梁珂， 何丙輝

西南大學(xué) 資源環(huán)境學(xué)院/三峽庫區(qū)生態(tài)環(huán)境教育部重點實驗室， 重慶 400715

土壤碳(C)、 氮(N)、 磷(P)是植物生長所必需的營養(yǎng)元素， 在生態(tài)系統(tǒng)的演替過程中起重要作用[1]． 土地利用是影響土壤C，N，P循環(huán)最主要的因素之一[2]． 不同土地利用方式下植被類型、 養(yǎng)分輸入、 管理措施、 侵蝕強度及理化性質(zhì)等不同， 顯著改變了土壤環(huán)境， 進而導(dǎo)致土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)及其生態(tài)化學(xué)計量比發(fā)生改變[3-6]． 土壤C，N，P生態(tài)化學(xué)計量影響著植物初級生產(chǎn)力、 微生物活動、 土壤質(zhì)量等， 是全球生物化學(xué)平衡與循環(huán)的關(guān)鍵因素[7-9]． 因此， 研究不同土地利用下土壤C，N，P的生態(tài)計量特征對揭示土壤C，N，P有效性及其平衡與循環(huán)機制具有重大意義[10]．

紫色土是四川盆地一種典型的土壤類型， 其礦質(zhì)養(yǎng)分豐富， 肥力較高， 農(nóng)業(yè)利用價值很高． 然而， 由于降雨豐富， 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動頻繁， 墾殖率高， 紫色土區(qū)的水土流失較為嚴(yán)重[11]． 近年來， 為取得較好的水土保持效益， 紫色土部分區(qū)域?qū)嵤┝烁剞D(zhuǎn)林地、 園地等水土流失治理措施[12-13]． 這些措施改變了土地利用方式， 導(dǎo)致土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)及生態(tài)化學(xué)計量比發(fā)生變化， 但其變化程度和量級尚未量化[14-15]． 鑒于此， 本研究通過對比分析同一紫色土區(qū)坡面3種不同土地利用方式(耕地、 園地、 林地)下土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)及其生態(tài)化學(xué)計量比差異， 揭示不同土地利用方式對土壤生態(tài)化學(xué)計量變化的影響特征， 為區(qū)域土地的合理利用及生態(tài)恢復(fù)重建提供科學(xué)指導(dǎo)．

1 材料與方法

1.1 試驗區(qū)概況

研究地點位于重慶市忠縣石寶寨石盤丘小流域(108°10′25″E， 30°24′53″N)， 其地勢南低北高， 海拔119～780 m． 該區(qū)域氣候為典型濕潤季風(fēng)氣候， 年均降雨量1 100 mm， 年均氣溫為18.5 ℃． 該小流域總面積約0.44 km2， 土壤以中性紫色土和水稻土為主， 主要土地利用方式為耕地(35.46%)、 林地(28.17%)、 園地(13.78%)． 耕地主要為玉米、 油菜輪作， 每年施尿素 250～350 kg/hm2和標(biāo)準(zhǔn)復(fù)混肥300～600 kg/hm2； 園地樹種為柑橘， 每年施標(biāo)準(zhǔn)復(fù)混肥500～900 kg/hm2； 林地樹種主要以馬尾松為主， 夾雜柏木、 櫟屬和杉木等， 無施肥．

1.2 樣品采集與分析

2019年5月分別在3種土地利用方式的(耕地、 園地、 林地)坡頂、 坡中、 坡腳各選擇3個代表性樣地， 每個樣地面積為10 m×10 m． 按“S”型布設(shè)7個采樣點， 各點均采集0～5，5～10，10～15，15～20 cm土層樣品， 并將相同土層7個采樣點的土壤均勻混合后， 用四分法收集1 kg混合土樣， 裝入塑料袋編號后帶回實驗室備用． 同時， 各土層7個采樣點均用鋁盒和環(huán)刀采樣， 密封后帶回實驗室測定土壤含水率(SMC)和容質(zhì)量(BD)．

實驗室內(nèi)， 將混合土樣自然風(fēng)干后去除礫石、 植物等雜物， 研磨過篩(1.0 mm)， 分成2 份． 一份用于測定土壤pH值、 電導(dǎo)率(EC)和陽離子交換量(CEC)， 另一份進一步篩分(0.25 mm)后用于測定土壤有機碳(C)、 全氮(N)和全磷(P)質(zhì)量分數(shù)． 各指標(biāo)的具體測定方法為： C采用重鉻酸鉀外加熱法， N采用半微量開氏蒸餾法， P采用鉬藍比色法． 土壤含水率(SMC)采用烘干法， 土壤容質(zhì)量(BD)采用環(huán)刀法， pH值采用電位法， 土壤EC，CEC分別采用電導(dǎo)法、 醋酸銨法[16]．

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 18.0軟件進行數(shù)據(jù)處理和分析． 采用單因素方差(One-way ANOVA)和Turkey法比較不同土地利用方式間及相同土地利用方式各土層間土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)及化學(xué)計量比的差異性． 采用Pearson系數(shù)表征C，N，P質(zhì)量分數(shù)及生態(tài)化學(xué)計量比與其他土壤性質(zhì)(SWC，BD，pH值，EC，CEC)之間的相關(guān)性． 顯著性水平為：p<0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義，p<0.01為差異極有統(tǒng)計學(xué)意義． 采用Originlab 2018繪圖． 本研究中土壤C，N，P的生態(tài)化學(xué)計量比均為摩爾比．

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)

如圖1所示， 0～5 cm土層中， 園地C質(zhì)量分數(shù)與林地、 耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)， 而林地C質(zhì)量分數(shù)顯著高于耕地(p<0.05)； 5～10，10～15，15～20 cm土層中， 不同土地利用之間C質(zhì)量分數(shù)差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)． 0～5 cm土層中， 林地N質(zhì)量分數(shù)與園地、 耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)， 但園地N質(zhì)量分數(shù)顯著高于耕地(p<0.05)； 5～10，10～15，15～20 cm土層中， 各土地利用之間N質(zhì)量分數(shù)差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)． 0～5，5～10，10～15土層中， 園地P質(zhì)量分數(shù)顯著高于林地、 耕地(p<0.05)， 而林地與耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 15～20 cm土層中， 各土地利用之間P質(zhì)量分數(shù)差異均有統(tǒng)計學(xué)意義(p<0.05)， 從大到小依次為： 園地(0.83 g/kg)、 林地(0.62 g/kg)、 耕地(0.39 g/kg)．

不同小寫字母表示相同土層不同土地利用方式差異有統(tǒng)計學(xué)意義(p<0.05)， 不同大寫字母表示相同土地利用方式不同土層差異有統(tǒng)計學(xué)意義(p<0.05)， 下同．

林地中， 0～5 cm土層C質(zhì)量分數(shù)顯著高于其他土層(p<0.05)， 其他土層間C質(zhì)量分數(shù)差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 0～5 cm 土層N質(zhì)量分數(shù)顯著高于其他土層， 且5～10 cm 土層N 質(zhì)量分數(shù)也顯著高于15～20 cm土層(p<0.05)； 各土層間P質(zhì)量分數(shù)差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)． 在園地、 耕地中， 0～5 cm土層的C，N，P質(zhì)量分數(shù)均顯著高于其他土層(p<0.05)， 而5～10，10～15，15～20 cm土層之間差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)．

2.2 土壤C，N，P生態(tài)化學(xué)計量比

如圖2所示， 0～5 cm土層中， 耕地C∶N與林地、 園地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)， 而林地C∶N顯著高于園地(p<0.05)； 5～10，10～15，15～20 cm土層中， 不同土地利用方式之間C∶N差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)． 0～5 cm土層中， 林地C∶P顯著高于園地、 耕地(p>0.05)， 而園地與耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 5～10，10～15 cm土層中， 園地C∶P顯著低于林地、 耕地(p>0.05)， 而林地與耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 15～20 cm土層中， 耕地C∶P顯著高于林地、 園地(p>0.05)， 而林地與園地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)． 0～5 cm土層中， 林地N∶P顯著高于園地、 耕地(p>0.05)， 而園地與耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 5～10，10～15 cm土層中， 園地N∶P顯著低于林地、 耕地(p>0.05)， 而林地和耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 15～20 cm土層中， 耕地N∶P顯著高于林地、 園地(p>0.05)， 而林地與園地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)．

圖2 不同土地利用方式各土層C，N，P生態(tài)化學(xué)計量比

林地中， 0～5 cm土層C∶N，C∶P，N∶P顯著高于其他土層(p>0.05)， 其他土層間C∶N，C∶P，N∶P差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)． 在園地、 耕地中， 各土層之間C∶N，C∶P，N∶P差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)．

2.3 其他土壤性質(zhì)

如圖3所示， 在所有土層中， 林地BD均顯著大于園地、 耕地(p<0.05)， 園地與耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 不同土地利用方式間pH值、SMC差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 園地EC顯著高于林地、 耕地(p<0.05)， 林地與耕地差異無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)； 不同土地利用方式間CEC差異有統(tǒng)計學(xué)意義(p<0.05)．

圖3 不同土地利用方式各土層選擇的其他土壤性質(zhì)

同一土地利用方式中， BD， pH值隨土層遞增，SMC，EC隨土層加深遞減． 在林地、 園地、 耕地中， 15～20 cm土層BD顯著大于0～5 cm土層(p<0.05)； 各土層之間pH值，SMC，EC，CEC差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)．

2.4 土壤C，N，P生態(tài)化學(xué)計量比與土壤各因子的相關(guān)性

由表1可看出， 土壤C，N質(zhì)量分數(shù)與BD，pH值呈極顯著負相關(guān)(p<0.01)， 與SMC呈極顯著正相關(guān)(p<0.01)， N質(zhì)量分數(shù)與CEC呈顯著正相關(guān)(p<0.05)； 土壤P質(zhì)量分數(shù)與EC，CEC呈極顯著正相關(guān)(p<0.01)， C∶N與CEC呈顯著負相關(guān)(p<0.05)； C∶P，N∶P與EC，CEC均呈極顯著負相關(guān)(p<0.01)．

表1 土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)及其生態(tài)計量比與選擇的其他土壤性質(zhì)的相關(guān)性

3 討論

3.1 不同土地利用方式下土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)特征

本研究結(jié)果表明， 林地與園地C，N質(zhì)量分數(shù)總體上高于耕地， 這與羅由林等[17]研究結(jié)果相似． 施肥增加了耕地和園地中土壤C，N輸入量， 但耕地植被覆蓋遠低于園地， 農(nóng)業(yè)翻耕等活動頻繁， 破壞了土壤團粒體結(jié)構(gòu)， 促進土壤有機質(zhì)礦化和土壤侵蝕， 導(dǎo)致了C，N元素大量流失[4，15，18]． 此外， 與耕地相比， 林地、 園地內(nèi)的植被枯枝落葉能有效增加表層土壤C，N質(zhì)量分數(shù)， 加之淺層根系發(fā)達， 土壤結(jié)構(gòu)良好， 有利于土壤C，N固存[19]． 在本研究中， 園地土壤P質(zhì)量分數(shù)顯著高于林地、 耕地． 這可能是因為一方面園地施肥增加了外源P肥輸入， 另一方面， 相比耕地， 園地水土流失程度較輕， 減少了土壤P流失．

各土地利用方式下， 土壤C，N質(zhì)量分數(shù)隨土層深度增加而遞減， 表層土壤C，N質(zhì)量分數(shù)(0～5 cm)顯著高于其他土層， 這與杜映妮等[20]的研究結(jié)果相似． 這可能是因為表層土壤易受外界環(huán)境因素的影響， 植物的枯枝落葉及施肥均為表層土壤提供了充足的C，N源， 呈現(xiàn)出表聚性[21]． 水分垂直運動可使C，N向下層遷移， 但在遷移過程中， 其擴散能力隨土層深度增加而遞減， 使得下層土壤C，N質(zhì)量分數(shù)增加不明顯[22]． 土壤P在耕地和園地中同土壤C，N一樣呈表聚性， 而在林地15～20 cm土層中最高． 這可能是因為不同土地利用方式下土壤P的主要來源不同． 在耕地、 果園等土壤中， 因長期施肥導(dǎo)致了土壤P呈現(xiàn)表聚性， 而林地土壤P主要來源于土壤母質(zhì)風(fēng)化產(chǎn)物， 因此林地15～20 cm土層P質(zhì)量分數(shù)最高[23-24]．

3.2 不同土地利用方式下土壤C，N，P生態(tài)化學(xué)計量比特征

本研究中， 土壤C∶N值從大到小依次為： 耕地(11.33)、 林地(10.72)、 園地(9.90)， 土壤C∶P值從大到小依次為： 林地(49.94)、 耕地(40.82)、 園地(20.02)， 土壤N∶P值從大到小依次為： 林地(4.48)、 耕地(3.54)、 園地(2.05)， 表明土地利用方式可導(dǎo)致C，N，P生態(tài)化學(xué)計量變化， 這與王維奇等[25]的研究結(jié)果相似． 這可能是因為各土地利用方式下土壤C，N，P的積累與流失機制不同． 一方面， 與施肥增加耕地C，N，P輸入量相比， 林地通過植被反饋積累C，N，P元素， 而園地則通過施肥及植被反饋共同積累， 不同的輸入方式可使土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)呈不同比例增加， 而改變它們的生態(tài)化學(xué)計量比． 另一方面， 耕地與林地、 園地相比， 水土流失更嚴(yán)重[15]； 此外， 土壤C，P主要以顆粒態(tài)流失， N主要以溶解態(tài)流失[26]， 土壤C，N，P不同的流失形態(tài)使得土壤C，N，P在不同侵蝕強度下流失比率會不一樣， 這也使得3種土地利用方式下土壤生態(tài)化學(xué)計量比產(chǎn)生差異． 因此， 導(dǎo)致在3種土地利用方式下耕地土壤C∶N高于林地、 園地， 林地土壤C∶P，N∶P高于耕地． 本研究中， 耕地C∶P，N∶P均大于園地， 這可能是因為園地土壤P質(zhì)量分數(shù)較高， 且能夠更好地固存外源輸入性P肥， 使得園地C∶P，N∶P較低． 不同土地利用方式下， 各土層之間C∶N，C∶P，N∶P差異均無統(tǒng)計學(xué)意義， 表明各土層間C，N，P的比例變化不大， 這與Li等[27]的研究結(jié)果相似．

土壤C，N，P生態(tài)化學(xué)計量比是衡量C，N，P元素平衡與循環(huán)， 判斷土壤有機物組成及礦化、 累積程度的重要指標(biāo)[1]． 研究區(qū)各土地利用方式土壤平均的C∶N(10.63)，C∶P(36.08)及N∶P(3.32)均低于中國土壤平均值(分別為13.9，154.9，11.3)[28]及全球土壤平均值(分別為14.3，186.0，13.1)[29]， 表明N為該區(qū)域土壤限制元素， 這與Li等[27]結(jié)果相似． 這可能是因為相比于C和P， N更易隨徑流發(fā)生淋溶和橫向遷移流失． 降雨徑流通常優(yōu)先搬運土壤中N、 極少的可溶性C和P、 較輕的植物殘體和凋落物， 而泥沙開始遷移時， 土壤C，P才隨泥沙開始大量流失[15，30]．

3.3 不同土地利用方式下土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)及生態(tài)化學(xué)計量比的影響因素

土壤BD，pH值與土壤C，N質(zhì)量分數(shù)皆呈極顯著負相關(guān)， 這與張晗等[31]研究結(jié)果一致． 土壤BD反映土壤疏松程度，BD小， 土壤下滲及蓄水能力強， 有利于植物生長和土壤養(yǎng)分積累[32]． pH值顯著影響土壤微生物及酶的活性進而影響土壤C，N固定和積累能力； pH值減小時， 微生物及酶分解活動減弱， 有利于土壤C，N貯存[33]． 土壤SMC與土壤C，N質(zhì)量分數(shù)呈極顯著正相關(guān)， 這與丁小慧等[34]的研究結(jié)果一致． 土壤SMC與土壤養(yǎng)分循環(huán)、 微生物活動、 植物光合生理過程密切相關(guān)[35-36]； 較高的土壤SMC厭氧細菌反硝化作用增強， 礦化速率降低， 固氮能力增強， 有利于C，N礦化積累[37]． 土壤EC，CEC與土壤P質(zhì)量分數(shù)呈極顯著正相關(guān)， 與土壤C∶P，N∶P呈極顯著負相關(guān)， 這與宋佳齡等[38]研究結(jié)果相似． 土壤EC與含鹽量呈顯著相關(guān)關(guān)系， 常用來表示含鹽量的高低[39]． 本研究中EC對土壤P的固定有促進作用． 酸性紫色土土壤P固定主要通過鋁、 鐵離子[40]，CEC一定程度上可以代表土壤的固P能力． 當(dāng)CEC增大時， 紫色土中鋁、 鐵離子增多， 對磷酸根離子的吸附增強， 土壤固P能力變強[38，41]．

4 結(jié)論

土地利用方式顯著影響土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)及其生態(tài)計量比． 由于林地、 園地和耕地3種土地利用方式C，N，P的積累與流失機制差異， 耕地土壤C，N，P質(zhì)量分數(shù)最低， 但其C∶N相對最大， 而C∶P，N∶P低于林地， 高于園地． 各土地利用方式下C，N質(zhì)量分數(shù)和耕地、 園地P質(zhì)量分數(shù)均為0～5 cm土層最高， 而林地P質(zhì)量分數(shù)15～20 cm土層最高(p<0.05)； 各土層間C∶N，C∶P，N∶P差異也無統(tǒng)計學(xué)意義(p>0.05)． 土壤C，N質(zhì)量分數(shù)與土壤BD，pH值及SMC相關(guān)性有統(tǒng)計學(xué)意義(p<0.05)， 土壤P質(zhì)量分數(shù)，C∶P，N∶P則與EC，CEC相關(guān)性有統(tǒng)計學(xué)意義(p<0.05)． 研究區(qū)各土地利用方式下土壤的N∶P均值小于中國及世界土壤的平均值， 表明N為該區(qū)土壤限制性營養(yǎng)元素．