段鐵城，胡小寧

(1．河南農(nóng)業(yè)大學(xué)，河南鄭州450002;2．河南農(nóng)大迅捷測試技術(shù)有限公司，河南鄭州450002)

土壤養(yǎng)分的不均勻性和土壤取樣的有限性，是土壤土樣的測試值不能充分代表田間的養(yǎng)分的主要原因，為了解中國土壤養(yǎng)分的不均勻分布狀態(tài)，國內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了各種尺度的土壤養(yǎng)分空間變異的研究，查明了中國一些縣域、鄉(xiāng)域、村域的土壤養(yǎng)分空間變異情況［1～37］，它顯示了中國土壤養(yǎng)分空間變異的嚴(yán)重性和普遍性．但是這些變異會造成多大的推薦施肥誤差，尚未見有關(guān)定量計(jì)算的研究．前人土壤養(yǎng)分空間變異的研究提供了重要的研究基礎(chǔ)，但只有把空間變異度和施肥誤差控制定量地結(jié)合起來研究，才能真正發(fā)揮這些基礎(chǔ)研究對土壤養(yǎng)分精準(zhǔn)管理的科學(xué)指導(dǎo)作用．本研究在已有研究數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，估測了這種空間變異可能帶來的推薦施肥失誤概率，分析了失誤概率允許值與變異系數(shù)的關(guān)系，提出了以臨界變異系數(shù)作為測土施肥適用技術(shù)路線的宏觀決策的依據(jù)．

1 土壤養(yǎng)分空間變異對推薦施肥偏差的影響

根據(jù)中國土壤養(yǎng)分空間變異的研究文獻(xiàn)［1～31］，按取樣尺度的大小進(jìn)行分類統(tǒng)計(jì)分析(表1)．

為了便于分析，假定:

表1 土壤養(yǎng)分的變異系數(shù)Table 1 Coefficient of soil nutrients variation

(1)施肥管理單元各地塊各種養(yǎng)分的分布均服從正態(tài)分布N(μ，σ2)，沒有偏移．

(2)選擇的測土土樣是一個具有代表性的理想混合土樣，它的各種養(yǎng)分含量都恰是這個施肥管理單元各地塊養(yǎng)分的均值μ．為了便于分析，認(rèn)為代表性土樣的養(yǎng)分值與推薦施肥的地塊的實(shí)際養(yǎng)分水平的差異小于 ±Δ時，其推薦施肥就是有效的，否則就可能是無效或有害的．那么就可以推算出推薦施肥失誤的概率．

為了計(jì)算，須首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，標(biāo)準(zhǔn)化變量:

式中:X為允許的推薦施肥量上、下限，X=(1±Δ)·μ．μ為均值，σ為標(biāo)準(zhǔn)差，CV為變異系數(shù)，Δ為推薦施肥量允許誤差(%)．

設(shè)定Δ分別為10%，15% 和20%，代入(2)式，查標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布表，即可得出在變異系數(shù)為CV時推薦施肥失誤的定量表述(表2、表3)．

表2 土壤養(yǎng)分空間變異導(dǎo)致的推薦施肥失誤概率Table 2 Failure probability of the fertilizer recommendations caused by spatial variation of soil nutrients

表3 變異系數(shù)的臨界值Table 3 Threshold value of variation coefficients

臨界變異系數(shù)計(jì)算表明，當(dāng)允許施肥偏差小于±10%時，15%的變異系數(shù)就會導(dǎo)致50%的失誤概率．當(dāng)允許施肥偏差小于±20%時，導(dǎo)致50%的失誤概率的變異系數(shù)可以放寬到30%．這是一個無需專家經(jīng)驗(yàn)修正，可以直接采用代表性測土數(shù)據(jù)指導(dǎo)施肥的臨界變異系數(shù)數(shù)據(jù)．這個推斷是在獨(dú)立變量正態(tài)分布的假設(shè)下得到的．研究表明大多數(shù)主要養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)近似服從正態(tài)分布，也有一些數(shù)據(jù)服從對數(shù)正態(tài)分布，此時的失誤概率將大于正態(tài)分布的失誤概率［2，7，14］．

2 測土推薦施肥技術(shù)路線分析

2．1 以大面積混合土樣測土數(shù)據(jù)指導(dǎo)施肥的可行性

以共性觀測為基礎(chǔ)的現(xiàn)行測土施肥技術(shù)路線是在不具備個性化測土條件的歷史條件下唯一可行的路線．但按照上述推斷，對照表1數(shù)據(jù)可以看出，無論村域、鄉(xiāng)域或縣域，也無論是糧田、煙田和蔬菜地，不同研究提供的主要養(yǎng)分的變異系數(shù)大多數(shù)大于30%．即使是精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)示范區(qū)，以表1中6例平均變異系數(shù)推算，與施肥量允許誤差為±20%，±15%，±10%相對應(yīng)，其指導(dǎo)施肥失誤概率，也將分別達(dá)到有機(jī)質(zhì)失誤概率為25．2%，39．4%，59．4%，氮失誤概率為 28．6%，42．4%，59．4%，磷失誤概率為 70．8%，77．8%，85．0%，鉀失誤概率為 41．0%，53．6%，63．2%(表 4)．

表4表明，即便使土樣具有理想的代表性，并以村域或相當(dāng)于村域?yàn)楣芾韱卧越档屯扑]施肥失誤概率，甚至在示范區(qū)的統(tǒng)一管理下，以大面積混合土樣測土，不經(jīng)專家經(jīng)驗(yàn)修正，也不能保證達(dá)到推薦施肥可接受的失誤概率要求．

2．2 分區(qū)管理測土推薦施肥的局限性

為了減少土壤養(yǎng)分變異對推薦施肥的影響，一些學(xué)者提出了分區(qū)管理的施肥方案［14～18，29～35］．這種方法是在查明成土母質(zhì)、土壤類型、氣候、地形等結(jié)構(gòu)性因素造成的土壤養(yǎng)分要素變異規(guī)律的基礎(chǔ)上，依靠土壤養(yǎng)分要素的空間相關(guān)性和取樣點(diǎn)數(shù)據(jù)，利用插值方法確定土壤養(yǎng)分含量以指導(dǎo)施肥．它可以減少采樣分析費(fèi)用，降低土壤養(yǎng)分變異對施肥推薦失誤的影響，是精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的方向之一．但是它的局限性是被研究者所共識的．(1)它不能解決作物品種、施肥水平、管理方式等人為的隨機(jī)性空間變異以及空間相關(guān)性較弱的變異對施肥失誤的影響．這種隨機(jī)性因素也許在農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)?；粋€較長時期以后會逐步減弱，而在中國農(nóng)業(yè)體制現(xiàn)狀下，這種變異的比重還是很大的．從一些應(yīng)用統(tǒng)計(jì)學(xué)研究土壤養(yǎng)分變異中有關(guān)塊金系數(shù)的研究，就可以看出隨機(jī)變異在總變異中的比重(表5)．4種主要養(yǎng)分要素(氮、磷、鉀、有機(jī)質(zhì))的塊金系數(shù)(Nugget/Sill)數(shù)據(jù)中，相關(guān)性強(qiáng)烈者(塊金系數(shù)＜25%)12項(xiàng)僅占19%，中等相關(guān)者(塊金系數(shù)=25% ～75%)43項(xiàng)占68%，相關(guān)性極弱者(塊金系數(shù)＞75%)8項(xiàng)占12．7%，有些地方氮、磷、鉀塊金系數(shù)甚至達(dá)100%［28］，即使是長期規(guī)模經(jīng)營的友誼農(nóng)場精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)示范區(qū)，其塊金系數(shù)也分別為氮54．88%、磷59．95%、鉀39．16%，有機(jī)質(zhì)65．77%．這種情況必然使分區(qū)管理的效果受到限制．(2)當(dāng)取樣樣點(diǎn)距離一定時，更小尺度的空間變異將難以被發(fā)現(xiàn)．應(yīng)用統(tǒng)計(jì)學(xué)對土壤養(yǎng)分結(jié)構(gòu)分布的研究表明，當(dāng)采用不同空間尺度的取樣時，可能得到不同的結(jié)論．隨著樣點(diǎn)間距的加大，較小尺度的結(jié)構(gòu)特征將被掩蓋［32］，這就表明減少取樣點(diǎn)要以掩蓋小尺度變異為代價．為了在二者間取得平衡，減少施肥指導(dǎo)失誤，有研究人員提出，要盡可能把村作為管理單元，建立以地塊或農(nóng)戶為單位的土壤養(yǎng)分分區(qū)管理模型［34］，但這樣也就需要投入較多的力量，更加接近于個性化測土和針對性推薦施肥了．

表4 示范區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異可能導(dǎo)致的推薦施肥失誤概率Table 4 Failure probability of the fertilizer recommendations caused by spatial variation of soil nutrients in demonstrated area

表5 土壤養(yǎng)分空間變異中隨機(jī)性因素的影響Table 5 Influence of random factors of spatial variation of soil nutrients

2．3 個性化測土推薦施肥的可行性

個性化測土施肥是精準(zhǔn)施肥的理想方案，但是個性化測土施肥又是測土數(shù)量最大、對長效機(jī)制要求最高的方案．因此其可行性決定于其比較經(jīng)濟(jì)性和實(shí)施工程條件的完備性．(1)要有低于常規(guī)分析方法成本的十分之一、適于對鮮土土樣就近測定的、具有綜合功能的、其精度接近實(shí)驗(yàn)室常規(guī)方法技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)國家檢驗(yàn)認(rèn)定的，低成本快速測試技術(shù)與裝備．(2)當(dāng)?shù)赝练收疽芴峁┓袭?dāng)?shù)赝寥馈⒆魑锖蜌夂驐l件的豐缺指標(biāo)和施肥指標(biāo)，提供植株?duì)I養(yǎng)監(jiān)測技術(shù)指標(biāo)體系，并制定有快速測試值對常規(guī)測試的換算系數(shù)．(3)有鄉(xiāng)、村測土施肥技術(shù)服務(wù)、培訓(xùn)的組織體系和必要的裝備．(4)國家制定有土壤、植株快速分析方法技術(shù)體系和測試儀的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)．(5)國家對測土、測植株的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼與長效機(jī)制的建立．這些條件中，有些條件已經(jīng)基本具備．如國家科技部科技攻關(guān)成果YN型速測儀及其成套速測技術(shù)體系;基本能滿足植物營養(yǎng)診斷的，適于在鄉(xiāng)村基層使用的國產(chǎn)反射式比色測定儀和葉綠素儀;一些主要作物的土壤和植株測試推薦施肥技術(shù)體系都已實(shí)現(xiàn)．土壤養(yǎng)分速測技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)(NY/T 1948—2010;NY/T 1949—2010)已經(jīng)發(fā)布實(shí)施;大多數(shù)基層農(nóng)技推廣綜合站已經(jīng)或正在快速建設(shè)，一些地方還有國家給予的土壤測試的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼．但是，最根本的也是最重要的一個條件——長效機(jī)制尚未建立．國家補(bǔ)貼有限，遠(yuǎn)不能不能滿足全體農(nóng)戶個性化測土的需求，各地的發(fā)展也不平衡．

3 結(jié)語

通過對中國土壤養(yǎng)分空間變異的研究文獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)分析，認(rèn)為中國主要土壤養(yǎng)分空間變異偏大的普遍性和現(xiàn)行的主導(dǎo)測土路線存在推薦施肥失誤的較大可能性．除有機(jī)質(zhì)外其他主要養(yǎng)分平均變異系數(shù)平均都在30%以上，且變異的大小在縣域、鄉(xiāng)域、村域之間沒有明顯差異．示范區(qū)或農(nóng)場的變異系數(shù)雖有所減少［1～6，15］，但示范區(qū)和農(nóng)場的塊金系數(shù)分析表明隨機(jī)性變異依然很大［1，15，34，36］．本研究通過變異系數(shù)對施肥誤差的定量分析，提出了變異系數(shù)臨界值的概念．建議根據(jù)推薦施肥允許的施肥偏差，選擇變異系數(shù)的臨界值:變異系數(shù)小于所選擇的臨界值的地區(qū)可以繼續(xù)實(shí)行用代表性土樣進(jìn)行測土推薦施肥的路線;塊金系數(shù)小于25%的地區(qū)可以優(yōu)先采用分區(qū)管理路線，以降低測土成本．變異系數(shù)大于其臨界值且塊金系數(shù)大于25%的地區(qū)則應(yīng)該采用個性化測土技術(shù)路線，以減少推薦施肥失誤的概率．目前實(shí)現(xiàn)個性化測土推薦施肥的體制和技術(shù)條件已基本具備．當(dāng)前推進(jìn)精準(zhǔn)施肥的主要努力方向應(yīng)是根據(jù)土壤養(yǎng)分變異情況選擇和實(shí)施好當(dāng)?shù)剡m用的技術(shù)路線;盡快建設(shè)好基層農(nóng)技推廣體系中的測土、測植株施肥子體系;發(fā)展基層適用的低成本速測技術(shù);大力支持和培訓(xùn)種植業(yè)專業(yè)戶和合作社購儀自測，推動長效機(jī)制的形成;著力完善推薦施肥技術(shù)指標(biāo)體系和速測技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)體系．

［1］ 蘇 偉，聶宜民．利用Kriging插值方法研究山東龍口北馬鎮(zhèn)農(nóng)田土壤養(yǎng)分的空間變異［J］．安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2004，31(1):76 －81．

［2］ 高美榮，朱 波，黃菊英，等．紫色土坡地尺度土壤養(yǎng)分的空間變異特性［J］．西南農(nóng)業(yè)學(xué)報，2007，20(6):1241－1245．

［3］ 薛正平，楊星衛(wèi)．土壤養(yǎng)分空間變異及合理取樣數(shù)研究［J］．農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2002，18(4):6－9．

［4］ 高祥照，胡克林．土壤養(yǎng)分與作物產(chǎn)量的空間變異特征與精確施肥［J］．中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2002，35(6):660－666．

［5］ 史利江 ，鄭麗波 ，柳云龍．農(nóng)田土壤養(yǎng)分空間變異特征研究［J］．河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2008，42(1):51－56．

［6］ 劉吉平，陳智文，王海霞，等．吉林省精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)核心技術(shù)示范區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異性研究［J］．吉林師范大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版，2007(3):74－76．

［7］ 張久明，遲鳳琴，楊思平．哈爾濱市黑土全量養(yǎng)分空間變異分析［J］．黑龍江農(nóng)業(yè)科學(xué)，2OO8(3):52－55．

［8］ 饒 江，王 影．廣西蔗區(qū)土壤養(yǎng)分含量的小尺度空問分析［J］．中國糖料，2008(2):21－24．

［9］ 梁中龍，甘海華，戴 軍，等．廣州岑村農(nóng)用地土壤養(yǎng)分空間變異性研究［J］．華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2004，25(3):22－25．

［10］ 姚麗賢，周修沖．菜地土壤養(yǎng)分的空間變異特征［J］．土壤通報，2004，35(5):533 －535．

［11］ 李錄久，孫義祥，戚士勝，等．江淮地區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異性研究［J］．安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2004，32(5):924－925．

［12］ 和愛玲，黃紹文，介曉磊，等．菜田土壤養(yǎng)分空間變異特征［J］．土壤肥料，2006(1):9－13．

［13］ 劉冬碧，熊桂云，陳 防，等．湖北省糧食主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分的空問變異性研究［J］．湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2007，46(6):904－907．

［14］ 劉冬碧 ，余常兵，熊桂云，等．大比例尺度下土壤的養(yǎng)分特征及其空間變異性研究［J］．華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版，2004，23(5):524 －527．

［15］ 隋常玲，蔡德利，翟瑞常．黑龍江食品安全示范區(qū)農(nóng)田土壤養(yǎng)分空間變異研究［J］．中國農(nóng)學(xué)通報，2006，22(1):345－348．

［16］ 高義民，同延安，馬文娟．黃土區(qū)村級農(nóng)田土壤養(yǎng)分空間變異特征研究［J］．土壤通報，2006，37(1):1－6．

［17］ 劉冬碧，余常兵，熊桂云，等．村級農(nóng)田土壤養(yǎng)分特征及其空間變異性［J］．湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2004，43(4):79－82．

［18］ 秦魚生，涂仕華，馮文強(qiáng)，等．成都平原水旱輪作種植下土壤養(yǎng)分特性空間變異研究［J］．土壤學(xué)報，2008，45(2):355－359．

［19］ 王宏庭，金繼運(yùn)，王 斌，等．土壤速效養(yǎng)分空間變異研究［J］．植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，2004，10(4):349－354．

［20］ 黃 新．遼西糧田土壤養(yǎng)分的空間變異［J］．北京農(nóng)業(yè)，2007(12):37－41．

［21］ 趙彥鋒，史學(xué)正，黃 標(biāo)，等．小尺度土壤養(yǎng)分的空間變異及其影響因素探討［J］．土壤通報，2006，37(2):214－219．

［22］ 陳署晃，馬興旺，許詠梅，等．烏魯木齊縣蔬菜地土壤養(yǎng)分空問變異研究［J］．新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)，2006，43(1):50－52．

［23］ 黃紹文，金繼運(yùn)，楊俐蘋，等．縣級區(qū)域糧田土壤養(yǎng)分的空間變異性［J］．土壤通報，2002，33(3):79－88．

［24］ 王子芳，高 明，魏朝富，等．植煙土壤養(yǎng)分的空間變異特征及適宜性評價［J］．西南大學(xué)學(xué)報:自然科學(xué)版，2008，30(1):98 －103．

［25］ 郭天文，賴麗芳，胡志橋，等．甘肅省河西走廊中部新墾荒地土壤養(yǎng)分空間變異特征［J］．干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究，2007，25(4):152－155．

［26］ 連 綱，郭旭東．黃土高原縣域土壤養(yǎng)分空間變異特征及預(yù)測［J］．土壤學(xué)報，2008，45(4):577 －584．

［27］ 劉慧嶼，魏 丹，汪景寬，等．黑龍江省雙城市土壤有機(jī)質(zhì)和速效養(yǎng)分的空間變異特征［J］．沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2006，37(2):195 －199．

［28］ 劉 陽，盛建東．區(qū)域土壤養(yǎng)分空間變異研究［J］．新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2006，29(2):65 －70．

［29］ 郭旭東，傅伯杰．基于GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異特征研究［J］．應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，2000，11(4):557－563．

［30］ 陳偉強(qiáng)，劉國順，華一新，等．平頂山市土壤速效養(yǎng)分空間變異分析［J］．河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2007，41(5):560－564．

［31］ 秦鐘立，秦松第，華一新，等．貴州省植煙區(qū)土壤pH值和養(yǎng)分空間變異特征的研究［J］．土壤通報，2007，38(6):1046－1051．

［32］ 黃紹文，金繼運(yùn)．縣級區(qū)域糧田土壤養(yǎng)分空間變異與分區(qū)管理技術(shù)研究［J］．土壤學(xué)報，2003，40(1):80－87．

［33］ 王興仁，陳新平．施肥模型在我國推薦施肥中的應(yīng)用［J］．植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，1998，4(1):67 －74．

［34］ 白由路，金繼運(yùn)．基于GIS的土壤養(yǎng)分分區(qū)管理模式研究［J］．中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2001，34(1):46 －50．

［35］ 白由路，楊俐蘋．我國農(nóng)業(yè)中的測土配方施肥［J］．土壤肥料，2006(2):3－7．

［36］ 隋長玲．黑龍江經(jīng)準(zhǔn)農(nóng)業(yè)示范區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異研究［J］．黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué)學(xué)報，2005，17(10):29－32．

［37］ 夏 敏．基于GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分時空變異分析［J］．江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2007，29(4):312－317．