余慧敏 郭 熙

(江西農(nóng)業(yè)大學國土資源與環(huán)境學院/江西省鄱陽湖流域農(nóng)業(yè)資源與生態(tài)重點實驗室，江西 南昌 330045)

重金屬是土壤固有的一種成分。 不同母質類型下的土壤中或多或少存在著重金屬元素，但受社會工業(yè)化發(fā)展、農(nóng)藥化肥施用等因素影響，農(nóng)田土壤中重金屬發(fā)生富集，形成土壤重金屬污染[1]。 農(nóng)田土壤重金屬的污染程度與農(nóng)產(chǎn)品品質安全以及人體健康息息相關，因為重金屬固有的毒性、持久性以及生物積累特性造成了重金屬具有高風險[2-3]，并能通過食物鏈進入人體進而危害人類健康[4-5]。 目前，對土壤重金屬來源、空間分布及其風險評價的研究備受各國政府和科學家的廣泛關注[6-8]。 國內(nèi)外已開展了較多有關重金屬污染及其風險的研究，Raj 等[9]對印度東南沿海恩諾雷地區(qū)鎘(Cd)污染狀況開展研究，發(fā)現(xiàn)Cd 污染主要來源于工業(yè)廢水、城市污水等人為因素。 Olatunji等[10]對尼日利亞南部農(nóng)業(yè)土壤重金屬Cd 含量狀況進行了研究，發(fā)現(xiàn)Cd 主要來源于施肥、交通或大氣沉降。 Todorova 等[11]對保加利亞西部、多瑙河流域的沉積物開展了重金屬污染與生態(tài)風險評價研究，結果表明沉積物存在中等程度的重金屬污染，其受到自然水文工業(yè)技術的共同影響，并具有高風險的潛在生態(tài)風險。 Tepanosyan 等[12]在埃里溫幼兒園土壤重金屬污染水平及兒童健康風險評價研究中發(fā)現(xiàn)，Cd、汞(Hg)等重金屬濃度高，可能來源于人為因素，且重金屬污染對兒童具有不同程度的健康風險。 Hu 等[13]對我國長三角沿海工業(yè)城市的土壤重金屬潛在健康風險進行研究，發(fā)現(xiàn)成人的致癌風險最高，其次是老年人和兒童，重金屬的攝入是致癌風險的主要暴露途徑，其次是吸入和皮膚暴露。 Jiang 等[14]對我國鄱陽湖地區(qū)不同來源重金屬污染進行多元地統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)與一般農(nóng)田相比，工礦企業(yè)附近以及有污水灌溉和城市活動的農(nóng)田土壤中存在Cd 和Hg 富集的現(xiàn)象。 姜鳳成等[15]開展了秦王川盆地土壤重金屬來源、分布及污染評價的研究，發(fā)現(xiàn)該區(qū)存在中等程度的土壤Cd 污染，主要受工業(yè)與交通的影響。

綜上可知，已有的土壤重金屬研究中，研究對象包括工業(yè)土壤、沉積物、農(nóng)業(yè)土壤等眾多類型，研究結果表明土壤重金屬受到自然、人為因素的影響，但不同地區(qū)重金屬潛在生態(tài)風險的影響因素有所不同。 當前對鄱陽湖平原區(qū)農(nóng)田土壤重金屬潛在生態(tài)風險影響因素的探究尚淺。 鄱陽湖平原區(qū)農(nóng)田土壤環(huán)境質量與鄱陽湖生態(tài)區(qū)環(huán)境質量息息相關，因此，開展鄱陽湖平原區(qū)農(nóng)田土壤重金屬的相關研究對區(qū)域資源的有效管控、促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)綠色發(fā)展、維護鄱陽湖地區(qū)生態(tài)環(huán)境安全以及保障人類健康具有重要意義。 本研究運用地統(tǒng)計學與地理信息系統(tǒng)(geographic information system，GIS)相結合的方法對鄱陽湖平原區(qū)農(nóng)田土壤重金屬的空間分異特征進行研究，采用潛在生態(tài)風險指數(shù)法對重金屬的潛在生態(tài)風險進行評價，利用相關分析與地理探測器方法探析重金屬潛在生態(tài)風險的風險因子及其影響程度，以期為鄱陽湖平原區(qū)農(nóng)田土壤污染的防控、資源的有效利用與保護提供科學依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

試驗地豐城市位于江西省中部(115°25′～116°27′E、27°42′～28°27′N)，地處贛江中下游，鄱陽湖盆地南端，為江西省試點省直管市，是全國主要糧食生產(chǎn)基地，也是第一批國家農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展試驗示范區(qū)。 全市為亞熱帶濕潤氣候區(qū)，氣候溫和，四季分明。 地勢南高北低，由西南向東北逐漸傾斜，南部為低山區(qū)，中部相對低平，贛江蜿蜒期間，形成河谷沖擊平原，西北和東南地形起伏，為丘陵地區(qū)。 全市總面積284 500 hm2，2017年耕地面積為82 960 hm2，全市耕地以水田居多，占80%以上，主要種植水稻，以“稻-稻”種植模式為主；旱地較少，主要種植棉花、油菜、花生。 豐城市區(qū)位圖如圖1 所示。

1.2 數(shù)據(jù)采集

依據(jù)均勻分布、典型區(qū)域適當加密布點的原則，兼顧經(jīng)濟性和可行性，按照網(wǎng)格布設樣點取樣，采集研究區(qū)0～20 cm 表層土壤，每個網(wǎng)格內(nèi)取3 ～5 個樣點，將土壤樣品混合作為最終樣品，將土壤裝袋并編號，同時采用GPS 定位，記錄經(jīng)緯度信息，共計采集283 個樣點。 采樣點分布如圖1 所示。

將采集的土壤樣品在室溫下自然風干，去雜、研磨、過篩，制備試驗樣品。 對樣品中重金屬Cd、Hg 含量進行檢測，Cd 含量的測定采用石墨爐原子吸收分光光度法，Hg 含量的測定采用冷原子吸收分光光度法[16]。 對樣點數(shù)據(jù)用三倍標準差法[17-18]剔除異常值11 個，實際利用樣點數(shù)為272 個。

參考文獻[19-20]，結合數(shù)據(jù)的可獲得性與可行性，選取土壤性質(耕層質地、土壤類型、pH 值、有機質、全氮、全磷、全鉀、)、地形因子(坡度、高程)、距離(采樣點與河流、居民點、道路、鐵路及采礦用地間的距離)作為本研究土壤重金屬潛在生態(tài)風險的影響因素。

1.3 研究方法

1.3.1 地統(tǒng)計學方法 土壤重金屬空間變異特征采用地統(tǒng)計學的方法進行研究。 地統(tǒng)計學是利用半變異函數(shù)來描述區(qū)域變量的空間相關性的工具[21]。 半方差函數(shù)也稱半變異函數(shù)，可以表示區(qū)域化變量在一定尺度上的空間變異和相關程度，是研究土壤性質空間變異性的關鍵，同時也是進行精確普通克里金(kringing)插值的基礎[22]，根據(jù)公式進行計算:

式中，r(h)為半方差函數(shù)；h為分隔距離；N(h)為以h為分隔距離的數(shù)據(jù)點的成對數(shù)目；Z(x)為區(qū)域化變量在空間位置x處的值；Z(x+h)為區(qū)域化變量在x+h處的值。

區(qū)域化變量的空間結構特征中，變異系數(shù)(coefficient of variation，CV)表征數(shù)據(jù)間的離散程度，同時直觀反映出樣本空間變異性的大小[23]。 一般認為，CV＜10%為弱變異，10%～100%為中等強度變異，CV≥100%為強變異[24]。 塊金效應C0/(C0+C)表示隨機部分空間變異性占總空間變異性的程度，能夠反映變量的空間自相關程度，比值較大說明隨機部分起主要作用，比值較小說明非人為結構因素起主要作用[25]，若比值＜25%，表示變量具有強烈的空間相關性；若比值介于25%～75%之間，表示具有中等程度的空間相關性；若比值＞75%，表示具有較弱的空間相關性[26]。

1.3.2 潛在生態(tài)風險指數(shù)法 采用Hakanson 潛在生態(tài)風險指數(shù)法對重金屬污染進行生態(tài)風險評價[27-28]。該方法以土壤中重金屬的元素背景值為基準，結合重金屬的生物毒性(毒性系數(shù))、環(huán)境效應(污染指數(shù))計算其綜合潛在生態(tài)風險指數(shù)(risk index，RI):

式中，為土壤中重金屬元素i的實測含量；為參照值；為重金屬元素i的毒性系數(shù)；為重金屬元素i的污染指數(shù)；為重金屬元素i的潛在生態(tài)風險系數(shù)，依據(jù)可將土壤潛在生態(tài)危害程度劃分為輕微(＜40)、中度(40≤＜80)、強度(80≤＜160)、很強(160≤＜320)和極強(320≤)5 個等級；RI 表示土壤環(huán)境中重金屬的潛在生態(tài)風險，依據(jù)RI 可將土壤潛在生態(tài)危害程度劃分為輕微(RI ＜150)、中度(150≤RI＜300)、強度(300≤RI＜600)和很強(RI≥600)4 個等級[4，29]。 本研究中，Cd、Hg 的毒性系數(shù)分別為30、40[30]。

1.3.3 地理探測器方法 空間分異性是地理現(xiàn)象的基本特點之一，地理探測器是探測空間分異性并揭示其背后驅動力的一組統(tǒng)計學方法[31]。 運用地理探測器的因子探測(factor detector，F(xiàn)D)方法，定量研究某影響因子對土壤重金屬空間分異的影響程度，用q值度量[32]，根據(jù)公式計算:

60例硬膜外麻醉下?lián)衿谛谢啬c造口關閉術患者，年齡18～65歲，美國麻醉醫(yī)師協(xié)會（ASA）分級Ⅰ～Ⅱ級，體質量指數(shù)（BMI）18～30 kg/m2。排除標準：精神疾病，嚴重心肺肝腎疾患，糖尿病、甲亢等內(nèi)分泌疾患，硬膜外穿刺失敗或麻醉平面不能滿足手術要求者。本研究獲中山大學附屬第六醫(yī)院倫理委員會批準（2017ZSLYEC-042）并在https：//clinicaltrials.gov注冊（ChiCT-IOR-16008901）。所有患者簽署了研究知情同意書。資料收集于2018年4月～2018年8月，在中山大學附屬第六醫(yī)院完成。通過隨機數(shù)字法將患者分為鎮(zhèn)靜組（P組）和對照組（C組），每組30例。

式中，q為某影響因子對土壤重金屬空間分布的影響力，其值介于0～1 之間，q值越大表示該風險因子對土壤重金屬的影響程度越大，反之則越小。h=1，…，L為該影響因子的分類，Nh和N分別為類h和全區(qū)的單元數(shù)；和σ2分別是類h和全區(qū)的土壤重金屬值的方差。SSW和SST分別為層內(nèi)方差之和(within sum of squares)和全區(qū)總方差(total sum of squares)。

q值滿足非中心F～(L-1，N-L；λ)分布:

風險區(qū)探測:用于判斷2 個子區(qū)域間的屬性均值是否有顯著差別，用t統(tǒng)計量來檢驗:

式中，表示子區(qū)域h內(nèi)的屬性均值，此研究為某重金屬元素含量；nh為子區(qū)域h內(nèi)樣本數(shù)量，Var表示方差。 統(tǒng)計量t近似地服從t分布，其中自由度的計算方法為:

1.4 數(shù)據(jù)分析

利用SPSS 22. 0 對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析、K-S 正態(tài)分布檢驗，對不符合正態(tài)分布的數(shù)據(jù)進行相應的數(shù)據(jù)轉換使之符合正態(tài)分布，并采用SPSS 22. 0 進行土壤重金屬元素含量與影響因素之間的相關分析。

采用GS+7.0 軟件對轉換后的數(shù)據(jù)進行半方差函數(shù)分析及模型擬合，以半方差分析結果中模型的擬合決定系數(shù)(R2) 最大、殘差平方和(residual sum of squares，RSS)最小為最優(yōu)插值理論模型和參數(shù)；然后根據(jù)最優(yōu)半方差模型參數(shù)運用ArcGIS 10.2 軟件進行普通克里金插值，繪制重金屬元素空間分布圖。

2 結果與分析

2.1 土壤Cd、Hg 含量統(tǒng)計特征

豐城市土壤Cd、Hg 含量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。 2 種重金屬元素含量的最大值與最小值之間的差距較大；Cd、Hg 含量原始數(shù)據(jù)均為非正態(tài)分布(圖2)，經(jīng)過處理后，Cd 含量近似對數(shù)正態(tài)分布，Hg 含量符合對數(shù)正態(tài)分布；Cd、Hg 含量的變異系數(shù)處于10%～100%之間，均為中等程度變異。

表1 農(nóng)田土壤Cd、Hg 含量描述性統(tǒng)計Table 1 The descriptive statistics of Cd and Hg concentrations in farmland soils

圖2 農(nóng)田土壤重金屬Cd 和Hg 含量的頻率分布直方圖Fig.2 Histogram of frequency distribution of heavy metals Cd and Hg in farmland soil

2.2 土壤Cd、Hg 空間結構與分布特征

表2 土壤Cd、Hg 含量的半方差函數(shù)理論模型及其擬合參數(shù)Table 2 The optimal models and fitting parameters for Cd and Hg concent rations in farmland soils

2.2.2 土壤Cd、Hg 空間分布特征 利用半方差函數(shù)可以解釋土壤重金屬含量的空間結構，反映空間變化特征，但其提供的信息存在一定的局限性[33]。 為進一步表征研究區(qū)2 種重金屬元素的空間分布特征，根據(jù)元素對應的最優(yōu)擬合模型在ARCGIS 10.2 中分別進行普通克里金插值，繪制2 種重金屬元素的空間分布圖(圖3)。

江西省土壤Cd、Hg 元素的背景值分別為0.108、0.084 mg·kg-1[28]，Cd、Hg 的全國農(nóng)用地土壤污染風險篩選值分別為0.3、0.5 mg·kg-1[16]。 由圖3 可知，全市農(nóng)田土壤中Cd、Hg 的分布差異較為明顯。 少部分土壤Cd 含量未超過江西省土壤元素背景值的農(nóng)田主要集中在全市的北部地區(qū)，分布較為分散；極少數(shù)Cd 含量超過全國農(nóng)用地土壤污染風險篩選值的農(nóng)田分布在西北部；全市大部分地區(qū)Cd 含量超過江西省土壤元素背景值但未達到全國農(nóng)田地土壤污染風險篩選值的水平，其中含量處于最高區(qū)間值(0.300 ～0.342 mg·kg-1)的農(nóng)田較少，成斑塊狀分布。 市域農(nóng)田土壤中Hg 含量由南向北逐漸升高；少部分土壤Hg 含量在江西省土壤元素背景值以內(nèi)的農(nóng)田分布在市域的南部；其余樣點Hg 含量基本均超過江西省元素背景值，但仍在全國農(nóng)田地土壤污染風險篩選值范圍內(nèi)，其中含量處于最高區(qū)間值(0.167 ～0.206 mg·kg-1)的農(nóng)田呈斑塊狀主要分布于市域的中部、東部及東北部地區(qū)。

圖3 農(nóng)田土壤Cd、Hg 的空間分布圖Fig.3 Spatial distributions of Cd and Hg concentrations in farmland soils

2.3 土壤Cd、Hg 潛在生態(tài)風險評價

根據(jù)潛在生態(tài)風險指數(shù)法評價結果，識別出Cd、Hg 的風險點位圖，不同級別下Cd、Hg 的潛在生態(tài)風險系數(shù)的樣點數(shù)量如圖4 所示。 結果表明，Cd、Hg 的潛在生態(tài)風險指數(shù)均包括4 個級別，Cd 的潛在生態(tài)危害程度處于輕微級別(1 級)居多，樣點數(shù)達143 個，占比52.57%，僅1 個樣點具有很強級別(4 級)的潛在生態(tài)危害程度；Hg 的潛在生態(tài)危害程度為中度級別(2級)居多，樣點數(shù)共計158 個，占比58.09%，潛在生態(tài)危害程度處于很強級別(4 級)的樣點僅占1.1%，數(shù)量最少。

根據(jù)重金屬元素Cd、Hg 的潛在生態(tài)風險指數(shù)計算出各樣點的綜合潛在生態(tài)風險指數(shù)，各級別綜合潛在生態(tài)風險指數(shù)下的樣點數(shù)比例如圖5 所示，綜合潛在生態(tài)風險指數(shù)共分為2 個級別，其中以綜合潛在生態(tài)危害程度為輕微級別(1 級)的樣點數(shù)較多，共計243 個，所占比例高達89.34%。

利用Arcgis 軟件制作出研究區(qū)土壤的綜合潛在生態(tài)風險指數(shù)分區(qū)圖(圖6)。 研究區(qū)農(nóng)田土壤綜合潛在生態(tài)風險指數(shù)在65.63 ～210.51 之間，經(jīng)統(tǒng)計，處于輕微潛在生態(tài)危害程度(1 級，RI＜150)的耕地居多，占99.28%。 潛在生態(tài)風險指數(shù)處于最低區(qū)間值(65.63～100.00)的區(qū)域在空間分布上呈現(xiàn)出較為分散的塊狀分布，具有中度潛在生態(tài)危害程度的區(qū)域分布也較為分散，研究區(qū)土壤重金屬的綜合潛在生態(tài)危害程度總體較低。

2.4 潛在生態(tài)風險影響因素分析

圖4 土壤Cd、Hg 潛在生態(tài)風險指數(shù)評價結果點位圖Fig.4 Classification of sampling points associated with different potential ecological risk levels of Cd and Hg in farmland soils

圖5 農(nóng)田土壤Cd、Hg 不同潛在生態(tài)風險水平采樣點數(shù)量Fig.5 Number of sampling points associated with different potential ecological risk levels of Cd and Hg in farmland soils

2.4.1 相關性分析 研究區(qū)農(nóng)田土壤Cd、Hg 均受到外來因素的影響，但影響土壤重金屬的因素較為復雜多樣。 由表3 可知，土壤性質因素中的土壤質地、土壤類型與全氮3 個因素以及距離因素中的距居民點的距離對2 種重金屬的潛在風險系數(shù)和土壤綜合潛在風險指數(shù)均未表現(xiàn)出顯著相關性；其余因素則至少與其中1 種元素達到顯著相關水平。 Cd 的潛在生態(tài)風險系數(shù)與pH 值呈極顯著正相關，表明pH 值對Cd 具有重要影響，這可能是因為土壤pH 值能直接影響Cd 在土壤中的存在形態(tài)進而對其含量產(chǎn)生影響；Cd 的潛在生態(tài)風險系數(shù)與全鉀、距道路的距離呈極顯著負相關，說明農(nóng)業(yè)施肥、交通會對土壤Cd 含量產(chǎn)生影響。 Hg 的潛在生態(tài)風險系數(shù)與全磷、坡度、高程、距鐵路的距離等呈極顯著負相關，與有機質、距采礦用地的距離呈顯著負相關，表明土壤Hg 含量受人為因素的影響較為明顯。 RI 與全磷、高程呈極顯著負相關，與pH 值呈顯著正相關，與坡度、距河流、道路的距離呈顯著負相關。

表3 土壤重金屬潛在生態(tài)風險與影響因素的相關性Table 3 Correlations between the potential ecological risks of heavy metals and associated influencing factors in farmland soils

2.4.2 地理探測器分析 利用地理探測器的因子探測來衡量影響因子對土壤重金屬潛在生態(tài)風險的影響強度，探測結果如表4 所示。 各因子對Cd 的潛在生態(tài)風險解釋力大小依次為:pH 值(5.11%) ＞全鉀(3.31%)＞坡度(2.35%)＞距道路距離(2.32%)＞耕層質地(1.63%)＞距河流距離(1.49%)，其中僅pH 值、全鉀對其具有顯著影響；各因子對Hg 的潛在生態(tài)風險的解釋能力大小依次為:全磷(5.69%)＞土壤類型(4.08%)＞高程(2.86%)＞坡度(2.11%)＞耕層質地(1.90%)＞距河流距離(1.90%)，除全磷外其他影響因子對其均無顯著影響；各因子對RI 的解釋能力大小依次為:全磷(5.48%)＞pH 值(3.95%)＞土壤類型(3.44%)＞距河流距離(2.80%)＞高程(2.32%)＞耕層質地(2.27%)。

圖6 研究區(qū)農(nóng)田土壤Cd、Hg 的綜合潛在生態(tài)風險指數(shù)分區(qū)圖Fig.6 Zonation of the comprehensive potential ecological risk level of Cd and Hg in farmland soils across the study region

3 討論

本研究采用潛在生態(tài)危害指數(shù)法進行研究區(qū)土壤重金屬潛在生態(tài)風險評價，該法引入毒性響應系數(shù)，將重金屬的生態(tài)效應、環(huán)境效應與毒理學聯(lián)系起來，能夠綜合反映重金屬對生態(tài)環(huán)境的影響潛力，為后期土壤環(huán)境治理與保護、保障與促進人體健康提供科學依據(jù)。

研究區(qū)土壤Cd、Hg 的空間分布具有一定的差異。以江西省元素背景值、全國農(nóng)用地土壤污染風險篩選值為分級閾值，研究區(qū)土壤Cd 含量共分為3 種水平，少數(shù)土壤Cd 含量在江西省土壤元素背景值之內(nèi)的樣點分布在市域的北區(qū)，其余地區(qū)Cd 含量均超過江西省元素背景值，其中市域西北部有極少數(shù)地區(qū)Cd 含量超過全國農(nóng)用地土壤污染風險篩選值；而Hg 含量包括2 種水平，Hg 含量未超過江西省土壤元素背景值的農(nóng)田分布在市域的南部，其余均處在2 個閾值之間且含量由南向北逐漸升高。 查看豐城市土地利用現(xiàn)狀圖發(fā)現(xiàn)，市域道路交通路網(wǎng)主要集中在市域的中北部，全市以新型能源、光伏電子機械等為主的新興工業(yè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)位于市域中部。 Cd、Hg 含量在人為因素的影響下均表現(xiàn)出一定的富集作用，Cd 含量最高的地區(qū)臨近昌樟高速，遠離工業(yè)園區(qū)，除成土母質之外，Cd 主要來源于大氣沉降、農(nóng)業(yè)施肥等人類活動[34]。 另外，該區(qū)少數(shù)農(nóng)田土壤Cd 含量的富集可能受尾氣沉降、采樣與檢測過程中的偶然誤差的綜合影響；市域南部遠離工業(yè)園區(qū)與道路交通用地，受到人為因素的影響相對較少，因此Hg 含量低。 上述結果說明，土壤重金屬除來源于土壤本底外，外部人類活動如工業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)施肥、生活行為等多因素的綜合影響也會導致外來重金屬元素進入農(nóng)田逐漸富集，最終使農(nóng)田土壤重金屬含量超過其背景值，形成重金屬污染[35]。

表4 土壤重金屬前六大影響因子解釋力及其顯著性統(tǒng)計Table 4 The explanatory power and statistical significance of the top six major factors influencing the potential ecological risks of Cd and Hg in farmland soils

研究區(qū)土壤Cd、Hg 樣點的潛在生態(tài)風險水平包括4 個級別，均以潛在生態(tài)危害程度為很強級別(4級)的樣點數(shù)最少，Cd 以潛在生態(tài)危害程度為輕微級別(1 級)的樣點居多，而Hg 以潛在生態(tài)危害程度為中等級別(2 級)的樣點居多。 Cd 通過食物鏈進入人體后，會對人體腎、腦、骨骼及神經(jīng)系統(tǒng)等產(chǎn)生損傷，造成急性或慢性中毒，甚至癌變[36-37]。 Hg 容易被人體皮膚、呼吸道和消化系統(tǒng)吸收，在生物體內(nèi)積累后對人類大腦和肝臟造成損害，給人類帶來嚴重的健康風險[38]。 研究區(qū)Hg 含量水平相對Cd 含量較低，但其潛在生態(tài)風險水平較高，因此，有必要采取適宜的防范措施來防止農(nóng)田土壤Hg 含量升高導致的潛在生態(tài)風險水平的提高。 土壤綜合潛在生態(tài)風險水平以輕微危害程度居多，受2 種重金屬的綜合影響，中部地區(qū)土壤的綜合潛在生態(tài)風險水平高于南部和北部地區(qū)，且受人為活動的影響較大。

研究區(qū)土壤重金屬的潛在生態(tài)風險狀況受到自然與人為因素的共同影響，而人為活動因素超出自然本底對重金屬的影響[39-40]。 本研究中農(nóng)田土壤潛在生態(tài)風險受全磷與pH 值的影響較大，這可能是因為化肥、農(nóng)藥的施用會導致農(nóng)田土壤pH 值與肥力的改變，同時其含有的重金屬成分會直接殘留在土壤中，影響重金屬Cd、Hg 在土壤中的遷移、轉化，改變其含量[41]，進而影響其潛在生態(tài)風險狀況。 高程也是本研究的農(nóng)田土壤潛在生態(tài)風險的影響因素之一，原因在于海拔作為表征地貌特征的重要指標，也對農(nóng)田土壤重金屬有一定的影響，不同地貌特征影響著土壤的水熱條件及其再分布，進而影響土壤中物質能量的變化[39]，從而影響土壤中重金屬的Cd、Hg 的活動狀況與健康風險水平。 城鎮(zhèn)交通中，道路上機動車尾氣、車輛輪胎磨損等釋放的重金屬元素在降雨等氣候因素的影響下沉降進入農(nóng)田，也會導致重金屬Cd、Hg 在農(nóng)田中的富集[19，42]，因而農(nóng)田與道路的距離也是影響重金屬潛在生態(tài)狀況的原因之一。 總體而言，重金屬Cd、Hg 的潛在生態(tài)風險狀況并非單一因素獨立作用的結果，而是多種因素綜合作用的結果，且不同影響因子對其影響程度不相同。

對于重金屬的潛在生態(tài)風險水平而言，不同的影響因子解釋力q 差異較小，說明2 種重金屬元素的潛在生態(tài)風險狀況受到多種因素的共同作用。 通過地理探測器的風險識別可知，影響Cd 潛在生態(tài)風險的前兩類因子主要為pH 值5.5 ～6.0 和全鉀≤10 g·kg-1，影響Hg 的主要為全磷≤0.4 g·kg-1和土壤類型(潴育型水稻土)，該結果對后期區(qū)域土壤重金屬污染的治理與管控具有支撐性的作用[19]。 但受數(shù)據(jù)的限制，本研究選取的重金屬影響因素具有局限性，今后應開展更為全面的研究。

4 結論

本研究結果表明，豐城市農(nóng)田土壤Cd、Hg 均為中等程度變異，人為因素對2 種重金屬空間分布的影響大于自然因素的影響，大部分地區(qū)農(nóng)田土壤Cd、Hg 濃度超過江西省土壤元素背景值，但未達到全國農(nóng)用地土壤污染風險篩選值。 研究區(qū)Cd 以輕微潛在生態(tài)危害程度居多，主要受pH 值5.5 ～6.0、全鉀≤10 g·kg-1的影響；Hg 則以中度潛在生態(tài)危害程度居多，受全磷≤0.4 g·kg-1、土壤類型(潴育型水稻土)的影響為主；重金屬綜合潛在生態(tài)危害程度較低，主要受到全磷≤0.4 g·kg-1和pH 值5.5 ～6.0 的影響。 在實際田間耕種過程中，可以采取肥料合理配施、施用土壤改良劑等來改善土壤環(huán)境。 本研究僅對研究區(qū)農(nóng)田土壤重金屬的空間分異特征及其潛在生態(tài)風險影響因素進行探究，各因素對重金屬的影響機理未做分析，今后應進一步開展相關研究。