李玉超，余 濤，楊忠芳，于成廣，王誠(chéng)煜

(1.中國(guó)地質(zhì)大學(xué)(北京)地球科學(xué)與資源學(xué)院，北京 100083；2.遼寧省地質(zhì)礦產(chǎn)調(diào)查院，遼寧 沈陽 110031)

遼寧盤錦市農(nóng)田土壤重金屬元素時(shí)空變化研究

李玉超1,2，余 濤1，楊忠芳1，于成廣1,2，王誠(chéng)煜2

(1.中國(guó)地質(zhì)大學(xué)(北京)地球科學(xué)與資源學(xué)院，北京 100083；2.遼寧省地質(zhì)礦產(chǎn)調(diào)查院，遼寧 沈陽 110031)

以遼寧盤錦市兩期土地質(zhì)量地球化學(xué)調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過數(shù)理統(tǒng)計(jì)、多元統(tǒng)計(jì)分析、空間分析等方法，消除了采樣和分析誤差的影響，研究了該區(qū)土壤重金屬元素時(shí)空變化規(guī)律，并結(jié)合土地利用現(xiàn)狀討論了土壤中重金屬元素累積的原因。結(jié)果表明，在2004—2009年這段時(shí)間內(nèi)，土壤中重金屬元素Cd含量呈現(xiàn)明顯增加趨勢(shì)，凈平均累積率達(dá)到31.28%。造成該元素累積的原因主要為農(nóng)業(yè)活動(dòng)和人類活動(dòng)，同時(shí)人類活動(dòng)還造成了局部地區(qū)As、Zn等元素的累積；Cu、Hg呈明顯的貧化趨勢(shì)；Pb具有富集和貧化的雙重性質(zhì)，Cr、Ni、pH值在此期間變化不明顯。

盤錦市；重金屬元素；累積速率；時(shí)空變化

0 引 言

隨著社會(huì)生產(chǎn)力的提高，人類對(duì)自然資源利用強(qiáng)度不斷增大，有毒有害元素隨著人類活動(dòng)進(jìn)入地表環(huán)境，使環(huán)境污染問題日益突出。重金屬等污染物對(duì)土壤的污染是一個(gè)長(zhǎng)期、動(dòng)態(tài)的累積過程，其危害程度也是逐步顯現(xiàn)出來的，當(dāng)土壤中重金屬的累積量超過其自凈及緩沖能力之后，即會(huì)發(fā)生“化學(xué)定時(shí)炸彈效應(yīng)”[1-3]，從而產(chǎn)生社會(huì)危害。國(guó)內(nèi)外研究人員對(duì)土壤重金屬方面做了大量的研究，包括土壤中重金屬元素空間變異特征研究[4-9]、重金屬元素的污染方式及途徑[10-15]、遷移轉(zhuǎn)化規(guī)律[16-17]及污染狀況評(píng)價(jià)等[18-19]。以往調(diào)查多基于某一次的調(diào)查數(shù)據(jù)來進(jìn)行重金屬研究，本次調(diào)查選擇我國(guó)著名的水稻產(chǎn)地——遼寧盤錦市農(nóng)田區(qū)，以2004年和2009年兩期調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過對(duì)樣品進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，誤差消減、數(shù)理統(tǒng)計(jì)、多元統(tǒng)計(jì)分析、圖形對(duì)比等方法，研究2004—2009年5年間盤錦市農(nóng)田土壤中重金屬元素含量在時(shí)間上的累積和空間變化特征，并結(jié)合土地利用現(xiàn)狀，分析造成重金屬元素含量變化的主要原因。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

2004年與2009年，中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局在盤錦市農(nóng)作物產(chǎn)區(qū)分別開展了多目標(biāo)生態(tài)農(nóng)業(yè)地球化學(xué)調(diào)查和全國(guó)土壤現(xiàn)狀調(diào)查及污染防治調(diào)查評(píng)價(jià)工作，旨在查清典型農(nóng)作物種植區(qū)土地質(zhì)量狀況和土壤重金屬元素分布特征。研究區(qū)位于遼寧省盤錦市農(nóng)作物產(chǎn)區(qū)(圖1)，面積為2 432 km2，將兩次采集樣品對(duì)應(yīng)相同的單元格(單元格大小為2 km×2 km網(wǎng)格)，獲取相對(duì)應(yīng)的表層土壤(0～20 cm)數(shù)據(jù)608組，分析測(cè)試Cd、Hg、Pb、As、Cu、Zn、Ni、Cr和pH值共9項(xiàng)元素及指標(biāo)。

2004年，多目標(biāo)生態(tài)農(nóng)業(yè)地球化學(xué)調(diào)查采樣單元以1 km×1 km為網(wǎng)格，采集0～20 cm表層土壤，每4 km2組合成一個(gè)樣品測(cè)試分析；2009年，全國(guó)土壤現(xiàn)狀調(diào)查及污染防治調(diào)查采樣單元以0.5 km×0.5 km為網(wǎng)格，采集樣品單點(diǎn)分析。為了便于兩批數(shù)據(jù)對(duì)比，將2009年取得的數(shù)據(jù)按每2 km×2 km網(wǎng)格取均值，使其與2004年數(shù)據(jù)在空間上一一對(duì)應(yīng)。元素指標(biāo)測(cè)試的分析與數(shù)據(jù)質(zhì)量監(jiān)控要求按照《多目標(biāo)地球化學(xué)調(diào)查規(guī)范(1∶250000)》[20]執(zhí)行，Cr、Cu、Ni、Pb、Zn等元素含量及pH值的測(cè)定均采用X射線熒光光譜法，其檢出限分別為5 mg/kg、1 mg/kg、2 mg/kg、2 mg/kg、4 mg/kg、0.10，其中pH值無量綱；As、Hg等元素含量的測(cè)定采用原子熒光光度法，檢出限分別為1 mg/kg、0.000 5 mg/kg；Cd元素含量的測(cè)定采用石墨爐原子吸收分光光度法，檢出限為0.03 mg/kg；采用國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)物質(zhì)監(jiān)控分析測(cè)試準(zhǔn)確度，采用密碼樣監(jiān)控分析測(cè)試的精密度，所有監(jiān)控樣元素分析準(zhǔn)確度和精密度均在允許監(jiān)控限內(nèi)，所取得數(shù)據(jù)通過中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局質(zhì)量驗(yàn)收，數(shù)據(jù)可靠。土地利用現(xiàn)狀來源于全國(guó)第二次土地調(diào)查資料。

1.2 研究方法

由于土壤元素含量受采樣和分析測(cè)試誤差的影響，必須使用適當(dāng)?shù)姆椒ㄏ蓸诱`差和分析誤差來準(zhǔn)確反映土壤元素的累積變化，并通過多元統(tǒng)計(jì)分析、圖形分析方法來推斷重金屬元素累積來源。

1.2.1 元素含量變化的顯著性檢驗(yàn)

t檢驗(yàn)是用t分布理論來推論差異發(fā)生的概率，來比較兩批樣本平均數(shù)的差異性是否顯著。配對(duì)樣品的檢驗(yàn)公式見公式(1)：

(1)

t檢驗(yàn)來判別兩次調(diào)查樣品是否發(fā)生顯著性變化，通過SPSS軟件來完成計(jì)算。

1.2.2 采樣誤差和分析誤差特點(diǎn)

成土母質(zhì)為控制區(qū)域土壤成因、土壤元素的空間變異性及理化性質(zhì)的主要因素[21]。由于研究區(qū)所處下遼河平原，區(qū)內(nèi)地貌類型的相同致使區(qū)內(nèi)相應(yīng)的沉積環(huán)境、沉積物來源及沉積作用基本相同，使土壤元素空間變異性較小，故開展調(diào)查工作的采樣密度對(duì)土壤元素空間分布模式特征的影響較小。

在同一采樣單元格內(nèi)，2004年樣品分析方法組合分析，有助于消除采樣誤差、提高代表性[22]，2009年樣品為單點(diǎn)分析，在同一單元格內(nèi)多點(diǎn)取平均值，提高樣品代表性。盡管測(cè)試分析過程的監(jiān)控系統(tǒng)十分嚴(yán)密，系統(tǒng)分析誤差和偶然分析誤差對(duì)于測(cè)試結(jié)果的影響仍不可能完全消除。由于采樣誤差、偶然分析誤差結(jié)果符合正態(tài)分布，對(duì)兩批樣品平均值、中值的影響趨于零[23]。所以，系統(tǒng)分析誤差和土壤元素真實(shí)的含量變化是造成兩次調(diào)查土壤中元素的平均值、中值差異的主要原因。

圖1 盤錦地區(qū)土壤采樣點(diǎn)位分布圖Fig.1 The sampling map of the study area in Panjin

由于5年尺度的土壤元素累積量變化較小，在計(jì)算元素累積率過程中系統(tǒng)分析誤差對(duì)計(jì)算結(jié)果影響相對(duì)較大，故必須通過系統(tǒng)分析誤差校正來提高累積速率估算的準(zhǔn)確性。

1.2.3 系統(tǒng)分析誤差校正

基于元素含量平均值計(jì)算得到的平均相對(duì)累積率(R總)能反映土壤元素累積速率的總體變化情況，其計(jì)算公式見公式(2)：

(2)

凈平均累積率(R凈)為平均相對(duì)累積率(R總)減去系統(tǒng)分析誤差(R標(biāo))的值，即公式(3)所示：

R凈=R總-R標(biāo)

(3)

系統(tǒng)分析誤差(R標(biāo))為分析標(biāo)準(zhǔn)樣之間引起的誤差，計(jì)算過程如公式(4)、(5)所示：

(4)

(5)

1.2.4 土壤元素污染的識(shí)別

樣本組統(tǒng)計(jì)參數(shù)、直方分布模式、相關(guān)系數(shù)等參數(shù)是數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)特征的反映，可以用來識(shí)別土壤背景特征與污染累積模式[24]，二者間存在以下關(guān)系[25]：

(1)局部地區(qū)污染導(dǎo)致疊加量在空間分布具有不均勻性，兩批數(shù)據(jù)間的相關(guān)性隨之降低。

(2)污染累積使元素含量分布、元素平均值、中值、變異系數(shù)及樣本分布模式發(fā)生變化。

故選擇相關(guān)系數(shù)和凈平均累積率來判別土壤重金屬元素變化情況。

1.2.5 土壤元素含量的相對(duì)偏差

土壤中元素含量的相對(duì)偏差能均衡反映出兩次調(diào)查土壤中元素的累積與貧化程度，其計(jì)算公式為：

(6)

式中：Cij2009為2009年土壤調(diào)查元素測(cè)試數(shù)值；Cij2004為2004年土壤調(diào)查元素測(cè)試數(shù)值。

相對(duì)偏差平均值可大體判斷元素富集與貧化程度，如局部強(qiáng)污染的作用下，算術(shù)平均值可顯著大于幾何平均值，并導(dǎo)致直方圖峰態(tài)顯示正偏；相對(duì)偏差分布圖可以準(zhǔn)確發(fā)現(xiàn)富集和貧化高值區(qū)，可用于判斷重金屬來源。

1.2.6 重金屬來源的識(shí)別

利用因子分析，通過對(duì)各因子中變量的負(fù)載及相互關(guān)系，可以推測(cè)各重金屬來源的可能[26-28]。本次研究分別選擇兩批數(shù)據(jù)中各重金屬元素和N、P、K、Org.C含量進(jìn)行因子分析，采取主成分分析及方差極大化旋轉(zhuǎn)法，選取特征值大于1的因子進(jìn)行分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 t檢驗(yàn)分析

進(jìn)行配對(duì)的樣本數(shù)為608件，成對(duì)樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示(表1)，各元素及指標(biāo)在2004—2009年5年內(nèi)均發(fā)生顯著變化，其中As、Cd、Cr、Zn含量呈增加趨勢(shì)，Cu、Ni、Pb、Hg含量及pH值呈減少趨勢(shì)。

2.2 凈平均累積率分析

統(tǒng)計(jì)分析表明(表2)，2009年元素含量的平均值和中值明顯高于2004年的重金屬元素有As、Cd、Zn，相對(duì)2004年元素含量較低的有 Cu、Hg、Ni、Pb。凈平均累積率顯示Cd元素在這5年中具有明顯累積，凈平均累積率高達(dá)31.28%，Cu和Hg具有明顯的貧化，貧化程度達(dá)到9.43%和16.37%，其他元素含量?jī)羝骄鄯e率變化小于5.00%。

2.3 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析表明(表3)，兩批數(shù)據(jù)間重金屬元素As、Cr、Cu、Ni、Zn相關(guān)系數(shù)較大(相關(guān)系數(shù)>0.65)，呈顯著正相關(guān)，說明這些元素污染疊加量在空間上分布差異較?。欢鳳b、Cd、Hg及pH相關(guān)系數(shù)相對(duì)較低，說明Pb、Cd、Hg含量及pH值空間分布模式變化較大。

2.4 相對(duì)偏差分析

從土壤重金屬元素平均相對(duì)偏差數(shù)據(jù)表(表4)中可以看出，9種分析項(xiàng)目中As、Cd、Cr、Ni、Zn相對(duì)偏差大于零，其中有As、Cd、Zn相對(duì)偏差大于5%，Cu、Hg、Pb為負(fù)值，Hg、Cu小于-5%，若不考慮系統(tǒng)誤差，則大部分元素顯示累積的特征，表明這些元素在區(qū)域中含量已經(jīng)開始發(fā)生變化。

表1 成對(duì)樣本檢驗(yàn)結(jié)果

表2 盤錦市土壤元素含量參數(shù)統(tǒng)計(jì)表(n=608,含量單位為mg/kg，pH值無量綱)

表3 兩次數(shù)據(jù)間元素含量相關(guān)系數(shù)(n=608)

Table 3 Correlation coefficients of the contents of elements in soil between two periods of data (n=608)

指標(biāo)相關(guān)系數(shù)指標(biāo)相關(guān)系數(shù)指標(biāo)相關(guān)系數(shù)As0791Cu0689Pb0412Cd0258Hg0305Zn0702Cr0783Ni0743pH0010

表4 盤錦市土壤重金屬元素平均相對(duì)偏差

Table 4 Relative deviation of the contents of elements in soil in Panjin

元素相對(duì)偏差/%元素相對(duì)偏差/%元素相對(duì)偏差/%As68Cu-62Pb-38Cd265Hg-130Zn73Cr29Ni05pH-21

將相對(duì)偏差數(shù)據(jù)表做成直方圖，從偏差直方圖的峰態(tài)來看(圖2)：呈右側(cè)單偏峰的元素主要有As、Cd、Zn等，其中Cd表現(xiàn)出明顯增長(zhǎng)趨勢(shì)；呈左側(cè)單偏峰的元素或指標(biāo)主要為Cu、Hg、pH、Ni；Pb元素呈兩側(cè)近對(duì)稱的雙峰模式，同時(shí)體現(xiàn)出貧化和累積的特征。

為了進(jìn)一步分析元素含量在空間上累積和貧化的特征，采用等間隔法，繪制相對(duì)偏差分布圖(圖3)。從圖中可以看出，Cd元素含量的累積是全區(qū)性的，As、Zn元素含量顯示出局部累積特征，Cu、Hg元素含量顯示明顯貧化趨勢(shì)，Pb元素含量同時(shí)顯示貧化和累積特征，Cr、Ni元素含量及pH值變化不明顯。

2.5 因子分析

分別選擇2004年數(shù)據(jù)和2009年數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，采用主成分分析法和方差極大化旋轉(zhuǎn)法，條件為特征值大于1，因子系數(shù)絕對(duì)值大于0.57。在此限定條件下，提取了因子1、因子2兩個(gè)主要因子。2004年數(shù)據(jù)各因子特征值分別為5.786和2.419，方差貢獻(xiàn)率分別為48.215%和20.159%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率分別為48.215%和68.374%；2009年數(shù)據(jù)各因子特征值分別為4.703和2.154，方差貢獻(xiàn)率分別為39.190%和17.949%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率分別為39.190%和57.139%；以上兩個(gè)主成分可解釋大部分原始數(shù)據(jù)信息。兩批數(shù)據(jù)因子1中各變量具有較高負(fù)載，且各元素含量累積不明顯，所以該因子推斷為成土母質(zhì)來源，因子2中N、P、K和有機(jī)碳均能體現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)標(biāo)志，所以將其歸為農(nóng)業(yè)來源。

表5 土壤元素因子分析載荷及來源分析

Table 5 Varian rotated factor loading and identified sources of soil elements

變量2004年因子1因子22009年因子1因子2As07930819Cd0695Cr08970877Cu09300913Hg0637Ni09390943Pb0764Zn09140913N07600689P0789K2O-0578OrgC05280642特征值5786241947032154方差比例/%48215201593919017949累計(jì)貢獻(xiàn)率/%48215683743919457139可能來源成土母質(zhì)農(nóng)業(yè)成土母質(zhì)農(nóng)業(yè)

圖2 2004年和2009年兩次調(diào)查相對(duì)偏差直方圖Fig.2 Histogram of relative deviation of the contents of elements in soil between 2004 and 2009

3 討 論

通過對(duì)盤錦市2004年和2009年兩次土壤地球化學(xué)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)、數(shù)據(jù)分析及圖形分析，在消除采樣誤差和分析誤差基礎(chǔ)上，有效地反映出了研究區(qū)內(nèi)各元素及指標(biāo)含量變化趨勢(shì)，其結(jié)果顯示：

在這5年當(dāng)中，土壤中重金屬元素Cd表現(xiàn)為明顯增加趨勢(shì)，凈平均累積率達(dá)到31.28%，相對(duì)偏差直方圖顯示明顯的正偏峰，從元素相對(duì)偏差累頻圖可以看出，研究區(qū)Cd的積累是全區(qū)性的。

圖3 2004-2009年調(diào)查元素相對(duì)偏差分布圖Fig.3 The distribution maps of relative deviation of the contents of elements in soil during 2004 and 2009

作者認(rèn)為造成Cd累積的原因主要有兩方面：第一，盤錦市作為農(nóng)業(yè)水稻主產(chǎn)區(qū)，區(qū)內(nèi)主要土地利用類型為耕地，表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要污染物的N、Org.C凈平均累積率顯示明顯的累積趨勢(shì)，而2009年因子分析結(jié)果顯示Cd同N、Org.C具有較高的負(fù)載，所以Cd累積的原因之一是評(píng)價(jià)區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。在其他前人研究中，也得出了現(xiàn)行的農(nóng)業(yè)活動(dòng)中面積性肥料的使用是Cd累積的重要途徑之一[29-30]的結(jié)論；第二，從圖3中可以看出，Cd相對(duì)偏差較大的點(diǎn)位除分布在耕地范圍內(nèi)之外，還主要分布在城鎮(zhèn)、公路周邊地區(qū)，這表明在該區(qū)人類活動(dòng)是可能導(dǎo)致工作區(qū)Cd積累的重要原因之一，這一結(jié)論也與王彬武等[31]和李曉燕等[32]的研究結(jié)果一致。

從相對(duì)偏差分布圖(圖3)中可以看出，農(nóng)耕區(qū)Hg整體呈顯著貧化(相對(duì)偏差小于-20%)趨勢(shì)，造成貧化的原因一方面可能與環(huán)保力度有關(guān)，另一方面，可能與含Hg農(nóng)藥的禁止使用有關(guān)。此外，區(qū)域土壤中 Hg 含量呈貧化趨勢(shì)的例子并不罕見，如周國(guó)華、孫彬彬分別對(duì)浙江省杭嘉湖地區(qū)和珠三角地區(qū)進(jìn)行土壤元素變化研究時(shí)也發(fā)現(xiàn)Hg呈現(xiàn)顯著貧化趨勢(shì)[25,33]，而局部地區(qū)的累積可能與人類活動(dòng)有關(guān)。

Pb元素含量的凈平均累積率雖然僅為-3.8%，但兩次調(diào)查數(shù)據(jù)相關(guān)系數(shù)并不大，且相對(duì)偏差直方圖在零線兩側(cè)顯示雙峰形態(tài)，表明Pb在評(píng)價(jià)區(qū)內(nèi)同時(shí)存在大面積的貧化和累積的雙重性質(zhì)。相對(duì)偏差累積圖(圖3)中可清晰反映，在評(píng)價(jià)區(qū)內(nèi)Pb由北東向南西方向變化規(guī)律為累積至貧化。付紅波等[34]和程遠(yuǎn)杰等[35]曾在濱海地區(qū)土壤重金屬調(diào)查中顯示Pb的污染程度小于其他重金屬元素，姚榮江等[36]在蘇北某灘涂區(qū)調(diào)查結(jié)果也顯示Pb由內(nèi)陸向沿海的質(zhì)量分?jǐn)?shù)呈減少趨勢(shì)，Acosta等也發(fā)現(xiàn)鹽分的增加會(huì)顯著提高土壤重金屬的遷移能力，特別是對(duì)于Pb[37]。評(píng)價(jià)區(qū)作為濱海城市，土壤鹽漬化程度由北東向南西方向呈加重趨勢(shì)，而Pb遷移能力的提高，隨灌溉水遷移，是造成評(píng)價(jià)區(qū)西南部Pb貧化的重要原因。

Cr、Ni、pH值的凈平均累積率均小于5%，Cr、Ni兩次調(diào)查數(shù)據(jù)相關(guān)性較高，表明這幾種元素在評(píng)價(jià)區(qū)內(nèi)土壤表生環(huán)境中活動(dòng)性不明顯，差異多來源于采樣及分析誤差；兩次調(diào)查數(shù)據(jù)pH相關(guān)性及凈平均累積率都較低，表明其也由采樣和分析誤差造成。

調(diào)查結(jié)果同時(shí)顯示，盤錦市東北部高升鎮(zhèn)和西部東郭鎮(zhèn)都存在較明顯的As、Cd、Cr、Cu、Ni、Pb、Zn累積趨勢(shì)，結(jié)合土地利用現(xiàn)狀圖可看出，造成這種現(xiàn)象可能的原因?yàn)樵搩商幹饕仡愋蜑楹档丶八疂驳兀惢莘嫉?、凌乃?guī)、喬鵬煒等的研究結(jié)果也表明了旱地污染程度較水田嚴(yán)重[38-40]。

4 結(jié) 論

本次調(diào)查研究結(jié)果顯示，受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和人類活動(dòng)影響，評(píng)價(jià)區(qū)內(nèi)Cd元素表現(xiàn)出明顯增加趨勢(shì)，應(yīng)引起相關(guān)部門重視，人類活動(dòng)同樣造成As、Zn等元素的累積，受環(huán)保力度影響以及農(nóng)田系統(tǒng)Hg遷移轉(zhuǎn)化，Hg元素顯示明顯貧化趨勢(shì)，Pb元素受土壤鹽漬化程度的影響，在區(qū)內(nèi)顯示貧化和累積的雙重性質(zhì)，Cr、Ni、pH變化不明顯，調(diào)查同時(shí)顯示旱地污染程度較水田嚴(yán)重。

盤錦地區(qū)作為遼寧省重要的水稻產(chǎn)區(qū)，雖然土壤環(huán)境質(zhì)量仍處于較好的水平，但重金屬元素顯著的變化應(yīng)該引起相關(guān)部門的重視。土壤中重金屬污染元素受人為影響程度較大，持續(xù)的積累將使土壤質(zhì)量面臨巨大壓力。所以，為確保今后土地持續(xù)及穩(wěn)定的發(fā)展，應(yīng)及早在該區(qū)建立相關(guān)的地球化學(xué)監(jiān)控網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)，通過了解土壤重金屬元素的污染狀況及變化趨勢(shì)，為今后耕地保護(hù)和農(nóng)作物安全生產(chǎn)提供科學(xué)依據(jù)。

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Study on Spatial-temporal Variation of Heavy Metal Elements Contents in Soil from the Farming Area in Panjin City，Liaoning

LI Yuchao1,2，YU Tao1，YANG Zhongfang1，YU Chengguang1,2，WANG Chengyu2

(1.School of Earth Sciences and Resources，China University of Geosciences, Beijing 100083, China;2.LiaoningInstituteofGeologicalSurvey，Shenyang,Liaoning110031,China)

Based on twice geochemical survey data about land quality in Panjin City of Liaoning, the characte-ristics of spatial-temporal variation of heavy metal elements in this area were studied by applying scientific statistical method (i.e. mathematical statistics, multivariate statistical analysis, spatial analysis) to eliminate errors in sampling and analyzing, and the reasons for accumulation of heavy metal elements in soil were discussed combining present situation of land use. The results showed that the element contents of cadmium (Cd) in soil have been markedly increased from 2004 to 2009, with an average cumulative rate of 31.28%, which mainly contributed by agricultural and human activity. Meanwhile, human activity also caused accumulation of some other heavy metal elements, e.g. arsenic (As), zinc(Zn). On the contrary, copper (Cu) and mercury (Hg) presented apparent depleted trend. Lead (Pb) showed double characteristics of either enrichment or depletion, while the contents of chromium(Cr) and nickel(Ni) had no significant changes as well as the pH value.

Panjin City; heavy metal elements; cumulative rate; spatial-temporal variation

2016-05-17；改回日期：2016-06-16；責(zé)任編輯：樓亞兒。

中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局項(xiàng)目“全國(guó)土壤現(xiàn)狀調(diào)查及污染防治”(GZTR20080311)；中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局項(xiàng)目“多目標(biāo)生態(tài)農(nóng)業(yè)地球化學(xué)調(diào)查”(200414200004)；中國(guó)地質(zhì)調(diào)查局項(xiàng)目“上海市奉賢區(qū)多目標(biāo)地球化學(xué)調(diào)查”(12120113001800)。

李玉超，男，工程師，碩士研究生，1987年出生，地球化學(xué)專業(yè)，主要從事地球化學(xué)調(diào)查評(píng)價(jià)和土地質(zhì)量評(píng)估方面的研究工作。Email：282693909@qq.com。

楊忠芳，女，教授，博士生導(dǎo)師，1961年出生，地球化學(xué)專業(yè)，主要從事土壤環(huán)境地球化學(xué)教學(xué)與研究工作。

Email：zfyang01@126.com。

P595;X142

A

1000-8527(2016)06-1294-09