全 文 ：收稿日期：!""#$"%$!& 接受日期：!""#$"’$"(
基金项目：国家科技支撑计划项目（!"")*+,&-*"#$"(）资助。
作者简介：王豹（&’-)—），男，山东肥城人，硕士研究生，主要研究养分宏观调控与精准施肥。./0123：41567189:;;< =251> ?80> ?5
! 通讯作者 @;3："&"$#!&"#-"%，./0123：AB3856< ?11=> 1?> ?5
南方典型菜地土壤速效养分时空变异特征研究
———以岳阳市君山区广兴洲镇为例
王 豹&，!，龙怀玉!!，诸葛玉平&，张建国&，巩永凯!
（&山东农业大学资源与环境学院，山东泰安 !-&"&#；!农业部作物营养与施肥重点实验室，中国农业科学院
农业资源与农业区划研究所，北京 &"""#&）
摘要：在夏季和冬季运用网格法采取耕层土，测定土壤速效氮、磷、钾含量，并运用经典统计方法及地统计方法进行
分析。结果表明：&）不同季节土壤速效氮、磷、钾含量均符合正态分布，并且在不同季节大致保持总量平衡，但 #月
份变异系数比 &!月份大。!）在同一季节中，(种速效养分间彼此显著相关，而且氮磷之间的相关性大于氮钾、磷钾
之间的相关性。土壤速效氮、磷、钾之间存在比较好的比例关系，在不同季节基本保持稳定，受茬口影响不大；速效
养分季节变化量间也存在显著性相关关系，其中速效磷变化量与速效钾变化量间相关关系的决定系数最大。不同
季节同种速效养分含量间相关性极显著，但速效氮的相关系数最小，表明速效氮含量随季节产生的趋势性变化不
如速效磷、钾明显。(）不同季节不同速效养分均具有明显的空间变异结构。&!月份速效氮含量的空间变异函数为
球形模型，其他指标为指数模型；#月份速效磷含量空间相关性弱，其他指标空间相关程度中等。速效氮空间相关
性不同季节相对稳定，最大相关距稳定在 %C" 0；速效磷和速效钾变异结构参数随着季节变化而变化，半方差的结
构系数 &!月份明显大于 #月份，#月份最大相关距分别为 %’- 0和 %&( 0，&!月份最大相关距分别为 &%& 0和 &C-
0。
关键词：土壤，速效养分，时空变异，菜地
中国分类号：D&CCE% F & 文献标识码：+ 文章编号：&""#$C"CG（!""’）"($"CC&$"#
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植物营养与肥料学报 !""’，&C（(）：CC&$CC#
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科学的土壤养分管理能够维护和提高土壤质
量，而土壤养分的变异性是普遍存在的，并且影响因
素比较复杂［F］。对土壤养分变异性规律的充分了解
是进行土壤养分高效管理的基础［H］。目前我国土壤
特征空间变异性方面的研究多处于理论探索阶段，
与生产实践的结合程度尚待加强。部分学者针对农
业生产进行了土壤速效养分的研究工作，如胡克林
等［G］研究了麦田速效磷、硝态氮、氨态氮的空间变异
规律，对两个不同时期的养分动态的空间变异进行
了初步分析；高玉蓉等［?］研究了稻田全氮、全磷以
及速效氮、磷、钾的空间变异性规律，解释了空间变
异趋势的原因；王彩绒［@］研究了太湖流域典型蔬菜
地土壤养分氮磷钾养分空间变异性及分布规律，比
较了土壤速效养分指标空间相关性程度的差异并分
析了原因；邱扬等［I］以黄土高原小流域为研究区，
研究了土壤养分的时空变异及其影响因子。以上研
究多集中在一个比较大的流域内进行，土地利用方
式多为粮田或林地，面向蔬菜的研究实例不多，而在
村级区域内研究蔬菜地土壤养分空间变异规律的文
献更少。有关土壤养分变异性方面的研究一般采用
单次采样，很少考虑时间因素；虽然有些学者考虑
了时间因子，却又未同时考虑养分的空间变异结构。
鉴于此，本研究针对南方菜地普遍存在养分非均衡
化严重、土壤可持续生产能力下降的现状，选取典型
菜地，于春季和秋季作物收获后期，运用网格取样法
在大田中采取耕层土样，化验速效养分含量，运用经
典统计及地统计方法进行分析，考察土壤速效养分
时空变异规律，以期为保障蔬菜产地环境安全、蔬菜
产品质量安全和生态环境安全以及农业可持续发展
做出有益的探索。
) 材料与方法
)*) 研究区概况
研究区在岳阳市君山区广兴洲镇境内，是广州、
长沙等城市无公害时鲜蔬菜的主要供给地，位于洞
庭湖东北岸长江与洞庭湖交汇处，地形相对平坦，地
貌为平原，平均海拔 HF 1，属洞庭湖冲积平原。当
地土壤为河湖沉积物母质上发育的粉沙性潮土，比
较适合农作物生长。区内水源丰富，常年地下水位
较浅，沟渠纵横，排水畅通。地处中亚热带向北亚热
带过渡的季风气候区，四季分明，潮湿多雨，具有夏
季温度高，变幅大，初夏雨水多，伏秋天热易旱，冬季
少严寒的特点，年平均气温 FIJ@K，月平均气温 E月
份最高，F月份最低。
据 HAAE年 ?月 FD日至 HI日实地调查发现，研
究区域绝大部分菜田采用露天种植模式，户均蔬菜
地仅 AJFF "1H，耕层深度 F@—HA )1，灌溉用水为地
表水，水量充足，但也会出现短期干旱，灌溉水质较
好，所采取的灌溉方式为沟灌，排水良好。常见的周
年种植模式为两作两收，第一季作物主要有南瓜、白
菜、辣椒、甘蓝、甜瓜等，H月中下旬播种，G月中旬定
植，收获期为 E月上旬至 D月上旬；第二季作物主
要有大白菜、甘蓝，L月中旬播种，D月中旬定植，采
摘期为 FF月下旬至来年 F月不等。
研究区大致呈正方形，北依村庄，东邻乡村公
路，总面积 F@ "1H，取样网格四个角的经纬度分别
为：东南 MFFHN@GO@AJLEP，
)*+ 样品采集
为减轻当季施肥对试验结果的影响，采样时间
定于春季和秋季作物收获后期，分别为 L 月 @!FH
日和 FH 月 F@!FD 日。首先利用手持式 Q7R3".+#/
S$-*+#S.00#%确定试验区边界，并且对可能的取样
障碍物如田埂、沟渠等进行准确的记录，在确保所有
采样点距障碍物及道路有一定距离的前提下，确定
以 G@ 1 T G@ 1的最大取样密度布置 F??个取样点。
田间取样时使用两台 Q7R，一台设为参考站，一台设
为流动站，利用 Q7R设备的网格导航功能寻找样品
点，在接收机追踪到 @颗以上 Q7R卫星并且卫星空
间分布精度值 7CU7小于 ? 的前提下，在每个取样
点采集信息 H 1*(，以确定的网格点为圆心，以 F 1
H@@ 植 物 营 养 与 肥 料 学 报 F@卷
为半径，在取样点周围均匀选取 !个点，用土钻准确
采取 "# $%耕层土，混合成一个土样。
图 ! 采样点高程图
"#$%! &’( ()(*+,#-.$ -/ 0+12)(0
!34 分析项目与测定方法
所有土壤样品风干、磨碎过 & %%筛后平行测
定土壤速效氮、磷、钾。测定方法分别为碱解扩散
法、’()*+法和火焰光度计法；含水量用烘干法［,］。
!35 数据处理方法与软件
-./采集到的信息运用 0123(*0455*6 ’773$* 进
行差分后处理，将点位精确度提高至分米级，随后将
样点 8-/ 9 :;经纬度信息转换为 -4<))=>6A3+? &BC;大地坐标，养分含量的基本统计分析、分布
性检验和相关性分析用 /.// &&DC完成，半变异函数
理论模型拟合用 -/E CD&完成，>63+?3+?插值及空间
运算用 F6$?3) BD"完成。
6 结果与分析
63! 速效养分含量基本统计分析
表 &为养分含量基本统计表，图 " 是养分含量
的频数分布直方图。由表 &和图 "可见：:月份速
效氮略呈现右偏型分布，而其他养分含量略呈左偏
型分布；!种养分含量的平均值、标准差在不同月份
之间差别不明显。根据变异系数 GH的大小可粗略
估计变量的变异程度：GH!&#I时变异性弱，&#I
J GH!&##I时变异性中等，GH K &##I时变异性
强［B］，可知三种养分含量变异程度均为中等，这与胡
克林等［!］的研究相近。不同月份速效氮的变异系数
均明显小于速效磷、钾的变异系数。速效氮、磷、钾
的变异系数 :月份大于 &" 月份，速效氮、钾的变异
系数在两个月份间差异明显，而磷的差异却很小。
&"月份速效氮与速效钾峰度较小，即其数据的分布
相对分散。
对于样本数大于 C#的大样本，根据样本观测值
推算出随机变量的理论分布，能够更准确、更可靠地
了解随机变量的统计学特征。故本试验采用不受区
间划分方法等人为因素影响［B9&#］的 >1(%1?161L=
/%361%1L方法对养分含量的分布类型进行了检验。
从表 "可以看出，不同季节速效氮、磷、钾含量均符
合正态分布，分布特征大体与高玉蓉等的［;］研究相
近，但与胡克林等［!］的研究结论差别较大，可能的原
因是气候和母质影响了土壤速效养分的分布特征。
用最大似然法规划求解可求算出各养分含量正态分
布函数的相关参数，比较表 "和表 &可以看出，速效
氮、磷、钾的理论分布函数的均值、标准差与样本的
平均值、标准差相差不大。根据理论分布函数可以
得到速效氮 : 月份平均值及 BCI置信区间分别为
:MDC及 M&D&! &&" %? N O?，&" 月份分别为 :MDM 及
MMDB!&#MD" %? N O?；速效磷 :月份平均值及 BCI置
信区间分别为 "&D:及 ,D"!!MDC %? N O?，&" 月份分
别为 "!DC及 ,DC!!BDC %? N O?；速效钾 :月份平均
值及 BCI置信区间分别为 MMDB 及 !&D&! &#MD"
%? N O?，&"月份分别为 ,&及 !,D&!&#C %? N O?。
表 ! 土壤速效养分描述性分析
&+7)( ! 8(09:#2,#-. -/ 0-#) +*+#)+7)( .;,:#(.,0
指标
P+Q*R
样品数
S1T
平均含量（%? N O?）
FL*64?* $1+U*+U
标准差
/Q
变异系数
GH（I）
偏度
/O*V+*))
峰度
><6U1)3)
:月速效氮 FL43( T S 3+ F:月速效磷 FL43( T . 3+ F:月速效钾 FL43( T > 3+ F&"月速效氮 FL43( T S 3+ W*$T &;; :,DC &&D## &"DC: #DCC #D!C
&"月速效磷 FL43( T . 3+ W*$T &;; ";D" :DMM !CD:M &D&B "D#;
&"月速效钾 FL43( T > 3+ W*$T &;; ,"D; &BD&, "MD;, #DC" #D;&
!CC!期 王豹，等：南方典型菜地土壤速效养分时空变异特征研究
图 ! 速效养分频数分布直方图
"#$%! &#’()$*+, )- ’)#. +/+#.+0.1 23(*#12(’
表 ! 速效养分含量正态分布参数表
4+0.1 ! 5)*,+. 6#’(*#03(#)2 7+*+,1(1*’ )- +/+#.+0.1 23(*#12(’
指标
!"#$%
检验概率
&’()*)+,+-.（/01）
均数（23 4 /3）
!$*"
标准差
5-*"#*’# #$6+*-+("
789置信区间 :(";+#$"<$ +"-$’6*,
=(> ?@@$’
A月速效氮 B6*+, C D +" BE3C FGF7! AHGH IJGF HIGI IIKGF
A月速效磷 B6*+, C & +" BE3C FGFH! KIGA LG8 LGK JHG8
A月速效钾 B6*+, C M +" BE3C FGF8! HHG7 IAGK JIGI IFKGH
IK月速效氮 B6*+, C D +" N$
!8! 同季养分含量间的关系
同季不同速效养分含量之间极显著正相关，这
种相关性可以用线性方程来表示（表 J），表明在研
究区速效养分之间存在显著的空间协同关系，而且
不论在夏季或秋季，速效氮与速效磷间的协同关系
均最强。
!89 养分含量季节间变化
同种养分在不同季节间的相关性均达到了极显
著性水平，相关系数分别为：速效钾 FG8HI、速效磷
FGOKK、速效氮 FGKH8，可见速效氮季节间相关性相对
较弱。进一步的配对 P检验发现，速效磷、钾两次取
样的结果差异显著，速效氮的差异不显著。表明速
效磷、速效钾比速效氮更易受季节影响，随季节转换
发生规律性变化，而速效氮的变化带有比较强的随
表 9 同季养分含量间回归分析
4+0.1 9 :1$*1’’#)2 01(;112 +/+#.+0.1 23(*#12(’ #2 ’+,1 ’1+’)2
月份
Q("-R
回归方程
S$3’$11+(" ;(’2E,*
相关系数
!
A月份 DT FGL7OF& U HAGO8A FGOOK!!
BE3E1- D T FGKJH7M U LFGFHA FGJLK!!
& T FGFALFM U IHG7KH FGKO8!!
IK月份 DT FGHO8J& U LIGAA7 FG8FA!!
N$<$2)$’ D T FGI8O8M U LHGKAF FGKH7!!
& T FGI8HKM U IKGAJL FGJOH!!
’（IOO，FGF8）T FGIJH
机和偶然性。
用 IK月份养分含量减去 A 月份养分含量可以
得到 J种养分在夏季与冬季之间的变化值，以"表
O88 植 物 营 养 与 肥 料 学 报 I8卷
示。养分含量变化值的频率分布（图 !）可以清楚看
出，!种养分的!基本上呈现对称分布。进一步的
统计分析表明，如果将两次取样作为一个整体来看
待，速效氮、磷、钾的平均值分别为 "#$%%、&&$’%、
#"$(%)* + ,*，而相应的!平均值分别为 -$.、’$’、’$(
)* + ,*；这表明研究区各养分总量在不同季节间相
差不大，冬季比夏季略有增加。养分含量!之间存
在比较好的相关性，可以用以下回归方程描述：!/
0 -$.’!’!1 2 -$-.’，3 0 -$4-#""；!/ 0 -$&%-! 5
6 -$&&#%，3 0 -$!’.""；!1 0 -$&&#! 5 6 -$#%4%，3
0 -$%-4""，（7 0 ’44，3-$-% 0 -$’!#、3-$-’ 0 -$’(&）。
"月份土壤速效氮、磷、钾养分含量比例为 ’ 8
-$&. 8-$"’；而 ’&月份为 ’ 8-$&" 8-$"!。可见土壤速
效养分比例在不同季节相差不大，基本保持相对稳
定。
图 ! 养分含量变化值分布图
"#$%! &#’()$*+, )- ./+0$1’ )- ’)#2 +3+#2+421 05(*#10(’
678 速效养分的空间变异性
上述经典统计分析只是说明了土壤速效养分含
量在数量方面的情况，而没有揭示不同样点之间的
相互关系。而对于精准养分管理来说，养分的空间
结构更有意义。故运用地统计学对速效氮、磷、钾含
量的空间结构进行了分析。
表 4看出，不同季节不同养分的最优变异函数
拟合模型有所不同，’&月份速效钾最优拟合模型为
球形模型，其他速效养分最优拟合模型为指数形模
型。不同季节速效氮的最大相关距变化不大，保持
在 4%- )左右；而速效磷、速效钾的最大相关距离
在夏季和冬季有明显的不同，" 月份为 4’! 和 4(.
)，’&月份为 ’4’ 和 ’%. )，养分相关距与高玉蓉［4］
相关研究相差不大。由相关距离看，采用 !% ) 9 !%
)的网格采集土壤样品已经足够揭示速效养分的空
间相关性；从提高效率、节约时间和劳动量来看，取
样的网格间距可适度加大。表 4还看出，夏季的块
金比例要明显大于冬季，即由试验误差和小于试验
取样尺度上施肥、作物、管理水平等随机因素引起的
随机变异在夏季要明显大于在冬季；在相同季节
中，速效钾的块金比例最小，即速效钾的结构系数最
大（结构系数 0 ’-- 2块金比例），也就是说，由土壤
母质、地形、气候等非人为的区域因素（空间自相关
部分）引起的结构变异对速效钾含量的影响大于速
效氮、磷。块金比例代表了由随机性因素引起的空
间变异性占系统总变异的比例，该比值小于 &%:，
空间相关性强；在 &%:!.%:之间，空间相关性中
等；大于 .%:，空间相关性弱［’’］。由表 4可知，除 "
月份速效磷含量空间相关性弱外，其他速效养分含
量空间相关性程度为中度，与孙波等［’&］的研究可以
相互印证。不同季节间速效氮含量的空间相关性稳
定有所差异，速效磷、速效钾含量在 "月份的空间相
关性小于在 ’&月份的。由于 "月份至 ’&月份，明
显的气候变化为温度降低、降雨减少，从而造成养分
在土体内再分配过程减弱，微生物活性降低等，其直
接的表现为微地形等空间因素对含量的影响相对减
小，从而减小了块金效应，使养分含量的空间相关关
系更加明显地表现出来。而由于速效氮含量变化受
较多因素的影响，所以其不能明显地反映季节的变
化，因此相比 "月份其含量在 ’&月份的空间相关性
未能显著提高。
%%%!期 王豹，等：南方典型菜地土壤速效养分时空变异特征研究
表 ! 半方差函数模型参数
"#$%& ! "’& (&)*+#,*#-.& #-#%/(*( 01 (0*% #+#*%#$%& -23,*&-3(
指标
!"#$%
模型
&’#$(
相关距
)*"+$ &
块金值
,-
偏基台值
,
块金比例（.）
,- /（,- 0 ,）
决定系数
)1
2月速效氮 34*5( 6 7 5" 38+6 指数型 9%:’"$";5*( <=- >?1 @2A2 ?1 -A?>?
2月速效磷 34*5( 6 B 5" 38+6 指数型 9%:’"$";5*( <>C @- >CA1 21 -A@?1
2月速效钾 34*5( 6 D 5" 38+6 指数型 9%:’"$";5*(
>1月速效钾 34*5( 6 D 5" F$G6 指数型 9%:’"$";5*( >=? ><1A< 1=- C@ -A@2?
456 速效养分空间变异趋势
速效养分空间分布图可以直观地表达养分含量
的空间变异情况和概要的含量状况。根据表 < 可
知，不同季节不同速效养分含量均符合正态分布，且
具有比较好的空间结构，因此可以用普通 DJ5"+5"+
插值方法［>-］得到不同季节不同土壤速效养分的分
布图；同时将 2 月份与 >1 月份插值图叠加运算得
到养分季节变化图。图 <看出，不同季节氮、磷、钾
空间分布趋势有着明显的不同。2月份速效氮含量
西南部大于东北部，从西南向东北呈现降低趋势；
而 >1月份速效氮呈现相反的趋势，中心部位、东北
角和北部含量高，西南部和南部含量较低。使得!
图 ! 土壤速效养分空间分布图
7*89! "’& (:#3*#% ;*(3,*$23*0- 01 (0*% #+#*%#$%& -23,*&-3(
@== 植 物 营 养 与 肥 料 学 报 >=卷
速效氮在西南部表现为负值，而东北部表现为正值，
即!速效氮从西南到东北逐渐增加。!月份速效磷
西北部含量高，西南部含量低；"#月份速效磷却是
中部含量高，北部含量稍高。使得!速效磷在西北
部、东南部表现为负值，而其他地方、特别是中部表
现为正值。! 月份速效钾在东北角、东南角含量比
较低，在其他部位含量相对较高；而到了 "# 月份
时，这种趋势似乎发生了逆转，中部及东部含量高，
其他地方含量相对较低。使得!速效钾在西南角和
西北角表现为负值，其他部位表现为正值。
"#月份与 !月份相比，速效氮、磷、钾含量增加
区域占整个研究区面积的比例分别为 $%&’(、
)"&)(和 %"&#(，含量增加平均值为 )&’、$&! 和
"*&+ ,- . /-；减少区域占整个研究区面积比例为
)+&+(、$!&)(和 +!&0(，含量减少平均值为 1 $&"、
1 +&!和 1 ""&# ,- . /-，可见增加与减少的区域面积大
体相当。整体而言，氮、磷、钾含量是增加的，含量变
化的面积加权平均值为 *&$’、*&%#和 "&0% ,- . /-，与
#&+所述含量变化的算术平均值相差不大，说明各个
取样点的权重基本一致，即样本的算术统计基本上可
以反映研究区域速效氮、磷、钾的总体情况。
! 讨论与结论
!"# 养分时空变化规律
南方典型菜地土壤速效氮、磷、钾含量符合正态
分布，养分含量在 !月份和 "#月份之间大致保持总
量平衡，但是养分含量的变异性表现为 !月份大于
"#月份。同季速效养分含量之间存在显著的正相
关关系；不同季节养分变化值之间也均存在显著的
正相关关系。速效磷与速效钾受季节影响大，而速
效氮养分含量受季节变化的影响较小。土壤速效
氮、磷、钾养分含量比例在不同季节基本保持稳定，
在 " 2*&#’ 2*&!"!" 2*&#! 2*&!+之间。
土壤速效养分含量空间变异性为中度相关，速
效氮空间相关性在不同季节相对稳定，最大相关距
也保持稳定；而速效磷、速效钾空间相关性 "#月份
强于 !月份，最大相关距也随之变小。
!"$ 养分测试数据的时效性
两次取样速效氮、磷、钾的平均值分别为
!%&))、##&")、%!&0) ,- . /-，而相应的!平均值分别
为 *&’、"&"、"&0 ,- . /-。研究区速效氮、磷、钾含量
不同季节差异不大，从总量角度，养分测试数据对于
区域总体养分管理有较长的时效性。从 ! 月份与
"#月份养分插值图叠加运算得到的养分季节变化
图看出，不同季节氮、磷、钾空间分布差异很大，说明
一次取样得到的养分测试数据仅能满足当季作物精
准养分管理的需要，即对于精准养分管理而言，土壤
养分测试数据的时效性很短。
!"! 作物茬口对土壤养分相关关系的影响
前面的分析表明，同季不同养分含量间、同种养
分不同季节间、养分季节间的变化量间均存在很好
的相关性，这也许与研究区域的茬口结构比较简单
有关。在进行土壤取样分析的同时，对研究区域的
种植情况进行了详细调查。表明第一季南瓜种植面
积占研究面积的 !’&0(，南瓜产量为 #"+%* /- . 3,#；
第二季甘蓝种植面积占研究面积 !!&!(，甘蓝产量
为 )!%*) /- . 3,#。可见研究区域的种植结构是比较
单一的，加上农户生产管理时相互借鉴，致使不同地
块的养分管理模式趋向雷同，在这一生产情况下，不
同养分含量间及同种养分不同季节的相关关系能够
得到较好的体现。
!"% 目前南方菜地比较突出的问题是钾肥用量不
足，氮、磷利用率不高
表 )为农户在两个不同生产季节研究区农户施
肥情况调查表。根据前述的产量水平，按表中所示
的理论系数计算出理论需肥量，两个生产季节农民
表 & 农户施肥情况统计表
’()*+ & ,-(-./0 123 1(34+3’0 1+3-.*.5(-.26
作物及产量 4567 89: ;<=>: 项目 ?9:=@ A B C
南瓜
BD,7/<9
（#"+%* /- . 3,#）
施肥量 E=5F<>
土壤养分含量 469F=9F（,- . /-） !%&! #+&" ’*&)
甘蓝
48LL8-=
（)!%*) /- . 3,#）
施肥量 E=5F<>
土壤养分含量 469F=9F（,- . /-） !’&) #$&# ’#&$
’))+期 王豹，等：南方典型菜地土壤速效养分时空变异特征研究
钾肥施用量仅占实际产量理论需肥量的 !"#和
$%#，可见钾肥用量是严重不足的，很有可能是造成
研究区域土壤生产质量下降的重要原因。氮、磷肥
的用量为实际产量理论需肥量的 &%’#、%("#和
%$&#、))*#，即使假设作物所吸收的养分全部来自
肥料，氮、磷肥的表观利用率也是不高的，分别为
)%#、%(#和 &"#、&&#。
参 考 文 献：
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"$$ 植 物 营 养 与 肥 料 学 报 ($卷