无锡各地农业活动对太湖总磷、总氮的影响识别

张 燕，高 翔，张 洪

（南京大学 地理与海洋科学学院，南京210023）

湖泊水体富营养化常与流域农业资源的低效利用及其排放有关，不少学者对这方面进行了研究［1－7］，但流域农业资源投入及利用效率与湖泊水质之间的关联性存在与否及其强弱的定量研究却不多见。

太湖是我国第三大淡水湖。太湖流域位于东经119°11′—121°53′，北纬30°28′—32°15′，地处长江三角洲南翼，北滨长江，南濒钱塘江，东临东海，西以天目山、茅山等山区为界；湖区面积约2 000km2，流域面积36 895km2；行政区划分属江苏、浙江、上海和安徽［8］。2009年太湖水体总体营养状态为中度富营养［9］。有研究认为，非点源污染是太湖水体富营养化的主要原因［7，10］。

作为我国古老的农业区之一，太湖流域农业发达，垦殖指数高，农业利用集约，高投入、高产出是当今太湖地区种植业的主要特点。尤其无锡市人多地少，人均耕地面积仅0．02hm2／人；土地利用强度高，2010年复种指数达172．6%；粮食、油料、蔬菜产量为80．44×107，1．16×107，126．07×107kg；当年无锡市化肥平均施用量［11］（表1）高于同期全国化肥平均用量（折纯量）346．1kg／hm2［12］，更远高于国际公认的化肥安全施用上限225kg／hm2［13］。因此，农业活动，尤其农业资源的低效利用很可能是水体的主要非点源污染源。

表1 2010年无锡单位播种面积化肥施用量 kg／hm2

为更有针对性地对太湖水体营养化进行控制和治理，本文根据无锡市不同地区的农业资料，估算各地区多年的化肥利用效率；用多元相关分析探讨无锡市各地区农业资源投入与太湖水体中总磷、总氮浓度（CTP、CTN）的关联性，以便掌握不同地区农业活动与水体富营养化联系的紧密程度，并由此判别太湖水体CTP、CTN的主要农业来源区域。

1 材料与方法

1．1 指标、因子选择

1．1．1 水质指标 本文以太湖的营养物质总磷与总氮浓度CTP、CTN为水质指标。

1．1．2 农业投入因子 岸基物质影响湖泊水体水质需同时具备两类因子：源物质和传输它们的动力。具体到农业生产，导致农田面源污染通常是因为投入的资源有富余，多余的资源由径流或流失土壤携带汇入了水体，可见，有剩余才有可供流失的物质，即相对于产出而言，未被完全利用的资源是引起水环境问题的根源。考虑到农业投入对水体水质的影响主要应来自于化肥的残留（剩余），途径则主要为农田降雨径流与灌溉排水引起的流失。其中，化肥剩余是影响水质的物质来源；而排水则起着输送源物质的作用，但因缺少农业生产中实际排水量的资料，本文采用有效灌溉面积间接代替农田排水量。因此，本文选择的影响水质的农业资源因子为化肥剩余、有效灌溉面积。

化肥剩余的计算。化肥是农作物生长所需营养元素的主要来源之一，它提供的营养元素会转化成农作物最终产物的组成部分，因此，化肥施用量的多少并不是造成环境问题的根源，只有它的利用效率才会引发环境问题：过量施用化肥可能导致营养元素未被作物吸收而在土壤表层富积，化肥中这部分未被作物吸收从而没能转化成农作物最终产物的营养元素（化肥剩余）才可能成为湖泊的潜在“营养物质源”。

式中：rs（t）——t年未被利用的化肥剩余量；r（t）——t年化肥投入量；η（t）——t年农作物对化肥的利用效率；η（t）×r（t）——t年化肥投入量中已经转化成农作物最终产物的部分。

式（1）中的η（t）很难直接测量，因而缺少相关数据，但作物对资源的利用效率与生产力成正比，故可用产出与资源投入的对比（资源的生产力）来间接度量作物对资源的利用效率：单位资源形成的综合产出Q／r越多，则作物对资源的利用效率越高；t时期的生产力Q（t）／r（t）对应此时期的效率η（t），基准期t0的生产力Q（t0）／r（t0）则对应当时的效率η（t0），即有：

式中的综合产出Q用下文1．3所述TOPSIS方法计算。

于是，用资源生产力的相对变化代替效率的相对变化，t年未被利用的剩余量rs（t）为：

有效灌溉面积的确定。要有动力，农田投入资源中未被利用的剩余物质才会流失并进入湖泊，太湖地区输送农田剩余物质的主要动力便是排水量。

总用水量W取决于单位面积用水量w和有效灌溉面积S，即W＝w×S。如果w不变，则W∝S。所以，农田排水量主要取决于有效灌溉面积S。在缺少排水量直接数据的条件下，有效灌溉面积S来间接度量排水量。

1．2 研究方法

源物质和传输它们的动力共同作用才会对湖泊水质产生影响，因而，本文采用复相关分析方法，借助相关系数数值的比较，大致推断各地的相关因子对湖泊水体CTP、CTN的影响及其大小。

因为留在农田中的化肥剩余要经过一定时间的迁移才会进入水体，且受各种条件限制，各地化肥剩余迁移的时间有长有短，故本文用“滞后相关系数”来反映各地化肥剩余在迁移时间上的差别，即选择不同时间序列化肥剩余的数据计算相关系数。

此外，本文中还采用“排除法”：（1）化肥剩余是水体营养物的来源之一，剩余越多则污染水体的风险越大；有效灌溉面积的扩大增加了农田排水量，可能增加营养元素的流失，从而提高水体富营养化的风险。因此，根据常识，各项农业投入因子要对水体中的CTP、CTN产生影响，它们之间的相关性就应表现为：化肥剩余、有效灌溉面积应该与CTP、CTN呈正相关性。如果不是如此，只能认为相应农业投入因子对CTP、CTN没有影响。（2）如果化肥剩余与CTP或CTN呈负相关性，即使有效灌溉面积与CTP、CTN具有正相关性，由于没有了“物源”，亦应认为该地对太湖水体CTP、CTN无影响。（3）农田排水则是携带“源物质”的“动力”，如果有效灌溉面积与CTP或CTN呈负相关性，表明当地失去了排水携带“源物质”的能力，也认为对应地区对太湖水体中CTP、CTN的影响可以不计。

1．3 用TOPSIS法计算农业综合产出Q

用 TOPSIS法（Technique for Order Preference by Similarity to Ideal Solution）［14］计算农业综合产出Q的思路是：以各地的农业产出作为样本，先建立由m个样本（即m个地区）和n个指标（即n种农业产出）组成的讨论对象，则n个指标构成一个n维空间，每个样本对应此空间的一个特定点，此空间中共有m个对应点；再从此空间中找两个参照点：所有指标的最大值和最小值分别构成的点X＋（最大参照样本）、X－（最小参照样本）；然后分别计算每个样本与参照样本X＋、X－间的距离（即空间两点间的距离）d＋、d－；最后计算指数Q作为农业综合产出。具体步骤是：

（1）选择指标，建立矩阵，并做数据标准化处理。根据研究目的和指标的可获取性，建立一个由m个样本n个指标构成的矩阵X＝（xij）m×n，xij为指标实际值，i为样本序数，j为指标序数。

为排除xij的量纲及数量级差异的影响，对矩阵进行极差标准化处理，处理后的矩阵为X′＝（x′ij）m×n。

（2）用矩阵X′中各元素的最大值和最小值确定最大、最小参照样本X＋、X－。对产出而言，最大参照样本对应最理想的样本状态，最小参照样本对应最不理想的样本状态。

（3）计算各样本与X＋、X－间的加权欧氏距离d＋、d－。

因为不同作物的产出量不同，从而对综合产出的贡献不同，而产出量与播种面积成比例，于是，权系数wj就根据第j种作物播种面积Aj占总播种面积A的比例来确定，即wj＝Aj／A［15］。

一个样本所有指标均达最大值，它与最大参照样本的距离便最小（d＋＝0），与最小参照样本的距离最大（d－＝1）；而一个样本所有指标均为最小值时，它与最大参照样本的距离便最大（d＋＝1），与最小参照样本的距离最小（d－＝0）。对产出而言，d＋i越小表示i样本与期望越接近，d－i越大表示i样本越远离最不理想状态，则i样本状态越好。

（4）用指数Qi综合d＋i与d－i。对产出来说，Qi越大，表示i样本状态越优。若样本各指标均处于最优（即d＋＝0）则Qi＝1；若样本各指标均处于最劣（即d－＝0）则Qi＝0。

2 结果与分析

2．1 无锡市化肥利用效率和化肥剩余量的时空演变

利用无锡各区市农业资料［11］，由式（5）—（8）综合粮食、油料与蔬菜得到农业综合产出Q。再根据我国化肥利用效率的已有研究［16－17］及与发达国家化肥施用量［18］对比得到的间接结果，由式（2）、（4）计算无锡各区市化肥利用效率和化肥剩余量，其中，化肥折纯、氮肥与磷肥的η（t0）分别取0．35，0．40，0．15，Q（t0）／r（t0）取2000—2010年Q（t）／r（t）的平均值，结果见表2、表3。

由表2可见，2000—2010年，市辖区与江阴化肥利用效率变化的总趋势是波动中快速下降，只是近两年才有稍许提高；宜兴化肥利用效率在2003年前呈逐年下降，之后在波动中逐步提高，近年的提高更加显著。就各区市的对比来看，各地的化肥利用效率大致相同，宜兴稍高一些。2001—2002年无锡各区市的化肥利用效率都相对较高，是因为这一期间各地的农业综合产出均较高；2003年各区市的化肥利用效率都较低（宜兴尤其明显），可能是因当年降水量少［11］，大面积受灾造成农业产出低所致；2004—2005年宜兴化肥利用效率低是因为当年化肥施用量提高而产出却未同步增长；2008年市辖区与江阴的农业综合产出下降，导致这一期间的化肥利用效率也相对低下。农业在农村经济中占比高的地区，化肥利用效率也相对高，化肥利用效率从高至低为宜兴、江阴、市辖区，这可能与农技普及水平有关。

表2 2000－2010年无锡各区市化肥利用效率 %

表3 2000－2010年无锡各区市化肥剩余量107 kg

由表3可见，化肥剩余量存在区域差异，总体来看，2003年以前化肥剩余量逐年增加，且增速较快，剩余量高的地区是宜兴与市辖区；而2003年以后化肥剩余量逐年降低，尤其是近几年宜兴的降速较快，化肥剩余量的区域差异也相对缩小；按化肥剩余量从多到少的排序为宜兴、市辖区、江阴。化肥剩余量的变化趋势也存在空间差异：市辖区为先逐年快速增加，而后趋于稳定并逐步下降；宜兴先逐年缓慢增加，而后快速下降；江阴相对稳定，年际间变化不大，且化肥剩余量最低。

引起各地化肥剩余量空间与时间变化的主要因素是农作物播种面积，播种面积大的地区化肥剩余总量相对高，历年播种面积的总体降序排列为宜兴、市辖区、江阴，排位靠前的宜兴与市辖区的化肥剩余量就相对高些。其次是化肥施用强度，经济相对发达、且产业结构中农业所占比重高的地区对流域化肥剩余量的贡献更大一些，这与各地经济不断发展、化肥施用逐步增加的趋势有关，经济相对发达的市辖区的单位播种面积化肥施用量为547．3kg／hm2；第一产业占比相对高的地区的单位播种面积化肥施用量也相对高，如宜兴化肥施用量为434．3kg／hm2［11］。另外还与化肥施用效率的变化有关，如2003年各区市的化肥利用率低，当年的化肥剩余量高，再如江阴2008年的化肥利用率相对低，则化肥剩余量相对高，2007—2010年宜兴的化肥利用率大幅提高，对应年份的化肥剩余量急剧下降。化肥剩余量还与当年化肥施用的绝对量有关，尽管2001—2002年各区市的化肥利用效率均较高，但因这一期间各区市的化肥施用量高，化肥剩余量也相对高。

2．2 太湖水质的农业影响源识别

表4为2000—2009年太湖3个湖区（梅梁湖、五里湖与西部沿岸）的CTP、CTN［19］。据此计算不同湖区CTP、CTN与各地农业投入因子的偏相关系数以及复相关系数，结果见表5。

表4 2000－2009年太湖水质指标 mg／L

表5 太湖水体CTP、CTN与无锡农业投入因子的偏相关系数与复相关系数

（1）在一些地区，水体CTP或CTN只与当年磷肥剩余或氮肥剩余呈正相关，如西部沿岸CTP与宜兴磷肥剩余的关系，可能是由于宜兴地处西部沿岸上游，且为丘陵地区，这样的地形有利于磷肥的流失。在另一些地区，水体CTP或CTN与当年磷肥或氮肥剩余不存在相关关系，但与滞后1a的磷肥剩余或氮肥剩余的相关系数显著相关，如梅梁湖、五里湖的CTP与江阴滞后1a的磷肥剩余有正的相关性，这可能与江阴地处市辖区以北，而附着于土壤颗粒上的磷的输送需要一定时间有关；梅梁湖、五里湖的CTN与市辖区的氮肥剩余的相关性也是如此。此外，有些地区，水体CTP或CTN同时与当年及滞后1a的磷肥剩余或氮肥剩余呈正相关性，如梅梁湖的CTP与宜兴的磷肥剩余，五里湖的CTP与市辖区的磷肥剩余，及西部沿岸的CTN与宜兴的氮肥剩余，表明这些地区农业生产中施用磷肥或氮肥产生的剩余对水体CTP或CTN有1a的滞后影响期，原因可能是化肥剩余中的营养元素从陆地农田迁移至水体要经历一定的时间，现在施用的化肥或者要过1a才对湖水中的CTP或CTN产生影响，或者这种影响能够持续很长时间，1a以后还在继续产生影响。

应该说明的是，此处1a滞后期与采用数据的时间尺度有关，即探讨农业投入与太湖水体CTP或CTN间的关系时，受资料间隔时间限制，时间尺度为“年”，如果有更精细、时间更短的数据，化肥剩余与水体CTP或CTN间的滞后关系不一定是1a，也许只有若干月。

（2）应用上文1．2的“排除法”，根据表5，江阴当年及滞后1a的氮肥剩余与水体CTN均无合理的相关关系（即它们之间为负相关），原因可能是我国施用的氮肥以碳酸氢铵和尿素为主，而这种铵态氮肥施入土壤后易挥发［20］，且氮素流失还受降水量、气温以及农事活动的影响［4］，加之所处地理位置距太湖较远，这些因素使得江阴对太湖CTN无影响，因此，从“物源”角度，可以排除江阴的氮肥施用对梅梁湖、五里湖及西部沿岸水体CTN的影响；与之类似，还可以排除市辖区当年的氮肥剩余对西部沿岸水体CTN、以及市辖区和江阴滞后1a的磷肥剩余对西部沿岸水体CTP的影响。从“动力”角度，则可排除宜兴对五里湖CTP、CTN及对梅梁湖CTN的影响，也可排除市辖区和江阴对西部沿岸水体CTP、CTN的影响。

（3）作为我国东部著名农业区，太湖流域农业增产的主要措施之一是高化肥施用强度，但利用效率低致使化肥剩余多，加上灌溉方式不合理造成用水量大及随之产生的大量排水，导致高强度的N、P元素流失，太湖地区稻麦轮作系统中，氮、磷的径流流失量分别占当年施肥量的6．36%和1．93%［2］，说明灌排水也是影响太湖水体CTP、CTN的重要因素之一。由表5可知，市辖区与江阴的有效灌溉面积对梅梁湖、五里湖CTP有显著影响，市辖区和宜兴的有效灌溉面积分别对五里湖及西部沿岸水体CTN有显著影响。因此，无锡农业生产中有必要推广先进灌溉技术，以求节约水资源并降低太湖水体富营养化的风险。

（4）对照表3与表5可以看出，不一定化肥剩余量多的地区对湖水水质的影响就大，如化肥剩余量多的宜兴对五里湖CTP、CTN的影响就可以排除，原因是五里湖位于宜兴的东北，将剩余的磷肥与氮肥输送到五里湖的动力可能不足；反而是磷肥剩余量相对少的江阴对梅梁湖与五里湖CTP有较大影响，可能是其地形利于化肥剩余向太湖输送，这正反映了农业投入资源对湖泊水质的影响是综合作用的结果。“剩余”多，只表明潜在的影响大，但只要能从“动力源”上加以适当控制，就可以使之不转化为现实的风险，即控制农业投入资源对水环境的影响，应从“物源”与“动力”两方面入手。在“物源”方面，要减少化肥施用量，采用科学的施肥技术，在恰当时间、合理位置施用数量适当的肥料，而不过量施肥，如测土配方施肥。在“动力”方面，则要减少水土流失，主要措施不外乎：改造农田为节水灌溉型农田，以减少灌排水量。在“物源”难以立刻减少（因为有农作物增产的要求）的现状下，从“动力”方面努力，不失为一种能较快见效的办法。以达到既保护水环境，又节约农业活动中的资源投入量的目的。

（5）复相关系数的含义是：太湖CTP、CTN受多种农业投入因素影响，是多因素共同作用的结果。由表5可见，各农业投入因子的偏相关系数并不大，但复相关系数却较大。根据复相关系数（并结合从“物源”和“动力”角度排除其影响的情况），各地农业活动对湖区水质影响较大的是：市辖区对五里湖与梅梁湖CTP和对五里湖CTN，江阴对五里湖与梅梁湖CTP，宜兴对梅梁湖CTP和对西部沿岸CTN。考虑到相对高的化肥施用强度与化肥剩余量，故应特别重视市辖区对五里湖与梅梁湖CTP、CTN和宜兴对西部沿岸CTP、CTN的影响。再结合表5中偏相关系数达到显著性水平的农业投入因子的数目判断，市辖区的农业活动对五里湖水质的影响较大，宜兴的农业活动对西部沿岸水质的影响较大。

总体来看，无锡各区市农业活动对太湖不同湖区的水质有不同影响，江阴主要影响五里湖与梅梁湖的CTP，而宜兴主要影响西部沿岸与梅梁湖的CTP，特别是市辖区的农业活动对五里湖与梅梁湖的CTP、CTN都有影响，因此，这些地区的农业活动应是太湖水环境管理重点关注的对象。

3 结 论

（1）农业面污染源的物质常源自化肥利用效率低下产生的化肥剩余，本文提出了一种有一定物理含义的计算化肥剩余量的简明方法。由于化肥施用量多或／和化肥利用效率相对较低，无锡的宜兴、市辖区的农业活动中产生的化肥剩余量较大。

（2）无锡各地农业活动对太湖水质的影响是农业投入因子协同作用的结果。在“物源”与“动力”的共同作用下，市辖区的农业活动对五里湖与梅梁湖的CTP、CTN有较大影响，宜兴的农业活动对西部沿岸与梅梁湖的CTP有较大影响，江阴的磷肥施用对五里湖与梅梁湖的CTP影响较大。而因“动力”不足，宜兴的农业活动虽然产生的化肥剩余量最多，但对五里湖CTP、CTN的影响并不大，同样，市辖区的农业活动虽然产生较多的化肥剩余，但对西部沿岸水体CTP、CTN的影响也不大；因“物源”不足，江阴的氮肥剩余对五里湖与梅梁湖的CTN的影响不大。

（3）为降低农业活动对水环境的影响，控制并改善太湖水体污染程度，同时满足资源节约型发展的要求，无锡农业生产中，有必要减少化肥施用量，并要特别注意提高化肥利用效率，以减少化肥剩余；还要改进灌溉方式，建设节水型农田，包括增加节水灌溉面积、减少灌溉水量。这样从“源头”从手，才可能实现提高经济效益、节约资源、控制并改善水环境多重功效的管理目标。

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