镉污染土壤的修复方法
【专利摘要】本发明涉及一种镉污染土壤的修复方法，属于污染土壤的再生技术领域。向土壤中添加不同比例的生物菌肥和有机肥，所述的生物菌肥中含有硅酸盐细菌Bacillus mucilaginosus和枯草芽胞杆菌Bacillus subtils，且有效活菌数≥0.2亿/g，且所述生物菌肥与有机肥总量与土壤的质量比为1:6?8。将本申请应用于镉污染土壤的修复和再生，可在42天左右达到最佳修复效果，修复后的土壤偏酸性；土壤的微生物活性增加，有机物累积，土壤中有效镉浓度随时间的延长而降低，最大值为7.91 mg/L，最小值为7.05 mg/L。
【专利说明】
镉污染土壤的修复方法
技术领域
[0001] 本发明涉及一种镉污染土壤的修复方法，属于污染土壤的再生技术领域。
【背景技术】
[0002] 随着全球环境破坏的日益严重，土壤污染成为世界各国研究的重点，而重金属被 认为是土壤的主要污染物之一。目前，中国多个稻米出产区被查出重金属镉超标，引起全民 震惊。镉在土壤中移动性小，通过食物链进入人体后，潜在危害极大，不利于人类的健康和 社会的稳定，"镉米危机"敲响了土壤污染的警钟。
[0003] 微生物是维持生态系统结构与功能稳定的组成成分，在土壤生态系统的物质循环 和能量流动中发挥重要作用。研究表明，重金属会胁迫影响其数量和酶活性。土壤酶活性是 反映土壤肥力的有效生物指标，可反映土壤养分转化能力的强弱，是探讨土壤污染生态效 应的有效指标之一。一些专家学者不同程度地研究了重金属对土壤酶活性的影响和重金属 复合污染对土壤酶活性的影响。
[0004] 为修复重金属污染的土壤，目前常用的方法主要是采用植物+菌株的联合修复方 法，如申请号为CN201310038710.9的发明专利，提出了采用鱼腥草配合微生物菌剂如荧光 假单胞菌、丛植菌根真菌等进行修复，但是，采用植物+菌株的联合修复方法，主要存在植物 与菌株难以形成有效配伍，发挥其协同、促进作用。
【发明内容】
[0005] 本发明的目的在于提供一种采用生物菌肥与有机肥相互配伍、通过恢复土壤肥力 来对镉污染土壤进行修复的方法。
[0006] 本发明采取的技术方案如下：
[0007] 镉污染土壤的修复方法，向土壤中添加不同比例的生物菌肥和有机肥，所述的生 物菌肥中含有娃酸盐细菌BaciIlus muciIaginosus和枯草芽胞杆菌BaciIlus subtiIs，且 有效活菌数多0.2亿/g，且所述生物菌肥与有机肥总量与土壤的质量比为1:6-8。
[0008] 进一步的，作为优选：
[0009] 所述的生物菌肥与有机肥的质量比为(0-1): (1-0)，即生物菌肥和有机肥可分别 单独使用，或生物菌肥与有机肥复合使用。
[0010]所述的土壤修复中，生物菌肥与土壤的质量比为1:6,修复时间为42天可达到最佳 修复效果;修复后土壤的pH为5.72-5.87 ;有效磷含量随时间逐渐降低，最大值为0.59mg2/ kg，最小值为0.57mg2/kg; 土壤碱解氮含量随时间逐渐降低，最大值为6.67g/kg，最小值为 4.18g/kg; 土壤转化酶活性随时间变化呈波浪形，总体呈下降趋势，最大1.34mL，最小 0.33mL; 土壤脲酶活性在14天之后急剧降低在28天后便不再随时间的延长而增加，最大值 为32.43mL，最小值为20.99mL;过氧化氢酶活性随时间总体趋势为增大，最小值为0.19mL， 最大值为〇. 21mL;有效镉浓度随时间的延长而降低，最大值为7.91mg/L，最小值为7.05mg/ L0
[0011] 本发明的原理和有益效果如下：
[0012] 1、
【申请人】通过研究发现，通过将有机肥与生物菌肥(主要是解磷、解钾、固氮菌)单 独施用及混合，可改善土壤活力，影响其微生物的代谢和土壤酶的活性，最终对重金属镉进 行修复，从而降低镉的毒性和迀移性。
[0013] 2、通过实验证实，添加一定比例的有机肥和生物菌肥，可以降低镉的毒性和迀移 性。经测定碱解氮、有效磷、转化酶、脲酶、过氧化氢酶以及有效镉的含量，肥料土壤比为1:6 的碱解氮、有效磷含量最高，酶活性最低，镉修复作用最好。
【具体实施方式】
[0014] 以下通过具体实施例来分析和验证有机肥和生物肥料对镉污染土壤的修复程度 以及对土壤肥力的影响，加入不同比例的生物菌肥(主要是解磷、解钾、固氮菌）以及有机肥 (由上虞百盛生物肥有限公司提供），对土壤中土壤活力的影响以及有效态镉含量。
[0015] 1 ·配置不同浓度的CdCl2 · 7H20溶液。
[0016] 2.称取一定量的土壤、有机肥料（由上虞百盛生物肥有限公司提供）、生物肥料(硅 酸盐细菌BaciIlus muciIaginosus和枯草芽胞杆菌BaciIlus subtiIs有效活菌数. 2 亿/g(mL))并分析其中基本理化性质(如:N、P、K含量）。
[0017] 3.分别按以下方案设立实验组(注:土壤、有机肥及生物肥均等量;土壤中Cd环境 质量标准值〇. 4mg/kg(国家二级标准）），具体参见表1。
[0018] 表1不同处理状态下的处理参数设置
[0021] 4.测定指标及方法
[0022] 测量:每2周取样一次，共4次，测定混合土壤中各种指标。
[0023]各项指标测定方法如下：
[0024]脲酶(苯酚-次氯酸钠法，活性以每百克土的NH3-N的毫克数表示）：脲酶直接参与 土壤中含氮有机化合物的转化，其活性强度与土壤氮素供应水平密切相关；
[0025]过氧化氢酶(高锰酸钾滴定法，活性以单位土重的0.1 N高锰酸钾毫升数表示）； [0026]转化酶(硫代硫酸钠滴定法，活性以单位土重的0.1 N硫代硫酸钠毫升数表示）； [0027]有效态镉(DTPA-火焰原子吸收法）：镉污染土壤的毒性取决与有效态镉而不是总 锦；
[0028]有效氮(碱解扩散法，单位g/kg);
[0029] 有效磷(olsen法，单位mg2/kg);
[0030] 土壤pH(pH计测量）；
[0031] 土壤含水率(湿重与干重之差）。
[0032] 5数据统计及分析
[0033] 5.1土壤 pH
[0034] 表2不同Cd浓度下处理后土壤的pH数据统计分析
[0037] 表2中，Dl:肥料与土壤之比1:6，D2:肥料与土壤之比1:7，D3:肥料与土壤之比1:8; 第一组:Cd浓度20mg/kg，第二组：Cd浓度40mg/kg，第三组：Cd浓度40mg/kg，第四组：Cd浓度 40mg/kg，第五组：Cd浓度60mg/kg，第六组：Cd浓度80mg/kg;①、②、③、④分别指第一、二、 三、四次测得的pH值。
[0038] 标准差能反映一个数据集的离散程度，将表2的Dl组中数据取平均数，并算出平行 组之间的标准差。D2、D3组同上，具体参见表3所示。
[0039] 表3不同实施状态下数据的波动性和差异性
[0041 ] 注:表3中，土肥比是指土壤肥料比，下同。
[0042]以下对时期(时间长短）、土肥比和镉浓度进行具体分析。
[0043] (1)时期各水平间Duncan's新复极差检验
[0044] 采用Tukey法多重比较时期因素的影响进行实验分析，具体见表4所示（下三角为 均值差，上三角为显著水平）。
[0045] 表4时期因素数据的多重比较表
[0047] 同时，对时期的不同显著水平进行分析，详见表5所示。[0048] 表5时期因素的显著性对照表
[0050] 上述表4和5可以看出，随着时间的延长，pH呈现显著性差异，且第一组pH最低，第 二组pH最高。
[0051 ] (2)肥料土壤比各水平间Duncan's新复极差检验
[0052]采用Tukey法多重比较对肥料土壤比的影响进行试验分析，具体参见表6所示（下 三角为均值差，上三角为显著水平）。
[0053]表6肥料土壤比因素数据的多重比较表
[0055] 同时，对土壤肥料比不同显著水平下进行分析，详见表7所示。[0056] 表7 土壤肥料比因素的显著性对照表
[0058] 从上述表6和表7可以看出，土壤与肥料配比为6:1时，pH具有显著差异性，且第一 组pH最低。
[0059] (3)镉浓度各水平间Duncan' s新复极差检验
[0060]采用Tukey法多重比较镉浓度因素的影响进行实验分析，具体见表8所示（下三角 为均值差，上三角为显著水平）。
[0061]表8镉浓度因素数据的多重比较表
[0063]同时，对镉浓度不同显著水平进行分析，详见表9所示。
[0064]表9镉浓度因素的显著性对照表
[0066]通过表8和表9的数据分析可以看出，pH在各组间都存在一定的显著性差异，且第 四组pH最高，第五组pH最低。
[0067] 5.2过氧化氢酶
[0068]表10不同Cd浓度下处理后土壤的过氧化氢酶数据统计分析
[0071] 表10中，Dl:肥料与土壤之比1:6，D2:肥料与土壤之比1: 7，D3:肥料与土壤之比1: 8;第一组：Cd浓度20mg/kg，第二组：Cd浓度40mg/kg，第三组：Cd浓度40mg/kg，第四组:Cd浓 度40mg/kg，第五组:Cd浓度60mg/kg，第六组:Cd浓度80mg/kg;①、②、③、④分别指第一、二、 三、四次测得的过氧化氢酶值。
[0072] 标准差能反映一个数据集的离散程度，将表10的Dl组中数据取平均数，并算出平 行组之间的标准差。D2、D3组同上，具体参见表11所示。
[0073] 表11不同实施状态下数据的波动性和差异性
[0074]
[0075] 注:表11中，土肥比是指土壤肥料比，下同。
[0076]以下对时期(时间长短）、土肥比和镉浓度进行具体分析。
[0077] (1)时期各水平间Duncan's新复极差检验
[0078]采用Tukey法多重比较时期因素的影响进行实验分析，具体见表12所示(下三角为 均值差，上三角为显著水平）。
[0079]表12时期因素数据的多重比较表
[0082]同时，对时期的不同显著水平进行分析，详见表13所示。[0083]表13时期因素的显著性对照表
[0085] 上述表12和13可以看出，随着时间的延长，过氧化氢酶值在各组间均呈现显著性 差异，且第一组、第二组过氧化氢酶值最低，第四组过氧化氢酶值最高。
[0086] (2)肥料土壤比各水平间Duncan's新复极差检验
[0087]采用Tukey法多重比较对肥料土壤比的影响进行试验分析，具体参见表14所示（下 三角为均值差，上三角为显著水平）。
[0088]表14肥料土壤比因素数据的多重比较表
[0090]同时，对土壤肥料比不同显著水平下进行分析，详见表15所示。
[0091]表15 土壤肥料比因素的显著性对照表
[0093]~从上述表14和表15可以看出，土壤与肥料配比为8:1时，过氧化氢酶值具有显著差 异性，第三组中过氧化氢酶值最高。
[0094] (3)镉浓度各水平间Duncan' s新复极差检验
[0095]采用Tukey法多重比较镉浓度因素的影响进行实验分析，具体见表16所示（下三角 为均值差，上三角为显著水平）。
[0096]表16镉浓度因素数据的多重比较表
[0098]同时，对镉浓度不同显著水平进行分析，详见表16所示。
[00"]表16锦浓度因素的显著性对照表
[0101] 通过表15和表16的数据分析可以看出，过氧化氢酶在第三、第四组和第二、第六组 间都存在显著性差异，且第三组、第四组过氧化氢酶值最高，第二组过氧化氢酶值最低。
[0102] 5.3转化酶
[0103]表17不同Cd浓度下处理后土壤的转化酶数据统计分析
[0106] 表17中，Dl:肥料与土壤之比1:6，D2:肥料与土壤之比1: 7，D3:肥料与土壤之比1: 8;第一组：Cd浓度20mg/kg，第二组：Cd浓度40mg/kg，第三组：Cd浓度40mg/kg，第四组:Cd浓 度40mg/kg，第五组:Cd浓度60mg/kg，第六组:Cd浓度80mg/kg;①、②、③、④分别指第一、二、 三、四次测得的过氧化氢酶值。
[0107]标准差能反映一个数据集的离散程度，将表17的Dl组中数据取平均数，并算出平 行组之间的标准差。D2、D3组同上，具体参见表18所示。
[0108]表18不同实施状态下数据的波动性和差异性
[0110] 注:表18中，土肥比是指土壤肥料比，下同。
[0111] 以下对时期(时间长短）、土肥比和镉浓度进行具体分析。
[0112] (1)时期各水平间Duncan's新复极差检验
[0113]采用Tukey法多重比较时期因素的影响进行实验分析，具体见表19所示(下三角为 均值差，上三角为显著水平）。
[0114]表19时期因素数据的多重比较表
[0116] ~同时，对时期的不同显著水平进行分析，详见表20所示。
[0117] 表20时期因素的显著性对照表
[0119]上述表19和20可以看出，随着时间的延长，转化酶值在各组间均呈现显著性差异， 且第一组转化酶值最低，第二组转化酶值最高。
[0120] (2)肥料土壤比各水平间Duncan's新复极差检验
[0121] 采用Tukey法多重比较对肥料土壤比的影响进行试验分析，具体参见表21所示（下 三角为均值差，上三角为显著水平）。
[0122] 表21肥料土壤比因素数据的多重比较表
[0124] 同时，对土壤肥料比不同显著水平下进行分析，详见表22所示。[0125] 表22 土壤肥料比因素的显著性对照表
[0127] 从上述表21和表22可以看出，土壤与肥料配比为8:1时，转化酶值具有显著差异 性，第三组中转化酶值最高。
[0128] (3)镉浓度各水平间Duncan' s新复极差检验
[0129] 采用Tukey法多重比较镉浓度因素的影响进行实验分析，具体见表23所示（下三角 为均值差，上三角为显著水平）。
[0130] 表23镉浓度因素数据的多重比较表
[0132] 同时，对镉浓度不同显著水平进行分析，详见表24所示。[0133] 表24镉浓度因素的显著性对照表
[0135] 通过表23和表24的数据分析可以看出，转化酶在第三组和第一、第六组间都存在 显著性差异，且第三组转化酶值最高，第一、六组转化酶值最低。
[0136] 5.4 脲酶
[0137]表25不同Cd浓度下处理后土壤的脲酶数据统计分析
[0139] 表25中，Dl:肥料与土壤之比1:6，D2:肥料与土壤之比1: 7，D3:肥料与土壤之比1: 8;第一组：Cd浓度20mg/kg，第二组：Cd浓度40mg/kg，第三组：Cd浓度40mg/kg，第四组:Cd浓 度40mg/kg，第五组:Cd浓度60mg/kg，第六组:Cd浓度80mg/kg;①、②、③、④分别指第一、二、 三、四次测得的脲酶值。
[0140] 标准差能反映一个数据集的离散程度，将表25的Dl组中数据取平均数，并算出平 行组之间的标准差。D2、D3组同上，具体参见表26所示。
[0141] 表26不同实施状态下数据的波动性和差异性
[0144] 注:表26中，土肥比是指土壤肥料比，下同。
[0145] 以下对时期(时间长短）、土肥比和镉浓度进行具体分析。
[0146] (1)时期各水平间Duncan's新复极差检验
[0147] 采用Tukey法多重比较时期因素的影响进行实验分析，具体见表27所示(下三角为 均值差，上三角为显著水平）。
[0148] 表27时期因素数据的多重比较表
[0150]^同时，对时期的不同显著水平进行分析，详见表28所示。
[0151]表28时期因素的显著性对照表
[0153] 上述表27和28可以看出，随着时间的延长，脲酶值在各组间均呈现显著性差异，且 第一组脲酶值最低。
[0154] (2)肥料土壤比各水平间Duncan's新复极差检验
[0155] 采用Tukey法多重比较对肥料土壤比的影响进行试验分析，具体参见表29所示（下 三角为均值差，上三角为显著水平）。
[0156] 表29肥料土壤比因素数据的多重比较表
[0158] 同时，对土壤肥料比不同显著水平下进行分析，详见表30所示。[0159] 表30 土壤肥料比因素的显著性对照表
[0161] 从上述表29和表30可以看出，土壤与肥料配比为6:1时，脲酶值具有显著差异性， 第一组中脲酶值最低。
[0162] (3)镉浓度各水平间Duncan' s新复极差检验
[0163] 采用Tukey法多重比较镉浓度因素的影响进行实验分析，具体见表31所示（下三角 为均值差，上三角为显著水平）。
[0164] 表31镉浓度因素数据的多重比较表
[0166] 同时，对镉浓度不同显著水平进行分析，详见表32所示。[0167] 表32镉浓度因素的显著性对照表
[0169] 通过表31和表32的数据分析可以看出，脲酶在第二组和其他组之间都存在显著性 差异，且第二组脲酶值最低。
[0170] 5.5有效磷
[0171]表33不同Cd浓度下处理后土壤的有效磷数据统计分析
[0174] 表33中，Dl:肥料与土壤之比1:6，D2:肥料与土壤之比1: 7，D3:肥料与土壤之比1: 8;第一组：Cd浓度20mg/kg，第二组：Cd浓度40mg/kg，第三组：Cd浓度40mg/kg，第四组:Cd浓 度40mg/kg，第五组:Cd浓度60mg/kg，第六组:Cd浓度80mg/kg;①、②、③、④分别指第一、二、 三、四次测得的有效磷。
[0175] 标准差能反映一个数据集的离散程度，将表33的Dl组中数据取平均数，并算出平 行组之间的标准差。D2、D3组同上，具体参见表34所示。
[0176] 表34不同实施状态下数据的波动性和差异性
[0178] 注:表34中，土肥比是指土壤肥料比，下同。
[0179] 以下对时期(时间长短）、土肥比和镉浓度进行具体分析。
[0180] (1)时期各水平间Duncan's新复极差检验
[0181]采用Tukey法多重比较时期因素的影响进行实验分析，具体见表35所示(下三角为 均值差，上三角为显著水平）。
[0182]表35时期因素数据的多重比较表
[0184] 同时，对时期的不同显著水平进行分析，详见表36所示。[0185] 表36时期因素的显著性对照表
[0187] 上述表35和36可以看出，随着时间的延长，过氧化氢酶值在各组间均呈现显著性 差异，且第三组、第四组有效磷有了 一定的提高。
[0188] (2)肥料土壤比各水平间Duncan's新复极差检验
[0189] 采用Tukey法多重比较对肥料土壤比的影响进行试验分析，具体参见表37所示（下 三角为均值差，上三角为显著水平）。
[0190] 表37肥料土壤比因素数据的多重比较表
[0192] 同时，对土壤肥料比不同显著水平下进行分析，详见表38所示。[0193] 表38 土壤肥料比因素的显著性对照表
[0195] 从上述表37和表38可以看出，土壤与肥料配比为6:1时，有效磷值具有显著差异 性，第一组中有效磷值最高。
[0196] (3)镉浓度各水平间Duncan' s新复极差检验
[0197] 采用Tukey法多重比较镉浓度因素的影响进行实验分析，具体见表39所示（下三角 为均值差，上三角为显著水平）。
[0198] 表39镉浓度因素数据的多重比较表
[0200]同时，对镉浓度不同显著水平进行分析，详见表40所示。
[0201]表40镉浓度因素的显著性对照表
[0203]通过表39和表40的数据分析可以看出，有效磷在第二和第三组与其他组间都存在 显著性差异，且第二组有效磷值最低。
[0204] 5.6喊破氣
[0205]表41不同Cd浓度下处理后土壤的过氧化氢酶数据统计分析
[0208] 表41中，Dl:肥料与土壤之比1:6，D2:肥料与土壤之比1: 7，D3:肥料与土壤之比1: 8;第一组：Cd浓度20mg/kg，第二组：Cd浓度40mg/kg，第三组：Cd浓度40mg/kg，第四组:Cd浓 度40mg/kg，第五组:Cd浓度60mg/kg，第六组:Cd浓度80mg/kg;①、②、③、④分别指第一、二、 三、四次测得的碱破氮值。
[0209] 标准差能反映一个数据集的离散程度，将表41的Dl组中数据取平均数，并算出平 行组之间的标准差。D2、D3组同上，具体参见表42所示。
[0210] 表42不同实施状态下数据的波动性和差异性
[0212] 注:表42中，土肥比是指土壤肥料比，下同。
[0213]以下对时期(时间长短）、土肥比和镉浓度进行具体分析。
[0214] ⑴时期各水平间Duncan' s新复极差检验
[0215]采用Tukey法多重比较时期因素的影响进行实验分析，具体见表43所示(下三角为 均值差，上三角为显著水平）。
[0216]表43时期因素数据的多重比较表
[0219]同时，对时期的不同显著水平进行分析，详见表44所示。
[0220]表44时期因素的显著性对照表
[0222] 上述表43和44可以看出，随着时间的延长，碱破氮(有效态镉)在各组间均呈现显 著性差异，且第四组有效态镉的消减作用显著。
[0223] (2)肥料土壤比各水平间Duncan's新复极差检验
[0224] 采用Tukey法多重比较对肥料土壤比的影响进行试验分析，具体参见表45所示（下 三角为均值差，上三角为显著水平）。
[0225] 表45肥料土壤比因素数据的多重比较表
[0227] 同时，对土壤肥料比不同显著水平下进行分析，详见表46所示。[0228] 表46 土壤肥料比因素的显著性对照表
[0230] 从上述表45和表46可以看出，土壤与肥料配比为7:1时，碱破氮具有显著差异性， 第二组中碱破氮最低。
[0231 ] (3)镉浓度各水平间Duncan's新复极差检验
[0232] 采用Tukey法多重比较镉浓度因素的影响进行实验分析，具体见表47所示（下三角 为均值差，上三角为显著水平）。
[0233] 表47镉浓度因素数据的多重比较表
[0235] 同时，对镉浓度不同显著水平进行分析，详见表48所示。[0236] 表48镉浓度因素的显著性对照表
[0238] 通过表47和表48的数据分析可以看出，碱破氮在第二和第三组与其他组间都存在 显著性差异，且第二组碱破氮值最低。
[0239] 5.7有效态镉
[0240]表49不同Cd浓度下处理后土壤的过氧化氢酶数据统计分析
[0243] 表49中，Dl:肥料与土壤之比1:6，D2:肥料与土壤之比1: 7，D3:肥料与土壤之比1: 8;第一组：Cd浓度20mg/kg，第二组：Cd浓度40mg/kg，第三组：Cd浓度40mg/kg，第四组:Cd浓 度40mg/kg，第五组:Cd浓度60mg/kg，第六组:Cd浓度80mg/kg;①、②、③、④分别指第一、二、 三、四次测得的有效态镉值。
[0244] 标准差能反映一个数据集的离散程度，将表49的Dl组中数据取平均数，并算出平 行组之间的标准差。D2、D3组同上，具体参见表50所示。
[0245] 表50不同实施状态下数据的波动性和差异性
[0247] 注:表50中，土肥比是指土壤肥料比，下同。
[0248] 以下对时期(时间长短）、土肥比和镉浓度进行具体分析。
[0249] (1)时期各水平间Duncan's新复极差检验
[0250]采用Tukey法多重比较时期因素的影响进行实验分析，具体见表51所示(下三角为 均值差，上三角为显著水平）。
[0251]表51时期因素数据的多重比较表
[0253] 同时，对时期的不同显著水平进行分析，详见表52所示。[0254] 表52时期因素的显著性对照表
[0256] 上述表51和52可以看出，随着时间的延长，有效态镉值在各组间均呈现显著性差 异，且第三组、第四组有效态镉的消减作用显著。
[0257] (2)肥料土壤比各水平间Duncan's新复极差检验
[0258] 采用Tukey法多重比较对肥料土壤比的影响进行试验分析，具体参见表53所示（下 三角为均值差，上三角为显著水平）。
[0259] 表53肥料土壤比因素数据的多重比较表
[0261] 同时，对土壤肥料比不同显著水平下进行分析，详见表54所示。[0262] 表54 土壤肥料比因素的显著性对照表
[0264] 从上述表53和表54可以看出，土壤与肥料配比为6:1时，有效态镉值具有显著差异 性，即肥力的提高(肥料添加比例高)有助于消减有效态镉。
[0265] (3)镉浓度各水平间Duncan' s新复极差检验
[0266] 采用Tukey法多重比较镉浓度因素的影响进行实验分析，具体见表55所示（下三角 为均值差，上三角为显著水平）。
[0267] 表55镉浓度因素数据的多重比较表
[0269] 同时，对镉浓度不同显著水平进行分析，详见表56所示。[0270] 表56镉浓度因素的显著性对照表
[0272] 通过表55和表56的数据分析可以看出，有效态镉在六个组间均存在显著性差异， 且在第二、三、四组间的生物肥消减效果较有机肥的消减效果好。
[0273] 总结
[0274] (I)有机肥和生物肥料对土壤的改良和修复效果
[0275] 从pH统计结果来看，土壤pH随时间变化不大，最小为5.72，最大值为5.87。
[0276] 而从有效磷来看，Dl组（加入土壤肥料比为6:1)土壤有效磷含量最大为0.58mg2/ kg，D3组紧随其后且与其没有显著差异(P>0.05)。有效磷含量随时间逐渐降低，最大值为 0 · 59mg2/kg，最小值为 0 · 57mg2/kg。
[0277] 对碱解氮进行统计分析，也得出了相似的结论：Dl组土壤碱解氮含量最高为 5.46g/kg，D3组紧随其后且与其没有显著差异;土壤碱解氮含量随时间逐渐降低，最大值为 6.67g/kg，最小值为4.18g/kg。土壤中锦的污染程度对碱解氮影响不大。
[0278] 三种酶的统计结果表明，D3组(加入土壤肥料比为8:1)的酶活性最佳。D3组中土壤 转化酶活性为0.92ml，土壤脲酶活性为24.98ml，过氧化氢酶活性为0.20ml。
[0279] 土壤转化酶活性随时间变化呈波浪形，总体呈下降趋势。28天后达到最大值为 1.34ml，56天后降到最低为0.33ml。4个时期之间P<0.05，统计上有显著差异。土壤脲酶活 性在14天之后急剧降低在28天后便不再随时间的延长而增加（P<5%，统计上无显著差 异），最大值为32.43ml，最小值为20.99ml。三种酶中只有过氧化氢酶活性随时间总体趋势 为增大，最小值为〇.19ml，最大值为0.21ml，变化范围小。
[0280] 土壤中有效锦浓度随时间的延长而降低，最大值为7.91mg/l，最小值为7.05mg/l。 加入镉浓度为40mg/l的空白组与两个实验组(单独加入生物肥、有机肥），三组之间有极显 著差异。
[0281] 总的来说，Dl组的碱解氮、有效磷含量最高，酶活性最低，镉修复作用最好;D3组的 碱解氮、有效磷含量与Dl组没有显著差异，酶活性最佳，镉的修复作用最差。
[0282] 土壤中镉的污染程度对转化酶、脲酶、碱解氮影响不大(P>0.05,统计上无显著差 异）。在外加镉浓度为40mg/l时，2组（空白组）、3组(单加有机肥）、4组(单加生物肥)之间的 有效磷含量均有显著差异，4组与2组、3组之间的碱解氮有显著差异；2与3、4组之间的过氧 化氢酶有显著差异，3、4组之间的转化酶有显著差异，2、3、4之间脲酶没有显著差异。从修复 镉的最佳组合来看，（将有效镉的浓度除以外加镉的浓度，作为修复效率)4组的修复镉的效 果最好
[0283] (2) 土壤酶活性对镉污染的转化作用
[0284]过氧化氢酶的活性可表征土壤腐殖化强度大小和有机质积累程度。土壤过氧化氢 酶活性与土壤微生物活动相关，其活性可以表征土壤总的生物活性。研究表明，在镉特别是 高浓度的镉污染下，土壤过氧化氢酶活性受到抑制。过氧化氢酶随着时间的延长而被激活， 这说明外源微生物青霉菌以及肥料加入之后，土壤的微生物活性增加，有机物累积。
[0285] 土壤脲酶活性可以反映土壤碱解氮含量，土壤脲酶活性可以作为指示土壤氮素状 况的灵敏指标，脲酶活性与碱解氮含量呈正相关。脲酶活性的提高有利于土壤中稳定性较 高的有机氮向有效氮（即碱解氮)转化，明显增强稻田土壤供氮能力。脲酶活性在不同处理 之后均急剧降低，并都在一个月左右之后不随时间的延长而增加。而碱解氮含量在后期均 有波动情况，为何没有在脲酶活性上体现出来仍需后续研究。由实验还可以得出，与转化 酶、过氧化氢酶相比，脲酶对镉有很好的指示作用，这与前人的研究相符。
[0286] 土壤的镉污染程度(本研究镉浓度梯度范围之内）对过氧化氢酶、脲酶、转化酶均 没有很大的影响。但同时土壤酶也是开始随Cd处理浓度增加而上升，到一定浓度时转为下 降，这与镉浓度梯度的设置不同以及是否加入肥料有关。
[0287] (3) 土壤营养物的改善对微生物及镉污染的影响
[0288] 有机质在土壤镉吸附中起到不可替代的作用，有机质对镉的吸附能力远超任何其 他的矿质胶体。有机肥是土壤有机质的最主要来源，有机肥的施用必然影响土壤Cd含量及 其有效性。本研究将生物肥、有机肥单独及等比混合并以不同比例加入到土壤中，观察到有 机肥料有利于提高土壤酶活性，生物肥则更有利于提高其N、P的含量。它们与土壤的合理使 用可使镉的修复达到较理想的效果(肥料:土壤= 1:6)。
[0289] 通过前期实验观察到，单独以1:6生物肥土壤比施用在42天之后达到最佳修复效 果。通过施用有机肥、生物肥可增加土壤中的营养物质，改善土壤活力，影响其微生物的代 谢和土壤酶的活性，最终对重金属镉进行修复。在实际生产中，通过合理施用有机肥和生物 肥更具有操作性，成本更低。
[0290] 以上内容是结合本发明创造的优选实施方式对所提供技术方案所作的进一步详 细说明，不能认定本发明创造具体实施只局限于上述这些说明，对于本发明创造所属技术 领域的普通技术人员来说，在不脱离本发明创造构思的前提下，还可以做出若干简单推演 或替换，都应当视为属于本发明创造的保护范围。
【主权项】
1. 镉污染土壤的修复方法，其特征在于：向土壤中添加不同比例的生物菌肥和有机肥， 所述的生物菌肥中含有娃酸盐细菌Baci Ilus muciIaginosus和枯草芽胞杆菌Baci Ilus subtils，且有效活菌数彡0.2亿/g，且所述生物菌肥与有机肥总量与土壤的质量比为1:6-8〇2. 如权利要求1所述的镉污染土壤的修复方法，其特征在于:所述的生物菌肥与有机肥 的质量比为(〇-1):(1_〇)。3. 如权利要求1所述的镉污染土壤的修复方法，其特征在于:所述的土壤修复中，生物 菌肥与土壤的质量比为1:6,修复时间为42天可达到最佳修复效果。4. 如权利要求1-3任一项所述的镉污染土壤的修复方法，其特征在于:所述修复后土壤 的pH为5 · 72-5 · 87;有效磷含量随时间逐渐降低，最大值为0 · 59 mg2/kg，最小值为0 · 57 mg2/ kg;土壤碱解氮含量随时间逐渐降低，最大值为6.67g/kg，最小值为4.18 g/kg;土壤转化酶 活性随时间变化呈波浪形，总体呈下降趋势，最大1.34mL，最小0.33mL; 土壤脲酶活性在14 天之后急剧降低在28天后便不再随时间的延长而增加，最大值为32.43 mL，最小值为20.99 mL;过氧化氢酶活性随时间总体趋势为增大，最小值为0.19 mL，最大值为0.21 mL;有效镉 浓度随时间的延长而降低，最大值为7.91 mg/L，最小值为7.05 mg/L。
【文档编号】B09C1/10GK105921507SQ201610257041
【公开日】2016年9月7日
【申请日】2016年4月21日
【发明人】罗文
【申请人】绍兴文理学院