全 文 ：第9卷第4期 中 国 生 态 农 业 学 报
Chinese Journal of Eco—Agriculture
Vo1．9
Dec．，
N0 4
2 0 0l
海河低平原盐渍区土壤养分空间变异性研究
毛任审1
(中国科学院石家庄农业现代化研究所 石家庄 050021)
摘 要 应用地统计学方法分析研究海河低平原盐渍涝洼地2700m×2100m尺度土壤 6十主要养分属性和垒盐量
的空间变异结构结果表明，在靶荒、撩荒半自然状惑下土壤垒 N、速效氟、速效磷、速效钾及有机质莓含量的空同变异
性存在着忘好的半方差结构，而垒P半方差结构尚难理想的确定 半方差曲线圈遵从指教和球函数等理论模型，最
大相关距离分别在340~1173m，结构方差在基台值中所占比例均较大，达 40 以上
关蕾调 盐渍涝洼区 土壤养分 空问变异性
Study 0n spatial variability of soil uutHmt In saline J a，Lower Haihe Plain．MAO Ren—Zhao(Shijiazhuang Institute
of AgriculturalModernization．ChineseAcademy of Sciences．Shijiazhuang 050021),CJEA，2001，9(4)：63～66
Abstract The spatial structures of six soil properties in the saline and waterlogging land(2700mX 2100m)region in
Lower Haihe Plain are analyzed by means of the geostatistics．The results show that there exists per{ect semi—
v吕r nce structure for the spatial variability of main soil atributes such as total N．available N，availabh P，available
K and organic matter．other than total P，under the rotation of tillage situation，The semivariograms can be fitted by
exponential and spherical models and the limit distance of spatial correlation is 340~ 1173m．The proportion of strut—
turgl v&rt~trtce to sil is in a high level，OVfly 40％、
Key words Saline and waterlogging area，Soil nutrient，Spatial variability
土壤是复杂的历史自然实体，自身属性在地域上的分布有其独立性、不规则性和相似性。土壤养分、水
分、盐分等特性的非均一性分布(空间变异性)可直接导致农作物产量空间变化，因而定量认识土壤空间结构
是精确化农田管理的基本内容之一。自20世纪 60年代始，尤其是 80年代后土壤属性空间变异性的研究日
益受到重视，某些区域不同尺度水平的土壤空间变异性的研究见诸国内外有关报道“ ]。本文采甩地统计
学方法分析海河低平原盐渍涝洼区轮荒、撩荒半自然状态下的土壤养分、盐分空间变异结构，以期为制定同
类型区土壤采样方案、预示未采样点和农田土壤分区管理提供科学依据。
1 试验材料与方法
海河低平原的大浪淀洼地位于滨海与内陆过渡地带，隶属河北省南皮、沧县和孟村 3县，地势由西南向
东北轻微倾斜，海拔 6．5～7．8m。地下水埋深旱季 3～6月份达3．2m，雨季 8～9月份则浅至0．5～1m，地下
水矿化度以 2～5g／L的成水居多。土壤亚类主要为盐化潮土、盐化草甸土，表层为轻～中壤质地，物理性
砂／粘为 1．9 1。土壤样品于积盐期采自南皮县“七万亩 盐渍涝洼区，选择 2700mX2100m荒、耕地交织的
地段沿东西和南北向按约间隔 lOOm的网格法布点，样点布局略不均匀(见图1)。在各点位置 lm 的微区采
0~20cm土层混合样，采样总数89个。土壤有机质、全N、全P、速效氮、速效磷、速效钾含量和全盐量测定分
析均按标准方法 ]，用于盐分测定的土样经风干、磨碎过 18号孔筛，HCO 一、CO “_用双指示荆滴定法，cl一
用硝酸银滴定法，SO 、Ca 、Mg”甩EDTA容量法测定，Na +K 量为差减法计算值，各分盐量之和为全
盐量，同时甩电导率值校正
地统计学分析方法。通常空间随机变化的土壤特性作为区域化变量z )，在相邻点间呈现出一定的位
置依赖性或相关关系，即具有某种空间结构。半方差函数 (^)分析是一种解释这种空间结构(关系)的地统
计学方法，半方差函数定义为随机函数 Z(z)的增量[z + )^一z )]方差的 1／z，即：
Y(h)=1VarEz( + )^～z(z)] (1)
· 中国科学院知识刨新工程项目(KZCX2-405)资助部分研究内容
嘘稿日期 2001—03-06 改 回日期，z∞1一O —06
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中 国 生 态 农 业 学 报 第9卷
其计算式：
Ⅳ (^
(^)一而 22_Z(z )-Z(x，+ )^] (2)
L ■ ’ ⋯ ， r 1
式中，h为土壤样本间距(SL称位差)，N(h)是间距为h的样本“配对
(Pair)”数目．z( )和 z( ，+ )^分别为变量 Z(z)在空间位置 和
z 十^的实测值。半方差图由一系列离散点构成，可根据其形状用直
线或曲线方程拟合，得到半方差函数理论模型。土壤科学常用的理论
模型中有如下参数：C 为块金系数．间距 h一0时的半方差，是非空
间性质观测值的变异，它模拟测量误差、操作者偏差和在细微尺度空
间变异的方差；C。+c为基台值(又称平顶值或顶坎)，等于变量的方
差，即半方差随着间距递增到一定程度后出现的平稳值(在此值附近
摆动)；C为结构方差，它是观测值的空间趋势效应；A为变程，又称
为极限距离，使半方差达到基台值时的样本间距，超过此值可认为属
性空间独立，它的意义因所遵循的模型而有所不同，如对于球状和线
■材 自
日曲 g
圉 1 样点分布圉
性模型，A表明土壤性质存在空间变异结构的最大相关距离，而对于 Fig· D i⋯of mpling p。
高斯模型和指数模型最大相关距离则分别为 1．73A和 3A。半方差函数计算和半方差图模拟应用 Variowin
软件。
2 结果与讨论
2．1 经典统计数据特征
土壤学中的数据分析方法一般沿用Fisher R．A．所倡导的经典统计学方法，用这些统计量描述总体的
前提条件为样本完全独立，随机变量服从正态分布，样本数足够多。目前常采用的随机抽样方法只是一种想
表 1 270011×ZlOOm尺度土壤属性统计参数
Tab．1 Statistical param eters of soil attributes within 2700m ×2100m area
象中的趋近，很难保证样本之间的相
互独立性，而重复设置非独立性样点
势必导致样本总方差的偏低。因此经
典统计所获取的均值、标准差、方差、
变异系数等仅可在某种程度上估测和
描述总体。由该方法统计结果(见表
1)可知，在给定的取样范围土壤有机
质平均含量接近 10g／kg，潜在肥力较
高，但全盐量均值 5．98g／kg，几乎达
重盐渍度水平，表明涝洼盐渍区土壤
受人为干扰较小的特点。盐分及养分
的空间分布呈非均匀性，仅全 P变异系数cv
异；其余属性的CV在 1O ～100 间，为中等变异。数据分布类型上土壤有机质、全 N和速效氮呈正态分
布，其余属性呈对数正态分布。随取样网格尺度的不同，土壤呈现不同的数量特点，这样更增加了数据统计参
数的局限性，而它最大的弱点是不能反映属性空间位置特点。 靶
2．2 空间变异特征 嚣
根据式(2)应用地统计学软件以适宜的间距计算结果见图 2
～ 8，图中小实点是土壤属性的半方差图，实线为其理论模型。各属 釜
性半方差图显示特点为半方差随着间距的增加而增加，说明属性
存在空间变异结构；图形不通过原点，或多或步存在一定程度的块
金方差(c )，从其物理意义可知，此次取样最小间距范围内(1OOm
O Ⅻ 8∞ 1000lm I4∞ 16001800
间距
D ∞ e
±)仍存在变异，间或在分析过程中存在引入某些系统误差的可 圉 有机质半方差圉
能；半方差图存在基台值 c。+c；分别属于有基台值的指数、球函 Fi K‘ Se i。g 。 。 g nj
数模型，其中速效钾、速效磷的模型最为理想，而全 P的模型只是尝试性拟合，主要原因可能在于实际取样
间距偏大，相关间距内的样品“配对”数 目少。
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第 4期 毛任钊：海河低平原盐渍区土壤养分空间变异性研究
O 200 4OO m SO0 10001200l●【_l1600tSgo
何lE舡
D 曲‘
囝 3 全 N半方差圉
Fig 3 Semi-variogram of total nitrogen
值为25 ～75 ，表明它们具
有中等空间相关性，而单从比
值相对大小看，表层全盐量、全 ；
N、速效磷比有机质、全 P、速 i
效氮的空间相关性强 ，这种比
值愈大，说明土壤属性受自然
或区域性因素的影响愈大，速
效钾、全盐量、全 N的比值均
>70 ，故空间趋势效应强 ，而
列
O 200 4OO 6∞ B∞ l l20Dl4∞ I60Dlm
目
[ 口一
图 4 速效氮半方差圉
Fig．4 Semi vadogram of available nitrogen
o 20o ●I_l 60D m 1oool20ol●I_l16∞ lsoo
蓖舡
D-l一
圉 5 全 P半方差囝
Fi8．5 Semi variogram of total phosp~rus
o 2∞ 4oo 600 啪 Iooo12Go1瑚 l枷 1 0
问_E抽
I ●
基于半方差函数理论
模型得出的相应参数见表
2。应用结构方差 (C)和基
台值( +c)之比值评价
属性 的空间相关性 ，速效
钾的比值>75 ，说明其
具有强烈的空间相关性；
全 N、有机质、全 P、速效
氮、速效磷、表层全盐量比
O 2呻 ●呻 60D 鲫 1000_枷 1．呻 l6001800
D b懈
圉 6 速效磷半方差圉
：6 Semi—variogram Df avaihble phosphoTus
O ∞ 400 6∞ B∞ 1 l2∞ 1●【_l16oo1m
间P目
D ∞c
图 7 速效钾半方差圉 囝8 全盐量半方差囝
Fig．7 Semi—vadogram of available potassium Fig 8 Semi—variogram of total salt content
速效氮、有机质相对受人
为(非区域)因素影响较
大，故轮荒、撩荒半自然状
态下区域因素影响较为突
出。4个属性的结构方差
较大又说明在所研究的最
小 间距 (约 1OOm)内的变
异比变程(A)范围内的变
异小，分析过程中引入的
误差较小。2700m×21OOm空间尺度中各养分属性变程并非 2 2忡-x21岫Rl g±l圭盐I．# 胜} 铤 i}量
一 致，全 P的最小，为 340m，速效钾的最大，为 1170m，其余 2 叶 s伽 5 o rsoil 惦 1 param~ter!Ⅷ 7‰煳0。田|r咀
为40～670m之间。由于A联系着最大相关距离的大小【参 l N箍 ； {
该值时则样本相互独立 ，小于该值时则样本存在一定的相关 {
T 关系
a
据此土壤调查和统计分析中可避免在相关距离内重复 ota1
．
N
D
． 0
札岫
N2
7 ㈣ }2 m
设置样点，以遵守和满足统计抽样的独立性原则，节约调研、 曼1c船~1 r & 9㈨ l0 6】2
测定费用。半方差图除用于分析土壤特性空间分布的方向性 一
⋯ ．
霎 慧 ! 茎 和绘制等值线图，从而直观了解属性的空间格局。海河低平原 “⋯ 盐渍区土壤属性半方差函数的精确估计对成功进行各属性值竺I_——一——一
空间内插和产生栅格图极其必要，其可靠性取决于按已知位差确定的测点数据的“配对”数目，反之而言，它
3 小 结
在所研究的尺度，各种属性存在空间变异结构，具有一定程度的块金方差(c。)。半方差图分别遵从于指
数和球函数模型。速效钾具有强烈的空间相关性，全 N、有机质、全 P、速效氮、速效磷、表层全盐量具有中等
空间相关性 速效磷、全盐量、全 N空间趋势效应强，而速效氮、有机质相对受人为(非区域)因素影响较大。
各养分属性变程并非一致 ，全P的晟小，为340m，速效钾的最大，为 1170m，其余为400~670m之f,7。土壤调
查和统计分析中应根据变程所反映的相关特点，遵守统计抽样的独立性原则，避免在相关距离内重复设置样
j
斗
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制长蚌
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点，以节约调研费用。
参 考 文 献
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sc【SO c．Am J ，l997．61：1275～1283
海南省热带资源可持续发展浅析
海南省具有丰富的热带季风气候资源、土壤资源、热带作物资源、旅游资源、海洋贵源和矿藏资源，开发潜力巨大，其陆地面积 3．4万kmz，
占全国热带地区面积的 42—5 ，可利用面积选 98％．全省可柞为热带大农业用地有306万 hmz。海南省是我国热带森林最丰富的地区，其中 9
种植被类型占全国橱种总数的25 ·约4200种植物种类和 530多种动物种类．具有丰富的遗抟多样性，技誉为物种进化的基因库
。海南省先后
制定了t槔南省环境保护条倒》等20多项环境保护法规，并分别就红树林和珊瑚礁保护立法，使之走上法制化和规范化，1994年率先在全国停
止采伐天然林，大力封山育林。1997年海南省人民政府制定了t槔南省环境保护 九五 计划和 2010年规划．从而加大了环境保护力度，从整
体上遏止 环境恶化的势头。1999年 2月海南省二届人大会议通过《美于建设生态省的决定)，从而标志着槔南省生态环境保护和建设迈入新
阶段，通过采取一系列生橱工程措施，谈省森林覆盖率由1988年建省前的22．3 增至 1999年的51 ，热带天然林从建省初的 36
． 7万 hⅢ 恢
复到 61—3万hm ，浩理水土流失面积 6．4万 hm。，建成各类自然保护 区73处，总面积 268．3万 hm=．陆地自然保护区占谈省陆地面积的 4
．
64 ，居全国第 3位。1998年槔南省键列入全国重点天然林保护工程实施省区，这些都为热带资源可持续发展奠定r基础
。 为实现热带资源持
续发展，海南省应加强原始森林的保护与恢复，进行热带生物资源的集约开发和有效地利用热带旅游资源，原始森林的保护与恢复，槔南省中
部山区是热带原始森林分布广、生物多样性最为丰富的地区．也是重要的水蔼【涵养地．应切实加强中部山区森林生态系统的建设．目前已期定
五指山中心区，尖峰蛉、吊罗山、埂王岭等自然保护区，应遥步把各保护区连接成片成阿．形成一个大的自然保护带，在保护区中心地段应保持
其自然原始状态，最大限度地避免人为的干扰和破坏-在其周边可建立少数几个以环境监测为目的的标准地和观硝站 通过建设使中部山区成
为海南省术源涵养基地 生橱多样性保护基地、珍稀濒危野生动物驯养繁殖基地、药用植橱种质资源保存繁殖生产基地
、 生态环境建设示范基
地和生态监测与研究基地。为遇止琢始森林的破坏，在自然保护区外围划出适当的区域进行封山育林，恢复大部分已破坏的原始森林 ， 一 是重
新划定相当面积的原始森林恢复区，把坡度大 单产低，经济艘益不商的橡腔林等人工林退还森林种植 二是根据蒜林生态学的原理
．选择原有
的原始森林群落，培育新的适应性强，结构台理、物种丰富和经济价值大的森林生态系统，有计划地改造天然次生林 三是用材林区应选择建生
优良错种，并保持台适的砍性强度，以确保森林 自身的再生能力f四是修建绿色走廊．并与自然保护区联成一片 五是在沿海大力恢复被破坏的
红树林和青皮林-热带生橱资源的集约开发，根据海南省地域特点，责粮优势和发展状况分区划片盛行集约开发
．海南热带生物资源开发区可
分为 6种类型 北部平原粮，果、蘸，水产区，包括槔日圭部、琼山、临高、澄迈和定安大部分。其中临高
，澄迈以粮食、水产为主．槔 日、琼山 果蔬
为主，文昌、定安，琼山一部分以林业冰 产为主，诙区应大力培养龙头产业，实施农产品品牌战略，不断研制开发优良品种，发展反季节水果
、饮
用植物和簿洋捕捞加工业等-尤其是绿色食品生产、加工，销售， 此带动其他各业协调发展，形成良好的生态循环f中北部丘陵山地热带作物
林业区，包括惜州、白涉、昌江、东方、屯昌等市县，其中儋州、白抄以橡腔、林业为主，屯昌、定安等 热带作物为主，渡区应进行作物问作
。大力
提高单位面积产量·提高土地利用率-切实抓好橡胶基地建设．并扩大胡鞭、椰子，瓜菜等热带水果的种植面积f末部平原粮
， 热带作物，水产区。
包括琼捧市大部分、万宁市末部和文昌市南部-该区应大力营造防护林，防治涝害．改良土壤，建设戚岛内稳产高产的商品粮基地
，因地制宜发
展胡椒、咖啡、椰子等热带作物生产，并充分利用海洋资源，加快发展槔洋捕捞和海水养殖 南部丘陵盆地橡胶
、热带作物，水产区，包括睦水、保
亭、乐东大部以及三亚、万宁部分地区，谈区应大力改造橡腔 热带作橱等中低产园，加强抚育管理，加强渔业建设
，提高机檀化水平，向补海发
展 西部平原粮、钠、热带作物、林业区，包括昌江，东方和乐末大部分，糖州、白沙和三亚部分浩 医应加大水利建设提 高用水教率
，扩大灌溉面
积同 时大力营造治海防风林和护田林·改善生态环境·田地御宣告理调整作物布局和轮作i矗I度 中部山地林业
、畜牧区，包括通什全部，琼中大
部分，自沙，惜州，东方、乐东、保亭和睦水部分地区·谈区林业生产在全岛占主导地位，应大力封山育林
，做好森林保护，发展纸浆林，饲料林等
用材林，利用丰富草地责积大力发展以养牛 养羊为主的畜牧业及其加工业，形成以畜牧业为中心的产业链
。有救利用热带旅游资源．丰富的热
带森林和热带动植物资源是海南省最有特色和优势的旅赫资源，要科学，台理地开发和利用，一是加强森林公园
、野生动橱园的管理和建设，在
不髟响自然保护功能的前提下困地翩宜有计划地建立一批森林公园
、森林疗养度霞区和野生动橱园，以带动当地经济发展．帮助农民脱贫致
富c二是加强生态恢复和保护旅游景区(点)的建设·把生态旅游同生态恢复与保护密切结合起来
，积投推广三亚南山文化旅特区和万宁兴隆热
带植物固模式·建设一批以生态恢复、生物多样性保护和农业旅辩为主题的生态旅辩示范区，促进旅解开发和生态保护协调发展
；三是开发生
态旅辩产品，在合理保护资源的前提下充分发挥槔南热带作物产品及其他责檬优势．开发一系列土特产旅辨产品
。
(欧阳欢 中国热带作物农业科学院 海南兴隆 571533)
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