木合塔爾·艾買提 肖鵬南 周勇 徐濤 徐杰

摘要：【目的】研究山地丘陵交錯地帶耕層土壤pH和養(yǎng)分空間變異特征及影響因素，為指導(dǎo)山地丘陵交錯地帶開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和科學(xué)定量施肥提供參考依據(jù)?！痉椒ā恳院笔V水市山地丘陵交錯地帶耕層土壤為研究對象，通過實地調(diào)查和室內(nèi)檢測獲得200個土壤樣點的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用統(tǒng)計學(xué)、地統(tǒng)計學(xué)和GIS相結(jié)合的方法，分析土壤pH和有機質(zhì)等土壤養(yǎng)分元素的空間分布特征及其影響因素。【結(jié)果】湖北省廣水市山地丘陵交錯地帶耕層土壤pH和有機質(zhì)、全氮、有效磷、速效鉀、緩效鉀含量變異程度均屬中等變異，土壤養(yǎng)分元素均有弱空間相關(guān)性特征。養(yǎng)分含量在空間上以集聚分布為主，相互關(guān)系較弱，養(yǎng)分元素的塊金效應(yīng)值均處于25%～75%，養(yǎng)分元素的空間變異性受隨機性因素和結(jié)構(gòu)性因素共同影響。耕層土壤的pH介于5.5～6.5，以弱酸性土壤為主;有機質(zhì)含量級別為適宜，有效磷、速效鉀和緩效鉀含量較高;全氮含量較低，含量級別為缺乏。有機質(zhì)含量與生物多樣性呈正相關(guān)，全氮含量與海拔和坡度呈負(fù)相關(guān)，速效鉀含量與海拔呈負(fù)相關(guān)、與有效土層厚度呈正相關(guān)，緩效鉀含量與有效土層厚度呈正相關(guān)，但相關(guān)性均較弱?！窘Y(jié)論】湖北省廣水市山地丘陵交錯地帶耕地表層土壤養(yǎng)分中除全氮含量較低外，其余養(yǎng)分元素的含量均不缺乏。土壤pH及主要養(yǎng)分元素的空間變異受自然因素和人為因素的共同作用。對于山地丘陵交錯地帶的耕層土壤養(yǎng)分含量而言，灌溉能力、海拔、坡向、坡度、有效土層厚度和生物多樣性為主要影響因素。

關(guān)鍵詞： 山地丘陵交錯地帶;耕層土壤;pH;養(yǎng)分;半變異函數(shù);空間相關(guān)指數(shù);逐步回歸

0 引言

【研究意義】耕地質(zhì)量是影響農(nóng)作物產(chǎn)量的重要因素之一（朱紅波和張安錄，2006）。在耕地面積不斷減小的情況下（康蕾等，2017），研究耕地質(zhì)量及其影響因素對保障糧食生產(chǎn)安全具有重要意義。耕地質(zhì)量的研究主要集中在土壤養(yǎng)分元素含量及驅(qū)動分析等領(lǐng)域（王曉瑞等，2018），其中土壤養(yǎng)分對植物生長和糧食生產(chǎn)作用較大。因此，研究耕層土壤養(yǎng)分空間分布特征和影響因素，可為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)劃、土壤有效利用及土壤培肥管理等工作提供科學(xué)依據(jù)。【前人研究進展】土壤養(yǎng)分元素的研究方法主要為統(tǒng)計學(xué)和地統(tǒng)計學(xué)方法，研究內(nèi)容為耕地質(zhì)量評價和土壤養(yǎng)分空間分布及其影響因子分析。其中，地統(tǒng)計學(xué)是以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)、以變異函數(shù)為主要工具，研究空間要素分布情況的學(xué)科。通過地統(tǒng)計學(xué)與生態(tài)論相結(jié)合的方法，可研究土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性與格局，地統(tǒng)計學(xué)中的區(qū)域化變量理論、變異函數(shù)與生態(tài)學(xué)相結(jié)合能較好地反映土壤養(yǎng)分空間分布格局（王政權(quán)，1999）。地統(tǒng)計模型的參數(shù)計算和分析較復(fù)雜，隨著學(xué)科發(fā)展和應(yīng)用方向的擴展，地統(tǒng)計學(xué)方法已成為研究土壤養(yǎng)分空間變異與空間結(jié)構(gòu)特征的一個重要工具（李友宏等，2006;湯潔等，2014）。王國梁等（2002）運用系統(tǒng)論研究丘陵區(qū)紙坊溝流域植被恢復(fù)的土壤養(yǎng)分效應(yīng)，得出土壤全氮含量與土壤有機質(zhì)含量存在良好的線性相關(guān)，土壤全磷含量與土壤有機質(zhì)含量也有一定的線性相關(guān)，土壤有機質(zhì)的累積和分解對土壤全磷和全氮含量有重要影響。黃紹文等（2003）采用傳統(tǒng)統(tǒng)計與地統(tǒng)計學(xué)相結(jié)合的方法，研究縣級區(qū)域糧田土壤養(yǎng)分空間變異，結(jié)果表明不同土壤養(yǎng)分的變異情況各異，土壤主要養(yǎng)分的空間特征以大塊狀變異為主，此研究結(jié)果對土壤養(yǎng)分分區(qū)管理有一定借鑒意義。李亮亮等（2005）、史舟和李艷（2006）研究了地統(tǒng)計學(xué)在土壤空間變異及土壤學(xué)中的應(yīng)用，結(jié)果表明地統(tǒng)計學(xué)為土壤性質(zhì)空間變異的量化提供了強有力支持。近年來，地理信息系統(tǒng)（GIS）技術(shù)在處理土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)、分析土壤養(yǎng)分空間變異特征、研究土壤養(yǎng)分空間結(jié)構(gòu)及其影響因子等方面發(fā)揮了重要作用（史原軻和李玲，2017;韓逸等，2018）。賈樹海等（2009）、安永龍等（2018）、楊之江等（2018）利用GIS技術(shù)與地統(tǒng)計學(xué)相結(jié)合的方法，研究不同地區(qū)、不同耕地土壤養(yǎng)分空間變異性和影響因素，為土壤施肥、分區(qū)管理等生產(chǎn)活動提供了理論指導(dǎo)。總之，研究土壤養(yǎng)分空間變異性和驅(qū)動力的方法不斷更新，研究內(nèi)容逐漸豐富，研究視角逐漸擴大，GIS技術(shù)和地統(tǒng)計學(xué)相結(jié)合的方法已成為研究土壤養(yǎng)分空間變異特征和影響因素的有效手段?！颈狙芯壳腥朦c】目前，耕地質(zhì)量方面的研究主要集中在耕地土壤養(yǎng)分元素空間分析及其驅(qū)動分析等方面，研究區(qū)域主要為湖泊流域（呂真真等，2014）、河流流域（高鳳杰等，2016）或其他（高燈州等，2016），但針對地勢較復(fù)雜的山地丘陵交錯地帶耕地養(yǎng)分空間變異特征分析的研究還較缺乏?！緮M解決的關(guān)鍵問題】在前人ArcGIS地統(tǒng)計分析模塊的土壤養(yǎng)分空間變異分析方法（劉曉林等，2012）和縣域尺度土壤合理采樣方法（于雷等，2016）的基礎(chǔ)上，以湖北省廣水市山地丘陵交錯地帶耕層土壤為研究對象，運用GIS技術(shù)和地統(tǒng)計學(xué)方法，研究耕層土壤養(yǎng)分元素空間變異特征并分析其影響因素，以期為指導(dǎo)山地和丘陵交錯地帶開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和科學(xué)定量施肥提供參考依據(jù)。

1 材料與方法

1. 1 研究區(qū)概況

湖北省廣水市位于桐柏山脈東南麓，大別山脈西端。東部與孝感市大悟縣毗連，南部與孝感市安陸市和孝昌縣相鄰，西部與隨州市交界，北部與河南省信陽市接壤，地跨東經(jīng)113°31′～114°07′、北緯31°23′～32°05′。地勢北高南低，山地、丘陵、崗地、沿河小塊平原自北而南依次分布。全市面積2647 km2，山地占總面積的30.1%，丘陵占67.4%，平原占2.5%。農(nóng)業(yè)用耕地面積7.465×104 ha，其中常用耕地面積3.956×104 ha，山地主要分布在西北和東北部，一般坡度為30°～45°，最高處大貴山海撥907.8 m，相對高差300～500 m，具體地勢情況見圖1。氣候類型屬北亞熱帶大陸性季風(fēng)氣候，冷暖適中，冬干夏雨，雨熱同季，四季分明。年平均氣溫13～16 ℃，北部為13～14 ℃，中部為14～15 ℃，南部為15～16 ℃，南北溫差2 ℃。

1. 2 數(shù)據(jù)來源

結(jié)合研究區(qū)內(nèi)各行政村耕地面積、地形地貌、土壤類型、土地利用方式等基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，充分考慮代表性、均衡性和可達性后進行采樣點布設(shè)。從湖北省廣水市耕地圖斑上選擇200個代表性地塊，進行實地土樣采集，樣點分布詳見圖1。按照客觀公正、簡便實用、均衡性、定量定性相結(jié)合等原則，通過實地調(diào)查采樣及土壤樣品理化分析得到土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)?；诤笔V水市的數(shù)字地面高程模型（DEM，30 m×30 m），提取地形起伏度、地面粗糙度、坡度和坡向指標(biāo)數(shù)據(jù)。通過實地調(diào)研記錄獲得海拔、灌溉條件、生物多樣性、有效土層厚度等相關(guān)數(shù)據(jù)。

選擇湖北省廣水市耕地土壤pH、有機質(zhì)、全氮、有效磷、速效鉀和緩效鉀為耕層土壤養(yǎng)分的主要代表性屬性（鄭梓萱和曾辰，2017）。根據(jù)研究區(qū)土壤采樣點的pH和養(yǎng)分含量特征，參照全國第二次土壤普查養(yǎng)分分級標(biāo)準(zhǔn)（張敏等，2010;張志堅等，2018）和湖北省耕地質(zhì)量與肥料工作總站發(fā)布的《湖北省耕地質(zhì)量監(jiān)測指標(biāo)分級標(biāo)準(zhǔn)》制定廣水市土壤養(yǎng)分分級標(biāo)準(zhǔn)（表1）。

1. 3 研究方法及數(shù)據(jù)處理

先通過統(tǒng)計學(xué)方法分析廣水市耕地土壤表層養(yǎng)分元素的數(shù)據(jù)特征，再以地統(tǒng)計方法分析養(yǎng)分元素的空間分布特征（徐建華，2010;張嬋嬋等，2013）。利用簡單克里金法（楊子清等，2012）進行空間插值，再分析養(yǎng)分元素的空間分異情況。最后分析養(yǎng)分元素與其影響因素間的相關(guān)性及廣水市耕地質(zhì)量等級。

采用SPSS 22.0的描述性統(tǒng)計功能研究土壤表層的養(yǎng)分含量及數(shù)據(jù)變化情況;利用GeoDa 0.9.5 進行空間相關(guān)性統(tǒng)計，并研究各養(yǎng)分要素的空間分布規(guī)律及相互空間分布關(guān)系;利用GS+9.0半變異模型找出各要素的空間分布變化規(guī)律并為空間插值選擇理論模型，利用ArcGIS的空間分析模塊進行插值并制作空間分異圖。

2 結(jié)果與分析

2. 1 土壤pH及主要養(yǎng)分元素的統(tǒng)計特征

結(jié)合表1和表2數(shù)據(jù)分析可知，采樣點土壤pH平均值為6.25，呈微酸性;有機質(zhì)平均含量屬適宜級別，全氮平均含量屬缺乏級別，有效磷和速效鉀平均含量屬最適宜級別，緩效鉀平均含量屬豐富級別。由表2還可看出，土壤pH和全氮的標(biāo)準(zhǔn)差較小，分別為0.71和0.23，說明其離散程度較小;緩效鉀和速效鉀的標(biāo)準(zhǔn)差較大，分別為211.68和58.25，說明其離散程度較大;有機質(zhì)和有效磷的離散程度居中。變異系數(shù)能反映隨機變量的相對波動程度，根據(jù)變異系數(shù)分級標(biāo)準(zhǔn)（CV≤10%為弱變異性，10%<CV<100%為中等變異性，CV≥100%為強變異性）（李友宏等，2006），各指標(biāo)的變異系數(shù)均屬中等變異性，其中土壤pH的變異系數(shù)最?。?1%），有效磷的變異系數(shù)最大（78%）。為了解各屬性數(shù)據(jù)分布情況，對土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)進行單樣本K-S正態(tài)分布檢驗，顯著性概率值P>0.05，保留原假設(shè)數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布;P<0.05，表明假設(shè)不成立，數(shù)據(jù)不服從正態(tài)分布。由表2可知，除土壤pH和有機質(zhì)數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布外，其余養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)均不服從正態(tài)分布;通過Box-Cox變換后，全氮等養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)也服從正態(tài)分布。

2. 2 土壤pH及主要養(yǎng)分元素的地統(tǒng)計特征

2. 2. 1 半變異模型分析 半變異函數(shù)有3個特征參數(shù)：塊金值（C0）、基臺值（C0+C）和變程（A）。其中，塊金值反映隨機因素對區(qū)域化變量的影響，即隨機部分（人為因素）引起的變異;基臺值表示土壤養(yǎng)分元素在研究區(qū)域內(nèi)的空間變異程度;變程反映土壤養(yǎng)分元素發(fā)生空間變異的尺度大小，即空間相關(guān)性的最大距離。塊金系數(shù)[C0 /（C0+C）]可反映樣本間的空間相關(guān)性特征（趙月玲等，2005;楊之江等，2018;張志堅等，2018），塊金系數(shù)大于75.00%表明空間異質(zhì)性主要受隨機性因素影響，塊金系數(shù)小于25.00%表明空間異質(zhì)性主要受結(jié)構(gòu)性因素影響，塊金系數(shù)介于25.00%～75.00%表明區(qū)域化變量的空間異質(zhì)性是隨機因素和結(jié)構(gòu)性因素共同作用的結(jié)果。

利用GS+9.0對廣水市土壤pH及主要土壤養(yǎng)分元素進行半變異函數(shù)分析后得到的參數(shù)和決定系數(shù)（R2）如表3所示。由表3可知，土壤pH、全氮和速效鉀的最優(yōu)半變異理論模型為指數(shù)模型，有機質(zhì)的最優(yōu)半變異理論模型為高斯模型，有效磷和緩效鉀的最優(yōu)半變異理論模型為球狀模型。速效鉀的塊金系數(shù)接近25.00%，其余指標(biāo)的塊金系數(shù)介于25.00%～75.00%，表明這些指標(biāo)的空間變異特征受到人為因素和自然因素的共同影響。

2. 2. 2 空間相關(guān)性分析 利用GeoDa 0.9.5計算養(yǎng)分元素的空間自相關(guān)系數(shù)（Moran’s I），通過Moran’s I分析養(yǎng)分元素的空間相關(guān)性（陳安寧，2006）?？臻g自相關(guān)是研究空間中某位置的觀察值與其相鄰位置的觀察值是否相關(guān)及相關(guān)程度的一種空間數(shù)據(jù)分析方法，用z得分和p值對該指數(shù)進行顯著性檢驗。空間自相關(guān)可分為正相關(guān)和負(fù)相關(guān)，正相關(guān)表明某單元的屬性值變化與其鄰近空間單元具有相同變化趨勢，負(fù)相關(guān)則相反。

根據(jù)土壤采集點地理坐標(biāo)制作點元素圖，建立空間權(quán)重矩陣，計算各養(yǎng)分元素的Moran’s I，結(jié)果如表4所示。由表4可知，全氮和全磷的Moran’s I為負(fù)值，表明空間鄰近采樣點全氮或全磷含量值之間存在負(fù)相關(guān)，其他土壤元素的Moran’s I均為正值，說明各采樣點同一屬性值之間存在正相關(guān)。Moran’s I=0的情況未出現(xiàn)，表明全要素具有空間自相關(guān)性，但空間自相關(guān)較弱。全氮的z得分為負(fù)值，表明觀測值趨于分散分布;其余要素的z得分均為正值，表明觀測值趨于集中分布。

由Moran’s I空間分布圖（圖2）可看出，各土壤養(yǎng)分元素的空間分布形式各不相同。其中，土壤pH和有機質(zhì)在四個象限均等分布，未出現(xiàn)高低值集聚分布的情況;全氮和緩效鉀的分布情況近似，全氮的大部分采樣點分布在第二象限或第四象限，表明空間聯(lián)系形式為低觀測值樣點被高觀測值樣點包圍（LH）和高觀測值樣點被低觀測值樣點包圍（HL），緩效鉀的大部分采樣點分布在第一象限或第三象限，表明空間聯(lián)系形式為高值被高值包圍（HH）和低值被低值包圍（LL）;有效磷和速效鉀的分布情況相同，采樣點主要集中于坐標(biāo)中心，表明有效磷和速效鉀觀測值標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)和“滯后”數(shù)據(jù)差別極小，且大部分采樣點分布在第一象限或第三象限，空間聯(lián)系形式為HH和LL。

2. 3 土壤pH及主要養(yǎng)分元素的空間變異特征

運用ArcGIS的地統(tǒng)計功能，通過簡單克里金法對土壤養(yǎng)分元素進行空間插值，并按照湖北省廣水市耕地土壤養(yǎng)分級別標(biāo)準(zhǔn)繪制各養(yǎng)分元素含量插值圖（圖3）。對不服從正態(tài)分布的有效磷等元素的屬性數(shù)據(jù)先進行數(shù)據(jù)變換，然后選擇半變異函數(shù)進行插值。

由圖3可看出，簡單克里金插值后，根據(jù)土壤養(yǎng)分級別標(biāo)準(zhǔn)，湖北省廣水市耕地土壤pH介于5.5～6.5，土壤主要為弱酸性;有機質(zhì)含量分級為適宜;全氮含量在西北、東北和中南部區(qū)含量分級為缺乏，在中部、東南和西南部極缺乏;西北、東北和中部等大部分區(qū)域的有效磷含量級別為最適宜，東南部區(qū)的級別為適宜;速效鉀含量分級為適宜、最適宜、豐富和極豐富，不存在缺乏區(qū)域，東南部的速效鉀含量低于西北部;緩效鉀含量分級為豐富，東北部和中部的含量較高，級別為豐富和極豐富，北部和南部的含量較低，含量分級為適宜和最適宜。

2. 4 影響因素分析

由表3可知，湖北省廣水市土壤養(yǎng)分元素的塊金系數(shù)在24.62%～58.48%，空間變異受隨機性因素和結(jié)構(gòu)性因素的影響。影響土壤養(yǎng)分分布情況的隨機性因素有耕作制度、施肥、種植作物、管理水平、環(huán)境污染、生物多樣性和灌溉能力等;影響?zhàn)B分元素空間分布的結(jié)構(gòu)性（自然因素）因素包括母質(zhì)、地形、土壤類型、地質(zhì)地貌、土壤質(zhì)地、氣候和生物等。以研究區(qū)實際情況為依據(jù)，選取灌溉能力等10種因子，分析其對湖北省廣水市土壤養(yǎng)分元素空間分布的影響。這些影響因子中大部分是具有隨機性的定性因子，為了能定量表示影響因子與養(yǎng)分元素間的關(guān)系，對定性數(shù)據(jù)進行定量化變換。采用隸屬度函數(shù)法對數(shù)據(jù)進行定量化處理，再利用SPSS 22.0對原數(shù)據(jù)進行極大化標(biāo)準(zhǔn)化，計算皮爾遜相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如表5所示。

由表5可知，土壤pH與灌溉能力、排水條件、坡向和有效土層厚度呈正相關(guān)，與海拔、坡度、地形起伏度、地面粗糙度、土壤容重和生物多樣性呈負(fù)相關(guān)，但相關(guān)性均未達顯著水平（P>0.05，下同）;土壤有機質(zhì)含量與生物多樣性呈顯著正相關(guān)（P<0.05，下同），與其余因子的相關(guān)性均不顯著;全氮與海拔和坡度呈顯著負(fù)相關(guān);有效磷與所有影響因子的相關(guān)性均不顯著;速效鉀與海拔呈顯著負(fù)相關(guān)，而與有效土層厚度呈極顯著正相關(guān)（P<0.01）;緩效鉀與有效土層厚度呈顯著正相關(guān)。

使用GeoDa 0.9.5計算土壤養(yǎng)分元素與影響因子的全局雙變量Moran’s I，用于分析影響因子和養(yǎng)分元素在全局尺度下的空間關(guān)聯(lián)性，結(jié)果（表6）表明，土壤pH與灌溉能力、海拔、土壤容重的空間相關(guān)性較大，與灌溉能力正相關(guān)，與海拔、土壤容重負(fù)相關(guān);有機質(zhì)與排水條件、海拔、坡度和土壤容重間具有較大的空間相關(guān)性，與灌溉能力和坡度間正相關(guān)，與海拔和土壤容重負(fù)相關(guān);全氮與海拔間的雙變量Moran’s I為-0.837，兩者具有較強的負(fù)空間相關(guān)性。此外，全氮與地形起伏度和有效土層厚度間存在較高的空間正相關(guān)性;速效鉀與有效土層厚度間具有較高的空間正相關(guān)性，與其余因素的空間相關(guān)性較弱;有效磷和緩效鉀與各影響因素的空間相關(guān)系數(shù)均相對較低。

為比較各影響因子對養(yǎng)分元素空間分異的影響程度，以pH、有機質(zhì)、全氮、有效磷、速效鉀和緩效鉀為因變量進行逐步回歸分析。通過逐步回歸可判定不同影響因子對養(yǎng)分元素空間變異的綜合解釋能力和相對重要性。表7為各影響因子對6種養(yǎng)分元素間的逐步回歸結(jié)果，回歸指標(biāo)△R2是回歸模型判定系數(shù)，該系數(shù)是指在其他自變量不變的情況下，只增加某一自變量時，回歸方程判定系數(shù)的增量。該系數(shù)取值越大，說明自變量越重要（趙明松等，2016）。

由表7可知，10個影響因子中有7個對土壤pH的空間變異影響顯著（P<0.1），能獨立解釋土壤pH空間變異的1.7%～7.5%，灌溉能力、土壤容重和海拔對土壤pH的空間分異影響較大，排水條件的影響程度較小;對有機質(zhì)來說，坡度能解釋4.5%的空間變異，其次為灌溉能力和生物多樣性，地形起伏度對有機質(zhì)的空間變異解釋量不顯著（P>0.1）。海拔等6個影響因子對全氮的影響顯著（P<0.1），其中有效土層厚度單獨解釋5.8%的變異，灌溉能力等6個影響因子的作用不顯著（P>0.1）;灌溉能力、海拔和土壤容重對有效磷的空間變異的影響顯著，但影響程度較低，在1.5%～2.7%;灌溉能力、排水條件、坡度等因素對速效鉀的空間變異影響程度較高，地形起伏度和地面粗糙度對速效鉀影響不顯著;灌溉能力、有效土層厚度、土壤容重和生物多樣性4個影響因子對緩效鉀的空間變異影響顯著，其中灌溉能力的影響程度最高。綜合來看，灌溉能力、海拔、坡向、坡度、有效土層厚度及生物多樣性對3個或3個以上養(yǎng)分元素的解釋能力較強，可視為主要影響因子。

3 討論

本研究以湖北省廣水市山地和丘陵交錯帶耕地200個土壤樣點的調(diào)查和檢測數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用GIS技術(shù)和地統(tǒng)計學(xué)方法，研究耕層土壤養(yǎng)分元素空間變異特征并分析其影響因素，結(jié)果表明，200個土壤表層樣點的pH平均值為6.25，呈微酸性特征，有機質(zhì)、有效磷、速效鉀和緩效鉀的平均含量較高，全氮平均含量較低;土壤pH和土壤養(yǎng)分元素呈中等變異特征。

土壤養(yǎng)分元素的地統(tǒng)計分析結(jié)果表明，湖北省廣水市土壤養(yǎng)分元素的塊金系數(shù)在25.00%～75.00%，養(yǎng)分元素的空間分布由結(jié)構(gòu)性因素和人為因素共同作用，與楊艷麗等（2008）、趙明松等（2016）的研究結(jié)果基本一致，即不管是山地丘陵帶或平原區(qū)，土壤養(yǎng)分元素的空間變異均受自然因素和人為因素的作用，但影響程度不同。土壤養(yǎng)分元素空間分布類型主要以高值包圍高值、低值包圍低值為主，低值被高值所包圍或高值被低值所包圍的空間聯(lián)系形式的觀測點數(shù)量較少，養(yǎng)分元素的空間分布格局總體上呈斑塊狀特點。全局單變量Moran’s I和各影響因子間的全局雙變量Moran’s I 均較小，呈空間弱相關(guān)特征。說明土壤養(yǎng)分元素分布受到地形、土壤類型等自然因素的影響之外，還受灌溉能力和施肥方式等人為因素的影響，且人為因素的作用越來越強。

本研究結(jié)果表明，湖北省廣水市土壤pH和主要養(yǎng)分元素中，僅全氮含量缺乏，其中中部、東南和西南部的全氮極缺乏;其余指標(biāo)的含量分級均為適宜、最適宜、豐富或極豐富。究其原因可能是湖北省廣水市耕層土壤全氮含量主要受地形影響，東北和東部為山地，中部和西南等為河谷和平原地帶;此外，土壤氮素含量較低還可能與施肥、耕作方式等人為因素有關(guān)。因此，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或耕地施肥時，東南部和西南部的耕地應(yīng)適當(dāng)增加氮肥的施用量。各影響因子對土壤養(yǎng)分元素的空間變異性影響較弱且影響程度各異，各養(yǎng)分元素間存在較復(fù)雜的關(guān)聯(lián)。灌溉能力對土壤pH、有機質(zhì)和速效鉀的空間變異影響較大，海拔對土壤pH、有機質(zhì)、全氮和緩效鉀的空間變異影響較大，生物多樣性對有機質(zhì)、全氮和速效鉀的影響程度較大，與吳崇書和章明奎（2015）提出的不同高程地貌區(qū)耕地土壤肥力差異明顯的研究結(jié)果一致。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實踐中，河谷地帶、坡度較大區(qū)域應(yīng)采用提高灌溉能力、秸稈還田等方式增加土壤有機質(zhì)含量，還要保護生物多樣性，從而提高耕地質(zhì)量，以保證農(nóng)作物對土壤養(yǎng)分的需求。但本研究中僅從影響強度方面分析土壤養(yǎng)分與影響因子間的關(guān)系，而土壤養(yǎng)分與各影響因子間的數(shù)量關(guān)系和影響機制還需進一步探討。

4 結(jié)論

湖北省廣水市山地丘陵交錯地帶耕地表層土壤養(yǎng)分中除全氮含量較低外，其余養(yǎng)分元素的含量均不缺乏。土壤pH及主要養(yǎng)分元素在空間上存在一定的分布差異，各養(yǎng)分的空間變異受自然因素和人為因素的共同作用。對于山地丘陵交錯地帶的耕地土壤養(yǎng)分含量而言，灌溉能力、海拔、坡向、坡度、有效土層厚度和生物多樣性為主要影響因素。

參考文獻：

安永龍，杜子圖，黃勇. 2018. 基于地統(tǒng)計學(xué)和GIS技術(shù)的北京市大興區(qū)禮賢鎮(zhèn)土壤養(yǎng)分空間變異性研究[J]. 現(xiàn)代地質(zhì)，32（6）：1311-1321. [An Y L，Du Z T，Huang Y. 2018. Spatial variation analysis of soil nutrients in Lixian Town of Daxing district in Beijing based on geostatistics and GIS[J]. Geoscience，32（6）：1311-1321.]

陳安寧. 2006. 空間計量學(xué)入門與GeoDa軟件應(yīng)用[M]. 杭州：浙江出版社. [Chen A N. 2006. Introduction to spatial metrology and GeoDa software application[M]. Hangzhou：Zhejiang Publishing House.]

高燈州，閔慶文，陳桂香，章文龍，胡偉芳，王維奇. 2016. 聯(lián)合梯田農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)稻田土壤養(yǎng)分空間變異特征[J]. 生態(tài)學(xué)報，36（21）：6951-6959. [Gao D Z，Min Q W，Chen G X，Zhang W L，Hu W F，Wang W Q. 2016. Spatial variability of soil nutrients in the agricultural heritage systems of Lianhe terraced fields[J]. Acta Ecologica Sinica，36（21）：6951-6959.]

高鳳杰，馬泉來，韓文文，單培明，周軍，張少良，張志民，王宏燕. 2016. 黑土丘陵區(qū)小流域土壤有機質(zhì)空間變異及分布格局[J]. 環(huán)境科學(xué)，37（5）：1915-1922. [Gao F J，Ma Q L，Han W W，Shan P M，Zhou J，Zhang S L，Zhang Z M，Wang H Y. 2016. Spatial variability and distribution pattern of soil organic matter in a mollisol watershed of China[J]. Environmental Science，37（5）：1915-1922.]

韓逸，郭熙，江葉楓，饒磊，孫凱，余慧敏. 2018. 南方丘陵區(qū)耕地質(zhì)量與景觀格局指數(shù)相關(guān)性分析[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)學(xué)報，34（5）：1057-1065. [Han Y，Guo X，Jiang Y F，Rao L，Sun K，Yu H M. 2018. Correlation analysis between cultivated land quality and landscape pattern index in south hilly areas[J]. Jiangsu Journal of Agricultural Sciences，34（5）：1057-1065.]

黃紹文，金繼運，楊俐蘋，程明芳. 2003. 縣級區(qū)域糧田土壤養(yǎng)分空間變異與分區(qū)管理技術(shù)研究[J]. 土壤學(xué)報 ，40（1）：79-88. [Huang S W，Jin J Y，Yang L P，Cheng M F. 2003. Spatial variability and regionalized management of soil nutrients in the grain crop region in Yutian County[J].? Acta Pedologica Sinica，40（1）：79-88.]

賈樹海，張琦，孟維軍，白靜，王會，王慧強. 2009. 基于GIS與地統(tǒng)計學(xué)土壤養(yǎng)分空間變異特征研究——以遼寧省凌源市6鄉(xiāng)鎮(zhèn)為例[J]. 水土保持通報，29（3）：197-201. [Jia S H，Zhang Q，Meng W J，Bai J，Wang H，Wang H Q. 2009. Spatial variability of soil nutrients based on GIS and geostatistics—A case study of 6 townships in Lingyuan City，Liaoning Province[J]. Bulletin of Soil and Water Conservation，29（3）：197-201.]

康蕾，馬麗，劉毅. 2017. 中國城鎮(zhèn)化與耕地變化時空耦合研究[J]. 地域研究與開發(fā)，36（5）：87-92. [Kang L，Ma L，Liu Y. 2017. Analysis on the time-spatial coupling chara-cter of urbanization and cultivated land resource in China[J]. Areal Research and Development，36（5）：87-92.]

李亮亮，依艷麗，凌國鑫，王甦. 2005. 地統(tǒng)計學(xué)在土壤空間變異研究中的應(yīng)用[J]. 土壤通報，36（4）：265-268. [Li L L，Yi Y L，Ling G X，Wang S. 2005. Utilization of geostatistics in soil spatial variability[J]. Chinese Journal of Soil Science，36（4）：265-268.]

李友宏，董莉麗，王芳，張建明. 2006. 寧夏銀北灌區(qū)灌淤土營養(yǎng)元素空間變異性研究[J]. 干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究，24（6）：68-72. [Li Y H，Dong L L，Wang F，Zhang J M. 2006.? Spatial variability of nutrients in irrigation-silted soil in north Yinchuan，Ningxia[J]. Agricultural Research in the Arid Areas，24（6）：68-72.]

劉曉林，李文峰，楊林楠，徐文博. 2012. 基于ArcGIS地統(tǒng)計分析模塊的土壤養(yǎng)分空間變異分析——以云南省建水縣為例[J]. 土壤通報，43（6）：1432-1437. [Liu X L，Li W F，Yang L N，Xu W B. 2012. Spatial variability of soil nutrients based on ArcGIS geostatistical analyst a case study in Jianshui County of Yunnan Province[J]. Chinese Journal of Soil Science， 43（6）：1432-1437.]

呂真真，劉廣明，楊勁松，張密密. 2014. 環(huán)渤海沿海區(qū)域土壤養(yǎng)分空間變異及分布格局[J]. 土壤學(xué)報，51（5）：944-952. [Lü Z Z，Liu G M，Yang J S，Zhang M M. 2014. Spatial variability and distribution pattern of soil nutrients in Bohai Coastal Area[J]. Acta Pedologica Sinica，51（5）：944-952.]

史原軻，李玲. 2017. 基于GIS 的濟源市耕地質(zhì)量等別更新評價[J]. 河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，51（6）：860-866. [Shi Y K，Li L. 2017. Update evaluation of cultivated land quality based on GIS in Jiyuan City[J]. Journal of Henan Agricultural University，51（6）：860-866.]

史舟，李艷. 2006. 地統(tǒng)計學(xué)在土壤學(xué)中的應(yīng)用[M]. 北京：中國農(nóng)業(yè)出版社：84-89. [Shi Z，Li Y. 2006. Application of geostatistics in soil science[M]. Beijing： China Agriculture Press：84-89.]

湯潔，林曉晟，侯克怡，李忠和. 2014. 基于地統(tǒng)計學(xué)和GIS的遼河上游區(qū)域土壤養(yǎng)分空間分異研究[J]. 東北師大學(xué)報（自然科學(xué)版），46（4）：139-146. [Tang J，Lin X S，Hou K Y，Li Z H. 2014. Study on spatial variation and distrubution characteristics of soil nutrient in Liao River basin based on geostatistical methods and GIS[J]. Journal of Northeast Normal University（Natural Science Edition），46（4）：139-146.]

王國梁，劉國彬，許明祥. 2002. 黃土丘陵區(qū)紙坊溝流域植被恢復(fù)的土壤養(yǎng)分效應(yīng)[J]. 水土保持通報，22（1）：1-5. [Wang G L，Liu G B，Xu M X. 2002. Effect of vegetation restoration on soil nutrient changes in Zhifanggou Watershed of Loess Hilly Region[J]. Bulletin of Soil and Water Conservation，22（1）：1-5.]

王曉瑞，林晨，劉向南，周華，龔和強，陳祎. 2018. 西南喀斯特山區(qū)耕地質(zhì)量現(xiàn)狀與驅(qū)動因素分析——以貴州省為例[J]. 江西農(nóng)業(yè)學(xué)報， 30（11）：94-100. [Wang X R，Lin C，Liu X N，Zhou H，Gong H Q，Chen Y. 2018. Analysis of current situation and driving factors of cultivated land quality in southwestern karst mountain area：Taking Guizhou as an example[J]. Acta Agriculturae Jiangxi，30（11）：94-100.]

王政權(quán). 1999. 地統(tǒng)計學(xué)及在生態(tài)學(xué)中的應(yīng)用[M]. 北京：科學(xué)出版社：158-165. [Wang Z Q. 1999. Geostatistics and its application in ecology[M]. Beijing：Science Press：158-165.]

吳崇書，章明奎. 2015. 長期不同施肥對茶園土壤碳氮磷構(gòu)成的影響[J]. 土壤通報，46（3）：578-583. [Wu C S，Zhang M K. 2015. Effects of long-term different fertilization on carbon，nitrogen and phosphorus pools in tea garden soils[J]. Chinese Journal of Soil Science， 46（3）：578-583.]

徐建華. 2010. 地理建模方法[M]. 北京：科學(xué)出版社：258-267. [Xu J H. 2010. Geographical modeling method[M]. Beijing：Science Press：258-267.]

楊艷麗，史學(xué)正，于東升，王洪杰，徐茂，王果. 2008. 區(qū)域尺度土壤養(yǎng)分空間變異及其影響因素研究[J]. 地理科學(xué)，28（6）：788-792. [Yang Y L，Shi X Z，Yu D S，Wang H J，Xu M，Wang G. 2008. Spatial heterogeneity of soil nutrients and their affecting factors at regional scale[J]. Scientia Geographica Sinica，28（6）：788-792.]

楊之江，陳效民，景峰，郭碧林，林高哲. 2018. 基于GIS和地統(tǒng)計學(xué)的稻田土壤養(yǎng)分與重金屬空間變異[J]. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，29（6）：1893-1901. [Yang Z J，Chen X M，Jing F，Guo B L，Lin G Z. 2018. Spatial variability of nutrients and heavy metals in paddy field soils based on GIS and geostatistics[J]. Chinese Journal of Applied Ecology，29（6）：1893-1901.]

楊子清，陳平留，劉健，余坤勇，廖曉麗，游浩辰，繆綠琳. 2012. 基于Kriging法的森林土壤養(yǎng)分空間插值[J]. 福建農(nóng)林大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），41（3）：296-300. [Yang Z Q，Chen P L，Liu J，Yu K Y，Liao S L，You H C，Miao L L. 2012. Spatial interpolation of forest soil nutrients based on Kriging method[J]. Journal of Fujian Agriculture and Forestry University（Natural Science Edition），41（3）：296-300.]

于雷，魏東，王惠霞，黃群，彭妍，徐鴛媛. 2016. 江漢平原縣域尺度土壤有機質(zhì)空間變異特征與合理采樣數(shù)研究[J]. 自然資源學(xué)報，31（5）：855-863. [Yu L，Wei D，Wang H X，Huang Q，Peng Y，Xu Y Y. 2016. Spatial variability of soil organic matter and appropriate number of samples on county scale in Jianghan Plain[J]. Journal of Natural Resources，31（5）：855-863.]

張嬋嬋，張瑞芳，張建恒，張愛軍，王紅，周大邁. 2013.? 高陽縣農(nóng)田土壤速效養(yǎng)分空間變異特征研究[J]. 中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報，21（6）：758-764. [Zhang C C，Zhang R F，Zhang J H，Zhang A J，Wang H，Zhou D M. 2013.? Spatial variability of available nutrients contents in cropland soils in Gaoyang County of Hebei Province，China[J]. Chinese Journal of Eco-Agriculture，21（6）：758-764.]

張敏，賀鵬飛，陳偉強. 2010. 基于GIS和地統(tǒng)計學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異分析[J]. 東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，41（3）：53-58. [Zhang M，He P F，Chen W Q. 2010. Spatio-temporal variability analysis of soil nutrients based on GIS and geostatistics[J]. Journal of Northeast Agricultural University， 41（3）：53-58.]

張志堅，劉苑秋，吳春生，李曉東，劉亮英，李應(yīng)文. 2018.? 基于地統(tǒng)計學(xué)和GIS的江西省森林土壤養(yǎng)分空間分布特征[J]. 水土保持研究，25（1）：38-46. [Zhang Z J，Liu Y Q，Wu C S，Li X D，Liu L Y，Li Y W. 2018. Spatial distribution characteristics of forest soil nutients in Jiangxi Pro-vince based on geostatistics and GIS[J]. Research of Soil and Water Conservation，25（1）：38-46.]

趙明松，李德成，張甘霖，張兆冬，王莉莉. 2016. 江淮丘陵地區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異特征——以安徽省定遠(yuǎn)縣為例[J]. 土壤，48（4）：762-768. [Zhao M S，Li D C，Zhang G L，Zhang Z D，Wang L L. 2016. Spatial variability characteri-stics of soil nutrients in Jianghuai hilly region—A case study of Dingyuan County，Anhui Province[J]. Soils，48（4）：762-768.]

趙月玲，陳桂芬，王越. 2005. 基于GIS的土壤養(yǎng)分空間變異狀況研究[J]. 西北農(nóng)業(yè)學(xué)報，14（6）：195-198. [Zhao Y L，Chen G F，Wang Y. 2005. A study on spatial variability of soil nutrients based on GIS[J]. Acta Agriculturae Boreali-Occidentalis Sinica，14（6）：195-198.]

鄭梓萱，曾辰. 2017. 納木錯典型小流域土壤有機碳含量空間分布[J]. 南方農(nóng)業(yè)學(xué)報，48（12）：2152-2156. [Zheng Z X，Zeng C. 2017. Regional evaluation and promotion of agricultural informatization level in China[J]. Journal of Southern Agriculture，48（12）：2152-2156.]

朱紅波，張安錄. 2006. 我國耕地資源數(shù)量安全的時空差異分析[J]. 中國人口·資源與環(huán)境，16（6）：113-117. [Zhu H B，Zhang A L. 2006. Analysis on the differences of cultivated land resource quantity security on time and space in China[J]. China Population Resources and Environment，16（6）：113-117.]

（責(zé)任編輯 王 暉）