楚萬(wàn)林, 齊雁冰, 常慶瑞, 蒲 潔

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 資源環(huán)境學(xué)院, 陜西 楊凌 712100)

秦巴山地縣域土壤堿解氮空間變異與合理采樣數(shù)的確定

楚萬(wàn)林, 齊雁冰, 常慶瑞, 蒲 潔

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 資源環(huán)境學(xué)院, 陜西 楊凌 712100)

摘要：[目的] 了解秦巴山地縣域土壤堿解氮的空間分布規(guī)律，確定合理的采樣密度，為研究區(qū)農(nóng)田養(yǎng)分管理提供科學(xué)依據(jù)。[方法] 運(yùn)用地統(tǒng)計(jì)學(xué)與GIS結(jié)合的方法，隨機(jī)抽取不同采樣密度的樣點(diǎn)數(shù)據(jù)，進(jìn)行插值分析，采用交叉驗(yàn)證法對(duì)插值精度進(jìn)行評(píng)價(jià)。[結(jié)果] (1) 土壤堿解氮的變異系數(shù)為42.95%，屬于中等變異； (2) 塊金值與基臺(tái)值的比值約為1/2，具有中等強(qiáng)度的空間相關(guān)性，空間最大相關(guān)距離為9 171 m； (3) 樣點(diǎn)數(shù)目從1 060個(gè)到742個(gè)時(shí)，變程以及塊金值與基臺(tái)值之比出現(xiàn)明顯偏差，其相對(duì)誤差分別為152.32%和36.1%，均方根誤差(RMSE)、相關(guān)系數(shù)(R)同樣出現(xiàn)明顯偏差。[結(jié)論] 漢濱區(qū)土壤堿解氮空間連續(xù)性較好，適當(dāng)?shù)販p少采樣密度，仍可以滿(mǎn)足插值分析的需要，考慮到土壤堿解氮的空間變異評(píng)價(jià)的精度分析結(jié)果，縣域土壤堿解氮的合理采樣數(shù)應(yīng)該控制在1 060個(gè)以上，即最大以345.5 hm2為一個(gè)采樣單元。

關(guān)鍵詞：空間變異; 合理采樣數(shù); 堿解氮; 秦巴山地

土壤作為自然連續(xù)體，在橫向上的流動(dòng)幅度比較小，使得土壤養(yǎng)分空間分布存在變異特性，掌握這些空間分布特征，對(duì)土壤養(yǎng)分管理與合理施肥具有重要意義。土壤養(yǎng)分中的堿解氮是植物生長(zhǎng)過(guò)程中容易被吸收和利用的必需營(yíng)養(yǎng)元素，包含無(wú)機(jī)態(tài)氮、部分有機(jī)態(tài)氮，是易水解蛋白質(zhì)氮、銨態(tài)氮、氨基酸氮和硝態(tài)氮的總和[1]，我國(guó)耕地土壤養(yǎng)分利用效率較低，而土壤養(yǎng)分中氮素含量的高低及其空間分布狀況又關(guān)系到土壤及地下水的環(huán)境安全，因此，對(duì)土壤堿解氮空間分布特征的深入了解意義重大[2]。土壤采樣是了解土壤養(yǎng)分空間分布特征的重要手段，采樣設(shè)計(jì)包括采樣方式與采樣數(shù)目[3]，是決定估測(cè)精度與采樣成本的關(guān)鍵因素。

采樣數(shù)目越多，分布越均勻就越能準(zhǔn)確反映土壤堿解氮在空間上的分布，如果采樣數(shù)量過(guò)少或者是布點(diǎn)不適當(dāng)，會(huì)使試驗(yàn)數(shù)據(jù)缺乏代表性，得出結(jié)果與實(shí)際誤差較大，然而從經(jīng)濟(jì)性與合理性角度考慮，過(guò)多的采樣點(diǎn)造成物力、人力的浪費(fèi)，并且不能顯著提高土壤空間預(yù)測(cè)的精度[4-6]，所以，科學(xué)地確定合理的采樣密度，既能節(jié)約采樣成本，又能準(zhǔn)確掌握土壤養(yǎng)分空間分布狀況，建立預(yù)測(cè)精度較高的合理布點(diǎn)方案，對(duì)實(shí)現(xiàn)土地資源可持續(xù)利用具有重要的意義[7]。

分析土壤特性空間分布特征及其變異規(guī)律的方法中，地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法是最有效的方法之一[8-9]，并被多數(shù)學(xué)者廣泛采用。土壤養(yǎng)分的空間變異的預(yù)測(cè)受到眾多因素的影響，目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)不同預(yù)測(cè)方法和不同采樣尺度的土壤養(yǎng)分空間變異特性研究及人為活動(dòng)和自然條件對(duì)空間變異的影響[10-13]等方面開(kāi)展了大量研究，發(fā)現(xiàn)土壤養(yǎng)分存在空間相關(guān)性[14]，養(yǎng)分的變異性受結(jié)構(gòu)性因素和人為因素的共同影響，其影響程度在不同區(qū)域不同養(yǎng)分之間存在差異[15]，另外，采樣尺度的不同對(duì)土壤養(yǎng)分空間變異的分析也會(huì)有一定的影響[16-17]。然而，這些影響因子對(duì)不同區(qū)域的適宜性仍需進(jìn)行深入研究。也有些學(xué)者從節(jié)約經(jīng)濟(jì)的角度出發(fā)，研究采樣點(diǎn)密度對(duì)土壤養(yǎng)分空間變異特征的影響，并對(duì)合理的采樣點(diǎn)個(gè)數(shù)進(jìn)行了確定[18-19]。但多數(shù)研究應(yīng)用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)方法進(jìn)行確定合理采樣數(shù)量，這種方法因未考慮到空間變異的雙重性質(zhì)，所以在研究過(guò)程中使用該方法并不準(zhǔn)確。合理采樣點(diǎn)數(shù)量的研究目前仍然處于初始階段，而且將合理采樣點(diǎn)數(shù)量確定與采樣點(diǎn)數(shù)量對(duì)空間預(yù)測(cè)相結(jié)合的研究報(bào)道較少。

秦巴山地為山地丘陵溝壑地形，耕地分散，沿河流分布在川道、丘陵及山地上，不同地形部位土壤養(yǎng)分的分布具有顯著的差異。本研究以地處秦巴山地的安康市漢濱區(qū)為研究區(qū)，運(yùn)用GIS與地統(tǒng)計(jì)方法，以土壤堿解氮為研究對(duì)象，分析土壤堿解氮空間特征與合理采樣數(shù)，揭示土壤堿解氮空間分布規(guī)律，為研究區(qū)農(nóng)田養(yǎng)分管理提供科學(xué)依據(jù)。

1材料與方法

1.1　研究區(qū)概況

安康市漢濱區(qū)位于陜西省東南部，屬陜南秦巴山地丘陵溝壑區(qū)(108°30′—109°23′E，32°22′—33°17′N(xiāo))。該區(qū)主要地貌分為川道、丘陵、山地3大自然地貌，“三山夾兩川”的地勢(shì)輪廓，面積3 652 km2。人口97萬(wàn)，其中農(nóng)業(yè)人口73.5萬(wàn)(2007年)。漢濱區(qū)屬于北亞熱帶大陸濕潤(rùn)性季風(fēng)氣候區(qū)。氣候溫和，雨量充沛，四季分明，無(wú)霜期長(zhǎng)。年平均氣溫15.7 ℃，年均降水量799.3 mm。無(wú)霜期263 d，年日照時(shí)數(shù)1 811.5 h，年≥10 ℃積溫為4 000～4 400 ℃。境內(nèi)河流縱橫，溝溪密布，漢江境內(nèi)流長(zhǎng)110.2 km，流域面積在100 km2以上的河流有17條，5 km2以上的河溝有210條。耕地主要分布在沿漢江丘陵谷地。其中，低山山地分布耕地面積所占比重較大，占耕地面積的71.71%，河谷階地與中高山區(qū)分布較少。耕地土壤類(lèi)型有水稻土、潮土、黃棕壤。漢濱區(qū)是個(gè)農(nóng)耕歷史悠久的“農(nóng)業(yè)大區(qū)”，種植業(yè)比較發(fā)達(dá)，品種繁多，除水稻、玉米、馬鈴薯、紅薯、豆類(lèi)等糧食作物；油菜、芝麻、花生等油料作物外，還有蔬菜、桑園、茶園、果園、煙葉等多種經(jīng)濟(jì)作物品種，分布廣泛。

1.2　數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)農(nóng)業(yè)部“測(cè)土配方施肥”項(xiàng)目技術(shù)規(guī)范和要求，按照全面性、均衡性、客觀性的原則，采取先室內(nèi)后室外，先調(diào)查后分析，并利用GPS進(jìn)行外業(yè)樣點(diǎn)的定位。據(jù)采樣點(diǎn)位圖，取樣點(diǎn)位與實(shí)際相結(jié)合。若圖上標(biāo)注點(diǎn)位在當(dāng)?shù)夭痪叽硇裕ㄟ^(guò)實(shí)地調(diào)查與走訪，另選典型點(diǎn)位，并在底圖上標(biāo)明準(zhǔn)確位置。2009年在漢濱區(qū)作物收獲后，并且施肥前，采集土層0—20 cm的土壤樣品，用不銹鋼土鉆等工具采樣，每一土樣選取有代表性的田塊，采用S形法均勻隨機(jī)采取8個(gè)點(diǎn)，混勻后采用四分法留取1 kg成為1個(gè)基礎(chǔ)土樣，裝袋以備分析，用GPS定位，記錄下樣點(diǎn)的經(jīng)緯度和海拔高度。在漢濱區(qū)農(nóng)田范圍內(nèi)共采集土壤樣點(diǎn)3 243個(gè)。采集到的土樣進(jìn)行充分混勻、風(fēng)干處理后進(jìn)行分析，用堿解擴(kuò)散法來(lái)測(cè)定土壤中堿解氮的含量[20]。

1.3　數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)中如果存在特異值，會(huì)造成變量在連續(xù)表面出現(xiàn)突變，對(duì)變量的分布特征造成影響，因此，在分析前要進(jìn)行特異值的識(shí)別，本研究數(shù)據(jù)采用樣本平均值加減3倍標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行特異值的識(shí)別[21]，在區(qū)間以外的樣點(diǎn)數(shù)據(jù)定為特異值，將其剔除，另外，在ArcGIS 9.3中進(jìn)行局部特異值的處理，數(shù)據(jù)分析采用特異值。特異值剔除后的堿解氮剩余3 094個(gè)。為了研究堿解氮在不同采樣密度下空間變異與合理采樣數(shù)，以原始點(diǎn)數(shù)3 094個(gè)為基礎(chǔ)，利用ArcGIS 9.3中Geostatistical Analyst模塊下的Create Subsets命令自動(dòng)生成不同的采樣密度，按每次隨機(jī)均勻剔除30%樣點(diǎn)的原則，抽取6個(gè)新的采樣數(shù)據(jù)集，即在原始3 094個(gè)采樣點(diǎn)隨機(jī)抽取2 165個(gè)樣點(diǎn)形成新的數(shù)據(jù)集，然后從2 165個(gè)樣點(diǎn)數(shù)據(jù)集中隨機(jī)抽出1 515個(gè)樣點(diǎn)形成新的數(shù)據(jù)集，得到3 094，2 165，1 515，1 060，742，519，363個(gè)樣點(diǎn)，7個(gè)采樣密度堿解氮樣點(diǎn)數(shù)據(jù)集。

1.4　研究方法

采用SPSS 19.0軟件對(duì)漢濱區(qū)不同采樣密度的土壤堿解氮數(shù)據(jù)正態(tài)分布檢驗(yàn)，并統(tǒng)計(jì)基本特征值，如最大值、最小值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差等。數(shù)據(jù)的變換處理利用軟件Minitab 15，選擇最優(yōu)P值(正態(tài)分布擬合系數(shù))。以ArcGIS 9.3和GS+7.0為平臺(tái)，ArcGIS 9.3用于土壤堿解氮的克里格插值及交叉驗(yàn)證，并利用該軟件地統(tǒng)計(jì)模塊下的直方圖獲取數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換后的偏度與峰度值。數(shù)據(jù)的半方差函數(shù)分析與最優(yōu)半方差模型的選擇利用軟件GS+7.0。真實(shí)值與預(yù)測(cè)值之間相關(guān)性系數(shù)在Excel數(shù)據(jù)分析中獲得。

地統(tǒng)計(jì)學(xué)與經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)不同的是，地統(tǒng)計(jì)學(xué)以區(qū)域化變量為研究對(duì)象，區(qū)域化變量有隨機(jī)性和結(jié)構(gòu)性雙重屬性，以半方差函數(shù)為基本工具。半方差函數(shù)中的重要參數(shù)有塊金值、基臺(tái)值與變程等能夠表示區(qū)域化變量一定尺度上空間變異與相關(guān)程度，是土壤特性空間變異研究的關(guān)鍵。在很多文獻(xiàn)中都有詳盡的敘述[8,14]，在此不再贅述。

本研究采用交叉驗(yàn)證法對(duì)不同采樣數(shù)的插值精度進(jìn)行評(píng)價(jià)，交叉驗(yàn)證即是以每個(gè)樣點(diǎn)作為校驗(yàn)點(diǎn)，假設(shè)此點(diǎn)的值未知，用其他采樣點(diǎn)插值獲得該點(diǎn)的預(yù)測(cè)值，從而獲得每個(gè)樣點(diǎn)的預(yù)測(cè)值，然后計(jì)算樣點(diǎn)預(yù)測(cè)值實(shí)測(cè)值的均方根誤差(RMSE,root mean square error)。計(jì)算公式為：

式中：Z(Xi)，Z(Yi)——實(shí)測(cè)值和預(yù)測(cè)值。RMSE越小，預(yù)測(cè)值與真實(shí)值越接近，預(yù)測(cè)精度越高，反之，預(yù)測(cè)精度越低。另外，預(yù)測(cè)值與實(shí)測(cè)值之間的相關(guān)性系數(shù)越大，預(yù)測(cè)值與真實(shí)值越接近。

2結(jié)果與分析

2.1　土壤堿解氮統(tǒng)計(jì)特征

原始?jí)A解氮3 094個(gè)樣本數(shù)據(jù)存在偏態(tài)效應(yīng)，當(dāng)數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)BOX-COX轉(zhuǎn)換以后，經(jīng)過(guò)單一樣本K—S檢驗(yàn)，PK—S=0.053，符合正態(tài)分布。由表1可以看出，不同采樣數(shù)的樣本統(tǒng)計(jì)特征值相似，說(shuō)明不同梯度的插值樣本分布均勻。不同采樣密度的堿解氮數(shù)據(jù)在經(jīng)過(guò)轉(zhuǎn)換后，偏度與0相近，峰度與3相近，且PK—S的值均大于0.05，說(shuō)明不同采樣數(shù)目的堿解氮數(shù)據(jù)均符合正態(tài)分布，不存在比例效應(yīng)，滿(mǎn)足對(duì)土壤堿解氮進(jìn)行克里格插值的要求。土壤堿解氮含量在10～215 mg/kg之間，平均含量為98.856 mg/kg，根據(jù)陜西省養(yǎng)分分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，堿解氮水平處于中上等水平。變異系數(shù)能夠表示土壤特性空間的變異性，一般認(rèn)為變異系數(shù)在0.1～1之間，變量有中等的空間變異；小于0.1，變量空間變異較弱；變異系數(shù)大于1時(shí)，變量具有強(qiáng)烈的空間變異[22]。漢濱區(qū)堿解氮變異系數(shù)為42.95%，為中等變異。

2.2　不同樣點(diǎn)數(shù)下堿解氮的空間變異特征

GS+7.0進(jìn)行半方差擬合時(shí)要求數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布或近似正態(tài)，將經(jīng)過(guò)BOX-COX轉(zhuǎn)換后的不同采樣數(shù)量的堿解氮數(shù)據(jù)帶入GS+7.0進(jìn)行半方差擬合，具體結(jié)果詳見(jiàn)表2。塊金值(C0)表示的是隨機(jī)部分引起的空間變異，一般是由試驗(yàn)誤差和小于試驗(yàn)取樣尺度引起的變異，如果C0較大，則表明在較小尺度上的某種過(guò)程不能忽視?；_(tái)值(C+C0)的大小表示空間變異程度的高低，反映的是空間上的最大變異?；仔?yīng)即塊金值與基臺(tái)值的比，反映土壤屬性的空間依賴(lài)性，其比值越大，說(shuō)明隨機(jī)部分引起的空間變異在系統(tǒng)變異中的比例越高，一般用小于25%，25%～75%與大于75%三個(gè)區(qū)間依次表示系統(tǒng)的空間相關(guān)性強(qiáng)烈、中等和較弱[16]。由于無(wú)法知道土壤堿解氮的真實(shí)半方差函數(shù)，本研究以特異值剔除后的3 094個(gè)樣點(diǎn)推斷出來(lái)的半方差函數(shù)作為基準(zhǔn)。從表2中可以看出，塊金值與基臺(tái)值之比為49.35%，約為50%，具有中等程度的空間相關(guān)性，控制土壤堿解氮空間變異的因素氣候、母質(zhì)、土壤類(lèi)型等結(jié)構(gòu)性因素和耕作方式、施肥、灌溉等隨機(jī)性因素各占1/2。不同采樣密度堿解氮的塊金值均為正值，表明土壤堿解氮存在正基底效應(yīng)。變程也是空間最大相關(guān)距離，它反映了變量的空間自相關(guān)范圍的大小，本研究堿解氮的相關(guān)距離9 171 m，說(shuō)明漢濱區(qū)土壤堿解氮空間連續(xù)性范圍較大。

由表2可知，不同采樣密度的土壤堿解氮的半方差函數(shù)的擬合度(除363個(gè)采樣點(diǎn)外)均達(dá)到0.9以上，擬合度比較高，說(shuō)明不同樣點(diǎn)數(shù)的半方差結(jié)構(gòu)良好。363個(gè)樣點(diǎn)的擬合度明顯低于其它樣點(diǎn)數(shù)的擬合度，不具有良好的半方差結(jié)構(gòu)。2 165，1 515，1 060個(gè)采樣點(diǎn)的變程和塊金值基臺(tái)值之比與3 094個(gè)樣點(diǎn)相似，在742個(gè)樣點(diǎn)處變程與基底效應(yīng)出現(xiàn)明顯偏差，其相對(duì)誤差分別為152.32%，36.1%。519個(gè)樣點(diǎn)與742個(gè)樣點(diǎn)相似。因此，742個(gè)樣點(diǎn)已經(jīng)不足以保證土壤堿解氮的半方差估計(jì)的可靠性，本研究認(rèn)為1 060個(gè)樣點(diǎn)可以比較可靠的推斷堿解氮的半方差函數(shù)模型與參數(shù)。

表1　漢濱區(qū)土壤堿解氮描述性統(tǒng)計(jì)特征

注：*表示經(jīng)過(guò)BOX-COX轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)值

表2　 不同采樣點(diǎn)數(shù)下土壤堿解氮變異函數(shù)理論模型與相關(guān)參數(shù)

2.3　合理樣點(diǎn)數(shù)的確定

為了能夠掌握土壤堿解氮的詳細(xì)空間分布信息，進(jìn)一步對(duì)各樣點(diǎn)的插值精度進(jìn)行評(píng)估。插值精度的評(píng)價(jià)采用交叉驗(yàn)證法，利用均方根誤差(RMSE)和相關(guān)性系數(shù)(R)來(lái)衡量。不同采樣數(shù)堿解氮的RMSE和R如圖1所示。由圖1可以看到，隨著采樣點(diǎn)數(shù)目的減少，堿解氮的RMSE呈現(xiàn)增大的趨勢(shì)，從1 515個(gè)樣點(diǎn)到1 060個(gè)樣點(diǎn)時(shí)，變化幅度不明顯，從1 060個(gè)樣點(diǎn)到742個(gè)樣點(diǎn)時(shí)，RMSE變化顯著；隨著采樣點(diǎn)數(shù)目減少，R呈減小趨勢(shì)，當(dāng)樣點(diǎn)數(shù)從1 515減少到1 060時(shí)，R無(wú)明顯變化，從1 060個(gè)樣點(diǎn)減小到742個(gè)樣點(diǎn)時(shí)，相關(guān)性系數(shù)R明顯減少。綜合RMSE和R的變化，漢濱區(qū)土壤堿解氮的合理取樣數(shù)應(yīng)該控制在1 060個(gè)以上。

從附圖3—4堿解氮分布圖來(lái)看，堿解氮空間分布在2 165，1 515和1 060個(gè)樣點(diǎn)數(shù)的條件下呈相對(duì)復(fù)雜的島狀結(jié)構(gòu)，并且與3 094個(gè)樣點(diǎn)數(shù)下的分布基本保持一致，而742，519，363個(gè)樣點(diǎn)的堿解氮空間分布圖過(guò)濾了一部分島狀分布結(jié)構(gòu)，出現(xiàn)平滑效應(yīng)。隨著樣點(diǎn)數(shù)量的減少，反映的空間信息逐漸減少，在742，519及363個(gè)樣點(diǎn)數(shù)下，甚至出現(xiàn)了最高值信息的丟失，無(wú)法充分表現(xiàn)堿解氮的局部變化。因此，1 060個(gè)樣點(diǎn)既能準(zhǔn)確反映土壤堿解氮的空間分布格局，保證插值精度，又能達(dá)到比較經(jīng)濟(jì)的目的。

圖1　采樣數(shù)與堿解氮RMSE和相關(guān)系數(shù)R的關(guān)系

3結(jié)果討論

3.1　土壤堿解氮空間變異性

研究結(jié)果表明，堿解氮空間變異性屬于中等，這與以往的研究結(jié)果基本一致，受施肥制度不統(tǒng)一與堿解氮本身性質(zhì)的影響。堿解氮的變程較大，空間結(jié)構(gòu)上存在較好的相似性，這與張宏偉等[23]、趙業(yè)婷等[24]、趙倩倩等[25]的研究結(jié)果不一致，分析其原因，主要可能是近年來(lái)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民大量施用氮肥，使得耕地土壤的堿解氮含量趨于一致，另外，漢濱區(qū)土壤類(lèi)型少，僅有3種土壤類(lèi)型，并且土壤類(lèi)型呈現(xiàn)相對(duì)較大的塊狀分布，導(dǎo)致空間自相關(guān)距離比其他地區(qū)大。

受采樣密度、數(shù)據(jù)的變化范圍以及地表的復(fù)雜程度等的影響，不同的插值方法插值生成的結(jié)果精度可能有所不同，即不同區(qū)域、不同養(yǎng)分元素在插值過(guò)程中存在最適宜的插值方法。王坷[26]等通過(guò)對(duì)1塊7.9 hm2牧草地的土壤養(yǎng)分空間變異與空間插值方法研究，認(rèn)為克里格和逆距離加權(quán)的方法總體效果最好。孫義祥[11]等以安徽蕪湖的土壤有效磷為例，對(duì)插值方法進(jìn)行研究，從實(shí)際操作簡(jiǎn)單的角度考慮，他們推薦使用普通克里格方法進(jìn)行空間變異特征評(píng)價(jià)。而郭熙[27]、郭鑫[10]認(rèn)為協(xié)同克里格法與普通克里格法相比，協(xié)同克里格法插值精度較高，是一種經(jīng)濟(jì)且精準(zhǔn)的方法。本研究采用普通克里格方法對(duì)土壤堿解氮進(jìn)行插值，分析漢濱區(qū)土壤堿解氮空間變異特征，該種插值方法是否是漢濱區(qū)土壤堿解氮空間變異研究的最優(yōu)插值方法，需要進(jìn)一步研究。

3.2　合理樣點(diǎn)數(shù)的確定

合理取樣數(shù)的確定作為地學(xué)研究的基礎(chǔ)，以往許多學(xué)者都是將樣本變量作為純隨機(jī)變量來(lái)考慮，并用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法進(jìn)行合理取樣數(shù)目的確定[18-19,28]，這種做法并不準(zhǔn)確，因?yàn)榈貙W(xué)因子在空間變異上具有結(jié)構(gòu)性和隨機(jī)性。因此，在確定采樣數(shù)目時(shí)采用了地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS空間分析相結(jié)合的方法，并對(duì)漢濱區(qū)土壤堿解氮空間變異特性進(jìn)行了分析，最終確定合理的采樣點(diǎn)數(shù)量為1 060個(gè)，可為其它相近尺度的縣域提供一定的借鑒，但是由于不同區(qū)域間存在自然與人為因素的差異，其適用的程度需要做更深入地探討。

張忠啟等[29]通過(guò)對(duì)江蘇省沛縣內(nèi)約38 km2區(qū)域內(nèi)土壤堿解氮合理取樣數(shù)的研究得出，置信水平95%下，誤差為5%和10%時(shí)，合理的采樣點(diǎn)數(shù)分別為69和27個(gè)，即是分別以約55.1和140.7 hm2為1個(gè)采樣單元；在90%置信水平，兩誤差下合理采樣數(shù)分別為56和20個(gè)，即是分別以約67.9和190 hm2為1個(gè)采樣單元；通過(guò)對(duì)土壤堿解氮空間特征分析，表明堿解氮的自相關(guān)距離為3 600 m。謝寶妮等[30]用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)方法和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法分別確定了縣域土壤堿解氮的合理取樣數(shù)，認(rèn)為經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對(duì)確定樣本比較合適，而利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法確定的堿解氮合理采樣數(shù)目反映局部土壤空間分布狀況更精確；通過(guò)空間特征分析，確定堿解氮的變程為1 470 m，采用克里金法確定的縣域土壤堿解氮合理取樣數(shù)目為1 579個(gè)，即是以63.5 hm2為1個(gè)采樣單元；采用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)法確定，在95%置信水平下，相對(duì)誤差為5%，10%，15%情況下，堿解氮的合理取樣數(shù)目分別為279，70和31，即分別以353.6，1 409.4和3 182.6 hm2為1個(gè)采樣單元。研究區(qū)土壤堿解氮的變程為9 171 m，根據(jù)Kerry和Oliver[31]的研究，樣點(diǎn)間距應(yīng)在變程的1/2與1/10之間，可以得出，本研究采樣間距應(yīng)在4 585.5～917.1 m之間，本文確定的最大采樣單元為345.5 hm2，也就是最大采樣間距1 858.8 m，與上述研究基本一致。本研究采樣單元與上述研究相比較大，可能是因?yàn)檠芯繀^(qū)土壤堿解氮的變程較大，土壤特性的空間依賴(lài)距離大，在空間結(jié)構(gòu)上存在著很好的連續(xù)性和相似性。

4結(jié) 論

安康市漢濱區(qū)土壤堿解氮變異系數(shù)為42.95%，為中等空間變異，肥力狀況處于陜西省中等水平。堿解氮呈中等強(qiáng)度的空間相關(guān)性，空間相關(guān)距離為9 171 m，具有良好的空間連續(xù)性，受結(jié)構(gòu)性因素與隨機(jī)性因素的共同作用。適當(dāng)減小采樣密度對(duì)半方差函數(shù)模型的擬合度與變程無(wú)顯著影響，也就是說(shuō)在尺度一定時(shí)，堿解氮受大尺度上的結(jié)構(gòu)性因素影響較大。隨著插值樣點(diǎn)數(shù)的減少，堿解氮的預(yù)測(cè)值與實(shí)測(cè)值的相關(guān)性系數(shù)不斷減小，均方根誤差不斷增大，合理采樣數(shù)應(yīng)該保證在1 060個(gè)以上，即最大以345.5 hm2為1個(gè)采樣單元。

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County-scale Spatial Variability of Soil Available Nitrogen Distribution and Determination of Reasonable Sampling Density in Qinba Mountains

CHU Wanlin, QI Yanbing, CHANG Qingrui, PU Jie

(CollegeofNaturalResourcesandEnvironment,NorthwestA&FUniversity,Yangling,Shaanxi712100,China)

Abstract：[Objective] Research on the county-scale spatial variability of soil available nitrogen(AN) and determination of reasonable sampling density in order to provide scientific knowledge for nutrient management in the Qinba mountain areas.[Methods] Sampling schemes with different sample intensities were simulated by extracting data from an AN database of intensive samples, and then made the spatial interpolation analysis of AN based on geostatic combined on GIS technology, and the interpolation accuracy was evaluated by the cross validation method.[Results] (1) The content of AN showed moderate variation with the coefficient of 42.95%; (2) The moderate spatial variability of the AN was found with the ratio of Nugget and Sill of about 1/2 and the maximum spatial self-related distance of 9 171 m; (3) Significant changes were detected when sample number reduced from 1 060 to 742, meanwhile, great changes were found of variation distance and the ratio of Nugget and Sill with the relative errors of 152.32% and 36.1%, and the root mean square error (RMSE) and relative coefficient changed significantly.[Conclusion] The range of the AN in Hanbin District was longer than other regions, so spatial continuity was better. It is possible to reduce the number of sample points to satisfy the need of the research regarding spatial variability of AN. Taking the results of spatial prediction accuracy into consideration, more than 1 060 samples should be the suitable number to evaluate the spatial variability of AN on county scale, and the maximum sampling unit is 345.5 hm2.

Keywords:spatial variability; optimal sampling density; soil available nitrogen; Qinba Mountain

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B

文章編號(hào)：1000-288X(2015)02-0141-06

中圖分類(lèi)號(hào)：S158.3

通信作者：齊雁冰(1976—),男(漢族),河南省淮陽(yáng)縣人,副教授,主要從事3S技術(shù)及其應(yīng)用方面的教學(xué)與研究工作。E-mail:ybqi@nwsuaf.edu.cn。

收稿日期：2014-04-06修回日期：2014-04-26
資助項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)“農(nóng)牧交錯(cuò)植被重建的土壤環(huán)境響應(yīng)與微生物耦合機(jī)制研究”(31100516); 中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)(QN2011075); “十二五”農(nóng)村領(lǐng)域國(guó)家科技計(jì)劃課題(2013AA102401-2)
第一作者：楚萬(wàn)林(1987—),男(漢族),河南省淮陽(yáng)縣人,碩士研究生,研究方向?yàn)榈貓D學(xué)與地理信息系統(tǒng)。E-mail:chuwanlin0512@126.com。