晉南農(nóng)作區(qū)耕地有機(jī)質(zhì)空間分布特征及影響因素研究

張旭夢 張吳平 黃明鏡 王國芳 高莉 閆琳琳

摘要：為探究環(huán)境因子和不同種植管理因素對耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量空間分布特征的影響，以山西省運城市垣曲縣作為研究區(qū)，利用地統(tǒng)計學(xué)與地理信息系統(tǒng)相結(jié)合的方法，分析耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間分布格局，采用 Pearson相關(guān)分析和方差分析討論耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響因素。結(jié)果如下：（1）垣曲縣耕地有機(jī)質(zhì)含量介于3.90～34.40 g/kg 之間，平均含量15.99 g/kg，變異系數(shù)為29.33%，屬于中等變異。（2）垣曲縣土壤有機(jī)質(zhì)含量半方差函數(shù)的最優(yōu)模型為球狀模型，塊金系數(shù)為49.94%。（3）耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量整體呈現(xiàn)中間低四周高的空間分布格局，東部含量稍高于西部，北部含量稍高于南部，其中東北部有機(jī)質(zhì)含量最高。（4）Pearson相關(guān)分析結(jié)果顯示，距村距離、耕層厚度、pH值與有機(jī)質(zhì)含量呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，海拔、地面坡度、田面坡度與有機(jī)質(zhì)含量呈極顯著正相關(guān)關(guān)系（P<0.01），與最高地下水位呈顯著正相關(guān)關(guān)系（P<0.05）。（5）定性因素中，土壤質(zhì)地組間差異不顯著，地貌類型、土壤類型、成土母質(zhì)、土壤結(jié)構(gòu)、熟制與典型種植作物組間均差異顯著。研究區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量受結(jié)構(gòu)性因素和耕作管理措施綜合影響。定量因素與定性因素都對耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量起重要作用。

關(guān)鍵詞：土壤有機(jī)質(zhì);空間分布;影響因素;晉南;地統(tǒng)計學(xué);地理信息系統(tǒng)

中圖分類號：S153.6 ??文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2022）02-0219-06

收稿日期：2021-04-27

基金項目：山西農(nóng)業(yè)大學(xué)省部共建有機(jī)旱作農(nóng)業(yè)國家重點實驗室自主研發(fā)項目（編號：202105D121008-1-6）。

作者簡介：張旭夢（1997—），女，陜西咸陽人，碩士研究生，研究方向為土地信息技術(shù)。E-mail：18235417934@163.com。

通信作者：張吳平，博士，教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向為土地信息技術(shù)，E-mail：zwping@126.com;黃明鏡，研究員，研究方向為作物栽培與耕作，E-mail：13653650538@163.com。

有機(jī)質(zhì)是土壤中結(jié)構(gòu)、功能最復(fù)雜的物質(zhì)之一，它為驅(qū)動土壤養(yǎng)分的持續(xù)供給提供了重要動力，通過影響?zhàn)B分效率、持水保肥能力影響土壤肥力，常作為表征土壤質(zhì)量的重要指標(biāo)[1-2]。其對植物生長也起到了不容忽視的作用，土壤有機(jī)質(zhì)指標(biāo)經(jīng)常被用來構(gòu)建植物碳庫[3]。表層土壤容易受到各種因素的干擾，有機(jī)質(zhì)含量也容易受到環(huán)境因素及人為因素的影響產(chǎn)生變化。因此，揭示有機(jī)質(zhì)含量的影響因素及其空間分布特征有利于改善土壤結(jié)構(gòu)、提升耕地潛力，可為科學(xué)合理地制定農(nóng)田種植規(guī)劃及管理措施提供參考，對實現(xiàn)土壤資源的可持續(xù)利用有重要的意義[4-5]。

當(dāng)前研究環(huán)境因素對土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響機(jī)制是國內(nèi)外土壤學(xué)科中的熱點問題之一，坡度、海拔、pH值、耕層厚度、土地利用方式等都是常用的研究變量[6-11]。楊振奇等在砒砂巖區(qū)小流域的研究結(jié)果表明：復(fù)合地形指數(shù)、土地利用方式、坡度、耕層厚度對有機(jī)質(zhì)含量空間變異解釋量最大[12]。朱潔等利用分類回歸樹的方法研究了重慶煙區(qū)有機(jī)質(zhì)含量的環(huán)境影響因素，其中海拔、年均降水量、年均溫度、成土母質(zhì)為主要的影響因素[13]。王昭等在開墾28年的侵蝕坡面和黃土高原丘陵區(qū)子午嶺林地上研究了土壤養(yǎng)分空間變異的驅(qū)動因素，結(jié)果表明：林地的開墾極大地減少了坡面土壤養(yǎng)分，而坡位與坡面形態(tài)影響了有機(jī)質(zhì)含量的減少幅度[14]。以往的研究選取因素較少且研究多為定量環(huán)境因素，少有將定性因素考量其中，而構(gòu)建有機(jī)質(zhì)含量的影響機(jī)制兩者皆須考慮，且既往研究均研究某一區(qū)域的整體狀況，研究結(jié)果不足以作為提升耕地地力措施的支撐。

本研究以耕地有機(jī)質(zhì)含量為研究對象，選取山西省晉南典型的農(nóng)業(yè)種植區(qū)垣曲縣作為研究區(qū)，除考慮海拔、距村距離、坡度等6個定量因素之外，還探究了地貌類型、土壤類型、成土母質(zhì)、土壤質(zhì)地、土壤結(jié)構(gòu)、熟制與典型種植作物指標(biāo)間有機(jī)質(zhì)含量的差異，以期為合理進(jìn)行農(nóng)田管理提出理論依據(jù)，為農(nóng)作區(qū)科學(xué)選取種植作物、種植制度提供參考，為農(nóng)業(yè)增產(chǎn)增收助力。

1 研究區(qū)域與方法

1.1 研究區(qū)概況

垣曲縣（111°31′～112°10′ E、35°00′～35°39′ N），位于山西省南部，運城市東端。全縣土地總面積 1 620 km2，山區(qū)面積最大占總面積的72.24%，整體地勢西北高、東南低，北部地勢高峻，南部低緩。垣曲縣地質(zhì)構(gòu)造變化復(fù)雜，古生代、中生代、新生代第三紀(jì)、第四紀(jì)黃土質(zhì)地層均有分布，海拔600～800 m，轄區(qū)年均溫13.5 ℃、年均降水631 mm、無霜期230 d，屬暖溫帶半濕潤大陸性季風(fēng)氣候。境內(nèi)較大的河流有毫清河、允西河等，河流兩岸多為狹窄的河谷平原，灌溉方便，人煙稠密，為主要的農(nóng)作區(qū)。全縣耕地2.63萬hm2，主要農(nóng)作物有小麥、玉米、大豆等。

1.2 樣點數(shù)據(jù)的采集與指標(biāo)測定

在采樣時依據(jù)NY/T 1634—2008《耕地地力調(diào)查與質(zhì)量評價技術(shù)規(guī)程》，利用不銹鋼土鉆等工具于2009年夏季作物收獲后、施肥前，在每個田塊中采用“S”法布點均勻隨機(jī)采樣，采樣深度為 0～20 cm，用全球定位系統(tǒng)（GPS）定位儀確定采樣點經(jīng)緯度及海拔高度，共采集樣點 3 598個。調(diào)查收集或測定采樣點的有機(jī)質(zhì)含量、地貌類型、熟制、典型作物、土類、成土母質(zhì)、土壤質(zhì)地、土壤結(jié)構(gòu)、距村距離、海拔、地面坡度、田面坡度、最高地下水位、耕層厚度、pH值等指標(biāo)。其中，有機(jī)質(zhì)含量采取重鉻酸鉀容量法進(jìn)行測定[15];耕層厚度采用直接觀察法，用鋼尺進(jìn)行測量。土壤物理指標(biāo)的測定均遵照常規(guī)測定方法。用于提取坡度的數(shù)字高程模型（ASTER GDEM數(shù)據(jù)，全球空間分辨率為30 m）來自地理空間數(shù)據(jù)云，垣曲縣采樣點分布如圖1所示。

1.3 研究方法

1.3.1 正態(tài)分布性檢驗

進(jìn)行空間插值的前提是數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布[16]，對原始數(shù)據(jù)集使用K-S正態(tài)分布檢驗，其存在左偏斜效應(yīng)。將有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)進(jìn)行Box-Cox變換，計算公式如下：

Y（s）=[Z（s）λ-1]/λ。（1）

式中：Y（s）是變換后的符合正態(tài)分布的數(shù)據(jù)集;Z（s） 是有效樣點數(shù)據(jù)集?？芍?dāng)擬合參數(shù)λ=0.37時，符合正態(tài)分布。數(shù)據(jù)變換前后對比見圖2。

1.3.2 半方差函數(shù)

半方差函數(shù)又稱半變異函數(shù)，是地統(tǒng)計學(xué)應(yīng)用最廣泛的空間格局描述的基本工具，是地統(tǒng)計分析的特有函數(shù)[17]。半方差函數(shù)的公式為：

γ（h）=12N（h）∑N（h）i=1[Z（xi）-Z（xi+h）]2。（2）

式中：γ（h）為半方差函數(shù)的值;N（h）為距離等于h時的點對總數(shù);Z（xi）為區(qū)域變量在位置xi處的實測數(shù)值;Z（xi+h）為區(qū)域變量在（xi+h）處的實測數(shù)值。

1.3.3 Pearson相關(guān)分析

Pearson相關(guān)系數(shù)表示2個連續(xù)變量之間的線性相關(guān)程度[18]。其相關(guān)系數(shù)計算公式為：

r=∑ni=1（xi-x）-（yi-y）∑ni=1（xi-x）2∑ni=1（yi-y）2。（3）

式中：x、y分別表示2組樣本的均值。r取值為[-1，1]，當(dāng)r>0時，2個連續(xù)變量間為正相關(guān)關(guān)系;當(dāng)r<0時，2個連續(xù)變量間為負(fù)相關(guān)關(guān)系;當(dāng) r=0時，2個連續(xù)變量間無相關(guān)關(guān)系;2個樣本之間相關(guān)性越強，則r的絕對值越大。

1.3.4 單因素方差分析（one-way ANOVA）

通過單因素方差分析對不同定性因素不同水平對耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響進(jìn)行分析。進(jìn)行單因素方差分析時，需要構(gòu)建F統(tǒng)計量。 F值表示組間差異大小，F(xiàn)值大則組間差異越大，F(xiàn)值越小則組間差異越小。若計算的F值大于F0.05，則F值在P=0.05的水平上顯著;若計算的F值大于F0.01，則F值在 P=0.01的水平上顯著，否則不顯著。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤有機(jī)質(zhì)的基本特征

如表1垣曲縣耕地土壤有機(jī)質(zhì)基本統(tǒng)計學(xué)特征所示，垣曲縣耕地有機(jī)質(zhì)含量為3.90～34.40 g/kg，平均值為15.99 g/kg。變異系數(shù)（CV）可以用來反映有機(jī)質(zhì)含量空間變異性的程度，依據(jù)變異系數(shù)大小劃分，CV≤10%時屬于弱變異性，10%<CV<100% 屬于中等變異，CV≥100% 表示強變異程度[19]。垣曲縣有機(jī)質(zhì)的變異系數(shù)為29.33%，屬于中等變異程度。

根據(jù)全國第2次土壤普查養(yǎng)分分級標(biāo)準(zhǔn)，含量<6 g/kg為六級，含量處于6～10 g/kg為五級，含量處于10～20 g/kg為四級，含量處于20～30 g/kg為三級，含量處于30～40 g/kg為二級，含量>40 g/kg為一級[5]。如表2所示，研究區(qū)土壤養(yǎng)分含量為四級占比74.79%，三級占比16.76%，二級占比0.97%，六級占比0.69%，無一級分布。

2.2 土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征分析

如表3所示，利用半方差模型及其參數(shù)來描述研究區(qū)有機(jī)質(zhì)空間變異特征，根據(jù)R2最大，殘差平方和值（RSS）最小的原則[20]選取最優(yōu)模型，垣曲縣土壤有機(jī)質(zhì)半方差模型的最優(yōu)模型為球狀模型。塊金系數(shù)[C0/（C+C0）]是塊金值與基臺值間的比值，如果比值接近于1，說明該變量在研究區(qū)范圍內(nèi)的變異都是恒定的;若比值<25%，表明系統(tǒng)以結(jié)構(gòu)性變異為主，具有空間強相關(guān)性;若比值為25%～75%說明空間相關(guān)性為中等，結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同作用于區(qū)域化變量;若比值>75%則表示其空間變異以隨機(jī)性變異為主[20]。垣曲縣土壤樣品的塊金系數(shù)為49.94%，表明土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間變異性受結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)因素共同作用，即受研究區(qū)范圍內(nèi)水熱條件和耕作管理措施綜合影響，最終獲得垣曲縣有機(jī)質(zhì)含量最優(yōu)的球狀模型半變異函數(shù)圖（圖3）。

2.3 土壤空間分布特征

2.3.1 土壤有機(jī)質(zhì)分布格局 為了更加直觀地反映垣曲縣耕地土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布特征，通過插值方法進(jìn)行有機(jī)質(zhì)的空間插值。如圖4所示，耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量呈現(xiàn)中間低四周高的格局，整體東部稍高于西部，北部稍高于南部，東北部高于整體。

2.3.2 交叉驗證

交叉驗證結(jié)果用以明確模型精度，判斷條件為平均預(yù)測誤差（ME）接近于0，預(yù)測無偏性好，標(biāo)準(zhǔn)化均方根誤差（RMSSE）接近于1，則預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)誤差準(zhǔn)確，均方根誤差（RMSE）與平均標(biāo)準(zhǔn)誤差（ASE）越小則預(yù)測值和實測值偏差較小。垣曲縣空間插值的交叉驗證結(jié)果如下：ME為-0.213，RMSE為3.729，標(biāo)準(zhǔn)平均值預(yù)測誤差（MSE）為 -0.189，RMSSE為2.875，ASE為1.309。

2.4 有機(jī)質(zhì)影響因素分析

選取垣曲縣7個定量指標(biāo)與耕地土壤有機(jī)質(zhì)進(jìn)行相關(guān)分析，如表4所示，距村距離、耕層厚度、pH值與有機(jī)質(zhì)含量呈負(fù)相關(guān)，即田塊距村距離越遠(yuǎn)，有機(jī)質(zhì)含量越高;耕層厚度越厚，有機(jī)質(zhì)含量越少;pH值越大有機(jī)質(zhì)含量越低。海拔、地面坡度、田面坡度、最高地下水位與有機(jī)質(zhì)含量呈正相關(guān)，即海拔、地面坡度、田面坡度、最高地下水位越高，有機(jī)質(zhì)含量越高;其中，最高地下水位與有機(jī)質(zhì)含量顯著相關(guān)，其余指標(biāo)為極顯著相關(guān)。

選取垣曲縣多個定性因素進(jìn)行單因素方差分析，如表5、表6所示，不同類別因素下，有機(jī)質(zhì)含量的均值均有差異。土壤因素中，不同土壤質(zhì)地間有機(jī)質(zhì)含量差異不顯著，其余各指標(biāo)間有機(jī)質(zhì)含量均為差異極顯著（P<0.01）。不同土類中的有機(jī)質(zhì)含量差異程度最大。差異程度從大到小依次為土類>地貌類型>成土母質(zhì)>土壤結(jié)構(gòu)>土壤質(zhì)地。地貌類型中，河地的有機(jī)質(zhì)含量最高，其均值為17.92 g/kg。有機(jī)質(zhì)含量由高到低依次是河地>平原>丘陵。在土壤類型中， 山地棕壤的有機(jī)質(zhì)含量最高，均值為32.70 g/kg;粗骨土的有機(jī)質(zhì)含量最低，均值為15.20 g/kg。有機(jī)質(zhì)含量依次為山地棕壤>潮土>褐土>紅黏土>粗骨土。成土母質(zhì)中，第三紀(jì)紅黏土質(zhì)有機(jī)質(zhì)含量最高，均值為16.58 g/kg;沖積物有機(jī)質(zhì)含量最小，為 14.66 g/kg，從大到小依次為第三紀(jì)紅黏土質(zhì)>殘積物>紅黃土質(zhì)>風(fēng)積物>黃土質(zhì)>沖積物。在土壤質(zhì)地類型中有機(jī)質(zhì)含量依次為壤土>黏土>沙土。在土壤結(jié)構(gòu)中有機(jī)質(zhì)含量依次為柱狀>透鏡狀>粒狀>屑粒狀>團(tuán)塊狀>微團(tuán)粒>塊狀>團(tuán)粒狀>綿狀>片狀。

種植因素中，不同熟制之間有機(jī)質(zhì)含量差異程度大，不同種植作物間有機(jī)質(zhì)含量差異程度小。在熟制中，一年兩熟比一年一熟有機(jī)質(zhì)含量均值大。一年兩熟的有機(jī)質(zhì)含量為17.14 g/kg，一年一熟的有機(jī)質(zhì)含量為15.52 g/kg。典型種植作物中，小麥和谷子輪作地的有機(jī)質(zhì)含量最高，均值達(dá)到 20.10 g/kg。種植石榴的地塊中有機(jī)質(zhì)含量最低，其均值為 12.95 g/kg。種植作物中有機(jī)質(zhì)含量由高到低依次為小麥—谷子>小麥—大豆>小麥—玉米>玉米>大豆—玉米>小麥>石榴。

3 討論

定量因素中，有機(jī)質(zhì)含量與距村距離呈極顯著性負(fù)相關(guān)，這與王永會等的研究結(jié)果[21-22]一致。這可能是因為距村距離越遠(yuǎn)，耕作、農(nóng)家肥使用不便，有機(jī)質(zhì)含量越低。有機(jī)質(zhì)含量與海拔呈極顯著正相關(guān)，張文博等的研究結(jié)果[23-24]也得出了類似的結(jié)論。這可能是因為海拔高的地方多為林地，且海拔越高人類活動越少，枯枝落葉容易堆積，形成半封閉狀態(tài)的環(huán)境，使生物作用形成與分解的有機(jī)質(zhì)得到保護(hù)，故有機(jī)質(zhì)含量增大。有機(jī)質(zhì)含量與地面坡度呈極顯著正相關(guān)，地面坡度越大，有機(jī)質(zhì)含量越高，鐘聰?shù)鹊难芯拷Y(jié)果也表明耕地有一定的坡度有利于有機(jī)質(zhì)的積累[25-26]。有機(jī)質(zhì)含量與最高地下水位呈顯著正相關(guān)，地下水位越高有機(jī)質(zhì)含量越大;武婕等在南四湖區(qū)農(nóng)田的研究證明，這樣的結(jié)果可能是因為地下水位高，土壤中水分充足使土壤中有機(jī)質(zhì)的分解速率變慢所致[27]。有機(jī)質(zhì)含量與耕層厚度呈極顯著負(fù)相關(guān)，安晶在東北棕壤和黑土旱田的研究表明，土壤中的有機(jī)質(zhì)含量越大，土壤的壓縮指數(shù)越大，即有機(jī)質(zhì)含量越高，耕層厚度越薄[31]。有機(jī)質(zhì)含量與pH值呈極顯著負(fù)相關(guān)，pH值越大有機(jī)質(zhì)含量越低。戴萬宏等研究結(jié)果表明，因土壤中的腐殖質(zhì)含有腐殖酸，有機(jī)質(zhì)越多土壤中的腐殖酸越多;pH值越高，土壤中的有機(jī)質(zhì)含量越低[32]。

因研究區(qū)范圍較小，長年降雨量、有效積溫、無霜期這3個數(shù)據(jù)變化不大，與有機(jī)質(zhì)含量的相關(guān)性無法明確通過數(shù)據(jù)分析展現(xiàn)，本研究舍掉有機(jī)質(zhì)含量與長年降雨量、有效積溫、無霜期之間相關(guān)性的分析。在相關(guān)的研究中，有效積溫、無霜期在大尺度上與有機(jī)質(zhì)含量表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。王麗霞等的研究結(jié)果表明：有機(jī)質(zhì)含量與降雨量呈負(fù)相關(guān)的原因是降雨量越大有機(jī)質(zhì)受降雨淋溶流失，故年均降雨量越大，有機(jī)質(zhì)含量越小[28]。熊正琴的研究結(jié)果表明：溫度升高，CO2的濃度也升高，會加速有機(jī)質(zhì)的分解，從而使土壤有機(jī)質(zhì)含量降低[29]。趙晴月等的研究結(jié)果表明：霜凍時間越長，有機(jī)質(zhì)的分解速率越低，故無霜期越短，有機(jī)質(zhì)含量越高[30]。

定性因素中，不同地貌類型中河地的有機(jī)質(zhì)含量最高，但河地的土體構(gòu)性不佳，不應(yīng)盲目樂觀，平原有機(jī)質(zhì)含量雖少于河地，但基地好，土壤潛在生產(chǎn)力高。不同土壤類型中，粗骨土土壤發(fā)育不完全，故有機(jī)質(zhì)含量最低。

本研究除選取定量環(huán)境因素外，還選取了土壤因子與種植因子，以期合理探究有機(jī)質(zhì)含量的影響因素，增強地塊肥力，提高區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力。但研究仍局限于尺度小、采樣點數(shù)量優(yōu)化、未能體現(xiàn)有機(jī)質(zhì)含量時間變化等問題。針對以上3點，后續(xù)研究仍可做進(jìn)一步改進(jìn)，服務(wù)于精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)。

4 結(jié)論

垣曲縣耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量呈現(xiàn)中間低四周高的空間分布格局，整體東部稍高于西部，北部稍高于南部，其中東北部最高。

土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間變異性受結(jié)構(gòu)性因素和種植因素管理因素共同作用。

影響耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的定量影響因素中，除最高地下水位與有機(jī)質(zhì)含量呈顯著相關(guān)外，其余指標(biāo)均呈極顯著相關(guān)，其中距村距離、耕層厚度、pH值與有機(jī)質(zhì)含量呈負(fù)相關(guān)，海拔、地面坡度、田面坡度、最高地下水位與有機(jī)質(zhì)含量呈正相關(guān)。

在耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的定性影響因素中，不同土壤因素之間，土壤質(zhì)地組間差異不顯著，其余6組組間差異顯著（表5、表6）;在種植因素中，典型種植作物與熟制組間差異均顯著，說明定性因素對耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量也有著重要的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]許文霞，翟 勇，黃 婷，等. 石河子墾區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)和全氮空間分布特征研究[J]. 土壤通報，2015，46（6）：1352-1358.

[2]顧成軍，高正寶，趙明偉. 皖東江淮丘陵縣域農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征[J]. 中國土壤與肥料，2020（1）：39-44.

[3]趙業(yè)婷，常慶瑞，李志鵬，等. 1983—2009年西安市郊區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)空間特征與變化[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2013，29（2）：132-140，296.

[4]趙義博，雷少剛，劉 英. 勝利礦區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異特征與影響因素[J]. 土壤，2020，52（2）：356-364.

[5]李 強，張蕓萍，解 燕，等. 曲靖植煙土壤pH分布特征及其影響因素研究[J]. 核農(nóng)學(xué)報，2020，34（4）：887-895.

[6]廖宇波，溫良友，孔祥斌，等. 近40年大興區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)時空變異特征及其影響因素[J]. 土壤通報，2020，51（1）：40-49.

[7]楊靜涵，劉夢云，張 杰，等. 黃土高原溝壑區(qū)小流域土壤養(yǎng)分空間變異特征及其影響因素[J]. 自然資源學(xué)報，2020，35（3）：743-754.

[8]楊奇勇，楊勁松，姚榮江，等. 耕地土壤有機(jī)質(zhì)空間變異性的隨機(jī)模擬[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2010，26（12）：324-329.

[9]周一鵬，張雨辰，羅鑫葉，等. 土壤有機(jī)質(zhì)空間變異性及其驅(qū)動因素研究進(jìn)展[J]. 土壤通報，2019，50（6）：1492-1499.

[10]陳 琳，任春穎，王宗明，等. 基于克里金插值的耕地表層土壤有機(jī)質(zhì)空間預(yù)測 [J]. 干旱區(qū)研究，2017，34（4）：798-805.

[11]喬 磊，黃明鏡，張吳平，等. 晉中盆地典型耕地厚度土壤養(yǎng)分空間變異[J]. 中國農(nóng)學(xué)通報，2020，36（1）：89-97.

[12]楊振奇，秦富倉，李 龍，等. 砒砂巖區(qū)小流域土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布及其環(huán)境影響因素研究[J]. 土壤，2020，52（3）：625-632.

[13]朱 潔，劉洪斌，徐 宸. 重慶煙區(qū)環(huán)境因子對土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響[J]. 煙草科技，2018，51（6）：19-24，33.

[14]王 昭，孔維波，姚毓菲，等. 林地開墾對黃土區(qū)坡面土壤養(yǎng)分空間分布的影響[J]. 水土保持學(xué)報，2020，34（5）：313-320.

[15]鮑士旦. 土壤農(nóng)化分析[M]. 3版.北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，2000：25-38.

[16]姚榮江，楊勁松，劉廣明，等. 黃河三角洲地區(qū)典型地塊土壤鹽分空間變異特征研究[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2006，22（6）：61-66.

[17]李哈斌，王政權(quán)，王慶成. 空間異質(zhì)性定量研究理論與方法 [J]. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，1998，9（6）：93-99.

[18]Pearson K. Notes on the history of correlation[J]. Biometrika，1920，13（1）：25-45.

[19]張世熔，黃元仿，李保國. 沖積平原區(qū)土壤顆粒組成的趨勢效應(yīng)與異向性特征[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2004，20（1）：56-60.

[20]劉愛利，王培法，丁園圓. 地統(tǒng)計學(xué)概論[M]. 北京：科學(xué)出版社，2012：82.

[21]王永會. 保定市山區(qū)耕地土壤養(yǎng)分空間變異及其影響因素研究[D]. 保定：河北農(nóng)業(yè)大學(xué)，2015：1-46.

[22]郭永龍，劉友兆，畢如田，等. 基于GWR模型的耕地表層土壤有機(jī)質(zhì)空間變異研究——以山西省忻州市忻府區(qū)為例[J]. 廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2013，40（13）：187-190，200，238.

[23]張文博，張福平，蘇玉波，等. 渭河干流沿岸土壤有機(jī)質(zhì)空間分布特征及其影響因素[J]. 水土保持通報，2014，34（1）：138-143.

[24]秦富倉，牛曉樂，楊振奇，等. 冒山小流域不同地形和土地利用下的土壤養(yǎng)分空間變異特征[J]. 中國農(nóng)業(yè)科技導(dǎo)報，2020，22（6）：138-148.

[25]鐘 聰，李小潔，何園燕，等. 廣西土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征及其影響因素研究[J]. 地理科學(xué)，2020，40（3）：478-485.

[26]黃 平，李廷軒，張佳寶，等. 坡度和坡向?qū)Φ蜕讲鑸@土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的影響[J]. 土壤，2009，41（2）：264-268.

[27]武 婕，李玉環(huán)，李增兵，等. 南四湖區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)和微量元素空間分布特征及影響因素[J]. 生態(tài)學(xué)報，2014，34（6）：1596-1605.

[28]王麗霞，汪衛(wèi)國，李心清，等. 中國北方干旱半干旱區(qū)表土的有機(jī)質(zhì)碳同位素、磁化率與年降水量的關(guān)系[J]. 干旱區(qū)地理，2005，28（3）：311-315.

[29]熊正琴，邢光熹，沈光裕，等. 太湖地區(qū)湖、河和井水中氮污染狀況的研究[J]. 農(nóng)村生態(tài)環(huán)境，2002，18（2）：29-33.

[30]趙晴月，許世杰，張務(wù)帥，等. 中國玉米主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分的空間變異及影響因素分析[J]. 中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2020，53（15）：3120-3133.

[31]安 晶. 東北地區(qū)棕壤和黑土旱田土壤板結(jié)機(jī)理研究[D]. 沈陽：沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)，2016：43-51.

[32]戴萬宏，黃 耀，武 麗，等. 中國地帶性土壤有機(jī)質(zhì)含量與酸堿度的關(guān)系[J]. 土壤學(xué)報，2009，46（5）：851-860.