菜地旱地交錯(cuò)分布區(qū)土壤有機(jī)碳和有效態(tài)微量元素的空間變異性—以山東壽光古城鎮(zhèn)為例

李玉環(huán)， 李登秋， 武 婕， 張文龍

(1 土肥資源高效利用國(guó)家工程實(shí)驗(yàn)室，山東農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院，山東泰安 271018；2 南京大學(xué)國(guó)際地球系統(tǒng)科學(xué)研究所，江蘇南京 210093； 3 聊城市國(guó)土資源局東昌府分局，山東聊城 252000)

土壤有機(jī)碳(soil organic carbon，SOC)是土壤質(zhì)量的一個(gè)重要指標(biāo)，是陸地生態(tài)系統(tǒng)中碳循環(huán)的重要源與匯[1-2]。土壤有效態(tài)微量元素是作物營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的重要組成部分，其豐缺狀況直接影響作物的生長(zhǎng)發(fā)育[3]。探明不同農(nóng)作體系下土壤有機(jī)碳和微量元素的空間變異特性，可為鄉(xiāng)域耕地固碳能力的提高和農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)對(duì)大氣CO2的源匯效應(yīng)提供重要的科學(xué)依據(jù)，對(duì)國(guó)家糧食安全及農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展也具有非常重要的意義。

土壤受成土母質(zhì)、地形及人類活動(dòng)等自然和人為因素的影響，使得土壤成為不均一和變化的時(shí)空連續(xù)體，并具有高度的空間變異性，其變異情況在不同的空間位置和不同的時(shí)間都會(huì)發(fā)生變化[4]。引起這種變異的因素主要包括兩類：一類是地形、氣候、成土母質(zhì)、土壤類型等非人為性的結(jié)構(gòu)性因素，是變異的內(nèi)在因素，反映著土壤養(yǎng)分空間變異的結(jié)構(gòu)性和相關(guān)性，在大尺度水平上表現(xiàn)的更為明顯。另一類是施肥、耕作、種植制度等隨機(jī)性人為活動(dòng)因素，是變異的外在因素，它削弱了土壤養(yǎng)分空間變異的結(jié)構(gòu)性和相關(guān)性，在小尺度水平上表現(xiàn)的更為明顯[5-6]。

近幾年國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)不同土地利用方式下土壤有機(jī)碳存儲(chǔ)量及其空間變異做了諸多研究。例如，王麗麗等[7]研究了東北三江平原沼澤濕地5種土地利用方式下的土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量，表明不同土地利用方式下有機(jī)碳儲(chǔ)量不同，林地有機(jī)碳儲(chǔ)量約為1.01×104t/km2、 旱地0.99×104t/km2、 水田0.85×104t/km2。李太魁等[8]發(fā)現(xiàn)可溶性有機(jī)碳含量呈現(xiàn)菜地>果園>水田>林地>旱地， 微生物量碳含量呈現(xiàn)水田>果園>菜地>林地>旱地。唐國(guó)勇等[9]研究表明土壤有機(jī)碳含量高低順序?yàn)殡p季稻水田>一季稻水田>水旱輪作地>旱地，認(rèn)為土地生產(chǎn)力、秸稈還田量和土壤水文狀態(tài)是導(dǎo)致不同利用方式下耕層土壤有機(jī)碳含量差異的主要原因。趙瑞芬等[10]系統(tǒng)分析了玉米地、麥地、馬鈴薯地、果園地、退耕還林地5 種不同土地利用方式下的土壤養(yǎng)分狀況，有機(jī)質(zhì)、全氮和微量元素平均含量均為玉米地>麥地>果園>退耕還林>馬鈴薯地。從景觀生態(tài)學(xué)的角度來(lái)看，菜地與旱地交錯(cuò)分布區(qū)不同土地利用方式形成了不同的景觀和景觀結(jié)構(gòu)，并表現(xiàn)出空間自相關(guān)性[11]，此類區(qū)域土壤有機(jī)碳和有效態(tài)微量元素空間變異性分析鮮有報(bào)道。

本文以壽光古城鎮(zhèn)的大棚菜地與小麥—玉米輪作區(qū)兩種農(nóng)作體系為例，采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS相結(jié)合的方法分析和模擬大棚蔬菜地與農(nóng)田有機(jī)碳存儲(chǔ)量及其空間變異規(guī)律，對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)域尺度不同土地利用方式耕層土壤有機(jī)碳存儲(chǔ)量及其空間分異特征進(jìn)行分析，以期建立耕層土壤有機(jī)碳存儲(chǔ)量的地統(tǒng)計(jì)最佳分析模型，并通過(guò)該模型模擬兩種不同土地利用方式下土壤有機(jī)碳空間變異特征，為地表有機(jī)碳碳匯研究提供理論依據(jù)。同時(shí)，也對(duì)兩種農(nóng)作體系下土壤有機(jī)碳含量與有效態(tài)微量元素含量的關(guān)系進(jìn)行了分析。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

圖1 研究區(qū)土壤圖Fig.1 Map of soil types in the studied area

1.2 樣品采集與分析

研究區(qū)野外采樣于2010年11月下旬進(jìn)行。按照菜地與小麥—玉米輪作區(qū)不同土地利用方式及其分布情況劃定約800 m × 800 m樣方分別取樣，每個(gè)樣方采用“S”或“X”法均勻采4個(gè)樣點(diǎn)，取樣深度為20 cm，樣品重量1 kg左右，共采集樣點(diǎn)289個(gè)(見(jiàn)圖3)，取樣工作均在施肥前完成，已施肥地塊不取土樣。每個(gè)采樣點(diǎn)用GPS定位，獲取其經(jīng)緯度坐標(biāo)及海拔高程。

實(shí)驗(yàn)室內(nèi)樣品測(cè)定方法嚴(yán)格按照國(guó)家規(guī)定的土壤農(nóng)化分析方法進(jìn)行，土壤有機(jī)碳含量用重鉻酸鉀氧化—外加熱法測(cè)定；有效Cu、Fe、Zn、Mn用二乙三胺乙酸(DTPA)浸提，原子吸收分光光度計(jì)測(cè)定；有效B用沸水浸提，甲亞胺比色法測(cè)定；有效Mo用草酸-草酸銨溶液(Tamm溶液，pH 3.3)浸提—極譜催化波法測(cè)定；土壤pH采用1 ∶2.5的土液比，用雷磁pHS-3C型pH計(jì)測(cè)定。

圖2 研究區(qū)土地利用現(xiàn)狀圖Fig.2 Map of present land-use types in the studied area

圖3 研究區(qū)土壤采樣點(diǎn)分布圖Fig.3 Distribution of the soil sampling sites in the research area

1.3 數(shù)據(jù)處理

利用SPSS軟件分別對(duì)大棚菜地和小麥—玉米輪作區(qū)樣點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行一般描述性統(tǒng)計(jì)和K-S檢驗(yàn)，如不符合正態(tài)分布，需對(duì)其進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換(通常進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換)或剔除原始數(shù)據(jù)中的異常值[12]，以探索古城鎮(zhèn)兩種土地利用下土壤有機(jī)碳的空間異質(zhì)性為研究重點(diǎn)，利用GS+9.0軟件對(duì)符合正態(tài)分布數(shù)據(jù)進(jìn)行半方差函數(shù)分析和函數(shù)擬合，依據(jù)變異函數(shù)理論模型的參數(shù)，在Arcgis 9.3的空間分析模塊中進(jìn)行普通Kriging空間局部插值，生成土壤有機(jī)碳空間分布圖，同時(shí)分析耕層土壤有機(jī)碳與有效態(tài)微量元素關(guān)系，探索土壤有機(jī)碳的存在模式對(duì)微量元素的影響。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤有機(jī)碳經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

2.2 土壤有機(jī)碳空間變異結(jié)構(gòu)

基于小麥—玉米輪作農(nóng)田106個(gè)樣點(diǎn)、大棚菜地102個(gè)樣點(diǎn)的有機(jī)碳含量及其空間坐標(biāo)，分別利用GS+9.0中的半方差理論模型反復(fù)擬合實(shí)驗(yàn)，以決定系數(shù)最大原則確定最優(yōu)模型(表3)。

從表3可以看出，大棚菜地、輪作農(nóng)田函數(shù)擬合的決定系數(shù)R2均高于0.96，模型擬合效果較好，兩者最優(yōu)變異函數(shù)理論模型均為球狀模型(spherical)。

注(Note): * —P<0. 05

表3 壽光古城土壤有機(jī)碳地統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果Table 3 Geostatistics analysis of the soil organic carbon in Gucheng, Shouguang City

塊金值表示隨機(jī)部分的空間變異性，較大的塊金值表明較小尺度上的某種過(guò)程不可忽略[16]。引起塊金值變化主要因素有實(shí)驗(yàn)誤差和小于實(shí)驗(yàn)取樣尺度上施肥、作物、管理水平等隨機(jī)因素。大棚菜地有機(jī)碳?jí)K金值為0.011，小麥—玉米輪作區(qū)有機(jī)碳?jí)K金值為0.005，兩者塊金值均較小，說(shuō)明在最小間距內(nèi)的變異分析過(guò)程中引起的誤差較小。

塊金值與基臺(tái)值之比表示隨機(jī)部分的空間變異占總空間變異的程度，如果比值比較高，由隨機(jī)部分引起的空間變異起主要作用，如果比值較低，由空間自相關(guān)部分引起的空間變異起主要作用。按照Cambardella的劃分標(biāo)準(zhǔn)[17]，即C0/(C0+C)≤25%為強(qiáng)空間依賴性，25%

空間變異是尺度的函數(shù)，變程(a)是空間變異自相關(guān)范圍的度量。大棚菜地有機(jī)碳變程(749 m)是小麥—玉米輪作農(nóng)田有機(jī)碳變程(1460 m)的近1/2左右，說(shuō)明研究區(qū)人為因素對(duì)大棚菜地有機(jī)碳空間相關(guān)性作用的尺度范圍小于農(nóng)田?？赡芤?yàn)榇笈锊说馗咄度?、精?xì)管理加上農(nóng)戶之間投入與管理水平的不一致性，使其有機(jī)碳含量在較小的尺度范圍內(nèi)存在較好的相關(guān)性，而農(nóng)民對(duì)小麥—玉米輪作農(nóng)田投入普遍較低，耕作管理相對(duì)粗放，因此人為因素對(duì)小麥—玉米輪作農(nóng)田有機(jī)碳空間相關(guān)性的影響范圍擴(kuò)大。

分維數(shù)D是半方差函數(shù)的一個(gè)重要參數(shù)，它的大小表示變異函數(shù)曲線的曲率，可作為樣本隨機(jī)變異程度的度量，計(jì)算公式為2γ*(h)=h(4-2D)。分維數(shù)D值越小，表示土壤特性的空間隨機(jī)變異越小，均一性越好[18-19]。從表3可知大棚菜地與農(nóng)田有機(jī)碳隨機(jī)分維數(shù)分別為1.953、1.903，說(shuō)明兩種土地利用方式下表層土壤有機(jī)碳空間結(jié)構(gòu)的分維數(shù)均較高，大棚菜地的有機(jī)碳在較小的空間尺度上存在較大的異質(zhì)性，這進(jìn)一步揭示出研究區(qū)有機(jī)碳空間結(jié)構(gòu)及其變異規(guī)律受增施有機(jī)肥等隨機(jī)因素的影響較大，而且大棚菜地甚于農(nóng)田(見(jiàn)表3)。

2.3 土壤有機(jī)碳空間局部插值

為便于從不同位置和方向更深刻、全面和直觀地揭示兩種土地利用方式下土壤有機(jī)碳的空間分布情況，依據(jù)變異函數(shù)理論模型的擬合參數(shù)(表3)，在Arcgis 9.3 軟件的地統(tǒng)計(jì)分析模塊中進(jìn)行普通Kriging空間局部插值，生成有機(jī)碳空間分布圖(圖4和圖5)。同時(shí)利用在模擬時(shí)根據(jù)樣點(diǎn)分布密度分別保留下來(lái)的30個(gè)樣點(diǎn)對(duì)有機(jī)碳插值后的估算結(jié)果進(jìn)行交叉檢驗(yàn)。

從表4可以看出，大棚菜地和輪作農(nóng)田的有機(jī)碳含量空間分布的變異函數(shù)球狀模型擬合精度均較高，輪作農(nóng)田的變異函數(shù)球狀模型優(yōu)于大棚菜地。Kriging插值具有平滑作用，所以插值結(jié)果中SOC含量值的范圍是實(shí)測(cè)樣本值范圍的子集[20]。但是該平滑效應(yīng)有助于掌握總體空間分布狀況，減少局部變異?；谳喿鲄^(qū)耕層土壤有機(jī)碳空間模擬結(jié)果表明(圖4)，研究區(qū)中部土壤有機(jī)碳含量較高，中東部和西部較低，地帶性空間分布規(guī)律較為明顯；基于大棚菜地的耕層土壤有機(jī)碳空間模擬結(jié)果表明(圖5)，SOC模擬值的空間規(guī)律性不明顯，較高值分布于研究區(qū)的東北、西北和東南區(qū)域，較低值分布在研究區(qū)域中西部北邊位置。結(jié)合上文中空間變異結(jié)構(gòu)分析可知，引起此現(xiàn)象的原因主要是由于研究區(qū)有機(jī)肥的施用量各區(qū)不均造成的，同時(shí)采樣點(diǎn)的分布也可能影響插值結(jié)果，而大棚菜地有機(jī)碳含量普遍高于輪作區(qū)主要與因?yàn)榇笈锊说赜袡C(jī)肥的施用頻率和累計(jì)用量高于農(nóng)田有關(guān)。

圖4 輪作區(qū)有機(jī)碳空間分布圖Fig.4 The spatial map of soil organic carbon contents in the rotation area

圖5 大棚菜地有機(jī)碳空間分布圖Fig.5 The spatial map of soil organic carbon contents in the greenhouse vegetable land

表4 球狀變異函數(shù)擬合檢驗(yàn)參數(shù)Table 4 The test parameters of Spherical fitting

圖6 輪作(a)和大棚蔬菜(b)模擬下土壤有機(jī)碳與背景值差值圖Fig.6 The difference maps of SOC between simulation and background values under rotation(a) and greenhouse vegetable(b) conditions

2.4 兩種模式下土壤有機(jī)碳變化分析

為探討隨機(jī)性因素對(duì)土壤有機(jī)碳空間變異產(chǎn)生的影響，選取古城鎮(zhèn)早期農(nóng)業(yè)土壤有機(jī)碳數(shù)據(jù)進(jìn)行普通Kriging空間局部插值作為采樣區(qū)土壤有機(jī)碳背景值，并以此為標(biāo)準(zhǔn)與兩種耕作模型進(jìn)行比較，分析兩種模式對(duì)土壤有機(jī)碳的變化影響。

圖6a為輪作模擬下土壤有機(jī)碳與背景值的區(qū)域差值圖，從圖上可知，輪作模擬下，土壤有機(jī)碳提高不明顯，中部區(qū)域土壤有機(jī)碳有小幅度的提高，其他區(qū)域與原始背景值相差不大。主要是由于輪作區(qū)模擬條件與原早期耕作模式變化不大，產(chǎn)生差異的原因主要是由于采樣時(shí)間以及施肥量的不同造成的。圖6b為大棚蔬菜模擬下土壤有機(jī)碳與背景值的區(qū)域差值圖，從圖上可以看出，大棚蔬菜模擬下，有機(jī)碳含量明顯高于原始背景值，說(shuō)明由于大棚菜地有機(jī)肥的施用頻率和累計(jì)用量均高于原耕作模式，通過(guò)發(fā)展大棚蔬菜古城鎮(zhèn)土壤有機(jī)碳含量有了明顯提高。

2.5 耕層土壤有機(jī)碳與有效態(tài)微量元素關(guān)系分析

為了進(jìn)一步分析說(shuō)明土壤中微量營(yíng)養(yǎng)元素與有機(jī)碳的相關(guān)性，分別對(duì)兩種農(nóng)作體系有機(jī)碳與有效態(tài)微量元素進(jìn)行相關(guān)分析(見(jiàn)表6)。

研究表明，輪作農(nóng)田中有效Fe、Cu、B與有機(jī)碳含量呈極顯著正相關(guān)(見(jiàn)表6)，這與輪作農(nóng)田有機(jī)碳空間分布規(guī)律性較強(qiáng)一致，而有效Mn與有機(jī)碳含量出現(xiàn)極顯著負(fù)相關(guān)，可能是由于土壤有機(jī)碳含量高時(shí)，作物產(chǎn)量提高， Mn的攜出量成倍增長(zhǎng)有關(guān)[22]。大棚菜地各種有效態(tài)微量元素與有機(jī)碳均未呈現(xiàn)出明顯的相關(guān)性，可能與目前大棚菜地大量單施微量元素有關(guān)。

表5 兩種農(nóng)作體系微量元素有效態(tài)統(tǒng)計(jì)特征值Table 5 The Eigenvalues of the available microelements of two cropping systems

注(Note): 表中數(shù)據(jù)格式為大棚菜地/小麥—玉米輪作區(qū)The data in the table represents the greenhouse vegetables lands/wheat-maize rotation land.

表6 研究區(qū)土壤有機(jī)碳與有效態(tài)微量元素含量相關(guān)系數(shù)Table 6 Correlations coefficiencies between SOC and available microelement contents in tested fields

注(Note): **表示通過(guò)0.01顯著性檢驗(yàn) Indicates passing the significant test of 0.01；*表示通過(guò)0.05顯著性檢驗(yàn) Indicates passing the significant test of 0.05.

3 結(jié)論

1)研究區(qū)大棚菜地有機(jī)碳平均含量高出小麥—玉米輪作農(nóng)田3.21 g/kg，大棚菜地與輪作農(nóng)田土壤有機(jī)碳含量的變異系數(shù)分別為20.6%、18.26%，均屬中等變異程度。

2)研究區(qū)內(nèi)大棚菜地與小麥—玉米輪作農(nóng)田土壤有機(jī)碳空間異質(zhì)比分別為74.4%和70.6%，變程分別為749 m和1460 m，大棚菜地有機(jī)碳差異程度高于小麥—玉米輪作農(nóng)田，說(shuō)明有機(jī)碳空間變異主要依賴于施肥等人為因素。

3)輪作模擬下土壤有機(jī)碳提高不明顯，中部區(qū)域土壤有機(jī)碳有小幅度的提高。大棚蔬菜模擬下有機(jī)碳含量明顯高于原始背景值，可以認(rèn)為在本研究條件下，大棚蔬菜模擬效果更好。

4)兩種土地利用方式有機(jī)碳含量與微量元素有效態(tài)之間關(guān)系不一致，小麥—玉米輪作農(nóng)田中有效Fe、Cu、B與有機(jī)碳含量呈極顯著正相關(guān)，Mn與有機(jī)碳含量出現(xiàn)極顯著負(fù)相關(guān)；大棚菜地各種有效態(tài)微量元素與有機(jī)碳均未呈現(xiàn)明顯的相關(guān)性。

參考文獻(xiàn):

[1] Batjes N H. Total carbon and nitrogen in the soil of the word[J]. Eur. J. Soil Sci., 1996, 47(2): 151-163.

[2] Wright A L, Hons F M. Soil carbon and nitrogen storage in aggregates from different tillage and crop regimes[J]. Soil Sci. Soc. Am. J., 2005, 69(1): 141-147.

[3] 張曉霞, 李占斌, 李鵬. 黃土高原草地土壤微量元素分布特征研究[J]. 水土保持學(xué)報(bào), 2010, 24(5): 45-48, 67.

Zhang X X, Li Z B, Li P. Study on Distribution Characteristics Soil Trace Elements of Grass Land in the Loess Plateau[J]. J. Soil Water Conserv., 2010, 24(5): 45-48, 67.

[4] 畢如田, 李華. 不同地形部位耕地微量元素空間變異性研究─以永濟(jì)市為例[J]. 土壤, 2005, 37 (3): 290-294.

Bi R T, Li H. Spatial variation of trace elements with landform of framland -a case study of Yongji city[J]. Soils., 2005, 37 (3): 290-294.

[5] Van Wambeke A, Dudal R.Macrovariability of soils of the tropics[J]. Soil Sci. Soc. Am. J. (Spec. Publ.), 1978, 13-28.

[6] Wilding L P, Drees L R. Spatial variability: a pedologist's vievvpoint[J]. Soil Sci. Soc. Am. J. (Spec. Publ.), 1978, 83-116.

[7] 王麗麗, 宋長(zhǎng)春, 葛瑞娟, 等. 三江平原濕地不同土地利用方式下土壤有機(jī)碳儲(chǔ)量研究[J]. 中國(guó)環(huán)境科學(xué), 2009, 29(6): 656-660.

Wang L L, Song C C, Ge R Jetal. Soil organic carbon storage under different land-use types in Sanjiang Plain[J]. Chin. Environ. Sci., 2009, 29(6): 656-660.

[8] 李太魁, 朱波, 王小國(guó), 楊小林. 土地利用方式對(duì)土壤活性有機(jī)碳含量影響的初步研究[J]. 土壤通報(bào), 2012, 43(6): 1422-1426.

Li T K, Zhu B, Wang X G, Yang X L. A preliminary study on the effects of land use on the contents of soil active organic carbon[J]. Chin. J. Soil Sci., 2012, 43(6): 1422-1426.

[9] 唐國(guó)勇, 彭佩欽, 蘇以榮, 等. 洞庭湖區(qū)不同利用方式下農(nóng)田土壤有機(jī)碳含量特征[J]. 長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境, 2006, 15(2): 119-222.

Tang G Y, Peng P Q, Su Y Retal. Contents of soil organic carbon under various land-use types at farmland in dongting lake region[J]. Res. Envir.Yangtze Basin. 2006, 15(2): 119-222.

[10] 趙瑞芬, 張一弓, 張強(qiáng), 等. 不同土地利用方式對(duì)土壤養(yǎng)分狀況的影響—以太原市為例[J]. 中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào), 2011, 27(14): 262-266.

Zhao R F, Zhang Y G, Zhang Qetal. Effects of different Land use types on soil nutrients conditions in cultivated land—a case study of Taiyuan[J]. Chin. Agric .Sci. Bull., 2011, 27(14): 262-266.

[11] 鄔建國(guó). 景觀生態(tài)學(xué)-格局過(guò)程尺度與等級(jí)[M]. 北京: 高等教育出版社, 2000.

Wu J G. Landscape ecology: pattern, process, scale and hierarchy[M]. Beijing: Higher Education Press, 2000.

[12] 宋敏, 彭晚霞, 鄒冬生, 等. 喀斯特峰叢洼地不同森林表層土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異及成因[J]. 生態(tài)學(xué)報(bào). 2012, 32(19): 6259-6269.

Song M, Peng W X, Zou D Setal. The causes of spatial variability of surface soil organic matter in different forests in depressions between karst hills[J]. Acta Ecol. Sin., 2012, 32(19) : 6259-6269.

[13] Nielsen D R, Bouma J. Soil spatial variability[J]. Las Vegas: Pudoc Wageningen, 1985, 2-30.

[14] 解麗娟, 王伯仁, 徐明崗, 等. 長(zhǎng)期不同施肥下黑土與灰漠土有機(jī)碳儲(chǔ)量變化[J]. 植物營(yíng)養(yǎng)與肥料學(xué)報(bào), 2012, 18(1): 98-105.

Xie L J, Wang B R, Xu M Getal. Changes of soil organic carbon storage under long-term fertilization in black and grey-desert soils[J]. Plant Nutr. Fert. Sci., 2012, 18(1): 98-105.

Wang L L, Zhang S L, Yang X Y. Soil carbon storage affected by long-term land use regimes and fertilization in Loutu soil[J]. Plant Nutr. Fert. Sci., 2013, 19(2): 404-412.

[16] 王波, 毛任釗, 曹健王, 等. 海河低平原區(qū)農(nóng)田重金屬含量的空間變異性—以河北省肥鄉(xiāng)縣為例[J]. 生態(tài)學(xué)報(bào), 2006, 26(12): 4082-4090.

Wang B, Mao R Z, Cao J Wetal. Spatial variability of the heavy metal contents in cropland of the low Hai River Plain—A case study in Feixiang county of Hebei Province[J]. Acta Ecol. Sin., 2006, 26(12): 4082-4090.

[17] Cambardella C A, Moorman T B, Parkin T Betal. Field-scale variability of soil properties in central Iowa soils[J]. Soil Sci. Soc. Am. J., 1994, 58(5): 1501-1511.

[18] 李哈濱, 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(bào), 1998, 9(6): 651-657.

Li H B, Wang Z Q, Wang Q C. Theory and methodology of spatial heterogeneity quantification[J]. Chin. J. Appl. Ecol., 1998, 9(6): 651-657.

[19] 許紅衛(wèi), 高克異, 王珂, 等. 稻田土壤養(yǎng)分空間變異與合理取樣數(shù)研究[J]. 植物營(yíng)養(yǎng)與肥料學(xué)報(bào), 2006, 12 (1): 37-43.

Xu H W, Gao K Y, Wang Ketal. Spatial variability of soft nutrients in paddy field and their appropriate sampling sizes[J]. Plant Nutr. Fert. Sci., 2006, 12(1): 37-43.

[20] Zhang R D. Applied geostatistics in environmental science[M]. New Jersey: Science Press USA Inc., 2004.

[21] 李粉茹, 于群英, 鄒長(zhǎng)明. 設(shè)施菜地土壤pH值、酶活性和氮磷養(yǎng)分含量的變化[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào), 2009, 25(1): 217-222.

Li F R, Yu Q Y,Zou C M. Variations of pH value, enzyme activity and nitrogen phosphorus content in protected vegetable soils[J]. Trans. Chin. Soc. Agric. Eng., 2009, 25(1): 217-222.

Tong Y A, Gao Z, Liu X L, Zhu K Z. Effects of organic manure and chemical fertilizer on balance of microelements in loutu soil[J]. Acta Pedol. Sin. 1995, 8(3): 315-320.