陶 睿，王子芳*，高 明，孫 宇

(1 西南大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，重慶 400715；2 黔西南州農(nóng)業(yè)委員會(huì)，貴州興義 562400)

重慶市豐都縣紫色土養(yǎng)分空間變異及土壤肥力評(píng)價(jià)①

陶 睿1，王子芳1*，高 明1，孫 宇2

(1 西南大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，重慶 400715；2 黔西南州農(nóng)業(yè)委員會(huì)，貴州興義 562400)

綜合運(yùn)用地統(tǒng)計(jì)學(xué)、GIS和模糊數(shù)學(xué)相結(jié)合的方法，分析了豐都縣紫色土養(yǎng)分的空間變異規(guī)律，對(duì)其土壤肥力進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，并繪制了養(yǎng)分空間分布圖和土壤綜合肥力指數(shù)空間分布圖，為該縣紫色土養(yǎng)分分區(qū)管理及精準(zhǔn)施肥決策等提供理論依據(jù)。結(jié)果表明：研究區(qū)內(nèi)5種肥力指標(biāo)中，除有效磷屬于強(qiáng)變異性外，pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮和速效鉀均具有中等變異性。土壤pH、速效鉀的最適模型是指數(shù)模型，塊金值與基臺(tái)值之比分別為17.07% 和10.65%，有較強(qiáng)的空間相關(guān)性；用線性模型可較好地模擬有機(jī)質(zhì)、堿解氮和有效磷，塊金值與基臺(tái)值之比分別為76.37%、84.21%和87.92%，空間相關(guān)性較弱。土壤pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的變程分別為5.43、28.02、31.24、36.48和2.28 km。土壤pH在長(zhǎng)江以北較高與較低區(qū)域都呈帶狀并相間分布，在長(zhǎng)江以南呈西低東高狀態(tài)；有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷及速效鉀的分布存在明顯的方向不均勻性，都呈零星斑狀。豐都縣土壤肥力質(zhì)量呈現(xiàn)北低南高的趨勢(shì)，5個(gè)等級(jí)地塊分別占8.14%、18.86%、31.75%、28.58%、12.67%。豐都縣土壤肥力總體水平中等偏上，這主要與該地區(qū)地形地質(zhì)有關(guān)，同時(shí)也受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)與人為管理措施的影響。

紫色土；養(yǎng)分；地統(tǒng)計(jì)學(xué)；空間變異；肥力

土壤資源作為一種脆弱性的非再生資源[1]，具有高度變異性的時(shí)空連續(xù)體，受氣候、母質(zhì)、植被覆蓋、地形等自然因素、人為作用的影響。土壤養(yǎng)分是土壤的基本屬性和本質(zhì)特征，也是衡量土壤肥力的重要指標(biāo)。土壤肥力是土地生產(chǎn)力的基礎(chǔ)，土壤肥力水平的高低直接關(guān)系到作物生長(zhǎng)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的結(jié)構(gòu)、布局及效益等方面。對(duì)土壤養(yǎng)分空間變異特征的合理分析和土壤肥力的客觀評(píng)價(jià)，可以有效地揭示土壤養(yǎng)分的空間分布情況與各區(qū)域土壤肥力狀況，為作物合理布局、土壤精準(zhǔn)施肥、養(yǎng)分管理及防治土壤退化等提供科學(xué)依據(jù)，對(duì)推動(dòng)土壤科學(xué)定量化研究與精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)的實(shí)施也具有重要意義[2]。

地統(tǒng)計(jì)學(xué)是在傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)基礎(chǔ)上發(fā)展起來(lái)的空間分析方法，不僅能有效地揭示屬性變量在空間上的分布、變異和相關(guān)特征，還能將空間格局與生態(tài)過程聯(lián)系起來(lái)，可有效地解釋空間格局對(duì)生態(tài)過程與功能的影響[3–5]，地統(tǒng)計(jì)學(xué)是分析土壤特性空間分布特征及其變異規(guī)律最為有效的方法之一[6]。GIS可以將系統(tǒng)變量的屬性數(shù)據(jù)同地理數(shù)據(jù)相結(jié)合，使大區(qū)域范圍內(nèi)進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)分析變得較為方便。二者的有機(jī)結(jié)合可以取長(zhǎng)補(bǔ)短，充分發(fā)揮各自的優(yōu)勢(shì)。近年來(lái)，在對(duì)土壤性質(zhì)的空間變異特征研究的方法上利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS技術(shù)相結(jié)合已成為土壤科學(xué)的研究熱點(diǎn)之一[7–8]。大量學(xué)者對(duì)農(nóng)田、植煙區(qū)、城市郊區(qū)等的土壤養(yǎng)分空間變異特征及其土壤肥力評(píng)價(jià)作了相關(guān)研究[9–14]，但有關(guān)三峽庫(kù)區(qū)紫色土的相關(guān)研究仍不全面。

紫色土主要分布于我國(guó)亞熱帶地區(qū)，重慶市是紫色土集中分布區(qū)之一，重慶人多地少，土壤養(yǎng)分失衡、坡耕地面積大、水土流失及侵蝕等問題日益突出，特別是豐都縣地處三峽庫(kù)區(qū)腹心位置。因此本研究以重慶市豐都縣紫色土為對(duì)象，采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)、GIS和模糊數(shù)學(xué)相結(jié)合的方法研究該區(qū)紫色土養(yǎng)分的空間變異特征及肥力狀況，揭示其空間變異規(guī)律，以期為該地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合理施肥和土壤肥力的培育提供科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

豐都縣位于重慶中部，介于107°28′03″ ~ 108°12′37″E，29°33′18″ ~ 30°16′25″N。全縣地形呈南高北低、“四山”夾“三槽”的地形，縣內(nèi)最低海拔175 m，最高海拔2 000 m。豐都縣地處三峽庫(kù)區(qū)腹心地帶，長(zhǎng)江自西南向東北從縣境中部橫穿而過，境內(nèi)長(zhǎng)度為47 km，長(zhǎng)江以南多為深丘，中低山地形地貌，長(zhǎng)江以北多為淺丘陵地形地貌。屬亞熱帶潤(rùn)濕季風(fēng)氣候區(qū)，氣候溫和，四季分明，年均氣溫18.5℃，年均降雨量823.8 mm。土壤類型以紫色土為主，主要分布在長(zhǎng)江以北、長(zhǎng)江沿岸及中部以東地區(qū)。豐都縣地質(zhì)結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜，地貌形態(tài)多樣，各種物產(chǎn)、資源較為豐富。

1.2 樣品采集與分析

土壤采樣點(diǎn)遵循代表性、均勻性的原則，結(jié)合土地利用現(xiàn)狀、地貌單元及植被，根據(jù)豐都縣紫色土分布情況進(jìn)行布置。研究區(qū)共布置3 698個(gè)取樣點(diǎn)(圖1)，其中，山地地形設(shè)置采樣點(diǎn)1 650個(gè)，區(qū)域主要種植玉米、水稻、馬鈴薯、烤煙和豆類，丘陵、平壩地形各設(shè)置采樣點(diǎn)1 872個(gè)、176個(gè)，種植玉米、水稻。因豐都縣南部的南天湖鎮(zhèn)、三撫林場(chǎng)、暨龍鎮(zhèn)、都督鄉(xiāng)、太平壩鄉(xiāng)及七躍山林場(chǎng)的土壤類型主要是黃壤，所以采樣區(qū)域及本文的相關(guān)分析均不涉及以上鄉(xiāng)鎮(zhèn)及林場(chǎng)。利用手持式GPS定位，記錄采樣點(diǎn)的經(jīng)緯度和高程，以定位點(diǎn)為中心，在半徑10 m的圓形區(qū)域內(nèi)采集4點(diǎn)表層(0 ~ 20 cm)土樣混合，四分法取大約1 kg土樣帶回室內(nèi)分析。

圖1 研究區(qū)采樣點(diǎn)分布圖Fig. 1 Sampling sites in study area

樣品帶回實(shí)驗(yàn)室后經(jīng)風(fēng)干，研磨過篩備用。采用玻璃電極法測(cè)定土壤pH；采用重鉻酸鉀氧化法測(cè)定土壤有機(jī)質(zhì)含量；采用堿解擴(kuò)散法測(cè)定有效氮含量；采用鉬銻抗比色法測(cè)定有效磷含量；采用火焰光度法測(cè)定速效鉀含量[15]。

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用域法識(shí)別特異值，即平均值±3倍標(biāo)準(zhǔn)差去除異常值，在此區(qū)間外的數(shù)據(jù)定位特異值，然后分別用正常最大值或最小值代替特異值。利用 SPSS18.0軟件對(duì)樣品數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Kolmogorov-Smimov(K-S) 檢驗(yàn)。采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件GS+ 7.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行半方差函數(shù)的計(jì)算和理論模型擬合。在ArcGIS9.3平臺(tái)上進(jìn)行Kriging插值和圖形編輯，制作土壤養(yǎng)分空間分布圖和土壤綜合肥力指數(shù)空間分布圖。

1.3.1 評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取及權(quán)重的確定 因土壤肥力形成機(jī)制較為復(fù)雜，不同學(xué)者對(duì)土壤肥力的理解各不相同，其評(píng)價(jià)方法與評(píng)價(jià)指標(biāo)也不盡一致。作為土壤肥力評(píng)價(jià)，應(yīng)以土壤的養(yǎng)分含量為主[16]。本研究按照指標(biāo)對(duì)土壤生產(chǎn)力的影響，選取pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷、速效鉀5個(gè)指標(biāo)，建立三峽庫(kù)區(qū)紫色土肥力質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。各參評(píng)指標(biāo)的權(quán)重(表1)采用層次分析法[17]確定，經(jīng)隨機(jī)一致性檢驗(yàn)指標(biāo) CR = 0.002<0.10，通過一致性檢驗(yàn)，判斷矩陣無(wú)需調(diào)整。

表1 土壤肥力各參評(píng)指標(biāo)權(quán)重Table 1 Weights of soil fertility indexes

1.3.2 評(píng)價(jià)指標(biāo)的隸屬函數(shù)構(gòu)建 根據(jù)土壤肥力指標(biāo)與作物生長(zhǎng)效應(yīng)曲線將參評(píng)隸屬度函數(shù)分為兩種類型，即 S型和拋物線型[18]，并將曲線型函數(shù)轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的折線型函數(shù)。將每個(gè)樣本的原始統(tǒng)計(jì)資料分別代入相應(yīng)的隸屬函數(shù)公式，可以把不規(guī)則分布的、有單位的、定量或定性描述的原始數(shù)值轉(zhuǎn)化為0.1 ~ 1.0分布的、無(wú)量綱差異的隸屬度值。

S型隸屬度函數(shù)：屬于這類函數(shù)的土壤肥力指標(biāo)有土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷、速效鉀。相應(yīng)的隸屬度函數(shù)表達(dá)式為：

拋物線型：屬于這類函數(shù)的土壤肥力指標(biāo)有土壤pH。相應(yīng)的隸屬度函數(shù)表達(dá)式為：

本文根據(jù)重慶紫色土肥力特性、作物品種特點(diǎn)以及相關(guān)研究的結(jié)果[9,12,19]，確定各指標(biāo)的拐點(diǎn)值(表2)。

表2 土壤肥力各參評(píng)指標(biāo)隸屬函數(shù)的拐點(diǎn)值Table 2 Turning point values of soil fertility indexes

1.3.3 綜合評(píng)價(jià)指數(shù)的計(jì)算 以模糊數(shù)學(xué)中權(quán)重加權(quán)求和來(lái)計(jì)算土壤綜合肥力指數(shù)(integrated fertility index, IFI)，其表達(dá)式如下：

式中：n為參評(píng)指標(biāo)數(shù)量，fi為第i個(gè)指標(biāo)的隸屬度，wi為第i個(gè)指標(biāo)的權(quán)重。由于隸屬度取值范圍在 [0.1，1.0]，因此，IFI取值也處于 [0.1，1.0]，該值越接近于1，土壤肥力越高。

2 結(jié)果與討論

2.1 豐都縣紫色土養(yǎng)分的描述性統(tǒng)計(jì)分析

土壤養(yǎng)分含量數(shù)據(jù)及K-S檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表中可以看出，研究區(qū)土壤pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的平均含量分別為6.39、13.43 g/kg、75.69 mg/kg、22.06 mg/kg、96.27 mg/kg，其中有效磷含量較高，其他養(yǎng)分含量適宜。5種土壤養(yǎng)分變異系數(shù)在19.71% ~ 106.76% 之間，其中土壤pH的變異系數(shù)最小，為 19.71%；有機(jī)質(zhì)、堿解氮、速效鉀的變異系數(shù)比較接近，在37.35% ~ 51.92%之間，均屬于中等變異強(qiáng)度；有效磷的變異系數(shù)最大，達(dá)到106.76%，屬于高變異強(qiáng)度，其原因除了與該地區(qū)不同土地利用類型、土壤母質(zhì)等有關(guān)外，更重要與施磷肥狀況及磷在土壤中的化學(xué)行為有關(guān)，當(dāng)季磷肥的利用率低和土壤中的磷不易遷移等使較多的磷殘留在土壤中，最終使得土壤中磷分布不均勻[19]。各土壤養(yǎng)分含量最大值和最小值差異明顯，這表明各地區(qū)間土壤養(yǎng)分含量存在本底差異，盲目地平均施肥，將會(huì)造成低養(yǎng)分地區(qū)養(yǎng)分繼續(xù)不足和高養(yǎng)分地區(qū)養(yǎng)分過剩[20]。

表3 土壤養(yǎng)分的統(tǒng)計(jì)特征值Table 3 Descriptive statistics of soil nutrient contents in study area

經(jīng)過K-S非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，土壤pH近似服從正態(tài)分布，其他養(yǎng)分經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后均較好地服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布，滿足半方差函數(shù)分析要求。

2.2 豐都縣紫色土養(yǎng)分的空間結(jié)構(gòu)分析

由土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)理論模型及其擬合參數(shù)(表 4)分析可以得到，除速效鉀的擬合度只有 0.546外，其余養(yǎng)分半方差函數(shù)模型的擬合度均在 0.65以上，可見半方差函數(shù)模型的選取符合基本要求。研究區(qū)紫色土有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷的最適模型是線性模型，其中堿解氮擬合效果最好，擬合系數(shù)為0.89，而pH、速效鉀用指數(shù)模型擬合效果較好，擬合系數(shù)分別為0.757和0.546。

表4 土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)理論模型及其參數(shù)Table 4 Semi-variogram models and parameters of soil nutrients

表4中塊金值(C0)表示取樣誤差和小于取樣尺度下的空間變異?；_(tái)值(C0+C) 表示變量在研究范圍內(nèi)總的空間變異強(qiáng)度。塊金值與基臺(tái)值的比值 C0/ (C0+C)表示隨機(jī)部分引起的空間異質(zhì)性占系統(tǒng)總變異的比例，表明系統(tǒng)變量的空間相關(guān)性的程度[21]。有研究表明，氣候、母質(zhì)、地形、土壤類型等結(jié)構(gòu)性因素可以導(dǎo)致土壤養(yǎng)分強(qiáng)的空間相關(guān)性；而施肥、耕作方式、種植制度等人為活動(dòng)使得土壤養(yǎng)分的空間相關(guān)性減弱，朝均一化方向發(fā)展[22]。從表 4可以看出研究區(qū)紫色土各養(yǎng)分的塊金值均為正值，說(shuō)明存在著由采樣誤差、短距離的變異、隨機(jī)和結(jié)構(gòu)變異引起的各種正塊金效應(yīng)。速效鉀和pH的塊金值與基臺(tái)值之比均小于25%，為10.65% 和17.07%，說(shuō)明要素具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性，其變異主要受結(jié)構(gòu)性因素影響；有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷的塊金值與基臺(tái)值之比都大于75%，為76.37%、84.21%、87.92%，要素表現(xiàn)出較弱的空間相關(guān)性，說(shuō)明其隨機(jī)性因素引起的空間異質(zhì)性占主導(dǎo)地位，即土壤的空間變異性主要與土地利用類型、種植制度、管理措施、污染等人為活動(dòng)有直接關(guān)系[23]。

變程反映空間最大相關(guān)距離，它表明土壤養(yǎng)分變量空間自相關(guān)范圍的大小[24]。在研究區(qū)域內(nèi)，5種土壤養(yǎng)分的變程在2.28 ~ 36.48 km內(nèi)變化，其中有效磷、堿解氮、有機(jī)質(zhì)的變程較大，分別為36.48、31.24、28.02 km，pH和速效鉀的變程僅為5.43 km和2.28 km。說(shuō)明它們空間自相關(guān)范圍具有明顯的差異，除取樣間距的影響外，還可能是由于研究區(qū)生態(tài)條件、種植作物和農(nóng)事操作的不同[7]。

2.3 豐都縣紫色土養(yǎng)分的空間分布特性

為了能夠更深刻、全面和直觀地反映土壤養(yǎng)分在空間上的分布特征，在 GS + 7.0建立半方差函數(shù)的基礎(chǔ)上，應(yīng)用ArcGIS對(duì)土壤養(yǎng)分進(jìn)行Kriging插值，得到各養(yǎng)分含量的空間分布圖(圖2)。

由圖2可知，在長(zhǎng)江以北pH較高與較低區(qū)域都呈帶狀并相間分布；長(zhǎng)江以南pH西低東高，除三建鄉(xiāng)、江池鎮(zhèn)大于7.2和栗子鎮(zhèn)、武平鎮(zhèn)小于5.3以外，其他區(qū)域pH差異不明顯。有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷及速效鉀的分布存在明顯的方向不均勻性，都呈零星斑狀。有機(jī)質(zhì)有多個(gè)低值中心，相鄰區(qū)域含量差異不大，最高區(qū)域主要在包鸞鎮(zhèn)和武平鎮(zhèn)；堿解氮較高區(qū)域分布在研究區(qū)東南角，較低區(qū)域主要在西北角，其空間分布與有機(jī)質(zhì)基本一致，說(shuō)明主要受該區(qū)土壤質(zhì)地影響，這與前人的研究一致[25]。有效磷變化較強(qiáng)烈，斑塊小而多，相鄰區(qū)域含量差異明顯，規(guī)律性不強(qiáng)，有多個(gè)高值中心，有效磷含量低于 13.4 mg/kg的區(qū)域較連續(xù)，主要在北部及長(zhǎng)江以南中部。速效鉀的含量分布在長(zhǎng)江以北平均低于長(zhǎng)江以南，最高區(qū)域主要在武平鎮(zhèn)和三元鎮(zhèn)，較低區(qū)域主要是零星斑狀散落在長(zhǎng)江以北和研究區(qū)中部。

2.4 土壤肥力綜合評(píng)價(jià)

2.4.1 土壤綜合肥力指數(shù)(IFI)描述性統(tǒng)計(jì) 對(duì)研究區(qū)3 698個(gè)采樣點(diǎn)的IFI值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析表明，樣點(diǎn)的IFI值近似服從正態(tài)分布，處于0.115 ~ 0.893之間，平均為0.457，變異系數(shù)為32.31%，屬于中等強(qiáng)度變異。

圖2 研究區(qū)紫色土養(yǎng)分的空間分布Fig. 2 Spatial distribution of nutrients of purple soil in study area

2.4.2 土壤綜合肥力指數(shù)(IFI)空間變異特征及空間分布狀況 利用GS+7.0對(duì)研究區(qū)紫色土綜合肥力指數(shù)進(jìn)行半變異函數(shù)的計(jì)算和理論模型擬合(表 5)，可知研究區(qū)綜合肥力指數(shù)的最適模型是指數(shù)模型，并且擬合效果較好，決定系數(shù)達(dá)到 0.916，殘差僅為3.69′10–5，塊金值與基臺(tái)值的比值為86.146%，表現(xiàn)出較弱的空間相關(guān)性，說(shuō)明其隨機(jī)部分引起的空間異質(zhì)性占主導(dǎo)地位。

對(duì)研究區(qū)紫色土綜合肥力指數(shù)(IFI)進(jìn)行分級(jí)，分為優(yōu)(>0.8)、良好(0.7 ~ 0.8)、一般(0.6 ~ 0.7)、中等(0.4 ~ 0.6)和差(<0.4)5個(gè)等級(jí)，采用地統(tǒng)計(jì)的Kriging插值方法繪制了豐都縣紫色土綜合肥力指數(shù)空間分布圖(圖3)。從全局看研究區(qū)北部到南部土壤肥力有逐漸升高的趨勢(shì)，最高區(qū)域在西南角和東南角。利用GIS中空間分析功能進(jìn)一步對(duì)研究區(qū)各等級(jí)區(qū)域的面積進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，結(jié)果表明，研究區(qū)紫色土綜合肥力指數(shù)為優(yōu)的區(qū)域較缺乏，僅占研究區(qū)域的 8.14%，主要分布在武平鎮(zhèn)與包鸞鎮(zhèn)，這兩個(gè)區(qū)域土壤肥力較高主要是與該區(qū)域以淺丘低山槽壩地形為主，氣候濕潤(rùn)，適宜農(nóng)作物生長(zhǎng)，盛產(chǎn)水稻、玉米、茶葉、蔬菜等經(jīng)濟(jì)作物，還與人為管理有關(guān)；為良的區(qū)域占18.86%，主要分布在研究區(qū)中部豐都縣主城區(qū)附近，長(zhǎng)江河谷地帶，交通便捷，土地集約化程度高，土壤養(yǎng)分受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的影響劇烈，因此肥力整體水平較高；一般的區(qū)域占31.75%，在除崇興鄉(xiāng)以外的鄉(xiāng)鎮(zhèn)均有分布；中等的區(qū)域占28.58%，占據(jù)了三建鄉(xiāng)、栗子鎮(zhèn)、龍河鎮(zhèn)、江池鎮(zhèn)、三合鎮(zhèn)和保合鎮(zhèn)等鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分區(qū)域，屬低山丘陵區(qū)，土壤質(zhì)地偏砂，容易漏肥，區(qū)域內(nèi)多以林糧牧相結(jié)合方式發(fā)展；為差的區(qū)域占12.67%，主要在研究區(qū)西北角及龍孔鄉(xiāng)，區(qū)域內(nèi)地質(zhì)結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜，地貌形態(tài)多樣，養(yǎng)分含量較低，可因地制宜發(fā)展林木業(yè)。

表5 土壤綜合肥力指數(shù)的半方差函數(shù)模型及相關(guān)參數(shù)Table 5 IFI semi-variogram model and parameters

圖3 豐都縣紫色土綜合肥力指數(shù)空間分布圖Fig. 3 IFI spatial distribution of purple soil in Fengdu

3 結(jié)論

1) 研究區(qū)pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的平均含量分別為6.39、13.43 g/kg、75.69 mg/kg、22.06 mg/kg、96.27 mg/kg。除有效磷屬于強(qiáng)變異性外，其他均屬于中等變異性，其中土壤pH的變異系數(shù)最小(19.71%)，有效磷的變異系數(shù)最大(106.76%)。

2) 土壤pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的變程分別為5.43、28.02、31.24、36.48 和2.28 km。土壤pH和速效鉀的最適模型是指數(shù)模型，有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷的最適模型是線性模型。其中速效鉀和pH具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性，有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷表現(xiàn)出較弱的空間相關(guān)性。

3) 研究區(qū)土壤 pH在長(zhǎng)江以北較高與較低區(qū)域都呈帶狀并相間分布，pH在長(zhǎng)江以南呈西低東高狀態(tài)；有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷及速效鉀的分布存在明顯的方向不均勻性，都呈零星斑狀，有機(jī)質(zhì)有多個(gè)低值中心，相鄰區(qū)域差異不大；堿解氮含量隨著地勢(shì)增高而略有增加；有效磷變化較強(qiáng)烈，斑塊小而多，相鄰區(qū)域差異明顯；速效鉀含量高值中心主要分布在長(zhǎng)江以南。

4) 研究區(qū)紫色土肥力質(zhì)量呈現(xiàn)出明顯的北低南高的趨勢(shì)，5個(gè)等級(jí)地塊分別占 8.14%、18.86%、31.75%、28.58%、12.67%，土壤肥力總體水平中等偏上，這主要與該地區(qū)地形地貌因素有關(guān)，同時(shí)也受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)與人為管理措施的影響。

[1] 趙其國(guó), 孫波, 張?zhí)伊? 土壤質(zhì)量與持續(xù)環(huán)境 I. 土壤質(zhì)量的定義及評(píng)價(jià)方法[J]. 土壤, 1997, 29(3): 113–120

[2] 張玉銘, 毛任釗, 胡春勝, 等. 華北太行山前平原農(nóng)田土壤養(yǎng)分的空間變異性研究[J]. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào), 2004, 15(11): 2049–2054

[3] 李建輝, 李曉秀, 張汪壽, 等. 基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的北運(yùn)河下游土壤養(yǎng)分空間分布[J]. 地理科學(xué), 2011, 31(8): 1001–1006

[4] 馬渝欣, 李徐生, 李德成, 等. 江淮丘陵區(qū)農(nóng)田表層土壤有機(jī)碳空間變異——以定遠(yuǎn)縣為例[J]. 土壤, 2014, 46(4): 638–643

[5] 張文敏, 姜小三，吳明, 等. 杭州灣南岸土壤有機(jī)碳空間異質(zhì)性研究[J]. 土壤學(xué)報(bào), 2014, 51(5): 1087–1095

[6] 江厚龍, 王新中, 劉國(guó)順, 等. 煙田土壤質(zhì)地的空間變異性研究[J]. 中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào), 2010, 18(4): 724–729

[7] 劉國(guó)順, 常搖棟, 葉協(xié)鋒, 等. 基于 GIS的緩坡煙田土壤養(yǎng)分空間變異研究[J]. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2013, 33(8): 2586–2595

[8] 馬渝欣, 李徐生, 李德成, 等. 皖北平原蒙城縣農(nóng)田土壤有機(jī)碳空間變異[J]. 土壤學(xué)報(bào), 2014, 51(5): 1153–1159 [9] 崔瀟瀟, 高原, 呂貽忠. 北京市大興區(qū)土壤肥力的空間變異[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào), 2010, 26(9): 327–333

[10] 于洋, 趙葉婷, 常慶瑞. 渭北臺(tái)塬區(qū)耕地土壤速效養(yǎng)分時(shí)空變異特征[J]. 土壤學(xué)報(bào), 2015, 52(5): 1251–1261

[11] 王軍, 傅伯杰, 邱揚(yáng), 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(xué)報(bào), 2002, 22(8): 1173–1178

[12] 葉回春, 張世文, 黃元仿, 等. 北京延慶盆地農(nóng)田表層土壤肥力評(píng)價(jià)及其空間變異[J]. 中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué), 2013, 46(15): 3151–3160

[13] 于洋, 趙業(yè)婷, 常慶瑞. 渭北臺(tái)塬區(qū)耕地土壤速效養(yǎng)分時(shí)空變異特征[J]. 土壤學(xué)報(bào), 2015, 52 (6): 1251–1261

[14] 宋效東, 郭盧, 趙安, 等. 皖北亳州煙區(qū)土壤肥力定量評(píng)價(jià)[J]. 土壤通報(bào), 2016, 47(1): 8–14

[15] 魯如坤. 土壤農(nóng)業(yè)化學(xué)分析方法[M] . 北京: 中國(guó)農(nóng)業(yè)科技出版社, 2000

[16] 周 勇, 張海濤, 汪善勤, 等. 江漢平原后湖地區(qū)土壤肥力綜合評(píng)價(jià)方法及其應(yīng)用[J]. 水土保持學(xué)報(bào), 2001, 15(4): 70–74

[17] 曹茂林. 層次分析法確定評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重及Excel計(jì)算[J].江蘇科技信息: 信息技術(shù), 2012(2): 39–40

[18] 孫波, 張?zhí)伊? 趙其國(guó). 我國(guó)東南丘陵山區(qū)土壤肥力的綜合評(píng)價(jià)[J]. 土壤學(xué)報(bào), 1995, 32(4): 362–368

[19] 崔瀟瀟, 高原, 呂貽忠. 北京市大興區(qū)土壤肥力的空間變異[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào), 2010, 26(9): 327–333

[20] 龐夙, 李廷軒, 王永東, 等. 土壤速效氮、磷、鉀含量空間變異特征及其影響因子[J]. 植物營(yíng)養(yǎng)與肥料學(xué)報(bào), 2009, 15(1): 114–120

[21] Cambardella C A, Moorman T B, Parkin T B, et al. Field-scale variability of soil properties in central Iowa soils[J]. Soil Science Society of America Journal, 1994, 58: 1501–1511

[22] 王子芳, 高明, 魏朝富, 等. 植煙土壤養(yǎng)分的空間變異特征及適宜性評(píng)價(jià)——以重慶市彭水縣為例[J]. 西南大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版), 2008, 30(1): 98–103

[23] 胡江玲, 張高. 新疆精河流域土壤質(zhì)量空間分異規(guī)律分析[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境, 2011, 25(6): 113–121

[24] 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: 65–132

[25] 王淑英, 路蘋, 王建立, 等．不同尺度下土壤有機(jī)質(zhì)和全氮的空間變異特征: 以北京市平谷區(qū)為例[J]．生態(tài)學(xué)報(bào)，2008, 28(10): 4957–4964

Spatial Variability of Soil Nutrients and Assessment on Fertility of Purple Soil in Fengdu City of Chongqing

TAO Rui1, WANG Zifang1*, GAO Ming1, SUN Yu2
(1 College of Resources and Environment, Southwest University, Chongqing 400715, China; 2 Southwest Guizhou Agriculture Commission, Xingyi, Guizhou 562400, China)

The spatial variability of soil nutrients of purple soil in Fengdu City of Chongqing was comprehensively analyzed by geostatistics, GIS platform and fuzzy mathematics method. Scatter diagrams of the spatial distribution of soil nutrients were then quantitatively constructed on order to potentially provides theoretical bases not only for the use of management zones (MZs) with purple soil in Fengdu, but also for decision-making inprecision fertilization. The results showed that moderate level of spatial variability occurred in 4 nutrients contents in the research region except available P(AP) which belonged to the strong level. The nugget/still ratios were 17.07% for pH and 10.65% for available K (AK), respectively, which showed strong spatial correlation, and could be modeled with the exponential model. While the nugget/still ratios were 76.37%, 84.21% and 87.92% for organic matter (SOM), available N (AN) and available P (AP), respectively, which showed weak spatial correlation, and could be well modeled with the spherical model. The ranges of pH, SOM, AN, AP and AK were 5.43, 28.02, 31.24, 36.48 and 2.28 km, respectively. pH showed banding distribution both in the higher and lower regions in the north of the Yangtze River, but showed high in the west region and low in the south region in the south of the Yangtze River; all the distribution of SOM, AN, AP and AK showed apparent direction inhomogeneity and were sporadic and patchy. The soil fertility quality of Fengdu decreased from south to north, but generally was above the middle level, the areas of the five grades of fertility quality were 8.14%, 18.86%, 31.75%, 28.58% and 12.67% of the total area, respectively. The fertility quality of Fengdu was affected by soil texture, socio-economic and artificial cultivation management.

Purple soil; Nutrients; Geostatistics; Spatial variability; Fertility

S159

A

10.13758/j.cnki.tr.2017.01.023

國(guó)家“十二五”科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目(2012BAD14B18)資助。

* 通訊作者(zifangw@126.com)

陶睿(1992—)，女，北京人，碩士研究生，主要從事土地利用規(guī)劃研究。E-mail: 910674386@qq.com