全 文 ：收稿日期：!""#$"#$%& 接受日期：!""&$"%$!’
基金项目：重庆市教委项目（()"&%!%"）资助。
作者简介：朱启红（%&*#—），男，重庆人，讲师，硕士，主要从事农业资源环境方面的教学和研究工作。+,-./0：12342"56%789 :;-
茶园土壤中氟去除模型研究
朱启红，夏红霞
（重庆文理学院，重庆永川 ’"!%7#）
摘要：在单因素试验基础上，采用二次回归正交旋转组合设计对土壤中的氟去除进行了优化，建立了土壤氟潜在去
除率（<）与 +=>?浓度（@%）、溶液 AB值（@!）、表面活性剂（C=C）投加量（@8）和土壤含氟量（@’）’个因素间的正交回归
模型：< D 7!9&!7’!$79#"’*%@% E !9#5%"!@! E 89*’87#@8 $797555*@%! $’9*’78#@’! E !9*"7!5@%@’ E !9*"7!5@!@8。从模型推
知，当 +=>?浓度 "9"#5 -;0 F G、溶液 AB值 #9&、C=C投加量 !%9*" -G和土壤含氟量 75"975 -H F IH时，土壤氟潜在去除
率最大，达 *%9*"J，验证结果与模型值相近。
关键词：氟；茶园土壤；潜在去除率；正交旋转组合设计；优化
中图分类号：C%5897；C%57 文献标识码：? 文章编号：%""#$5"5K（!""&）"5$%%%’$"#
! "#$%&$’() &*+&*,,(-. /-%*0 -. ’1* &*/-2$0 -3 30#-&(.* 3&-/ ’*$ ,-(0
LBM N/,2;OH，KP? B;OH,@/.
（!"#$%&’$% ($’)*+,’-. #/ 0+-, 1$2 34’*$4*,，5#$%4"61$，!"#$%&’$% 789:;<，!"’$1）
!4,’&$)’：>2Q R03;S/OQ /O TQ. 2.U VQ:;-Q .O /-A;ST.OT 2.S.UU-QOT ;O 23-.O 2Q.0T2 .OW T2Q WQXQ0;A-QOT ;R TQ. /OW3UTS< Y
Z.UQW ;O T2Q U/OH0Q R.:T;S Q@AQS/-QOT，. 43.WS.T/: SQHSQUU/;O -;WQ0 [.U QUT.V0/U2QW T; ;AT/-/1Q T2Q SQ-;X.0 ;R R03;S/OQ /O
TQ. U;/0 V< +=>? 3U/OH ;ST2;H;O.0 S;T.T/;O :;-V/O.T/;O WQU/HOY >2Q -;WQ0 [.U Q@ASQUUQW .U < D 7!9&!7’! $ 79#"’*%@%
E !9#5%"!@! E 89*’87#@8 $ 797555*@%! $ ’9*’78#@’! E !9*"7!5@%@’ E !9*"7!5@!@8，/O [2/:2 < /U T2Q A;TQOT/.0
SQ-;X.0 S.TQ ;R R03;S/OQ /O TQ. U;/0，@% /U +=>? WQOU/T<，@! /U AB，@8 /U C=C W;U.HQ，.OW @’ /U \ :;OTQOT /O U;/0 Y >2Q :.0,
:30.T/;O SQU30TU RS;- T2Q -;WQ0 U2;[QW T2.T [2QO +=>? WQOU/T< /U "9"#5 -;0 F G，AB X.03Q /U #9&，C=C W;U.HQ /U !%9*"
-G .OW \ :;OTQOT /O U;/0 /U 75"975 -H F IH，T2Q Q@AQS/-QOT SQU30T Y
5*6 7-&%,：R03;S/OQ；TQ. U;/0；A;TQOT/.0 SQ-;X.0 S.TQ；;ST2;H;O.0 S;T.T/;O :;-V/O.T/;O WQU/HO；;AT/-/1.T/;O
茶树是富氟植物，近年来茶叶中的氟含量问题
却成了困扰人类健康和茶业发展的一个重要因
素［%$!］。适量的氟对人体和动物是有益的，但人体
过量地摄入氟（一般认为每天摄入 7 -H 以上）会引
起氟中毒［8$’］。因此，降低茶叶中的氟是非常必要
的。目前，对降低茶叶中氟的研究很多，但从源头降
低氟含量，即降低土壤氟含量的研究还未见报道。
二次正交旋转组合设计是正交回归试验设计的
一种［5］，它既能分析各处理因子的影响，又能建立定
量的数学模型，属更高级的试验设计技术［7］，能有效
地克服二次回归正交设计的无旋转性，具有能根据
预测值直接寻求最优区域的优点［*］。+=>? 是一种
化学修复剂，对土壤重金属污染具有修复作用。为
此，拟用 +=>?活化土壤中氟，探讨 +=>?去除土壤
中氟的可能性。本研究首先对 +=>?浓度、AB值、表
面活性剂（C=C）的用量、土壤含氟量等进行单因素
试验，并在此基础上，采用二次回归正交旋转设计法
对 ’个因素进行系统优化，从而提高土壤氟的潜在
去除率，为人工调控土壤条件降低茶叶氟含量提供
理论依据。
8 材料与方法
898 供试材料
早期研究表明，土壤中含氟量依土壤成因和特
植物营养与肥料学报 !""&，%5（5）：%%%’$%%!%
!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!
]0.OT ^3TS/T/;O .OW \QST/0/1QS C:/QO:Q
性有很大差异，一般含氟 !"!#"" $% & ’%，在污染土
壤中可高达 (""" $% & ’%［(］。目前，我国土壤含氟量
没有标准限值，含量超过 #"" $% & ’% 认为已被氟污
染［)］。本试验供试土壤取自重庆永川黄瓜山茶叶基
地表层 "—*! +$，其基本理化性质如下：,- ./0、总
氟 !!./01 $% & ’%、有 机 质 .#/!% & ’%、232 #"/4#
+$56 & ’%。土壤经风干过 # $$筛，添加不同量的外源
7684·4-#9，充分混合后老化 !周，作为模拟不同浓
度氟污染的土壤。
!"# 试验设计
准确称取老化 ! 周后的土壤 4/"" %于 #!" $:
的三角瓶中，加入 "/""! $56 & :的 ;<; 溶液 *! $:，
用 "/"* $56 & :的 =>9-溶液调节 ,-为 0/0!，补充蒸
馏水至溶液总体积为 !" $:，在恒温（#"?）水浴振
荡器中振荡 # @后静置 #. @，用中速定量滤纸过滤，
用氟离子选择电极测定滤液氟浓度，并计算土壤氟
的潜在去除率。以此作为基础数据，根据考查的单
因素依次改变相应的试验参数进行以下试验。
单因素试验设计：具体设计方案见表 *。
二次回归正交旋转组合设计：针对传统单因素
实验设计具有明显不足，在此基础上采用二次回归
正交旋转组合 .（* & #）设计对 3
个因素，每个因素选取 !个水平，详见表 #。
以上两试验均重复 4次，取其平均值。
表 ! 单因素试验设计
$%&’( ! )*+,’( -%./01 (23(1*4(+/%’ 5(6*,+
因素 8>+C5DE 水平 :FGF6E
3
;<;用量 ;<; I5E>%F*）（$:） " ! *" *! #" #!
土壤含氟量 8 +5JCFJC#）（$% & ’%） !!./01 0!1/(! 14!/1( (4(/)1 )4!/!0 *"#(/!0
*）表面活性剂 ;<;即十二烷基硫酸钠，其浓度为 "/""! $56 & :。;HDK>+C>JC ;<; LE E5ILH$ I5IF+M6 EH6K>CFN OCE +5J+FJCD>CL5J LE "/""!$56 & :N
#）土壤含氟量是在原土含量基础上外加分析纯 7684·4-#9制成，7684·4-#9的添加量分别为 "、*""、#""、4""、.""和 !"" $% & ’%，混合均匀钝
化 4" I 后的测定值，其水溶性氟含量分别为 "/.(、"/0#、"/1)、"/)4、*/"#和 */#( $% & ’%。8 +5JCFJC LJ E5L6 LE G>6HF 5K D>P E5L6 +5JCFJC >JI >IIFI >J>6MCLQ
+>6 DF>%FJC 7684·4-#9 PLC@ EF,>D>CF >IILCL5JE "、*""、#""、4""、."" >JI !"" $% & ’% >KCFD ,>EELG>CFI 4"IN OCE P>CFDQE56HR6F K6H5DLJF +5JCFJCE >DF EF,>D>CF6M "/.(、
"/0#、"/1)、"/)4、*/"# >JI */#( $% & ’%N
表 # 正交试验因素水平编码表
$%&’( # 7%./016 %+5 ’(8(’6 0- 01/90,0+%’ /(6/6
因素
8>+C5DE
水平 :FGF6E
*/0(# * " S * S */0(#
3
,-值 ,- G>6HF )/! )/# (/0 (/# 1/(
;<;用量 ;<; I5E>%F（$:） #./#" ##/!" #"/"" *1/!" *!/("
土壤含氟量 8 +5JCFJC（$% & ’%） 1.*/)! 1"1/(! 0!1/(! 0"1/(! !14/1!
!": 测定项目与方法
土壤中氟采用离子选择电极法测定，,-采用电
极法测定，有机质（9T）含量采用重铬酸钾容量法测
定，阳离子交换量（232）采用 =-.97+ 交换法测
定［*"］。
土壤氟潜在去除率（U）V（滤液中氟含量 S土
壤水溶性氟含量）&（土壤总氟含量 S土样水溶性氟
含量）W *""
试验数据采用
#"! 单因素试验
#/*/* 3
液中的可溶性铝大部分以 76#8 络合物的形态存
在［**S*4］。尽管茶树不同部位含氟量差异很大，但氟
铝比值却十分接近。因此，氟可能与铝以“共生”的
形式被茶树吸收、运输以及在叶片内富集。3
!***!期 朱启红，等：茶园土壤中氟去除模型研究
可与土壤中的一些难移动的重金属如 !"、#$和 #%
进行螯合作用或配位反应，使其形成可移动的化合
物，进而随水淋失或被修复植物吸收利用，达到降低
土壤中重金属含量的目的。试验采用 &’()处理茶
园土，利用 &’()与土壤中的 )*+ ,发生螯合反应而
释放出 -.，以活化土壤中的氟。结果（图 /）看出，
&’()对土壤氟潜在去除率随 &’() 浓度从 0102
34* 5 6增加到 01/0 34* 5 6，其置换茶园土壤中氟的能
力增强，从而提高了土壤氟的溶解性。&’() 浓度
从 01/0 34* 5 6到 01/2 34* 5 6，土壤氟潜在去除率却
有所下降，此后逐渐趋于稳定，可能是 &’()在 01/0
34* 5 6时已把能可螯合态的 )*基本提取完全。
图 ! "#$%浓度对土壤氟潜在去除率的影响
&’()! "**+,- ./ "#$% ,./,+/-01-’./ -.
& 2.-+/-’13 0+4.513 01-+
71/17 89值的影响 土壤中氟离子的潜在去除率
随 89的增高而增多，由 //1:;<增加至 =212><（图
7），这是因为氟在碱性介质中呈离子状态迁移的缘
故。?$等［/=］研究表明，当 89 @ 2 时，&’()容易发
生质子化，不利于各金属元素螯合；随着 89值的增
加，&’()与金属元素的螯合作用增强，利于氟离子
的释放。ABB%等［/2］认为，土壤溶液 89是影响土壤
吸持重金属离子及重金属离子移动能力的决定性因
素之一。&’()是一种带有 :个电子基团的螯合物，
7个供电基团分布在氮原子上，其余 = 个电子基团
分布在 =个羧基上，而这些羧基只有在脱氢后才能
与重金属离子反应。各种金属离子与 &’()形成的
络合物的稳定常数都是随着 89值变化而变化的，
条件稳定常数随着溶液 89值的下降而降低。当 89
值在 +10附近时，金属元素以 9,的解吸效应为主，
89越低，铝离子就越容易被释放出来；当 89值在
21:附近时，9,的解吸效应越来越弱，铝离子的解吸
转而以 &’()的络合效应为主。但在 &’()与铝离
子络合时，溶液中的 9,又会与其发生副反应，从而
降低 &’()的络合能力。降低的原因除受到粘土的
强吸附力外，还可能因土壤的强酸性促进了 &’()
的质子化从而降低了它对重金属的螯合能力。当
89达到 >左右时，&’()与铝离子络合物有着最大
的稳定常数。因此，本试验选择 89为 ;1:2。
图 6 27值对土壤氟潜在去除率的影响
&’()6 "**+,- ./ 27 -. & 2.-+/-’13 0+4.513 01-+
71/1+ 表面活性剂用量的影响 土壤氟的潜在去
除率在 CD’D小于 7036时随着加入的表面活性剂
的增加而增加。图 +表明，当加入的 D’D用量较小
时（小于 /236），D’D抑制了 &’()解吸铝；此后，随
着 D’D用量增加（/2!70 36），D’D对 &’()解吸铝
的作用表现为协同增溶作用。其原因可能是当加入
的 D’D量较少（小于 /236），&’() 及其螯合物被吸
附在土壤颗粒物的表面，同时加入的表面活性剂也
吸附在土壤颗粒物的表面，改变了土壤颗粒物表面
的理化性质，且占据表面吸附点位，增强了 &’() 及
其螯合物的吸附作用，并随着表面活性剂用量的增
加而增强；随着加入 D’D 用量增加（/2!70 36），
EF,增加了土壤溶液的离子强度，交换出部分被吸
附的铝离子，当其用量超出一定范围时，土壤颗粒物
表面吸附点位达到饱和，使被吸附的重金属离子及
配合物释放到土壤溶液中，同时表面活性剂的胶束
作用增加了被吸附重金属配合物和有机结合态重金
属的水溶性。当 CD’D G 7036时，复配解吸表现为
&’()的配位和表面活性剂的胶束增溶的协同作
用，被洗脱的 )*含量就会增加。还可能是由于阴离
子表面对于复合解吸的情况下，表面活性剂解吸机
理主要为反相电荷作用和胶束作用共同作用的结
果。因此，D’D表面活性剂的加入会大大增加 &’()
的鳌合能力即使土壤氟的潜在去除率显著提高。
:/// 植 物 营 养 与 肥 料 学 报 /2卷
图 ! 表面活性剂对土壤氟潜在去除率的影响
"#$%! &’’()* +, -.- *+ " /+*(,*#01 2(3+401 20*(
!"#"$ 土壤含氟量的影响 土壤含氟量从 %%$"&’
() * +)增加到 &%’",% () * +)时，茶园土壤氟的潜在
去除率有一定程度的增加，此后随着氟污染程度的
增加，其潜在去除率逐渐降低（图 $）。土壤中重金
属离子初始浓度是影响重金属离子与 -./0螯合的
重要因素之一［#&］，在本实验中溶液 -./0对铝螯合
率低的原因可能是土壤初始铝浓度远远超过了土壤
的吸附容量。当土壤中铝离子含量超过土壤容量
时，铝离子污染物以离散的铝1矿物状态存在。这部
分铝离子能被土壤固定，形成不溶的沉淀或结合到
粘粒和金属氧化物的晶格中，或被土壤大小空隙周
围固定水物理包埋，形成水合离子。被吸附 *包埋的
铝离子性质非常稳定，即使在 -./0存在的条件下
也很难从土壤中解吸出来。因此当含氟量为 &%’",%
() * +)时，其中可被 -./0 螯合的铝离子已被完全
提取出来了，故土壤氟的潜在去除率达到最大值。
图 5 土壤含氟量对氟潜在去除率的影响
"#$%5 &’’()* +, " )+,*(,* #, 6+#1 *+ " /+*(,*#01 2(3+401 20*(
787 正交旋转回归法确定最佳试验条件
!"!"# 数学模型 试验结果如表 2 所示。采用
.34数据处理系统用二次回归正交旋转组合试验统
计方法对实验数据进行拟合，得到的回归方程如下：
5 6 &!"7!&$!1&",8$’#9# : !",%#8!9! : 2"’$2&,92 :
#"$#8,’9$ 1 &"&%%%’9#! 1 8",27&!9!! 1 #"22$%792! 1
$"’$&29$! 18"72#!%9#9! : 8"2&,’%9#92 : !"’8&!%9#9$ :
!"’8&!%9!92 : 8"2&,’%9!9$ 1 8"72#!%929$ （#）
!"!"! 二次回归模型的显著性检验 为检验回归
方程的有效性，按 !# 6失拟均方 *误差均方，!! 6回
归均方 *剩余均方，!2 6回归均方 *误差均方的程序
进行检验。表 $可知，失拟项 !8"8#（!，&）6 #8"7 ; !#
6 ’",8 ; !8"8%（!，&）6 %"#$，达到了 8"8%水平上的显
著；但在!6 8"8# 水平不显著，有可能存在失拟因
子对试验结果产生影响，这种失拟来自因子间的互
相作用。!! 在 8"8# 水平上极显著 !8"8#（#$，,）6
%"%& < !! 6 %"’!,，表明方程与试验数据的配合是可
行的，可用来建立其模型。并且通过对 !2 的检验，
!2 6 #%"$$ ; !8"8# 6 ’"&8（#$，&）达到极显著水平，故
认为回归方程是可靠的。
!"!"2 重建二次回归模型 根据表 $，以下是!6
8"#8显著水平剔除不显著项后，简化后的回归方
程：
5 6 &!"7!&$!1&",8$’#9# : !",%#8!9! : 2"’$2&,92 1
&"&%%%’9#! 1 $"’$&2,9$! : !"’8&!%9#9$ : !"’8&!%9!92
（!）
茶园土中氟的潜在去除率与 -./0浓度、溶液
=>值、4.4投加量以及土壤含氟量的相关系数 "!
6回归平方和 *总平方和 6 8"7872，表明该数学模型
$个因素对产量的影响占 78"72?，而其他因素的影
响和误差占 7"8’?。
!"!"$ 效应分析
#）主 要因素效应分析 用“降维法”将任意 2
因素固定在零水平，得到另一个因素与潜在去除率
的效应方程为：
5# 6 &!"7!&$!1 &",8$’#9# 1 &"&%%%’9#! （2）
5! 6 &!"7!&$! : !",%#8!9! 1 8",27&!9!! （$）
52 6 &!"7!&$! : 2"’$2&,92 1 #"22$%792! （%）
5$ 6 &!"7!&$! : #"$#8,’9$ 1 $"’$&2,9$! （&）
根据回归系数（绝对值）可知，$ 个因素对茶园
土中氟的潜在去除率的影响顺序为 -./0浓度（9#）
! 4.4投加量（92）! 溶液 =>值（9!）! 土壤含氟量
（9$）。由主效应方程可作出各因素与得率的关系
图。图 % 看出，在 1 #"&,! "9@" #"&,! 的范围内，
4.4投加量、溶液 =>值与土壤氟潜在去除率的关系
’###%期 朱启红，等：茶园土壤中氟去除模型研究
表 ! 二次回归旋转组合设计及试验结果
"#$%& ! ’(#)*#+,- *.+#*/ -.0$,1#+,.1 )&2,31 #1) +&2+ *&2(%+2
组别
!"#$%&
’()*浓度
’()* +,-&./0
（12）
溶液 %3值
%3 456$,
（17）
8(8投加量
8(8 +#&59,
（1:）
土壤含氟量
; <#-/,-/
（1=）
土壤氟潜在去除率
; ",>#456 "5/,
（?）
2 2 2 2 2 @@A:
7 2 2 B 2 B 2 ::AC
: 2 B 2 2 B 2 =7A2
= 2 B 2 B 2 2 =DAE
@ B 2 2 2 B 2 C:A2
C B 2 2 B 2 2 @FA7
D B 2 B 2 2 2 =GA:
G B 2 B 2 B 2 B 2 @2A7
E B 2ACG2G F F F C7A7
2F 2ACG2G F F F 7DA2
22 F B 2ACG2G F F @:A:
27 F 2ACG2G F F CGAE
2: F F B 2ACG2G F @7A7
2= F F 2ACG2G F CDA7
2@ F F F B 2ACG2G =DAG
2C F F F 2ACG2G @7A:
2D F F F F C=A7
2G F F F F CCA7
2E F F F F C:AE
7F F F F F C7AD
72 F F F F @@AG
77 F F F F C:A@
7: F F F F C7AE
表 4 试验结果方差分析表
"#$%& 4 "&2+ *&2(%+2 #1) 5#*,#1-& #1#%/2,2
变异来源
H5".5/.#- &#$"<,&
平方和
8I$5", &$>
自由度
(,9",,& #J J",,+#>
均方
K,5- &I$5",
比值 !
L5/.# !
"值
" 456$,
12 C:7A:CGF 2 C:7A:CGF 72AGG7G FAFF2C
17 222AFFD7 2 222AFFD7 :AG=2: FAFG@D
1: 2E2A=F7D 2 2E2A=F7D CAC7:= FAF:7E
1= 7DA2G=G 2 7DA2G=G FAE=FD FA:CF@
127 CE:AGEC7 2 CE:AGEC7 7=AF22E FAFF27
177 GAEEF7 2 GAEEF7 FA:222 FA@E7:
1:7 7=AG@FD 2 7=AG@FD FAG@EE FA:GFE
1=7 :=GAEF== 2 :=GAEF== 27AFD:D FAFFG=
1217 2:AGD@C 2 2:AGD@C FA=GF7 FA@FGF
121: 7A2D@C 2 7A2D@C FAFD@: FADEFD
121= 22DA2GFC 2 22DA2GFC =AF@@F FAFDGG
171: 22DA2GFC 2 22DA2GFC =AF@@F FAFDGG
171= 7A2D@C 2 7A2D@C FAFD@: FADEFD
1:1= 2:AGD@C 2 2:AGD@C FA=GF7 FA@FGF
回归 L,9",&&.#- 7:2DA7GG2 2= 2C@A@7FC !7 M @AD7G FAFF7:
剩余 L,&.+$56 7:2A2G:E G 7GAGEGF
失拟 8.>$65-/ 2CCAECCD 7 G:A=G:= !2 M DAGFF FAF2:7
误差 ’""#" C=A72D2 C 2FADF7E
总和 8$> 7@=GA=D77 77
注（N#/,）：!表示在 FAF@水平显著 8.9-.J.<5-/ 5/ FAF@ 6,4,6；!!表示在 FAF2水平显著 8.9-.J.<5-/ 5/ FAF2 6,4,6 O
G222 植 物 营 养 与 肥 料 学 报 2@卷
图 ! 试验因子的主效应分析
"#$%! &’#( )**)+,- .* ,)-, *’+,./-
接近线性，表明这两个因素对得率作用显著；随着
!"!投加量和溶液 #$值的增加，有利于茶园土壤氟
的去除。%"&’ 浓度、土壤含氟量与茶园土壤氟的
潜在去除率均呈开口向下的抛物线关系，表明这两
个因素均存在一个合理范围，超过此范围得率会下
降。%"&’浓度在低水平和 ( )*+ 水平间时得率上
升，超过 ( )*+水平后，得率开始下降；而土壤含氟
量在低水平到 ( )*+ 水平时，土壤氟潜在去除率产
量上升，在 ( )*+至 )水平时趋于平缓，但超过 )水
平后，土壤氟潜在去除率急剧下降。
,）实验因子间互作效应分析：从回归系数的
显著性检验可以看出，取 %"&’ 浓度（-.）、溶液 #$
值（-,）、!"!投加量（-/）和土壤含氟量（-0）的互作效
应对茶园土中氟的去除影响明显，%"&’ 浓度与溶
液 #$值之间存在颉颃作用，!"!投加量与土壤含氟
量之间也存在颉颃作用；而 %"&’浓度与 !"!投加
量和溶液 #$值之间均有协同作用，溶液 #$值、土
壤含氟量与 !"! 投加量之间也有协同作用。对其
分别作图，可直观地分析各因子间的互作效应（见图
1!图 ..）。
,*,*+ 实验条件优化 根据已建立的数学模型在
( .*12,!-3!.*12,（3 4 .，,，/，0）范围内，每个因素
取 +个水平（ 5 .*12,，5 .和 )），对 +0 4 1,+个方案
进行统计寻优，在试验范围内可得土壤氟的潜在去
除率最高值为 6.*6)7，此时各因素取值为：-. 4 (
.，-, 4 .*12,，-/ 4 .*12,，-0 4 )。现以二次回归正交
组合设计实验的均值 +0*267为临界值，求得土壤
氟潜在去除率大于临界值的方案共 .10，各变量取
值的频率分布见表 +。
由表 +可以看出，当 -. 4 ( )*6.6! ( )*02/，-,
4 )*/.)!)*1+.，-/ 4 )*+,.!)*2/6，-0 4 ( )*/0)!
)*)+, 时，相应的实验实际值为 %"&’ 浓度为
)*)2,)6+!)*)268,+，溶液 #$值为 2*2)+!2*86++，
!"!投加量为 ,.*/),+!,,*)8,+ 和土壤含氟量为
10)*2+! 11)*0+。取优化后实验条件的平均值方
案，-. 4 )*)2+，-, 4 2*28，-/ 4 ,.*6)，-0 4 1+)*1+，即最
优实验条件为 %"&’ 浓度 )*)2+ 9:; < =、溶液 #$值
2*8、!"! 投加量 ,.*6) 9= 和土壤含氟量 1+)*1+
9> < ?>。在此条件下，根据数学模型推知土壤氟潜在
去除率可达 6.*6)。为确认这一试验结果，按得出
的条件重复 /次验证试验，结果表明土壤氟潜在去
除率都在 6,*.)7以上，进一步证实了分析的可靠
性。
表 ! 优化实验方案中 0# 取值频率分布表
1’23) ! 0# */)45)(+6 7#-,/#25,#.( #( .8,#9#:)7 )08)/#9)(,’3 -+;)9)
因素水平
@ABC:D ;EFE;G
-. -, -/ -0
次数
&39EG
频率
@DEHIEJBK
次数
&39EG
频率
@DEHIEJBK
次数
&39EG
频率
@DEHIEJBK
次数
&39EG
频率
@DEHIEJBK
.*12, ,6 )*.101 .+ )*)8.+ .) )*)1.) .2 )*.)82
. 11 )*0),0 ,. )*.,2) .+ )*)8.+ 01 )*,2)+
) +2 )*/+/6 /+ )*,./0 /0 )*,)6/ 1, )*/62)
( . ./ )*)68/ 01 )*,2)+ 08 )*,822 ,8 )*.612
( .*12, ) ) 06 )*,211 +1 )*/0.+ 8 )*)+08
L ( )*1 )*02. )*168 ( )*.81
!& )*)1 )*)26 )*)2. )*)6/
8+7的置信区间
8+7 B:JM3NEJBE 3JCEDFA;
（ ( )*6.6，( )*02/） （)*/.)，)*1+.） （)*+,.，)*2/6） （ ( )*/0)，( )*)+,）
8...+期 朱启红，等：茶园土壤中氟去除模型研究
!"#$% "$&$"’：#( ) *；#+ ) *
图 ! "#$%浓度和溶液 &’值交互作用
()*+! ,-./012.)3- 34 "#$% 5/-6).7 1-5 &’ 819:/
!"#$% "$&$"’：#, ) *；#+ ) *
图 ; "#$%浓度和 <#<投加量交互作用
()*+; ,-./012.)3- 34 "#$% 5/-6).7 1-5 <#< 5361*/
!"#$% "$&$"’：#, ) *；#( ) *
图 = "#$%浓度和土壤含氟量交互作用
()*+= ,-./012.)3- 34 "#$% 5/-6).7 1-5 ( 23-./-. )- 63)9
!"#$% "$&$"’：#- ) *；#+ ) *
图 > <#<投加量和土壤含氟量交互作用
()*+> ,-./012.)3- 34 <#< 5361*/ 1-5 ( 23-./-. )- 63)9
!"#$% "$&$"’：#- ) *；#( ) *
图 ?@ 溶液 &’值和土壤含氟量交互作用
()*+?@ ,-./012.)3- 34 &’ )- 639:A9/ 1-5 ( 23-./-. )- 63)9
!"#$% "$&$"’：#- ) *；#, ) *
图 ?? "#$%浓度和 <#<投加量交互作用
()*+?? ,-./012.)3- 34 "#$% 5/-6).7 1-5 <#< 5361*/
*,-- 植 物 营 养 与 肥 料 学 报 -.卷
! 结论
!）单因素试验表明，"#$%可用于去除茶园土
中的氟；"#$%浓度、溶液 &’值、(#( 投加量、土壤
含氟量等对土壤氟的去除有一定的影响。"#$%浓
度为 )*!) +,- . /、&’为 0*12、(#(投加量为 3)+/、土
壤含氟量为 124*02 +5 . 65时，土壤氟潜在去除率最
佳，达到 17*809。
3）在单因素试验基础上，运用回归设计的理论
与方法，通过 #:(数据处理系统确定了最佳实验条
件："#$%浓度 )*)02 +,- . /、溶液 &’值 0*8、(#(投
加量 3!*4) +/和土壤含氟量 12)*12 +5 . 65，在此条
件下土壤氟潜在去除率达 4!*4)9。
;）在模型得出的最佳实验条件下，通过试验验
证得出土壤氟潜在去除率都在 43*!)9，与模型最
佳值基本一致，说明此模型是可靠的。
参 考 文 献：
［!］ 张永航，周旋，王昌琴，石永勇 < 氟污染区土壤中水溶氟与总
氟土壤性质的相关性［=］< 环境科学与技术，3))1，38（2）：8*
>?@A5 B ’，>?,C D，E@A5 F G，(?H B B< F,IIJ-@KH,A @+,A5 LHMN
M,-OJL P-C,IHAJ，K,K@- P-C,IHAJ @AL &I,&JIKQ ,P M,H- HA P-C,IHLJN&,--CKJL
M,H-［=］< "AOHI,A< (RH < $JR?<，3))1，38（2）：8*
［3］ 蒋煜峰，展惠英，袁建梅，等 < 表面活性剂强化 "#$%络合洗脱
污灌土壤中重金属的试验研究［=］< 农业环境科学学报，3))1，
32（!）：!!8S!3;*
=H@A5 B T，>?@A ’ B，BC@A = U !" #$ % E@M?HA5 JPPHRHJARQ ,P ?J@OQ
+JK@-M HA M,H-M VHK? "#$% JA?@ARJL WQ MCIP@RK@AKM［=］< = < %5I,N"AOHN
I,A< (RH <，3))1，32（!）：!!8S!3;*
［;］ 王显海，刘云国，曾光明，等 < "#$%溶液修复重金属污染土壤
的效果及金属的形态变化特征［=］< 环境科学，3))1，34（2）：
!!)0S!!!3*
E@A5 D ’，/HC B X，>JA5 X U !" #$ % "YKI@RKH,A ,P ?J@OQ +JK@-M
PI,+ R,AK@+HA@KJL M,H-M VHK? "#$% @AL K?JHI IJLHMKIHWCKH,A ,P PI@RKH,AM
［=］< "AOHI,A< (RH <，3))1，34（2）：!!)0S!!!3*
［7］ ZI@+JI [< :?QK,IJ+JLH@KH,A：A,OJ- @&&I,@R?JM K, R-J@AHA5 C& &,--CKJL
M,H-M［=］< FCII < \&HA< ]H,KJR?A<，3))2，!1：!;;S!7!*
［2］ 张晓娜，周素梅，王世平 < 二次回归正交旋转组合设计对麦麸
中阿拉伯木聚糖酶解工艺的优化［=］< 食品科学，3))0，38（!）：
!7!S!72*
>?@A5 D ^，>?,C ( U，E@A5 ( :< \&KH+H_HA5 JA_Q+@KHR ?QLI,-QMHM
R,ALHKH,AM ,P @I@WHA,YQ-@A HA V?J@K WI@A K?I,C5? ‘C@LI@KHR ,IK?,5,A@-
I,K@KH,A R,+WHA@KH,A LJMH5A［=］< T,,L (RH <，3))0，38（!）：!7!S!72*
［1］ 唐启义，冯光明 < 实用统计分析及其计算机处理平台［U］< 北
京：中国农业出版社，!884* 44S8!*
$@A5 G B，TJA5 X U< %&&-HJL MK@KHMKHRM @A@-QMHM @AL R,+&CKJI &I,N
RJMMHA5［U］< ]JHaHA5：F?HA@ %5IHRC-KCI@- :IJMM，!884* 44S8!*
［4］ 徐位力，罗焕亮，范恩友，等 < 二次正交旋转组合设计对马占相
思组培增殖培养基的优化［=］< 广西植物，3))3，33（1）：2!4 S
23)*
DC E /，/C, ’ /，T@A " B !" #$ % \&KH+H_J K?J +C-KH&-HR@KH,A +JLHN
C+ ,P %R@RH@ +@A5HC+ K?I,C5? K?J ‘C@LI@KHR ,IK?,5,A@- I,K@KH,A R,+WHN
A@KH,A LJMH5A［=］< XCH?@H@，3))3，33（1）：2!4S23)*
［0］ 云南林学院环境保护组 < 大气氟污染对生物的危害途径［=］<
环境科学，!840，（7）：0S!3*
"AOHI,+JAK :I,KJRKHA5 XI,C& ,P BCAA@A T,IJMKIQ F,--J5J< $?J ?@I+PC-
V@Q ,P @K+,M&?JIHR P-C,IHAJ &,--CKH,A K, ,I5@AHM+M［=］< "AOHI,A< (RH <，
!840，（7）：0S!3*
［8］ 杨景辉 < 土壤污染与防治［U］< 北京：科学出版社，!882* ;70S
;78*
B@A5 = ’< (,H- R,AK@+HA@KH,A @AL &IJOJAKH,A［U］< ]JHaHA5：(RH <
:IJMM，!882* ;70S;78*
［!)］ 中国土壤学会 < 土壤农业化学分析方法［U］< 北京：中国农业
科技出版社，3)))*
(,H- (RHJARJ (,RHJKQ ,P F?HA@< %A@-QKHR@- +JK?,LM ,P M,H- @AL @5I,N
R?J+HMKIQ［U］< ]JHaHA5：F?HA@ %5IHRC-KCI@- (RHJAKJR? :IJMM，3)))*
［!!］ 徐仁扣，王亚云 < 低分子量有机酸对几种可变电荷土壤吸附
氟的影响［=］< 环境科学学报，3));，3;（;）：7)2S7)4*
DC b Z，E@A5 B B< "PPJRK ,P -,VS+,-JRC-@INVJH5?K ,I5@AHR @RHLM
,A K?J @LM,I&KH,A ,P P-C,IHLJ ,A M,H-M VHK? O@IH@W-J R?@I5J［=］< %RK@
(RH < FHIRC+<，3));，3;（;）：7)2S7)4*
［!3］ >?JA X (，DH@A5 # /，F?CA F E !" #$ % /J@L &?QK,JYKI@RKH,A PI,+
R,AK@+HA@KJL M,H- VHK? ?H5?NWH,+@MM &-@AK M&JRHJM［=］< = < "AOHI,A<
GC@- <，3))3，;!：!08;S!8))*
［!;］ 谢忠雷，房春生，孙文田，等 < 柠檬酸 S铝 S氟交互作用对茶
园土壤氟吸附特征及形态分布的影响［=］< 农业环境科学学
报，3))4，31（1）：334!S3341*
DHJ > /，T@A5 F (，(CA E $ !" #$ % "PPJRKM ,P HAKJI@RKH,A ,P RHKIHR
@RHLN@-C+HAC+NP-C,IHLJ ,A K?J @LM,I&KH,A R?@I@RKJIHMKHRM @AL LHMKIHWCN
KH,A ,P P-C,IHLJ HA KJ@ 5@ILJA M,H-［=］< = < %5I,N"AOHI,A< (RH <，3))4，
31（1）：334!S3341*
［!7］ BC =，Z-@IC& #< "YKI@RKH,A 6HAJKHRM ,P R,&&JI，_HAR，HI,A @AL +@AN
5@AJMJ PI,+ R,AK@+ HA@KJL MJLH+JAKCMHA5 LHM,LHC+ JK?Q-JAJLH@+ HAN
JKJKI@@RJK@KJ［=］< E@KJI，%HI，(,H- :,-- <，!887，42：3)2S332*
［!2］ bJJL ] "，F@IIHJIJ : F，U,,IJ b< T-CM?HA5 ,P :W（!）R,AK@+HA@KJL
M,H- CMHA5 ’F- "#$%，@AL F@F-3［=］< = < "AOHI,A< "A5HA<，!881，
!33（!）：70S2)*
!3!!2期 朱启红，等：茶园土壤中氟去除模型研究