劉國(guó)順，常 棟，葉協(xié)鋒，楊永鋒，殷 英，屈建康

(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，鄭州 450002 2.四川省煙草公司涼山州公司，西昌 615000)

農(nóng)田土壤養(yǎng)分的空間變異性是普遍存在且復(fù)雜的。土壤作為作物生長(zhǎng)的營(yíng)養(yǎng)庫(kù)，其養(yǎng)分的變異必然會(huì)引起作物生長(zhǎng)的變異。土壤特性的空間變異性研究為土壤過程的預(yù)測(cè)、模擬更逼近農(nóng)田土壤變化實(shí)際情況提供有效途徑，可以更好地理解空間作用對(duì)土壤與作物生長(zhǎng)關(guān)系的重要性［1］。因此，研究土壤養(yǎng)分的空間變異性和空間自相關(guān)性是精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)實(shí)施變量施肥管理的基礎(chǔ)和重要環(huán)節(jié)。

近年來(lái)，利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS技術(shù)相結(jié)合的方法對(duì)土壤性質(zhì)的空間變異性研究已成為土壤科學(xué)的研究熱點(diǎn)之一［2-5］。地統(tǒng)計(jì)學(xué)是以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)，半方差函數(shù)為基本工具的一種數(shù)學(xué)方法［6］，其可用于分析在空間分布上既存在隨機(jī)性又存在結(jié)構(gòu)性的自然現(xiàn)象。很多學(xué)者對(duì)土壤屬性的空間變異性進(jìn)行了深入的研究，余新曉［7］、劉楊［8］和馮娜娜［9］分別對(duì)森林、板栗產(chǎn)區(qū)和低山茶園的土壤養(yǎng)分空間變異性進(jìn)行了研究;唐國(guó)勇［10］對(duì)紅壤丘陵景觀表層土壤的有機(jī)碳空間變異特點(diǎn)進(jìn)行了分析;劉璐［11］、司建華［12］分別研究了喀斯特木論自然保護(hù)區(qū)和額濟(jì)納綠洲土壤養(yǎng)分的空間變異特征。目前針對(duì)植煙田土壤的研究主要集中在地勢(shì)平坦的田塊［13-18］，而針對(duì)山坡地空間變異的研究較少。土壤養(yǎng)分含量除受土壤質(zhì)地和植被影響外，與地形地貌也具有一定的相關(guān)性［19］。攀西地區(qū)位于四川省西南部，是我國(guó)重要的烤煙產(chǎn)區(qū)之一，境內(nèi)地貌以山地為主，地形和生態(tài)類型差異較大，養(yǎng)分管理較為粗放，在煙葉生產(chǎn)中往往忽視土壤供肥能力的空間差異，進(jìn)行均一化施肥，從而影響了煙葉的產(chǎn)量和品質(zhì)。本研究借助地統(tǒng)計(jì)方法和GIS技術(shù)對(duì)緩坡山地?zé)熖锿寥赖酿B(yǎng)分空間變異性進(jìn)行了分析，旨在了解其空間變異特征，揭示變異規(guī)律，為緩坡煙田土壤養(yǎng)分精準(zhǔn)管理和施肥決策提供理論支持。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

本研究以四川會(huì)理縣萬(wàn)紅村典型緩坡煙田地塊為對(duì)象(102°20'E，26°34'N)，海拔1871—1941m(圖1)，坡度0—63°，面積約為3.1hm2。研究區(qū)域整體地形呈東北高西南低，從南部至中北部坡度逐漸增大而后趨于平緩，樣品采集均在同一坡面。土壤類型為紫色土。

1.2 樣品采集與分析

本研究于2010年3月整地施肥前進(jìn)行土壤樣品的采集，采用25m間隔的“網(wǎng)格法”取耕層土壤樣品88個(gè)(圖1)，利用GPS對(duì)每個(gè)樣點(diǎn)進(jìn)行定位。取樣時(shí)，在網(wǎng)格點(diǎn)5m范圍內(nèi)采集10鉆均勻混合為該點(diǎn)樣品。土樣在實(shí)驗(yàn)室內(nèi)經(jīng)自然風(fēng)干、磨碎、過篩后備用。土壤有機(jī)質(zhì)用重鉻酸鉀-外加熱法測(cè)定;堿解氮采用堿解擴(kuò)散法;速效磷采用碳酸氫鈉浸提，鉬銻抗比色法;速效鉀采用乙酸銨提取火焰光度法［20］。

1.3 數(shù)據(jù)處理

本研究利用SPSS17.0軟件進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和正態(tài)分布檢驗(yàn)。運(yùn)用GS+進(jìn)行半方差分析和理論模型擬合。趨勢(shì)分析、Kriging插值和圖形的編輯以及輸出在ArcGIS9.3軟件中完成。

半方差函數(shù)是描述空間變量的關(guān)鍵函數(shù)，它能描述變量的空間變異結(jié)構(gòu)，反映不同距離觀測(cè)值之間的變化。即:

式中，r(h)是間距為h的半方差函數(shù)值，在一定范圍內(nèi)隨h的增加而增大。半方差函數(shù)的理論模型有球狀、高斯(Gaussian)、指數(shù)(1)和線性無(wú)基臺(tái)和有基臺(tái)值(Linear，Linear to sil1)等模型。通過變異函數(shù)及曲線圖可以得到4個(gè)重要參數(shù)，即變程、基臺(tái)值、塊金值和分維數(shù)［21］。各向異性和變異函數(shù)的4個(gè)參數(shù)是解釋變異函數(shù)生態(tài)學(xué)意義的關(guān)鍵［6］。

克里格(Kriging)插值實(shí)質(zhì)上是利用區(qū)域化變量的原始數(shù)據(jù)和變異函數(shù)的結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，對(duì)未知點(diǎn)的值進(jìn)行線性無(wú)偏最優(yōu)估計(jì)的方法，是目前地統(tǒng)計(jì)學(xué)應(yīng)用最廣泛的最優(yōu)內(nèi)插法:

式中，Z(x0)是在未經(jīng)觀測(cè)的x0點(diǎn)上的內(nèi)插估計(jì)值，Z(Xi)是在點(diǎn)x0附近的若干觀測(cè)點(diǎn)上獲得的實(shí)測(cè)值。

圖1 研究區(qū)高程及土壤采樣點(diǎn)分布圖Fig.1 Elevation and soil sampling points of study area

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤養(yǎng)分含量的統(tǒng)計(jì)特征分析

土壤養(yǎng)分含量數(shù)據(jù)的經(jīng)典統(tǒng)計(jì)分析和K-S檢驗(yàn)結(jié)果見表1。從表中可以看出，研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、速效磷和速效鉀的平均含量分別為8.89 g/kg、26.76 mg/kg、1.92 mg/kg 和 130.23 mg/kg。其中有機(jī)質(zhì)和堿解氮含量低，速效磷含量極低，速效鉀含量適宜。4種養(yǎng)分的變異系數(shù)在23.17%—84.05%之間，均屬于中等程度變異，其中速效磷變異系數(shù)最大，達(dá)到了84.05%，速效鉀最小(23.17%)。馬媛［22］等研究結(jié)果顯示，土壤速效磷的變異系數(shù)最高，為66.77%，四者中速效鉀的變異系數(shù)最低，只有34.72%。高博超［23］等對(duì)遼寧昌圖植煙土壤的研究也表明，土壤速效磷的變異程度最大。平均值和變異系數(shù)只反映研究區(qū)域總體情況，而掩蓋了具體位置的變化信息，有必要進(jìn)一步利用地統(tǒng)計(jì)方法分析。

表1 土壤養(yǎng)分含量的描述性統(tǒng)計(jì)Table1 Descriptive statistics of soil nutrient

正態(tài)分布檢驗(yàn)表明(P＞0.05)，除土壤速效磷外，其余3種養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)均為正態(tài)分布。由于數(shù)據(jù)的非正態(tài)分布會(huì)使半方差函數(shù)產(chǎn)生比例效應(yīng)。因此，需對(duì)速效磷數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布。

2.2 土壤養(yǎng)分含量的趨勢(shì)分析

為了在局部半方差分析過程少受全局趨勢(shì)的影響，應(yīng)將全局趨勢(shì)剔除。運(yùn)用ArcGIS9.3軟件的地統(tǒng)計(jì)分析模塊獲得土壤養(yǎng)分的趨勢(shì)特征(圖2)。圖中X軸表示正東方向，Y軸表示正北方向，Z軸表示各點(diǎn)的實(shí)測(cè)值的大小，將數(shù)據(jù)點(diǎn)旋轉(zhuǎn)30°，能夠更清楚的分析養(yǎng)分的空間趨勢(shì)。每個(gè)方向可用一個(gè)多項(xiàng)式來(lái)擬合，如擬合曲線為直線，說明沒有全局趨勢(shì);若為確定的曲線，則存在某種全局趨勢(shì)。

從圖2中可以看出，研究區(qū)4種土壤養(yǎng)分均存在二階趨勢(shì)。土壤有機(jī)質(zhì)含量從西南到東北方向先下降后上升，呈現(xiàn)“U”字形，而從東南至西北方向先升高后降低，呈倒“U”字形。堿解氮在西南-東北方向先降低后升高，且降低的趨勢(shì)較升高的趨勢(shì)大，而在東南-西北方向呈逐步升高的趨勢(shì)。速效磷在西南-東北方向先逐步降低然后趨于穩(wěn)定，在東南-西北方向則呈現(xiàn)升高的趨勢(shì)，一定距離后保持平穩(wěn)。速效鉀在各方向的變異趨勢(shì)平緩，在西南-東北方向有較弱的先降后升的變化趨勢(shì)，而在東南-西北方向略微升高后趨于穩(wěn)定。區(qū)域內(nèi)土壤有機(jī)質(zhì)、速效磷具有較強(qiáng)的全局趨勢(shì)，堿解氮和速效鉀的趨勢(shì)較弱，且均在中部區(qū)域變化較大。緩坡中部是坡度最大的區(qū)域，雨水對(duì)土壤表層沖刷侵蝕相對(duì)嚴(yán)重，而煙草為1年生作物，煙葉采收結(jié)束即對(duì)煙株進(jìn)行清理，無(wú)地表凋落物積累和植被覆蓋，不能有效的控制土壤侵蝕，使得區(qū)域中部土壤養(yǎng)分的變化較為明顯;另一方面，由于坡度的增大影響了煙農(nóng)施肥等田間操作，間接的影響了土壤養(yǎng)分的分布格局和趨勢(shì)。

圖2 土壤養(yǎng)分含量趨勢(shì)分析Fig.2 Trend analysis of soil nutrient

2.3 土壤養(yǎng)分含量的半方差函數(shù)分析

2.3.1 各向同性下半方差函數(shù)特征

各向同性是指在半方差函數(shù)計(jì)算時(shí)不區(qū)分方向，只考慮空間距離。利用地統(tǒng)計(jì)軟件GS+對(duì)研究區(qū)域土壤養(yǎng)分屬性進(jìn)行了半方差函數(shù)分析，相關(guān)參數(shù)見表2，并繪制半方差函數(shù)圖(圖3)。土壤有機(jī)質(zhì)和速效鉀的半方差函數(shù)符合指數(shù)模型，堿解氮和速效磷為球狀模型。

表2中塊金值C0表示取樣誤差和小于取樣尺度下的空間變異。基臺(tái)值C0+C表示變量在研究范圍內(nèi)總的空間變異強(qiáng)度。塊金系數(shù)C0/C0+C可以表明系統(tǒng)變量的空間相關(guān)性程度。按照區(qū)域化變量空間相關(guān)性程度的分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)［24］，當(dāng)C0/C0+C＜25%，變量具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性;25%＜C0/C0+C＜75% 之間，變量具有中等的空間相關(guān)性;而在C0/C0+C＞75% 時(shí)，變量的空間相關(guān)性很弱。研究區(qū)域內(nèi)土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、速效磷和速效鉀的塊金系數(shù)均在25%—75%之間，表明變量具有中等的空間相關(guān)性，其變異受結(jié)構(gòu)因素和隨機(jī)因素共同影響。本研究結(jié)果與高博超［23］等的研究結(jié)論略有不同，其結(jié)果為:土壤堿解氮的塊金系數(shù)小于25%，具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性。山地?zé)熖锒酁樯舴N植，煙農(nóng)的經(jīng)營(yíng)管理措施具有一定的差異性，尤其在氮肥和鉀肥的追施上，因此，增大了隨機(jī)因素的影響。其他［25］研究顯示，土壤速效磷主要受隨機(jī)因素影響。由于研究區(qū)坡度變化復(fù)雜且土壤質(zhì)地較細(xì)，磷在細(xì)質(zhì)土壤中擴(kuò)散速率較快，在坡度大的區(qū)域容易造成流失;而煙草施肥過程中，磷肥全部作為基肥施用，后期不追施磷肥，一定程度上減弱了人為因素的影響，使得結(jié)構(gòu)性變異占主導(dǎo)。

表2 土壤養(yǎng)分各向同性半方差函數(shù)理論模型及相關(guān)參數(shù)Table2 Thearetical models and corresponding parameters for isotropic semivariogram of soil nutrient

變程反映空間相關(guān)性的最大距離。在變程范圍內(nèi)，變量之間具有空間相關(guān)性;當(dāng)超過變程時(shí)，認(rèn)為變量間是相互獨(dú)立的。在本研究的25m取樣尺度下，4種養(yǎng)分的變程在57—76.3m之間，空間自相關(guān)范圍差異不大，說明土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、速效磷和速效鉀的生態(tài)過程基本在相同的尺度上起作用。馮娜娜［9］等研究顯示，在微尺度16m取樣間距下，低山茶園有機(jī)質(zhì)的變程達(dá)到了311m，遠(yuǎn)大于本研究的61.8m。除取樣間距的影響外，可能由于研究區(qū)域生態(tài)條件、種植作物和農(nóng)事操作的不同，造成了土壤養(yǎng)分分布特征較大的差異。分形維數(shù)(D)是用于表示變異函數(shù)特性的一個(gè)無(wú)量綱數(shù)，其大小是指事物復(fù)雜程度的一種量度［26］。分形維數(shù)可以更好地分析具有空間變異性的隨機(jī)變量的變異程度［27］。D值高表示隨機(jī)因素高、結(jié)構(gòu)性差、分布復(fù)雜，反之亦然。表2可以看出土壤速效鉀的分形維數(shù)最高(1.921)，有機(jī)質(zhì)和堿解氮其次，速效磷最低(1.835)，除堿解氮外，其余3種養(yǎng)分的分形維數(shù)和塊金系數(shù)均呈正相關(guān)關(guān)系。研究區(qū)土壤速效鉀的結(jié)構(gòu)性差，分布較為復(fù)雜，速效磷的結(jié)構(gòu)性最好。各養(yǎng)分的空間分布格局很好的反映了這一結(jié)論(圖4)。

圖3 土壤養(yǎng)分的半方差函數(shù)圖Fig.3 Semi-variograms of soil nutrient

2.3.2 各向異性下半方差函數(shù)特征

土壤養(yǎng)分的空間變異是由于結(jié)構(gòu)因素和隨機(jī)因素在不同方向、不同尺度共同作用的結(jié)果。半方差函數(shù)在各個(gè)方向上區(qū)域化變量的變異性不同稱為各向異性。各向異性是空間異質(zhì)性程度的重要部分。地形、水分等因子導(dǎo)致的空間異質(zhì)性常常是各向異性的，自然過程在不同方向上控制著不同的變異性［6］。在各向異性分析中，某一方向的主軸變程與亞軸變程之間的差距越大，則區(qū)域化變量在該方向的變異越明顯［17］。研究區(qū)內(nèi)各方向上土壤養(yǎng)分含量分布具有明顯的差異性。

由表3可知，土壤有機(jī)質(zhì)在0°和45°方向上的各向異性比分別為0.777和0.587，說明在這兩個(gè)方向上表現(xiàn)為各向異性;在90°和135°方向上的各向異性比均為1，表明在這兩個(gè)方向上差異不明顯，表現(xiàn)為各向同性。通過研究區(qū)高程模型(圖1)可以看出，0°和45°方向均屬沿坡走向，海拔變化較大，坡度呈現(xiàn)先增大后減小的趨勢(shì)，而變異較小的方向與山坡水平方向較為一致，說明坡地?zé)熖锿寥烙袡C(jī)質(zhì)含量主要受海拔、坡度等生態(tài)因素的影響。

表3 土壤養(yǎng)分各向異性半方差函數(shù)理論模型及相關(guān)參數(shù)Table3 Thearetical models and corresponding parameters for anisotropic semivariogram of soil nutrient

堿解氮在4個(gè)方向上的各向異性比差異較小，在0°、45°和135°方向上的各向異性比分別為0.966、0.925和0.965，均接近1，可以認(rèn)為在這3個(gè)方向上為各向同性;在90°方向上的各向異性比為0.826，存在一定程度的各向異性。土壤速效磷在0°和45°方向上表現(xiàn)出較強(qiáng)的各向異性，其比值分別為0.761和0.488;在90°和135°方向上的各向異性比為1，表現(xiàn)為各向同性。速效鉀在15°方向的各向異性比為0.676，表現(xiàn)為各向異性;在60°方向的各向異性比為0.905，接近1，認(rèn)為在此方向上是各向同性的;在105°和150°方向上的各向異性比均為1，也表現(xiàn)為各向同性。研究區(qū)內(nèi)土壤堿解氮和速效鉀的各向同性范圍最廣，速效磷的變異性則較強(qiáng)。煙草種植需要精耕細(xì)作，使得煙田的人為活動(dòng)較其它田塊更加頻繁，其中多次追施氮肥和鉀肥對(duì)土壤養(yǎng)分的影響最大，使得堿解氮和速效鉀在各方向的變異朝歸一化方向發(fā)展;磷肥由于施用方式的不同，降低了人為因素的影響，其變異性與有機(jī)質(zhì)較為相似，沿坡方向變異較大，橫坡方向變異較小，主要受海拔、坡度等生態(tài)因素的影響，這也與各向同性下的半方差分析結(jié)果相一致。

2.4 土壤養(yǎng)分含量的空間分布格局

研究區(qū)土壤養(yǎng)分的空間分布見圖4。結(jié)果顯示:土壤養(yǎng)分呈現(xiàn)明顯的空間分布格局。區(qū)域內(nèi)有機(jī)質(zhì)含量的高值出現(xiàn)在西南部和東北部，東南部和中部含量低。造成的原因可能有兩方面:(1)區(qū)域東北部海拔最高且山坡平緩，隨著海拔的升高，氣溫的降低，微生物分解速度減慢，礦化作用減弱，導(dǎo)致有機(jī)質(zhì)的富集，而坡度較小則有效的減弱了由于雨水的作用而造成的土壤侵蝕，從而減少了有機(jī)質(zhì)的流失;中部坡度最大，煙田又缺少植被覆蓋和凋落物的積累，雨水對(duì)土壤顆粒的搬用作用不可忽視，坡度大的區(qū)域太陽(yáng)輻射強(qiáng)度較大，氣溫較高，土壤濕度相對(duì)較小，有機(jī)質(zhì)分解速率比較快;西南部海拔較低，地勢(shì)較為平緩，中部養(yǎng)分的流失在此處富集，使得有機(jī)質(zhì)含量較高。(2)區(qū)域東南部為新開墾煙田，有機(jī)質(zhì)積累較少;同一煙區(qū)不同農(nóng)戶氮磷鉀肥的施用量較為一致，而有機(jī)肥的施用則因煙農(nóng)的習(xí)慣和經(jīng)驗(yàn)不同而出現(xiàn)較大差異。研究區(qū)有機(jī)質(zhì)含量和海拔高度呈正相關(guān)(R=0.112)，未達(dá)到顯著水平。較多研究［9，28］顯示，海拔高度與有機(jī)質(zhì)含量呈極顯著正相關(guān)關(guān)系，說明不同研究區(qū)域由于生態(tài)條件的差異，各影響因子所占比重不同。本研究區(qū)內(nèi)，海拔高度、坡度等因素對(duì)有機(jī)質(zhì)含量的影響同等重要，而人為因素的作用則會(huì)緩慢減弱結(jié)構(gòu)性影響。

堿解氮和速效磷的分布格局較為相似，在中北部出現(xiàn)了低值，高值分布在東北部和南部。堿解氮含量與海拔高度呈極顯著負(fù)相關(guān)(R=－0.326＊＊)，但在中部坡度較大區(qū)域，堿解氮含量為最低值，表明堿解氮在全局趨勢(shì)上受海拔影響較大，而在局部坡度變化較大區(qū)域，則坡度因素占主導(dǎo)作用;煙田氮含量的變異也與施肥量、方法等田間管理措施有關(guān)，氮是煙草生長(zhǎng)發(fā)育最重要的元素之一，直接影響到煙葉產(chǎn)量，而中部區(qū)域煙株長(zhǎng)勢(shì)最差，應(yīng)注意增加氮肥的施用。速效磷含量與海拔高度呈顯著負(fù)相關(guān)(R=－0.213*)，人為活動(dòng)對(duì)磷含量的影響較小，磷肥由于當(dāng)季利用率低，而研究區(qū)雨水豐富且集中，磷素極易隨水流失，造成低海拔區(qū)域的富集。速效鉀含量與海拔高度呈負(fù)相關(guān)(R=－0.131)，未達(dá)到顯著水平。其分布較為復(fù)雜，但低值仍在中北部出現(xiàn)，區(qū)域東部含量較高。煙草是喜鉀作物，施入土壤的鉀肥，移動(dòng)性相對(duì)較大，當(dāng)季利用率較高，煙田土壤鉀收支平衡一般為虧缺。由于煙草對(duì)鉀的吸收特點(diǎn)，使得區(qū)域內(nèi)速效鉀分布相對(duì)均一，變異性較小。

土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、速效磷和速效鉀都在海拔和坡度的作用下呈現(xiàn)出一定的規(guī)律性分布，在緩坡走向即東北－西南方向上變異較強(qiáng)，坡體水平方向變異較弱?？梢姡诘蜕骄徠聼熖?，海拔和坡度是影響土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的重要地形因素，在進(jìn)行養(yǎng)分分區(qū)管理及精準(zhǔn)施肥研究時(shí)，應(yīng)考慮其影響。

3 結(jié)論與討論

(1)經(jīng)典統(tǒng)計(jì)分析顯示，研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、速效磷和速效鉀的平均含量分別為8.89 g/kg、26.76 mg/kg、1.92 mg/kg和130.23 mg/kg。4種養(yǎng)分的變異系數(shù)為23.17%—84.05%，均屬于中等程度變異，其中速效磷變異系數(shù)最大(84.05%)，速效鉀最小(23.17%)。

(2)地統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明，土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、速效磷和速效鉀的變程分別為61.8、76.3、70.5 m和57 m。有機(jī)質(zhì)和速效鉀的最適模型為指數(shù)模型，堿解氮和速效磷為球狀模型。4種養(yǎng)分的塊金系數(shù)均在25%—75%之間，具有中等的空間相關(guān)性。土壤速效鉀的分形維數(shù)最高為1.921，有機(jī)質(zhì)和堿解氮其次，速效磷最低為1.835。研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)和速效磷表現(xiàn)出較強(qiáng)的各向異性，堿解氮和速效鉀的各向同性范圍最廣。土壤有機(jī)質(zhì)、速效磷具有較強(qiáng)的趨勢(shì)效應(yīng)，堿解氮和速效鉀的趨勢(shì)較弱。4種養(yǎng)分的空間分布格局在坡度的影響下呈現(xiàn)出一定的規(guī)律性，低值均在坡度較大的中北部出現(xiàn)，東北部和南部較平緩區(qū)域出現(xiàn)高值，在緩坡走向即東北—西南方向上變異較強(qiáng)，坡體水平方向變異較弱。

地統(tǒng)計(jì)學(xué)與GIS的結(jié)合極大地推動(dòng)了區(qū)域土壤養(yǎng)分的空間變異研究，目前我國(guó)地統(tǒng)計(jì)學(xué)的研究報(bào)道多是從大尺度、中尺度和小尺度上進(jìn)行土壤養(yǎng)分的空間變異分析，主要用于土壤適宜性評(píng)價(jià)［29］及作物或林木［30］的區(qū)域規(guī)劃種植。我國(guó)精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)發(fā)展迅速，其優(yōu)勢(shì)是其它農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式所無(wú)可比擬的，作為精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)的一部分，從微尺度上對(duì)土壤養(yǎng)分空間變異的研究較少。攀西地區(qū)多以山地?zé)熖餅橹鳎_展精準(zhǔn)煙草農(nóng)業(yè)困難重重，難點(diǎn)之一就在于地形復(fù)雜，環(huán)境多變，對(duì)土壤養(yǎng)分含量的空間分布影響較大。準(zhǔn)確了解山地?zé)熖锿寥婪柿Φ目臻g變異特征是精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)中進(jìn)行變量施肥的基礎(chǔ)，同時(shí)也是平衡施肥的依據(jù)。

根據(jù)以上研究結(jié)論，可以提出幾點(diǎn)措施和途徑:(1)在區(qū)域內(nèi)應(yīng)進(jìn)行綠肥的種植和翻壓，這樣可以有效的增加地表植被覆蓋，減少由于土壤侵蝕而造成的養(yǎng)分流失，增加煙田有機(jī)質(zhì)含量，改善土壤理化性質(zhì)，尤其在坡度較大的區(qū)域更應(yīng)加強(qiáng)。(2)地形因素對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行移栽、施肥等操作有較大影響，管理分區(qū)的劃分應(yīng)注意連續(xù)性，可將海拔、坡度等因素與土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)一同作為源數(shù)據(jù)進(jìn)行分區(qū)。(3)施肥模型大田試驗(yàn)應(yīng)在養(yǎng)分分布圖及高程模型的指導(dǎo)下，選取不同坡度范圍內(nèi)具有代表性的地塊進(jìn)行，以期獲得更加科學(xué)的模型參數(shù)。

圖4 土壤養(yǎng)分的空間分布格局Fig.4 Spatial distribution patterns of soil nutrient

［1］ Wang X Z.GIS-based Spatial Variability and Site-specific Management of Soil Nutrients for Tobacco Field in Central Henan Province［D］.Zhengzhou:Henan Agricultural University，2009.

［2］ Yuan X Y，Huang Y F，Gao R T，Chai X R，He Y.Spatial variability characteristics of farmland soil organic matter in Pinggu District，Beijing，China.Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering，2008，24(2):70-76.

［3］ Lu P，Peng P Q，Song B L，Tang G Y，Zou Y，Huang D Y，Xiao H A，Wu JS，Su Y R.Geostatistical and GISanalyses on soil total p in the typical area of Dongting lake plain.Scientia Agricultura Sinica，2005，38(6):1204-1212.

［4］ Jiang H L，Wang X Z，Liu G S，Yang X M，Zhang R N，Xue Q M，Li Y T.Spatial variability of soil texture in tobacco field.Chinese Journal of Eco-Agriculture，2010，18(4):724-729.

［5］ Liu Q，Du Z Y，Shi Y X，Pang X G.Spatial distribution characteristics of soil heavy metals in vegetable growing area based on GISin Shouguang city，Shandong province.Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering，2009，25(10):258-263.

［6］ Wang Z Q.Geostatistics and Its Application in Ecology.Beijing:Science Press，1999.

［7］ Yu X X，Zhang Z M，Zhu J G.Spatial variability of soil nutrients of forest in badaling.Acta Pedologica Sinica，2009，46(5):959-964.

［8］ Liu Y，Sun Z Y，Yang J，Liu X，Wang X M，Liu SQ，Wang W J.Spatial variability of soil N，P，and K in main production area of Castanea mollissima.Chinese Journal of Applied Ecology，2010，21(4):901-907.

［9］ Feng N N，Li T X，Zhang X Z，Wang Y D，Xia J G.The spatial variability of the content of organic matter in hilly tea plantation soils with different sampling scales.Acta Ecologica Sinica，2006，26(2):349-356.

［10］ Tang G Y，Huang DY，Huang M，Wu JS.Spatial variations of organic carbon in surfacesoils in a hilly landscapeof the red-earth region and their affecting factors.Acta Pedologica Sinica，2010，47(4):753-759.

［11］ Liu L，Zeng F P，Song T Q，Peng W X，Wang K L，Qin W G，Tan W N.Spatial heterogeneity of soil nutrients in Karst area's Mulun National Nature Reserve.Chinese Journal of Applied Ecology，2010，21(7):1667-1673.

［12］ Si J H，F(xiàn)eng Q，Yu T F，Chang Z Q，Xi H Y，Su Y H.Spatial heterogeneity of soil nutrients in Ejina oasis.Chinese Journal of Ecology，2009，28(12):2600-2606.

［13］ Zhang Q J，Jiang H L，Liu G S，Wang X J，Liu Y Q，Liu Q H，Gu JG，Liu H W.Research on spatial variability of soil nutrients in tobacco plantation field.Journal of Henan Agricultural University，2011，45(1):116-122.

［14］ Liu GS，Wang X Z，Zhang Z Y，Zhang CH.Spatial variability of soil properties in a tobacco field of central China.Soil Science，2008，173(9):659-667.

［15］ Chen H S，Liu D S，Liu G S.Spatial variability of soil available calcium，available magnesium and available sulphur in Xiangcheng tobacco planting fields，Henan Province.Chinese Journal of Soil Science，2010，41(3):582-589.

［16］ Zhang C H，Zhang Z Y，Liu G S，Wang X Z，Hao W H，Li Y T，Jia B S.Spatial variability characteristics of soil available microelements in tobacco field.Soils，2010，42(1):20-25.

［17］ Chen Y Q，Liu GS，Xi H A.Spatial variability of iron in a tobacco field by micro sampling scale in relation to tobacco leaf iron by correlation and regression analysis.Acta Ecologica Sinica，2009，29(3):1448-1458.

［18］ Qin J C，Luo Y Y，Wei C F，Gao M.ArcGIS-based abundance evaluation of available microelements in tobacco soil in Pengshui county.Acta Pedologica Sinica，2006，43(6):892-897.

［19］ Seibert J，Stendahl J，S?rensen R.Topographical influences on soil properties in boreal forests.Geoderma，2007，141(1/2):139-148.

［20］ Nanjing Agriculture University.Soil Agrochemical Analysis.Beijing:Agriculture Press 1986.

［21］ Li H B，Wang Z Q.Theory and methodology of spatial heterogeneity quantification.Chinese Journal of Applied Ecology，1998，9(6):651-657.

［22］ Ma Y，Gong X M，Tiyip T，LüG H.Spatial variation characteristics of soil fertility in typical basin of arid area.Chinese Journal of Ecology，2006，25(10):1208-1213.

［23］ Gao B C，Lou Y L，Jin G Y，Guan L Z，Yan L.Spatial analysis of tobacco soil nutrients based on GISand geostatistics.Acta Tabacaria Sinica，2009，15(1):35-38.

［24］ Kravchenko A N.Influence of spatial structure on accuracy of interpolation methods.Soil Science Society Of America Journal，2003，67(5):1564-1571.

［25］ Han X Z，Song C Y，Wang SY.Impact of Long-Term Fertilization on Phosphorus Status in Black Soil.Pedosphere，2005，15(3):319-326.

［26］ Gong Y S，Liao C Z，Li B G.Spatial variability and fractal dimension for soil water content and bulk density.Acta Pedologica Sinica，1998，35(01):10-15.

［27］ Jiang Q X，F(xiàn)u Q，Wang Z L.Research progress of the spatial variability theory in application to soil characteristic analysis.Research of Soil and Water Conservation，2008，15(1):250-253.

［28］ Feng D Z，Liu J T，Chen X.Spatial variation of hillslope soil chemical attributes.Journal of Mountain Science，2011，29(04):427-432.

［29］ Li Q，Zhou JH，Yang R S，Zhang Z Y，Xie Y，Zhang Y Y，Huang K K，Li W.Soil nutrients spatial variability and soil fertility suitability in Qujing tobacco-planting area.Chinese Journal of Applied Ecology，2011，22(4):950-956.

［30］ Zhang Z M，Yu X X，Wang Y S，Song SM，Wu H L.Spatial variability of forest soil total nitrogen of different soil layers.Acta Ecologica Sinica，2011，31(5):1213-1220.

參考文獻(xiàn):

［1］ 王新中.GIS支持下豫中典型煙田土壤養(yǎng)分空間變異及精準(zhǔn)管理［D］.鄭州:河南農(nóng)業(yè)大學(xué)，2009.

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

［3］ 路鵬，彭佩欽，宋變蘭，唐國(guó)勇，鄒焱，黃道友，肖和艾，吳金水，蘇以榮.洞庭湖平原區(qū)土壤全磷含量地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS分析.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)，2005，38(6):1204-1212.

［4］ 江厚龍，王新中，劉國(guó)順，楊夏孟，張瑞娜，薛慶梅，李延濤.煙田土壤質(zhì)地的空間變異性研究.中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2010，18(4):724-729.

［5］ 劉慶，杜志勇，史衍璽，龐緒貴.基于GIS的山東壽光蔬菜產(chǎn)地土壤重金屬空間分布特征.農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2009，25(10):258-263.

［6］ 王政權(quán).地統(tǒng)計(jì)學(xué)及在生態(tài)學(xué)中的應(yīng)用.北京:科學(xué)出版社，1999.

［7］ 余新曉，張振明，朱建剛.八達(dá)嶺森林土壤養(yǎng)分空間變異性研究.土壤學(xué)報(bào)，2009，46(5):959-964.

［8］ 劉楊，孫志梅，楊軍，劉霞，王小敏，劉樹慶，王文江.京東板栗主產(chǎn)區(qū)土壤氮磷鉀的空間變異.應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2010，21(4):901-907.

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

［10］ 唐國(guó)勇，黃道友，黃敏，吳金水.紅壤丘陵景觀表層土壤有機(jī)碳空間變異特點(diǎn)及其影響因子.土壤學(xué)報(bào)，2010，47(4):753-759.

［11］ 劉璐，曾馥平，宋同清，彭晚霞，王克林，覃文更，譚衛(wèi)寧.喀斯特木論自然保護(hù)區(qū)土壤養(yǎng)分的空間變異特征.應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2010，21(7):1667-1673.

［12］ 司建華，馮起，魚騰飛，常宗強(qiáng)，席海洋，蘇永紅.額濟(jì)納綠洲土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性.生態(tài)學(xué)雜志，2009，28(12):2600-2606.

［13］ 張秋菊，江厚龍，劉國(guó)順，王雪婧，劉亞琦，劉清華，顧建國(guó)，劉紅偉.植煙土壤養(yǎng)分的空間變異性研究.河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011，45(1):116-122.

［15］ 陳海生，劉大雙，劉國(guó)順.河南襄城植煙區(qū)土壤中量元素含量的空間異質(zhì)性.土壤通報(bào)，2010，41(3):582-589.

［16］ 張春華，張正楊，劉國(guó)順，王新中，郝偉宏，李延濤，賈保順.植煙土壤有效態(tài)微量元素空間變異特征.土壤，2010，42(1):20-25.

［17］ 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.生態(tài)學(xué)報(bào)，2009，29(3):1448-1458.

［18］ 秦建成，羅云云，魏朝富，高明.基于ArcGIS的彭水縣煙區(qū)土壤有效態(tài)微量元素豐缺評(píng)價(jià).土壤學(xué)報(bào)，2006，43(6):892-897.

［20］ 南京農(nóng)業(yè)大學(xué).土壤農(nóng)化分析.北京:農(nóng)業(yè)出版社，1986.

［21］ 李哈濱，王政權(quán).空間異質(zhì)性定量研究理論與方法.應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，1998，9(6):651-657.

［22］ 馬媛，龔新梅，塔西甫拉提·特依拜，呂光輝.干旱區(qū)典型流域土壤肥力空間變異特征.生態(tài)學(xué)雜志，2006，25(10):1208-1213.

［23］ 高博超，婁翼來(lái)，金廣遠(yuǎn)，關(guān)連珠，顏麗.基于GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的植煙土壤養(yǎng)分空間分析.中國(guó)煙草學(xué)報(bào)，2009，15(1):35-38.

［26］ 龔元石，廖超子，李保國(guó).土壤含水量和容重的空間變異及其分形特征.土壤學(xué)報(bào)，1998，35(1):10-15.

［27］ 姜秋香，付強(qiáng)，王子龍.空間變異理論在土壤特性分析中的應(yīng)用研究進(jìn)展.水土保持研究，2008，15(1):250-253.

［28］ 馮德锃，劉金濤，陳喜.山坡土壤化學(xué)性質(zhì)的空間變異影響.山地學(xué)報(bào)，2011，29(4):427-432.

［29］ 李強(qiáng)，周冀衡，楊榮生，張拯研，解燕，張一揚(yáng)，黃夸克，李衛(wèi).曲靖植煙土壤養(yǎng)分空間變異及土壤肥力適宜性評(píng)價(jià).應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2011，22(4):950-956.

［30］ 張振明，余新曉，王友生，宋思銘，吳海龍.森林不同土壤層全氮空間變異特征.生態(tài)學(xué)報(bào)，2011，31(5):1213-1220.