邵景安，惠遼遼，慈 恩，謝德體

(1. 重慶師范大學(xué) 地理與旅游學(xué)院， 重慶 400047；2. 西南大學(xué) 資源環(huán)境學(xué)院， 重慶 400716)

川東平行嶺谷作為四川盆地盆周優(yōu)質(zhì)耕地的集中分布區(qū)，是川東的重要糧倉。與農(nóng)田土壤碳源/匯相對應(yīng)，在該區(qū)值得思考的是：大量的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和管理投入，如化肥、有機肥、秸稈還田、留茬等，不斷向土壤補充有機質(zhì)和養(yǎng)分元素，是否使該區(qū)農(nóng)田土壤處于碳增匯狀態(tài)？頻繁的耕作擾動，如順坡耕作、翻耕連作、套種平翻等，連續(xù)擾動土體(打破土壤表面狀態(tài)和耕層水熱氣肥間的平衡)，增強土壤水蝕發(fā)生的可能，是否又使該區(qū)農(nóng)田土壤處于碳失匯過程？權(quán)衡上述兩個方面，認(rèn)為在川東平行嶺谷區(qū)開展農(nóng)田土壤有機碳動態(tài)的研究意義重大，它不僅有助于將該區(qū)的耕地利用提升到區(qū)域?qū)用鎽?yīng)對全球變化和保障糧食安全的戰(zhàn)略高度，而且能為未來該區(qū)制定合適的耕地利用實踐提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)和依據(jù)，以實現(xiàn)耕地土壤的碳增匯和糧食安全的“雙贏”。

累積文獻認(rèn)為，目前有關(guān)農(nóng)田土壤有機碳(Soil Organic Carbon，SOC)的研究，大多集中于耕地在擾動脅迫或管理投入情境下，表層(0—20 cm)土壤到底是處于增碳還是失碳所控制問題的突破上，并已取得很好的科學(xué)認(rèn)識，如中國農(nóng)田土壤尚處于貧碳狀態(tài)，未來可實現(xiàn)的碳增匯潛力巨大[1]；受氣候、人為活動的影響，中國農(nóng)田碳儲量呈現(xiàn)較強的空間異質(zhì)性[2-4]；固碳的關(guān)鍵是改善土壤管理和完善農(nóng)田經(jīng)營措施，且能夠獲得固碳穩(wěn)產(chǎn)的雙效協(xié)同[5]。但是，現(xiàn)有研究主要集中于國家、省級或大區(qū)域?qū)用?，以及樣地尺度的定位觀測，以連接宏觀決策與微觀實踐層面且扮演“自上而下”和“自下而上”樞紐作用的縣級尺度為單元的研究相對較少，獲得的認(rèn)識在宏觀層面多是粗線條的，樣地尺度的結(jié)果很難外推至大田。

本研究選取川東典型平行嶺谷縣—墊江縣(全國重要商品糧基地縣之一)為研究區(qū)，以1980年第二次土壤普查數(shù)據(jù)和2011年近似樣點實測數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，結(jié)合實地訪談和野外踏勘，基于土壤類型，借助ARCGIS空間分析功能和SPSS下的逐步回歸分析，測算1980—2011年間農(nóng)田SOC動態(tài)，查明影響1980—2011年間農(nóng)田SOC動態(tài)的主要因素及重要性次序。結(jié)果有助于為未來制定出川東平行嶺谷區(qū)農(nóng)田固碳穩(wěn)產(chǎn)雙效協(xié)同的農(nóng)田管理策略提供科學(xué)依據(jù)，豐富人們對該區(qū)農(nóng)田土壤碳庫管理的理解(增匯應(yīng)對全球變化，保障區(qū)域糧食安全)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域

川東平行嶺谷區(qū)位于四川盆地東部，與重慶的中西部相交，嶺谷平行的地形為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供天然場所。墊江縣(107°13′—107°38′E，29°38′—30°31′N)素有巴國糧倉之稱，處于川東平行嶺谷的核心區(qū)，幅員面積1518 km2(圖1)。地質(zhì)構(gòu)造于四川盆地邊緣、川東弧群褶皺帶黃草山、明月峽背斜之間，具有“三山兩槽一臺”的典型格局。地貌以平壩和淺丘為主，山地、深丘和淺丘平壩占比14.13∶19.53∶66.34。氣候?qū)賮啛釒駶櫦撅L(fēng)氣候區(qū)，年均溫17 ℃，年均降水量1183 mm。據(jù)第二次土壤普查，成土母質(zhì)以三迭系為主，土壤類型以紫色土、水稻土、黃壤、沖積土等為主，共有4個土類，6個亞類，17個土屬，78個土種。植被屬亞熱帶闊葉林區(qū)，常綠闊葉林是基帶植被。

圖1 研究區(qū)地理位置和數(shù)字高程模型

1.2 數(shù)據(jù)來源

1980年第二次土壤普查數(shù)據(jù)。1980年第二次土壤普查圖及其與之對應(yīng)的土壤屬性值(細(xì)化到土屬)來源于墊江縣農(nóng)業(yè)局，而少部分缺少土壤屬性值的則主要依靠墊江縣土種志補缺。依據(jù)土種志對相同土屬發(fā)生地的描述，與缺乏土壤屬性值的同一土屬位置相對比，位置相近或相鄰的即以土種志上的土壤屬性作為缺乏屬性值土屬的屬性值。而且，對缺乏屬性值的土屬，按照二次土壤普查的編號方式進行編號，并參考土種志或已有記錄的描述，確定第二次土壤普查的采樣發(fā)生地，以便為2011年實測土壤采樣提供便利。1980年第二次土壤普查共采集403個土壤剖面。

2011年實測樣點分析數(shù)據(jù)。依據(jù)第二次土壤普查的發(fā)生地，展開2011年土壤樣品的采集。為降低土壤理化形狀受位置的影響，提高測試分析精度，在一個采樣點周圍實施多點采樣制備混合樣的方法施行樣品采集。土壤采樣厚度為表層(0—20 cm)，每一土屬設(shè)置多于1個采樣點，共70個(圖1和表1)。且為避免測試方法不同產(chǎn)生的結(jié)果差異，針對每一土壤性狀，采用與第二次土壤普查相同或近似的測試方法進行樣品測試，與第二次土壤普查對應(yīng)，新采土樣的測試內(nèi)容有容重均值、礫石體積比、土壤有機質(zhì)、全(N、K、P)、有效P、速效K、pH值、C/N值等。

圖形數(shù)據(jù)。1980和2011年耕地資源分布圖、行政界線圖來源于墊江縣國土資源和房屋管理局。

1.3 數(shù)據(jù)處理

耕地圖和耕地土壤圖制作。耕地覆被在1980—2011年間必定發(fā)生較大變化，尤其是建設(shè)占用、退耕還林和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整造成耕地減少，以及土地整治、居民點復(fù)墾、荒草地開發(fā)等又帶來耕地增加，前者由耕地轉(zhuǎn)為非耕地，后者則相反。然而，為體現(xiàn)農(nóng)田土壤本身演化對SOC的作用，本研究將這部分耕地給予扣除，即不考慮耕地覆被變化對SOC的影響。在ARCGIS軟件支持下，將1980和2011年耕地資源分布圖相疊加，提取兩期同為耕地的部分作為本研究分析所用耕地圖，再將已提取的耕地圖與第二次土壤普查圖相疊加，即得到以土屬為單元的耕地土壤圖。

表1 采樣點在不同土壤類型的分布和作物種植狀況

SOC動態(tài)及主要土壤理化性狀的空間化。依據(jù)1.4部分給出的方法，計算各采樣點SOC指數(shù)(儲量、密度和年均變化速率)和全(N、K和P)、有效P、速效K密度，以及土壤容重、礫石體積比、質(zhì)地、pH值、C/N值等。對于同一土屬有多個采樣點的，將所有采樣點中已計算出的對應(yīng)值作算術(shù)平均記作該土屬最終對應(yīng)值。以此為基礎(chǔ)，基于土壤類型，認(rèn)為同一土屬擁有相同的SOC動態(tài)及主要土壤理化性狀，將其賦值于耕地土壤圖，即得到SOC動態(tài)及主要土壤理化性狀的空間分布圖。將上述已生成的空間格局圖在ARCGIS軟件Conversion Tools支持下轉(zhuǎn)換為90 m分辨率的柵格圖，再在Data Management Tools支持下將柵格圖轉(zhuǎn)換為.shp格式點文件，使用EXCEL將每一柵格中心點的上述數(shù)值導(dǎo)出，即得到90 m分辨率的SOC動態(tài)及主要土壤理化性狀的空間屬性值。

1.4 數(shù)據(jù)分析

0—20cm土壤剖面SOCD及主要理化性狀密度。采用國際上通用的SOCD計算方法[5]和剖面權(quán)重法，計算SOCD。

式中，SOCD0—20為0—20土層土壤有機碳密度(kg C/m2)，Ci為第i層土壤有機碳含量(由與有機質(zhì)含量的換算所得，換算系數(shù)為1.742)(g C/kg)，ρi為第i層土壤容重(g/cm3)，θi為第i層>2mm的礫石含量(體積百分比)(%)，Ti為第i層土層厚度(cm)，n為參與計算的土壤層次總數(shù)。最后，將SOCD單位換算為kg C/hm2。同理，算出其它主要理化性狀的密度，以便分析影響SOCD變化的因素和作用次序。

0—20cm SOC儲量。為土屬面積與SOCD的乘積

式中， POC為SOC儲量(kg C)，Sj為每一土屬的面積(hm2)，SOCji為第j個土屬第i層SOCD(kg C/hm2)。

0—20cm SOCD年均變化速率。為兩期SOCD0—20之差除以研究時段。

α=(Ti-Tj)/(i-j+1)

式中,α為0—20cm SOCD年均變化速率，Ti為第i時期的SOCD0—20，Tj為第j時期的SOCD0—20，j和i分別為前后時期。

影響SOCD動態(tài)的主要因素識別。盡管影響農(nóng)田表層SOC的因素涉及地形(如海拔、坡度等)、施肥(如化肥、有機肥等)和生物因子(如留茬、秸稈還田、產(chǎn)量等)，但由于它們很難準(zhǔn)確量化，且某些因子變異范圍較小(如海拔等)，這樣，也就很難針對每一土屬類型給出它們的具體數(shù)值。加之，不同因子之間存在較強的交互作用關(guān)系，它們對SOC的影響是直接作用還是潛在仍不明晰。因此，為真實地反映關(guān)鍵影響因素的作用，研究將它們剔除，僅選取實測SOCD初始值、土壤理化性狀作為影響SOCD動態(tài)的主要因素，具體指標(biāo)參考相關(guān)文獻[6-9]細(xì)化(表2)。

逐步回歸分析。以SOCD1980—2011年均變化速率為因變量，以表2中所給指標(biāo)為自變量，使用逐步回歸分析[10]建立農(nóng)田SOCD年均變化速率與影響因素間的定量模型。將SOCD1980—2011年均變化速率與所選影響因素間作逐個逐步回歸，考慮顯著性檢驗和共線性診斷，最終得到SOCD年均變化速率與影響因素間的定量模型(最優(yōu)模型)。

表2 影響SOCD變化速率的主要因素

*土壤有機碳密度Soil organic carbon density，SOCD

2 結(jié)果

2.1 1980—2011年SOC(密度/儲量)動態(tài)格局

1980—2011年農(nóng)田0—20 cm土層SOC密度/儲量總體表現(xiàn)為略有增加態(tài)勢。SOCD由1980年的21491.05 kg C/hm2增加到2011年的23798.68 kg C/hm2，單位面積碳增量為2307.63 kg C/hm2，增幅為10.74%(表3)。不同土壤類型間，增幅最大的是占耕地面積0.10%的沖積土，單位面積碳增量達17143.72 kg C/hm2，增幅為143.70%；其次是水稻土，SOCD增幅為32.27%；而增幅最低的是占耕地面積53.24%的紫色土，增幅為-8.01%。與此相對應(yīng)，SOC儲量由1980年的2197373.82 t增加為2011年的2433319.65 t，新增固碳量235945.83 t。換一角度，1980—2011年農(nóng)田SOC的增加量(324158.50 t)略高于損失量(88212.68 t)，呈現(xiàn)盈余狀態(tài)。而且，受不同土壤類型面積的影響，新增固碳量最多的不是單位面積碳增量最大的沖積土(僅1717.63 t)，而是處于第2位的水稻土，新增固碳量達305018.96 t；其次是單位面積碳增量排第3位的黃壤，新增固碳量17421.90 t。

表3 1980—2011年農(nóng)田SOC密度、儲量及其動態(tài)變化

*T1980、T2011分別表示1980、2011年的0—20 cm土層有機碳儲量(t)；SOCD1980、SOCD2011分別表示1980、2011年的0—20 cm土層有機碳密度(kg C/hm2)；ΔSOCD為0—20 cm土層單位面積碳增量(kg C/hm2)；ΔSOCD/ SOCD1980為0—20 cm土層碳密度變化占1980的SOCD的比例(%)；ΔT為0—20 cm土層有機碳儲量變化(t)；ΔT/T1980為0—20 cm土層有機碳儲量變化占1980碳儲量的比例(%)

圖2 1980—2011年SOCD變化的空間格局

圖3 1980—2011年SOC儲量變化的空間格局

面積上，紫色土和水稻土分別占耕地面積的42.67%和53.24%，總體上決定農(nóng)田SOC庫的盈虧，而SOCD處于增加趨勢的沖積土和黃壤即便增幅達到該類土壤所能容納有機碳的上限，也不能從總體上控制農(nóng)田SOC庫動態(tài)的基本格局，而只能在該類土壤分布的局地對SOC庫產(chǎn)生較大影響。因此，要使整個農(nóng)田土壤處于碳增匯狀態(tài)，必須從改善土壤理化性狀、外施合適管理實踐提升紫色土和水稻土SOCD的視角入手增加單位面積碳儲量，進而提升農(nóng)田SOC庫。

1980—2011年農(nóng)田0—20 cm土層SOC密度/儲量動態(tài)空間上展現(xiàn)顯著差異。圖2和圖3可看出，大部分區(qū)域2011年農(nóng)田SOC密度/儲量值高于1980的對應(yīng)值。SOCD的空間動態(tài)總體呈西部、中部(腰間)和南端升高顯著，北部和南部增加較少。展現(xiàn)為四級分布特征：增加值最大的是西部明月山及其周圍地區(qū)，其次是中部沿高灘河和大沙河及其支流沿岸的串珠狀河谷平壩區(qū)(小沖積壩)和南部和鶴大臺地區(qū)，再次是中部沿河除沖積壩外的緩坡地帶及三大山系(明月、南華和黃草)與中部槽谷間的交錯地帶，最低的是大梨山東部與鶴大臺地所夾槽谷區(qū)段的沿高灘河和大沙河兩岸的坡地區(qū)。類似地，SOC儲量增加最明顯的是西北部和東南部，中部增加處中等水平，東南部及其它局部地區(qū)碳儲量增加較少甚至下降。呈三級梯度特征：增加明顯的是明月山及其與南華山所夾槽谷區(qū)的北段、大沙河與荒草山和鶴大臺地所圍區(qū)域(大沙河流域東南部區(qū))，其次是大沙河流域以北的中部地區(qū)，增量較少乃至降低的是大梨山與鶴大臺地所夾槽谷區(qū)，以及北部和東南部的零星地區(qū)。

2.2 1980—2011年SOC(密度/儲量)年均變化速率/丟(固)碳分布特征

1980—2011年農(nóng)田0—20 cm土層SOCD年均增長速率為72.11 kg C hm-2a-1，低于川中丘陵區(qū)農(nóng)田SOCD年均上升均值(108.0 kg C hm-2a-1)[11]，總體上擁有微弱的碳增匯效應(yīng)。但是，表4可看出，不同土壤類型間的年均變化速率差異顯著，年均增長速率最大的是沖積土，達535.74 kg C hm-2a-1，展現(xiàn)出顯著的碳增匯效應(yīng)；其次是水稻土，年均增長率218.48 kg C hm-2a-1；而年均增長速率最低的是紫色土，為-50.64 kg C hm-2a-1，呈弱的碳失匯狀態(tài)。與此對應(yīng)地，SOC儲量的年均變化速率也表現(xiàn)為微弱增加(7373.31 t C/a)，而且，在不同土壤類型間的差異既受SOCD變化的影響，也受對應(yīng)土壤類型面積的控制。與水稻土相比，沖積土雖然SOCD的年均增長速率最大(為水稻土增速的2.45倍)，但因面積較小使得其SOC儲量的年均增長速率僅是水稻土的0.56%。因此，在農(nóng)田SOC的管理中，既要看SOCD提升的空間和潛力，也要考慮該土壤在面積占比上是否主要的類型。

表4 1980—2011年SOC儲量和SOCD的年均變化速率及固碳、丟碳和相對平衡面積比

*：ΔT和ΔSOCD分別見表3，ΔT/t和ΔSOCD/t表示0—20 cm土層SOC儲量的年均變化速率(t C/a)和密度的年均變化速率(kg C hm-2a-1)，丟碳、固碳和相對平衡面積比分別為各土壤類型丟碳、固碳和相對平衡的面積該土壤類型總面積的比重(%)

圖4 1980—2011年SOCD年均變化速率的空間格局

以SOCD1980—2011變化占SOCD1980為研究區(qū)農(nóng)田SOC的變化幅度，變幅>5%時為固碳，變幅介于±5%之間時為相對平衡，變幅<-5%時為丟碳，以此為依據(jù)進行研究區(qū)丟碳、固碳和相對平衡面積比統(tǒng)計，表4可看出，在1980—2011年間農(nóng)田0—20 cm土層丟碳、固碳和相對平衡面積比分別為37.61%、49.03%和13.36%，表現(xiàn)為微弱的碳增匯態(tài)勢。沖積土均處于固碳狀態(tài)，但因該土壤面積較小，即便全部固碳對研究區(qū)整體碳增匯的影響仍是微弱的；水稻土固碳面積高達82.74%，是研究區(qū)整體表現(xiàn)為微弱碳增匯的主要貢獻者。而水稻土的丟碳主要是勞動力缺乏導(dǎo)致部分旱作造成的；黃壤固碳面積61%，盡管土壤面積不大，但因集中于兩山區(qū)(明月和黃草)，對該區(qū)碳增匯貢獻突出；紫色土丟碳面積達53.89%，相對平衡面積25.08%，固碳面積僅占21.03%。但因紫色土是研究區(qū)面積最大、分布最廣的土壤類型，致使其SOC的丟失對整個農(nóng)田土壤碳匯的影響較大。研究區(qū)1980—2011年間農(nóng)田表層SOC的源/匯動態(tài)關(guān)鍵取決于水稻土和紫色土間碳效應(yīng)的平衡。

圖5 1980—2011年固碳、丟碳及相對平衡的空間格局

年均SOCD變化速率和固碳、丟碳、平衡面積比在空間分布上差異明顯。年均SOCD變化速率空間上總體呈西部、西北部高于南部、東南部，更高于東北部和西南部，體現(xiàn)為三級梯度展布(圖4)：西部明月山區(qū)和東南部黃草山區(qū)是變化的高值區(qū)(一級梯度)；高灘河(縣城以北段)西北部、大梨山西部、大沙河?xùn)|南部SOCD年均變率升高顯著(二級梯度)；縣城以東、大沙河以北、高灘河(縣城以北段)所圍區(qū)及鶴大臺地與大梨山所夾槽谷區(qū)SOCD年均變率以降低為主，是變化的低值區(qū)(三級梯度。對應(yīng)地，1980—2011年固碳、丟碳及相對平衡空間格局較為清晰，呈明顯的三分態(tài)勢：固碳主要集中于西部明月山及其下緣槽谷區(qū)、縣城以西的中部區(qū)、高灘河北段流域沿岸、鶴大臺地中南部；相對平衡出現(xiàn)在環(huán)南華山下緣的周圍地區(qū)、黃草山緊靠下緣的以西以北地區(qū)、高灘河(縣城南段)與大梨山所夾槽谷區(qū)；丟碳基本發(fā)生于北部高灘河與明月山所夾槽谷區(qū)的中部、高灘河(縣城南段)與縣城邊緣、南華山南端、鶴大臺地中北部、黃草山下緣所圍槽谷區(qū)。但是，總體上看，由于研究區(qū)土壤類型以紫色土和水稻土為主，且主要交錯集中分布于三山(明月、南華和黃草)所圍槽谷區(qū)，致使上述分布在空間上體現(xiàn)為紫色土、水稻土的鑲嵌分布格局。

3 討論

3.1 1980—2011年SOC(密度/儲量)動態(tài)的宏觀動因討論

本研究獲得的上述結(jié)果與土壤類型的分布及其利用有很大關(guān)系。山地黃壤由三迭系白云(灰質(zhì))巖、灰黃色沙粉質(zhì)母巖發(fā)育而成，主要分布在明月山和黃草山區(qū)的內(nèi)槽地帶，帶有粘重的質(zhì)地和不良的耕性。但因地處山區(qū)人口密度小，且隨大量青壯年勞動力向城鎮(zhèn)或非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移迅速，黃壤區(qū)坡耕地的人口壓力較小，一年一季玉米或紅薯的種植及少耕或穴耕對耕地土壤的干擾強度較低，致使表層(0—20 cm)SOC密度/儲量的變化表現(xiàn)為略微增加。因此，黃壤區(qū)農(nóng)田表層SOC在1980—2011年間獲得一定程度的提升也就不難理解，這一結(jié)果與目前已取得的結(jié)論一致[11-12]。

沖積土由第四系全新統(tǒng)河流沖積發(fā)育而成，零星分布于高灘河、大沙河及其支流沿岸，處于靠近消落區(qū)的地帶。地勢平緩，土壤肥厚，沙粘重適度，地下水埋藏淺，有機質(zhì)輸入量高，土壤水含量高降低其分解礦化釋放速率，從而驅(qū)使SOC密度/儲量增加迅速。但是，這一發(fā)現(xiàn)與羅懷良等[11]人在川中丘陵區(qū)(鹽亭縣)獲得的認(rèn)識相反。比較發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)的沖積土主要分布于高灘河沿岸，土壤肥厚，以一季冬水田或稻油、稻蔬輪作為主，有機質(zhì)輸入量大。而鹽亭縣沖積土主要集中于城鎮(zhèn)周圍的河流階地上，存在比較劣勢的農(nóng)作物逐漸退為經(jīng)濟作物，有機質(zhì)輸入量降低。

水稻土由侏羅系灰棕紫泥母質(zhì)發(fā)育而成，廣布于河流沿岸的串珠狀河谷平壩和坡溝間，呈條帶狀鑲嵌于槽谷區(qū)，尤以縣城拓展方向和大梨山走向的以西以北地區(qū)和東部鶴大臺地區(qū)較為集中。質(zhì)地輕至重壤，礦質(zhì)養(yǎng)分豐富，一季冬水田或水旱輪作(稻油或稻蔬)的利用方式，不僅使得對水稻土的耕作擾動較少，而且利用過程中又有大量有機質(zhì)輸入到土壤中，進而提升單位面積SOC及儲量。而且，研究區(qū)水稻土SOCD年均增長率顯著高于長江以南水稻土SOCD的年均增長速率(145.0 kg C hm-2a-1)[6]。這一結(jié)果類似于王紹強等[13]人的發(fā)現(xiàn)，即長期淹水的水稻田，營造出的良好還原環(huán)境有助于緩解土壤有機質(zhì)的礦化速率，積累更多的稻田SOC，展現(xiàn)碳增匯效應(yīng)。

紫色土由侏羅系(紅)棕紫泥母質(zhì)發(fā)育而成，集中于三山所夾槽谷的丘陵坡地區(qū)，呈渾圓狀或饅頭狀。質(zhì)地中壤至輕粘、重沙質(zhì)，含少量石骨子，保水肥能力差，不耐干旱，以玉米、紅薯為主的旱作是主要的利用方式，人口密度大，耕作擾動頻繁，土壤易水蝕，盡管利用過程中有機質(zhì)投入較多，但因利用干擾造成的丟碳強于輸入碳增加，致使農(nóng)田SOC密度和儲量整體處于降低狀態(tài)。闞澤忠等[7]人對成都經(jīng)濟區(qū)東部丘陵區(qū)紫色土SOC的分布和動態(tài)研究獲得了類似結(jié)果。

表5可看出，大多研究均認(rèn)為第二次土壤普查以來，農(nóng)田SOC總體上表現(xiàn)為增加趨勢，發(fā)揮固碳增匯效應(yīng)[6,11,13]，但在單位面積SOC的年均變化速率上卻存在一定差異。本研究得出的SOCD年均增速均低于羅懷良等[11]人和于嚴(yán)嚴(yán)等[6]人、王紹強等[13]人獲得的結(jié)果。造成這種差異的原因主要在于，本研究區(qū)作為川東重要的糧油基地，農(nóng)田在進行大量有機質(zhì)(秸稈還田)和養(yǎng)分元素(化肥)投入的同時(SOC輸入)，又頻繁開展以常規(guī)耕作(犁耕深翻、順坡耕作)為代表的人為擾動(SOC釋放和流失)，這樣，輸入增碳和輸出丟碳間的消長，使得研究區(qū)SOCD年均增速相對較低。不同土壤類型上的研究結(jié)果與現(xiàn)有發(fā)現(xiàn)不論在SOCD年均變化速率還是固碳、丟碳和相對平衡方面均有很大不同[6,11,13-18]。沖積土的結(jié)果與羅懷良等[11]人的相反(前面已解釋)，而與Leifeld和Fuhrer[16]的一致(只是SOCD年均變化速率明顯高于此)；黃壤的結(jié)果盡管與現(xiàn)有的一致，但本研究的SOCD年均變化速率高于羅懷良等[11]人的而低于West和Post[15]的，原因在于平行嶺谷的山地區(qū)耕地人口壓力遠小于低山丘陵區(qū)，亞熱帶濕潤區(qū)的農(nóng)田土壤的擾動遠小于干旱區(qū)；水稻土的結(jié)果與現(xiàn)有研究一致[7,9]，但SOCD年均變化速率高于嚴(yán)嚴(yán)等[6]人的而低于羅懷良等[11]人和葉德憲等[17]人的。這可能是由丘陵山區(qū)人們?yōu)樽非蟾嗟氖找娑鴮H有的水田投入較多所驅(qū)使，如養(yǎng)分元素(花費)、有機質(zhì)(秸稈還田)等；紫色土的結(jié)果與于嚴(yán)嚴(yán)等[6]人的一致而與羅懷良等[11]人的相反，但是，詳細(xì)對比，羅懷良等[7]人獲得的紫色土固碳僅呈穩(wěn)定少動狀態(tài)(近似于平衡)。

表5 本研究結(jié)果與現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)間的對比

3.2 1980—2011年SOC(密度/儲量)動態(tài)的微觀因素討論

SOCD年均變化速率為因變量，表2所選13個因素為因變量，考慮R方的變化(表7)和影響因素間的共線性診斷(表8)，逐步回歸出的最優(yōu)模型，表達式為：SOCD/t=-739.494-0.032SOCD初始值(X11)+0.316全N密度(X32)+75.779C/N比(X31)。式中，所有因素t值的絕對值均大于2，即通過顯著性檢驗(表6)，整體擬合結(jié)果最優(yōu)。依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，初步認(rèn)為，影響因素的貢獻較為集中于SOCD初始值(X11)、全N密度(X32)和C/N比(X31)三大因素。就影響因素的作用方向看，全N密度(X32)和C/N比(X31)對SOCD年均變化擁有正向影響，SOCD初始值的影響則相反。

表6 1980—2011年SOCD變化與影響因素間的逐步回歸參數(shù)

…為模型3前后逐步回歸結(jié)果的省略，且在模型9及以后變量X23、X24和X25的VIF>10存在共線性，合適模型只能在3—8中選擇

SOCD初始值對農(nóng)田表層SOCD變化的影響最大且具有反方向作用關(guān)系。SOCD初始值越高，距離SOC庫收支動態(tài)平衡的臨界空間就越近，提升潛力就越小。于嚴(yán)嚴(yán)等[6]人和程先富等[19]人獲得了類似發(fā)現(xiàn)，耕層SOCD的年均變化速率與初始值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。農(nóng)田表層SOCD存在一定的上限閾值(飽和容量)，SOC的管理和為追求作物產(chǎn)量的投入必須考慮這一數(shù)值。SOCD1980初始值高的北部和西南部區(qū)，在相同的耕作、利用和投入條件下，年均SOCD提升的速率低于初始值相對較低的中部、南部和東南部區(qū)，即高初始值SOC含量的農(nóng)田土壤增加不明顯(甚至下降)，而低的則相對顯著。相反地，初始值低的中部、南部和東南部區(qū)土壤貧瘠，常常需要更多的投入來提高產(chǎn)量，初始值高的北部和東南部區(qū)土壤肥沃，當(dāng)?shù)厝藗兺鲆曂度攵^多地依靠土壤本身的生產(chǎn)能力，從而驅(qū)使初始值低的SOC提升的速率快于初始值高的。SOCD初始值與其年增長速率間的反向關(guān)系，告訴我們：在丘陵山區(qū)少有糧油基地——平行嶺谷區(qū)兼顧“糧油生產(chǎn)”和“土壤增碳”，需要在SCOD初始低值區(qū)加大對土壤的投入，以提高糧油產(chǎn)量，增加SOC儲量；在初始高值區(qū)不但不忘增加對土壤的投入，而且要選擇較為合適的耕作和管理實踐，以降低耕作對土壤表層的擾動，使得土壤表層有機碳的分解速率達于累積程度，維持高值區(qū)的土壤高生產(chǎn)力和高SOC儲量。

表7 1980—2011年SOCD變化與影響因素間的逐步回歸模型匯總

…見表5，R2在模型3后變化不大，意味著可以靠共線性診斷在3—8中選擇最優(yōu)模型

表8 1980—2011年SOCD變化影響因素間的共線性診斷

…見表5，按條件指數(shù)[10, 30)弱相關(guān)、[30, 100]中等相關(guān)和>100強相關(guān)規(guī)律，一般選所有變量條件指數(shù)<30的為最優(yōu); 模型3后中的自變量至少有一條件指數(shù)≥30，1980—2011年SOCD變化與影響因素間的最合適的模型只能是模型3

土壤全N密度和C/N比對SOCD變化的影響處于二、三位且擁有正向作用關(guān)系。土壤全N密度和C/N比越大，SOCD的年均變化速率就越大。段華平等[20]人發(fā)現(xiàn)SOC與全N含量之間存在極顯著的正效應(yīng)關(guān)系，土壤全N含量越高，SOC含量增加的速度越快(表9)。而且，周莉等[21]人得出土壤中礦質(zhì)態(tài)N的有效性直接控制SOC的分解速率(微生物同化1份N需消耗24份C)。齊雁冰等[8]人認(rèn)為土壤C/N比的提升有助于降低微生物的活性，抑制SOC和N的礦化分解，可以積存更多地SOC并減少N的流失。Brady和Weil[9]認(rèn)為特定土壤的C/N比基本為一常數(shù)，SOC的含量很大程度上依靠土壤中N素的含量(能同化腐殖質(zhì))。因此，在某種意義上，土壤全N密度和C/N比之間有一定的相互依賴性，土壤N的積累往往伴隨C的集聚。整體上，研究區(qū)1980—2011年間的養(yǎng)分元素的輸入，大大提升土壤全N的含量，從而有助于SOC積累；沖積土和水稻土土壤水含量較多，有助于土壤全N的累積和SOC的增加；黃壤區(qū)人為擾動較1980年有所減輕，土壤全N因擾動流失造成的釋放大大降低，SOC展現(xiàn)為提升狀態(tài)；與黃壤相反，紫色土因處于谷地丘陵區(qū)，擾動壓力較大，雨季水蝕經(jīng)常發(fā)生，致使土壤全N有一定程度流失，并誘發(fā)SOC的丟失。當(dāng)然，在土壤C/N比對研究區(qū)SOC的作用也呈與土壤全N類似的規(guī)律，僅僅在作用程度上較后者低[8]。

依據(jù)現(xiàn)有研究，土壤物理性狀(質(zhì)地、礫石體積比和容重)、化學(xué)性狀(pH值、全量(速效)P和K)均會對農(nóng)田表層SOC的變化產(chǎn)生一定影響，而且，在本研究中這些因素盡管也已進入部分模型并通過顯著性檢驗，但是，涵蓋有粘粒(0—0.002 mm)、粉粒(0.002—0.05 mm)和砂粒(0.05—2 mm)三變量的模擬結(jié)果VIF值>10，說明它們之間存在較強的共線性(表6)。同時，依靠共線性診斷中條件指數(shù)的統(tǒng)計學(xué)意義(10—30之間弱相關(guān)、30—100之間中等相關(guān)和大于100強相關(guān))，礫石體積比、容重、pH、全量(速效)P和K的條件指數(shù)均大于30，有的甚至伴隨因素的引入在200以上(表9)。另外，這部分因素的影響相對較小，除土壤質(zhì)地外標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)絕對值在0.003—0.028之間。

表9 主要影響因素的作用方向與現(xiàn)有研究間的對比

土壤質(zhì)地對農(nóng)田表層SOC的影響均是負(fù)向作用的，且標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)間未展現(xiàn)顯著差異。這一結(jié)果與目前已取得的粘粉粒土壤中較砂質(zhì)能儲存更多的SOC相矛盾，粘粉包被(有機無機復(fù)合體)對SOC起到明顯的保護作用，不受微生物的侵襲誘發(fā)礦化分解[22-23]。然而，分析發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)土壤質(zhì)地在1980—2011年間發(fā)生較大變化，粘粒和粉粒的比重分別由1980年的27.23%和60.51%，下降為2011年的21.20%和24.65%，而砂粒的比重則相反，由12.26%上升為55.15%。據(jù)此，研究區(qū)農(nóng)田表層SOC理應(yīng)處于丟碳狀態(tài)，但為什么SOC在1980—2011年間總體上仍體現(xiàn)為微弱的碳增匯呢？這可能因SOC和質(zhì)地的空間數(shù)據(jù)受諸多其它與土壤質(zhì)地交互因素作用的影響所導(dǎo)致。

表層土礫石體積比越大，SOC儲量越小[7]。但是，本研究結(jié)果與目前研究一致，僅僅是作用程度較小，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)僅為-0.003。分析發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)礫石體積比>1.0%的土壤主要是分布于三山區(qū)的黃壤，0.6%—1.0%的土壤大多是分布于谷地丘陵區(qū)的紫色土，而綜合黃壤區(qū)碳增匯效應(yīng)明顯和紫色土區(qū)碳失匯顯著，也就出現(xiàn)研究區(qū)礫石體積比對SOC變化的負(fù)向作用但不顯著。

pH值過高或過低都會抑制土壤微生物的活性，影響表層SOC的礦化分解和周轉(zhuǎn)[22]。研究區(qū)土壤pH值5.0—8.6，且1980—2011年間變化較小，當(dāng)然，pH值對SOC變化的影響也較小。研究區(qū)土壤pH值>7.0區(qū)集中出現(xiàn)在北部的中部區(qū)和東南部，而這些區(qū)域又是明顯丟碳區(qū)(圖5)，從而出現(xiàn)pH值對SOC變化的影響為負(fù)向作用。在施肥和生物因子上，尤其是有機肥施用、作物留茬、秸稈還田、作物產(chǎn)量等直接向土壤輸入有機質(zhì)，化肥施用直接向土壤輸入養(yǎng)分元素，特別是N素，前者有助于積累更多的SOC，后者通過調(diào)節(jié)C、N循環(huán)增加SOC集聚[5]。但是，除作物留茬外，本研究獲得的有機肥、化肥、秸稈還田、作物產(chǎn)量對SOC變化的影響結(jié)果與現(xiàn)有研究相反，且作用程度均較低。產(chǎn)生這一差異原因，是由本研究以鄉(xiāng)(鎮(zhèn))為單元進行施肥和生物因子統(tǒng)計所造成的，未考慮鄉(xiāng)(鎮(zhèn))范圍內(nèi)不同海拔、不同土壤類型間的差異，而且，本研究對SOC的分析又使用的是土壤類型法，致使不同土壤類型對應(yīng)相同的施肥和生物因子，這樣，使用施肥和生物因子為自變量的逐步回歸分析，必然會出現(xiàn)施肥和生物因子對SOC變化的影響較弱甚至反方向作用。

4 結(jié)論

(1)研究區(qū)1980—2011年農(nóng)田0—20 cm土層SOC密度/儲量總體表現(xiàn)為略有增加態(tài)勢，單位面積碳增量2307.63 kg C/hm2，碳增匯235945.83 t，增幅為10.74%。其中，對研究區(qū)SOC碳庫盈虧有決定性調(diào)控意義的水稻土和紫色土，SOC密度/儲量增幅分別為32.27%和-8.01%。而且，研究區(qū)SOCD呈西部、中部(腰間)和南端升高顯著，北部和南部增加較少。SOC儲量增加最明顯的是西北部和東南部，中部增加處中等水平，東南部及其它局部地區(qū)碳儲量增加較少甚至下降。

(2)研究區(qū)1980—2011年農(nóng)田0—20 cm土層SOCD年均增長速率為72.11 kg C hm-2a-1，總體上擁有微弱的碳增匯效應(yīng)。其中，水稻土SOCD年均增長率218.48 kg C hm-2a-1，紫色土為-50.64 kg C hm-2a-1。而且，以±5%為界限，研究區(qū)丟碳、固碳和相對平衡面積比分別為37.61%、49.03%和13.36%。決定研究區(qū)SOC源/匯動態(tài)的水稻土和紫色土的固、丟碳面積比分別為82.74%和53.89%。在空間分布的差異上，總體呈西部、西北部高于南部、東南部，更高于東北部和西南部的格局。

(3)宏觀上研究區(qū)1980—2011年農(nóng)田0—20 cm土層SOC密度/儲量變化與土壤類型的分布及利用有很大關(guān)系。黃壤粘重和不良的耕性使得SOC密度/儲量常處于降低態(tài)勢，但人口壓力的減輕和人為擾動的減弱，驅(qū)使SOC的積累速率大于礦化分解速度。紫色土盡管處于三山谷地丘區(qū)，質(zhì)地中壤至輕粘、重沙質(zhì)，但人口壓力大，耕作擾動頻繁，SOC的積累速率低于分解速率。

(4)微觀上研究區(qū)對SOCD年均變化速率影響最大的因素是SOCD初始值>全N密度>C/N比。而且，全N密度和C/N比擁有正向影響，SOCD初始值則相反。特別是SOCD初始值對SOCD年均變化速度的作用，說明在平行嶺谷區(qū)管理農(nóng)田土壤碳庫，不但要對SOCD低值區(qū)的中低產(chǎn)田增加投入，而且要對SOCD高值區(qū)施加適當(dāng)投入和合適的耕作與管理實踐，以增加SOC儲量。

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