寧夏砂田小尺度土壤性質(zhì)空間變異特征與肥力評價(jià)

王幼奇，白一茹，趙云鵬

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寧夏砂田小尺度土壤性質(zhì)空間變異特征與肥力評價(jià)

王幼奇，白一茹，趙云鵬

（寧夏大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，銀川 750021）

【目的】砂田是西北干旱、半干旱地區(qū)農(nóng)民在惡劣的氣候、土壤和地形等自然條件下，為了生存經(jīng)過長期生產(chǎn)實(shí)踐不斷總結(jié)創(chuàng)新所形成的一種獨(dú)特的耕作方式。保持和提高砂田土壤肥力質(zhì)量是改善土地生產(chǎn)力、延緩砂田退化的基礎(chǔ)。【方法】按照10 m×10 m網(wǎng)格方式采集110個(gè)砂田土壤表層（0—20 cm）樣品，選取土壤有機(jī)碳、全氮、全磷、全鉀、速效磷、速效鉀、pH和電導(dǎo)率作為土壤肥力特征的評價(jià)因子，采用相關(guān)系數(shù)法確定各土壤肥力指標(biāo)的權(quán)重，根據(jù)寧夏砂田土壤特征和作物品種，選擇隸屬度函數(shù)曲線類型，同時(shí)確定隸屬度函數(shù)轉(zhuǎn)折點(diǎn)取值，然后根據(jù)各土壤肥力因子的權(quán)重和隸屬度值計(jì)算土壤綜合肥力指數(shù)值；利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法構(gòu)建土壤各肥力因子的最適半方差函數(shù)模型，確定砂田土壤各肥力因子的空間變異特征和空間格局；結(jié)合土壤綜合肥力指數(shù)值及其空間分布狀況對砂田土壤肥力特征進(jìn)行分級評價(jià)?！窘Y(jié)果】經(jīng)典統(tǒng)計(jì)表明，pH的變異系數(shù)最小僅為0.01，表現(xiàn)為弱變異，均值為9.15，土壤呈堿性。其他肥力指標(biāo)變異系數(shù)處于0.10—0.72，屬于中等變異。通過極差可以看出各項(xiàng)土壤性質(zhì)含量在農(nóng)田尺度存在明顯的差異。研究區(qū)土壤綜合肥力指數(shù)值在0.18—0.59，平均值為0.34。地統(tǒng)計(jì)學(xué)表明，砂田土壤各項(xiàng)肥力指標(biāo)塊金系數(shù)均小于25%，呈現(xiàn)出較強(qiáng)空間自相關(guān)性。通過普通克里格空間插值圖可以看出，土壤有機(jī)碳在田塊尺度上分布較為均勻，含量集中在1.5—2.5 g·kg-1，在研究區(qū)南側(cè)有機(jī)碳有島狀高含量點(diǎn)存在；電導(dǎo)率分布也較為均勻，集中在100—300 μs·cm-1，其在北部含量較高；土壤全氮、全磷和全鉀含量普遍較低，在空間呈現(xiàn)出明顯的斑塊狀分布特征；土壤速效磷和速效鉀在研究區(qū)北部有島狀高含量點(diǎn)存在；pH在整個(gè)研究區(qū)呈現(xiàn)明顯的斑塊狀分布特征。土壤綜合肥力指數(shù)值空間分布狀況表明，研究區(qū)Ⅲ類地分布最廣，占整個(gè)研究區(qū)面積的56%，屬中等肥力狀況。砂田南部以Ⅱ類地為主，占整個(gè)研究區(qū)面積的25%，肥力狀況良好。Ⅳ類地占整個(gè)區(qū)域面積18%，其肥力狀況較差。【結(jié)論】土壤性質(zhì)和土壤肥力指數(shù)在田塊尺度上空間分布復(fù)雜、規(guī)律性不明顯，呈斑塊狀分布特征。根據(jù)各項(xiàng)土壤屬性指標(biāo)和土壤綜合肥力指數(shù)值的分布情況判斷，砂田土壤肥力總體水平較低，其中有機(jī)碳和全氮是制約砂田土壤肥力的主要限制因子。應(yīng)通過增施有機(jī)肥、輪作和休耕等方式改良和培肥土壤。

土壤肥力；空間變異；隸屬度函數(shù)；砂田；評價(jià)

0 引言

【研究意義】土壤肥力是土壤各種性質(zhì)的綜合表現(xiàn)和本質(zhì)屬性[1-2]。近些年由于人為因素導(dǎo)致中國部分土壤質(zhì)量下降和土壤污染，科學(xué)合理的評價(jià)土壤肥力狀況對提高土地生產(chǎn)力、促進(jìn)土地開發(fā)整理、農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和防止土壤面源污染有重要作用[3-4]。壓砂技術(shù)在歷史上被廣泛的應(yīng)用到以蘭州為中心的西北旱區(qū)[5]。為了提高土地生產(chǎn)力，寧夏大力發(fā)展砂田，砂田面積已由2003年前累計(jì)的6.47×103hm2發(fā)展到現(xiàn)在的6.67×104hm2。由于砂田耕作管理方式粗放，隨著種植年限增加其呈現(xiàn)出土壤質(zhì)量下降和生產(chǎn)力顯著降低等現(xiàn)象[6-7]，原因之一在于沒有客觀評價(jià)和認(rèn)識土壤肥力狀況，很難實(shí)施精準(zhǔn)管理，因此準(zhǔn)確、客觀評價(jià)砂田土壤肥力是防治砂田土壤退化和提高生產(chǎn)力的關(guān)鍵措施之一?！厩叭搜芯窟M(jìn)展】目前，地統(tǒng)計(jì)和空間信息技術(shù)的發(fā)展為土壤質(zhì)量評價(jià)提供了更為便捷、精確和直觀的處理平臺。近些年，國內(nèi)外學(xué)者逐漸將土壤肥力評價(jià)與空間信息技術(shù)結(jié)合研究[8-10]，特別是針對大中尺度土壤性質(zhì)及肥力特征的空間變異特征、分布及評價(jià)等研究較多[11-13]，一般而言大中尺度土壤性質(zhì)空間變異性分析對于土壤空間數(shù)據(jù)庫建立、實(shí)現(xiàn)數(shù)字化管理有重要意義；而小尺度上由于植被類型、微地形、施肥及耕作方式等會影響和改變田塊土壤性質(zhì)及肥力狀況，進(jìn)而導(dǎo)致土壤性質(zhì)在小尺度上形成空間分異特征[14]。因此隨著研究的深入，一些學(xué)者針對小尺度土壤屬性空間特征進(jìn)行分析。如陸安祥等[15]對北京大興區(qū)小尺度農(nóng)田土壤重金屬進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)活動改變了土壤性質(zhì)和質(zhì)地從而形成小尺度的空間分異。呂貽忠等[16]發(fā)現(xiàn)植被群落變化是影響鄂爾多斯沙地小尺度土壤養(yǎng)分空間變異的主要因素。張晨成等[17]分析陜北坡面土壤干層空間分布特征，結(jié)果表明土壤入滲性能和微地形是影響干層空間分布的主要因素。趙春雷等[18]發(fā)現(xiàn)土壤機(jī)械組成和容重的空間變化會影響黃土高原北部坡面小尺度土壤飽和導(dǎo)水率的空間變異特征。可以看出，小尺度上土壤屬性的空間變異特征容易受到如植被、土壤質(zhì)地、地形及耕作方式等因素的影響。同時(shí)研究尺度過大會使得小尺度空間變異規(guī)律被掩蓋，即半方差函數(shù)模型不能真實(shí)反映土壤空間結(jié)構(gòu)[14]?！颈狙芯壳腥朦c(diǎn)】研究者針對大、中尺度土壤肥力及其空間分布特征研究較多，但是對小尺度土壤肥力狀況進(jìn)行綜合評價(jià)較少。因此利用精細(xì)空間定點(diǎn)采樣，探究農(nóng)田尺度下砂田土壤性質(zhì)空間變異特征并對其肥力狀況進(jìn)行綜合評價(jià)，可為更大尺度的土壤管理提供幫助?！緮M解決的關(guān)鍵問題】本研究以寧夏中部旱區(qū)砂田土壤為對象，結(jié)合地統(tǒng)計(jì)學(xué)和模糊數(shù)學(xué)分析砂田土壤各肥力指標(biāo)的空間變異和分布特征，并對其土壤肥力進(jìn)行綜合評價(jià)，為砂田合理施肥、防止砂田退化和防止農(nóng)業(yè)面源污染提供合理建議和數(shù)據(jù)支持。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

取樣地點(diǎn)選在寧夏中衛(wèi)市興仁鎮(zhèn)。平均海拔1 679 m，年平均氣溫13.5℃，年日照時(shí)數(shù)2 990 h，年均蒸發(fā)量2 250 mm，年均降水量247 mm。屬寧南溫暖風(fēng)沙干旱區(qū)[7]。取樣地塊平整，種植作物為硒砂瓜，耕作方式為土壤表層覆蓋10—15 cm砂石，砂源來自香山分化碎石。

1.2 樣點(diǎn)布設(shè)及土樣采集測定

在2014年4月上旬整地前選擇壓砂年限為4年的硒砂瓜地進(jìn)行土壤樣品采集。經(jīng)過前期調(diào)研和采樣分析，該田塊種植作物、土壤性質(zhì)及耕作方式在研究區(qū)具有代表性。按照10 m×10 m網(wǎng)格方式采集土壤樣品，采樣點(diǎn)為110個(gè)。取樣時(shí)去掉覆蓋在土壤上的砂石層，每個(gè)采樣點(diǎn)在1 m半徑內(nèi)使用土鏟采集土壤表層（0—20 cm）樣品4個(gè)，混合后采用四分法留約1 kg土樣。樣品風(fēng)干、剔除雜質(zhì)后研磨過20和60目篩備用。取樣點(diǎn)位置分布詳見圖1。根據(jù)砂田土壤特點(diǎn)和相關(guān)研究選取和確定評價(jià)指標(biāo)分別為土壤有機(jī)碳、全磷、速效磷、全氮、全鉀、速效鉀、pH和電導(dǎo)率[7]。

圖1 樣點(diǎn)布設(shè)圖

指標(biāo)測定方法：有機(jī)碳用重鉻酸鉀容量法；全氮用凱氏定氮法；全磷用HClO4-H2SO4比色法測定；全鉀用NaOH熔融法；速效磷用NaHCO3浸提-鉬銻抗比色法；速效鉀用NH4Ac浸提法；pH用電位法（土水比為5﹕1）；電導(dǎo)率用電導(dǎo)率儀（土水比為5﹕1）[19]。

1.3 數(shù)據(jù)處理

1.3.1 土壤肥力指標(biāo)權(quán)重計(jì)算 不同土壤因子對肥力的貢獻(xiàn)和作用不同，需確定各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重。目前確定權(quán)重的方法較多如相關(guān)系數(shù)法[10]、主成分分析法[11]和層次分析法[12]等，本研究采用相關(guān)系數(shù)法確定各土壤肥力指標(biāo)權(quán)重，避免了人為主觀影響[8]。首先計(jì)算單項(xiàng)指標(biāo)間相關(guān)系數(shù)（表1），然后根據(jù)相關(guān)系數(shù)獲得單項(xiàng)指標(biāo)與其他指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)均值，將該均值與所有指標(biāo)相關(guān)系數(shù)均值總和的比作為該項(xiàng)因子的權(quán)重（表2）。

表1 指標(biāo)間相關(guān)系數(shù)

表2 平均相關(guān)系數(shù)及指標(biāo)權(quán)重

1.3.2 肥力指標(biāo)隸屬度函數(shù)確定 建立各個(gè)肥力指標(biāo)的隸屬函數(shù)模型，計(jì)算隸屬度。土壤有機(jī)碳、全氮、全磷、速效磷、速效鉀和電導(dǎo)率采用S型隸屬函數(shù)（公式1），pH采用拋物線型隸屬函數(shù)（公式2）[20]。

（2）

根據(jù)寧夏砂田土壤特征、作物品種及相關(guān)研究結(jié)果[7]，確定隸屬函數(shù)曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)的值，具體見表3。

表3 隸屬度函數(shù)曲線中評價(jià)指標(biāo)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)取值

1.3.3 肥力評價(jià)指數(shù)的計(jì)算 計(jì)算土壤綜合肥力指數(shù)（integrated fertility index，），具體計(jì)算公式如下：

式中，為參評因子數(shù)；W為第個(gè)因子的權(quán)重；F為第個(gè)因子的隸屬度。取值為0—1，其值越接近1，表明土壤肥力越高。

1.3.4 土壤綜合肥力分級 參考寧夏砂田土壤肥力特征，以值為依據(jù)，根據(jù)等距法將砂田肥力劃分為5個(gè)等級[21- 22]，具體見表4。

1.3.5 空間變異性分析 采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析各項(xiàng)土壤肥力指標(biāo)和值的空間變異特征。其公式表達(dá)式為[23]：

式中，()為半方差函數(shù)，為滯后距離，()為相距的數(shù)據(jù)點(diǎn)對數(shù)，()為區(qū)域化變量在處實(shí)測值，(+)為區(qū)域化變量在+處實(shí)測值。

利用SPSS 17.0對各項(xiàng)土壤肥力性質(zhì)含量和值進(jìn)行經(jīng)典統(tǒng)計(jì)分析，地統(tǒng)計(jì)分析在GS+7.0中完成，克里格空間插值圖利用Surfer 8.0完成。

表4 土壤綜合肥力指數(shù)分級

2 結(jié)果

2.1 各項(xiàng)肥力指標(biāo)特征分析

2.1.1 各項(xiàng)肥力指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì) 從表5可以看出，pH的變異系數(shù)最小僅為0.01，表現(xiàn)為弱變異。pH的均值為9.15，土壤呈堿性。其他肥力指標(biāo)的變異系數(shù)處于0.10—0.72，屬于中等變異強(qiáng)度。同時(shí)通過極差可以看出各項(xiàng)肥力指標(biāo)含量在農(nóng)田尺度存在明顯的差異。全鉀和pH的偏度為負(fù)值，其分布峰為左偏。其他肥力指標(biāo)的偏度值為正值，分布峰為右偏。土壤各項(xiàng)肥力指標(biāo)概率分布采用Kolmogorov- Smirnov（K-S）法檢驗(yàn)（表5），有機(jī)碳、全磷和電導(dǎo)率的K-S檢驗(yàn)值均小于0.05，沒有通過正態(tài)分布檢驗(yàn)。全氮、全鉀、速效磷、速效鉀和pH值的值分別為0.204、0.62、0.23、0.677和0.299，均大于0.05，通過了K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)。

2.1.2 各項(xiàng)肥力指標(biāo)空間特征 由于有機(jī)碳、全磷和電導(dǎo)率不符合正態(tài)分布，所以對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)化，使其符合對數(shù)正態(tài)分布特征，進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。砂田土壤各項(xiàng)肥力指標(biāo)半方差函數(shù)模型及參數(shù)見表6。根據(jù)殘差平方和最小、相關(guān)系數(shù)最大的原則確定最適半方差函數(shù)模型。全磷符合線形模型，全鉀符合球形模型，其他各項(xiàng)肥力指標(biāo)均符合高斯模型。田塊尺度上全磷的塊金系數(shù)大于75%，表明在空間上呈現(xiàn)弱空間自相關(guān)性，主要受隨機(jī)性因素的影響，即施肥、灌溉和耕作方式對砂田全磷的影響大。其他各項(xiàng)肥力指標(biāo)的塊金系數(shù)均小于25%，主要受結(jié)構(gòu)性因素（母質(zhì)、氣候和地形等）的影響，呈現(xiàn)出較強(qiáng)空間自相關(guān)性和格局。各項(xiàng)肥力指標(biāo)的變程范圍處于19.75—84.90 m，說明各項(xiàng)肥力指標(biāo)的空間自相關(guān)范圍存在較大差異，即影響各項(xiàng)肥力的生態(tài)過程在不同尺度上起作用。原因在于傳統(tǒng)施肥和灌溉方式使土壤肥力指標(biāo)空間分布的差異性增大。各項(xiàng)土壤肥力指標(biāo)的變程均大于取樣間距，所以分析砂田土壤肥力特征時(shí)可以適當(dāng)?shù)臏p少采樣點(diǎn)數(shù)、增加采樣面積。

半方差函數(shù)不能直觀反映各項(xiàng)肥力指標(biāo)空間特征，所以繪制影響土壤質(zhì)量的各項(xiàng)肥力指標(biāo)空間分布圖（圖2）。圖中可以看出，有機(jī)碳在田塊尺度上分布較為均勻，含量集中在1.5—2.5 g·kg-1，在研究區(qū)南側(cè)有機(jī)碳有島狀高含量點(diǎn)存在；電導(dǎo)率在田塊尺度上分布也較為均勻，電導(dǎo)率值集中在100— 300 μs·cm-1，其在北部含量較高；全氮、全磷和全鉀含量普遍較低，在空間呈現(xiàn)出斑塊狀分布特征；速效磷和速效鉀在研究區(qū)北部有島狀高含量點(diǎn)存在；pH范圍在8.74—9.53，在空間上也呈現(xiàn)出斑塊狀分布特征?？傮w上，各土壤屬性在田塊尺度上空間分布復(fù)雜、規(guī)律性不明顯，說明砂田土壤性質(zhì)受覆砂、灌溉、施肥及作物對土壤養(yǎng)發(fā)的吸收等因素影響，導(dǎo)致土壤性質(zhì)在田塊尺度上存在明顯的空間分異特征。

表5 各項(xiàng)指標(biāo)含量描述性統(tǒng)計(jì)

表6 砂田各項(xiàng)土壤肥力指標(biāo)半方差函數(shù)模型及參數(shù)

G：高斯模型， S：球形模型，L：線形模型 G: Gauss model, S: Spherical model, L: Line model

圖2 砂田土壤有機(jī)碳（a）、全氮（b）、全磷（c）、全鉀（d）、速效磷（e）、速效鉀（f）、pH（g）和電導(dǎo)率（h）空間分布

2.2 土壤肥力綜合指標(biāo)值（）特征分析

2.2.1描述性統(tǒng)計(jì) 表7對寧夏砂田110個(gè)樣點(diǎn)的值進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，研究區(qū)值在0.18—0.59，平均值為0.34。值的變異系數(shù)為0.21，屬于中等變異。通過偏度和峰度系數(shù)可知，值的偏度為正值，表明分布峰為左偏。值概率分布采用K-S法檢驗(yàn)（表7），其值為0.793（大于0.05），通過了KS正態(tài)分布檢驗(yàn)。圖3利用各項(xiàng)土壤肥力指標(biāo)對應(yīng)的平均隸屬度值繪制雷達(dá)圖，反映各項(xiàng)肥力指標(biāo)的狀態(tài)和砂田土壤整體的肥力水平。可以看出，有機(jī)碳、全氮和pH平均隸屬度值最小，約為0.1；電導(dǎo)率和速效磷次之，約為0.3；全磷約為0.4；而全鉀和速效鉀的平均隸屬度值均高于0.6?？傮w上各項(xiàng)肥力指標(biāo)構(gòu)成的多邊形面積較小，說明砂田的土壤肥力較低。

表7 IFI值描述性統(tǒng)計(jì)

2.2.2空間特征 通過圖4可知，砂田土壤幾乎全被Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ類占據(jù)，占整個(gè)研究區(qū)的99%。其中Ⅲ類地分布最廣，占整個(gè)區(qū)域面積56%。砂田南部以Ⅱ類地為主，Ⅱ類地占整個(gè)區(qū)域面積25%。Ⅳ類地占整個(gè)區(qū)域面積18%，主要分布在砂田北部。Ⅰ類地僅占整個(gè)區(qū)域面積的1%。土壤肥力特征在空間上呈現(xiàn)出斑塊狀。

圖4 土壤IFI分布圖

3 討論

土壤質(zhì)量直接影響農(nóng)作物生長發(fā)育及人類生產(chǎn)生活，對于維護(hù)土壤生產(chǎn)力、食物鏈安全和人類健康具有重要作用[4, 7, 10]。評價(jià)區(qū)域土壤質(zhì)量，有助于了解研究區(qū)土壤管理及利用現(xiàn)狀，明確土壤生產(chǎn)力限制因子及宜耕模式，為當(dāng)?shù)赝寥蕾|(zhì)量改善及可持續(xù)利用提供理論及數(shù)據(jù)支撐[11-13]。本研究基于10 m×10 m網(wǎng)格布點(diǎn)采樣，將土壤有機(jī)碳、全磷、速效磷、全氮、全鉀、速效鉀、pH和電導(dǎo)率8項(xiàng)土壤性質(zhì)作為砂田土壤質(zhì)量評價(jià)的因素。經(jīng)典統(tǒng)計(jì)表明，土壤性質(zhì)極差有大（電導(dǎo)率）、有小（pH），說明這些土壤屬性數(shù)值范圍存在較大差異。通過變異系數(shù)可以看出土壤本身固有的屬性具有更好的穩(wěn)定特征，如pH的變異系數(shù)為0.01，原因可能是研究范圍較小，pH變化不大，這與崔瀟瀟等[10]和葉回春等[24]的研究結(jié)果一致。同時(shí)，全磷、全氮和全鉀的變異系數(shù)分別為：0.18、0.10和0.10，而速效養(yǎng)分受施肥和耕作方式的影響較大。張學(xué)雷等[25]對豫中褐土耕地進(jìn)行評價(jià)也得出了相似結(jié)論。

從土壤屬性空間變異特征的角度分析區(qū)域土壤質(zhì)量狀況，有利于從整體上了解土壤屬性空間格局和分異特征，彌補(bǔ)了經(jīng)典統(tǒng)計(jì)忽略空間描述的缺陷[26]。根據(jù)地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析可知，在田塊尺度上各項(xiàng)肥力指標(biāo)的空間自相關(guān)范圍存在較大差異，即影響各項(xiàng)肥力的生態(tài)過程在不同尺度上起作用。同時(shí)從空間分布特征看各項(xiàng)土壤肥力因子在田塊尺度上呈現(xiàn)斑塊狀分布特征，原因在于傳統(tǒng)的無差別施肥和灌溉方式使土壤肥力指標(biāo)空間分布的差異性增大。說明研究田塊尺度上各項(xiàng)肥力指標(biāo)分布特征對于測土配方施肥、提高土地生產(chǎn)力和精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有重要意義[27]。

根據(jù)劃分的等級，土壤肥力特征在空間上呈現(xiàn)出斑塊狀。主要原因在于人為管理，砂田土壤表層覆蓋了約15 cm的砂石，導(dǎo)致肥料在土壤中缺乏連續(xù)性。同時(shí)田塊尺度上砂田土壤肥力整體較低，通過平均隸屬度雷達(dá)圖可知砂田有機(jī)碳和全氮含量低，是制約土壤肥力的主要限制因子，王建宇等[7]和王菲等[28]研究砂田土壤肥力也發(fā)現(xiàn)類似情況。其原因在于研究區(qū)土壤質(zhì)地偏砂容易漏肥，且砂田這種農(nóng)業(yè)種植模式導(dǎo)致農(nóng)民施肥難度增加，導(dǎo)致砂田有機(jī)肥施入量不夠。同時(shí)王占軍等[22]、許強(qiáng)等[29]、代曉華等[30]和胡景田等[31]研究都發(fā)現(xiàn)覆蓋砂石后農(nóng)民對砂田持續(xù)施肥困難，導(dǎo)致砂田長期補(bǔ)肥量少、施肥量低，隨著耕作年限增加其土壤肥力呈現(xiàn)出快速下降的趨勢，砂田土壤養(yǎng)分逐步耗竭可能是壓砂后農(nóng)田土壤難以持續(xù)利用的重要原因之一。因此，針對當(dāng)?shù)赝寥婪柿μ卣骱拖拗埔蜃討?yīng)重視補(bǔ)充有機(jī)肥，有機(jī)肥分解緩慢其膠體特征對養(yǎng)分有很強(qiáng)的吸附作用，可以延長肥效，改善土壤結(jié)構(gòu)體，彌補(bǔ)砂田肥力容易流失的缺點(diǎn)。同時(shí)在耕作方式上要注重輪作和休耕等方式改良和培肥土壤，進(jìn)而增加作物產(chǎn)量和提高品質(zhì)，促進(jìn)砂田持續(xù)發(fā)展[7, 32]。

本研究考慮了砂田土壤耕層的8種化學(xué)性質(zhì)，雖然與同類研究相比所選取的指標(biāo)較多，但缺少物理、生物和作物方面的指標(biāo)，需在下一步的研究中加強(qiáng)和完善。雖然只是針對田塊尺度的土壤質(zhì)量進(jìn)行分析，但本研究所選砂田地處寧夏中部砂田集中分布區(qū)，其耕作方式、種植類型和形成過程都具有代表性[30-31]，因此所表現(xiàn)出的砂田土壤屬性空間分異特征和區(qū)域砂田土壤質(zhì)量的評價(jià)結(jié)果對于類似條件的砂田具有一定的借鑒和參考。

4 結(jié)論

利用相關(guān)系數(shù)法、隸屬度函數(shù)和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對寧夏砂田土壤肥力進(jìn)行綜合評價(jià)。主要結(jié)論如下：

（1）對砂田土壤7項(xiàng)肥力指標(biāo)的經(jīng)典統(tǒng)計(jì)表明，pH屬弱變異，均值為9.15，土壤呈堿性。其他肥力指標(biāo)變異系數(shù)處于0.10—0.72，屬于中等變異。田塊尺度上平均施肥會增強(qiáng)土壤養(yǎng)分在空間分布上的不均一性。研究區(qū)值在0.18—0.59，平均值為0.34。

（2）全磷的塊金系數(shù)大于75%，表明在空間上呈現(xiàn)弱空間自相關(guān)性。其它各項(xiàng)肥力指標(biāo)的塊金系數(shù)均小于25%，呈現(xiàn)出較強(qiáng)空間自相關(guān)性和格局。各土壤屬性在田塊尺度上空間分布復(fù)雜、規(guī)律性不明顯，呈現(xiàn)明顯的斑塊狀分布。

（3）砂田土壤幾乎全被Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ類占據(jù)，占整個(gè)研究區(qū)的99%。其中Ⅲ類地分布最廣，占整個(gè)區(qū)域面積56%。砂田南部以Ⅱ類地為主，占整個(gè)區(qū)域面積25%。Ⅳ類地占整個(gè)區(qū)域面積18%。研究區(qū)土壤肥力質(zhì)量普遍偏低，應(yīng)該通過增施有機(jī)肥、輪作和休耕等方式改良和培肥土壤。

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（責(zé)任編輯 楊鑫浩）

Assessment of Soil Fertility and Its Spatial Variability Based on Small Scale in the Gravel Mulched Field of Ningxia

WANG You-qi, BAI Yi-ru, ZHAO Yun-peng

（College of Resources and Environment, Ningxia University, Yinchuan 750021)

【Objective】The gravel mulched field is a unique method of tillage in arid and semi-arid areas of northwest under the natural condition with severe weather, poor soil and terrain condition, through the long-term production practice, continuous summarization and innovation. Preservation and improvement of soil fertility quality is a foundation for maintaining land productivity, preventing land degradation in the gravel mulched field. 【Method】A total of 110 soil samples (0-20 cm) were collected in a grid of 10 m×10 m. Soil indices were selected as evaluating factors including soil organic carbon, total N, total P, total K, available P, available K, pH and electrical conductivity. Correlation coefficient method was used to determine the weight value of soil fertility index. The curve type and turning point value of membership function were defined by soil characteristics and crop varieties. Then membership degree and weight value were combined to calculate the soil integrated fertility index (). The geostatistics method was used for building the best semi variance function models, and analyzing spatial variation and distribution pattern of soil fertility. The evaluation of classification of soil fertility could be studied by the soiland its spatial distributions. 【Result】The classical statistics indicated that the mean value of pH was 9.15 showed alkalinity, and the coefficient of variation was 0.01 showed medium variation. The coefficient of variations for other fertility indexes ranged from 0.10 to 0.72 showed moderate variation. The range of soil characteristics showed an obvious difference at field scale. The soil integrated fertility index () in the study area was 0.18-0.59 with the average value of 0.34. The coefficients of nugget for fertility indexes were less than 25%, which demonstrated strong spatial dependence. The ordinary Kriging interpolation map indicated that the soil organic carbon distributed evenly with the mean value of 1.5-2.5 g·kg-1, which had island high levels in the southern study area. The electrical conductivity also distributed evenly with the mean value of 100-300 μs·cm-1, which had high levels in the northern study area. Total N, total P and total K had low levels with plaque distribution. The available P and available K were higher in the northern study area. The pH value also distributed patchily. The land of Grade Ⅲ indicated medium fertility condition and distributed most widely in the study area, covered 56% of the total area. The land of Grade Ⅱ indicated fecund fertility condition and represented the main type in the south of the land, covered 25% of the total area. The land of Grade Ⅳ accounted for 18% of the total area, which indicated poor fertility condition. The soil property indexes andvalue demonstrated that soil fertility level was relatively low in the gravel mulched field. 【Conclusion】The spatial distribution patterns of soil index andwere complicated and had no regularity with patch distribution at field scale. According to the soil index and, the levels of soil fertility were low in the gravel mulched field. The soil organic carbon and total N were the main limiting factors restraining soil fertility. The methods of increasing organic fertilizers, crop rotation and fallow were practicable and necessary for fertilizing soil, increasing yields and improving crop quality.

soil fertility; spatial variability; membership function; gravel mulched field; evaluate

2016-05-23；接受日期：2016-09-12

國家自然科學(xué)基金（41461104）、寧夏自然科學(xué)基金項(xiàng)目（NZ14028，NZ16026）

王幼奇，E-mail：wyq0563@163.com。通信作者白一茹，E-mail：yr0823@163.com