江淮分水嶺典型樣區(qū)土壤養(yǎng)分空間差異分析

周亮廣,趙宗權(quán)，2，何豫皖,3

1.滁州學(xué)院地理信息與旅游學(xué)院,滁州,239000;2.貴州師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院，貴陽，550001； 3.安徽師范大學(xué)國土資源與旅游學(xué)院，蕪湖,241002

1 相關(guān)研究與問題提出

受自然因素和人為因素的共同作用,土壤養(yǎng)分具有高度的空間變異性[1-2]。國內(nèi)外許多學(xué)者基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)和主成分分析等多種分析、評價(jià)方法對土壤養(yǎng)分的空間變異和土壤養(yǎng)分研究中應(yīng)注意的問題進(jìn)行了大量研究[3-6]。有人對不同地貌部位土壤侵蝕與其養(yǎng)分流失的關(guān)系進(jìn)行了探討[7]，還有人研究了土壤在不同利用方式及典型坡面下的物理性質(zhì)與養(yǎng)分特征[8]。對不同地形部位及其土地利用方式的差異對土壤養(yǎng)分的空間分布形式的影響，一些學(xué)者從樣帶與生態(tài)系統(tǒng)類型的尺度，利用主成分分析法對坡面土地利用方式及景觀位置對土壤養(yǎng)分進(jìn)行了定量化分析[9-10]。還有些學(xué)者以具有地域特色的地區(qū)為研究背景，研究了不同地形條件下土壤養(yǎng)分的空間特征和變異規(guī)律以及不同植被與土壤養(yǎng)分之間的關(guān)系等[11-13]。此外，一些學(xué)者利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對土壤養(yǎng)分的空間變異進(jìn)行分析和土壤養(yǎng)分評價(jià)[14-15]。

江淮分水嶺地區(qū)為長江流域與淮河流域的分界線區(qū)域，處于我國南北氣候過渡帶。其間，丘陵起伏，崗沖交錯(cuò)，地形破碎，易旱、缺水，土壤不肥，區(qū)域綜合治理開發(fā)是安徽省人民政府的重要舉措。查閱相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)鮮有關(guān)于江淮分水嶺地區(qū)土壤養(yǎng)分空間變異的分析與研究[16-18]。近年來，精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)逐漸成為研究的熱點(diǎn)，其理論又是以空間變異為前提，因此對土壤養(yǎng)分空間變異研究則顯得尤為重要。本文選取小尺度的研究樣區(qū)，根據(jù)實(shí)際地理環(huán)境在典型的地貌部位及覆被條件下選取采樣點(diǎn)，然后在室內(nèi)實(shí)驗(yàn)檢測，對江淮分水嶺地區(qū)土壤養(yǎng)分的空間變異進(jìn)行分析，從而為區(qū)域的土地利用、結(jié)構(gòu)調(diào)整、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、退耕還林以及區(qū)域綜合治理等提供參考。

2 材料與方法

2.1 研究區(qū)概況

研究樣區(qū)(圖1)位于江淮分水嶺嶺脊沿線滁州市章廣鎮(zhèn)東部，面積約 5.27 km2，屬典型的江淮丘陵區(qū)，鎮(zhèn)域被江淮分水嶺一分為二，南水流入長江，北水流入淮河；平均海拔85.3 m，境內(nèi)最高海拔339 m，最低海拔53.8 m，土壤以黃棕壤和水稻土為主。

2.2 樣品采集

根據(jù)野外采集數(shù)據(jù)的需要，對章廣鎮(zhèn)的衛(wèi)片進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理，并在ArcGIS中進(jìn)行再處理，將等高線圖疊加進(jìn)去。同時(shí)，參考研究區(qū)內(nèi)其他相關(guān)資料，先得到采集土壤樣本的范圍，然后再確定能代表完整地貌單元和生態(tài)群落結(jié)構(gòu)的樣區(qū)邊界。采樣單元的劃分是先在衛(wèi)片上對所有區(qū)域進(jìn)行編號，然后由隨機(jī)函數(shù)確定。由于研究樣區(qū)地處丘陵，并且覆被條件多樣，土壤肥力不均勻，故按照“隨機(jī)”“等量”的采樣方法，每個(gè)類型選取10～20個(gè)樣點(diǎn)進(jìn)行采樣，每個(gè)樣點(diǎn)取0～20 cm表層土樣，共采取106個(gè)樣本。同時(shí)，用GPS對各采樣點(diǎn)的坐標(biāo)進(jìn)行記錄,方便后期研究重復(fù)樣本和土壤養(yǎng)分信息在空間上的拓展。最后，將田間采集回來的土壤按照編號，放置在通風(fēng)良好、無污染、無陽光直射的房間，風(fēng)干后采用土壤養(yǎng)分速測儀(TRF-2C)進(jìn)行養(yǎng)分測定。

圖1 研究樣區(qū)土壤采樣點(diǎn)位置

2.3 研究方法

2.3.1 地統(tǒng)計(jì)分析法

早期的地統(tǒng)計(jì)學(xué)主要應(yīng)用于研究地質(zhì)學(xué)現(xiàn)象的空間結(jié)構(gòu)和進(jìn)行空間估值，它對不確定現(xiàn)象進(jìn)行分析時(shí)采用隨機(jī)函數(shù)，同時(shí)結(jié)合采樣點(diǎn)信息估計(jì)未知點(diǎn)的信息，目前廣泛應(yīng)用于地理、環(huán)境、土壤等領(lǐng)域。

(1)協(xié)方差函數(shù)。兩隨機(jī)變量之間差異可用協(xié)方差來表示，協(xié)方差函數(shù)在地統(tǒng)計(jì)學(xué)中可表示為：

(1)

其中，Z(x)為區(qū)域化隨機(jī)變量，并滿足二階平穩(wěn)假設(shè)；Z(xi)為Z(x)在空間點(diǎn)xi處的樣本值；Z(xi+h)是Z(x)在xi處距離偏離h的樣本值[i=1,2，……,N(h)]；N(h)是分隔距離為h時(shí)的樣本點(diǎn)對總數(shù)；Z(xi)和Z(xi+h)分別為Z(xi)和Z(xi+h)的樣本平均數(shù)。

(2)半變異函數(shù)。半變異函數(shù)為地統(tǒng)計(jì)分析特有的函數(shù)。區(qū)域化變量Z(x)在點(diǎn)x和x+h處的值Z(x)與Z(xi+h)差的方差的一半稱為區(qū)域化變量Z(x)的半變異函數(shù)，記為r(h)，2r(h)，它在地統(tǒng)計(jì)學(xué)中可表示為：

(2)

(3)變異分析。半變異函數(shù)和協(xié)方差函數(shù)能將地理學(xué)第一定律定量化。此外，半變異值與距離遠(yuǎn)近有關(guān)，距離越遠(yuǎn)，半變異值越大；而協(xié)方差則隨著距離加大而減小。函數(shù)和半變異函數(shù)會(huì)隨著距離增加大體上呈現(xiàn)出反向變化，二者關(guān)系可近似表達(dá)為：

r(h)=sill-C(h)

(3)

一個(gè)采樣點(diǎn)與其相鄰采樣點(diǎn)的空間關(guān)系可用半變異、協(xié)方差函數(shù)曲線來反映。此外，二者對于探測、識別異常值也有很大意義。

2.3.2 方差分析法

方差分析是將全部觀察值之間的變異，按需要分為二個(gè)或多個(gè)組成部分，再作分析。它將全部數(shù)據(jù)的總離均差平方和(SS)分為二個(gè)或多個(gè)部分，自由度也分為相應(yīng)的組成部分，每部分表示一定意義，其中至少有一個(gè)部分表示各組均數(shù)之間的變異情況，稱為組間變異；另一部分表示同一組內(nèi)個(gè)體之間的變異，稱組內(nèi)變異(誤差)。SS除以相應(yīng)的自由度，即得到均方(MS)。若組間變異大于組內(nèi)變異若干倍以上，表明各組均數(shù)間有顯著性差異。通過方差分析可以判斷各個(gè)因素對所研究的對象是否存在影響及影響的程度和性質(zhì)，具有非常重要的意義。

2.4 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 21.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性分析和方差分析(LSD法，α=0.05)；利用GS+9.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，得出半方差擬合模型及參數(shù)；文中配圖均采用Origin 9.0繪制。

3 結(jié)果與分析

3.1 土壤養(yǎng)分指標(biāo)統(tǒng)計(jì)分析

野外采樣后，在實(shí)驗(yàn)室使用土壤養(yǎng)分速測儀(TRF-2C)測出0～20 cm的土壤中銨態(tài)氮、速效磷和速效鉀的養(yǎng)分?jǐn)?shù)值，基本統(tǒng)計(jì)參數(shù)見表1。其中，土壤養(yǎng)分在各采樣點(diǎn)之間的空間變異性程度能通過變異系數(shù)(CV)的大小來反映，CV小于0.1呈弱變異性，CV大于1呈強(qiáng)變異性，當(dāng)CV介于0.1到1之間時(shí)變異性為中等。

由表1可見，(1)銨態(tài)氮含量約在0.890～93.500 mg·kg-1之間，平均含量為16.750 mg·kg-1；速效磷含量為3.210～87.912 mg·kg-1，差值最小，平均含量為25.071 mg·kg-1；速效鉀含量約在2.770～411.403 mg·kg-1左右，差值最大。(2)速效鉀的變異系數(shù)最大為99.01%，變異強(qiáng)度最高，說明研究區(qū)內(nèi)土壤養(yǎng)分分布差異較大。速效磷、銨態(tài)氮的變異系數(shù)分別為96.84%和94.61%，二者都屬于中等強(qiáng)度變異。三種養(yǎng)分含量整體變化均較大，且變異系數(shù)都遠(yuǎn)大于50%，表明三種養(yǎng)分含量受人為因素干擾較大，這主要與本地區(qū)的地形、耕作施肥、退耕還林以及土地利用類型眾多等因素有關(guān)。

表1 土壤養(yǎng)分整體統(tǒng)計(jì)特征值

3.2 土壤養(yǎng)分空間結(jié)構(gòu)分析

由于原始數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布，因此計(jì)算半變異函數(shù)前將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)變換，使之接近正態(tài)分布。在GS+9.0中對數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，得到擬合模型及相關(guān)參數(shù)(表2)。塊金值(塊金方差)用來表示實(shí)驗(yàn)誤差以及最小采樣尺度以下由于不同覆被條件和人為因素造成的變異；基臺(tái)值表示區(qū)域化變量的最大變異程度；塊金值與基臺(tái)值的比值稱為空間相關(guān)度，用來度量空間自相關(guān)變異所占的比例，表明區(qū)域化變量的空間相關(guān)性程度。當(dāng)比值小于0.25時(shí)，為強(qiáng)空間相關(guān)性；當(dāng)比值介于0.25～0.75之間，為中等空間相關(guān)性；當(dāng)比值大于0.75時(shí)，為弱空間相關(guān)性。一般由隨機(jī)因素引起變量間的變異程度越大，則塊金值與基臺(tái)值的比值越高。

表2 土壤養(yǎng)分半方差擬合模型及參數(shù)

基臺(tái)值與誤差相關(guān)，其值越大，所引起的誤差就會(huì)越大[19]。由表2看出，(1)三種養(yǎng)分的基臺(tái)值均為正值，因此存在正基底效應(yīng)。速效鉀的值遠(yuǎn)高于其他兩種養(yǎng)分，說明在采樣或?qū)嶒?yàn)時(shí)的誤差在速效鉀上表現(xiàn)得更明顯。塊金值最高的是速效鉀，其次是銨態(tài)氮和速效磷；三種養(yǎng)分基臺(tái)值的大小順序均為速效鉀>銨態(tài)氮>速效磷，表明速效鉀的變異程度及實(shí)驗(yàn)誤差最大，而速效磷最小。(2)銨態(tài)氮和速效磷的空間相關(guān)度比值都介于0.25～0.75之間，屬于中等空間相關(guān)性，表明除了結(jié)構(gòu)性因素外(如本區(qū)域母質(zhì)、土壤類型和氣候等)，隨機(jī)性因素(如耕作制度、施肥方式等)也在一定程度上影響空間相關(guān)性；而速效鉀的空間相關(guān)度比值大于0.75，為弱空間相關(guān)性，說明其空間相關(guān)性主要源于隨機(jī)性因素。

3.3 不同地貌部位土壤養(yǎng)分差異分析

3.3.1 不同地貌部位土壤養(yǎng)分統(tǒng)計(jì)參數(shù)對比分析

對不同地貌部位的土壤養(yǎng)分進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性分析，得出不同土壤養(yǎng)分的平均值及變異系數(shù)(圖2，表3)。由圖2可以看出，(1)不同地貌部位的同種土壤養(yǎng)分含量差異不大，差值約在0.3 mg·kg-1～6.7 mg·kg-1左右。其中，坡下銨態(tài)氮、速效磷和速效鉀的含量分別高于坡上約1.19 mg·kg-1、2.22 mg·kg-1和3.63 mg·kg-1。(2)雖然三種養(yǎng)分在不同地貌條件下的數(shù)值差異不大，但個(gè)別養(yǎng)分變異系數(shù)卻很大。如坡上銨態(tài)氮為強(qiáng)變異且比坡下高出30%左右，其余均為中等程度變異。速效磷、速效鉀在不同地貌部位變異系數(shù)相差不大，其中速效鉀在不同地貌部位的變異系數(shù)相差不到1%。

圖2 不同地貌土壤養(yǎng)分含量與變異系數(shù)

3.3.2 不同地貌部位土壤養(yǎng)分方差分析

對不同地貌部位的土壤養(yǎng)分含量進(jìn)行經(jīng)過方差齊性檢驗(yàn)，三種養(yǎng)分含量的顯著性水平均大于0.05，因而可使用最小顯著差數(shù)法對其進(jìn)行單因素方差分析。根據(jù)統(tǒng)計(jì)，不同地貌部位的同種養(yǎng)分的均值差異均在7 mg·kg-1以內(nèi)，差異較小；銨態(tài)氮在不同地貌部位的標(biāo)準(zhǔn)差差值約為6 mg·kg-1左右，說明不同地貌條件下土壤養(yǎng)分值的離散程度差別較大。速效磷在不同地貌部位的均值和標(biāo)準(zhǔn)差差值均相差很小。速效鉀均值差異約在6 mg·kg-1左右，標(biāo)準(zhǔn)差差值在不同地貌條件下也很小。由表4看出，三種土壤養(yǎng)分的P值均大于0.05，因此拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為不同地貌部位的三種土壤養(yǎng)分含量差異性并不顯著。

表3 不同地貌部位描述性統(tǒng)計(jì)

三種養(yǎng)分含量差異性不顯著只能說明在統(tǒng)計(jì)學(xué)上坡上和坡下養(yǎng)分含量的均值不具有統(tǒng)計(jì)意義，結(jié)合圖2可看出，其差值確實(shí)很小，但并不代表真實(shí)條件下沒有差異。一般情況下，不同坡度上的水熱分配條件與物質(zhì)遷移的過程不同，因而土壤養(yǎng)分含量在不同的地貌條件下存在差異。此外，坡度越大，養(yǎng)分流失越多，含量也越低[20-21]。但分析發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致養(yǎng)分含量差異不顯著的主要原因是：研究樣區(qū)內(nèi)高差并非很大，并且坡度較為和緩；為了保證所選土地利用類型內(nèi)都有足夠的采樣點(diǎn)，不可避免地導(dǎo)致某些點(diǎn)位不合適，如坡度不合適等；本區(qū)域大多數(shù)地方土體淺薄，粘盤層接近地表，高塝、緩坡等部位普遍被侵蝕。此外，耕層淺以及緊實(shí)、粘重的粘盤層都不利于農(nóng)作物、林木根系對養(yǎng)分的攝取[22]。

表4 不同地貌部位方差分析

3.4 不同覆被條件下土壤養(yǎng)分差異分析

3.4.1 不同覆被條件下土壤養(yǎng)分統(tǒng)計(jì)參數(shù)對比分析

對不同覆被條件下土壤養(yǎng)分含量均值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，并計(jì)算出變異系數(shù)，如圖3、圖4所示。

由圖3看出，不同覆被條件下養(yǎng)分含量差異最小的是銨態(tài)氮為8.5 mg·kg-1、差異最大的是速效鉀為76.3 mg·kg-1；人工林地、荒草地和旱地上的銨態(tài)氮和速效鉀含量要高于自然林地和水田；自然林地和荒草地的速效磷含量要高于其他覆被。由圖4得出，不同養(yǎng)分在同種覆被條件下變異系數(shù)差異較小的為人工林地、旱地和荒草地，約為15%～25%之間，而自然林地差異最大，達(dá)到60%左右； 整體上，不同養(yǎng)分在不同覆被條件下的變異程度為中等，只有人工林地的銨態(tài)氮和速效磷及自然林地的銨態(tài)氮和速效鉀為強(qiáng)變異。

圖3 不同覆被下土壤養(yǎng)分含量 圖4 不同覆被下土壤養(yǎng)分變異系數(shù)

3.4.2 不同覆被條件土壤養(yǎng)分方差分析

對不同覆被條件下的土壤養(yǎng)分含量值進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)，P值均大于0.05，因而可對其進(jìn)行方差分析。使用最小顯著差數(shù)法對不同覆被條件下養(yǎng)分含量值進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果如表5所示。

由表5可以得出，(1)速效磷和速效鉀的P值均小于0.05，可以認(rèn)為二者在不同覆被條件下的養(yǎng)分含量存在顯著差異；而銨態(tài)氮P值大于0.05，故在不同覆被條件下差異不明顯。這與圖3相吻合。

銨態(tài)氮在不同覆被條件下的含量差異不明顯，原因是氮素在土壤中可以通過不同的途徑進(jìn)行轉(zhuǎn)化[23]。農(nóng)田雖有人為施肥，但采集樣本時(shí)距施肥時(shí)間較久，故含氮量不高；而林區(qū)植物眾多，它們有很強(qiáng)的固氮作用，故整體上銨態(tài)氮的差異不大。對于速效磷，自然林地的含量較高，主要是因?yàn)檠芯繀^(qū)有村莊，果園和菜地多，同時(shí)飼養(yǎng)有家禽、家畜，使有機(jī)肥可能進(jìn)入荒草地和自然林地，導(dǎo)致含磷量稍高。速效鉀在除旱地外的覆被下含量均相差不大，旱地之所以較高，可能是因?yàn)椴杉瘶颖緯r(shí)并未種植農(nóng)作物，而此時(shí)水田內(nèi)作物已將鉀素吸收。

表5 不同覆被條件土壤養(yǎng)分方差分析

4 討 論

(1)研究樣區(qū)內(nèi)的三種速效養(yǎng)分含量的變異系數(shù)均為中等偏高，但結(jié)果顯示銨態(tài)氮的含量值更為集中，而速效鉀的值更為離散，表明速效鉀更易于受外界因素的影響。

(2)采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)得到了土壤速效養(yǎng)分的空間變異結(jié)構(gòu)，結(jié)果表明：速效鉀的空間變異性最強(qiáng)，空間自相關(guān)距離也最大，呈大塊狀變異，這主要是隨機(jī)因素所致。其余兩種養(yǎng)分的空間變異性則是結(jié)構(gòu)性大于隨機(jī)性，表現(xiàn)較平穩(wěn)。

(3)不同地貌部位下的土壤養(yǎng)分含量雖有所差異，但并不顯著。因而，在以后的研究中應(yīng)選擇合適的方法采集樣本，綜合考慮多種因素，以期獲得更符合實(shí)際的結(jié)果；不同的覆被條件下，速效磷和速效鉀的含量具有明顯的差異性，而銨態(tài)氮沒有。因此，農(nóng)戶在施肥時(shí)應(yīng)因地制宜以使土壤獲得最大養(yǎng)分補(bǔ)給，選取合適的地塊進(jìn)行退耕還林和園藝種植，以期獲得更合理的景觀格局。

參考文獻(xiàn):

[1]Lopez G F,Jurado E M,Atenciano S,et al.Spatial variability of agricultural soil parameters in southern Spain[J].Plant and Soil,2002,246(1):97-105

[2]Kratz T K,Benson B J,Blood E R,et al.The influence of landscape position on temporal variability in four North American ecosystems[J].American Naturalist,1991,138:355-378

[3]徐劍波,宋立生,彭磊,等.土壤養(yǎng)分空間估測方法研究綜述[J].生態(tài)環(huán)境學(xué)報(bào),2011,20(8-9):1379-1386

[4]李立平,張佳寶,邢維芹,等.土壤養(yǎng)分分析的現(xiàn)代化[J].土壤,2004,36(3):243-250

[5]黃安,楊聯(lián)安,杜挺,等.基于主成分分析的土壤養(yǎng)分綜合評價(jià)[J].干旱區(qū)研究,2014,31(5):819-825

[6]柴亞飛.基于不同地貌分區(qū)的土壤養(yǎng)分最佳采樣尺度研究[D].太谷:山西農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院,2014:19-23

[7]曹慧,楊浩,趙其國.太湖丘陵地區(qū)典型坡面土壤侵蝕與養(yǎng)分流失[J].湖泊科學(xué),2002,14(3):242-246

[8]高雪松,鄧良基,張世熔.不同利用方式與坡位土壤物理性質(zhì)及養(yǎng)分特征分析[J].水土保持學(xué)報(bào),2005,19(2):53-56

[9]劉世梁,傅伯杰,呂一河,等.坡面土地利用方式與景觀位置對土壤質(zhì)量的影響[J].生態(tài)學(xué)報(bào),2003,23(3):414-420

[10]胡學(xué)玉,龍成鳳,趙書軍,等.湖北棕紅壤丘陵區(qū)不同地形部位及利用方式的土壤養(yǎng)分狀況[J].湖北農(nóng)學(xué)院學(xué)報(bào),1997,17(3):208-212

[11]張曉霞,李占斌,李鵬,等.黃土高原小流域不同地貌下土壤有機(jī)碳的分布特征[J].西安理工大學(xué)學(xué)報(bào),2010,26(3):309-313

[12]呂貽忠,李保國,胡克林,等.鄂爾多斯不同地形下土壤養(yǎng)分的空間變異[J].土壤與環(huán)境,2002,11(1):32-37

[13]賀燕,張青,亢新剛,等.長白山云冷杉混交林不同針闊比與土壤養(yǎng)分的關(guān)系[J].東北林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2015,43(7):68-72

[14]邵月.基于GIS的縣域土壤養(yǎng)分分析評價(jià)[D].保定:河北農(nóng)業(yè)大學(xué),2013:29-33

[15]王芳.基于GIS的興安嶺地區(qū)不同植被類型土壤養(yǎng)分研究[D].濟(jì)南:山東師范大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院,2013:20-25

[16]方燦華.基于GIS的江淮丘陵崗地地區(qū)耕地地力評價(jià)研究[D].合肥:安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院,2009:48-53

[17]萬天鳳.涪江中游不同丘陵地貌土壤全氮含量空間變異及不確定性評價(jià)[D].成都:四川農(nóng)業(yè)大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院,2012:18-27

[18]高正寶.滁州市耕地地力評價(jià)及土壤養(yǎng)分空間變異研究[D].合肥:安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院,2013:29-43

[19]曹慧,楊浩,孫波,等.太湖流域丘陵地區(qū)土壤養(yǎng)分的空間變異[J].土壤,2002,34(4):201-205

[20]秦松,樊燕,劉洪斌,等.地形因子與土壤養(yǎng)分空間分布的相關(guān)性研究[J].水土保持研究,2008,15(1):46-49

[21]唐將,李勇,鄧富銀,等.三峽庫區(qū)土壤營養(yǎng)元素分布特征研究[J].土壤學(xué)報(bào),2005,42(3):473-478

[22]張俊業(yè).江淮分水嶺地區(qū)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整初探[J].安徽農(nóng)學(xué)通報(bào),1997(4):11-14

[23]趙彥鋒,史學(xué)正,于東升,等.小尺度土壤養(yǎng)分的空間變異及其影響因素探討：以江蘇省無錫市典型城鄉(xiāng)交錯(cuò)區(qū)為例[J].土壤通報(bào),2006,37(2):214-219