曾迪　漆智平　黃海杰　魏志遠　王登峰　高樂　劉磊

摘 要 以海南省儋州市作為研究區(qū)域，綜合運用地統(tǒng)計學和地理信息技術(shù)，對其耕地土壤的有機質(zhì)空間變異進行分析。結(jié)果表明：儋州耕地土壤有機質(zhì)平均含量為20.64 g/kg，總體水平為中等偏上；變異系數(shù)為48.05%，屬于中等變異；其空間變異變程約為16.50 km，C0/（C0+C1）值為37.34%，土壤有機質(zhì)含量屬于中等程度的空間相關(guān)性；Kriging插值分析結(jié)果可反映土壤有機質(zhì)含量在空間分布上呈大塊狀分布，有較強的連續(xù)性，其分布變異不顯著，以3級含量水平分布范圍最廣；北部最高，其余區(qū)域（南部、東部、中部、西部）逐漸降低。這種空間分布可能與當?shù)氐牡乇硇螒B(tài)、地質(zhì)狀況及土地經(jīng)營利用方式等有關(guān)。

關(guān)鍵詞 儋州耕地；土壤有機質(zhì)；空間變異

中圖分類號 Q938.13 文獻標識碼 A

Spatial Variability of Soil Organic Matter

Content in Danzhou City， Hainan Province

ZENG Di1， QI Zhiping2， HUANG Haijie2， WEI Zhiyuan2，

WANG Dengfeng2， GAO Le4， LIU Lei3*

1 College of Applied Science and Technology， Hainan University， Danzhou， Hainan 571737， China

2 Tropic Crops Genetic Resources Institute， Chinese Academy of Tropical Agricultural Sciences， Danzhou， Hainan 571737， China

3 Environment and Plant Protection Institute， Chinese Academy of Tropical Agricultural Sciences， Haikou， Hainan 571101， China

4 Rubber Research Institute， Chinese Academy of Tropical Agricultural Sciences， Danzhou， Hainan 571737， China

Abstract Understanding the spatial variation and distribution pattern of soil organic matter（SOM）content is needed for sustainable development in the region. The spatial variation of SOM content in Danzhou was determined using geostatistics and geographic information system（GIS）to provide information for preventing soil degradation. 2597 soil samples（0-20 cm）were collected from the study area. The geostatistical characteristics， spatial trend and range of SOM content were analyzed using the Geostatistical Analyst， ArcGIS 9.0. For all soil samples， the mean of SOM content were 20.64 g/kg， The distribution of SOM content was from the mid to upper level in Danzhou. Statistical analysis showed differences in SOM content among different stratum， landform and land-use type. The average coefficient of variation（CV）of SOM content was 48.05%. The spatial correlation distance（range）was 16.50 km， and the proportion of the semi-variogram model was 37.34%， showed a middle semi-variogram value. The Kriging spatial interpolation showed that SOM decreased gradually from the north to the south， east， west and west in the area. The three levels band of SOM content were distributed in the most widely field. The spatial distribution of SOM content was probably related to variation in stratum， land form and land-use type in Danzhou.

Key words The arable land of Danzhou；Soil organic matter；Spatial variability

doi 10.3969/j.issn.1000-2561.2015.01.033

土壤環(huán)境是人類賴以生存和發(fā)展最根本的時空連續(xù)體， 具有高度的空間異質(zhì)性。20世紀70年代后期，人們開始進行土壤空間變異性的相關(guān)研究[1]，已有土壤學家率先對土壤物理性質(zhì)空間變異性規(guī)律進行了大量研究[2-3]。1951年南非地質(zhì)學家Krige提出地統(tǒng)計學的概念，隨后法國學者Matheron將其完善并發(fā)展形成理論[4]， 隨后美國科學家將該方法應(yīng)用于土壤調(diào)查、 制圖及土壤變異性等研究[5-7]， 這一方法不僅能有效揭示屬性變量在空間上的分布、 變異和相關(guān)特征，而且可以有效地將空間格局與生態(tài)過程聯(lián)系，進而解釋空間格局對生態(tài)過程與功能的影響。目前， 將地統(tǒng)計學與空間內(nèi)插技術(shù)和地理信息系統(tǒng)（GIS）技術(shù)結(jié)合應(yīng)用于不同區(qū)域土壤養(yǎng)分空間變異性的研究正逐步得到深入[8-11]。

土壤有機質(zhì)（Soil Organic Matter，SOM）是表征土壤質(zhì)量的首要因子[12-13]，有機質(zhì)主要由一系列組成和結(jié)構(gòu)不均一，且存在于土壤中的有機化合物組成[14]，其成分中既有化學結(jié)構(gòu)單一、存在時間較短的單糖或多糖，也有結(jié)構(gòu)復雜、存在時間較長的腐殖質(zhì)類物質(zhì)，既包括主要成分為纖維素類的腐解植物殘體，也包括與土壤顆粒、團聚體結(jié)合的根系分泌物、植物殘體降解物、生物菌營養(yǎng)體等[15]。國外對土壤有機質(zhì)空間異質(zhì)性的研究開展較早，國內(nèi)相關(guān)研究起步較晚。Mishra等[16]、Kuzel等[17]分別對紅壤地區(qū)農(nóng)田尺度和一公頃區(qū)域內(nèi)的土壤有機質(zhì)空間變異情況進行了相應(yīng)研究；高峻等[18]在農(nóng)田土壤空間變異各向異性、趨勢效應(yīng)等方面進行了研究；楊玉玲等[19]、王軍等[20]、郭旭東等[21]、蔣勇軍等[22]分別對干旱荒漠區(qū)、黃土高原、黃淮海平原、南方紅壤等不同區(qū)域、類型、尺度的土壤有機質(zhì)時空變異情況進行了研究。1979年的第2次土壤普查[23]為中國農(nóng)田的開發(fā)利用和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供了科學依據(jù)，但30多年來，隨著耕作條件、施肥方式、種植制度等均又發(fā)生了顯著改變，土壤養(yǎng)分狀況也隨之變化，且尚無結(jié)合空間內(nèi)插技術(shù)和GIS技術(shù)分析儋州市土壤有機質(zhì)分布狀況的報道，在課題組相關(guān)研究基礎(chǔ)上[24-25]，筆者根據(jù)近期土壤資料，對該區(qū)土壤有機質(zhì)的空間變異進行分析，以期對當?shù)剞r(nóng)戶的施肥管理提供技術(shù)指導。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

儋州市位于海南島西北部，地處北緯19°11′～19°52′，東經(jīng)108°56′～109°46′，全市土地總面積為3 343.2 km2，其中耕地面積為103 562.0 hm2，占全市土地總面積的31.0%。人口數(shù)為96.57萬人，分布于17個鎮(zhèn)。地勢由東南向西北傾斜，東南高西北低，南部屬山地和丘陵地帶，西南屬平原階地及火山熔巖臺地，東南部為沙壤土，海拔多在100～200 m，中部為河流沖擊平原，北部主要為玄武巖和第4紀的海相沉積平原，海拔在5～10 m，境內(nèi)大部分都在海拔200 m以下。其中，丘陵占76.5%，濱海及沿江平坦地形占23.13%，山地占0.37%。全境位于熱帶北部邊緣，降水充足，年均氣溫為25.4 ℃，因此，全年均可達到喜溫作物生長要求，有利于發(fā)展農(nóng)業(yè)及多種經(jīng)營。根據(jù)儋州市2012年統(tǒng)計公報顯示，全市農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值達130.88億元。

1.2 樣品采集與理化分析

樣點采用GPS定位，其布局綜合考慮主要土壤類型（以磚紅壤、水稻土、紫色土為例）[26]（圖1）、地貌類型（以平原、丘陵、山地為例）及土地利用情況（以輪作地、菜地、果園為例），全市共布設(shè)2 597個樣點，每一樣點在直徑100 m×100 m范圍內(nèi)選擇15～20個點，用木鏟采集0～20 cm耕層土樣混合，按四分法取分析樣品1 kg。將土樣風干后研磨，依次通過1.0、0.25 mm孔徑篩后，混勻裝袋，根據(jù)《耕地地力調(diào)查與質(zhì)量評價》[27]及《耕地地力調(diào)查與質(zhì)量評價技術(shù)規(guī)程》（NY/T1634-2008）采用油浴加熱重鉻酸鉀容量法分析化驗土壤樣品的有機質(zhì)含量[28-29]。

1.3 地統(tǒng)計分析

Fisher傳統(tǒng)統(tǒng)計學理論以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)，將研究的變量假設(shè)為純隨機變量，變異函數(shù)能夠描述區(qū)域化變量的隨機性及區(qū)域性，定義為區(qū)域化變量在抽樣間隔下樣本方差的數(shù)學期望[30-31]，且該函數(shù)在最大間隔的1/2內(nèi)才具有意義[3，32]。當區(qū)域化變量與空間位置呈正相關(guān)，且滿足內(nèi)蘊假設(shè)、平穩(wěn)性假設(shè)時，所得變異函數(shù)是：

r（h）=[Z（xi）-Z（xi+h）]2

公式中，h為步長，N（h）為間隔在h的觀測樣點成對數(shù)，Z（xi）、 Z（xi+h）分別是區(qū)域變量在位置xi、 （xi+h）處的觀測值。

由于土壤特性在空間上并不是完全獨立的，在一定范圍內(nèi)存在著空間自相關(guān)性[3，33-34]，補充克立格法Kriging插值估計實行局部加權(quán)平均，可以同時對隨機性和結(jié)構(gòu)性變量在空間上的分布進行研究[28-29]。

Z（X0）=λiZ（Xi）

Z（X0）為未經(jīng)觀測的點X0上的內(nèi)插估計值，Z（Xi）是點X0附近的若干觀測點上的實測值，λi為函數(shù)半方差圖分析獲取的權(quán)重。

本研究在總體定性分析的基礎(chǔ)上，通過擬合指數(shù)模型，得到土壤有機質(zhì)含量的半方差函數(shù)，分析區(qū)域變量在空間尺度上的結(jié)構(gòu)性和相關(guān)性，檢驗擬合效果，得到土壤有機質(zhì)的插值模型參數(shù)。

1.4 數(shù)據(jù)分析

利用Arcgis9.0、Raster2Vector5.5等軟件將相關(guān)圖層矢量化，用Excel2007對樣點養(yǎng)分屬性數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，錄入Access2003數(shù)據(jù)庫；經(jīng)ArcGIS9.0轉(zhuǎn)換GPS定位的樣點坐標后，得到采樣點位圖，將空間數(shù)據(jù)與屬性數(shù)據(jù)通過標識碼進行鏈接；運用ArcGIS9.0地統(tǒng)計分析模塊提供的空間分析方法，結(jié)合半方差函數(shù)及其模型、Kriging差值等生成土壤有機質(zhì)空間分布圖[29-30]。

2 結(jié)果與分析

2.1 耕層土壤有機質(zhì)特征

由表1可知，研究區(qū)域土壤有機質(zhì)的平均值為20.64 g/kg，結(jié)合《海南省土壤養(yǎng)分分級標準》分析得土壤有機質(zhì)總體水平中等偏上，大部分樣點土壤有機質(zhì)屬3級水平；其變異系數(shù)為48.05%，屬中等程度變異。3種主要土壤類型中，水稻土有機質(zhì)的變異系數(shù)最小，為20.13%；紫色土變異系數(shù)最大，為36.62%。3種主要地貌類型中，平原區(qū)有機質(zhì)變異系數(shù)最小，為12.18%；山區(qū)變異系數(shù)最大，為50.12%。3種主要耕地利用方式中，輪作地有機質(zhì)變異系數(shù)最大，為37.82%；菜地變異系數(shù)最小，為26.74%（表1）。

2.2 趨勢檢驗

使用空間統(tǒng)計學克立格Kriging方法進行土壤特性空間時要求數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，此時生成的表面效果最理想，數(shù)據(jù)正態(tài)QQPlot分布圖見圖2，樣品有機質(zhì)數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布。因此，在將數(shù)據(jù)進行對數(shù)轉(zhuǎn)換后，可以直接進行插值分析[28-29]。

2.3 變異函數(shù)分析

由表2可知，C0表示塊金方差，C0/（C0+C）表示空間變異性程度，可反映系統(tǒng)變量的空間自相關(guān)性程度。若比值<25%時，表示系統(tǒng)空間相關(guān)性較強，說明空間變異主要受結(jié)構(gòu)性因子的影響；若其比值>75%時，系統(tǒng)空間相關(guān)性很弱，空間變異主要是隨機因子引起；若其比值為25%～75%時，表明系統(tǒng)空間相關(guān)性為中等強度，空間變異是結(jié)構(gòu)性和隨機性因子共同作用的結(jié)果。本研究中塊金效應(yīng)為37.34%，屬于中等空間相關(guān)性。變程為變異函數(shù)達到基臺值時所對應(yīng)的距離，本研究最佳模型中變程約為16.50 km，結(jié)合變程數(shù)據(jù)可判斷取樣尺度下的有機質(zhì)具有較好的空間自相關(guān)性，即結(jié)構(gòu)變量是影響其空間變異的主因，而隨機性變量的影響次之。

2.4 Kriging插值分析

根據(jù)實測數(shù)據(jù)，在半方差結(jié)構(gòu)分析和指數(shù)模型套合基礎(chǔ)上，考慮各向異性，選取一階趨勢參數(shù)，參考第2次土壤普查的有機質(zhì)含量分級標準，建立比例尺為1：50 000的儋州耕地土壤有機質(zhì)分布圖（圖3）。由圖3可知，土壤有機質(zhì)分布格局為北部最高，南部、東部、中部、西部逐漸降低，呈大塊狀分布，連續(xù)性較強，其分布變異不大，以3級水平（20～30 mg/kg）分布范圍最廣，5級水平（低含量，6～10 mg/kg）呈零星分布。

表3根據(jù)模型選擇標準對研究樣本進行多次模擬比較，得到了土壤有機質(zhì)最優(yōu)模型。由交叉校驗可得，預測與實測結(jié)果平均標準誤差（MS）小于等于0.002 7，說明接近無偏估計；標準均方根預測誤差（RMSS）介于0.930 2～1.013，說明模型的擬合度較高。5項指標綜合反映預測表面的精度，表明模型可準確估計有機質(zhì)的空間變異，適用性較強。因此，土壤有機質(zhì)的Kriging插值結(jié)果可靠。

3 討論與結(jié)論

本研究結(jié)果表明，土壤類型、地貌類型或土地利用方式的不同均可能造成儋州耕地土壤有機質(zhì)不同程度的空間變異，與趙明松等[35-36]、宋莎等[37]、林清火等[38]、武婕等[39]的相關(guān)研究結(jié)論趨勢一致?？傮w來看，全市土壤有機質(zhì)變異系數(shù)為48.05%，屬于中等變異，與趙明松等[35-36]、宋莎等[37]各自研究區(qū)域的有機質(zhì)變異一致；但空間相關(guān)性結(jié)論有所區(qū)別，本研究空間變異變程約為16.50 km，C0/（C0+C1）值為37.34%，空間相關(guān)性屬于中等程度，而前述研究報道中有機質(zhì)具有強烈的空間相關(guān)性，這可能由于本研究區(qū)域的結(jié)構(gòu)性因素對有機質(zhì)空間變異造成的影響較小。

同時，本研究得出土壤有機質(zhì)在空間分布上呈大塊狀分布，有較強連續(xù)性，北部最高，其余區(qū)域（南部、東部、中部、西部）逐漸降低，從地域特點角度可推測其原因為：儋州東南高、西北低，由東南到西北逐漸遞降，地形起伏不大，北部階地臺地區(qū)域土壤較為粘重，不利于耕作，但保水保肥效果較好；南部、東部低山丘陵區(qū)域雖有水土流失，但土壤資源尚未完全開發(fā)利用，土層較厚，有開墾價值；中部低丘臺地區(qū)域地勢平緩，長期作為主要的生產(chǎn)基地；西部階地平原區(qū)域也較平坦，且灌溉條件較好，但土壤砂性大，人口密集。

此外，研究得出儋州耕地土壤有機質(zhì)平均含量中等偏上，以3級含量水平分布范圍最廣，與第2次土壤普查[23]結(jié)果對比，部分區(qū)域的有機質(zhì)含量有一定改善，因此，應(yīng)在耕作時因地制宜，堅持大力推廣種植綠肥、增施有機肥、稻桿回田、合理輪作、定期改良土壤等管理措施，以穩(wěn)定、提高耕地土壤有機質(zhì)含量。

參考文獻

[1] 沈思淵. 土壤空間變異研究中地統(tǒng)計學的應(yīng)用及其展望[J]. 土壤學進展， 1989， 17（3）： 11-24.

[2] Alemi M， Azarl A B， Nielsen D R. Kriging and univariate modeling of a spatial correlated date[J]. Soil Technology，1988， 1（2）： 117-132.

[3] Webster R. Quantltative spatial analysis of soil in the field[J]. Acvanced in Soil Sci， 1985（3）： 1-71.

[4] 劉愛利， 王培法， 丁園圓. 地統(tǒng)計學概論[M]. 北京： 科學出版社， 2012： 1-19.

[5] White J G， Welch R M， Norvell W A. Soil zinc map of the USA using GIS[J]. Soil Sci Soc Am J， 1997， 61（1）： 185-194.

[6] Yost R S， Uehara G， Fox R L. Geostatistical analysis of soil chemical properties of large landareas Ⅱ[J]. Kriging Soil Sci Soc Am J， 1982， 46（5）： l 033-l 037.

[7] Gotway C A， Hergert G W. Incorporating spatial trends and anisotropy in geostatistical mapping of soil properties[J]. Soil Sci Soc Am J， 1997， 61（2）： 298-309.

[8] Yang Y L， Tian C Y， Sheng J D， et al. Spatial variability of soil organic matter，total nitrogen， phosphorus and potassium in cotton field[J]. Agricultural Research in the Arid Areas， 2002， 20（3）： 26-30.

[9] Zhang S J， He Y， Fang H. Spatial variability of soil properties in the field based on GPS and GIS[J]. Transactions of the CSAE， 2003， 19（2）： 39-44.

[10] Wang J， Fu B J， Q iuY， et al. Spatial heterogeneity of soil nutrients in a small catchment of the loess plateau[J]. Acta Ecologica Sinica， 2002， 22（8）： 1 173-1 178.

[11] Goovaerts P. Geostatistics in soil science：state-of-the-art and perspectives[J]. Geodemia， 1999， 89（1）： 1-45.

[12] Carter M R， Gregorich E G， and Anderson D W， et al. Concepts of soil quality and their significance[M]//Gregorich E G， Carter M R， eds. Soil Quality for Crop Production and Ecosystem Health. The Netherlands： Elsevier， 1997： 1-19.

[13] Janzen H H， Campbell C A， and Ellert B H， et al. Soil organic matter dynamics and their relationship to soil quality[M]//Gregorich E G， Carter M R， eds. Soil Quality for Crop Production and E-cosystem Health. The Netherlands： Elsevier，1997： 277-291.

[14] Kononova M M. Soil organic matter，its nature，its role in soil formation and in fertility（2nd ed.）[M]. London： Pergamon Press， 1964： 5-20.

[15] Christensen B T. Physical fractionation of soil and organic matter in primary particle size and density separates[J]. Adv Soil Sci， 1992， 20： 2-90.

[16] Mishra T K， Banerjee S K. Spatial variability of soil pH and organic matter under Shorea robusta in lateritic region[J]. Indian Journal of Forestry， 1995， 18（2）： 144-152.

[17] Kuzel S， Nyd V， Kolar L， et al. Spatial variability of cadmium， pH， organicmatter in soil and its dependence on sampling scales[J]. Water Air and Soil Pollution， 1994， 78（1-2）： 51-59.

[18] 高 峻， 黃元仿，李保國. 農(nóng)田土壤顆粒組成及其剖面分層的空間變異分析[J]. 植物營養(yǎng)與肥料學報， 2003， 9（2）： 151-157.

[19] 楊玉玲， 田長彥， 盛建東， 等. 灌淤土壤有機質(zhì)、全量氮磷鉀空間變異性初探[J]. 干旱區(qū)農(nóng)業(yè)研究， 2002， 20（3）： 26-30.

[20] 王 軍， 傅伯杰， 邱 揚，等. 黃土高原小流域土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性[J]. 生態(tài)學報， 2002， 22（8）： 1 173-1 178.

[21] 郭旭東， 傅伯杰， 陳利頂，等. 河北省遵化平原土壤養(yǎng)分的時空變異特征[J]. 地理學報， 2000， 55（5）： 555-566.

[22] 蔣勇軍， 袁道先， 謝世友，等. 典型巖溶流域土壤有機質(zhì)空間變異—以云南小江流域為例[J]. 生態(tài)學報， 2007， 5（11）： 2 040-2 047.

[23]陳弈輝， 馮所欽， 云維彪，等. 廣東省儋縣土壤普查報告書[R]. 廣東省土壤普查辦公室， 1984， 12： 1-21， 159-190.

[24] 曾 迪， 魏志遠，劉 磊，等. 文昌市耕地土壤養(yǎng)分狀況分析[J]. 熱帶作物學報， 2010， 31（2）： 191-197.

[25] 魏志遠， 孫娟李， 松 剛，等. 海南中西部荔枝園土壤肥力的灰色關(guān)聯(lián)度評價[J]. 熱帶作物學報， 2013， 34（10）： 1 883-1 887.

[26] 海南省農(nóng)業(yè)廳土肥站. 海南土壤[M]. 海南： 三環(huán)出版社/海南出版社， 1994.

[27] 全國農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣服務(wù)中心. 耕地地力調(diào)查與質(zhì)量評價[M]. 北京： 中國農(nóng)業(yè)出版社， 2005： 235-238.

[28] 中國科學院南京土壤研究所. 土壤物理化學分析[M]. 上海： 上?？茖W技術(shù)出版社， 1983： 132-136.

[29] 曾 迪. 三亞市耕地地力評價[D]. 海口： 海南大學， 2010.

[30] Matheron G. Principles of geostatistics[J]. Economic Geology，1963， 58（7）： 1 246-1 266.

[31] 王政權(quán). 地統(tǒng)計學及在生態(tài)學中的應(yīng)用[M]. 北京： 科學出版社， 1999： 35-96.

[32] RossiRichard E， Mulla D J， Journel A G， et al. Geostatistical tools for modeling and interpreting ecological spatial dependence[J]. Ecological Monographs， 1992， 62（2）： 277-314.

[33] Burgess T M， Webster R. Optimal interpolation and isarithm mapping of soil properties I： the semi-variogram and punctual kriging[J]. J Soil Sci， 1980， 31（2）： 315-331， 333-341.

[34] Fisher E， Thornton B， Hudson G， et al. The variability in total and extractable soil phosphorus under a grazed pasture[J]. Plant and Soil， 1998， 203（2）： 249-255.

[35] 趙明松， 張甘霖， 李德成，等. 江蘇省土壤有機質(zhì)變異及其主要影響因素[J]. 生態(tài)學報， 2013， 33（16）： 5 058-5 066.

[36] 趙明松， 張甘霖， 王德彩，等. 徐淮黃泛平原土壤有機質(zhì)空間變異特征及主控因素分析[J]. 土壤學報， 2013， 50（1）： 1-11.

[37] 宋 莎， 李廷軒， 王永東，等. 縣域農(nóng)田土壤有機質(zhì)空間變異及其影響因素分析[J]. 土壤， 2011， 43（1）： 44-49.

[38] 林清火， 林釗沐， 貝美容，等. 膠園土壤肥力指標的小尺度空間變異Ⅰ： 0～20 cm土層[J]. 熱帶作物學報， 2012， 33（8）： 1 348-1 353.

[39] 武 婕， 李玉環(huán)， 李增兵，等. 南四湖區(qū)農(nóng)田土壤有機質(zhì)和微量元素空間分布特征及影響因素[J]. 生態(tài)學報， 2014， 34（6）：1 596-1 605.