林秀渠，劉曉龍，李玉環(huán)*

(1.文登市農(nóng)業(yè)局，文登 264400;2.山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 資環(huán)學(xué)院，山東泰安 271018)

1 研究區(qū)概況與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)文登市位于山東半島東部，北緯36°52'－37°23'，東經(jīng) 121°43'－122°19'。西與煙臺(tái)市牟平區(qū)和乳山市相接，北連威海市環(huán)翠區(qū)，東臨榮成市，南瀕黃海。

總面積1645 km2。其中山地占總面積19%，丘陵占58.4%，平原占22.6%，平原沿河谷兩岸及濱海地區(qū)呈帶狀展布。全境北高南低，兩側(cè)高，中間低。屬大陸性季風(fēng)型溫濕帶氣候，年均氣溫為11℃，年均降水總量849.3 mm。主要土壤類型是棕壤，占可利用總面積的83.59%。主要種植作物有小麥、玉米、花生、蔬菜、果樹(shù)、大豆等。

1.2 樣品的采集和分析

在室內(nèi)以土地利用現(xiàn)狀圖為底圖，根據(jù)均勻布點(diǎn)原則在圖上布點(diǎn)，每個(gè)村莊布設(shè)3～4個(gè)采樣點(diǎn)，然后實(shí)地進(jìn)行采樣，利用GPS定位儀記錄點(diǎn)位的坐標(biāo)(記錄經(jīng)緯度，精確到0.1″)，采樣時(shí)間以秋季為主，在作物收獲后或播種前采集(上茬作物已經(jīng)基本完成生育進(jìn)程，下茬作物還沒(méi)有施肥)，這樣以能反映采樣地塊的真實(shí)地力。采樣深度為0～20 cm。全市共采集樣點(diǎn)1624個(gè)，經(jīng)過(guò)風(fēng)干、研磨和過(guò)篩處理，采用重鉻酸鉀－硫酸溶液－油浴法分析了土壤樣本的有機(jī)質(zhì)含量指標(biāo)。

1.3 數(shù)據(jù)處理軟件平臺(tái)

本研究涉及的處理平臺(tái)主要有:統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS 17.0以及地理信息系統(tǒng)處理軟件Arcgis 9.2。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

利用樣點(diǎn)的經(jīng)緯度坐標(biāo)將采樣點(diǎn)導(dǎo)入到Arcgis軟件中，然后將測(cè)定的數(shù)據(jù)連接到樣點(diǎn)的屬性數(shù)據(jù)中，應(yīng)用地統(tǒng)計(jì)分析模塊的普通克立格插值法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

圖1 文登市土壤樣點(diǎn)分布圖Fig.1 Distribution map of soil sampling sites in Wendeng city

地統(tǒng)計(jì)學(xué)的理論基礎(chǔ)是區(qū)域化變量理論，而協(xié)方差函數(shù)和變異函數(shù)是以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)建立起來(lái)的，是地統(tǒng)計(jì)學(xué)的兩個(gè)最基本的函數(shù)。克立格法是建立在變異函數(shù)理論和結(jié)構(gòu)分析基礎(chǔ)之上的。

半方差函數(shù)是描述土壤特性空間變異結(jié)構(gòu)的一個(gè)函數(shù)，計(jì)算公式如下:

式中:h——樣本間距;Z(x)——在位置x處的數(shù)值;Z(x+h)——在距離為x+h處的數(shù)值。

半方差函數(shù)一般有3個(gè)主要參數(shù):基臺(tái)值(sill)、變程(range)、塊金值(nugget)。這三個(gè)參數(shù)可以直接從半變異函數(shù)圖中得到，它們決定著半變異函數(shù)的形狀與結(jié)構(gòu)。其中基臺(tái)值是指當(dāng)半變異函數(shù)隨著間隔距離的增大，從非零值達(dá)到一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的常數(shù)時(shí)的值;變程是指半變異函數(shù)達(dá)到基臺(tái)值時(shí)的間隔距離;塊金值是指當(dāng)間隔距離為零時(shí)的半變異函數(shù)的值。半方差圖是地統(tǒng)計(jì)學(xué)解釋土壤特性空間變異結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)，其可靠性取決于采樣密度。土壤性質(zhì)的半方差函數(shù)通常可以被某些曲線方程所擬合，這些曲線方程稱為半方差函數(shù)的理論模型，主要包括線性模型、球狀模型、指數(shù)模型、高斯模型、對(duì)數(shù)模型等。

Kriging插值是根據(jù)變異函數(shù)模型而發(fā)展起來(lái)的空間插值方法，在地質(zhì)、土壤、農(nóng)業(yè)、氣象等領(lǐng)域應(yīng)用廣泛，主要用于研究空間分異和制圖。Kriging插值的最大優(yōu)點(diǎn)是它能給出無(wú)偏估計(jì)，能夠充分考慮到土壤特性的空間變異。Kriging插值方法是地統(tǒng)計(jì)學(xué)中最為常用的插值方法，它是利用原始資料和半方差函數(shù)的結(jié)構(gòu)性，對(duì)未采樣點(diǎn)的區(qū)域化變量進(jìn)行最優(yōu)無(wú)偏估值的一種方法，它對(duì)各觀測(cè)點(diǎn)的權(quán)重確定是通過(guò)半方差圖分析獲取的。作為一種加權(quán)移動(dòng)平均的內(nèi)插方法，其主要優(yōu)點(diǎn)是能得到內(nèi)插計(jì)算中產(chǎn)生的獨(dú)立誤差的估值，且由已知點(diǎn)內(nèi)插估計(jì)點(diǎn)間土壤特性空間相關(guān)性，具有較好的內(nèi)在關(guān)聯(lián)屬性和精確性。

本文中半變異函數(shù)的計(jì)算和理論模型的擬合均是在Arcgis 9.2中的地統(tǒng)計(jì)分析模塊中實(shí)現(xiàn)的。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤有機(jī)質(zhì)的統(tǒng)計(jì)特征

土壤有機(jī)質(zhì)樣本的全部采樣數(shù)量為1624個(gè)，剔除其中位置出現(xiàn)異常的樣點(diǎn)后，有機(jī)質(zhì)樣本數(shù)為1615個(gè)。在應(yīng)用Arcgis的地統(tǒng)計(jì)模塊進(jìn)行插值分析之前，應(yīng)用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)測(cè)量的土壤有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了一般的描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表1:

表1 文登市土壤有機(jī)質(zhì)含量統(tǒng)計(jì)特征值Table 1 Statistical feature values of soil organic matter in Wendeng city

變異系數(shù)的大小表示土壤特性空間變異性的大小，變異系數(shù)≤0.1時(shí)為弱變異性，0.1＜變異系數(shù)＜1時(shí)為中等變異性，變異系數(shù)≥1時(shí)為強(qiáng)變異性。從表1中可以看出，土壤有機(jī)質(zhì)變異系數(shù)屬于強(qiáng)變異性。應(yīng)用SPSS中非參數(shù)檢驗(yàn)中的單樣本K－S檢驗(yàn)土壤有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)，結(jié)果表明數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布。

2.2 普通克立格插值模型的對(duì)比分析

Arcgis地統(tǒng)計(jì)模塊中的普通克立格法插值模型有11種，包括Circular、Spherical、Tetraspherical、Pentaspherical、Gaussion、Rational Quadratic等，在應(yīng)用普通克立格模型插值前，要首先利用地統(tǒng)計(jì)模塊中的Explore Date工具對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，剔除其中的異常值，找出數(shù)據(jù)內(nèi)在的規(guī)律，不符合正態(tài)分布的數(shù)據(jù)要進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換。選擇不同的模型進(jìn)行擬合，根據(jù)各模型的參數(shù)選取較優(yōu)的插值模型，最后用Cross－Validation交叉驗(yàn)證法來(lái)修正各模型參數(shù)。

研究區(qū)域的土壤有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，地統(tǒng)計(jì)模塊中的利用Explore Date工具提出異常點(diǎn)后樣本數(shù)為1604個(gè)，選擇普通克立格插值法進(jìn)行插值，通過(guò)γ(h)～h散點(diǎn)圖選擇了Circular、Spherical、Tetraspherical、Pentaspherical、Gaussion、Rational Quadratic等7中模型進(jìn)行對(duì)比分析，然后利用各模型擬合檢驗(yàn)參數(shù)來(lái)選出最優(yōu)的插值模型，這些擬合參數(shù)包括預(yù)測(cè)誤差均值(mean)、預(yù)測(cè)誤差均方根(root－mean－square)、平均預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)差(average standard error)、平均標(biāo)準(zhǔn)差(mean standardized)、標(biāo)準(zhǔn)均方根預(yù)測(cè)誤差(root－mean－square standardized)。不同模型擬合土壤有機(jī)質(zhì)含量的檢驗(yàn)參數(shù)結(jié)果如表2。

表2 不同模型的擬合檢驗(yàn)參數(shù)Table 2 The validation data of different models

根據(jù)模型的優(yōu)劣評(píng)價(jià)判斷標(biāo)準(zhǔn):預(yù)測(cè)誤差的均值越接近于0，標(biāo)準(zhǔn)均方根預(yù)測(cè)誤差越接近于1，其他檢驗(yàn)參數(shù)值越小時(shí)，模型的擬合情況越好。比較表2中各模型的檢驗(yàn)參數(shù)，可以得出Tetraspherical模型的擬合最好，最適合研究區(qū)內(nèi)土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間分布分析。

2.3 土壤有機(jī)質(zhì)的空間相關(guān)性分析

由以上各模型對(duì)比分析得出，Tetraspherical模型是擬合文登市土壤有機(jī)質(zhì)含量的最優(yōu)模型，應(yīng)用此模型對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間相關(guān)性性進(jìn)行分析。在Tetraspherical模型中，其擬合決定系數(shù)R2=0.973，殘差RSS=0.072，該模型的決定系數(shù)在0.90以上，說(shuō)明模型的選取符合要求。半方差函數(shù)各參數(shù)值:基臺(tái)值(sill)為26.3、變程(range)為 550、塊金值(C0)為22.5，半方差函數(shù)曲線見(jiàn)圖 2。

土壤性質(zhì)的空間相關(guān)性可由C0/sill比值的大小進(jìn)行劃分，C0/sill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，如果該比值高，說(shuō)明隨機(jī)部分引起的空間異質(zhì)性程度起主要作用。土壤有機(jī)質(zhì)由空間自相關(guān)引起的空間異質(zhì)性所占比例很小，由隨機(jī)性因素引起的空間異質(zhì)性所占比例很大，占到了總空間異質(zhì)性的86%，主要表現(xiàn)在550 m以內(nèi)的大尺度上，這說(shuō)明土壤有機(jī)質(zhì)的空間異質(zhì)性由隨機(jī)性因素引起的占主導(dǎo)地位，存在著較弱的空間自相關(guān)格局。在地統(tǒng)計(jì)學(xué)中，從結(jié)構(gòu)性因素的角度來(lái)看，C0/sill值可以表明系統(tǒng)變量的空間相關(guān)性的程度，如果C0/sill＜25%，說(shuō)明系統(tǒng)具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性;如果25% ＜C0/sill＜75%，說(shuō)明系統(tǒng)具有中等的空間相關(guān)性;如果C0/sill＞75%，說(shuō)明系統(tǒng)空間相關(guān)性很弱。在本研究區(qū)域內(nèi)，土壤有機(jī)質(zhì)在空間相關(guān)性上屬于很弱相關(guān)強(qiáng)度，說(shuō)明研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異中，受一些土壤內(nèi)在因子(如氣候、土壤母質(zhì)、地形、土壤類型等)作用的影響較小，而受一些外在因子(如耕作制度、施肥、種植制度等人類活動(dòng))作用的影響很大，這些人為活動(dòng)使土壤有機(jī)質(zhì)的空間相關(guān)性減弱，逐漸向均一化方向發(fā)展。

2.4 土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布特征

應(yīng)用對(duì)比出的最優(yōu)的克立格插值模型，在Arcgis軟件中對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)進(jìn)行普通克立格最優(yōu)內(nèi)插，繪制了文登市土壤有機(jī)質(zhì)含量空間分布圖。

從圖中可以看出，文登市耕層土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布在總體上沒(méi)有明顯的方向上的漸變趨勢(shì)，高低值成片相間分布，這主要是耕作制度、施肥等人類活動(dòng)因素的影響使土壤有機(jī)質(zhì)在局部的差異趨向均一化。具體上，北部和東南部地區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量相對(duì)較高，土壤有機(jī)質(zhì)含量最高值分布在西北部，這是因?yàn)檫@些地區(qū)以山地丘陵為主，土壤受人類活動(dòng)影響相對(duì)較小，有利于土壤有機(jī)質(zhì)的積累。西南部、南部、中部和東部的一些地區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量較低，最低值出現(xiàn)在中部偏西的地區(qū)，在這些地區(qū)土地利用方式以農(nóng)田為主，人類活動(dòng)對(duì)土壤的干擾較頻繁，有機(jī)質(zhì)含量處在較低的水平。南部沿海地區(qū)土地利用現(xiàn)狀以鹽田和水域?yàn)橹?，圖中顯示相對(duì)較高的有機(jī)質(zhì)含量，理論上該地區(qū)有機(jī)質(zhì)含量較低，分析原因是該地區(qū)沒(méi)有采樣點(diǎn)造成的，說(shuō)明即使是用最優(yōu)的插值模型進(jìn)行插值也不能代替實(shí)地觀測(cè)的數(shù)據(jù)。

2.5 增加土壤有機(jī)質(zhì)含量的途徑

通過(guò)土壤有機(jī)質(zhì)空間分析表明研究區(qū)內(nèi)耕層土壤有機(jī)質(zhì)含量處在較低水平，土壤有機(jī)質(zhì)的含量取決于年合成量和年礦化量的相對(duì)大小，當(dāng)合成量大于礦化量時(shí)，有機(jī)質(zhì)含量會(huì)逐步增加，反之，將會(huì)逐步降低。土壤有機(jī)質(zhì)礦化量主要受土壤溫度、濕度、通氣狀況、有機(jī)質(zhì)含量等因素影響。一般說(shuō)來(lái)，土壤溫度低、通氣性差、濕度大時(shí)，土壤有機(jī)質(zhì)礦化量較低;相反，土壤溫度高、通氣性好、濕度適中時(shí)則有利于土壤有機(jī)質(zhì)的礦化。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中應(yīng)注意創(chuàng)造條件，減少土壤有機(jī)質(zhì)礦化量。保護(hù)地栽培條件下，土壤長(zhǎng)期處于高溫多濕條件，有機(jī)質(zhì)易礦化，含量提高緩慢，這是有機(jī)質(zhì)含量偏低的一個(gè)主要原因，適時(shí)通風(fēng)降溫，減少蓋膜時(shí)間將有利于土壤有機(jī)質(zhì)的積累。增加有機(jī)物質(zhì)施入量是人為增加土壤有機(jī)質(zhì)含量的主要途徑。其方法主要有秸稈還田、增施有機(jī)肥、施用有機(jī)無(wú)機(jī)復(fù)混肥三個(gè)方面。

3 結(jié)論

通過(guò)對(duì)耕層土壤有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)的處理，并結(jié)合克立格插值分析，得出如下結(jié)論:

(1)文登市耕層土壤有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，變異系數(shù)大于1，具有較大的空間變異性;有機(jī)質(zhì)含量的最優(yōu)的理論模型是Tetraspherical模型。

(2)文登市耕層土壤有機(jī)質(zhì)空間相關(guān)性很弱，耕作制度、施肥數(shù)量和種類、種植制度等人類活動(dòng)的作用影響很大，這些人為活動(dòng)使土壤有機(jī)質(zhì)的空間相關(guān)性減弱，逐漸向均一化方向發(fā)展。

(3)研究區(qū)內(nèi)耕層土壤有機(jī)質(zhì)含量處在較低水平，應(yīng)合理改善耕作管理方式，防止土壤退化，實(shí)現(xiàn)耕地資源的可持續(xù)利用。

(4)在土壤特性的插值分析中廣泛應(yīng)用克立格法，克立格插值模型的選擇對(duì)有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)插值分析結(jié)果有較大的影響，應(yīng)用克立格法對(duì)數(shù)據(jù)插值分析之前應(yīng)對(duì)各種模型進(jìn)行驗(yàn)證，選擇最優(yōu)的克立格模型用于插值分析。

［1］姚高峰.桂林會(huì)仙濕地土壤有機(jī)質(zhì)空間變以研究［J］.企業(yè)科技與發(fā)展，2009，16:305－307

［2］張法升.農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的尺度效應(yīng)［J］.中國(guó)科學(xué)院研究生院學(xué)報(bào)，2009，26(3):36－42

［3］王秀紅.我國(guó)水平地帶性土壤中有機(jī)質(zhì)的空間變化特征［J］.地理科學(xué)，2001，21(1):21－25

［4］李忠佩.小區(qū)域水平土壤有機(jī)質(zhì)動(dòng)態(tài)變化的評(píng)價(jià)與分析［J］.地理科學(xué)，2000，20(2):101－106

［3］Eswaran H.Organic carbon in soils of the word［J］.Soil Science Society of America Journal，1993，24(2):99－105

［4］Jenkinson D S.Global warming and soil organic matter［J］.Nature，1991，351:206－212

［5］CHEN Yufu，YU Feihai，DONG Ming.Scale－dependent spatial heterogeneity of vegetation in Mu Us Sandy Land，a se－mi－arid area of China［J］.Plant Ecol，2002，162:221－227

［7］王 衛(wèi).中國(guó)耕地有機(jī)質(zhì)含量變化對(duì)土地生產(chǎn)力影響的定量研究［J］.地理科學(xué)，2002，22(1):112－117

［8］莫?jiǎng)︿h.云南納帕海退化濕地土壤有機(jī)質(zhì)空間變異研究［J］.西南林學(xué)院學(xué)報(bào)，2004，24(3):135－139

［9］徐 英，陳亞新，王俊生，等.農(nóng)田土壤水分和鹽分空間分布的指示克立格分析評(píng)價(jià)［J］.水科學(xué)進(jìn)展，2006，17(4):82－87

［10］楊勁松，姚榮江，劉廣明.電磁感應(yīng)儀用于土壤鹽分空間變異性的指示克立格分析評(píng)價(jià)［J］.土壤學(xué)報(bào)，2008，45(4):123－129

［11］揚(yáng) 帆，章光新.退化鹽沼濕地鹽堿化空間變異與蘆葦群落的演替關(guān)系［J］.生態(tài)學(xué)報(bào)，2009，29(10):85－91

［12］牛靈安，郝晉珉.鹽漬土改造區(qū)土壤養(yǎng)分的時(shí)空變異性研究［J］.土壤學(xué)報(bào)，2005，42(1):146－152

［13］雷志棟.土壤特性的空間變異初步研究［J］.水利學(xué)報(bào)，1985，(9):66－72

［14］Jobbagy E G.The vertical distribution of soil organic carbon and it＇s relation to climate and vegetation ［J］.Ecological Applications，2002，10(2):179－185

［15］Adejumon J O.A comparison of soil properties under different land use types in a part of the Nigerian cacoa belt［J］.Catena，1988，15:162－168