戚家忠　趙艷玲　楊　璐

摘 要： 采用網(wǎng)格取樣法對三塊不同時間的鏟運機復(fù)墾重構(gòu)土壤以及一塊普通農(nóng)田進行了 取樣化驗，求得有機質(zhì)值，應(yīng)用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)理論和克立格法，研究了鏟運機復(fù)墾重構(gòu) 土壤有機質(zhì)的空間變異性。結(jié)果表明：三塊實驗田均為對數(shù)正態(tài)分布。實驗田3在0°和135 °方向的土壤有機質(zhì)的半變差函數(shù)模型為純塊金效應(yīng)模型，在其它方向和另外二塊實驗田的 半變 差函數(shù)模型均為球狀模型。用克立格估值作出了三塊實驗田有機質(zhì)含量的分布等值線圖，為 評價復(fù)墾后土壤質(zhì)量狀況提供了直接依據(jù)。

關(guān)鍵詞：地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)；復(fù)墾重構(gòu)土壤；有機質(zhì)；空間變異性

中圖分類號：Q958.113 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1672-1098(2008)03-0008-06

土地復(fù)墾作為煤礦區(qū)一項利國利民的工作，在我國已開展多年，取得了很大的成績［1 ］。但是，在復(fù)墾作業(yè)時，由于機械的作用，對土壤產(chǎn)生嚴重的擾亂壓實作用，使得復(fù)墾 土地地力下降。因此，研究復(fù)墾土壤理化特性對評價復(fù)墾土地質(zhì)量的好壞就顯得尤為重要 ［2-3］ 。本文選擇土壤有機質(zhì)作為研究對象，應(yīng)用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)原理和方法對同一復(fù)墾方法下的不同 復(fù)墾時間實驗田進行取樣化驗，測定取樣土壤中的有機質(zhì)含量，研究它們的空間變異特征， 應(yīng)用克立格法繪制了等值線圖。對了解復(fù)墾后土壤有機質(zhì)變化情況、合理選擇復(fù)墾手段以 及如何盡快恢復(fù)地力等方面都有重要的參考價值。

1 地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)理論和方法［4-5］

1.1 半變差函數(shù)和球狀模型

地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)已廣泛應(yīng)用于空間分布數(shù)據(jù)的空間結(jié)構(gòu)性和隨機性分析及其最優(yōu)線性無偏估 值中，在許多領(lǐng)域得到大力推廣和應(yīng)用。半變差函數(shù) (Variogram)是地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)基本工具， 其定義為

2 實驗地選擇及取樣方法

2.1 實驗地選擇

實驗場地為典型的平原地形農(nóng)田。是由三塊互不相連的采煤沉陷區(qū)、并在不同年份采用 鏟運機復(fù)墾技術(shù)進行復(fù)墾的田塊構(gòu)成。

實驗田1：復(fù)墾結(jié)束并已耕作3年半；

實驗田2：復(fù)墾結(jié)束1年多未耕作；

實驗田3：取樣時剛剛完成復(fù)墾。

三塊實驗田土壤均為砂姜黑土，含姜礫。

2.2 取樣方法

取樣深度為0～20 cm的表層土壤。取樣時間為2002年9月27日至30日。實驗田1 占地6.4 hm²，該地種植小麥、玉米，一年兩季。取樣時選在該復(fù)墾地的中 部，劃分10 m×10 m的間距網(wǎng)格，共100個取樣點。實驗田2面積3.733 hm²，選擇在其中部，劃分為6 m×8 m的間距網(wǎng)格，共102個 采樣點。實驗田3約60.0 hm²，取樣時選擇其東北角約6.667 hm²作為復(fù)墾取樣田，按10 m×10 m間距共104個采樣點。另外 ，為了對比，在實驗田附近未受采煤塌陷影響的農(nóng)田內(nèi)，隨機選取了6個采樣點。

樣品送專業(yè)實驗室，采用重鉻酸鉀氧化-外加熱法測定送樣土壤的有機質(zhì)含量。

3 結(jié)果分析與討論

3.1 統(tǒng)計分析

應(yīng)用統(tǒng)計學(xué)的原理和方法，對三塊實驗田和對照田的樣品土壤有機質(zhì)含量進行了統(tǒng)計分析( 見表1)。因為部分土壤樣品缺失，所以實際測定的土壤樣品數(shù)與取樣數(shù)有差別。

3.2 半變差函數(shù)結(jié)構(gòu)分析

根據(jù)地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的半變差函數(shù)理論，對三個實驗田的土壤有機質(zhì)含量的進行半變差函數(shù)計算 ，并均以南北方向為0°方向，按順時針旋轉(zhuǎn)做出不同方向的實驗半變差函數(shù)曲線圖 ［6］。然后依據(jù)曲線圖找出最優(yōu)擬合理論模型，求出參數(shù)值，得到最優(yōu)擬合曲線圖 ［7-8］（見表2～表4，圖1～圖3）。

表中c0/(c0+c)表示空間變異程度，該比值越大，表示隨機現(xiàn)象所引起的空 間變異程度越大，而空間自相關(guān)現(xiàn)象所引起的空間異質(zhì)性程度就越小。如果該比值接近1， 則說明該區(qū)域化變量在整個尺度范圍具有恒定的變異。

從圖1～圖3可以看到，實驗田1的四個方向上有機質(zhì)含量的半變差函數(shù)均為球狀模型。由隨 機因素引起的空間異質(zhì)性程度總的表現(xiàn)是從0°方向到135°方向在逐步減少。實驗田2中有 機質(zhì)含量在0°和90°兩個方向上的半變差函數(shù)模型均為球狀模型。其塊金值在兩個方向上 是基本相同，說明了有機質(zhì)的變差函數(shù)為幾何異向性。實驗田3在表層土壤0°方向、135° 方向上 ，有機質(zhì)元素半變差函數(shù)模型為純塊金效應(yīng)模型，與其在另二塊樣田的模型不同。說明土壤 有機質(zhì)在這兩個方向上完全不存在空間相關(guān)的情況。分析認為與復(fù)墾機械覆土?xí)r進出的 方向、熟土的來源以及覆土的方法有關(guān)系。在其它方向均為球狀模型。

3.3 克立格估值等值線圖及分析

圖4～圖6反映了三塊實驗田有機質(zhì)含量的克立格估值等值線分布情況。從圖4可見，該 實驗田北部（圖左半部）表層有機質(zhì)分布等高線比南部（圖右半部） 密集，即北部有機質(zhì)含量高于南部，反映出耕作施肥時的不均勻。從圖5可見，實驗田2復(fù)墾 結(jié)束一年多，未進行耕作，但有機質(zhì)的分布是“北高南低”，即北部（圖左半部）有機質(zhì)高 于南部（圖右半部）。分析原因應(yīng)是該實驗田北部靠近農(nóng)用道路，受其他田塊農(nóng)業(yè)耕作活動 的影響要大于南部，所以，有機質(zhì)的含量也較多。從圖6看出，實驗田3有機質(zhì)含量分布表現(xiàn) 為在田的西部（圖中下部）的表層土壤里有機質(zhì)含量明顯高于該田其他部分，在這點上形成 “金字塔”。分析原因是回填熟土不均勻造成的。

圖7揭示了土壤有機質(zhì)隨復(fù)墾時間不同的變異特性?？梢钥闯觯胀▽φ辙r(nóng)田的土壤有 機質(zhì)含量最大，為1.5%，三塊復(fù)墾實驗田土壤的有機質(zhì)含量均值均小于1%，且按編號順序依 次減少，最小者是實驗田3，其與對照田相比，相差3倍多。與實驗田1相比，是其的一 半。說明復(fù)墾后的土壤有機質(zhì)十分缺乏，在經(jīng)過了3年的人工耕作后其有機質(zhì)含量仍未達到 普通農(nóng)田的水平。

4 結(jié)論

通過對不同時間復(fù)墾的三塊實驗田和一塊普通農(nóng)田的研究，得出以下結(jié)論：

（1） 三塊實驗田有機質(zhì)含量的半變差函數(shù)大多數(shù)為球狀模型， 只有剛結(jié)束復(fù)墾作業(yè)的 實驗田3的土壤有機質(zhì)含量在0°方向、 135°方向上為純塊金效應(yīng)模型。 說明復(fù)墾機械工 作時 的方法以及回覆熟土的方法對其半變差函數(shù)模型有影響。 另外， 復(fù)墾土壤有機質(zhì)含量的統(tǒng) 計分布類型均是對數(shù)正態(tài)分布；

（2） 通過克立格估值作出的等值線圖，可以直觀地了解復(fù)墾后土壤有機質(zhì)的分布情況 ，為評價復(fù)墾工作質(zhì)量以及如何盡快恢復(fù)復(fù)墾土壤地力提供了科學(xué)的參考依據(jù)。

（3） 應(yīng)用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的原理和方法，可以定量地掌握復(fù)墾土壤各種理化特性的空間變 異特征，為復(fù)墾工程設(shè)計和評價提供科學(xué)依據(jù)。

參考文獻：

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(責(zé)任編輯：宋曉梅)