張弛， 劉聰,3， 張瑞芳， 周大邁， 王紅

(1.河北農業(yè)大學，河北 保定 071001；2.國家北方山區(qū)農業(yè)工程技術研究中心，河北 保定 071001；3.河北省唐山市自然資源和規(guī)劃局，河北 唐山 063000)

土壤中的營養(yǎng)元素根據(jù)含量和植物的需求量，分為大量營養(yǎng)元素、中量營養(yǎng)元素、微量營養(yǎng)元素及有益元素。雖然植物對微量元素的需要量很少,但它們對植物的生長發(fā)育的作用與大量營養(yǎng)元素是同等重要的銅(Cu)，鋅(Zn)，鐵(Fe)，錳(Mn)等。土壤中微量元素的有效態(tài)含量是指以相對活動狀態(tài)存在于土壤中，能夠被作物吸收利用的那部分微量元素的含量[1]。微量元素雖然土壤中含量較低，但依舊是作物必不可少的營養(yǎng)物質[2-3]。有研究表明，土壤有效態(tài)微量元素的多少嚴重影響作物的品質和人類健康[4-5]。

人們對不同空間下土壤特性的認知，是從地質研究和生物分類學的實踐中得出的。土壤分為多種類型，每種類型的土壤都有其自身的特征。從空間上看，整個研究區(qū)域被劃分成一些離散的斑塊，斑塊之間具有完全不同的屬性及特點，且認為斑塊內部的土壤性質一致。到20世紀90年代，經(jīng)典統(tǒng)計學發(fā)展日益成熟，土壤分類學家開始將土壤分類法與經(jīng)典統(tǒng)計學相結合，運用最值、均值、方差及變異系數(shù)等參數(shù)來描述土壤的屬性。同時，DENTON等[6]建立了基于區(qū)域化變量理論的地質統(tǒng)計學，以半方差函數(shù)描述變量在空間中的依存關系，使用克里格差值來實現(xiàn)對未來采樣區(qū)的最優(yōu)無偏估算。

近年來，土壤學家開始逐漸關注和重視土壤養(yǎng)分的空間變異規(guī)律，并取得了一定的效果。研究所涉及地域地形、土壤類型也在不斷地豐富，如森林[7]、農田[8]、高原[9]等。目前，大量學者對土壤微量元素的相互作用關系和微量元素的空間分布特征等方面開展了大量的研究[10-12]，其研究方法也越來越復雜多樣，其中主要有GIS與地統(tǒng)計學結合技術[13]和廣義回歸神經(jīng)網(wǎng)絡[14-15]。但是，這些研究也存在一些問題，如樣品采集地區(qū)空間范圍小，采樣點數(shù)量少，研究對象主要集中于大量營養(yǎng)元素，而且以縣域為單位進行的土壤微量元素有效態(tài)的研究較少。本研究以有效態(tài)Fe、Cu、Zn、Mn為研究對象，利用地統(tǒng)計學和GIS技術，對河北省阜平縣微量元素的局部分布特征進行了調查，并對其影響因素進行了分析，以期為當?shù)剞r業(yè)生態(tài)建設提供技術支持。

1 研究區(qū)概況

阜平縣地理位置處于河北省的中西部，該地區(qū)屬于暖溫帶半濕潤半干旱大陸性季風氣候區(qū)，年平均降雨量為615.6 mm，年平均氣溫為12.7 ℃，陽光充沛，四季分明。農用地面積為82 397.92 hm2，其中耕地面積14 573.40 hm2，是傳統(tǒng)的農業(yè)、林果大縣。地勢呈現(xiàn)西北高、東南低的趨勢。全縣共包含6個土類、13個亞類、35個土屬以及114個土種[16]。褐土屬于地帶性土壤，包括褐土亞類、碳酸鹽褐土亞類、草甸褐土亞類、淋溶褐土亞類以及褐土性土亞類，占全縣土地總面積的78.54%。

2 材料與方法

2.1 樣品采集

本次研究中，主要通過參考阜平縣土地利用現(xiàn)狀圖、土壤圖及行政區(qū)劃圖等相關圖形資料，來進行布點及采樣。以全面性、客觀性為原則，結合實際情況，選取具有代表性和可比性的樣品采集點位，定位過程中的應用儀器為GPS定位儀，精度采用0.1″。布點及采樣遵循《耕地地力調查與質量評價技術規(guī)程》[17]規(guī)定，于2012年5月，在0～20 cm厚度的土層中進行采樣。必須確保有足夠的采樣點來表示樣品單元的土壤特性，每個樣本取樣本點的個數(shù)為15～20個，研究區(qū)共采集0～20 cm土壤樣品3 460個。采樣點共55 360個，具體取樣點位見圖1所示。

圖1 阜平縣土壤樣點點位分布圖Fig.1 Distribution map of soil sampling points in Fuping County

2.2 樣品分析與測定

采樣過程中利用GPS進行采樣點定位，并記錄采樣點地貌特征、土壤類型和作物種植等地理環(huán)境信息。土壤樣品運回實驗室，經(jīng)自然風干、剔除雜物后碾磨過0.85 mm網(wǎng)篩，并進行分析測定。

2.3 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS 22.0數(shù)據(jù)分析和統(tǒng)計軟件，處理對土壤微量元素測得的數(shù)據(jù)，包括異常值處理，描述性統(tǒng)計分析以及數(shù)據(jù)正態(tài)分布檢驗。數(shù)據(jù)統(tǒng)計結果與變量空間結構特征會受到異常值的影響[17]。本研究使用域法識別異常值的方法，即域內上下限為平均值加減3倍標準差，用上限值與下限值替換超出上下限的異常值。

通過數(shù)據(jù)分析，得出最大值、最小值、標準差、平均值、峰度、偏度、變異系數(shù)等統(tǒng)計數(shù)據(jù)；在對數(shù)據(jù)進行空間分析前，需對數(shù)據(jù)進行正態(tài)分布檢驗，目的是避免產(chǎn)生比例效應。該研究為確保數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，采用正態(tài)Q-Q圖與偏度-峰度檢驗聯(lián)合檢驗的方法對數(shù)據(jù)進行正態(tài)分布檢驗。之后，以GS+9.0軟件為手段，對合適的數(shù)據(jù)進行模型選擇及半方差函數(shù)分析，最終獲得土壤微量元素半方差函數(shù)的相關參數(shù)和理論模型。最后，利用ArcGIS 10.3軟件得到普通克里格插值，繪制土壤微量元素空間分布圖，再使用Spatial Analyst模塊對各級分布數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

3 結果與分析

3.1 阜平縣土壤微量元素有效態(tài)Cu、Zn、Fe、Mn含量的描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)阜平縣土壤有效態(tài)Cu、Zn、Fe、Mn含量的原始數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計結果進行處理，處理后的描述統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 土壤有效態(tài)微量元素的描述統(tǒng)計(處理數(shù)據(jù))Table 1 Statistical description of soil available micronutrients (processed data)

數(shù)據(jù)最大值與最小值經(jīng)替換之后與原始數(shù)據(jù)相比顯現(xiàn)出一定的差異，表1中有效態(tài)Cu、有效態(tài)Zn和有效態(tài)Mn的最大值與有效態(tài)Mn的最小值為對其進行公式運算后所產(chǎn)生的數(shù)值，將原有數(shù)據(jù)中的異常值用處理后的數(shù)據(jù)替換掉。將有效態(tài)微量元素的最大值進行替換，替換后，變異系數(shù)、峰度、偏度值的變化均較大。有效態(tài)Fe的原始數(shù)據(jù)經(jīng)替換后，由于差值數(shù)量變化較小，因此，描述性統(tǒng)計分析的對比變化并不明顯。將數(shù)據(jù)中的異常值剔除處理后，對數(shù)據(jù)的峰度、偏度及變異系數(shù)的影響均不顯著。按照河北省土壤有效態(tài)微量元素分級標準，從平均含量來看，4種有效態(tài)微量元素的含量水平不高，土壤有效態(tài)Fe、Mn、Cu、Zn平均含量分別為17.06、11.34、1.76、1.39 mg·kg-1。

變異系數(shù)(CV)是一種統(tǒng)計數(shù)據(jù)，用于衡量土壤的空間變異性[18]。通常來講，CV≤10%空間變異性較弱，CV=10%～ 100%空間變異性為中等水平，CV≥100%空間變異性強。阜平縣土壤有效態(tài)Fe、Zn、Cu和Mn的含量在空間上均屬于中等程度變異。按照由大到小的順序對各微量元素的變異系數(shù)進行排列，順序為Zn(56.71%)>Cu(49.00%)>Fe(34.15%)>Mn(33.57%)。偏度是一種評價指標，能夠衡量分布不對稱及偏斜程度，偏度值越接近于0，數(shù)據(jù)越服從正態(tài)分布。由表1可知，僅有效態(tài)Mn含量的峰度值和偏度接近0，并初步判斷有效態(tài)Mn含量服從正態(tài)分布。初步判斷其余微量元素不服從正態(tài)分布。

3.2 有效態(tài)微量元素的正態(tài)分布檢驗

本研究使用標準的Q-Q圖檢驗方法來測試數(shù)據(jù)的正態(tài)分布。散點分布越接近該直線，數(shù)據(jù)越接近于正態(tài)分布[19]。

由描述性統(tǒng)計分析可知，只有有效態(tài)Mn含量初步認定為服從正態(tài)分布。因此，為使有效態(tài)Zn、有效態(tài)Cu、有效態(tài)Fe使其服從正態(tài)分布，將其進行對數(shù)轉換。經(jīng)對數(shù)轉換后，3種有效態(tài)微量元素正態(tài)分布圖2。

圖2 土壤有效態(tài)微量元素Q-Q圖

3.3 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素半方差函數(shù)分析

變異函數(shù)理論模型的各項擬合參數(shù)決定了理論模型的選擇，土壤有效態(tài)Cu、Zn的最優(yōu)半方差模型為線性模型，高斯模型是土壤有效態(tài)Fe的最優(yōu)模型，球型模型為土壤有效態(tài)Mn的最優(yōu)模型[20]。塊金值與基臺值的比值被定義為基底效應，若基底效應小于25%，說明系統(tǒng)的空間相關性處于強烈的水平；若基底效應在25%到75%之間，說明系統(tǒng)的空間相關性處于中等水平；若基底效應大于75%，說明系統(tǒng)的空間相關性處于非常弱的水平[21]。

塊金值越大，表示樣本間的變異更多是由隨機因素引起的。其中，有效態(tài)Mn和Cu的空間相關性較強，說明這2種微量元素受氣候、土壤、母質、地形等結構性因素影響較為嚴重。有效態(tài)Zn和Fe的空間相關性呈中等水平，說明這2種微量元素的空間變異受結構性因素和隨機性因素共同影響，即自然因素與耕作、施肥等人為因素的共同影響?？勺儏^(qū)域反映了空間相關性的最大距離。 變量范圍內的變量之間存在空間相關性。 如果超出變量范圍，則認為變量彼此獨立[22]。

Zn和Fe決定系數(shù)在0.8左右，擬合效果比較好；Cu和Mn決定系數(shù)在0.2左右，擬合效果差。

表2 土壤有效態(tài)微量元素的半方差函數(shù)及其擬合參數(shù)

3.4 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素空間格局與分區(qū)統(tǒng)計分析

參考土壤微量元素有效態(tài)養(yǎng)分分級標準和相關文獻分級標準，結合阜平縣土壤微量元素的實際含量，制訂阜平縣微量元素有效態(tài)養(yǎng)分含量的分級標準，如表3。利用ArcGIS 10.3軟件，對微量元素數(shù)據(jù)進行普通克里格插值，繪制出阜平縣土壤有效態(tài)微量元素分布圖(圖3)，再應用Spatial Analyst模塊分析出微量元素在阜平縣的各級分布(表3)。

圖3 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素分布圖Fig.3 Distribution map of soil available microelements in Fuping County

表3 阜平縣土壤微量元素含量分級面積統(tǒng)計Table 3 Grading area statistics of the contents of soil available microelements in Fuping County

由圖3可以看出，有效態(tài)Fe在西南與東北方向空間分布含量較高，高值區(qū)在阜平縣的西南部分布；有效態(tài)Mn含量高值區(qū)分布在阜平縣的西北部，向東南方向逐漸遞減。大概與土壤形成的地質環(huán)境有關，有效態(tài)Mn的含量在西北部的山地分布較高?？赡苁苋藶橐蛩氐挠绊?，有效態(tài)Zn和有效態(tài)Cu的空間分布大體呈島狀分布，阜平縣的西部區(qū)域零散分布著有效態(tài)Zn的高值區(qū)，有效態(tài)Cu的高值區(qū)零散分布在阜平縣西南部。

通過分析表3的數(shù)據(jù)，全縣有效態(tài)Fe含量分布最廣的以高等水平16～20 mg·kg-1為主，土壤有效態(tài)Fe基本處于中等及中等偏高水平，占總面積的86.79%。有效態(tài)Fe含量低的地塊，占阜平縣的13.21%。以上數(shù)據(jù)表明，縣域內有效態(tài)Fe含量較為豐富，基本能夠滿足作物生長的日常需要。全縣有效態(tài)Mn含量基本處于中等水平，含量分布最廣的以11～15 mg·kg-1為主，有效態(tài)Mn缺乏地區(qū)主要分布在阜平縣東部和少部分西北部地區(qū)，占總面積的5.46%?？臻g分布最廣的有效態(tài)Cu含量以1～2 mg·kg-1為主，平均值含量水平較低，缺乏地區(qū)的面積占比為71.12%，Cu元素缺乏情況十分嚴重，應及時對Cu元素肥料進行補充；有效態(tài)Zn以2～3 mg·kg-1的含量分布最為廣泛。和有效態(tài)Fe、有效態(tài)Zn及有效態(tài)Mn的情況相似，含量分布均處于中等水平，所以需對微量元素肥料進行及時補充。

土壤有效態(tài)微量元素的含量分布不僅由自然因素決定，如：成土母質、地形、氣候等，還深受施肥管理、耕作等人為因素的影響。其中，施肥管理十分影響土壤中微量元素的含量變化。結合第2次土壤普查(1980年)的調查結果，4種有效態(tài)微量元素的數(shù)量均有增加。因此，人文活動干預較多，農業(yè)生產(chǎn)中農民對微肥及有機肥的重視程度明顯提高。第2次土壤普查中(1980年)，得到Cu、Zn、Fe、Mn 4種微量元素的含量，分別為0.547、0.418、7.674、10.02 mg·kg-1。

3.5 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素與主要元素的相關性分析

土壤有效態(tài)微量元素空間分布的影響因素較多。本研究主要探討土壤主要營養(yǎng)元素對土壤有效態(tài)微量元素的影響。主要營養(yǎng)元素與土壤有效態(tài)微量元素含量的相關性分析見表4。

表4 土壤主要元素與微量元素的相關性

有機質、堿解氮、有效態(tài)磷和速效鉀都與Cu、Zn、Mn呈極顯著的正相關性，只有Fe對速效鉀的正相關性不強。根據(jù)土壤有機質的定義，說明該地區(qū)的土壤肥力較強，屬于優(yōu)質土壤；此外，分析數(shù)據(jù)表明N、P、K養(yǎng)分含量高的地區(qū)，有效態(tài)微量元素的含量也就越高。由此可以推測，人們在施加普通肥料的同時開始注重微量元素的施用，可以通過人為增加土壤養(yǎng)分的施入量來提升土壤中各微量元素的含量。

4 結論與討論

4.1 結論

本研究以河北省阜平縣為例，研究了縣域土壤有效態(tài)微量元素的空間變異特征、分布規(guī)律及影響因素，主要結論如下：

1)按照河北省土壤有效態(tài)微量元素分級標準，阜平縣土壤有效態(tài)Fe、Mn、Cu、Zn平均含量分別為17.06、11.34、1.76、1.39 mg·kg-1，土壤有效態(tài)Mn、有效態(tài)Zn、有效態(tài)Fe 3種微量元素含量均處于中等水平，有效態(tài)Cu含量處于偏低水平，整體土壤有效態(tài)微量元素含量不高。阜平縣土壤有效態(tài)微量元素的含量在空間上均屬于中等程度變異(10%～100%)。變異系數(shù)最大的是有效態(tài)Zn，為56.71%，按照由大到小的順序對各微量元素的變異系數(shù)進行排列，順序依次為有效態(tài)Zn、有效態(tài)Cu、有效態(tài)Fe、有效態(tài)Mn，有效態(tài)Mn的變異系數(shù)最小，為33.57%。

2)本研究利用普通克里格方法，在半方差函數(shù)擬合模型的基礎之上，對阜平縣有效態(tài)微量元素進行地統(tǒng)計特征分析，Cu和Mn的塊金系數(shù)均<25%，具有強烈的空間相關性，說明這兩種微量元素受人為因素影響較??；有效態(tài)Zn和Fe具有中等的空間相關性，說明這兩種微量元素的空間變異是由結構性因素和隨機性因素共同作用的結果。4種微量元素的變程為0.06～0.08 km；Cu和Zn符合線性模型，F(xiàn)e符合高斯模型，Mn符合球狀模型。

3)對阜平縣的土壤微量元素含量的空間插值圖進行了分析，其空間分布規(guī)律有效態(tài)Mn的空間分布在西北方向最多，逐漸向東南方向遞減；有效態(tài)Fe的空間分布從東北地區(qū)逐漸向中部遞減，有效態(tài)Zn和有效態(tài)Cu的分布形狀表現(xiàn)出島狀。

4)有機質、堿解氮、有效磷和速效鉀都與Cu、Zn、Mn呈極顯著的正相關性，只有Fe對速效鉀的正相關性不強。N、P、K養(yǎng)分含量高的地區(qū)，有效態(tài)微量元素的含量也就越高。

4.2 討論

利用ArcGIS對微量元素的空間信息進行分析，結合土地利用現(xiàn)狀、成土母質、地形、氣候等相關數(shù)據(jù)，整合土壤中有機質含量與N、P、K大量元素信息，綜合分析了土壤中養(yǎng)分含量，為進一步開展阜平縣土壤檢查與質量改良提供理論依據(jù)。

有研究發(fā)現(xiàn)，成土母質、土壤理化性質、地形地貌等自然因素對土壤的空間差異性有著顯著的影響[23-25]。本研究發(fā)現(xiàn)，有效態(tài)Mn的空間分布在西北方向最多，逐漸向東南方向遞減。其原因可能是阜平縣的地勢基本呈現(xiàn)西北高，東南低的表象。這與部分學者發(fā)現(xiàn)Mn的高含量主要分布與海拔較高的地區(qū)的結論相符合[26]。同樣，Cu元素的高值區(qū)域多分布與地勢平坦地區(qū)[27]。因此，阜平縣的Cu分布情況呈現(xiàn)島狀分布狀態(tài)。其中Zn、Cu 元素的相對高含量主要分布于石灰(巖) 土，因此，Zn與Cu元素相同呈現(xiàn)島狀分布[28]。

阜平縣土壤有效態(tài)Mn、有效態(tài)Zn、有效態(tài)Fe含量均處于中等水平，有效態(tài)Cu含量處于偏低水平，整體土壤有效態(tài)微量元素含量不高。施肥可以有效增強土壤養(yǎng)分補給，且土壤微量元素在施肥過程中也呈現(xiàn)動態(tài)的變化。應結合有效態(tài)微量元素的空間分布，因地制宜配方施肥，進行分區(qū)差異化管理，從而使土壤得到不斷改良，助力農業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。