秦巴中部山區(qū)耕地土壤速效鉀空間變異及其影響因素

陳 洋， 齊雁冰，2*， 王茵茵，3， 張亮亮， 劉姣姣

1.西北農(nóng)林科技大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院， 陜西 楊陵 712100 2.農(nóng)業(yè)部西北植物營養(yǎng)與農(nóng)業(yè)環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室， 陜西 楊凌 712100 3.中國科學(xué)院教育部水土保持與生態(tài)環(huán)境研究中心， 陜西 楊凌 712100

秦巴中部山區(qū)耕地土壤速效鉀空間變異及其影響因素

陳 洋1， 齊雁冰1，2*， 王茵茵1，3， 張亮亮1， 劉姣姣1

1.西北農(nóng)林科技大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院， 陜西 楊陵 712100 2.農(nóng)業(yè)部西北植物營養(yǎng)與農(nóng)業(yè)環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室， 陜西 楊凌 712100 3.中國科學(xué)院教育部水土保持與生態(tài)環(huán)境研究中心， 陜西 楊凌 712100

為探究土壤速效鉀空間異質(zhì)性及其影響因素，以秦巴中部山區(qū)的碑壩鎮(zhèn)、福成鄉(xiāng)、白玉鄉(xiāng)為研究區(qū)，基于104個(gè)耕層土壤采樣點(diǎn)，運(yùn)用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法揭示速效鉀的空間變異特征，并利用相關(guān)分析、方差分析、冗余方差分解法研究不同因素對(duì)其空間變異的影響.結(jié)果表明：研究區(qū)土壤中w(速效鉀)為55～156 mgkg，平均值為125.99 mgkg，表現(xiàn)出中等程度變異性(變異系數(shù)為14.07%).地統(tǒng)計(jì)分析顯示，各理論模型中以高斯模型對(duì)w(速效鉀)的擬合效果最佳，塊金效應(yīng)為16.95%，變程達(dá)1 454 m，具有強(qiáng)烈空間自相關(guān)性，其空間變異中結(jié)構(gòu)變異占優(yōu)、隨機(jī)成分較少；速效鉀呈地帶性分布，自中部河谷低地向東西部山地丘陵呈增加趨勢(shì).定量分離結(jié)果表明，各類因子總體解釋了48.67%的變異信息，土壤因子(土壤類型、土壤質(zhì)地、成土母質(zhì)、pH)、地形水文因子(海拔、坡度、地下水深度、地表產(chǎn)水量)、人為因素(施鉀量、種植制度、耕層厚度、到村中心距離)的綜合解釋能力依次為35.39%、17.14%、9.96%；就單因子而言，施鉀量、土壤類型、海拔、pH、土壤質(zhì)地、成土母質(zhì)的解釋能力達(dá)35.35%、31.02%、28.39%、26.23%、21.96%、20.74%，并在P<0.001水平上表現(xiàn)出強(qiáng)烈顯著性，是土壤速效鉀變異的主要因素.

空間變異； 速效鉀； 影響因素； 變量分解； 秦巴中部山區(qū)

速效鉀是參與植物生物化學(xué)過程并貫穿整個(gè)生命周期不可或缺的營養(yǎng)元素[1]，對(duì)作物健康乃至農(nóng)業(yè)穩(wěn)產(chǎn)具有重要意義.作為土壤速效鉀的基本供體，鉀素是地殼中第四位最豐富的礦質(zhì)營養(yǎng)元素，然而能被植物吸收利用的部分只占2%[2].近年來，耕地資源利用強(qiáng)度加大導(dǎo)致鉀素供應(yīng)虧缺，難以滿足作物生長需求，特別是我國土壤鉀素耗損嚴(yán)重，鉀肥進(jìn)口量長期居于世界第一位[3]，土壤鉀素供需不平衡已逐漸成為部分地區(qū)耕地資源可持續(xù)利用和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的限制因素.速效鉀是土壤鉀素供應(yīng)能力的重要指示性指標(biāo)[1]，探究其變異格局，厘清其空間分布與自然環(huán)境及人為活動(dòng)之間的關(guān)系，可為指導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、科學(xué)施肥、增強(qiáng)土壤鉀素保育能力提供基礎(chǔ)信息.

國內(nèi)外學(xué)者主要運(yùn)用地統(tǒng)計(jì)和GIS技術(shù)相結(jié)合的方法研究土壤速效鉀的空間異質(zhì)格局，發(fā)現(xiàn)其與區(qū)域地質(zhì)基礎(chǔ)、氣候、植被、地形、水分、人類活動(dòng)等因素密切相關(guān)[4- 7].基巖與母質(zhì)在很大程度上決定了土壤類型，是土壤速效鉀空間異質(zhì)性的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)，而各類型土壤鉀素有效程度的不同根源于黏土礦物類型的差異，研究證實(shí)，地表含鉀礦物主要為云母和長石類原生礦物及其風(fēng)化后的次生礦物[8]，并且質(zhì)地黏重的土壤鉀素含量較高.氣象因子(如水熱梯度等)差異通常與土壤鉀素含量表現(xiàn)出宏觀趨勢(shì)，水文、地形因子等則在微觀范圍內(nèi)作用更明顯，這些外源環(huán)境因子在一定尺度上起著調(diào)節(jié)、再分配的作用.耕作制度、培肥、田間管理等隨機(jī)干擾對(duì)速效鉀的影響程度在一定范圍內(nèi)高于結(jié)構(gòu)因素，在耕地和非耕地尤其如此[6- 7]，人為因素不僅影響速效鉀的分布差異，更影響土壤鉀素的供輸平衡.

目前，針對(duì)土壤速效鉀的變異機(jī)理存在廣泛共識(shí)[9- 10]，但仍處于定性分析層面，缺乏對(duì)其影響因子作用大小的量化分析.基于線性模型的冗余分析(redundancy analysis，RDA)方差分解法，以典范決定系數(shù)大小表征單因子或多組分因子對(duì)因變量的影響程度[11]，現(xiàn)已應(yīng)用于土壤性質(zhì)的環(huán)境解釋研究.如邵芳麗等[12]分離了北京山區(qū)土壤因子與地形因子對(duì)森林土壤性質(zhì)的耦合關(guān)系；張娜等[13]以海拔、凹凸度、坡度為解釋變量，析出了它們對(duì)闊葉林土壤養(yǎng)分變異的純效應(yīng)與組合效應(yīng)；吳敏等[14]等量化了土地覆蓋類型、坡位、巖石出露率對(duì)有機(jī)碳空間分布的解釋程度.但從相關(guān)文獻(xiàn)來看，對(duì)土壤性質(zhì)變異的影響因素定量分析報(bào)道仍存在明顯不足：①土壤性質(zhì)的影響因素考慮不充分.地形因子因能較好地刻畫土壤性質(zhì)的地帶性分異規(guī)律而受到較大關(guān)注[14- 15]，相比而言，少量學(xué)者定量分析了土壤母質(zhì)、類型、質(zhì)地等土壤因素以及水文氣象因素、人為活動(dòng)對(duì)土壤變異的影響[16- 17].②相關(guān)的定量研究較多地針對(duì)土壤多種性質(zhì)或針對(duì)有機(jī)質(zhì)、氮素等單一性質(zhì)[12，17]，而鮮見對(duì)土壤鉀素的研究，特別是在我國耕地復(fù)種指數(shù)增高、土壤鉀素供應(yīng)嚴(yán)峻的背景下，對(duì)速效鉀變異的影響因素缺乏量化認(rèn)識(shí).鑒于此，該研究以秦巴中部山區(qū)的碑壩鎮(zhèn)、福城鄉(xiāng)、白玉鄉(xiāng)為案例區(qū)，以耕地土壤速效鉀為目標(biāo)變量，采用冗余分析方差分解法分離土壤因子、地形水文因子、人為因素三者之間的關(guān)系，并量化各因子對(duì)速效鉀變異性的影響力，以期為該地區(qū)土壤鉀素調(diào)控、生態(tài)環(huán)境與農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供參考.

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)位于秦巴中部山區(qū)的陜西省南鄭縣南部(107°04′07″ E～107°22′49″ E、32°24′08″ N～32°39′42″ N)，總面積426.76 km2.該區(qū)屬北亞熱帶季風(fēng)氣候，冬夏分明，溫暖濕潤，年均溫度9.7～13.3 ℃，多年平均降水量為1 000～1 410 mm，>10 ℃積溫在3 570～4 590 ℃之間，無霜期235～251 d.海拔為573～2 400 m，河流與山地相間分布，發(fā)育有碑壩河、白玉河等，地貌類型為溝谷、丘陵、山地.適宜水旱多種作物類型生長，以種植水稻、小麥、玉米、油菜、土豆為主，主要種植制度有輪作(油菜-水稻、油菜-玉米、馬鈴薯-水稻)、間作(玉米-馬鈴薯)、單作(玉米、水稻).土壤發(fā)源于砂巖、花崗巖、石灰?guī)r母質(zhì)，含沖積物、坡積物、泥質(zhì)風(fēng)化物等類型；土壤類型主要為雛形土、淋溶土和人為土.

1.2 數(shù)據(jù)來源與采樣

研究數(shù)據(jù)來源于南鄭縣測(cè)土配方施肥工作專項(xiàng).于2009年9—10月在玉米、水稻等作物收割后，根據(jù)區(qū)域土壤母質(zhì)、耕地類型、耕作制度、地形、水文等因素對(duì)耕地土壤進(jìn)行布點(diǎn)采樣(見圖1)，采樣點(diǎn)共計(jì)104個(gè).在每個(gè)采樣點(diǎn)周圍10 m×10 m范圍內(nèi)由四角及中心共采集5個(gè)土樣(0～20 cm)，混合均勻后分至1～2 kg裝袋.土壤樣品經(jīng)風(fēng)干、研磨、去雜、過篩后，采用乙酸銨浸提-原子吸收分光光度法測(cè)定w(速效鉀)，采用比重計(jì)法測(cè)定土壤質(zhì)地，采用電極電位法測(cè)定pH[18].在采樣的同時(shí)，應(yīng)用GPS儀獲取采樣點(diǎn)坐標(biāo)、海拔等信息，并調(diào)查作物類型、耕作方式、熟制、鉀肥施用量(2008年10月—2009年10月期間樣地地塊化學(xué)鉀肥和有機(jī)鉀肥施用總量).

圖1 研究區(qū)位置和采樣點(diǎn)分布Fig.1 Location of research area and sampling sites

1.3 數(shù)據(jù)處理方法

基于已有研究[7-10]，選取測(cè)土配方施肥樣地地塊情況調(diào)查表中的12個(gè)指標(biāo)：①土壤因素，如土壤類型、成土母質(zhì)、土壤質(zhì)地、pH；②地形、水文因素：海拔、坡度、地下水深度、地表產(chǎn)水量；③人為因素，如種植制度、耕層厚度、到村中心距離、施鉀量.其中，土壤類型、成土母質(zhì)、土壤質(zhì)地、種植制度等為定性變量，運(yùn)用啞變量方法[15]將其量化編碼；坡度以地理空間數(shù)據(jù)云平臺(tái)上水平方向分辨率為30 m的數(shù)字高程模型為基礎(chǔ)，通過ArcGIS 10.2計(jì)算得到.

土壤中w(速效鉀)的描述采用統(tǒng)計(jì)分析、正態(tài)分布檢驗(yàn)、回歸分析在SPSS 21.0軟件中進(jìn)行.其中，w(速效鉀)在不同定性變量條件下的單因素方差分析(one-way ANOVA)采用最小顯著差數(shù)法(LSD)，與定量因子之間的相關(guān)性分析采用Pearson雙側(cè)顯著檢驗(yàn).變異系數(shù)(coefficient of variation，CV)用以描述w(速效鉀)分布的離散程度，一般的評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)可分為弱變異(CV<10%)、中等變異(10%≤CV≤100%)、強(qiáng)變異(CV>100%).土壤中w(速效鉀)的半方差模型擬合及相關(guān)參數(shù)計(jì)算在GS+9.0中進(jìn)行，變異模型中塊金值(C0)為試驗(yàn)誤差或小于試驗(yàn)采樣尺度上的耕作制度、施肥管理等引起的隨機(jī)變異，偏基臺(tái)值(C)表征地形、母質(zhì)、水文等自然因素引起的結(jié)構(gòu)變異，基臺(tái)值(C0+C)為二者之和，表征系統(tǒng)的總變異，塊金效應(yīng)〔C0(C0+C)〕為變量空間結(jié)構(gòu)特性的度量.

土壤速效鉀的空間變異性受內(nèi)在、外在等多因素共同制約，為解析其變異復(fù)雜度，采用冗余方差分解方法[19]，分離不同組分因子對(duì)土壤速效鉀變異性的影響力.方差分解是將土壤中w(速效鉀)與各因子之間進(jìn)行相關(guān)和多元回歸分析，計(jì)算各影響因子與w(速效鉀)的回歸平方和之和與所有因子對(duì)w(速效鉀)回歸的總平方和(擬合值的平方和與殘差平方和)之和的比值，從而確定環(huán)境梯度中的主導(dǎo)因子，關(guān)于該方法的應(yīng)用參見文獻(xiàn)[11- 12].運(yùn)用R 3.03平臺(tái)上的Vegan數(shù)據(jù)包中varpart函數(shù)析取各因子組的純效應(yīng)、組合效應(yīng)；采用envifit函數(shù)對(duì)單因子的重要性進(jìn)行排序與顯著性檢驗(yàn)[20].

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤中w(速效鉀)描述性統(tǒng)計(jì)特征

統(tǒng)計(jì)分析顯示，研究區(qū)耕層土壤中w(速效鉀)為55～156 mgkg，平均值為125.99 mgkg，依據(jù)全國二次土壤普查土壤肥力分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)[21]判斷其土壤肥力處于中等水平，基本能夠滿足當(dāng)?shù)厮尽⒂衩?、小麥等作物的生長需要，但考慮到區(qū)域水土流失的環(huán)境背景與較高的復(fù)種指數(shù)，有必要重視土壤鉀素保育.w(速效鉀)的最大值與最小值之比為2.82，變幅較小，變異系數(shù)為14.07%，屬于中等弱變異.另外，從分布形態(tài)上看，w(速效鉀)數(shù)據(jù)呈尖峰負(fù)偏態(tài)分布(峰度為-1.60，偏度為3.76)，未能通過5%水平的Kolmogorov-Smirnov檢驗(yàn)，經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后符合正態(tài)分布，滿足地統(tǒng)計(jì)分析需要.

2.2 土壤速效鉀空間變異特征

以900 m為分離間隔、13 500 m為有效分離距離，計(jì)算土壤速效鉀的全向半方差函數(shù)(見表1).依據(jù)決定系數(shù)接近于1、殘差趨向于0的原則選擇最優(yōu)理論模型，結(jié)果顯示，高斯模型(Gaussian)的擬合效果最佳，雖然由于采樣點(diǎn)分布離散導(dǎo)致模型擬合程度相對(duì)較弱，但半方差函數(shù)依然能夠反映土壤中w(速效鉀)良好的空間結(jié)構(gòu)(見圖2).

由表1可知，不同模型下土壤中w(速效鉀)的塊金值均較小，說明在該觀測(cè)尺度下存在一定的試驗(yàn)誤差或隨機(jī)變異；偏基臺(tái)值相差不大，表明其具有穩(wěn)定的結(jié)構(gòu)性.w(速效鉀)的塊金效應(yīng)為16.95%(小于25%)，表現(xiàn)出強(qiáng)烈的空間自相關(guān)性，說明研究區(qū)土壤中w(速效鉀)的空間變異受自然因素(如母質(zhì)類型、地形、水文等)的控制，而人為活動(dòng)(如土地開墾、培肥、耕作制度等)的貢獻(xiàn)較小.相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)，秦巴中部地區(qū)耕地[22]、園地[23]等土壤鉀的有效性由結(jié)構(gòu)因素占主導(dǎo)，人為因素的影響具有一定的局限性.該研究再次證明秦巴中部地區(qū)土壤鉀素供應(yīng)與背景環(huán)境之間存在強(qiáng)烈的環(huán)境相關(guān)性，因此可采取因地制宜的培肥措施增強(qiáng)土壤鉀的保育能力.

圖2 研究區(qū)土壤中w(速效鉀)的半方差函數(shù)Fig.2 Isotropic semivariogram of available potassium in the study area

理論模型塊金值偏基臺(tái)值基臺(tái)值塊金效應(yīng)∕%決定系數(shù)殘差變程∕kmGaussian0．00790．03870．046616．950．6133．446×10-41454Linear0．00370．04680．05067．620．2166．956×10-41339Spherical0．00230．04430．04664．940．6123．401760Exponential0．00010．04660．04670．210．5404．237×10-41950

2.3 土壤速效鉀空間分布特征

根據(jù)陜西省第二次土壤普查對(duì)w(速效鉀)的分級(jí)結(jié)果[24]〔第二等，w(速效鉀)為150<～200 mgkg；第三等，w(速效鉀)為120<～150 mgkg；第四等，w(速效鉀)為100<～120 mgkg；第五等，w(速效鉀)為70<～100 mgkg；第六等，w(速效鉀)為50<～70 mgkg)〕，研究區(qū)土壤中w(速效鉀)主要處于第三等和第四等水平，這2個(gè)等級(jí)區(qū)間采樣點(diǎn)個(gè)數(shù)約占采樣點(diǎn)總數(shù)的36.54%、51.92%.基于點(diǎn)值法繪制土壤中w(速效鉀)的空間分布如圖3所示.由圖3不難發(fā)現(xiàn)，土壤中w(速效鉀)處于第五等、第六等的采樣點(diǎn)主要分布在沿河流的洼地匯水區(qū)，處于第四等的采樣點(diǎn)主要分布在階地，處于第三等和第二等的采樣點(diǎn)分布地勢(shì)較高、離河流較遠(yuǎn).總體而言，研究區(qū)土壤中w(速效鉀)由中部河谷向東西兩側(cè)丘陵山地呈增加趨勢(shì).

圖3 研究區(qū)土壤中w(速效鉀)的空間分布Fig.3 Spatial distributions of soil available potassium in the study area

2.4 速效養(yǎng)分空間變異的影響因素

2.4.1 土壤因子對(duì)速效鉀空間變異的影響

2.4.1.1 土壤類型

土壤類型反映區(qū)域內(nèi)自然地理?xiàng)l件的綜合變化，不同類型土壤的機(jī)械性質(zhì)、化學(xué)組分、生物活性等存在一定差異.該研究區(qū)內(nèi)不同土綱和亞綱下的w(速效鉀)差異達(dá)到顯著水平(P<0.05，F(xiàn)=4.569)，土壤中w(速效鉀)表現(xiàn)為人為土<雛形土<淋溶土.究其原因，主要是由于水耕人為土(水稻土)中鐵、猛等交換土體中的鉀而產(chǎn)生置換淋失，而淋溶土中黏土礦物為富含鉀素的水云母、蛭石、綠泥石和高嶺石等[8，10]，為耕層土壤速效鉀的積累提供了內(nèi)源，并且尤以黏盤濕潤淋溶土中w(速效鉀)為最高(見表2).低級(jí)分類下土壤所反映的背景環(huán)境信息較詳細(xì)，從土類來看，w(速效鉀)差異也達(dá)到顯著水平(P<0.05，F(xiàn)=2.816).但總體來講，各土綱隸屬的土類間差異不甚顯著(P>0.05)，而以黏盤濕潤淋溶土和鐵滲水耕人為土間差異性最大.變異系數(shù)表明，淋溶土和雛形土中w(速效鉀)較均一，呈弱變異，以鐵滲水耕人為土和簡育水耕人為土為代表的水耕人為土中的w(速效鉀)相差較大，為中等變異.

表2 不同土壤類型下土壤中w(速效鉀)的統(tǒng)計(jì)特征

注： 表中小計(jì)為以土綱和亞綱級(jí)別進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，其差異性檢驗(yàn)用AB表示，土類級(jí)別的差異性檢驗(yàn)以ab表示.下同.

2.4.1.2 成土母質(zhì)和土壤質(zhì)地

母巖中的礦物分解是土壤鉀素的基本來源，不同成土母質(zhì)類型中的礦物成分差異較大，進(jìn)而影響著土壤中速效鉀的分布.統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果(見表3)表明，研究區(qū)不同成土母質(zhì)中w(速效鉀)存在一定差異(P=0.045，F(xiàn)=2.782)，w(速效鉀)平均值為123.31～133.00 mgkg，其中以坡積物母質(zhì)發(fā)育而來的土壤中最高，沖積母質(zhì)發(fā)育的土壤中w(速效鉀)最低.從變異系數(shù)來看，以沖擊物、石灰?guī)r發(fā)育而來的土壤中w(速效鉀)的變異系數(shù)較大，為16.58%、14.09%，表現(xiàn)出中等弱變異；以坡積物和泥質(zhì)風(fēng)化物的發(fā)育而來的土壤中w(速效鉀)的變異系數(shù)較小，僅為7.79%、7.48%，呈弱變異.通常情況下，坡積物母質(zhì)在其分選、搬運(yùn)等形成過程中積累了顆粒較大的黏土、粗砂、碎石等，這些物質(zhì)中富含較多的云母、長石等含鉀結(jié)晶體，從而使其發(fā)育形成的土壤中鉀素含量較高，w(速效鉀)亦較高；而流水搬運(yùn)堆積而成的沖擊母質(zhì)類受到水溶淋失作用強(qiáng)烈，由此發(fā)育的土壤中鉀素相對(duì)較少，胡玉福等[25]在四川雨城區(qū)的研究也得到類似結(jié)論.

土壤黏粒含量決定土壤質(zhì)地，不同質(zhì)地土壤的持水性、孔隙度、黏性等特征各異，進(jìn)而影響土壤鉀素有效性[26].不同質(zhì)地土壤中w(速效鉀)表現(xiàn)為黏壤土>壤土>砂壤土>砂土，方差分析表明，其差異性達(dá)到顯著水平(P<0.05，F(xiàn)=4.478)，其中壤土、黏壤土、沙壤土中w(速效鉀)呈弱變異，而砂土為中等程度變異.這與Rosolem等[27]的研究類似，土壤顆粒越細(xì)、黏粒組分越多，速效鉀含量越高.砂質(zhì)土壤通體含砂物質(zhì)多、顆粒大、透水性強(qiáng)，導(dǎo)致鉀素流失率較大；而壤土中黏粒質(zhì)礦物類型豐富、顆粒小，黏質(zhì)陽離子對(duì)鉀素產(chǎn)生了較好的吸附、保持作用.結(jié)合研究區(qū)土壤中w(速效鉀)的空間分布(見圖3)來看，河岸帶砂質(zhì)性土壤質(zhì)地疏松、黏性差，速效鉀容易流失，因而其含量較低.

表3 不同母質(zhì)類型和土壤質(zhì)地下土壤中w(速效鉀)統(tǒng)計(jì)特征

2.4.1.3 pH

土壤pH影響K+的形態(tài)、含量及其空間分布，進(jìn)而影響土壤鉀素的固定、釋放、吸附等遷移過程[3，9].線性回歸分析(見圖4)發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)各采樣點(diǎn)土壤的pH與w(速效鉀)之間呈顯著正相關(guān)(P<0.05).研究區(qū)土壤pH為5.4～6.8，隨著pH增加，恒電位表面膠體產(chǎn)生新電荷，導(dǎo)致K+吸附量隨之增加，同時(shí)在酸性至中性環(huán)境下，K+更容易代換Ca2+，從而鉀素運(yùn)移量減少、固定量增加[28].該研究表明，提高土壤pH能夠提升鉀素的有效性，這可為當(dāng)?shù)馗赝寥栏牧继峁┮欢ㄖ笇?dǎo).

圖4 土壤pH與w(速效鉀)的相關(guān)性Fig.4 Correlation between soil pH and soil available potassium

2.4.2 地形水文因子

水分作為土壤鉀素有效性的重要基質(zhì)，通過影響鉀素的釋放和固定間接影響鉀素的遷移量和有效性[29].Pearson相關(guān)分析表明，土壤中w(速效鉀)與地下水深度呈顯著正相關(guān)(R=0.22，P<0.05)，與地表產(chǎn)水量呈顯著負(fù)相關(guān)(R=0.247，P<0.05)，這表明土壤中w(速效鉀)隨著地下水水位降低而升高；同時(shí)，地表水分越豐富，其含量越低，這是由于鉀素受到地表水及地下水的淋溶、下滲作用而流失所致.地形通過調(diào)節(jié)水分、熱量的空間分配以及外營力，間接影響土壤中w(速效鉀)的分布.相關(guān)分析表明，土壤中w(速效鉀)與海拔呈顯著正相關(guān)(R=0.272，P<0.05)，與坡度呈正相關(guān)(R=0.149).

2.4.3 人為因素對(duì)速效養(yǎng)分空間變異的影響2.4.3.1 種植制度

秦巴地區(qū)的水旱作物以輪作、間作、單作的方式種植，這種復(fù)雜的種植制度通過耕地利用強(qiáng)度、管理措施及作物生長等影響土壤中鉀素的有效性.由表4可見，研究區(qū)不同種植制度下土壤中w(速效鉀)存在顯著差異(P<0.05，F(xiàn)=2.983)，其中以油菜-玉米輪作制度下w(速效鉀)最高(135.17 mgkg)，玉米單作制度下w(速效鉀)最低(117.57 mgkg).從變異系數(shù)來看，除了玉米單作和馬鈴薯-水稻輪作制度下土壤中w(速效鉀)的變異系數(shù)達(dá)24.00%、11.43%，表現(xiàn)出中等變異外，其他均為弱變異(變異系數(shù)為 5.11%～8.81%).輪作或間作制度下土壤中w(速效鉀)高于單作制度，主要是由于輪作、間作的地塊中作物根系繁密，易于將土壤深層鉀素以翻耕、秸稈還田的形式歸還于土壤表層，不僅抵消了作物對(duì)鉀素的吸收而且還會(huì)產(chǎn)生富余，同時(shí)人為施肥較多也增加了土壤中w(速效鉀)；而單作制度下翻耕和施肥水平相對(duì)較低，土壤中w(速效鉀)也較低，這與韓春麗等[30]的研究結(jié)果類似.結(jié)合作物類型來看，油菜種植系統(tǒng)下土壤中w(速效鉀)較高，主要因?yàn)橛筒私斩掃€田率較高，易分解吸收，并且油菜與其輪作的作物之間間耕期短，這就需要更多地施肥與翻耕.

表4 不同種植制度下土壤中w(速效鉀)的統(tǒng)計(jì)特征

2.4.3.2 耕層厚度

耕層是作物生長的基質(zhì)，其厚度是土壤水、肥、氣、熱之間協(xié)調(diào)的重要通徑，對(duì)土壤中垂直方向上的w(速效鉀)具有重要影響.回歸分析(見圖5)表明，耕層厚度對(duì)土壤中w(速效鉀)具有顯著影響(P<0.05)，當(dāng)耕層厚度小于22 cm時(shí)，隨耕層厚度的增加，土壤中w(速效鉀)逐漸增加；當(dāng)耕層厚度大于22 cm時(shí)，隨耕層厚度的增加，土壤中w(速效鉀)趨于降低.可見該地區(qū)適宜的耕層厚度為22 cm，有利于土壤速效鉀的蓄積.有學(xué)者[31]認(rèn)為，與其他營養(yǎng)元素相比，速效鉀更易垂直擴(kuò)散，受到深層土壤中作物根系的劇烈爭奪；另外，耕層厚度增加對(duì)犁底層造成破壞導(dǎo)致土體潛水增加，從而減緩了鉀素有效性的轉(zhuǎn)換，亦加劇有效性鉀素的淋溶下滲.由此建議，秦巴地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)耕層并非越厚越好，應(yīng)避免淺耕或深耕.

圖5 耕層厚度與土壤中w(速效鉀)的相關(guān)性Fig.5 Correlation betwee topsoil thickness and soil available potassium

2.4.3.3 到村中心距離

耕地距村中心的距離會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策以及耕作管理強(qiáng)度，進(jìn)而影響土壤中速效鉀的空間分布差異.以采樣點(diǎn)距各村中心的距離作為描述性指標(biāo)，分析其對(duì)土壤中w(速效鉀)的影響.結(jié)果(見圖6)表明，隨著耕地到村中心距離的增加，土壤中w(速效鉀)逐漸降低，二者之間的線性方程達(dá)到顯著水平(P<0.05).原因可能是，到村中心的距離越近的地塊人為活動(dòng)強(qiáng)度相對(duì)較大，村莊周邊耕地質(zhì)量較好，菜地、園地較多，復(fù)種指數(shù)高、生產(chǎn)投入量大，農(nóng)戶耕作、培肥較為頻繁，導(dǎo)致速效鉀積累增多；此外，居民點(diǎn)附近有機(jī)肥如禽畜糞便、秸稈等均就近施用，有機(jī)肥中的鉀呈離子態(tài)，施入土壤后能提高鉀素的有效性.

圖6 到村中心距離與土壤中w(速效鉀)的相關(guān)性Fig.6 Correlation between distance to village and soil available potassium

2.4.3.4 施鉀量

研究區(qū)耕地土壤以化學(xué)鉀肥和有機(jī)鉀肥施入為主，鉀肥施用量與土壤中w(速效鉀)的關(guān)系如圖7所示.圖7表明，土壤中w(速效鉀)隨著外源鉀肥施用量的增加而增加，二者之間呈極顯著正相關(guān)(P<0.01).有研究[32]發(fā)現(xiàn)，鉀肥施入能夠提升土壤中w(速效鉀)，有機(jī)肥對(duì)土壤鉀庫和速效鉀的增加明顯.由此可見，施用鉀肥對(duì)耕地速效鉀變異性的影響顯而易見.

圖7 施鉀量與土壤中w(速效鉀)的相關(guān)性Fig.7 Correlation between potassium application amount and soil available potassium

2.5 土壤速效鉀各影響因素的定量分離

注： a為排除人為和地形水文因子后，土壤因子獨(dú)立解釋部分；b為排除土壤和地形水文因子后，人為因子獨(dú)立解釋部分；c為排除人為和土壤因子影響后，地形水文因子的獨(dú)立解釋部分；d為排除地形水文因子影響后，人為和土壤因子共同解釋部分；e為排除人為因子影響后，土壤和地形水文因子共同解釋部分；f為排除土壤因子影響后，人為和地形水文因子共同解釋部分；g為各組因子共同解釋部分；h為殘差，即未解釋部分.圖8 不同因子組對(duì)土壤中w(速效鉀)變異的影響Fig.8 Effects of different affacting variable sets on soil available potassium

為深入探討各影響因子對(duì)速效鉀變異的影響程度，將各影響因子作為解釋變量，進(jìn)行方差分解與重要性排序.由圖8可見，12個(gè)影響因子對(duì)土壤速效鉀變異的總體解釋能力達(dá)48.67%，表明其能夠較好地反映該景觀尺度下速效鉀的空間變異信息，不過仍有51.33%的信息尚未得到解釋，對(duì)此還需進(jìn)一步探究.不同因子組對(duì)土壤速效鉀的影響程度不同，有25.62%、6.99%、3.94%的變異信息分別由土壤因子、地形水文因子和人為因子獨(dú)立引起；從組合效應(yīng)來看，土壤-地形水文因子、地形水文-人為因子、土壤-人為因子依次解釋了3.62%、1.64%、3.94%的變異信息，還有4.38%的變異由三組因素共同引起.各因子組的綜合解釋能力依次為土壤因子(35.59%)<地形水文因子(17.14%)<人為因子(9.96%)，表明土壤因子是研究區(qū)土壤速效鉀變異的關(guān)鍵因素，從變異結(jié)構(gòu)來看，結(jié)構(gòu)性因素的影響力遠(yuǎn)高于人為作用，這與2.2節(jié)部分半方差分析結(jié)果一致.

12個(gè)影響因子重要性排序與顯著性檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示.其中，施鉀量、土壤類型、海拔、pH、土壤質(zhì)地、成土母質(zhì)的解釋能力達(dá)35.35%、31.02%、28.39%、26.23%、21.96%、20.74%，在P<0.001水平上表現(xiàn)出強(qiáng)烈顯著性，表明它們是土壤速效鉀空間分布差異的關(guān)鍵因子；地表產(chǎn)水量和地下水深度在P<0.01水平上表現(xiàn)出極顯著性，解釋能力占15.21%、12.53%；其余因子的解釋力較小，僅為3.59%～6.69%.

表5 各影響因子重要性排序和顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

注： ***表示P<0.001；**表示P<0.01；*表示P<0.05；?表示P<0.1.

3 討論

研究區(qū)耕地土壤中w(速效鉀)平均值為125.99 mgkg，處于中等水平，在經(jīng)向上，與同處秦巴中部的鎮(zhèn)安縣(129.09 mgkg)[22]和漢臺(tái)區(qū)(120.70 mgkg)[33]土壤中的w(速效鉀)十分接近；在緯向上，低于秦嶺北坡地區(qū)獼猴桃園的360.41 mgkg[34]，高于巴山南部銅梁境內(nèi)植煙土區(qū)的81.31 mgkg[35].由此可見，秦巴山區(qū)土壤中w(速效鉀)呈自南向北逐漸增加的空間格局.其原因是該地區(qū)地處南北過渡地帶，緯向上地帶性分異特征明顯，土壤中w(速效鉀)的分異更多地是由水熱梯度差異引起，秦巴南側(cè)水熱資源豐富，基巖風(fēng)化、分解速率快，淋溶作用強(qiáng)烈，造成土壤中鉀素?fù)p失，同時(shí)也與地帶性種植制度有關(guān).

土壤速效鉀空間分布受多種成土因素的綜合影響，各因子及其協(xié)同效應(yīng)的作用方向與大小存在差異.土壤因素是速效鉀空間分異的內(nèi)在根源，其與土壤中w(速效鉀)之間存在高度相關(guān)性[3，8].不同土壤類型間w(速效鉀)存在顯著差異，主要原因之一在于形成各種土壤類型的基巖、黏土礦物、成土母質(zhì)等類型不同.研究表明，黏土礦物是土壤鉀素供應(yīng)的初始來源[36]，也即原始狀態(tài)下土壤速效鉀的分布因母巖礦質(zhì)成分而異.母質(zhì)遺傳了基巖礦物特性，并構(gòu)成了鉀素有效性的載體，該研究顯示，成土母質(zhì)是耕層土壤速效鉀變異最重要的單因子.

土壤速效鉀吸附性差、移動(dòng)性強(qiáng)的特征，決定了其受外源環(huán)境因子的影響較為強(qiáng)烈.研究發(fā)現(xiàn)，土壤速效鉀含量受地形影響[5，13]：①地形差異影響著人類活動(dòng)強(qiáng)度和地質(zhì)營力大小的差異，進(jìn)而影響速效鉀的供輸；②地形產(chǎn)生的環(huán)境梯度(如陰陽坡、坡位、河段等)促進(jìn)了鉀素有效性在微觀范圍內(nèi)的分化，總體上表現(xiàn)為隨著海拔的升高而增加.水分作為速效鉀遷移的活躍介質(zhì)，其主要作用方向?yàn)榱苋芰魇Ш椭脫Q損失，在地表徑流發(fā)達(dá)、潛水豐富的秦巴中部山區(qū)，水文因子對(duì)速效鉀的逆向效應(yīng)更為明顯.有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，河岸帶土壤速效鉀含量與到河流距離遠(yuǎn)近呈反比關(guān)系[22]，這與筆者的研究結(jié)果類似.

一般認(rèn)為，耕地土壤速效養(yǎng)分含量受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)影響較大[3，8- 10].該研究也表明，人為活動(dòng)強(qiáng)度、耕作制度、耕層厚度、施肥量等對(duì)土壤速效鉀存在顯著影響，但總體而言其影響力較土壤因子低.盡管土壤鉀素的供應(yīng)潛力受制于自然環(huán)境條件，但人為因素直接影響著土壤速效鉀的輸出和供應(yīng)的平衡.作物通過根系吸附將有效性鉀素帶離土體造成土壤鉀素虧損，人為活動(dòng)通過施肥、灌溉、翻耕等補(bǔ)充鉀素含量或改善鉀素有效度的條件來穩(wěn)定土壤鉀素輸出，然而這一反饋并非均衡，研究表明土壤鉀素供應(yīng)不足對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的限制日趨嚴(yán)峻[37].鑒于此，考慮到秦巴中部山區(qū)土壤鉀素原始供應(yīng)有限，調(diào)控復(fù)種指數(shù)、增加有效鉀施用是該區(qū)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的應(yīng)有選擇.

4 結(jié)論

a) 秦巴中部山區(qū)耕地土壤中w(速效鉀)為55～156 mgkg，平均值為125.99 mgkg，表現(xiàn)出中等程度變異；土壤中w(速效鉀)的空間分異特征明顯，自中部河谷低地向兩側(cè)山地丘陵呈增加趨勢(shì)；w(速效鉀)的塊金值為16.95%，呈強(qiáng)烈空間自相關(guān)性，變程約1 454 m，在該范圍內(nèi)結(jié)構(gòu)性因素占主導(dǎo).

b) 土壤速效鉀空間分異是土壤因子、地形水文因子、人為活動(dòng)共同作用的結(jié)果，各因子組的綜合解釋能力依次為35.39%、17.14%、9.96%.其中，土壤性質(zhì)因素是速效鉀變異的基礎(chǔ)；外源自然因素(如地形和水熱條件)通過改變成土環(huán)境制約著鉀素的有效性及其空間遷移速率，是研究區(qū)速效鉀空間分布的重要影響因子；人為干擾的影響力最弱，主要影響著鉀素的供輸平衡，卻對(duì)土壤鉀素保育具有重要意義.各單因子中，施鉀量、土壤類型、海拔、pH、土壤質(zhì)地、成土母質(zhì)的解釋能力達(dá)35.35%、31.02%、28.39%、26.23%、21.96%、20.74%，在P<0.001水平上表現(xiàn)出強(qiáng)烈顯著性，是土壤速效鉀空間變異的主要因素.

[1] DENT D.Soil as world heritage[M].Berlin，Germany：Springe Netherlands，2014.

[2] SCHROEDER D.Structure and weathering of potassium containing minerals[J].Ipi Research Topics，1980：5- 25.

[3] 占麗平，李小坤，魯劍巍，等.土壤鉀素運(yùn)移的影響因素研究進(jìn)展[J].土壤，2012，44(4)：548- 553. ZHAN Liping，LI Xiaokun，LU Jianwei，etal.Research advances on influence factors of soil potassium movement[J].Soils，2012，44(4)：548- 553.

[4] 余世鵬，楊勁松，劉廣明，等.我國不同水熱梯度帶農(nóng)田土壤速效鉀含量的時(shí)刻變異特[J].灌溉排水學(xué)報(bào)，2011，30(2)：1- 4，64. YU Shipeng，YANG Jinsong，LIU Guangming，etal.Temporal-spatial variability of soil available potassium along gradients of precipitation and temperature in China[J].Journal of Irrigation and Drainage，2011，30(2)：1- 4，64.

[5] ZHANG Shaoliang，HUFFMAN T，ZHANG Xingyi，etal.Spatial distribution of soil nutrient at depth in black soil of Northeast China：a case study of soil available phosphorus and total phosphorus[J].Journal of Soils and Sediments，2014，14(11)：1775- 1789.

[6] 李龍，姚云峰，秦富倉.黃花甸子流域土壤全氮、速效磷、速效鉀的空間變異[J].生態(tài)學(xué)雜志，2015，34(2)：373- 379. LI Long，YAO Yunfeng，QIN Fucang.Spatial variability of soil total nitrogen，available phosphorus and available potassium in Huanghuadianzi Watershed[J].Chinese Journal of Ecology，2015，34(2)：373- 379.

[7] 王永豪，王昌全，李啟權(quán)，等.川西南山區(qū)耕地土壤速效鉀空間特征及影響因素分析[J].西南農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2016，29(3)：651- 657. WANG Yonghao，WANG Changquan，LI Qiquan，etal.Geostatistics and GIS analysis of soil available potassium in mountainous Southwestern Sichuan[J].Southwest China Journal of Agricultural Sciences，2016，29(3)：651- 657.

[8] 王箏，魯劍巍，張文君，等.田間土壤鉀素有效性影響因素及其評(píng)估[J].土壤，2012，44(6)：898- 904. WANG Zheng，LU Jianwei，ZHANG Wenjun，etal.Influential factors on soil available potassium evaluation in agriculture[J].Soils，2012，44(6)：898- 904.

[9] 張亦馳，李林，史喜林，等.土壤鉀素形態(tài)及有效性的研究進(jìn)展[J].吉林農(nóng)業(yè)科學(xué)，2013，38(6)：52- 54. ZHANG Yichi，LI Lin，SHI Xilin，etal.Progress on researches of soil potassium forms and effectiveness[J].Journal of Jilin Agricultural Sciences，2013，38(6)：52- 54.

[10] 李小坤，魯劍巍，吳禮樹.土壤鉀素固定和釋放機(jī)制研究進(jìn)展[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，47(4)：473- 477. LI Xiaokun，LU Jianwei，WU Lishu.Advance on mechanisms of soil potassium fixation and release[J].Hubei Agricultural Sciences，2008，47(4)：473- 477.

[11] LEGENDRE P.β-多樣性的研究：應(yīng)用多元回歸和典范分析研究生態(tài)方差的分解[J].植物生態(tài)學(xué)報(bào)，2007，31(5)：976- 981. LEGENDRE P.Studying beta diversity：ecological variation partitioning by multiple regression and canonical analysis[J].Journal of Plant Ecology，2007，31(5)：976- 981.

[12] 邵方麗，余新曉，楊志堅(jiān)，等.北京山區(qū)典型森林土壤的養(yǎng)分空間變異與環(huán)境因子的關(guān)系[J].應(yīng)用基礎(chǔ)與工程科學(xué)學(xué)報(bào)，2012，20(4)：581- 591. SHAO Fangli，YU Xinxiao，YANG Zhijian，etal.The relationship between environmental factors and spatial variability of soil nutrients for typical forest types in Beijing mountainous area[J].Journal of Basic Science and Engineering，2012，20(4)：581- 591.

[13] 張娜，王希華，鄭澤梅，等.浙江天童常綠闊葉林土壤的空間異質(zhì)性及其與地形的關(guān)系[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2012，23(9)：2361- 2369. ZHANG Na，WANG Xihua，ZHENG Zemei，etal.Spatial heterogeneity of soil properties and its relationships with terrain factors in broad-leaved forest in Tiantong of Zhejiang Province，East China[J].Chinese Journal of Applied Ecology，2012，23(9)：2361- 2369.

[14] 吳敏，劉淑娟，葉瑩瑩，等.喀斯特地區(qū)坡耕地與退耕地土壤有機(jī)碳空間異質(zhì)性及其影響因素[J].生態(tài)學(xué)報(bào)，2016，36(6)：1619- 1627. WU Min，LIU Shujian，YE Yingying，etal.Spatial variability of surface soil organic carbon and its influencing factors in cultivated slopes and abandoned lands in a Karst peak-cluster depression area[J].Acta Ecologica Sinica，2016，36(6)：1619- 1627.

[15] GILES D E.On the inconsistency of instrumental variables estimators for the coefficients of certain dummy variables[J].Journal of Quantitative Economics，2011.doi:10.1007S40953-016-0042-7.

[16] 盧俊宇，張世熔，李婷，等.天全河流域土壤速效磷鉀的空間分布特征研究[J].西南農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2011，24(4)：1409- 1414. LU Junyu，ZHANG Shirong，LI Ting，etal.Study on spatial distribution of available phosphorus and potassium in Tianquan River Basin[J].Southwest China Journal of Agricultural Sciences，2011，24(4)：1409- 1414.

[17] 羅由林，李啟權(quán)，王昌全，等.川中丘陵縣域土壤氮素空間分布特征及其影響因素[J].環(huán)境科學(xué)，2015，36(2)：652- 660. LUO Youlin，LI Qiquan，WANG Changquan，etal.Spatial variability of soil nitrogen and related affecting factors at a county scale in hilly area of mid-Sichuan Basin[J].Environmental Science，2015，36(2)：652- 660.

[18] 鮑士旦.土壤農(nóng)化分析[M].北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，1999.

[19] BORCGARD D，LEGENDRE P，DRAPEAU P.Partialling out the spatial component of ecological variation[J].Ecology，1992，73(3)：1045- 1055.

[20] MANLY B F J.Randomization，bootstrap and Monte Carlo methods in biology[M].Boca Raton：CRC Press，2006.

[21] 國家環(huán)境保護(hù)總局.GB 15618—1995土壤環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)[S].北京：中國標(biāo)準(zhǔn)出版社，1995.

[22] 孫梨萍，常慶瑞，趙業(yè)婷，等.陜南丘陵區(qū)縣域農(nóng)田土壤養(yǎng)分的空間分布格局[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2015，43(3)：162- 168. SUN Liping，CHANG Qingrui，ZHAO Yeting，etal.Spatial distribution of soil nutinents in hilly region of Southern of Shaanxi[J].Journal of Northwest Agriculture and Forest University (Nature Science Education)，2015，43(3)：162- 168.

[23] 金媛.陜西茶園土壤養(yǎng)分評(píng)價(jià)研究[D].楊凌：西北農(nóng)林科技大學(xué)，2014.

[24] 陜西省土壤調(diào)查辦公室.陜西土壤[M].北京：科學(xué)出版社，1992.

[25] 胡玉福，鄧良基，張世熔.四川雨城區(qū)主要土壤母質(zhì)上的耕地土壤性質(zhì)變異研究[J].土壤通報(bào)，2004，35(3)：246- 250. HU Yufu，DENG Liangji，ZHANG Shirong.Changes of cropland soil properties derived from different parent materials[J].Chinese Journal of Soil Science，2004，35(3)：246- 250.

[26] PRACILIO G，ADAMS M L，SMETTEM K R J，etal.Determination of spatial distribution patterns of clay and plant available potassium contents in surface soils at the farm scale using high resolution gamma ray spectrometry[J].Plant and Soil，2006，282(1)：67- 82.

[27] ROSOLEM C A，SGARIBOLDI T，GARCIA R A，etal.Potassium leaching as affected by soil texture and residual fertilization in tropical soils[J].Communications in Soil Science and Plant Analysis，2010，41(16)：1934- 1943.

[28] THOMAS G W.Forms of aluminium in cation exchangers[J].Transactions int.Congr Soil Sci，1960：364- 369.

[29] KUCHENBUCH R，CLAASSEN N，JUNGK A.Potassium availability in relation to soil moisture[J].Plant and Soil，1986，95(2)：233- 243.

[30] 韓春麗，劉梅，張旺鋒，等.連作棉田土壤剖面鉀含量變化特征及對(duì)不同耕作方式的響應(yīng)[J].中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2010，43(14)：2913- 2922. HAN Chunli，LIU Mei，ZHANG Wangfeng，etal.The depth variation characteristics of soil potassium in continuous cotton field and its changes with different cultivation practice[J].Scientia Agricultura Sinica，2010，43(14)：2913- 2922.

[31] WALKER J M，BARBER S A.Absorption of potassium and rubidium from the soil by corn roots[J].Plant and Soil，1962，17(2)：243- 259.

[32] 范欽楨，謝建昌.長期肥料定位試驗(yàn)中土壤鉀素肥力的演變[J].土壤學(xué)報(bào)，2005，42(4)：10- 14. FAN Qinzhen，XIE Jianchang.Variation of potassium fertility in soil in the long-term fertilizer experiment[J].Acta Pedologica Sinica，2005，42(4)：10- 14.

[33] 周磊，齊雁冰，常慶瑞，等.縣域耕地土壤速效鉀空間預(yù)測(cè)方法的比較[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2012，40(8)：193- 199. ZHOU Lei，QI Yanbing，CHANG Qingrui，etal.Comparison of spatial interpolation methods of available potassium in Hantai County[J].Journal of Northwest Agriculture and Forest University (Nature Science Education)，2012，40(8)：193- 199.

[34] 張倩，胡勝勇，高明，等.紫色丘陵區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異特征研究:以重慶市銅梁縣為例[J].中國農(nóng)學(xué)通報(bào)，2011，27(20)：216- 223. ZHANG Qian，HU Shengyong，GAO Ming，etal.Study on spatial variability of soil nutrients in purple soil hilly region：take Tongliang in Chongqing as an example[J].Chinese Agricultural Science Bulletin，2011，27(20)：216- 223.

[35] 康婷婷，張曉佳，陳竹君，等.秦嶺北麓獼猴桃園土壤養(yǎng)分狀況研究∶以周至縣余家河小流域?yàn)槔齕J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)，2015，43(11)：159- 164. KANG Tingting，ZHANG Xiaojia，CHEN Zhujun，etal.Soil nutrients status of kiwifruit orchards in the northern foothills of Qinling Mountains-:a case study in Yujia River Catchment of Zhouzhi Country[J].Journal of Northwest Agriculture and Forest University(Nature Science Edition)，2015，43(11)：159- 164.

[36] 黃紹文，金繼運(yùn)，王澤良，等.北方主要土壤鉀素形態(tài)及其植物有效性研究[J].植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報(bào)，1998，4(2)：156- 164. HUANG Shaowen，JIN Jiyun，WANG Zeliang，etal.Native potassium forms and plant availability in selected soils form Northern China[J].Plant Nutrition and Fertilizer Science，1998，4(2)：156- 164.

[37] 謝建昌，周建民.我國土壤鉀素研究和鉀肥使用的進(jìn)展[J].土壤，1999，31(5)：244- 254.

Spatial Variability and Factors Affecting Soil Available Potassium in the Central Qinling-Daba Mountain Area

CHEN Yang1， QI Yanbing1，2*， WANG Yinyin1，3， ZHANG Liangliang1， LIU Jiaojiao1

1.College of Natural Resources and Environment， Northwest A&F University， Yangling 712100， China 2.Key Laboratory of Plant Nutrition and the Agri-Environment in Northwest China， Ministry of Agriculture， Yangling 712100， China 3.Research Center of Soil and Water Conservation and Ecological Environment， Chinese Academy of Sciences， Yangling 712100， China

The soil available potassium in Beiba， Fucheng and Baiyu towns in the central Qinling-Daba Mountain area was measured， and its spatial variability and affecting factors were analyzed based on 104 samples with the geostatistical classical statistics methods， as well as the correlation analysis， analysis of variance and canonical redundancy analysis. The results showed that soil available potassium ranged from 55 to 156 mgkg， with the average mean value of 125.99 mgkg. The coefficient of variation was 14.07%， which suggested soil available potassium had moderate variability. Geostatistical analysis indicated that the soil available potassium had strong spatial autocorrelation， and the semi-variogram was best fitted by the Gaussian model. Soil available potassium showed significant anisotropy， with the nugget-to-sill ratio being 16.95%， and the spatial autocorrelation ranges was 1454 m. Soil available potassium in this area was mainly affected by structural factors， while the influence of random factors was weak. Soil available potassium showed zonal distribution with gradual increase from valley to hilly. Quantitative analysis of the relationship between soil available potassium and influencing factors showed that all factors could explain 48.67% of spatial variability in this nutrient， 35.39% of which was explained by soil related factors (e.g.， soil type， soil parameter matter， soil texture and pH)， 17.14% by topographical and hydrological factors (e.g.， altitude， slope， depth of ground water and surface water yield)， and 9.96% by human factors (potassium application amount rotation system， topsoil thickness and distance to village). In terms of single influencing factor， potassium application rate， soil type， soil texture and soil parameter matter were able to explain 35.35%， 31.02%， 28.39%， 26.23%， 21.96% and 20.74% of available potassium variability， respectively. The factors were significantly correlated with soil available potassium atP<0.001 level， which were the main factors affecting the spatial distribution of soil available potassium in the central region of Qinling-Daba Mountain area.

spatial variability； soil available potassium； influencing factors； variance partitioning procedure

2016- 07- 01

2016- 11- 16

國家科技基礎(chǔ)性工作專項(xiàng)(2014FY110200A08)

陳洋(1991-)，男，湖北竹山人，yazchen@163.com.

*責(zé)任作者，齊雁冰(1976-)，男，河南淮陽人，副研究員，博士，主要從事土地資源與空間信息技術(shù)研究，ybqi@nwsuaf.edu.cn

X825

1001- 6929(2017)02- 0257- 10

A

10.13198j.issn.1001- 6929.2017.01.47

陳洋，齊雁冰，王茵茵，等.秦巴中部山區(qū)耕地土壤速效鉀空間變異及其影響因素[J].環(huán)境科學(xué)研究，2017，30(2)：257- 266.

CHEN Yang，QI Yanbing，WANG Yinyin，etal.Spatial variability and factors affecting soil available potassium in the central Qinling-Daba Mountain area[J].Research of Environmental Sciences，2017，30(2)：257- 266.