陳 濤，常慶瑞，* ，劉 京，齊雁冰，劉夢(mèng)云

(1．西北農(nóng)林科技大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，楊凌 712100;2．農(nóng)業(yè)部西北植物營(yíng)養(yǎng)與農(nóng)業(yè)環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，楊凌 712100)

土壤速效氮(AN)、速效磷(AP)、速效鉀(AK)養(yǎng)分不僅是作物生長(zhǎng)發(fā)育所必需的三大基本元素直接來(lái)源，也是影響區(qū)域水體生態(tài)環(huán)境的重要屬性［1］。它既受成土母質(zhì)、地形、時(shí)間等自然因素影響，同時(shí)也受施肥、灌溉等人為因子作用，具有高度空間異質(zhì)性特點(diǎn)［1-3］。研究其時(shí)空變異規(guī)律對(duì)加強(qiáng)區(qū)域土壤管理，保障糧食穩(wěn)產(chǎn)、高產(chǎn)，避免水體富營(yíng)養(yǎng)化和促進(jìn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展等具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者從20世紀(jì)70年代末開始將地統(tǒng)計(jì)學(xué)引入土壤學(xué)，對(duì)各種土壤屬性空間變異特征展開一系列研究，取得豐富成果［4-8］。隨著研究深入，近年來(lái)對(duì)土壤特性在時(shí)間尺度上的變異分析逐漸成為土壤學(xué)、農(nóng)業(yè)生態(tài)學(xué)等多學(xué)科關(guān)注熱點(diǎn)之一［9］。如，劉文杰等［3］研究黑河中游20余年土壤速效養(yǎng)分時(shí)空變異特征，揭示了綠洲、戈壁交錯(cuò)區(qū)土壤肥力的變化規(guī)律;Goidts和Wesemael［10］研究比利時(shí)50a土壤有機(jī)碳變異特點(diǎn)，闡明了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)其變化的重要影響;Huang等［11］研究長(zhǎng)江流域農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)和全氮在20a農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與土地利用方式轉(zhuǎn)變中的時(shí)空變異規(guī)律等，此類研究還有許多［11-13］。

但從已有文獻(xiàn)報(bào)道來(lái)看，當(dāng)前研究仍存在一些不足。第一，研究手段較為單一。在土壤空間變異研究中，變異函數(shù)以其能夠定量刻畫空間特征、提供插值等優(yōu)點(diǎn)，應(yīng)用最為廣泛［14］。除變異函數(shù)外，少量學(xué)者也曾利用空間自相關(guān)和分維數(shù)對(duì)土壤變異進(jìn)行了初步探索，取得較好效果［9，15-17］。但目前能夠結(jié)合多種分析從不同角度刻畫土壤空間變異的研究仍然較少。第二，在不同尺度下已開展較多土壤養(yǎng)分空間變異研究，但針對(duì)生態(tài)脆弱區(qū)縣域耕地土壤的時(shí)空變異研究仍然較少，特別是在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制、退耕還林還草等管理措施實(shí)施以來(lái)，對(duì)土壤養(yǎng)分及其空間結(jié)構(gòu)的變化規(guī)律仍缺乏足夠了解。

因此，本研究以位于黃土高原生態(tài)脆弱區(qū)的合陽(yáng)縣為研究區(qū)域，以1983、2006年耕地土壤AN、AP、AK為研究對(duì)象，利用空間自相關(guān)、變異函數(shù)及分維數(shù)，從多角度分析土壤速效養(yǎng)分空間變異特征及其時(shí)空變化規(guī)律，探討各成土因素對(duì)土壤供肥能力的影響，旨在為干旱半干旱生態(tài)脆弱區(qū)土壤資源管理、生態(tài)環(huán)境保護(hù)及農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1．1 研究區(qū)概述

本研究以陜西合陽(yáng)縣為例，該縣位于黃土高原南麓，渭北旱塬東北部，介于109°59'—110°27'E，34°59'—35°26'N之間。全縣地勢(shì)西北高東南低，平均海拔715 m，北部山區(qū)最高1526 m，東部黃河灘地最低340 m，相對(duì)高差1186 m。境內(nèi)分布有大峪河、金水溝、徐水河、太棗河四條較大溝系，將全縣切割成形狀與大小不同的多個(gè)塬面。本縣氣候?qū)倥瘻貛Т箨懠撅L(fēng)性半干旱氣候，年均氣溫11．5℃，降水量559．6 mm，夏秋多雨，冬春較為干旱。耕地土壤主要以塿土(按中國(guó)土壤系統(tǒng)分類歸為土墊旱耕人為土，Earth-cumuli-Orthic Anthrosols)和黃綿土(黃土正常新成土，Loessi-Orthic Primosols)為主，pH值在7．5—8．5之間，屬堿性土壤，容重平均1．24 g/cm3，陽(yáng)離子代換量(CEC)平均 11．49 cmol/kg，質(zhì)地以中壤為主。

1．2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究共收集兩個(gè)時(shí)期耕地土壤速效養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)。一期源于1983年合陽(yáng)縣第二次土壤普查資料;另一期是在土壤普查基礎(chǔ)上，結(jié)合陜西省耕地地力調(diào)查項(xiàng)目，于2006年4—5月采樣、分析獲取。在2006年采樣過(guò)程中，樣點(diǎn)按隨機(jī)均勻布點(diǎn)采集，在每個(gè)采樣點(diǎn)約10 m2范圍內(nèi)采集6—8個(gè)點(diǎn)混成一個(gè)土壤樣品，利用GPS記錄點(diǎn)位;取樣時(shí)盡量避開道路、渠道、水井、墳地、住宅等易干擾地段;采集土樣經(jīng)通風(fēng)晾干、剔除雜質(zhì)、磨細(xì)后化學(xué)分析。兩期土樣均取自耕層0—20 cm，采樣點(diǎn)位置見圖1。本研究從第二次土壤普查資料中共收集到545個(gè)經(jīng)系統(tǒng)采樣、測(cè)定分析的土壤AN、AP、AK數(shù)據(jù);2006年采集618個(gè)土樣，其中332個(gè)測(cè)定了AN含量，618個(gè)測(cè)定了AP、AK含量。土壤AN用1 mol/L NaOH擴(kuò)散法測(cè)定，土壤AP用0．5 mol/L NaHCO3浸提-磷鉬藍(lán)比色法測(cè)定，土壤AK采用1 mol/L NH4OAC浸提-火焰光度法測(cè)定［18］。在本文中，為敘述方便，兩時(shí)期土壤速效N、P、K數(shù)據(jù)分別用“速效養(yǎng)分-采樣時(shí)期”來(lái)表示，如AN-2006即為2006年土壤速效氮含量。此外，由于該縣1983—2006年耕地面積變化較小，僅由895．53 km2(1983年)減少為880．99 km2(2006年)，為便于研究該縣耕地土壤速效養(yǎng)分時(shí)空變化規(guī)律，通過(guò)土地利用現(xiàn)狀圖疊加提取兩時(shí)期均為耕地的公共部分作為研究區(qū)域。

圖1 研究區(qū)域及采樣點(diǎn)分布圖Fig．1 The distribution map of study area and sampling points

1．3 數(shù)據(jù)處理及分析

1．3．1 數(shù)據(jù)的預(yù)處理及正態(tài)轉(zhuǎn)化

異常值的存在和數(shù)據(jù)非正態(tài)分布易引起變異函數(shù)的比例效應(yīng)，增加估計(jì)誤差［2］，故采用X±3δ法剔除異常值。在該方法中，X為研究變量原始數(shù)據(jù)平均值，δ為標(biāo)準(zhǔn)差，為保持原始樣本量，被識(shí)別并剔除的異常值用剔除后最大值或最小值替代。與此同時(shí)，采用對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換和BOX-COX轉(zhuǎn)換，對(duì)異常值剔除后數(shù)據(jù)進(jìn)行轉(zhuǎn)換以及Kolmogorov-Smirnov單樣本正態(tài)檢驗(yàn)(K-S檢驗(yàn))。BOX-COX轉(zhuǎn)換實(shí)質(zhì)是一種冪轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)處理方法，其轉(zhuǎn)換公式為:

式中，λ是原數(shù)據(jù)經(jīng)冪轉(zhuǎn)換后最接近正態(tài)分布時(shí)的參數(shù)值，當(dāng)λ=0時(shí)，BOX-COX轉(zhuǎn)換即為對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，λ的獲取方法參考相關(guān)文獻(xiàn)［19］。

本研究通過(guò)比較兩種轉(zhuǎn)換方法對(duì)正態(tài)檢驗(yàn)概率p值的提高程度，發(fā)現(xiàn)對(duì)數(shù)正態(tài)轉(zhuǎn)換能力相對(duì)較弱，經(jīng)轉(zhuǎn)換后AN-1983和AP-2006仍未通過(guò)K-S正態(tài)檢驗(yàn);而BOX-COX轉(zhuǎn)換后數(shù)據(jù)的偏度、峰度均顯著降低，且通過(guò)正態(tài)檢驗(yàn)，轉(zhuǎn)換效率更高。因此在本研究中為統(tǒng)一處理，對(duì)所有變量均采用BOX-COX轉(zhuǎn)換后數(shù)據(jù)進(jìn)行空間統(tǒng)計(jì)分析。

1．3．2 空間自相關(guān)分析

空間自相關(guān)分析是對(duì)研究變量空間相鄰位置間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)的一種統(tǒng)計(jì)方法。通過(guò)檢測(cè)某位置變異對(duì)鄰近位置變異的依賴性，判斷是否存在空間自相關(guān)，即空間結(jié)構(gòu)［9］。Moran's I指數(shù)是空間自相關(guān)分析中應(yīng)用最廣泛的一種參數(shù)，其中全局Moran's I計(jì)算公式為:

式中，n是變量x的樣本數(shù);xi、xj是位置i和j的樣本實(shí)測(cè)值，S2是其方差，ˉx是平均值，wij是對(duì)稱二項(xiàng)分布空間權(quán)重矩陣，wij的確定參考相關(guān)文獻(xiàn)［20］。

I取值［-1，1］，可用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)Z值檢驗(yàn)是否存在顯著空間自相關(guān)［21］。Z計(jì)算公式為:

1．3．3 變異函數(shù)分析與分維數(shù)計(jì)算

刻畫空間變異性最常見的方法是地統(tǒng)計(jì)學(xué)中二階矩變異函數(shù)［24］，該函數(shù)可用于描述土壤空間連續(xù)變異。由于變異函數(shù)γ(h)是抽樣間隔h時(shí)樣本方差數(shù)學(xué)期望的一半，所以又常稱為半方差函數(shù)。以變異函數(shù)γ(h)和抽樣間隔h繪制變異函數(shù)曲線圖，根據(jù)其變化趨勢(shì)擬合理論模型，得到3個(gè)重要參數(shù)，即塊金值(C0)、基臺(tái)值(C0+C)和變程(A)。一般C0反映最小抽樣尺度下變異性及測(cè)定誤差;C0+C表示變量最大變異性;A表示變量空間變異尺度范圍［16］。在進(jìn)行變異函數(shù)分析時(shí)，常用塊基比C0/(C0+C)衡量變量空間相關(guān)程度。一般講，該比值＜25%表明變量空間相關(guān)性較強(qiáng)，比值在25%—75%之間表明其具有中等空間相關(guān)性，比值＞75%則表明空間相關(guān)性較弱［2］。實(shí)驗(yàn)變異函數(shù)計(jì)算公式γ(h)如下:

式中，γ h()為空間間隔h的半方差，N(h)是具有相同空間間隔h的離散點(diǎn)對(duì)數(shù)，Z(xi)和Z(xi+h)分別對(duì)應(yīng)點(diǎn)xi和xi+h的實(shí)測(cè)值。

Burough在1983年將分形理論引入土壤學(xué)，認(rèn)為不同土壤特性具有不同分形特征［25］。具有分形特征的空間變量，可用分維數(shù)FD度量其空間異質(zhì)性，F(xiàn)D計(jì)算公式如下［26］:

式中，H為logγ(h)∝logh在尺度h范圍內(nèi)線性回歸的直線斜率，取值范圍0—1，當(dāng)H=0時(shí)，分維數(shù)FD=2，表明變異函數(shù)為隨機(jī)型，即純塊金效應(yīng)，變量不存在空間相關(guān)性。分維數(shù)FD取值范圍(1，2］，由于FD無(wú)量綱，因此可對(duì)不同變量FD值進(jìn)行比較，衡量其空間異質(zhì)性程度大小。斜率越陡(H越大)，F(xiàn)D值就越小，主要反映較大尺度的變異特點(diǎn)(即結(jié)構(gòu)因子引起的系統(tǒng)變異)，隨機(jī)變異比例少;FD越大，則主要反映較小尺度的變異特征(人為因子引起的隨機(jī)變異)，結(jié)構(gòu)變異比例?。?7］。

2 結(jié)果與分析

2．1 土壤速效養(yǎng)分的描述統(tǒng)計(jì)

表1為兩時(shí)期耕地土壤速效養(yǎng)分原始數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可知，1983年該縣耕地土壤AN、AP、AK 平均含量分別為35．36、8．21和195 mg/kg;2006年則達(dá)61．52、15．82和196 mg/kg。除AK平均含量變化不大外，土壤AN、AP含量均隨時(shí)間變化有明顯提高，分別增加26．16和7．61 mg/kg，經(jīng)Levene's方差檢驗(yàn)及均值t檢驗(yàn)，其均值呈顯著差異。

表1 兩個(gè)時(shí)期土壤速效養(yǎng)分描述統(tǒng)計(jì)Table 1 The summary statistics for soil available N，P and K under two different periods

眾所周知，變異系數(shù)在一定程度上可定量刻畫樣本數(shù)據(jù)的離散、變異特點(diǎn)。本研究?jī)蓵r(shí)期耕地土壤速效養(yǎng)分的變異系數(shù)在24．99%—85．75%之間，屬中等變異。其中，以AP-2006的變異最大，有85．75%;而AN-1983變異最小，僅為24．99%。從1983到2006年，耕地土壤AN的變異系數(shù)由24．99%增加至37%，AP從51．62%增至85．75%，而AK增加最少，僅由26．82%增至36．06%?？傮w上講，在過(guò)去23a間，該縣耕地土壤AN、AP、AK的變異性均隨時(shí)間變化呈增加趨勢(shì)。

2．2 土壤速效養(yǎng)分的時(shí)空變異特征

耕地土壤變異可分為系統(tǒng)變異和隨機(jī)變異，結(jié)構(gòu)因子導(dǎo)致系統(tǒng)變異，人為因子引起隨機(jī)變異。一般結(jié)構(gòu)性因子包括土壤形成過(guò)程中成土母質(zhì)、地形等因素，隨機(jī)因子則主要包括施肥、灌溉等人為措施。通常結(jié)構(gòu)因子促使土壤養(yǎng)分呈較強(qiáng)空間相關(guān)性，而隨機(jī)因子則表現(xiàn)為削弱該種空間相關(guān)性［28］。

表2為兩期耕地土壤速效養(yǎng)分空間統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表可知，從1983到2006年，土壤AN、AP和AK的Moran's I值分別由0．43、0．11、0．19 變化為0．14、0．11、0．08。經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化計(jì)算，所有變量 Z 值均大于 2．58，說(shuō)明當(dāng)前采樣密度下，兩時(shí)期耕地土壤速效養(yǎng)分在0．01統(tǒng)計(jì)水平下呈極顯著空間自相關(guān)，其空間分布表現(xiàn)為集聚特點(diǎn);此外，經(jīng)對(duì)比還發(fā)現(xiàn)1983年速效養(yǎng)分Z值均大于2006年標(biāo)準(zhǔn)化值，表明在過(guò)去23a間，耕地土壤速效養(yǎng)分的空間結(jié)構(gòu)有所削弱，隨機(jī)變異性增強(qiáng)，這可能與家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實(shí)施以來(lái)，耕地分產(chǎn)到戶，農(nóng)民自主采用不同管理和耕種措施有密切關(guān)系。

為進(jìn)一步分析耕地土壤速效養(yǎng)分的空間變異特點(diǎn)，并避免樣本方差的影響，本研究采用標(biāo)準(zhǔn)半方差分析［29］，結(jié)果見圖2和表2。由圖2可見，隨間隔距離h增加，各養(yǎng)分的半方差持續(xù)增加，顯現(xiàn)出鮮明結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，表明在兩個(gè)不同時(shí)期特定采樣密度和樣點(diǎn)分布條件下，各土壤速效養(yǎng)分在相鄰點(diǎn)位間存在較明顯空間相關(guān)關(guān)系。

表2 兩個(gè)時(shí)期土壤速效養(yǎng)分的半方差模型、Moran's I指數(shù)及分形維數(shù)Table 2 Best-fitted semi-variogram model，Moran's I and fractal dimension of soil available nutrients in two different periods

圖2 不同時(shí)期土壤速效養(yǎng)分的半方差圖Fig．2 The semi-variograms of soil available nutrients in two different periods

由表2可知，兩時(shí)期土壤AN、AP和AK含量的半方差擬合模型均為指數(shù)模型。除AN-1983塊基比C0/(C0+C)為36．80%以外，其它養(yǎng)分的塊基比均低于25%，表明在兩個(gè)時(shí)期，該縣耕地土壤養(yǎng)分均表現(xiàn)為較強(qiáng)空間相關(guān)性，其分布主要受結(jié)構(gòu)因子影響。此外，從1983到2006年，耕地土壤AN、AP和AK的變程分別由50610、2700、3510 m減少為2520、1680、1740 m，說(shuō)明2006年各土壤速效養(yǎng)分的空間分布更趨于破碎，其空間結(jié)構(gòu)減弱，隨機(jī)變異增強(qiáng)，這與前面空間自相關(guān)分析結(jié)果一致。

除空間自相關(guān)和變異函數(shù)分析以外，兩期土壤速效養(yǎng)分的空間結(jié)構(gòu)特點(diǎn)還可用分形維數(shù)FD來(lái)定量描述。由表2可知，1983年土壤AN、AP 和AK 的FD 值分別為1．866、1．979和1．960，到2006年則變?yōu)?．977、1．988和1．990。經(jīng)比較發(fā)現(xiàn)2006年土壤養(yǎng)分分維數(shù)均大于1983年，表明2006年該縣耕地土壤速效養(yǎng)分相對(duì)1983年，呈現(xiàn)出更多較小尺度上的變異特點(diǎn)，其隨機(jī)變異比例相對(duì)增加，這也進(jìn)一步印證了空間自相關(guān)和變異函數(shù)的分析結(jié)果。

上述三種分析結(jié)果一致，即2006年耕地土壤速效養(yǎng)分較1983年，其空間自相關(guān)性減弱，相關(guān)距變短，分布更趨于破碎，隨機(jī)變異比例增加。其中，全局Moran's I指數(shù)從相關(guān)性角度描述了研究變量的空間聚集特點(diǎn)，并采用隨機(jī)條件下近似正態(tài)分布假設(shè)的標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)其標(biāo)準(zhǔn)化，以正態(tài)分布95%(或99%)置信區(qū)間雙側(cè)檢驗(yàn)閾值為界限，判斷其空間自相關(guān)是否顯著(或極顯著);缺點(diǎn)是不能提供空間插值依據(jù)，難于對(duì)變量空間格局進(jìn)行描述。變異函數(shù)則能較好彌補(bǔ)空間自相關(guān)分析在插值方面的不足，其不僅能通過(guò)塊基比、變程等指標(biāo)定量揭示區(qū)域變量空間相關(guān)程度與空間變異的尺度范圍，而且還可為Kriging插值提供參數(shù)依據(jù);缺點(diǎn)是不能像Moran's I標(biāo)準(zhǔn)化Z值一樣，對(duì)空間相關(guān)顯著性及正負(fù)性提供統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。分維數(shù)FD則是一種綜合指標(biāo)，由于其與變異函數(shù)雙對(duì)數(shù)logγ(h)∝logh回歸直線斜率存在線性關(guān)系，無(wú)量綱，可直接對(duì)比不同變量FD值大小，從空間復(fù)雜性和相似性角度比較其空間異質(zhì)性程度，反映不同尺度變異特點(diǎn)，為空間自相關(guān)或變異函數(shù)分析提供佐證。3種手段角度不同，各有優(yōu)缺點(diǎn)，結(jié)合使用、相互印證，則能更客觀全面地描述變量的空間結(jié)構(gòu)特點(diǎn)。

2．3 耕地土壤速效養(yǎng)分的時(shí)空變化

利用ArcGIS矢量掩模提取及柵格計(jì)算，按照公式(X2006-X1983)/X1983分別獲得1983—2006年耕地土壤AN、AP和AK空間變化格局圖(圖3)及增長(zhǎng)面積(表3)。

圖3 土壤速效養(yǎng)分時(shí)空變化格局圖Fig．3 Temporal-spatial change maps of soil available nutrients from 1983 to 2006

由圖3和表3可看出，1983至2006年，該縣絕大部分耕地土壤AN、AP含量呈增加趨勢(shì)，而土壤AK則呈減少變化。其中，土壤AN增幅主要集中在10—30 mg/kg之間，占耕地面積81．92%;增幅最大區(qū)域位于該縣東部和西南低海拔沿黃農(nóng)業(yè)灌區(qū)，該區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件較好，以種植蔬菜、瓜果等經(jīng)濟(jì)作物為主，通常施肥量大且追肥頻繁，致使土壤AN含量增長(zhǎng)最高。對(duì)于土壤AP，除縣域南部0．52 km2耕地上略有減少外，其它區(qū)域均有增加，以0—20 mg/kg增幅為主，增加超過(guò)20 mg/kg的耕地不足0．3 km2;導(dǎo)致其含量普遍提高的原因，可能是家庭承包責(zé)任制實(shí)施以來(lái)，土地分產(chǎn)到戶，磷肥作為底肥被廣泛施用，加上灌排設(shè)施改善和農(nóng)戶精耕細(xì)作等措施促使磷的有效性普遍提高。對(duì)于土壤AK，則在487．54 km2(占面積59．65%)耕地上有不同程度降低，降幅集中在-40—0 mg/kg之間;剩余40．35%的耕地，其土壤AK有不同程度增加，增幅超過(guò)80 mg/kg的耕地僅有4．26 km2，主要集中在東部洽川鎮(zhèn)商品蔬菜種植區(qū);導(dǎo)致在較大范圍內(nèi)AK含量減少的原因可能與農(nóng)戶長(zhǎng)期“重用輕養(yǎng)”的鉀肥使用方式及有機(jī)肥補(bǔ)充不足密不可分。

表3 兩個(gè)不同時(shí)期土壤速效養(yǎng)分不同增幅的土壤面積及其比例Table 3 Area and percentage of soil with increased AN，AP and AK contents to a varying extent from 1983 to 2006

2．4 耕地土壤速效養(yǎng)分時(shí)空變化的影響因素

2．4．1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施的影響

施用無(wú)機(jī)化肥能迅速提高耕地土壤氮、磷、鉀含量，增強(qiáng)其有效性，滿足作物對(duì)土壤速效養(yǎng)分的需求。因此，從20世紀(jì)80年代初家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實(shí)施以來(lái)，農(nóng)戶為增加糧食產(chǎn)量，施用化肥成為提高耕地生產(chǎn)力的主要方式之一，且使用量持續(xù)增加。經(jīng)查閱合陽(yáng)縣統(tǒng)計(jì)年鑒(1980—2005年)［30］發(fā)現(xiàn)，該縣1980年化肥施用量?jī)H為2928 t(平均13．69 kg/hm2)，1990 年增為10722 t(54．39 kg/hm2)，2005 年則增至 73134 t(438．42 kg/hm2)，25a間化肥施用量增加24倍，常期施用無(wú)機(jī)肥是導(dǎo)致該區(qū)耕地土壤AN、AP含量普遍提高而不可忽視的重要原因之一。此外，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入逐年增多，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力也由1980年的6．08萬(wàn)KW增至2005年的19．72萬(wàn)KW，機(jī)耕面積由1985年的1．84萬(wàn)hm2增加到2005年的4．53萬(wàn)hm2，各種小型機(jī)耕設(shè)備的使用不僅極大提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，同時(shí)也有效改善了土壤孔隙松緊狀況，促進(jìn)微生物活動(dòng)，加快了土壤礦物質(zhì)的風(fēng)化釋放及有機(jī)質(zhì)分解轉(zhuǎn)化，進(jìn)而促使土壤養(yǎng)分有效性增強(qiáng)。但對(duì)于土壤鉀，則由于該區(qū)較為豐富，通常在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中較少施用或不施鉀肥，長(zhǎng)期忽視鉀素的必要補(bǔ)充，致使在較大范圍內(nèi)呈減少變化，應(yīng)引起農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的重視。

2．4．2 土地利用方式的影響

除施肥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)措施影響以外，土地利用方式的轉(zhuǎn)變也是不容忽視的。20世紀(jì)80年代初，該縣土地利用主要以旱地為主，隨著農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)和完善，旱耕地逐漸減少，水澆地和菜地增多，耕地有效灌溉面積由1983年1．01萬(wàn)hm2增至2006年3．2萬(wàn)hm2。由圖4可知，1983—2006年，無(wú)論耕地利用方式如何轉(zhuǎn)變，土壤AN和AP含量均呈增加變化，其中以水澆地轉(zhuǎn)化為菜地和長(zhǎng)期保持蔬菜種植的耕地增幅最高，AN分別增加35．74和34．98 mg/kg，AP增加17．50和17．98 mg/kg。而對(duì)于土壤AK則表現(xiàn)出不同變化規(guī)律，其中長(zhǎng)期為旱地或由旱地轉(zhuǎn)化為水澆地的耕地，AK呈負(fù)增長(zhǎng);而長(zhǎng)期種植蔬菜或轉(zhuǎn)化為菜地的耕地，由于灌溉條件優(yōu)越，耕作管理精細(xì)，同時(shí)又注重有機(jī)肥與鉀肥施用，其鉀素有效性得到顯著提高。可見，耕地利用方式的轉(zhuǎn)變導(dǎo)致土壤有效養(yǎng)分呈現(xiàn)出不同的變化規(guī)律。

2．4．3 地貌類型的影響

該縣地貌較為復(fù)雜，不同地貌條件下耕地土壤速效養(yǎng)分的變化也存在明顯差異(圖5)。位于黃河灘地上的耕地，坡度小、海拔低(340—500 m)，且處于黃河道渠井淤灌區(qū)，灌排設(shè)施完善，近年又開發(fā)為商品蔬菜基地，耕作措施更加精細(xì)，有機(jī)無(wú)機(jī)肥配施得當(dāng)，從而導(dǎo)致位于該區(qū)的耕地土壤AN、AP和AK含量增長(zhǎng)最高，分別增加29．61、9．07和31．94 mg/kg;而位于北部山區(qū)的耕地，海拔高，坡度大，存在較高水土流失風(fēng)險(xiǎn)，且缺少必要灌溉條件，管理粗放，基本以望天田為主，因此該區(qū)土壤AN、AP含量增加最少，AK降低最多;位于一級(jí)黃土塬抽黃渠井灌區(qū)的低臺(tái)塬水澆地和位于二級(jí)黃土臺(tái)塬的旱耕地，面積最大，其立地條件、土壤性狀和管理措施均介于河灘菜地和山區(qū)旱地之間，致使其土壤AN、AP、AK含量的增加也處于上述兩者之間?？梢?，地貌類型也是影響該縣耕地土壤養(yǎng)分有效供給變化的重要因素之一。

圖4 不同土地利用方式下耕地土壤速效養(yǎng)分變化Fig．4 Changes of soil available nutrient under different land use type conditions

圖5 不同地貌類型條件下耕地土壤速效養(yǎng)分變化Fig．5 Changes of soil available nutrient under different geomorphic type conditions

2．4．4 土壤類型的影響

由于土壤類型成土條件的變化，其供肥能力也表現(xiàn)出明顯的變化差異。圖6為1983和2006年耕地土壤速效養(yǎng)分在不同土壤類型條件下的變化結(jié)果。由圖可知，位于低海拔河灘地的水稻土，經(jīng)長(zhǎng)期水耕熟化作用，積累了豐富有機(jī)物，由于近年水稻種植轉(zhuǎn)化為蔬菜種植，更加精細(xì)的耕作措施和合理灌排，使其有機(jī)物分解轉(zhuǎn)化增強(qiáng)，再加上有機(jī)無(wú)機(jī)肥的及時(shí)補(bǔ)充，該土壤供肥能力得到顯著提高，AN、AP和AK含量增加最多，分別增加31．59、14．07 和76．35 mg/kg。而位于合陽(yáng)縣北部山區(qū)陡坡地帶的褐土，盡管重視施肥和改善耕作條件，但因長(zhǎng)期受到不同程度侵蝕影響，致使其速效養(yǎng)分相對(duì)增加最少，僅分別增加 19．91、1．69 和-14．33 mg/kg。塿土和黃綿土是合陽(yáng)縣分布面積最廣的兩種農(nóng)業(yè)土壤，該土壤主要分布在平緩塬面上，土層較厚，疏松多孔，有機(jī)物礦化度高，因此在增大施肥條件下其土壤N、P元素的有效性均提高較多;而對(duì)于鉀素，由于長(zhǎng)期施用鉀肥相對(duì)較少，加上高強(qiáng)度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的消耗，不能及時(shí)補(bǔ)充作物對(duì)鉀素的吸收減少，故出現(xiàn)小幅降低。分布在黃河灘地上的淤土，以淤沙土和淤泥土為主，質(zhì)地沙壤，結(jié)構(gòu)疏松，在20世紀(jì)末被開發(fā)成菜地后，不斷進(jìn)行客土改良和增施有機(jī)肥，其土壤AN、AP和AK含量也均得到明顯提高，分別增加26．39、7．09和13．04 mg/kg?？梢姡诓煌寥李愋突A(chǔ)上，耕地土壤養(yǎng)分的有效性隨成土條件的變化也表現(xiàn)出明顯變化差異。

圖6 不同土壤類型條件下耕地土壤速效養(yǎng)分變化Fig．6 Changes of soil available nutrient under different soil type conditions

3 結(jié)論

從1983到2006年，黃土臺(tái)塬區(qū)合陽(yáng)縣耕地土壤AN、AP平均含量均有顯著提高，而AK含量提高較少，其總體變異性呈增加趨勢(shì)。空間自相關(guān)、變異函數(shù)及分維數(shù)3種分析表明，兩時(shí)期土壤AN、AP、AK含量均表

現(xiàn)出較強(qiáng)空間自相關(guān)特征，但隨時(shí)間變化，其全局Moran's I指數(shù)和空間相關(guān)距呈遞減變化、分維數(shù)增加，預(yù)示其結(jié)構(gòu)性減弱，隨機(jī)性增強(qiáng)。在全縣81728．44 hm2耕地中，土壤AN、AP含量均有不同程度增加，增幅最大區(qū)域主要位于縣域東部和西南低海拔沿黃河農(nóng)業(yè)灌區(qū);而土壤AK則在59．65%研究范圍內(nèi)有不同程度降低。引起土壤速效養(yǎng)分不同變化的因素有耕地利用方式、施肥管理、灌溉、土壤類型和地貌等，其中與耕地利用方式和施肥措施的關(guān)系最為密切。土壤AN、AP含量在過(guò)去23年間大幅增加，提高了因土壤N、P元素淋失而引起水體富營(yíng)養(yǎng)化的風(fēng)險(xiǎn);與此同時(shí)，土壤AK含量在較大范圍內(nèi)減少，可能會(huì)增加土壤對(duì)作物供鉀能力下降所產(chǎn)生的負(fù)面影響。因此，土壤速效養(yǎng)分的不同時(shí)空變化應(yīng)引起相關(guān)部門的高度重視。

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