烏什縣植棉田土壤養分空間分級特征分析

木合塔爾·艾買提 迪里木拉提·玉蘇甫

摘要：運用統計學和地統計學方法對烏什縣植棉地表層土壤養分空間變異特征進行分析。研究表明，①土壤pH均值為7.8，顯示偏堿性;除緩效鉀含量平均值大于500 mg/kg，分級為極豐富之外，其余元素的含量以適宜或最適宜為主。②采樣點之間pH的差異最小，有效磷的含量差異較大;在各要素之間存在正相關及空間自相關，但關系不太密切。③在采樣區內有機質含量均勻，含量級別為適宜;全碳含量在北部較低，其余大部分區含量在0.750～1.000 g/kg、含量級別為適宜;堿解氮含量在北部缺乏，在南部適宜;有效磷含量在10.000～20.000 mg/kg，含量級別為最適宜;緩效鉀含量在東部較低，在北部豐富，在中部、西南部極豐富;采樣區西南和東北部速效鉀含量在74.441～100.000 mg/kg，是屬于含量級別適宜區，在北部、南部、東南部和中部含量級別為最適宜。

關鍵詞：土壤養分;地統計學;空間自相關;空間分異

中圖分類號：S136? ? ? ? ?文獻標識碼：A

文章編號：0439-8114（2019）02-0058-06

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2019.02.013? ? ? ? ? ?開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

棉花是需養量較高的經濟作物之一，對鉀元素的養分需求最為敏感、若不充分易出現缺鉀癥狀;實踐表明，主要生育階段的施肥能改善棉株體內營養狀況、提高棉花產量、改善棉花品質[1]。土壤是巖石圈表面能夠生長植物的疏松表層，是陸地植物生活的基質，它提供植物生長所必需的礦物質元素和水分，是生態系統中物質與能量交換的重要場所[2，3]。人類的耕作、開荒、施肥等活動具有隨機性與不確定性，會加速土壤特性發生變異[4]。

土壤是一個形態和過程都相當復雜的自然綜合體，成土過程中受物理、化學、生物等因素的影響，使得土壤性質具有高度的空間異質性，人類活動進一步加劇了土壤屬性的變異性和不確定性[5]。土壤養分在生物小循環中扮演著庫容的角色，是植物生長必不可少的成分，生物生長發育的必要的營養元素有16種，其中，碳、氫、氧主要來自大氣和水，其余元素則主要來自土壤。了解土壤養分空間分布情況，對制定精確的施肥管理措施、頒布因地制宜的生態恢復政策等都具有重要作用，也是減少農業面源污染、降低農業生產成本、提高農業產量、實現精準農業的第一步[6，7]。國外學者Haefele等[8]運用空間變量概念，研究了西非水稻田養分分布情況，得到了與實際較接近的速效氮、磷、鉀的分布格局。李亮亮等[9]討論了地統計學方法在土壤空間變異研究中的應用。雷詠雯等[10]、劉付程等[11]基于空間分區域化變量理論，運用半方差函數和克里格插值法，研究了土壤間養分空間變異問題。

棉花產業是新疆的支柱產業，2016年新疆棉花種植面積約為180.5萬hm2，總產量約359.4萬t[12]。土壤養分元素含量是提高棉花產量和質量的決定性因素，以新疆阿克蘇地區烏什縣棉田表層土壤作為研究對象，運用統計學和地統計學方法，對烏什縣連作棉花土壤有機機質、全氮、堿解氮、有效磷、緩效鉀、速效鉀養分的空間特征進行分析。掌握土壤養分情況對研究區土壤資源的合理利用及農業可持續發展具有重要意義。

1? 材料與方法

1.1? 研究區概況

烏什縣位于新疆阿克蘇地區，處于東經

78°23′41″-80°01′09″，北緯40°43′08″-41°51′12″。烏什縣北部與吉爾吉斯斯坦共和國接壤，西部與阿合奇縣相接，南部與柯坪縣交界，東部與阿克蘇市和溫宿縣毗鄰，中部內陸河托什干河自西向東流經全境。全縣（不含兵團）總面積869 317.1 hm2，其中山區約占59.9%，戈壁沙漠約占27.6%，平原約占12.5%。烏什縣屬大陸性干旱氣候，全年干旱少雨，年均降水量約109.3 mm，蒸發強烈，達2 000 mm以上;全年日照時數約為2 828.4 h，平均日照時數約為7.7 h，年均氣溫約為9.5 ℃，氣溫日較差為12～16 ℃、年較差約為37.2 ℃，平均無霜期216 d。農區土壤類型主要以灌淤土為主，溉宗模土、草甸土、沼澤土也有少量分布[13]。

1.2? 樣品采集與分析

烏什縣每個村內的采樣點不小于3個且均勻分布，在植棉地土壤上共選取了89個采樣點。每個采樣點均采集0～20 cm土層樣品，一個土樣取500 g左右，將采集到的土壤樣品經過一系列的相關處理，對土壤樣品中的有機質、全氮、堿解氮、有效磷、緩效鉀、速效鉀等養分進行分析。用重絡酸鉀氧化-外加熱法對有機質進行測定，用半微量凱式法對全氮進行測定，用堿解擴散吸收法對堿解氮測定，用碳酸氫鈉浸提-鉬藍比色法對有效磷進行測定，用中性醋酸銨提取，再用火焰光度法對速效鉀進行測定，采用1 mol/L硝酸煮沸浸提-火焰光度法對緩效鉀進行測定。

2? 數據處理與結果分析

2.1? 統計學特征分析

2.1.1? 土壤養分的描述性統計分析? 根據研究區的土壤采樣點養分含量特征，參照全國第二次土壤普查養分分級標準[14，15]，制定烏什縣土壤養分分級標準（表1）。

運用SPSS 20.0軟件，對土壤養分屬性數據進行統計計算，結果如表2所示。土壤pH的標準差和極差分別為0.16、1.00，土壤有機質的標準差和極值較pH大，分別為1.93、9.71 g/kg，全氮的極差值為0.50 g/kg，堿解氮、有效磷、緩效鉀、速效鉀的極差值分別為45.61、21.51、665.80、92.17 mg/kg。以平均值為分級標準下的整采樣區土壤呈偏堿性。有機質、全氮、堿解氮含量的均值分別為16.36、0.87、65.24 mg/kg，養分分級標準為適宜;有效磷、速效鉀含量的均值分別是14.82、106.24 mg/kg，養分分級標準為最適宜;緩效鉀含量的均值為511.98 mg/kg，養分分級標準為極豐富。變異系數能反映隨機變量的離散程度，變異系數的分級標準一般為當CV≤10%時為弱變異性;10%

由表2可知，全氮的標準差最小，表明各采樣點之間的土壤全氮含量差異最小;緩效鉀的標準差最大，為105.49 mg/kg，表明采樣點之間的緩效鉀含量差異較大;緩效鉀的最小值和最大值均較大，表明采樣點緩效鉀含量較豐富。有機質、全氮的峰度分別為0.46、0.32 g/kg，堿解氮和速效鉀的峰度分別為0.41、0.03 mg/kg，均接近于0，這些養分元素數值分布較平坦，為平頂峰;pH、有效磷和緩效鉀的峰度值均大于0，數值分布陡峭，為尖頂峰。pH的變異系數最小，為1.98%，各采樣點之間的pH變異程度最小，為弱變異性;其余元素的變異系數處于10.47%～21.08%，變異程度均為中等變異。

為了解屬性數據分布情況，對土壤養分數據進行單樣本K-S正態分布檢驗。K-S正態分布檢驗的顯著性概率值（P）可說明數據符合正態分布的假設是否成立。若P>0.05，表明假設成立，數據服從正態分布;P<0.05，表明假設不成立，數據不服從正態分布。

由表3可知，烏什縣土壤表層有機質、全氮、堿解氮和速效鉀的假設檢驗值（P）均大于0.05，數據均服從正態分布;pH、有效磷、緩效鉀的P小于0.05，不服從正態分布，因此在進行地統計插值時對有機質等元素的數據進行數據變換，但有效磷等元素的數據未進行數據變換。

2.1.2? 土壤養分回歸分析? 對烏什縣植棉土壤養分元素進行相關分析發現，pH與有效磷、速效鉀之間呈弱負相關，與其余元素之間呈弱正相關;有機質和全氮的相關系數為0.85，關系較為密切，與其余養分元素均存在弱正相關關系;微量元素之間均存在弱相關關系。相關系數分析可判斷元素之間的關系程度，通過回歸分析可得知元素之間的具體數量關系。利用屬性數據建立微量元素與pH和有機質之間的一元線性回歸模型見表4。由表4可知，pH與養分元素之間的一元線性回歸模型決定系數（R2）均較小，模型顯著性均較低。土壤pH與全氮、堿解氮、緩效鉀的回歸系數均為正值，表明土壤pH增多，全氮、堿解氮、緩效鉀含量相應增加;土壤pH與有效磷、速效鉀的模型系數均為負值，表明土壤pH增多，有效磷、速效鉀的含量反而減少。土壤有機質與各養分之間的回歸系數均為正值，表明土壤有機質增多，土壤養分相應增多。

2.2? ?地統計學特征分析

2.2.1? 半變異模型分析? 地統計學是以區域化變量理論為基礎、以變異函數為主要工具，研究空間要素的分布情況，地統計模型的參數計算和分析較為復雜，隨著學科發展和應用方向的擴展，地統計學方法已經成為土壤學研究的一個重要工具[18]。該方法在土壤物理化學性質空間變異、土壤污染、土壤元素空間分布等領域應用較廣泛，效果明顯[19]。塊金值與基臺值之比[C0/（C0+C）]可以反映系統內變量的空間相關性程度，若比值小于25%，表明系統內有強烈的空間相關性;若比值大于75%，表明空間相關性較弱;若比值介于二者之間，表明具有中等的空間相關性[20，21]。利用GS+9.0軟件構建烏什縣土壤養分元素含量半方差函數理論模型，半方差模型及其參數具體值見表5。由表5可知，pH、有機質、速效鉀的擬合理論模型為球狀模型，全氮和堿解氮的理論模型為指數模型，有效磷和緩效鉀的最優理論模型分別為線性模型和高斯模型。pH的塊金值最小，為0.000 19，表明采樣點間變化程度最小;有效磷的塊金值最大，為0.029，表明采樣點間變化程度最大。間距擴大到0.000 38時，pH趨于平穩，緩效鉀和有效磷出現平穩值的距離為0.049。有效磷的空間相關性界限最大，為0.434，速效鉀空間相關性界限最小，為0.050。各半方差模型擬合精度最高值為0.89，各模型的擬合精度均較高，可為所選模型進行克里金插值計算提供依據。

2.2.2? 空間相關性分析? 空間自相關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以及相關程度的一種空間數據分析方法，并通過Moran′s I 指數值評估所表達的模式是聚類模式、離散模式還是隨機模式，用z得分和P對該指數的顯著性進行檢驗[22]?？臻g自相關可以分為正相關和負相關，正相關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，負相關則相反[23]。

利用GeoDa軟件，根據土壤采集點地理坐標制作點元素圖，建立空間權重矩陣，計算各養分元素的Moran′s I指數，結果見表6。由表6可知，土壤養分元素Moran′s I值均為正值，是正相關，最大值為0.299，最小值為0.107，表明各元素空間鄰近屬性值差別不大。z得分值均為正值，表明相似的觀測值趨于集中分布。

自相關系數檢驗值（P）均接近0，在0.05水平均顯著。各土壤養分元素的空間分布形式均不相同，表現出大同小異的分布形式。觀測值的4種空間聯系形式[24]中第一象限和第三象限的采集點數量較多，以高值包圍高值，低值包圍低值形式為主;第二象限和第四象限分布的點數量較少，即低觀測值的區域單元被同是高值的區域所包圍的空間聯系形式或高觀測值的區域單元被同是低值的區域所包圍的空間聯系形式的觀測點數量較少。

2.3? 養分元素分布特征

運用ArcGIS軟件，使用點狀數據采用普通克里金法對土壤養分元素進行空間插值分析。制作插值圖時，對不服從正態分布的有效磷等元素的屬性數據進行對數變換，插值后各養分的統計指標和樣本總數結果見表7。對比表2和表7可知，當原來的89個有值點增加到61 914個有值點，各養分元素的統計值有所下降，其中全氮的極差、平均值、標準差下降最小，分別下降0.221、0.024、0.039個單位，緩效鉀的統計值下降最大，極差、平均值、標準差分別下降385.098、15.654、53.511個單位，表明原含量值差別較小的采樣點養分插值后下降較小，原含量值差別較大的采樣點養分插值后下降較大，插值后各有值點之間的差別越來越減小，趨于均衡。

結合烏什縣土壤養分級別標準，運用ArcGIS軟件繪制采樣區各養分元素含量分布。普通克里金法插值后烏什縣土壤采樣區有機質含量在13.451～20.000 g/kg，含量級別為適宜;全氮含量分兩個級別，含量處在0.720～0.750 g/kg的低值區面積較小，主要分布在采樣區北部，大部分采樣區含量在0.750～1.000 g/kg，含量級別為適宜;堿解氮含量在54.661～60.000 mg/kg，含量級別為缺乏，主要分布在北部，堿解氮含量在60.000～90.000 mg/kg的高值區分布在南部，是堿解氮含量適宜區;絕大部分區域有效磷含量在10.000～20.000 mg/kg，含量級別為最適宜;緩效鉀含量分布差異較大，含量在347.304～400.000 mg/kg的最適宜區分布在東部，含量在400.000～500.000 mg/kg的豐富區分布在北部、中部、東北部，含量大于500.000 mg/kg的極豐富區分布在中北部和西南部。采樣區西南和東北部速效鉀含量在74.441～100.000 mg/kg，含量級別屬于適宜，北部、東南部和中部含量較高，含量級別為最適宜。

3? 小結與討論

1）烏什縣植棉土壤表層中全氮的標準差最小，緩效鉀的標準差最大，pH呈弱變異特征，其余元素呈中等變異特征，各養分元素之間存在弱相關關系，土壤pH和有機質與微量元素的回歸關系不明顯。

2）烏什縣土壤pH、有機質、速效鉀空間插值擬合模型均為球狀模型，全氮、堿解氮空間插值擬合模型均為指數模型，有效磷和緩效鉀空間插值擬合模型分別為線性模型和高斯模型，對每個元素進行空間插值時運用相應模型可提高擬合精度。

3）各養分元素的空間分布類型均為聚集型分布。烏什縣土壤養分元素空間分布類型以高值包圍高值，低值包圍低值形式為主，低值被高值所包圍或高值被低值的區域所包圍的空間聯系形式的觀測點數量較少。

4）利用ArcGIS軟件的空間分析功能，對采集區點狀數據進行空間插值，判別養分元素的空間分布格局。各元素的分布情況：在整個采樣區有機質含量相同，含量級別為適宜;全氮含量在北部較低，大部分區域含量在0.750～1.000 g/kg，含量級別為適宜;堿解氮含量在北部缺乏，在南部含量為適宜;有效磷含量在10.000～20.000 mg/kg，級別為最適宜;緩效鉀在東部較低，在北部豐富，在中部、西南部含量極豐富。采樣區西南和東北部速效鉀含量在74.441～100.000 mg/kg，含量級別屬于適宜，北部、南部、東南部和中部含量級別為最適宜。

研究烏什縣植棉地表（0～20 cm）土壤的養分元素屬性特征和空間分布情況，結果表明，烏什縣土壤養分元素中堿解氮含量除在北部缺乏之外，其余元素含量以適宜為主，甚至緩效鉀和速效鉀的含量為豐富及極豐富。研究結果對烏什縣棉花生產和農田施肥等生產活動有一定的促進作用。在施肥方面應注意有機肥和氮肥的配施，調節磷肥和鉀肥的用量，進行科學施肥，并因地制宜生產，進一步保證棉花產量和質量的提高。土壤養分含量除受自然因素的影響之外，也受人文因素的影響，隨著科技和農業生產方式的發展，人類活動對土壤的影響越來越大。本試驗對烏什縣土壤養分元素時空變化驅動因素分析欠缺，有待進一步研究。

參考文獻：

[1] 葉厚專，范業成，朱黎明.不同葉面肥在棉花上施用的肥效比較試驗[J].江西農業科技，1996（4）：19-20.

[2] 玉蘇甫·買買提，蘇熱艷·玉蘇甫江，買合皮熱提·吾拉木.渭-庫河綠洲植棉土壤有機質及鹽分之間的相關性分析[J].安徽農業科學，2015，43（20）：103-106，271.

[3] 張? 偉，劉淑娟，葉瑩瑩，等.典型喀斯特林地土壤養分空間變異的影響因素[J].農業工程學報，2013，29（1）：93-101.

[4] 黃元仿，周志宇，苑小勇，等.干旱荒漠區土壤有機質空間變異特征[J].生態學報，2004，24（12）：2776-2781.

[5] 于? 婧.基于GIS和地統計學方法的土壤養分空間變異及應用研究[D].武漢：華中農業大學，2007.

[6] 黃昌勇.土壤學[M].北京：中國農業出版社，2000.

[7] 李? 放，魏建林，徐洪明，等.東阿縣縣域耕地土壤養分空間分布狀況[J].中國農學通報，2016，32（36）：125-135.

[8] HAEFELE S M，WOPEREIS M C S. Spatial variability of indigenous supplies for N，P and K and its impact on fertilizer strategies for ir-rigated rice in West Africa[J].Plant and Soil，2005，270：57-72.

[9] 李亮亮，依艷麗，凌國鑫，等.地統計學在土壤空間變異研究中的應用[J].土壤通報，2005，36（2）：265-268.

[10] 雷詠雯，危常州，李俊華，等.不同尺度下土壤養分空間變異特征的研究[J].土壤，2004，36（4）：376-381.

[11] 劉付程，史學正，潘賢章，等.太湖流域典型地區土壤磷素含量的空間變異特征[J].地理科學，2003，23（1）：77-81.

[12] 新疆維吾爾自治區統計局.2017新疆統計年鑒[M].北京：中國統計出版社，2017.

[13] 阿依圖爾蓀·哈力穆拉提.渭干河-庫車河三角洲綠洲棉田表層土壤的理化特征研究[D].烏魯木齊：新疆師范大學，2014.

[14] 中國土壤數據庫.第二次土壤普查[DB/OL].http：//www.soil.csdb.cn.

[15] 全國土壤普查辦公室.中國土壤普查技術[M].北京：北京農業出版社，1992.

[16] 熊丹丹，張永福.新疆烏什縣土地利用規劃環境影響的生態安全評價[J].安徽農業科學報，2013，41（32）：12746-12749.

[17] 黃紹文，金繼運，楊俐蘋，等.縣級區域糧田土壤養分空間變異與分區管理技術研究[J].土壤學報，2003，40（1）：79-88.

[18] 張仁鐸.空間變異理論及應用[M].北京：科學出版社，2006.

[19] 譚萬能，李志安，鄒? 碧.地統計學方法在土壤學中的應用[J].熱帶地理，2005，25（4）：307-311.

[20] 王政權.地統計學及在生態學中的應用[M].北京：科學出版社，1999.

[21] 羅新寧，朱友娟，張宏勇，等.塔里木綠洲種植制度對棉田土壤養分性狀的影響[J].干旱地區農業研究，2012，30（3）：114-129.

[22] 陳小勇，林? 鵬.我國紅樹植物分布的空間自相關分析[J].華東師范大學學報（自然科學版），2000（3）：104-109.

[23] 孟? 斌，王勁峰，張文忠，等.基于空間分析方法的中國區域差異研究[J].地理科學，2005，25（4）：393-400.

[24] 徐建華.地理建模方法[M].北京：科學出版社，2010.