北京市大興區(qū)南部土壤有機(jī)質(zhì)空間變異及其影響因素

蔣　威，郜允兵，劉　玉，潘瑜春，邢世和

(1.福建農(nóng)林大學(xué) 資源與環(huán)境學(xué)院，福建 福州 350002；2.國(guó)家農(nóng)業(yè)信息化工程技術(shù)研究中心，北京 100097；3.農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)信息技術(shù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京 100097；4.北京市農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)工程技術(shù)研究中心，北京 100097)

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北京市大興區(qū)南部土壤有機(jī)質(zhì)空間變異及其影響因素

蔣威1，2，郜允兵2，3，4，劉玉2，3，4，潘瑜春2，3，4，邢世和1，*

(1.福建農(nóng)林大學(xué) 資源與環(huán)境學(xué)院，福建 福州 350002；2.國(guó)家農(nóng)業(yè)信息化工程技術(shù)研究中心，北京 100097；3.農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)信息技術(shù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京 100097；4.北京市農(nóng)業(yè)物聯(lián)網(wǎng)工程技術(shù)研究中心，北京 100097)

以北京市大興區(qū)南部平原為研究區(qū)，基于2 272個(gè)農(nóng)用地土壤樣點(diǎn)，采用地統(tǒng)計(jì)方法揭示表層土壤有機(jī)質(zhì)空間分布特征，并利用方差分析法和緩沖區(qū)分析法探討其影響因素。結(jié)果表明：研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量為(11.25±3.68) g·kg-1，變異系數(shù)為32.71%；基于指數(shù)模型的空間變異擬合效果最佳，變程為7.1 km，塊金效應(yīng)為7.02，存在中等強(qiáng)度的空間相關(guān)性，由結(jié)構(gòu)因素引起的變異程度略強(qiáng)于隨機(jī)因素。土壤有機(jī)質(zhì)空間分布總體呈斑塊狀，高值區(qū)主要分布在中輕壤質(zhì)上，低值區(qū)主要分布在砂質(zhì)土。除居民點(diǎn)外，土壤質(zhì)地、土壤類型、土地利用方式、設(shè)施農(nóng)業(yè)用地和畜禽養(yǎng)殖等因子對(duì)研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)空間分布均具有顯著影響，黏質(zhì)、耕作強(qiáng)度大、蔬菜用地、距設(shè)施農(nóng)業(yè)用地1 km以內(nèi)和距畜禽養(yǎng)殖地1.4 km以內(nèi)的土壤易于積累有機(jī)質(zhì)。上述結(jié)果可為相似區(qū)域土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征及其影響因子研究提供參考。

土壤有機(jī)質(zhì)；空間變異；地統(tǒng)計(jì)學(xué)；方差分析；城郊區(qū)

準(zhǔn)確掌握區(qū)域土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異規(guī)律及其影響因素是了解土壤肥力狀況、進(jìn)而制定提高土壤有機(jī)質(zhì)含量措施的基礎(chǔ)[1-2]。大興區(qū)南部作為北京市的城市郊區(qū)，是介于城市和農(nóng)村之間的錯(cuò)綜復(fù)雜的地域綜合體[3]，是都市現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模大、勢(shì)頭強(qiáng)勁的地區(qū)。由于其獨(dú)特的地理位置，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)復(fù)雜，土地利用類型多樣，土壤有機(jī)質(zhì)含量空間差異顯著，且影響機(jī)制復(fù)雜。因此，研究城市郊區(qū)的有機(jī)質(zhì)空間變異特征及其影響因素對(duì)于增加土壤碳存儲(chǔ)、減少溫室氣體排放和保護(hù)生態(tài)環(huán)境等具有理論與現(xiàn)實(shí)意義。

土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異特征及其影響因素一直是土壤屬性研究的熱點(diǎn)之一[4-5]。從20世紀(jì)70年代開始，國(guó)內(nèi)外學(xué)者采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法研究土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異性。地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法通過變異函數(shù)擬合解析土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異特征，已成為揭示土壤有機(jī)質(zhì)空間變異規(guī)律的有效工具[6-7]。梳理相關(guān)文獻(xiàn)可知，利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法探析土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征的研究已涵蓋多個(gè)尺度[8-11]，但專門針對(duì)城郊平原的相關(guān)研究較少。在成土條件和干擾因素的綜合作用下，不同區(qū)域土壤有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)范圍差別較大[11-13]，因此，有必要揭示城郊平原區(qū)的空間變異程度，探明其空間自相關(guān)特點(diǎn)。此外，部分學(xué)者嘗試揭示土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的影響因子，但相關(guān)研究集中在成土作用強(qiáng)、結(jié)構(gòu)因子起主導(dǎo)作用的地區(qū)[1,14]，對(duì)于地域功能復(fù)雜、人類利用強(qiáng)度大的城郊區(qū)，土壤有機(jī)質(zhì)空間變異影響因素的研究較少。已有文獻(xiàn)表明，方差分析具有可操作性強(qiáng)、結(jié)果簡(jiǎn)明等特點(diǎn)[15]，是揭示影響因子的有效方法。

因此，本文基于ArcGIS和GS+軟件平臺(tái)，結(jié)合地統(tǒng)計(jì)學(xué)和數(shù)理統(tǒng)計(jì)等方法研究土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異性，并應(yīng)用方差分析揭示大興區(qū)南部平原區(qū)農(nóng)業(yè)土壤類型、質(zhì)地、土地利用方式、設(shè)施農(nóng)業(yè)用地、畜禽養(yǎng)殖、居民點(diǎn)等自然及人為因素對(duì)有機(jī)質(zhì)含量的影響，以期為研究區(qū)耕地質(zhì)量評(píng)價(jià)中的土壤有機(jī)質(zhì)含量估測(cè)、土壤有機(jī)質(zhì)提升方案制定等提供依據(jù)，并可為類似區(qū)域的相關(guān)研究提供參考。

1　材料與方法

1.1研究區(qū)概況

研究區(qū)位于北京市大興區(qū)南部，東臨通州區(qū)，南臨河北省固安縣、霸州市，西隔永定河與房山區(qū)為鄰，北接大興區(qū)黃村鎮(zhèn)與青云店鎮(zhèn)。研究區(qū)包括龐各莊鎮(zhèn)、北臧村鎮(zhèn)、禮賢鎮(zhèn)、長(zhǎng)子營(yíng)鎮(zhèn)、魏善莊鎮(zhèn)、安定鎮(zhèn)、采育鎮(zhèn)和榆垡鎮(zhèn)8個(gè)鎮(zhèn)，是北京市重要的農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)基地。土壤母質(zhì)為永定河沖積物，主要有砂質(zhì)、中壤質(zhì)、砂壤質(zhì)、輕壤質(zhì)和重壤質(zhì)等土壤質(zhì)地類型。土壤類型以潮土為主，占全區(qū)土壤面積的96.56%以上；褐土主要分布于安定鎮(zhèn)西南部以及禮賢鎮(zhèn)東部；風(fēng)砂土與沼澤土零星分布于研究區(qū)。氣候?qū)儆谂瘻貛О霛駶?rùn)大陸性季風(fēng)氣候，四季分明，年均氣溫11.6℃，年降雨量556.4 mm。

1.2數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本研究所采用的資料包括：(1)圖件和空間數(shù)據(jù)資料——1∶5萬(wàn)北京市土壤類型分布圖、1∶5萬(wàn)北京市土壤質(zhì)地分布圖和1∶5萬(wàn)大興區(qū)土地利用現(xiàn)狀圖(2006年)；(2)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)資料——《大興區(qū)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的戰(zhàn)略方向研究》和《大興區(qū)縣志》等資料；(3)土壤調(diào)查樣點(diǎn)及其屬性數(shù)據(jù)資料——來(lái)自大興區(qū)2007年測(cè)土配方施肥項(xiàng)目，采集表層(0—25 cm)土壤樣點(diǎn)共2 275個(gè)，包含采樣點(diǎn)編號(hào)、時(shí)間、地理位置、土壤有機(jī)質(zhì)等數(shù)據(jù)，土壤有機(jī)質(zhì)含量測(cè)定采用重鉻酸鉀氧化—外源加熱法。

應(yīng)用ArcGIS空間分析工具將搜集到的部分圖件和空間數(shù)據(jù)資料進(jìn)行空間配準(zhǔn)，并矢量化，設(shè)置合適的空間參考，將土壤類型、土壤質(zhì)地、土地利用方式與采樣點(diǎn)通過空間位置關(guān)聯(lián)，將土類屬性、質(zhì)地屬性和利用方式等賦給采樣點(diǎn)。采樣點(diǎn)的規(guī)則網(wǎng)格布設(shè)較好兼顧了土壤類型、土壤質(zhì)地和土地利用方式等屬性。然后進(jìn)行樣點(diǎn)位置對(duì)比和土壤有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)的QQ-Plot圖檢測(cè)，將1個(gè)位置異常、2個(gè)全局異常點(diǎn)刪除，最終保留2 272個(gè)數(shù)據(jù)樣點(diǎn)(圖1)。在進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析之前，利用SPSS 19.0軟件的Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)判斷有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布。

圖1　研究區(qū)采樣點(diǎn)及其土壤類型分布圖Fig.1　Spatial distribution of soil sample sites and soil types in the southern area of Daxing District

1.3研究方法

1.3.1地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

地統(tǒng)計(jì)學(xué)模型是以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)的空間分析方法，能夠揭示變量在空間變異中的結(jié)構(gòu)性和隨機(jī)性，是估測(cè)土壤有機(jī)質(zhì)空間變異性最有效、最常見的方法之一[5,16]。研究土壤有機(jī)質(zhì)空間變異時(shí)，對(duì)變異函數(shù)模型的擬合是關(guān)鍵。利用GS+軟件對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)的半方差函數(shù)進(jìn)行擬合，將擬合度和殘差最小作為優(yōu)選條件，并利用Moran’s I空間自相關(guān)距離對(duì)擬合相關(guān)距離進(jìn)行佐證，使擬合變異函數(shù)能真實(shí)反映土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異性。

普通克里金法常稱作局部最優(yōu)線性無(wú)偏估計(jì)，是分析土壤有機(jī)質(zhì)空間特征最常用的地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法[5,17]。本研究采用此方法對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)進(jìn)行空間預(yù)測(cè)。

1.3.2方差分析

采用單因素方差分析法研究土壤類型、土壤質(zhì)地、土地利用方式、設(shè)施農(nóng)業(yè)用地、畜禽養(yǎng)殖區(qū)以及與居民點(diǎn)距離等因子對(duì)研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響[18-19]。

樣點(diǎn)布設(shè)為規(guī)則網(wǎng)格采樣，樣點(diǎn)間距保持在0.38 km左右。理想狀態(tài)(間距為0.38 km)下，以其中某個(gè)采樣點(diǎn)為中心，向外延伸，經(jīng)過其他樣點(diǎn)的距離分別為0.38，0.54，0.76，0.85，1.07，1.20 km，…。以中心采樣點(diǎn)進(jìn)行不同緩沖半徑的多環(huán)分析，發(fā)現(xiàn)0.2 km的緩沖半徑能使同一緩沖區(qū)有適宜的數(shù)量樣點(diǎn)(不過于集中或分散)，并且同一緩沖區(qū)的樣點(diǎn)土壤有機(jī)質(zhì)含量統(tǒng)計(jì)基本滿足正態(tài)分布要求；以設(shè)施農(nóng)業(yè)用地、畜禽養(yǎng)殖區(qū)以及居民點(diǎn)為面實(shí)體進(jìn)行多環(huán)緩沖區(qū)分析，得到同樣的規(guī)律。因此，以0.2 km緩沖半徑分別對(duì)設(shè)施農(nóng)業(yè)用地、畜禽養(yǎng)殖區(qū)以及居民點(diǎn)進(jìn)行多環(huán)緩沖區(qū)分析，將處于同一緩沖區(qū)的采樣點(diǎn)歸為相同類。當(dāng)方差分析結(jié)果認(rèn)為不同類別間存在顯著差異時(shí)，再進(jìn)行多重對(duì)比分析，比較不同類別間的顯著性影響；反之，則視該影響因子并未對(duì)有機(jī)質(zhì)含量空間變異造成顯著影響。當(dāng)各因子滿足方差齊性時(shí)(即方差相等)，采用LSD(最小顯著性差異法)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)；方差不滿足方差齊性時(shí)(即方差不等)，使用Tamhane’s方法進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)[12]。最后，設(shè)施農(nóng)業(yè)用地、畜禽養(yǎng)殖區(qū)以及居民點(diǎn)以0.2 km為緩沖半徑的多環(huán)緩沖區(qū)進(jìn)行多重比較，若連續(xù)的類別只在某個(gè)緩沖范圍存在其內(nèi)部與外部的顯著差異，則利用臨界距離內(nèi)外兩類進(jìn)行多重比較分析。

2　結(jié)果與分析

2.1土壤有機(jī)質(zhì)空間分布特征

2.1.1描述性統(tǒng)計(jì)

經(jīng)分析，大興南部農(nóng)用地土壤有機(jī)質(zhì)含量為(11.25±3.68) g·kg-1，屬于低水平；最小值1.77 g·kg-1，最大值25.44 g·kg-1，變異系數(shù)為32.71%，屬于中等變異強(qiáng)度，這與現(xiàn)有研究結(jié)果一致[5,13]。依據(jù)K-S正態(tài)分布檢測(cè)，有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)的K-S值為1.26，大于0.05，滿足數(shù)據(jù)正態(tài)分布要求，能利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)的克里金方法進(jìn)行空間預(yù)測(cè)。

2.1.2變異函數(shù)分析

利用變異函數(shù)揭示土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的結(jié)構(gòu)性和隨機(jī)性特征。由表1可知，指數(shù)模型、球狀模型和高斯模型的擬合度都達(dá)到93%以上，擬合效果都較優(yōu)，但指數(shù)模型的殘差最小(只有2.05)，因此選用指數(shù)模型對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)的變異函數(shù)進(jìn)行分析。一般認(rèn)為，塊金值是隨機(jī)誤差，主要由測(cè)量誤差和土壤性質(zhì)的細(xì)微變異造成。樣點(diǎn)間距為0.38 km左右，塊金值為7.02，說(shuō)明小距離范圍內(nèi)部土壤性質(zhì)變動(dòng)較大，隨機(jī)因子的作用明顯；結(jié)合基底比進(jìn)行綜合分析，系統(tǒng)具有中等強(qiáng)度的空間相關(guān)性，且結(jié)構(gòu)性因子引起的變異只略強(qiáng)于隨機(jī)因子。指數(shù)模型中變程為7.1 km，遠(yuǎn)大于本次采樣間距0.38 km，能滿足空間變異分析的要求?；贛oran’s I空間自相關(guān)得到的土壤有機(jī)質(zhì)的空間相關(guān)距離為6 km，兩種方法的計(jì)算結(jié)果相近，表明指數(shù)模型適用于揭示大興區(qū)南部土壤有機(jī)質(zhì)空間特征。

大興區(qū)南部是北京重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基地，土地利用強(qiáng)度大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)頻繁，人類對(duì)土壤的干擾力度和強(qiáng)度導(dǎo)致隨機(jī)性因子作用加大，土壤屬性相關(guān)性減弱，土壤有機(jī)質(zhì)含量的相關(guān)距離遠(yuǎn)小于雙流縣、洪洞縣等土壤有機(jī)質(zhì)的空間相關(guān)距離[17,20]。

表1土壤有機(jī)質(zhì)變異函數(shù)模型及其參數(shù)

Table 1Theoretical model and parameters of variation function of soil organic matter

擬合模型殘差擬合度塊金值基臺(tái)值基底比變程/km指數(shù)2.050.987.0213.550.487.1球狀5.530.957.9213.460.416.8高斯7.440.939.0213.430.335.9

2.1.3克里金空間插值圖分析

利用普通克里金插值法進(jìn)行制圖，得到預(yù)測(cè)誤差精度結(jié)果[21-22]。平均誤差和標(biāo)準(zhǔn)平均值分別為0.001 3和-0.001 0 g·kg-1，都近于0，表明克里金插值法對(duì)區(qū)域的土壤有機(jī)質(zhì)預(yù)測(cè)是無(wú)偏的；標(biāo)準(zhǔn)均方根誤差為1.003 0，接近于1，表明插值法充分表現(xiàn)出研究區(qū)的空間變異特性。模型預(yù)測(cè)的平均值為(11.18±2.29) g·kg-1，與實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)接近；但由于克里金插值平滑，導(dǎo)致預(yù)測(cè)值范圍(4.59～18.20 g·kg-1)較實(shí)測(cè)小。

克里金預(yù)測(cè)結(jié)果表明：土壤有機(jī)質(zhì)總體呈斑塊狀。高值區(qū)位于長(zhǎng)子營(yíng)鎮(zhèn)北部、北臧村鎮(zhèn)東北部和龐各莊鎮(zhèn)東部；低值區(qū)位于安定鎮(zhèn)與長(zhǎng)子營(yíng)鎮(zhèn)交界地區(qū)、魏善莊鎮(zhèn)西部、北臧村鎮(zhèn)的西南部、龐各莊鎮(zhèn)的西部以及榆垡鎮(zhèn)大部分地區(qū)。從圖2可知，土壤有機(jī)質(zhì)空間斑塊分布與土壤質(zhì)地類型分布存在較強(qiáng)的相關(guān)性，土壤有機(jī)質(zhì)低值區(qū)主要分布在砂質(zhì)土上，而高值區(qū)則主要分布在中輕壤質(zhì)土上。

2.2研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量空間變異的影響因素

描述性統(tǒng)計(jì)和地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析都顯示研究區(qū)的土壤有機(jī)質(zhì)存在中等強(qiáng)度空間變異性，且受到成土過程的結(jié)構(gòu)因子和土地利用方式等隨機(jī)因子的共同影響。大興區(qū)南部由于氣候條件差異小、地勢(shì)平坦，地質(zhì)構(gòu)成主要為永定河的沖洪積物質(zhì)，因此，本文以土壤類型、土壤質(zhì)地作為結(jié)構(gòu)因子，將土地利用方式、距離設(shè)施農(nóng)業(yè)用地、畜禽養(yǎng)殖以及與居民地遠(yuǎn)近作為隨機(jī)因子來(lái)探討研究區(qū)內(nèi)土壤有機(jī)質(zhì)空間變化的影響因素。

經(jīng)方差分析，土壤類型、土壤質(zhì)地、土地利用方式、設(shè)施農(nóng)業(yè)用地和畜禽養(yǎng)殖對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量空間特征存在顯著(P<0.05)影響；而居民點(diǎn)則對(duì)本區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)空間變異無(wú)顯著影響(P>0.05)。

圖2　大興區(qū)南部土壤有機(jī)質(zhì)含量和土壤質(zhì)地分布圖Fig.2　Spatial distribution of SOM content and soil texture in the southern area of Daxing District

2.2.1土壤類型

由圖3可知，土壤有機(jī)質(zhì)含量高低順序依次為褐土>潮土>沼澤土>風(fēng)砂土。多重比較表明：褐土和潮土之間的差異不顯著，含量水平接近，與其他土壤類型差異顯著；風(fēng)砂土和沼澤土都與其他土壤類型呈現(xiàn)顯著性差異。風(fēng)砂土質(zhì)地多為細(xì)砂質(zhì)，發(fā)育微弱，有機(jī)質(zhì)含量貧乏；沼澤土主要為草甸沼澤土，多零星分布在積水洼地，母質(zhì)多為沖積物，有機(jī)質(zhì)積累相對(duì)較多，但由于地勢(shì)較低，養(yǎng)分流失較大，有機(jī)質(zhì)含量下降；潮土和褐土是研究區(qū)耕作強(qiáng)度大的土壤類型，有較多的肥料來(lái)源，土壤有機(jī)質(zhì)含量水平高。

2.2.2土壤質(zhì)地

研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間分布與土壤質(zhì)地的分布趨勢(shì)基本一致，不同質(zhì)地的有機(jī)質(zhì)含量差異顯著，表明土壤質(zhì)地是引起研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的主要原因之一，這與胡克林等[13]的研究結(jié)果相同。由表2可知，砂質(zhì)土壤有機(jī)質(zhì)含量極顯著(P<0.01)低于其他幾類，只有9.09 g·kg-1，變異系數(shù)高達(dá)37.99%，符合其保肥保水性差的特點(diǎn)，不僅不利于有機(jī)質(zhì)的存儲(chǔ)，而且受耕作差異影響，養(yǎng)分變化較大。壤質(zhì)土，尤其是中輕壤質(zhì)，黏粒和砂粒比例適中，通透性好，保肥性強(qiáng)，土壤有機(jī)質(zhì)含量較高。

圖3　不同土壤類型的有機(jī)質(zhì)含量的箱式分布圖Fig.3　Box-type profile of soil organic matter on different soil types

2.2.3土地利用方式

由表3可知，不同土地利用方式的土壤有機(jī)質(zhì)含量依次為菜地>水澆地>旱地>園地。大興區(qū)南部是北京市重要的蔬菜生產(chǎn)基地，蔬菜生產(chǎn)效益高，生產(chǎn)周期短，在經(jīng)濟(jì)利益驅(qū)動(dòng)下，肥料投入整體要高于其他土地利用方式，以致菜地的土壤有機(jī)質(zhì)含量高，達(dá)12.47 g·kg-1；園地和旱地的土壤水分含量較其他利用類型少，土壤通氣條件較好，土壤有機(jī)質(zhì)分解較快，土壤有機(jī)質(zhì)含量較低，不足10 g·kg-1，極顯著低于其他兩種土地利用方式；水澆地灌溉保證率較高，相較旱地和園地，更有利于有機(jī)質(zhì)積累。

2.2.4設(shè)施農(nóng)業(yè)用地

將設(shè)施農(nóng)業(yè)用地作為面實(shí)體影響源，利用多環(huán)緩沖區(qū)對(duì)其進(jìn)行緩沖區(qū)分析，采用分區(qū)統(tǒng)計(jì)方法探討設(shè)施農(nóng)業(yè)用地對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響。由圖4可知，隨著緩沖距離增加，土壤有機(jī)質(zhì)含量呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。在距離設(shè)施農(nóng)業(yè)用地1 km范圍內(nèi)的有機(jī)質(zhì)平均含量要極顯著(P<0.01)大于距離1 km以外的樣點(diǎn)的有機(jī)質(zhì)平均含量。從分析結(jié)果看，設(shè)施農(nóng)業(yè)用地能影響其1 km的范圍的有機(jī)質(zhì)含量。一般情況，設(shè)施農(nóng)業(yè)用地多種植花卉、食用菌、蔬菜等經(jīng)濟(jì)效益高的作物，農(nóng)業(yè)肥料投入大，土壤水分得到保證，有機(jī)質(zhì)含量較高。

表2各質(zhì)地土壤的有機(jī)質(zhì)含量

Table 2Descriptive statistics of soil organic matter on different soil texture

土壤質(zhì)地樣點(diǎn)數(shù)均值/(g·kg-1)最小值/(g·kg-1)最大值/(g·kg-1)標(biāo)準(zhǔn)差/(g·kg-1)變異系數(shù)/%中壤質(zhì)2813.42A7.7322.983.7027.61輕壤質(zhì)65912.70A2.5225.443.3826.61砂壤質(zhì)90611.68B2.9625.443.2928.14重壤質(zhì)3710.78B3.5016.473.4732.14砂質(zhì)6429.09C1.7721.153.4537.99

注：同列數(shù)據(jù)后無(wú)相同大寫字母的表示差異極顯著(P<0.01)，下同。

表3不同土地利用方式土壤的有機(jī)質(zhì)含量

Table 3Descriptive statistics of soil organic matter on different land use

土地利用方式樣點(diǎn)數(shù)均值/(g·kg-1)最小值/(g·kg-1)最大值/(g·kg-1)標(biāo)準(zhǔn)差/(g·kg-1)變異系數(shù)/%菜地16912.47A3.7325.443.5528.50水澆地157811.65B1.7724.733.5630.53旱地1279.70C2.0221.593.9841.05園地3989.63C1.8025.443.5136.47

圖4　樣點(diǎn)與設(shè)施農(nóng)業(yè)用地不同距離范圍內(nèi)土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化Fig.4　Changes of SOM content in sample sites with increasing distance from facility agricultural land

2.2.5畜禽養(yǎng)殖

大規(guī)模的畜禽養(yǎng)殖產(chǎn)生大量的畜禽糞便，畜禽糞便處理的主要途徑是直接還田[23]。從畜禽養(yǎng)殖與采樣點(diǎn)距離分組的方差分析結(jié)果看，畜禽養(yǎng)殖對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量空間分布具有重要的影響。距離畜禽養(yǎng)殖地1.4 km范圍內(nèi)，土壤有機(jī)質(zhì)的含量平均為11.33 g·kg-1，內(nèi)部以0.2 km為間隔進(jìn)行多重比較，沒有顯著性差異。1.4 km范圍外的土壤有機(jī)質(zhì)含量為10.48 g·kg-1，顯著低于1.4 km范圍內(nèi)的土壤有機(jī)質(zhì)含量。雖然畜禽糞便作為有機(jī)肥施用可以提高土壤有機(jī)質(zhì)含量，增加土壤肥力，但目前研究發(fā)現(xiàn)，就氮源污染一項(xiàng)，畜禽糞便已經(jīng)造成大興區(qū)近一半農(nóng)用地氮素超標(biāo)[23]；因此，大興區(qū)南部應(yīng)規(guī)范、科學(xué)地利用畜禽糞便。

2.2.6居民點(diǎn)

方差分析表明，離居民點(diǎn)的距離遠(yuǎn)近對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量沒有顯著影響。究其原因，大興區(qū)南部居民點(diǎn)與城鎮(zhèn)布局相對(duì)均勻，離居民點(diǎn)最遠(yuǎn)的采樣點(diǎn)約為1.6 km，加之地勢(shì)平坦，村民耕作方便，耕作半徑大，此距離對(duì)于農(nóng)戶或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)企業(yè)的耕作意愿和施肥影響不大，因此對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異影響并不顯著。

3　結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)，大興區(qū)南部的土壤有機(jī)質(zhì)含量為(11.25±3.68)g·kg-1，含量低，變異系數(shù)為32.71%，屬于中等強(qiáng)度變異?；诘亟y(tǒng)計(jì)學(xué)的方法充分表現(xiàn)出城郊平原區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異規(guī)律，基于指數(shù)模型的變異函數(shù)的擬合效果最佳，擬合系數(shù)達(dá)到0.98。變程為7.1 km，自相關(guān)距離短，并且塊金值為7.02，基底比為0.48，說(shuō)明城郊區(qū)隨機(jī)因子對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)空間分布影響明顯。

地統(tǒng)計(jì)分析表明：大興區(qū)南部的結(jié)構(gòu)因素對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響要略強(qiáng)于隨機(jī)因素。結(jié)構(gòu)因子中，土壤質(zhì)地與土壤保肥保水特性密切相關(guān)，土壤質(zhì)地對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的影響最明顯，含量高低依次為中壤質(zhì)>輕壤質(zhì)>砂壤質(zhì)>重壤質(zhì)>砂質(zhì)；土壤類型中，有機(jī)質(zhì)含量高的為適宜耕作的褐土和潮土，而地勢(shì)較低的沼澤土和物理特性較差的風(fēng)砂土有機(jī)質(zhì)含量低。研究區(qū)的土地利用方式、設(shè)施農(nóng)業(yè)與畜禽養(yǎng)殖對(duì)城郊平原土壤有機(jī)質(zhì)空間變異有顯著影響，而居民點(diǎn)未產(chǎn)生顯著影響。

由于相關(guān)資料的獲取難度大，本文多采用字符變量分析影響土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的因素，對(duì)城郊區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)影響因子單獨(dú)解釋度不夠強(qiáng)；對(duì)居民點(diǎn)、設(shè)施農(nóng)業(yè)用地和畜禽養(yǎng)殖區(qū)等隨機(jī)因素均是以0.2 km為半徑對(duì)多環(huán)緩沖區(qū)進(jìn)行分析，處理相對(duì)簡(jiǎn)單。在今后的研究中，需進(jìn)一步深化隨機(jī)因子對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)空間變異影響的機(jī)理研究。城郊區(qū)生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)功能復(fù)雜，還存在其他外部性影響因子，如主城區(qū)、不同的城市功能區(qū)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量的影響。今后還需要加深探討這些因素對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)空間分布特征的影響。

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(責(zé)任編輯高峻)

Spatial variability of soil organic matter and its influencing factors in southern area of Daxing District in Beijing

JIANG Wei1，2，GAO Yun-bing2，3，4，LIU Yu2，3，4，PAN Yu-chun2，3，4，XING Shi-he1,*

(1.College of Resource and Environment，F(xiàn)ujian Agriculture and Forestry University，F(xiàn)uzhou 350002，China;2.National Engineering Research Center for Information Technology in Agriculture，Beijing 100097，China;3.Key Laboratory of Agri-Informatics，Ministry of Agriculture，Beijing 100097，China;4.Beijing Key Laboratory of Intelligent Equipment Technology for Agriculture，Beijing 100097，China)

With the southern plain in Daxing District，Beijing as the study area，a total of 2 272 soil sample sites were selected in agricultural land.Spatial distribution characteristics of soil organic mather (SOM) in the surface layer were analyzed using Geo-statistical method，and its influencing factors were revealed by variance analysis and buffer analysis.It was shown that SOM content varied in the range of (11.25±3.68) g·kg-1with a coefficient of variation being 32.71%.The spatial variability distance of SOM was 7.1 km，and the SOM content was moderately spatial dependent with the nugget effect of 7.02，which suggested that the structural factors exhibited stronger effect than random factors.On the whole，the spatial distribution of SOM content were plaque shape，and its high spot was located in medium loam and light loam soil，and low spot was mainly located in sandy soil.Except residential area，soil texture，soil type，land use type，facility agricultural land and livestock and poultry industry had a significant impact on the spatial distribution of SOM.The argillaceous，high tillage intensity soil was inclined to accumulate SOM.And so was the soil which was within 1 km away from agricultural facilities land and 1.4 km away from livestock and poultry industry.These results could provide

for studies regarding spatial variability of soil organic matter and its influence factors in homogeneous regions.

soil organic matter;spatial variability;Geo-statistics;variance analysis;suburban area

浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)Acta Agriculturae Zhejiangensis，2016，28(3):482-488http://www.zjnyxb.cn

蔣威，郜允兵，劉玉，等.北京市大興區(qū)南部土壤有機(jī)質(zhì)空間變異及其影響因素[J].浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2016，28(3)： 482-488.

10.3969/j.issn.1004-1524.2016.03.20

2015-10-27

國(guó)家科技支撐計(jì)劃課題(2013BAJ05B01)

蔣威(1990—)，男，湖南湘陰人，在讀碩士研究生，主要研究方向?yàn)橥寥蕾Y源與GIS應(yīng)用。E-mail∶jiangwei4639@126.com

，邢世和，E-mail:fafuxsh@126.com

S158

A

1004-1524(2016)03-0482-07