陳義強(qiáng)，劉國(guó)順，習(xí)紅昂

(1.河南農(nóng)業(yè)大學(xué) 煙草學(xué)院，國(guó)家煙草栽培生理生化研究基地，河南 鄭州 450002;2.福建中煙工業(yè)有限責(zé)任公司技術(shù)中心，福建 廈門(mén) 361022;3.河南省南陽(yáng)市煙草公司，河南 南陽(yáng) 473000)

試驗(yàn)地是農(nóng)業(yè)田間試驗(yàn)的基本條件，土壤差異是田間試驗(yàn)最主要的常見(jiàn)誤差來(lái)源。因此選取土壤肥力比較一致的試驗(yàn)地，減少土壤差異對(duì)試驗(yàn)結(jié)果的影響，有效地降低試驗(yàn)誤差，是保證農(nóng)業(yè)田間試驗(yàn)成功、提高試驗(yàn)精確度的關(guān)鍵。進(jìn)行農(nóng)業(yè)田間試驗(yàn)時(shí)要求試驗(yàn)地肥力盡可能均勻一致。當(dāng)前，通常是采用多次重復(fù)的小區(qū)隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)來(lái)減小試驗(yàn)誤差，而其它的相關(guān)方法則鮮見(jiàn)報(bào)道。地統(tǒng)計(jì)學(xué)已經(jīng)被證明是分析土壤性狀的空間分布和空間異質(zhì)性特征的最有效的方法之一［1］，它彌補(bǔ)了以概率論為基礎(chǔ)的經(jīng)典統(tǒng)計(jì)分析方法在結(jié)構(gòu)和過(guò)程分析方面的不足，能夠有效地解釋養(yǎng)分的空間分布格局對(duì)生態(tài)過(guò)程和功能的影響［2］。近年來(lái)，地統(tǒng)計(jì)學(xué)與地理信息系統(tǒng)的結(jié)合更是極大地推動(dòng)了區(qū)域土壤pH值、有機(jī)質(zhì)及氮、磷、鉀等養(yǎng)分的空間變異性研究，因此有關(guān)這方面的報(bào)道也日益增多。Gaston等［3］對(duì)密西西比河三角州土壤特性和雜草種群的空間變異性進(jìn)行了研究，結(jié)果表明土壤有機(jī)碳、pH值的半方差函數(shù)模型可以用球面模型描述，雜草密度與有機(jī)碳、土壤質(zhì)地顯著相關(guān)。陳義強(qiáng)等［4］在米級(jí)尺度下(11 m×10 m)對(duì)煙田全鐵的空間變異性進(jìn)行比較，結(jié)果表明土壤全鐵具有中等的空間相關(guān)性。苑小勇等［5］研究了北京市平谷區(qū)有機(jī)質(zhì)含量空間變異具有一階趨勢(shì)和各向異性特征。王淑英等［6］研究表明北京市平谷區(qū)有機(jī)質(zhì)和全氮含量空間分布格局基本一致，由東北向西南逐漸減少，主要受地形、土壤類(lèi)型、土地利用方式和施肥狀況等因素的影響。Gregory和Curtis［7］用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對(duì)美國(guó)北卡羅來(lái)納州濕地的磷吸附、土壤特性的空間變異性進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)土壤特性存在著很大的空間變異性。此外，Junta等［8］、Nathan等［9］、Dobermann 和 Ping［10］、孫波［11］、路鵬等［12］、趙良菊等［13］、馮娜娜等［14－15］、王永東等［16］、秦鐘立等［17］、陳海生等［18］也分別對(duì)土壤N2O的釋放量、農(nóng)田土壤滲透率、土壤陽(yáng)離子交換量、土壤氮磷鉀含量等的空間變異性進(jìn)行了研究。目前，國(guó)內(nèi)有關(guān)地統(tǒng)計(jì)學(xué)用于農(nóng)業(yè)研究已有較多報(bào)道，但都是從大尺度、中尺度和小尺度上來(lái)研究土壤養(yǎng)分的空間變異性，主要用于土壤的適宜性評(píng)價(jià)及作物或林木的區(qū)域規(guī)劃種植，卻很少?gòu)奈⒊叨壬?米級(jí)或亞米級(jí))進(jìn)行更深入的研究。而有關(guān)基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異性研究在農(nóng)業(yè)田間試驗(yàn)地選擇中的應(yīng)用則未見(jiàn)報(bào)道。因此，本研究以地統(tǒng)計(jì)學(xué)為研究工具，從微尺度對(duì)試驗(yàn)地的養(yǎng)分含量進(jìn)行空間變異性研究，對(duì)試驗(yàn)地肥力是否均勻進(jìn)行評(píng)價(jià)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行多小區(qū)的正交回歸試驗(yàn)，以期建立基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的農(nóng)業(yè)田間試驗(yàn)地選擇的新方法。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)地位于河南省南陽(yáng)市方城縣清河鄉(xiāng)金葉園(南陽(yáng)市煙草研究所)。地理位置位于東經(jīng)112°54'，北緯33°15'。屬于平原地帶，四季氣候變化明顯。本試驗(yàn)于2007年在金葉園內(nèi)選取一個(gè)長(zhǎng)方形典型地塊作為研究對(duì)象。所選煙田地勢(shì)平整，上一年度種植煙草，田間施肥量均勻一致，煙草田間長(zhǎng)勢(shì)較為整齊一致，煙葉采收后閑置。試驗(yàn)地南北長(zhǎng)65 m、東西寬48 m。

1.2 試驗(yàn)地土壤樣品取樣

試驗(yàn)地土壤為黃褐土，2007年3月7日(施肥前)以16 m×5 m的網(wǎng)格進(jìn)行取樣，共取39個(gè)土壤樣品。取樣時(shí)在網(wǎng)格中心點(diǎn)2 m范圍內(nèi)取多點(diǎn)混合而成，并以網(wǎng)格中心點(diǎn)位置表示取樣位置。所有樣品均取自0～20 cm土層的土壤，其養(yǎng)分含量見(jiàn)2.1。

1.3 驗(yàn)證試驗(yàn)

正交回歸試驗(yàn)由于小區(qū)數(shù)目眾多，其成功與否主要取決于試驗(yàn)地的肥力是否相對(duì)均勻一致。因此，采用正交回歸試驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行大田試驗(yàn)以驗(yàn)證本文的試驗(yàn)地選擇及評(píng)價(jià)方法是否有效。試驗(yàn)分氮、磷、鉀3個(gè)因素，每個(gè)因素各設(shè)5個(gè)水平，按施肥量從低到高分別為－2、－1、0、+1、+2水平(表2)。各肥料的零水平參考2006年試驗(yàn)結(jié)果按N∶P2O5∶K2O 為 1∶2∶5 的比例施肥［19－20］，試驗(yàn)各因素各水平的具體施肥量見(jiàn)表1。試驗(yàn)地面積為0.312 hm2，小區(qū)面積為70 m2，設(shè)保護(hù)行，總共16個(gè)處理，39個(gè)小區(qū)，其中第1～14號(hào)處理和第16號(hào)處理每個(gè)處理設(shè)2個(gè)小區(qū)，第15號(hào)處理設(shè)9個(gè)小區(qū)。各處理的具體施肥方案見(jiàn)表2，小區(qū)分布見(jiàn)圖1。供試品種為云煙87，移栽時(shí)間為2007年4月29日。試驗(yàn)所施肥料為煙草專用復(fù)合肥(氮磷鉀比例為10∶10∶20)、硝銨(含氮 30%)、Ca(H2PO4)2·H2O(含 P2O512%)、K2SO4(含 K2O 50%)、KNO3(含氮13%，含K2O 45%)，其中70%作為基肥施用，30%作為追肥。煙田灌溉方式為噴灌。

表1 各因素各水平的施肥量Tab.1 the fertilization of factors at different levels kg/hm2

1.4 測(cè)定方法

全氮用FOSS Kjeltec 2300全自動(dòng)定氮儀測(cè)定，回收率為99.31%;全磷、全鉀用美國(guó)瓦里安VISTA－MPX CCD Simultaneous ICP－OES(全譜直讀等離子體發(fā)射光譜)測(cè)定;水解性氮用堿解擴(kuò)散法測(cè)定，速效磷用NaHCO3法測(cè)定，速效鉀用乙酸銨提取法測(cè)定，有機(jī)質(zhì)用重鉻酸鉀容量法－稀釋熱法測(cè)定，pH值用電位法測(cè)定［21－22］。

表2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案Tab.2 the experiment design

1.5 數(shù)據(jù)處理與分析方法

用DPS、SPSS10.0軟件及GS+軟件中的半方差函數(shù)及kriging插值進(jìn)行數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)與分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 試驗(yàn)地土壤養(yǎng)分的統(tǒng)計(jì)特征分析

對(duì)土壤堿解氮、速效磷、速效鉀、全氮、全磷、全鉀、有機(jī)質(zhì)含量和pH值進(jìn)行經(jīng)典統(tǒng)計(jì)分析，統(tǒng)計(jì)特征值列于表3。偏度、峰度檢驗(yàn)和 Kolmogorov－Smirnov(P ＞0.05)正態(tài)檢驗(yàn)表明，除有機(jī)質(zhì)含量外，其余測(cè)定數(shù)據(jù)的偏度和峰度都接近0，Kolmogorov-Smirnov正態(tài)檢驗(yàn)中雙尾漸進(jìn)概率P均大于0.05，表明這些數(shù)據(jù)服從或近似服從正態(tài)分布。對(duì)有機(jī)質(zhì)含量進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，由表3可知，轉(zhuǎn)換后數(shù)據(jù)的偏度和峰度比未轉(zhuǎn)換前的更接近0，雙尾漸進(jìn)概率P也大于0.05，表明轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)服從或近似服從正態(tài)分布。因此，所測(cè)數(shù)據(jù)滿足地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析要求。

2.2 部分土壤肥力因子的各向同性半方差函數(shù)分析

圖1 小區(qū)分布Fig.1 Distribution map of plots

由于經(jīng)典統(tǒng)計(jì)分析只能分析土壤養(yǎng)分變化的總體狀況，不能準(zhǔn)確反映其變化的局部特征，以及隨機(jī)性、結(jié)構(gòu)性、獨(dú)立性和相關(guān)性的具體情況。因此有必要采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法進(jìn)行進(jìn)一步分析，才能了解試驗(yàn)地在種煙前的養(yǎng)分空間分布狀況。用半方差函數(shù)對(duì)不同步長(zhǎng)間距下的各種模型進(jìn)行比較分析，選擇決定系數(shù)最大和殘差最小的最優(yōu)模型列于表4。試驗(yàn)地土壤的堿解氮、速效磷、全磷和有機(jī)質(zhì)都是以高斯模型為最佳模型，其決定系數(shù)分別為0.957、0.628、0.785 和0.688，殘差分別為0.0143、0.0458、8032和1.03×10－6。速效鉀、全氮、全鉀和pH值的最優(yōu)模型為指數(shù)模型，其決定系數(shù)分別為0.970、0.602、0.812 和 0.992，殘差分別為0.583、367034、0.0078 和9.08 ×10－9。從變程看，表中各模型的變程大部分都大于30 m，大于最大采樣間距(16 m)，說(shuō)明5 m×16 m的取樣尺度是可行的。從塊金效應(yīng)看，各模型的塊金效應(yīng)均介于25% ～75%，說(shuō)明試驗(yàn)地堿解氮、速效磷、速效鉀、全氮、全磷、全鉀、有機(jī)質(zhì)含量和pH值的空間相關(guān)性中等，養(yǎng)分的空間變異性由結(jié)構(gòu)性和隨機(jī)性變異共同引起。

表3 種煙前部分土壤肥力因子的描述性統(tǒng)計(jì)Tab.3 Descriptive statistics of some factors of soil fertility before planting tobacco

表4 種煙前部分土壤肥力因子的各向同性半方差函數(shù)理論模型及有關(guān)參數(shù)Tab.4 Theoretical models and corresponding parameters for isotropic semivariogram of some factors of soil fertility before planting tobacco

2.3 部分土壤肥力因子的Kriging插值圖

用半方差函數(shù)對(duì)不同步長(zhǎng)間距下的各種模型進(jìn)行比較分析，選擇最優(yōu)的模型并進(jìn)行kriging插值分析，得圖2。從圖2可以看出，試驗(yàn)地土壤種煙前堿解氮、速效磷、速效鉀、全氮、全磷、全鉀、有機(jī)質(zhì)含量和pH值在空間中的分布總體上都較為平緩，其含量范圍分別為65.13 ～70.7 mg/kg，15.77 ～19.71 mg/kg，71.77～79.28 mg/kg，854.2 ～903.9 mg/kg、395.1 ～445.1 mg/kg、20.7 ～22.5 g/kg、10.3 ～12.63 g/kg 和 7.00 ～7.18，說(shuō)明試驗(yàn)地的氮、磷、鉀養(yǎng)分的分布差異不大，總體上肥力分布較為均勻。其中堿解氮在西北方向的含量略高于東北方向，約相差5 mg/kg，整個(gè)南邊的分布較為均勻。速效磷在東邊的含量略高于西邊，約相差3.5 mg/kg。速效鉀含量在東北角有個(gè)小凹槽，含量比其他位置低了約4 mg/kg。全氮含量在試驗(yàn)地東南角較高，正東角有個(gè)小凹槽，含量較低，約相差40 mg/kg，其他位置含量較為均勻。全磷含量在西南角和東南角較高，在西北角較低，約相差45 mg/kg。全鉀含量在東北角和西北角較高，在東南方向較低，約相差2 g/kg。有機(jī)質(zhì)含量在西北角較高，在西南角和東北角較低，約相差2 g/kg。pH值在試驗(yàn)地中部較高，東邊較低，約相差0.15?？梢?jiàn)，試驗(yàn)地在種煙前有機(jī)質(zhì)含量、氮、磷、鉀養(yǎng)分含量和pH值在空間的分布雖存在差異，但空間變異性不明顯，也屬于地力較為均勻的煙田。

圖2 種煙前土壤堿解氮(a)、速效磷(b)、速效鉀(c)、全氮(d)、全磷(e)、全鉀(f)、有機(jī)質(zhì) (g)含量和pH值(h)的克里金插值圖(×表示取樣點(diǎn))Fig.2 Kriged maps of available N，available P，available K，total N，total P，total K，the organic matter and pH value in soil before planting tobacco(sampling locations were denoted by×)

2.4 土壤養(yǎng)分空間變異性的評(píng)價(jià)方法

把克里金插值圖中土壤養(yǎng)分含量分成9個(gè)等級(jí)(圖2)。根據(jù)某一養(yǎng)分含量的克里金插值圖計(jì)算最高等級(jí)與最低等級(jí)之間養(yǎng)分含量的差值，并把這一差值除以中間等級(jí)的養(yǎng)分含量，所得的百分比稱為空間變異程度。中間等級(jí)的養(yǎng)分含量減去中間等級(jí)養(yǎng)分含量乘以10%所得的養(yǎng)分含量值在克里金插值圖中相對(duì)應(yīng)的等級(jí)稱為均勻下限等級(jí)。中間等級(jí)的養(yǎng)分含量加上中間等級(jí)養(yǎng)分含量乘以10%所得的養(yǎng)分含量值在克里金插值圖中相對(duì)應(yīng)的等級(jí)稱為均勻上限等級(jí)。均勻下限等級(jí)與均勻上限等級(jí)之間所包含的所有等級(jí)養(yǎng)分含量在整個(gè)分布圖中所占的面積稱為相對(duì)均勻面積。相對(duì)均勻面積與整個(gè)分布圖面積的比值稱為相對(duì)均勻面積比。即有:

評(píng)價(jià)原理:由于土壤及其所處環(huán)境的復(fù)雜性，土壤養(yǎng)分在空間的絕對(duì)均勻分布是不現(xiàn)實(shí)的。因此認(rèn)為，若相對(duì)均勻面積占了整個(gè)分布圖面積的80%及以上，即相對(duì)均勻面積比≥80%，則這一養(yǎng)分含量在空間的分布是均勻的。

評(píng)價(jià)方法:(1)當(dāng)某一養(yǎng)分含量的空間變異程度小于或等于20%時(shí)，即最低等級(jí)的數(shù)值大于或等于均勻下限等級(jí)的數(shù)值(此時(shí)用最低等級(jí)的數(shù)值表示均勻下限等級(jí))，最高等級(jí)的數(shù)值小于或等于均勻上限等級(jí)的數(shù)值(此時(shí)用最高等級(jí)的數(shù)值表示均勻上限等級(jí))，這時(shí)整個(gè)空間分布圖的面積都是相對(duì)均勻面積，相對(duì)均勻面積比為100%，因此認(rèn)為這一養(yǎng)分含量在空間的分布較為均勻。由于9個(gè)等級(jí)所占的面積并不是均勻分布的，有可能最低等級(jí)或最高等級(jí)的面積在分布圖中只占有很小的比例，但其數(shù)值又不在均勻下限等級(jí)與均勻上限等級(jí)的期間之內(nèi)，所以，當(dāng)某一養(yǎng)分含量的空間變異程度大于20%時(shí)并不表示這一養(yǎng)分含量在空間的分布很不均勻，而應(yīng)該進(jìn)一步計(jì)算它的相對(duì)均勻面積比。

(2)當(dāng)某一養(yǎng)分含量的空間變異程度大于20%時(shí)，這時(shí)需進(jìn)一步計(jì)算相對(duì)均勻面積比。若相對(duì)均勻面積比≥80%，則這一養(yǎng)分含量在空間的分布是均勻的;若相對(duì)均勻面積比＜80%，則這一養(yǎng)分含量在空間的分布不均勻。

2.5 試驗(yàn)地部分土壤肥力因子空間變異性的評(píng)價(jià)

根據(jù)上述的評(píng)價(jià)方法對(duì)試驗(yàn)地的空間變異性進(jìn)行評(píng)價(jià)。分別計(jì)算堿解氮、速效磷、速效鉀、全氮、全磷、全鉀、有機(jī)質(zhì)含量和pH值的空間變異程度，列于表5。由表5可知，試驗(yàn)地中堿解氮、速效鉀、全氮、全磷、全鉀含量和pH值的空間變異程度都小于20%，說(shuō)明這6個(gè)因子的空間分布較為均勻。速效磷和有機(jī)質(zhì)的空間變異程度大于20%，需進(jìn)一步計(jì)算相對(duì)均勻面積比，才能評(píng)價(jià)其空間變異性。

根據(jù)上述公式計(jì)算空間變異程度大于20%的2個(gè)因子的均勻下限等級(jí)、均勻上限等級(jí)和相對(duì)均勻面積比，列于表6。由表6可知，這2個(gè)因子的相對(duì)均勻面積比都大于80%，說(shuō)明這2個(gè)因子的空間分布也是均勻的。

2.6 試驗(yàn)地肥力均勻性的驗(yàn)證

建立回歸模型是正交回歸試驗(yàn)的主要目的之一。正交回歸試驗(yàn)由于試驗(yàn)處理數(shù)較多，如果試驗(yàn)地肥力變異性較大，則試驗(yàn)誤差較大，容易造成正交試驗(yàn)回歸模型擬合性較差，無(wú)法對(duì)試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步分析。因此，正交回歸試驗(yàn)的成功可以作為試驗(yàn)地肥力均勻的判斷方法之一。

以二次多項(xiàng)式回歸對(duì)正交回歸試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析，建立大田條件下氮、磷、鉀肥與產(chǎn)值的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦?

其中Y2007F為產(chǎn)值，單位為元/hm2，N、P、K分別表示純氮、P2O5、K2O的施用量，單位為kg/hm2。

表5 試驗(yàn)地種煙前部分土壤肥力因子的空間變異程度Tab.5 The rate of spatial variability of some factors of soil fertility before planting tobacco

表6 試驗(yàn)地部分土壤肥力因子的相對(duì)均勻面積比Tab.6 the area rate of relative uniformity of some soil fertility factors

F檢驗(yàn)表明(表7)，所建方程達(dá)極顯著水平，Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量d接近2，說(shuō)明所建方程的擬合性較好。由方程中二次項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)可以看出，試驗(yàn)所建方程中氮磷鉀三因子的二次項(xiàng)系數(shù)都為負(fù)數(shù)，說(shuō)明氮磷鉀肥的施用量都有一個(gè)適宜的范圍，低于或高于這個(gè)范圍產(chǎn)值都會(huì)下降。從標(biāo)準(zhǔn)偏回歸系數(shù)的大小可以看出，氮、磷、鉀三因子對(duì)產(chǎn)值的影響大小不同，方程中不管是一次項(xiàng)還是二次項(xiàng)都是氮肥因子的系數(shù)最大，由此可知，在氮磷鉀這3個(gè)因子中氮肥對(duì)煙葉產(chǎn)值的影響最大，是煙草栽培中應(yīng)重點(diǎn)考慮的因素。正交回歸試驗(yàn)取得了較好的試驗(yàn)結(jié)果，在一定程度上說(shuō)明基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的試驗(yàn)地選擇方法是可行的，它有效地降低了由于土壤差異給試驗(yàn)帶來(lái)的誤差，提高了試驗(yàn)的精確度。

表7 回歸方程的檢驗(yàn)Tab.7 The test of regression formulation

3 結(jié)論與討論

(1)克里金插值圖直觀表明，試驗(yàn)地土壤堿解氮、速效磷、速效鉀、全氮、全磷、全鉀、有機(jī)質(zhì)含量和pH值的空間分布雖存在差異，但空間變異性不明顯，試驗(yàn)地屬于肥力較為均勻的煙田。

(2)建立了基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異性的評(píng)價(jià)方法。根據(jù)所建立的評(píng)價(jià)方法對(duì)試驗(yàn)地土壤堿解氮、速效磷、速效鉀、全氮、全磷、全鉀、有機(jī)質(zhì)含量和pH值的空間變異性進(jìn)行評(píng)價(jià)。結(jié)果表明，試驗(yàn)地中堿解氮、速效鉀、全氮、全磷、全鉀含量和pH值的空間變異程度都小于20%，相對(duì)均勻面積比都為100%，速效磷和有機(jī)質(zhì)的空間變異程度大于20%，但相對(duì)均勻面積比分別為91.34%和95.70%，都大于80%?？梢?jiàn)，試驗(yàn)地土壤養(yǎng)分的空間分布雖存在差異，但空間變異性不明顯，都屬于肥力較為均勻的煙田。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了氮磷鉀肥的正交回歸試驗(yàn)，試驗(yàn)結(jié)果較為理想，在一定程度上說(shuō)明所建立的基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的肥力均勻的試驗(yàn)地選擇方法及其評(píng)價(jià)方法較為合理。

試驗(yàn)地是田間試驗(yàn)最重要的試驗(yàn)條件。試驗(yàn)地的土壤差異是田間試驗(yàn)最主要的常見(jiàn)誤差來(lái)源。如果能控制土壤差異而減少土壤差異對(duì)試驗(yàn)處理的影響，就可以有效地減少誤差，提高試驗(yàn)的精確度。

試驗(yàn)地土壤肥力差異是可以測(cè)定的［23］。可以用2種方法測(cè)定土壤肥力差異程度:一種是用前茬作物的網(wǎng)格產(chǎn)量來(lái)表示試驗(yàn)地肥力的差異程度，另一種是用網(wǎng)格土壤養(yǎng)分指標(biāo)來(lái)表示試驗(yàn)地肥力的差異程度。本研究通過(guò)測(cè)定試驗(yàn)地網(wǎng)格土壤中的pH值、有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷、全鉀、堿解氮、速效磷和速效鉀8個(gè)指標(biāo)的含量值，采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法繪制了這8個(gè)指標(biāo)含量值的Kriging插值空間分布圖，并用所建立的土壤養(yǎng)分空間變異性評(píng)價(jià)方法對(duì)試驗(yàn)地進(jìn)行了養(yǎng)分空間變異性進(jìn)行了評(píng)價(jià)，表明試驗(yàn)地氮磷鉀養(yǎng)分分布較為均勻。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了氮磷鉀肥的正交回歸試驗(yàn)，試驗(yàn)結(jié)果較為理想，說(shuō)明所建立的基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的肥力均勻的試驗(yàn)地選擇方法及其評(píng)價(jià)方法較為合理。由于土壤是個(gè)復(fù)雜的生物體［24］，試驗(yàn)地的肥力是否均勻一致除了可以用pH值、有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷、全鉀、堿解氮、速效磷和速效鉀8個(gè)指標(biāo)表示外，還可以用其它的許多指標(biāo)表示，如前茬作物的產(chǎn)量或產(chǎn)值作為土壤肥力的綜合體現(xiàn)也能較好地表示試驗(yàn)地養(yǎng)分的空間變異性。因此，結(jié)合土壤養(yǎng)分與前茬作物產(chǎn)量或產(chǎn)值，建立基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的肥力均勻的試驗(yàn)地的選擇方法及其評(píng)價(jià)方法是下一步研究工作的內(nèi)容。

［1］王政權(quán).地統(tǒng)計(jì)學(xué)及其在生態(tài)學(xué)中的應(yīng)用［M］.北京:科學(xué)出版社，1999:102－149.

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

［3］Gaston L A，Locke M A，Zablotowicz R M，et al.Spatial variability of soil properties and weed populations in the Mississippi delta［J］.Soil Science Society of America Journal，2001，65:449 －459.

［4］陳義強(qiáng)，劉國(guó)順，習(xí)紅昂.微尺度下煙田鐵的空間變異性及其與煙葉鐵的相關(guān)分析［J］.生態(tài)學(xué)報(bào)，2009，29(3):1448－1458.

［5］苑小勇，黃元仿，高如泰，等.北京市平谷區(qū)農(nóng)用地土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征［J］.農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2008，24(2):70－76.

［6］王淑英，路蘋(píng)，王建立，等.北京市平谷區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)和全氮的空間變異分析［J］.北京農(nóng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2007，22(4):21－25.

［7］Gregory L B，Curtis J R.A spatially explicit Investigation of phosphorus sorption and related soil properties in two riparian wetlands［J］.Journal of Environmental Quality，2004，33:785 －794.

［8］Junta Y，Takuji S，Taku O，et al.Spatial variability of nitrous oxide emissions and their soil－ related determining factors in an agricultural field［J］.Journal of Environmental Quality，2003，32:1965 －1977.

［9］Nathan W H，Liu B W，Boast C W，et al.Spatial variability and measurement scale of infiltration rate on an agricultural landscape［J］.Soil Science Society of America Journal，2004，68:1818 －1826.

［10］Dobermann A，Ping J L.Geostatistical integration of yield monitor data and remote sensing improves yield maps［J］.Agronomy Journal，2004，6:285 －297.

［11］孫波，趙其國(guó)，閭國(guó)年.低丘紅壤肥力的時(shí)空變異［J］.土壤學(xué)報(bào)，2002，39(2):190 －198.

［12］路鵬，彭佩欽，宋變蘭，等.洞庭湖平原區(qū)土壤全磷含量地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS分析［J］.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)，2005，38(6):1204－1212.

［13］趙良菊，肖洪浪，郭天文，等.甘肅灌漠土土壤肥力的空間變異性典型研究［J］.中國(guó)沙漠，2004，24(4):451－455.

［14］馮娜娜，李廷軒，張錫洲，等.不同尺度下低山茶園土壤顆粒組成空間變異性特征［J］.水土保持學(xué)報(bào)，2006，20(3):123－128.

［15］馮娜娜，李廷軒，張錫洲，等.不同尺度下低山茶園土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間變異［J］.生態(tài)學(xué)報(bào)，2006，26(2):349－356.

［16］王永東，馮娜娜，李廷軒，等.不同尺度下低山茶園土壤陽(yáng)離子交換量空間變異性研究［J］.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)，2007，40(9):1980－1988.

［17］秦鐘立，秦松，劉洪斌.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(bào)，2007，38(6):1046－1051.

［18］陳海生，劉國(guó)順，葉協(xié)鋒，等.盧氏煙區(qū)土壤肥力因子空間變異性分析［J］.河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2008，42(1):46－50.

［19］陳義強(qiáng)，劉國(guó)順，習(xí)紅昂.煙草栽培中氮、磷、鉀肥及水分因子與產(chǎn)值的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停跩］.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，41(2):480－487.

［20］陳義強(qiáng)，劉國(guó)順，習(xí)紅昂，等.煙草栽培中土壤適宜含水率及施肥模型［J］.農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2009，25(2):42－49.

［21］鮑士旦.土壤農(nóng)化分析［M］.北京:中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2000:39－60，79－57，99－107.

［22］中國(guó)土壤學(xué)會(huì).土壤農(nóng)業(yè)化學(xué)分析方法［M］.北京:中國(guó)科技出版社，1999:45－46，146－196.

［23］蓋鈞鎰.試驗(yàn)統(tǒng)計(jì)方法［M］.北京:中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2000:13－34.

［24］楊林章，徐琪.土壤生態(tài)系統(tǒng)［M］.北京:科學(xué)出版社，2005:4－5.