班松濤，常慶瑞，趙業(yè)婷，姜 悅

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

漢中盆地耕地土壤有機(jī)質(zhì)的空間特征

班松濤，常慶瑞，趙業(yè)婷，姜 悅

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

【目的】 研究漢中盆地耕地土壤有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)性、空間變異特征以及空間分布規(guī)律。【方法】 根據(jù)地貌特征，以位于漢中盆地中部的平壩區(qū)作為研究區(qū)，于2010-2011年共采集土樣3 568個(gè)，測(cè)定土樣有機(jī)質(zhì)含量，對(duì)獲得的有機(jī)質(zhì)含量原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后，綜合運(yùn)用傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)、地統(tǒng)計(jì)和地理信息系統(tǒng)技術(shù)，研究漢中盆地耕地土壤有機(jī)質(zhì)空間特征?！窘Y(jié)果】 研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量為7.20～38.00 g/kg，平均值為21.53 g/kg，變異系數(shù)為24.48%，屬中等強(qiáng)度變異；研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)為空間聚集式分布，呈顯著的正空間自相關(guān)，空間自相關(guān)尺度為 4.70 km；耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的塊金系數(shù)為0.55，表現(xiàn)為中等強(qiáng)度空間相關(guān)性；研究區(qū)61.13%的耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量較高(≥20～<30 g/kg)，整體分布格局為西高東低、南高北低，其中自東北向西南方向土壤有機(jī)質(zhì)含量呈增加趨勢(shì)?！窘Y(jié)論】 研究區(qū)大部分耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量較高，能夠滿足農(nóng)作物生長(zhǎng)的需要。

土壤有機(jī)質(zhì)；地統(tǒng)計(jì)；地理信息系統(tǒng)；空間自相關(guān)性；漢中盆地

有機(jī)質(zhì)是土壤的重要組成部分，在土壤肥力、環(huán)境保護(hù)、農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展等方面有著重要作用和意義，是評(píng)價(jià)土壤質(zhì)量的重要指標(biāo)[1-2]。通過(guò)研究土壤有機(jī)質(zhì)(SOM)的空間特征，掌握其在區(qū)域內(nèi)分布特點(diǎn)及規(guī)律，可以為合理制定農(nóng)田管理措施和農(nóng)業(yè)種植規(guī)劃提供依據(jù)。結(jié)合地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS技術(shù)對(duì)SOM空間特征進(jìn)行定量化研究在國(guó)內(nèi)外已有很多成果，從農(nóng)田尺度到區(qū)域尺度都有涉及[3-17]。當(dāng)前大部分研究只使用地統(tǒng)計(jì)中的半方差函數(shù)來(lái)提供插值依據(jù)并分析SOM空間變異特征，另有少量研究對(duì)SOM空間自相關(guān)進(jìn)行分析[18]，但結(jié)合兩者描述SOM空間特征的研究比較少。漢中是陜西省重要的糧食產(chǎn)區(qū)，水稻種植面積和總產(chǎn)約占全省水稻種植面積和總產(chǎn)的70%以上[19]，地處漢中盆地中心地帶的平壩區(qū)又是漢中耕地分布最集中、面積最多、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件最優(yōu)的區(qū)域，這一區(qū)域SOM空間特征的相關(guān)研究還未見(jiàn)報(bào)道。本研究嘗試根據(jù)地形地貌劃分該研究區(qū)，使用高密度采樣結(jié)果，研究單一地形條件、單一氣候條件區(qū)域內(nèi)SOM空間特征，以期得到更為精確的SOM空間特征和分布規(guī)律，進(jìn)而為該區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

漢中盆地位于陜西省漢中市，其中平壩區(qū)地理坐標(biāo)為106°36′～107°39′E，32°52′～33°17′N，包括勉縣、漢臺(tái)、南鄭、城固、洋縣的漢江沿岸灘地和一、二級(jí)階地[20]。土地面積1 515.1 km2。該區(qū)地處北亞熱帶和暖溫帶的過(guò)渡地帶，年均溫14～15 ℃，年降水量869.6 mm，地勢(shì)平坦，資源豐富，水、土、光、熱等自然條件優(yōu)越，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)十分有利，是陜西省重要的糧食生產(chǎn)基地之一。耕地土壤以水稻土為主(占總耕地面積的73.42%)。農(nóng)作物以水稻、油菜為主，另有部分果園等。

1.2 土樣的采集、測(cè)定與資料收集

按照中國(guó)耕地地力調(diào)查與質(zhì)量評(píng)價(jià)技術(shù)規(guī)程，在2010-2011年作物收獲后、施肥前，根據(jù)研究區(qū)地形地貌、土壤性質(zhì)和管理水平等特點(diǎn)，按照全面性、均衡性、客觀性和可比性的原則確定采樣單元，每一采樣單元選擇有代表性的田塊，用不銹鋼土鉆，在每個(gè)田塊采用“S”形法隨機(jī)取8個(gè)樣點(diǎn)，采集0～20 cm土層的土樣，將各采樣點(diǎn)土壤混勻后用四分法留取1 kg土樣裝袋以備分析，并用GPS定位儀記錄采樣點(diǎn)的坐標(biāo)數(shù)據(jù)。共采集土樣3 568個(gè)。土壤有機(jī)質(zhì)含量采用重鉻酸鉀容量外加熱法測(cè)定[21]。

收集、整理研究區(qū)1∶5萬(wàn)地形圖和土地利用現(xiàn)狀圖，將紙質(zhì)圖件數(shù)字化，建立空間數(shù)據(jù)庫(kù)。

1.3 數(shù)據(jù)處理及分析

1.3.1 特異值處理 異常值的存在會(huì)影響變量分布特征，導(dǎo)致變異函數(shù)的隨機(jī)成分增加，以及空間自相關(guān)成分減弱，增加估計(jì)誤差[22]。本研究使用域法識(shí)別特異值，再結(jié)合局部Moran指數(shù)[23-24]，剔除特異值。由于采樣點(diǎn)密度較高，樣點(diǎn)間距差異較大，樣點(diǎn)的不均勻分布會(huì)導(dǎo)致插值結(jié)果誤差較大；土壤養(yǎng)分空間變異性特征具有尺度效應(yīng)，因此本研究根據(jù)實(shí)際采樣間隔情況，以300 m空間等間距進(jìn)行抽稀處理，最終保留有效樣點(diǎn)2 975個(gè)。

1.3.2 正態(tài)分布檢驗(yàn) 地統(tǒng)計(jì)學(xué)要求原始數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，否則會(huì)產(chǎn)生比例效應(yīng)，使變異函數(shù)值產(chǎn)生畸變，降低估計(jì)精度，導(dǎo)致某些結(jié)構(gòu)特征不明顯[25]。對(duì)剔除特異值后的原始數(shù)據(jù)在SPSS 19軟件中進(jìn)行Kolmogorov-Smironov 單樣本正態(tài)檢驗(yàn)(K-S檢驗(yàn))，發(fā)現(xiàn)其存在左偏斜效應(yīng)，故需對(duì)其進(jìn)行轉(zhuǎn)換。原始數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)Box-Cox轉(zhuǎn)換(λ=0.45)后符合正態(tài)分布，即PK-S=0.081，大于0.05，其正態(tài)分布曲線見(jiàn)圖1。

Box-Cox轉(zhuǎn)換是一種冪轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)處理方法，其轉(zhuǎn)換公式為：

(1)

式中：λ是原始數(shù)據(jù)xi經(jīng)冪轉(zhuǎn)換后最接近正態(tài)分布時(shí)的參數(shù)。當(dāng)λ=0時(shí)，Box-Cox轉(zhuǎn)換即為對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。λ值可通過(guò)Minitab 15軟件分析得到。

1.3.3 空間自相關(guān)性分析 空間自相關(guān)性是指某一變量在不同位置上的相關(guān)性，是空間單元屬性值聚集程度以及聚集方式的一種度量[26]。全局Moran指數(shù)(I)是衡量空間自相關(guān)性的常用指標(biāo)之一，反映的是空間鄰接或鄰近區(qū)域單元屬性值的相似程度。I的計(jì)算公式為：

(2)

I的取值范圍為[-1,1]，當(dāng)I值接近于1時(shí)，表明具有相似的屬性聚集在一起；當(dāng)I值接近于-1時(shí)，表明具有相異的屬性聚集在一起；當(dāng)I值接近于0時(shí)，則表示屬性是隨機(jī)分布或不存在空間自相關(guān)性[27]。通常將I標(biāo)準(zhǔn)化為Z值，以檢驗(yàn)空間自相關(guān)性的顯著性和正負(fù)性。Z值計(jì)算公式為：

(3)

(4)

V[I]=E[I2]-E[I]2。

(5)

對(duì)空間自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，以正態(tài)分布95%置信區(qū)間雙側(cè)檢驗(yàn)的閾值1.96為界線，當(dāng)Z>1.96時(shí)，表示有顯著的正空間自相關(guān)性，相鄰近觀測(cè)點(diǎn)的屬性相近，即空間聚集；當(dāng)Z<-1.96時(shí)，表示有顯著的空間負(fù)相關(guān)性，相鄰近觀測(cè)點(diǎn)的屬性差異較大，即空間分散；當(dāng)Z為≥-1.96～≤1.96時(shí)，則表示空間相關(guān)性不顯著，變量呈隨機(jī)分布[28]。

1.3.4 空間變異與空間分布特征分析 地統(tǒng)計(jì)學(xué)是以具有空間分布特點(diǎn)的區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)，借助變異函數(shù)，研究自然現(xiàn)象的空間變異與空間結(jié)構(gòu)[29]。半方差函數(shù)是地統(tǒng)計(jì)分析的核心工具之一，分析區(qū)域化變量的空間變異結(jié)構(gòu)特征，是Kriging 插值的基礎(chǔ)。半方差函數(shù)的計(jì)算公式為：

(6)

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)分別為點(diǎn)xi和xi+h的實(shí)測(cè)值。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤有機(jī)質(zhì)的基本統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

對(duì)2 975個(gè)土樣有機(jī)質(zhì)含量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果(表1)顯示，研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量為7.20～38.00 g/kg，平均值為21.53 g/kg，變異系數(shù)為24.48%，屬于中等強(qiáng)度變異，不同地區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量差異比較大，需分區(qū)差異化管理與施肥。

2.2 土壤有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)性

在ArcGIS 9.3中使用空間自相關(guān)工具計(jì)算耕地土壤有機(jī)質(zhì)I及Z值，結(jié)果顯示，研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)I值為0.35，Z值為8.46，表明研究區(qū)內(nèi)耕地土壤有機(jī)質(zhì)呈空間聚集式分布，且呈顯著的正空間自相關(guān)。

使用地統(tǒng)計(jì)軟件GS+9.0進(jìn)一步對(duì)耕地土壤有機(jī)質(zhì)I與采樣點(diǎn)間隔距離關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果(圖2)顯示，采樣點(diǎn)間隔距離為0～4.70 km時(shí)，I值隨距離的增大明顯減小，表明土壤有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)程度隨著采樣點(diǎn)之間的距離增大明顯減弱；采樣點(diǎn)間隔距離大于4.70 km后，I值隨間隔距離的增加變化不明顯，表明在超過(guò)一定間隔距離后，土壤有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)程度不顯著，可知其自相關(guān)尺度為4.70 km。

2.3 土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異特征

運(yùn)用地統(tǒng)計(jì)軟件GS+9.0對(duì)處理過(guò)的數(shù)據(jù)進(jìn)行半方差函數(shù)分析，通過(guò)對(duì)步長(zhǎng)間距和擬合參數(shù)調(diào)整，使理論模型逼近試驗(yàn)半方差函數(shù)，確定步長(zhǎng)間距(Uniform interval)為450 m，有效滯后距(Active lag distance)為10.80 km，最后選擇函數(shù)模型為指數(shù)模型，得到半方差函數(shù)模型及其參數(shù)如表2所示。軟件分析顯示，在最優(yōu)的半方差函數(shù)擬合條件下，有機(jī)質(zhì)分布沒(méi)有顯著的各向異性?？臻g變異性強(qiáng)弱可根據(jù)塊金值(C0)與基臺(tái)值(C0+C)的比值，即塊金系數(shù)(C0/(C0+C))進(jìn)行劃分。塊金系數(shù)表示由隨機(jī)部分引起的空間變異性占總體變異的比例[24]。在此模型中，研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的塊金系數(shù)為0.55，表現(xiàn)為中等強(qiáng)度空間相關(guān)性，其空間變異是結(jié)構(gòu)性(自然)因素和隨機(jī)(人為)因素共同作用的結(jié)果。

2.4 土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布格局

根據(jù)2.3中獲得的耕地土壤有機(jī)質(zhì)半方差函數(shù)最優(yōu)模型——指數(shù)模型，在ArcGIS 9.3地統(tǒng)計(jì)模塊中，采用普通Kriging插值方法，并使用交叉驗(yàn)證參數(shù)評(píng)價(jià)插值精度[29]，獲得研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間分布圖(圖3)。依據(jù)陜西省第2次土壤普查有機(jī)質(zhì)分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)及其豐缺指標(biāo)，統(tǒng)計(jì)耕地土壤各等級(jí)有機(jī)質(zhì)含量的面積(表3)。

由表3可知，研究區(qū)內(nèi)有61.13%的耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量處于3級(jí)水平，即適宜水平(≥20～<30 g/kg)；有37.94%的耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量處于4級(jí)，即低水平(≥15～<20 g/kg)；有機(jī)質(zhì)含量處于高(2級(jí))和偏低(5級(jí))水平的耕地面積都很少。總體上，漢中盆地平壩區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量總體較高，能夠滿足農(nóng)作物生長(zhǎng)的需求。

由圖3可知，研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量空間差異較為明顯，整體空間分布為西高東低、南高北低，其中東北-西南方向遞增變化趨勢(shì)明顯。行政區(qū)劃上，勉縣、南鄭縣大部分地區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量為≥20～<30 g/kg，有機(jī)質(zhì)含量水平適宜，其中勉縣的勉陽(yáng)鎮(zhèn)、南鄭的陽(yáng)春鎮(zhèn)分別是以上2個(gè)縣、也是整個(gè)研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量高值聚集的地區(qū)，陽(yáng)春鎮(zhèn)東南部有機(jī)質(zhì)含量可達(dá)≥30～<40 g/kg。漢臺(tái)區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量為≥20～<30 g/kg以及≥15～<20 g/kg的耕地面積所占比例分別為60.96%和39.04%。城固縣和洋縣耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量相對(duì)較低，有機(jī)質(zhì)含量為≥15～<20 g/kg的耕地面積所占比例較高；在城固縣土壤有機(jī)質(zhì)含量較高的耕地主要集中在沙河營(yíng)鎮(zhèn)、博望鎮(zhèn)、五郎廟鎮(zhèn)三鎮(zhèn)交界區(qū)，其次是老莊鎮(zhèn)南部、文川鎮(zhèn)北部以及上元觀鎮(zhèn)大部分地區(qū)；洋縣土壤有機(jī)質(zhì)含量較高的耕地主要集中在湑水鎮(zhèn)南部、漢江北岸。

3 結(jié) 論

本研究應(yīng)用傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)、地統(tǒng)計(jì)和地理信息系統(tǒng)相結(jié)合的方法，對(duì)漢江盆地平壩區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)的空間特征進(jìn)行了定量分析，主要結(jié)論如下：

1)對(duì)2 975個(gè)土樣進(jìn)行了分析，可知研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量為7.20～38.00 g/kg，平均值為21.53 g/kg，變異系數(shù)為24.48%，屬于中等強(qiáng)度變異。

2)空間自相關(guān)性分析結(jié)果表明，研究區(qū)內(nèi)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量呈空間聚集式分布，且具有顯著的正空間自相關(guān)特征。當(dāng)采樣點(diǎn)間隔距離大于4.70 km時(shí)，土壤有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)程度不顯著。

3)地統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果顯示，在最優(yōu)半方差函數(shù)擬合條件下，研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)分布無(wú)顯著各向異性，具有中等強(qiáng)度空間相關(guān)性，其空間變異是自然因素和人為因素共同作用的結(jié)果。

4)采用普通Kriging插值方法獲得研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)空間分布圖，對(duì)其分析可知，研究區(qū)內(nèi)大部分耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量較高，能夠滿足農(nóng)作物生長(zhǎng)的需要，土壤有機(jī)質(zhì)含量整體分布格局為西高東低、南高北低，其中由東北向西南方向遞增趨勢(shì)明顯。

[1] 黃昌勇.土壤學(xué) [M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2000.

Wang C Y.Edaphology [M].Beijing:China Agriculture Press,2000.(in Chinese)

[2] 趙汝?yáng)|，孫焱鑫，王殿武,等.北京地區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)空間變異分析 [J].土壤通報(bào)，2010,41(3):552-557.

Zhao R D,Sun Y X,Wang D W,et al.Research on spatial variability of soil organic matter in Beijng field [J].Chinese Journal of Soil Science,2010,41(3):552-557.(in Chinese)

[3] 張忠啟，于法展，李保杰，等.江蘇北部縣域土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征 [J].水土保持研究，2012,19(5)：199-222.

Zhang Z Q,Yu F Z,Li B J,et al.Spatial variation characteristic of soil organic matter in a county of north Jiangsu Province [J].Research of Soil and Water Conservation,2012,19(5):199-222.(in Chinese)

[4] 趙業(yè)婷，常慶瑞，李志鵬，等.1983-2009 年西安市郊區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)空間特征與變化 [J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2013,29(2):132-140.

Zhao Y T,Chang Q R,Li Z P,et al.Spatial characteristics and changes of soil organic matter for cultivated land in suburban area of Xi'an from 1983 to 2009 [J].Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering,2013,29(2):132-140.(in Chinese)

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

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

[6] 秦 靜，孔祥斌，姜廣輝，等.北京典型邊緣區(qū)25年來(lái)土壤有機(jī)質(zhì)的時(shí)空變異特征 [J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2008,24(3):124-129.

Qin J,Kong X B,Jiang G H,et al.Characteristics of spatio-temporal changes of soil organic matter in typical fringe in Beijing for 25 years [J].Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering,2008,24(3):124-129. (in Chinese)

[7] 楊奇勇，楊勁松.不同尺度下耕地土壤有機(jī)質(zhì)和全氮的空間變異特征 [J].水土保持學(xué)報(bào)，2010,24(3):100-104.

Yang Q Y,Yang J S.Spatial variability of soil organic matter and total nitrogen at different scales [J].Journal of Soil and Water Conservation,2010,24(3):100-104.(in Chinese)

[8] 連 綱，郭旭東，傅伯杰，等.黃土丘陵溝壑區(qū)縣域土壤有機(jī)質(zhì)空間分布特征及預(yù)測(cè) [J].地理科學(xué)進(jìn)展，2006,25(2):112-122.

Lian G,Guo X D,Fu B J,et al.Spatial variability and prediction of soil organic matter at county scale on the Loess Plateau [J].Progress in Geography,2006,25(2):112-122.(in Chinese)

[9] 趙明松，張甘霖，王德彩，等.淮黃泛平原土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征及主控因素分析 [J].土壤學(xué)報(bào)，2013,50(2):1-11.

Zhao M S,Zhang G L,Wang D C,et al.Spatial variability of soil organic matter and its dominating factors in Xu-Huai Alluvial Plain [J].Acta Pedologica Sinica,2013,50(2):1-11.(in Chinese)

[10] 任春穎，張 柏，王宗明，等.松嫩平原西部土壤有機(jī)碳空間變異研究：以吉林省通榆縣為例 [J].干旱區(qū)研究，2008,25(5):631-636.

Ren C Y,Zhang B,Wang Z M,et al.Study on spatial variability of soil organic carbon content in the west Songnen Plain:A case study in Tongyu County,Jilin Province [J].Arid Zone Research,2008,25(5):631-636.(in Chinese)

[11] 李 婷，張世熔，劉 潯，等.沱江流域中游土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異特點(diǎn)及其影響因素 [J].土壤學(xué)報(bào)，2011,48(4):863-868.

Li T,Zhang S R,Liu X,et al.Spatial variability of soil organic matter and its influence in the middle reaches of Tuojiang River basin [J].Acta Pedologica Sinica,2011,48(4):863-868.(in Chinese)

[12] 張春華，王宗明，任春穎，等.松嫩平原玉米帶土壤有機(jī)質(zhì)和全氮的時(shí)空變異特征 [J].地理研究，2011,30(2):256-268.

Zhang C H,Wang Z M,Ren C Y,et al.Temporal and spatial variations of soil organic and total nitrogen in the Songnen Plain maize belt [J].Geographical Research,2011,30(2):256-268.(in Chinese)

[13] 張建杰，張 強(qiáng)，楊治平，等.山西臨汾盆地土壤有機(jī)質(zhì)和全氮的空間變異特征及其影響因素 [J].土壤通報(bào)，2011,41(4):839-844.

Zhang J J,Zhang Q,Yang Z P,et al.Spatial variability of topsoil organic matter and total nitrogen in Linfen Basin,Shanxi and its influencing factors [J].Chinese Journal of Soil Science,2011,41(4):839-844.(in Chinese)

[14] Marchettl A,Piccini C,Francaviglia R,et al.Spatial distribution of soil organic matter using geostatistics:A key indicator to assess soil degradation status in central Italy [J].Pedosphere,2012,22(2):230-242.

[15] Liu D W,Wang Z M,Zhang B,et al.Spatial distribution of soil organic carbon and analysis of related factors in croplands of the black soil region,Northeast China [J].Agriculture,Ecosystems and Environment,2006,113:73-81.

[16] 韓 丹，程先富，謝金紅，等.大別山區(qū)江子河流域土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異及其影響因素 [J].土壤學(xué)報(bào)，2012,49(2):403-408.

Han D,Cheng X F,Xie J H,et al.Spatial variability of soil organic matter in Jiangzihe Watershed of Dabie Mountainous area and its influencing factors [J].Acta Pedologica Sinica,2012,49(2):403-408.(in Chinese)

[17] Huang B,Sun W X,Zhao Y C,et al.Temporal and spatial variability of soil organic matter and total nitrogen in an agricultural ecosystem as affected by farming practices [J].Geoderma,2007,139(3/4):336-345.

[18] 梁 二，王小彬，蔡典雄，等.河南省土壤有機(jī)碳分布空間自相關(guān)分析 [J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2007,18(6):1305-1310.

Liang E,Wang X B,Cai D X,et al.Spatial autocorrelation analysis on soil organic carbon distribution in Henan Province [J].Chinese Journal of Applied Ecology,2007,18(6):1305-1310.(in Chinese)

[19] 屈發(fā)科，趙 強(qiáng)，史莉娜，等.漢中盆地水稻優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)綜合配套技術(shù) [J].陜西農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008,54(4):191-192.

Qu F K,Zhao Q,Shi L N,et al.The synthetic technique for good quality and high yield of rice in Hanzhong Basin [J].Shaanxi Journal of Agricultural Sciences,2008,54(4):191-192.(in Chinese)

[20] 高彥春，惠渙河.漢中盆地平壩區(qū)水資源分析評(píng)價(jià) [J].西北大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，1996,26(1):33-34,65-67.

Gao Y C,Hui H H.Analysis and appraisal on water resource in the plain area of Hanzhong Basin [J].Journal of Northwest University:Natural Science Edition,1996,26(1):33-34,65-67.(in Chinese)

[21] 鮑士旦.土壤農(nóng)化分析 [M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2000.

Bao S D.Soil agricultural chemistry analysis [M].Beijing:China Agriculture Press,2000.(in Chinese)

[22] 劉愛(ài)利，王培法，丁園圓.地統(tǒng)計(jì)學(xué)概論 [M].北京：科學(xué)出版社，2011.

Liu A L,Wang P F,Ding Y Y.Introduction to geostatistics [M].Beijing:Science Press,2011.(in Chinese)

[23] Luc Anselin.Local indicators of spatial association-LISA [J].Geographical Analysis,1995,27(2):93-115.

[24] David McGrath,Zhang C S.Spatial distribution of soil organic carbon concentrations in grassland of Ireland [J].Applied Geochemistry,2003,18:1629-1639.

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

Wang Z Q.Geostatistics and its application in ecology [M].Beijing:Science Press,1999.(in Chinese)

[26] Goodchild M F.Spatial autocorrelation,concepts and techniqu-es in modern geography [M].Norwich，UK:Geo Books,1986.

[27] 劉 慶，夏江寶，謝文軍.半方差函數(shù)與Moran’s I在土壤微量元素空間分布研究中的應(yīng)用：以壽光市為例 [J].武漢大學(xué)學(xué)報(bào)：信息科學(xué)版，2011,36(9):1129-1133.

Liu Q,Xia J B,Xie W J.Application of semi-variogram and Moran’s I to spatial distribution of trace elements in soil:A case study in Shouguang County [J].Geomatics and Information Science of Wuhan University,2011,36(9):1129-1133.(in Chinese)

[28] 張松林，張 昆.全局空間自相關(guān)Moran指數(shù)和G系數(shù)對(duì)比研究 [J].中山大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2007,46(4):93-97.

Zhang S L,Zhang K.Comparison between general Moran’s index and getis-ord general G of spatial autocorrelation [J].Acta Scientiarum Naturalium Universitatis Sunyatseni,2007,46(4):93-97.(in Chinese)

[29] 湯國(guó)安，楊 昕.ArcGIS地理信息系統(tǒng)空間分析實(shí)驗(yàn)教程 [M].北京：科學(xué)出版社，2006.

Tang G A,Yang X.Experiment guide of ArcGIS spatial analyst [M].Beijing:Science Press,2006.(in Chinese)

Spatial characteristics of soil organic matter in cultivated land in Hanzhong Basin

BAN Song-tao,CHANG Qing-rui,ZHAO Ye-ting,JIANG Yue

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

【Objective】 This study analyzed the spatial autocorrelation,variability and distribution of soil organic matter (SOM) in Hanzhong Basin,Shaanxi Province.【Method】 The plain area in Hanzhong Basin was chosen as the study area according to the geomorphological characteristics.Based on SOM contents of 3 568 soil samples collected in Hanzhong Basin from 2010 to 2011,traditional statistics,geostatistics and geographical information system technology were used to analyze the spatial characteristics of SOM in cultivated land.【Result】 SOM contents of soil samples in the study area ranged from 7.20 g/kg to 38.00 g/kg with the average of 21.53 g/kg and the variation coefficient of 24.48%, indicating moderate variability.The spatial autocorrelation of SOM content was positive and strong with the active range of 4.70 km.The nugget coefficient of SOM content was 0.55,indicating medium spatial correlation.61.13% of the study area had high contents of SOM (≥20-<30 g/kg).Overall,SOM content was high in the west and south and low in the east and north.There was a significant variation trend from northeast to southwest.【Conclusion】 SOM contents in most cultivated land were high and enough to supply the needs of crops.

soil organic matter;geostatistics;geographical information system;spatial autocorrelation;Hanzhong Basin

2013-09-29

國(guó)家“863”計(jì)劃項(xiàng)目(2013AA102401)

班松濤(1989-)，男，河南杞縣人，碩士，主要從事遙感與GIS的應(yīng)用研究。E-mail：songtao.ban@gmail.com

常慶瑞(1959-)，男，陜西子洲人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事資源環(huán)境與“3S”技術(shù)應(yīng)用研究。 E-mail:changqr@nwsuaf.edu.cn

時(shí)間:2015-01-05 08:59

10.13207/j.cnki.jnwafu.2015.02.020

S153.6+21

A

1671-9387(2015)02-0159-07

網(wǎng)絡(luò)出版地址:http://www.cnki.net/kcms/detail/61.1390.S.20150105.0859.020.html