氣候、植被以及耕作制度和方式諸多因素。該研究結(jié)果中耕地的有機質(zhì)含量明顯高于草地和林地，而草地的有機質(zhì)又明顯高于林地，該結(jié)果與以往研究結(jié)果[21-22]相同，但與部分研究結(jié)果不同，秦川等[1]、王雪梅等[23]研究表明，有機質(zhì)含量林地>耕地>草地。
造成該結(jié)果的原因首先是耕地經(jīng)過施肥使土壤中的養(yǎng)分含量高于林地和草地。研究區(qū)的土壤類型為栗鈣土，栗鈣土的地帶性植被以干草原為主，土壤環(huán)境的生境優(yōu)勢使該區(qū)的草地養(yǎng)分含量高于林地。當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)以雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)為主，農(nóng)戶為提高產(chǎn)量大量施肥(有機肥、化肥和復(fù)合肥)，短期內(nèi)大量使用肥料可以提高土壤養(yǎng)分，使耕地的有機質(zhì)含量和氮素、磷素、鉀素含量非常高，但長時間不合理使用化肥使當(dāng)?shù)氐母刭|(zhì)量下滑，這與龔偉等[24]的研究結(jié)果一致，過量的使用化肥會使土壤內(nèi)的肥量達到一定水平后對土壤的一些酶產(chǎn)生抑制作用，從而使土壤的肥力有所下降。施肥時只施用化肥，不配合施加有機肥是導(dǎo)致土壤板結(jié)的原因之一[25]。
加之當(dāng)?shù)赜隉嵬跉夂蚋稍�，降雨量少，超量施用的化肥造成土壤硬化板結(jié)，土壤透氣性變差，日積月累致使土壤肥力下降，土地逐步退化。這與武均等[26]試驗預(yù)期變化趨勢一致，長期施肥會導(dǎo)致土壤出現(xiàn)結(jié)皮、板結(jié)。退化的耕地不宜再作為耕地，為了保護生態(tài)環(huán)境，實現(xiàn)土地的可持續(xù)利用，將其還草還林以恢復(fù)土地的生產(chǎn)力。但由于退耕前土地退化使耕地土壤養(yǎng)分差，造成該研究中林地、草地土壤養(yǎng)分的“先天不足”。米文寶等[18]的研究指出，一般喬灌木的生長至少需要5～8年才能形成穩(wěn)定的生態(tài)系統(tǒng)，綜合效益會明顯表現(xiàn)出來從而達到生態(tài)恢復(fù)的作用，而在退耕的前5年草本的生長速度和養(yǎng)分恢復(fù)效果優(yōu)于喬灌木。
該研究中的還草、還林地退耕年限為3年，因此草地的土壤養(yǎng)分含量高于林地。土壤退化指數(shù)的關(guān)鍵是選擇基準(zhǔn)土地利用類型。該研究選擇草地作為基準(zhǔn)土地利用類型的原因在于草地為研究區(qū)土地面積最大、適宜性最廣的土地利用類型，因此以草地為計算土壤退化的基準(zhǔn)土地利用類型。與草地對比，撂荒地的退化最為明顯，造成撂荒地退化嚴(yán)重的原因為撂荒地的土壤表層覆蓋物少，土壤幾乎完全裸露地表，一旦發(fā)生降雨，表層小顆粒土粒便隨水流失，附著在土壤顆粒中的養(yǎng)分也隨之流失[5]。
耕地的土壤退化指數(shù)為正數(shù)，而撂荒地的退化指數(shù)為負(fù)數(shù)，說明通過人為干預(yù)可以緩解土壤的退化，且效果卓著。喬木林地存在退化現(xiàn)象的原因是，林地為新退耕的土地，退耕年限為3年，年限較短，還沒有完全恢復(fù)地力[18-19]。該研究借鑒尹剛強等[11]的理論成果，對土壤質(zhì)量指數(shù)與土壤退化指數(shù)進行回歸分析，并發(fā)現(xiàn)二者呈良好的線性關(guān)系。對該研究中的土壤肥力綜合指數(shù)與土壤退化指數(shù)進行回歸分析，得出二者也存在良好的線性關(guān)系，與之一致。
4結(jié)論
該研究中，5種土地利用類型的土壤指標(biāo)存在顯著性差異，土壤養(yǎng)分值在各土地利用類型的大小分布規(guī)律為：耕地>草地>林地>撂荒地。土壤有機質(zhì)與全效養(yǎng)分值有良好的相關(guān)性，土壤速效養(yǎng)分間相關(guān)性極強。土壤肥力指標(biāo)與土壤容重均存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。通過計算不同土地利用類型的主成分綜合得分，得出每種土地利用類型土壤肥力綜合質(zhì)量指數(shù)為耕地(64.271)>草地(30.508)>灌木林地(30.201)>喬木林地(23.196)>撂荒地(20.289)。定量分析以草地為基準(zhǔn)的耕地、喬木林地、灌木林地和撂荒地的土壤退化指數(shù)，喬木林地和撂荒地存在退化現(xiàn)象，灌木林地和耕地不存在退化現(xiàn)象。土壤肥力綜合指數(shù)與土壤退化指數(shù)有著良好的線性關(guān)系：y=0.477x+30.94(R2=0.919，P<0.01)。
參考文獻
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