整治區(qū)植煙土壤有機質(zhì)空間變異特征及肥力等級評價

摘要：以恩施州清江源現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)科技園（以下簡稱清江源）、恩施市城郊現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)基地單元（以下簡稱城郊）和利川市柏楊現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)基地單元（以下簡稱柏楊）整治區(qū)域土壤為例，采用地理信息系統(tǒng)（GIS）技術(shù)和地統(tǒng)計學(xué)方法，研究了土壤有機質(zhì)的空間變異特征，并進行了肥力等級評價。結(jié)果表明，清江源、城郊和柏楊整治區(qū)域土壤有機質(zhì)平均含量分別為關(guān)鍵詞：植煙土壤；有機質(zhì)；變異系數(shù)；空間變異性；肥力等級評價

中圖分類號：S572；S153.6+21 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）19-4601-04

近年來，隨著現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)建設(shè)的推進，對分散種植的煙田進行綜合整治，在全國范圍內(nèi)建立了一大批現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)基地單元。由于對原來自然形成的土壤進行翻壓和客土填埋，導(dǎo)致土壤物理結(jié)構(gòu)、土壤化學(xué)成分和土壤生態(tài)環(huán)境都發(fā)生了較大的變化，在一定程度上限制了土壤肥力的提高。有機質(zhì)含量是反映土壤肥力水平的一個重要指標(biāo)，它不僅是土壤的有機養(yǎng)分庫，而且是保持土壤團粒結(jié)構(gòu)、改善土壤水分、通氣條件和微生物活性的重要組分。調(diào)查植煙土壤有機質(zhì)含量及其空間變異特征，可以為整治區(qū)域土壤培育方向和合理施肥提供科學(xué)依據(jù)，因而成為現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)基地建設(shè)首要解決的問題之一。

采用地統(tǒng)計學(xué)方法可以比較準(zhǔn)確地了解土壤養(yǎng)分的空間分布特征及變異規(guī)律，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的土壤改良、精準(zhǔn)施肥以及農(nóng)產(chǎn)品的高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)和高效生產(chǎn)都具有重要意義[1]。目前，地理信息系統(tǒng)（GIS）技術(shù)與地統(tǒng)計學(xué)方法在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中尤其是在精準(zhǔn)施肥等方面得到了越來越廣泛的應(yīng)用[2-6]。本研究采用GIS技術(shù)與地統(tǒng)計學(xué)相結(jié)合的方法，研究恩施州清江源現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)科技園（以下簡稱清江源）、恩施市城郊現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)基地單元（以下簡稱城郊）和利川市柏楊現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)基地單元（以下簡稱柏楊）土地整治區(qū)煙田土壤有機質(zhì)含量及其空間變異特征，并進行有機質(zhì)肥力等級評價，以期為整治區(qū)域土壤培育方向和合理施肥提供依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究地區(qū)概況

1.3 數(shù)據(jù)分析

用“平均值±3倍標(biāo)準(zhǔn)差”方法去除異常值，利用SPSS 13.0軟件對土壤有機質(zhì)含量進行描述性統(tǒng)計分析；采用Cochran[8]和姜城等[9]的方法對取樣數(shù)量進行估計；用地統(tǒng)計學(xué)軟件GS+ 7.0進行半方差函數(shù)計算和模型擬合，對土壤有機質(zhì)含量空間變異的影響因素進行分析，具體參考張淑娟等[10]和李強等[11]的方法；在ArcGIS 9.3平臺上制作有機質(zhì)含量空間分布圖。

2 結(jié)果與分析

2.1 整治區(qū)植煙土壤有機質(zhì)含量描述性統(tǒng)計分析

2.2 整治區(qū)植煙土壤合理取樣數(shù)量分析

根據(jù)Cochran[8]關(guān)于區(qū)域純隨機取樣數(shù)量的計算公式，計算出2個置信水平3個不同相對誤差下每個研究區(qū)域所需的取樣數(shù)量（表2）。可以看出，置信水平越低，所需要的取樣數(shù)量就越少；在一定置信水平條件下，區(qū)域土壤有機質(zhì)變異越大，達到相同精度所需要的取樣數(shù)量就越多；在相同精度下可允許相對誤差越大，所需要的取樣數(shù)量就越少。例如在95%置信水平和5%相對誤差條件下，如果針對土壤有機質(zhì)含量進行取樣分析，城郊土壤需要采集121個土樣，清江源土壤需要采集86個土樣，而柏楊土壤只要采集42個土樣就足夠了。由此可以看出，在本試驗中，柏楊實際采樣數(shù)量基本達到95%置信水平和5%相對誤差條件，而清江源和城郊則分別相差15個和63個。

相對于土壤氮、磷、鉀等養(yǎng)分來說，土壤有機質(zhì)含量是相對穩(wěn)定的土壤屬性，其空間變異通常也相對較小，因此在實際工作中，由于常常需要對土壤氮、磷、鉀等養(yǎng)分同時進行分析，需要加大樣品采集密度，此時可以通過適當(dāng)減少土壤有機質(zhì)樣品分析數(shù)量的方法，以降低樣品分析成本。

2.3 整治區(qū)植煙土壤有機質(zhì)含量半方差分析

半方差函數(shù)是描述土壤性質(zhì)空間變異的一個函數(shù)，反映不同距離觀測值之間的變化。模型的選擇取決于變異函數(shù)理論模型的擬合參數(shù)，

一般認(rèn)為，塊金值（C0）表示由隨機部分引起的空間異質(zhì)性，基臺值（C0+C）表示系統(tǒng)內(nèi)總的變異。塊金系數(shù)C0/（C0+C）表示由隨機因素所引起的異質(zhì)性占總的空間異質(zhì)性的程度[15，16]。按照區(qū)域化變量空間相關(guān)程度的分級標(biāo)準(zhǔn)，塊金系數(shù)小于25%說明變量具有強烈的空間自相關(guān)性，塊金系數(shù)為25%～75%說明變量具有中等空間自相關(guān)性，大于75%說明變量的空間自相關(guān)性較弱[17]。根據(jù)陳延良等[18]和于婧[19]的分析，土壤養(yǎng)分空間變異主要是由于成土母質(zhì)、土壤類型、氣候及生物活動（包括人類耕種措施）等因素所致，而半方差函數(shù)中的參數(shù)從不同的角度揭示了土壤性狀產(chǎn)生差異的主導(dǎo)因素及其變異程度。在本研究中，城郊土壤有機質(zhì)具有中等空間自相關(guān)性，說明土壤有機質(zhì)含量在該區(qū)域內(nèi)的空間變異是由成土母質(zhì)、土壤類型等結(jié)構(gòu)性因素和人類活動等人為因素共同決定的。

最大相關(guān)距離（變程）反映出屬性因子空間自相關(guān)范圍的大小，它與觀測尺度以及在取樣尺度上影響土壤屬性的各種生態(tài)過程、人為因素、自然條件等都有關(guān)[20]。表3結(jié)果表明，城郊土壤有機質(zhì)含量的變程較大，在500 m以上，說明其變異以大塊狀變異為主，即有機質(zhì)含量在較大的范圍內(nèi)存在著空間自相關(guān)性。

2.4 整治區(qū)植煙土壤有機質(zhì)空間分布及等級評價

土壤有機質(zhì)的空間分布圖是土壤有機質(zhì)空間異質(zhì)性的具體表現(xiàn)，是土壤在不同區(qū)域的物理、化學(xué)和生物學(xué)過程相互作用的結(jié)果[21]。圖2表示清江源、城郊和柏楊區(qū)域土壤有機質(zhì)空間分布規(guī)律。從圖2可以看出，清江源土壤有機質(zhì)出現(xiàn)3個等級，且不同等級分布比較零散；城郊土壤只有2個等級，西部土壤有機質(zhì)含量較高，而東部區(qū)域土壤有機質(zhì)含量較低；柏楊土壤有機質(zhì)含量也是2個級別，但低值等級所占比例較小，整體分布比較均勻。

表4表示清江源、城郊和柏楊區(qū)域土壤有機質(zhì)含量等級及其所占比例。82.3%的清江源土壤、88.2%的城郊土壤和100%的柏楊土壤有機質(zhì)含量均屬于偏低和低等級。城郊土壤有機質(zhì)偏低等級（10～20 g/kg）所占的比例分別比清江源和柏楊低33.8%和46.3%，而低等級（6～10 g/kg）分別比清江源和柏楊增加2.65倍和2.30倍。整體而言，清江源、城郊和柏楊土壤有機質(zhì)含量都較低，城郊最低，其次是柏楊，清江源最高。因此，在各區(qū)域進行推薦施肥時應(yīng)增施或多施有機肥。

3 結(jié)論

3個區(qū)域土壤有機質(zhì)含量均較低，其中城郊最低，分別比清江源和柏楊低36.4%和28.7%。不同區(qū)域土壤有機質(zhì)含量變異系數(shù)為18.8%～33.2%。

恩施城郊土壤實際采樣數(shù)量不能滿足在95%置信水平和5%相對誤差條件下的空間變異性研究，其次是清江源，而柏楊實際采樣數(shù)量比較合理。

恩施城郊土壤有機質(zhì)含量的半方差理論變異函數(shù)對實際的擬合最好，且F檢驗達到極顯著水平。

恩施城郊土壤有機質(zhì)偏低等級（10～20 g/kg）所占的比例分別比清江源和柏楊低33.8%和46.3%，而低等級（6～10 g/kg）所占比例分別比清江源和柏楊增加2.65倍和2.30倍。

參考文獻：

[1] 潘成忠，上官周平.土壤空間變異性研究評述[J].生態(tài)環(huán)境，2003，12（3）：371-375.

[2] 劉 楊，孫志梅，楊 軍，等.京東板栗主產(chǎn)區(qū)土壤氮磷鉀的空間變異[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，2010，21（4）：901-907.

[3] 張宏偉，魏忠義，王秋兵.沈陽城市土壤全鉀和堿解氮的空間變異性[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，2008，19（7）：1517-1521.

[4] JIANG H L，LIU G S， WANG R， et al. Delineating site-specific quality-based management zones for a tobacco field [J]. Soil Science，2011，176（4）：206-212.

[5] ZHU Y L， LIU H B， JIANG X L. Investigation of the spatial variability of nitrogen and phosphorus in purple soils in Jiangjing City，Sichuan， China [J]. Environment Science，2004， 25（1）：138-144.

[6] 朱益玲，劉洪斌，謝德體，等.江津紫色土壤養(yǎng)分空間變異性研究——地統(tǒng)計學(xué)方法[J].西南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2002，24（3）：207-210.

[7] 鮑士旦.土壤農(nóng)化分析[M].第三版.北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，2000.

[8] COCHRAN W G. Sampling Techniques [M]. 3rd Edition. Hoboken， NJ： John Wiley Sons， Inc.，1977.

[9] 姜 城，楊俐蘋，金繼運，等.土壤養(yǎng)分變異與合理取樣數(shù)量[J]. 植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，2001，7（3）：262-270.

[10] 張淑娟，何 勇，方 慧.基于GPS和GIS的田間土壤特性空間變異性的研究[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2003，19（2）：39-44.

[11] 李 強，周冀衡，楊榮生，等.曲靖植煙土壤養(yǎng)分空間變異及土壤肥力適宜性評價[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，2011，22（4）：950-956.

[12] 蘇榮瑞，金衛(wèi)斌，艾天成，等.基于GIS的湖北省江陵縣土壤養(yǎng)分空間變異研究[J].長江大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版——農(nóng)學(xué)卷），2007，4（3）：13-17.

[13] 張 敏，賀鵬飛，陳偉強.基于GIS和地統(tǒng)計學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異分析[J].東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2010，41（3）：53-58.

[14] 秦占飛，常慶瑞.縣域土壤養(yǎng)分空間變異分析——以蒲城縣為例[J].干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究，2012，30（1）：30-35.

[15] 王存國，韓士杰，張軍輝，等.長白山闊葉紅松林表層土壤水分空間異質(zhì)性的地統(tǒng)計學(xué)分析[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，2010，21（4）：849-855.

[16] 王淑英，胡克林，路 蘋，等.北京平谷區(qū)土壤有效磷的空間變異特征及其環(huán)境風(fēng)險評價[J]. 中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，41（1）：129-137.

[17] CAMBARDELLA C A， MOORMAN T B， NOVAK J M， et al. Field-scale variability of soil properties in central Iowa soils[J]. Soil Science Society of America Journal，1994，58：1501-1511.

[18] 陳延良，雷國平.松嫩平原南部土壤養(yǎng)分空間變異規(guī)律分析及其等級評價[J].揚州大學(xué)學(xué)報（農(nóng)業(yè)與生命科學(xué)版），2010， 31（2）：43-47.

[19] 于 婧.基于GIS和地統(tǒng)計學(xué)方法的土壤養(yǎng)分空間變異及應(yīng)用研究[D].武漢：華中農(nóng)業(yè)大學(xué)，2007.

[20] 代李鵬，葉協(xié)鋒，鄭文冉，等.微尺度下植煙土壤養(yǎng)分的空間變異及分布特征[J].浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報，2011，23（1）：127-131.

[21] 張春華，張正楊，劉國順，等.植煙土壤有效態(tài)微量元素空間變異特征[J].土壤，2010，42（1）：20-25.