近40年泥河溝流域耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異性①

吳 駁，吳發(fā)啟，佟小剛，宋敏敏，侯 雷

近40年泥河溝流域耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異性①

吳 駁1，吳發(fā)啟2，佟小剛2，宋敏敏2，侯 雷1

(1西北農(nóng)林科技大學(xué)水土保持研究所，陜西楊凌 712100；2 西北農(nóng)林科技大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，陜西楊凌 712100)

利用方差和變異系數(shù)分析了近40 a黃土高原泥河溝流域土壤有機(jī)質(zhì)含量的時(shí)間變異性，分離了相關(guān)因素對(duì)總變異的影響。結(jié)果表明，1980年以來耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量呈階段性上升趨勢，變異性先增高后降低；修筑梯田、溝邊防護(hù)和增施化肥對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異起了很大的作用，增施化肥的影響效果略大于修筑梯田的效果；修筑梯田在初期因土壤擾動(dòng)的影響，會(huì)造成土壤有機(jī)質(zhì)含量的下降，而溝坡防護(hù)雖然只能在較小的面積上起到作用，但避免了土壤擾動(dòng)，起到的效果更好；各類因素引起的變異是一種長期積累的過程，這個(gè)過程中土壤有機(jī)質(zhì)含量并不會(huì)無限度地上升，含量越高上升越不明顯。該區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量從1980年的9.52 g/kg到2015年的14.58 g/kg，已由第二次全國土壤普查含量分級(jí)中的第7級(jí)上升到第5級(jí)，體現(xiàn)了該區(qū)的治理效益，也為今后流域的治理和管理提供了依據(jù)。

泥河溝；耕地；土壤有機(jī)質(zhì)；時(shí)間變異性

土壤有機(jī)質(zhì)是土壤的重要組分，它能吸收水分、膠結(jié)礦物、螯合金屬、供應(yīng)熱量，其含量高低直接影響著土壤的基礎(chǔ)肥力[1]。土壤有機(jī)質(zhì)的時(shí)空分布并不穩(wěn)定，存在一定的變異性[2]。近年來，隨著地統(tǒng)計(jì)學(xué)和地理信息系統(tǒng)的發(fā)展，有關(guān)土壤有機(jī)質(zhì)含量空間變異性的研究在中小尺度已有所突破[3-4]，而有關(guān)時(shí)間變異性的研究大多還集中于點(diǎn)上的數(shù)據(jù)[5]。研究土壤有機(jī)質(zhì)的時(shí)空變異性及其影響因素，不僅是揭示碳素時(shí)空格局與生態(tài)過程的關(guān)系[6]，也為科學(xué)取樣[7]和土壤改良[8]提供了依據(jù)。研究表明近40 a我國大部分地區(qū)耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量呈上升趨勢，這與人類活動(dòng)密不可分[9-12]。泥河溝流域作為“黃土高原綜合治理試驗(yàn)示范區(qū)”，國家自1980年在此進(jìn)行了10多年的重點(diǎn)治理，為評(píng)價(jià)流域治理的環(huán)境效益，多次調(diào)查研究了流域土壤養(yǎng)分狀況。本文將近40 a的調(diào)查研究進(jìn)行了整理匯總，深入分析了流域在綜合治理和社會(huì)化自由管理?xiàng)l件下土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異情況，并探討了引起變異的相關(guān)因素，使土壤有機(jī)質(zhì)含量的時(shí)間變異性研究在期限和尺度上得到了突破，也為今后耕地的科學(xué)利用管理提供了依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

從地貌類型來看，研究區(qū)屬于典型的黃土高原殘塬溝壑區(qū)，水土流失嚴(yán)重，土壤肥力貧乏，生產(chǎn)水平較低。針對(duì)此種情況，1985年開始國家在此流域?qū)嵤┝塑?坡-面水土保持工程，塬面修建梯田，溝邊修建溝邊埂，坡面修筑水平溝和反坡梯田。從氣候條件來看，研究區(qū)屬于暖溫帶大陸性季風(fēng)氣候，水熱同季，氣象災(zāi)害頻繁，小麥孕穗期遇干旱將對(duì)糧食產(chǎn)量造成巨大影響。針對(duì)此種情況，1988年開始國家在此地引進(jìn)蘋果進(jìn)行栽培，2005年開始又推廣種植玉米，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。從農(nóng)業(yè)技術(shù)水平來看，農(nóng)業(yè)機(jī)械和水利設(shè)施配套差，經(jīng)營管理不善，投資效益不高。針對(duì)此種情況，1988年建成水庫1座，成為該流域農(nóng)業(yè)灌溉的重要水源，土地翻耕全部達(dá)到機(jī)械化，化肥、農(nóng)藥、農(nóng)電的使用量增加很快，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件發(fā)生了很大的變化。這種變化在渭北黃土高原具有很強(qiáng)的代表性[13-14]。

1.2 樣品采集與測試方法

自“七五”期間建立泥河溝試驗(yàn)示范區(qū)以來，國家在此進(jìn)行了許多土壤方面的調(diào)查研究，留下了大量珍貴的研究資料[15-19]。根據(jù)前人的調(diào)查布點(diǎn)情況，于2015年7月重新進(jìn)行了調(diào)查和布點(diǎn)，利用土鉆在耕地采用“X”或“S”型取樣法采取0 ~ 20 cm深度的混合土壤樣品共64個(gè)。采集的樣品于室內(nèi)風(fēng)干，風(fēng)干后測定吸濕水含量，研磨過100目篩，于2015年12月利用重鉻酸鉀容量法(外加熱法)進(jìn)行了土壤有機(jī)質(zhì)含量的測定。

1.3 數(shù)據(jù)處理

引起變異的因素可分為兩個(gè)部分，一部分為隨機(jī)變異，主要由取樣和實(shí)驗(yàn)誤差引起；另一部分是系統(tǒng)變異，是各類因素引起的土壤有機(jī)質(zhì)平衡條件的改變[20-21]?？梢岳梅讲?)和變異系數(shù)(CV)對(duì)各類因素引起的變異進(jìn)行分析[22]。

2 結(jié)果與分析

2.1 變異特征分析

2.1.1 土壤有機(jī)質(zhì)含量數(shù)據(jù)匯總 將近40 a來流域耕地表層土壤有機(jī)質(zhì)含量的數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總(表1)，并對(duì)各年份和年份段土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異性進(jìn)行比較，得出土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異可以分為3個(gè)階段，1980—1998年呈穩(wěn)定上升，平均含量為10.46 g/kg，年份段的變異系數(shù)為0.97；1998—2004年稍有下降，平均含量為11.76 g/kg，年份段的變異系數(shù)為0.30；2004—2015年迅速回升，平均含量為11.76 g/kg，年份段的變異系數(shù)為1.55。

表1 泥河溝耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化

2.1.2 近40 a土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化趨勢 將土壤有機(jī)質(zhì)含量隨年份的變化趨勢進(jìn)行了擬合，呈現(xiàn)拋物線變化，擬合函數(shù)為= 0.002 72- 10.597+ 10 455 (圖1)。從圖1可以看出土壤有機(jī)質(zhì)含量總體呈上升趨勢，這種趨勢并不穩(wěn)定。1980—1993年流域處在治理初期，治理對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量提升的效果還不太明顯；1993—1998年國家完成了流域的治理工作，土壤有機(jī)質(zhì)的提高也是治理取得成效的表現(xiàn)；1998—2004年受到國家的資助，當(dāng)?shù)亻_始大面積實(shí)施坡改梯工程[23-24]，200 hm2的坡耕地一半變成了水平梯田，引起了土壤擾動(dòng)。2004—2015年“三農(nóng)”問題越來越受重視，國家各項(xiàng)惠農(nóng)政策的實(shí)施，使耕地投入逐漸加大，土壤有機(jī)質(zhì)含量上升到一個(gè)較高的水平。

圖1 土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化

2.1.3 各年份段土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異情況 1998—2004年因坡改梯的影響土壤有機(jī)質(zhì)含量有所降低，呈現(xiàn)出的變異性較小，這其中存在正向變異和逆向變異的抵消作用，所以對(duì)該年份段的變異情況進(jìn)行分析，應(yīng)該將鄰近的1993—1998年份段的變異情況納入其中進(jìn)行考慮。得出各年份段的相對(duì)變異系數(shù)1998—2004年>1993—1998年>2004—2015年> 1980—1993年，呈現(xiàn)先增高后降低的趨勢(圖2)。

圖2 各年份段土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異

2.2 隨機(jī)變異分析

2.2.1 取樣引起的隨機(jī)變異 取樣引起的隨機(jī)變異可以通過對(duì)兩年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析，分離取樣誤差對(duì)總變異的作用，再根據(jù)表2中該年份段的變異系數(shù)算出取樣引起的隨機(jī)變異。于是選取了變異因素較為一致，數(shù)據(jù)記錄較為完整的2004—2015年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析(表2)，得出2004—2015年取樣引起的隨機(jī)變異占總變異的百分比很小，僅4.2%，引起的隨機(jī)變異為0.50%。這里取樣誤差的影響因素主要為取樣的個(gè)數(shù)和兩年份間總體的變異程度，由于前期取樣數(shù)目多而變異程度小，所以取樣所引起的隨機(jī)變異更小。

表2 取樣引起的隨機(jī)變異

2.2.2 實(shí)驗(yàn)誤差引起的隨機(jī)變異 室內(nèi)分析實(shí)驗(yàn)產(chǎn)生的誤差也會(huì)引起隨機(jī)變異。可以通過計(jì)算重復(fù)性相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)偏差和再現(xiàn)性相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)偏差估計(jì)由實(shí)驗(yàn)誤差引起的隨機(jī)變異。重復(fù)性的檢驗(yàn)是通過設(shè)置3個(gè)重復(fù)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)分析，再現(xiàn)性的檢驗(yàn)是通過測量國家標(biāo)準(zhǔn)樣品進(jìn)行分析。這里選取了2015年的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析(表3)，得出重復(fù)性變異為0.9%，再現(xiàn)性變異為1.9%，累計(jì)為2.8%。實(shí)驗(yàn)誤差的控制一直是土壤研究中需要注意的部分，控制該部分誤差越小，研究結(jié)果越可信[25]。

表3 實(shí)驗(yàn)誤差引起的隨機(jī)變異

2.3 系統(tǒng)變異分析

2.3.1 修筑梯田引起的系統(tǒng)變異 修筑梯田主要發(fā)生在1998—2004年，1998年流域有200 hm2坡地、100 hm2平地。到2004年，坡地面積縮減為100 hm2，平地面積增至200 hm2。2004—2015年坡地和平地面積的變動(dòng)很小，可以忽略。因此，可以將修筑梯田引起的地類變化均分為3類，第一類為平耕地，第二類為坡耕地，第三類為變動(dòng)地。據(jù)此對(duì)各年份樣點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分配整理(圖3)，得出1998—2004年因坡改梯的影響，改動(dòng)地土壤有機(jī)質(zhì)含量降低很大，而平耕地和坡耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量都有提升；2004—2015年因修筑梯田淋洗作用減弱，改動(dòng)地土壤有機(jī)質(zhì)得到了較好的累積[26-27]，與另外兩種地類的差異縮小。

圖3 修筑梯田引起的土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化

修筑梯田引起的土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異需要綜合考慮不同地類之間的變異性和不同年份之間的變異性。據(jù)此對(duì)1998—2004年和2004—2015年兩年份段的以上3種地類的置信區(qū)間數(shù)據(jù)進(jìn)行雙因素重復(fù)性方差分析(表4)，從中分離地類和交互作用對(duì)總變異的影響。地類均方越高，說明不同地類之間的變異程度越大，代表了不同地類的一種長期穩(wěn)定變異效果；交互均方越高，說明不同地類在年份段間的增長程度越不一致，代表了不同地類在年份段內(nèi)的特殊變異效果。得出1998—2004年修筑梯田引起的系統(tǒng)變異占總變異的百分比很大，為82.9%，相對(duì)每年引起的系統(tǒng)變異為1.73%。2004—2015年修筑梯田引起的系統(tǒng)變異占總變異的百分比較小，僅28.4%，相對(duì)每年引起的系統(tǒng)變異為0.31%。說明修筑梯田表現(xiàn)的土壤擾動(dòng)對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化影響很大，而表現(xiàn)的減弱侵蝕對(duì)有機(jī)質(zhì)含量的變化較小。

表4 修筑梯田引起的系統(tǒng)變異

2.3.2 溝坡防護(hù)引起的系統(tǒng)變異 溝坡防護(hù)能有效改善溝沿地的土壤侵蝕狀況。1988—1990年完成了全流域約40 hm2溝沿地溝邊的修復(fù)工作，占流域耕地面積的1/6[28]。該年份段流域耕地類型具有多樣性，可以均分為6類，分別為平地、平緩地、緩坡地、溝沿地、陡坡地和較陡坡地，它們對(duì)應(yīng)的坡度也分別為0 ~ 2°、2° ~ 4°、4° ~ 7°、7° ~ 10°、10° ~ 20°、20° ~ 30°。經(jīng)過溝坡防護(hù)，溝沿地坡度變緩，從1993年的7° ~ 10° 變成了1998年的3° ~ 6°。據(jù)此對(duì)1993—1998年份段的樣點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分配整理(圖4)，得出1993—1998年土壤有機(jī)質(zhì)含量變化較大的有平地、平緩坡地和溝沿地，而其他類型耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量變化較小。尤其到1998年溝沿地土壤有機(jī)質(zhì)含量超過了緩坡地，改變了土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布狀況。

溝坡防護(hù)改變了溝沿地的坡度，和修筑梯田具有相似的效果，也是通過減弱了淋洗作用而引起的土壤有機(jī)質(zhì)含量的改變。據(jù)此對(duì)1993—1998年份段的6種不同地類的置信區(qū)間數(shù)據(jù)進(jìn)行雙因素重復(fù)性方差分析(表5)。得出1993—1998年溝坡防護(hù)引起的系統(tǒng)變異占總變異的百分比為46.7%，相對(duì)每年引起的系統(tǒng)變異為0.68%。說明溝坡防護(hù)因?qū)ν寥罃_動(dòng)小，在減弱侵蝕和提高土壤有機(jī)質(zhì)含量方面比修筑梯田更有優(yōu)勢。

圖4 溝坡防護(hù)引起的有機(jī)質(zhì)含量的變化

表5 溝坡防護(hù)引起的系統(tǒng)變異

2.3.3 增施化肥引起的變異 為了達(dá)到增收高產(chǎn)，合理施肥是較好的選擇，這個(gè)過程中施化肥量的高低也會(huì)引起土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化[29-30]。1980—2015年該流域化肥投入量一直穩(wěn)定增加。據(jù)調(diào)查，1980年泥河溝耕地平均施化肥量僅750 kg/hm2，配合土肥施用，在當(dāng)時(shí)的研究為最佳施肥水平[32]；到2004—2015年耕地土肥的施用變得很少，化肥的施用量很高，從2004年的1 750 kg/hm2增至2015年的2 250 kg/hm2?？梢园词┗柿渴欠窀哂谄骄剑瑢⒏鼐譃楦咄度氲睾偷屯度氲?。據(jù)此對(duì)2004—2015年份段的樣點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分配整理(圖5)，得出2004—2015年高投入地土壤有機(jī)質(zhì)含量明顯高于低投入地，而兩種地類土壤有機(jī)質(zhì)含量提升的差異并不明顯。

土壤有機(jī)質(zhì)含量與施加化肥量本來就具有相關(guān)關(guān)系，不同地塊施加不同化肥量也是農(nóng)民施肥經(jīng)驗(yàn)的體現(xiàn)。對(duì)2004—2015年份段的2種高投入地和低投入地的置信區(qū)間數(shù)據(jù)進(jìn)行雙因素重復(fù)性方差分析(表6)。得出增施化肥引起的系統(tǒng)變異占總變異的百分比為29.3%，相對(duì)每年引起的系統(tǒng)變異為0.32%。說明增施化肥相對(duì)修筑梯田和溝坡防護(hù)對(duì)提高土壤有機(jī)質(zhì)含量的優(yōu)勢并不明顯，尤其不同施肥量的地塊在年份段的增長差異很小，表現(xiàn)了增施化肥在影響土壤有機(jī)質(zhì)含量時(shí)間變異方面的局限性。

圖5 增施化肥引起的有機(jī)質(zhì)含量的變化

表6 增施化肥引起的系統(tǒng)變異

2.3.4 其他因素引起的系統(tǒng)變異 修筑梯田和溝坡防護(hù)體現(xiàn)的是不同年份段在減弱侵蝕方面對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量變化的影響，所以2004—2015年引起土壤有機(jī)質(zhì)含量變化的其他因素就是除去因修筑梯田和增施化肥以外的因素。根據(jù)前面分析出的總變異、隨機(jī)變異和系統(tǒng)變異，可以計(jì)算出修筑梯田、增施化肥和其他因素所占的系統(tǒng)變異的百分比分別為28.4%、29.3% 和14.7%(圖6)。修筑梯田和增施化肥在影響土壤有機(jī)質(zhì)含量變化方面起著較大的作用，而其他因素的綜合作用仍然不可忽略。

圖6 各類因素所引起的變異占總變異的比例

3 討論

3.1 人為因素在影響耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量變化方面的長期性

無論修筑梯田、溝坡防護(hù)還是增施化肥，都是屬于人為因素，這些因素會(huì)對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)含量造成長期影響。從各類因素和年份段的交互作用的大小可以看出，除了修筑梯田引起的土壤擾動(dòng)在年份段內(nèi)的不一致效果比較大以外，其他類型的變異在年份段內(nèi)的不一致效果都很小，都是由長期作用形成的變異規(guī)律。也就是說在減弱淋洗方面，不是在年份段內(nèi)因坡度改變而減弱了淋洗作用，而是不同坡度地類在受到不同程度侵蝕的長期疊加效果；在增施化肥方面，也不是在年份段內(nèi)因地塊投入量的高低而增加了土壤有機(jī)質(zhì)含量，而是不同投入量的地塊在積累土壤有機(jī)質(zhì)含量的長期疊加效果。

3.2 耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量提升的限度

受黃綿土自身性質(zhì)的影響，其有機(jī)質(zhì)含量的變化會(huì)有一定的限度。將2004—2015年份段泥河溝流域耕地按有機(jī)質(zhì)含量由高到底劃分為4個(gè)等級(jí)，一等地土壤有機(jī)質(zhì)含量為15 g/kg以上，二等地為14 ~ 15 g/kg，三等地為13 ~ 14 g/kg，四等地為13 g/kg以下。對(duì)4個(gè)等級(jí)耕地的變異情況進(jìn)行了分析，結(jié)果表明土壤有機(jī)質(zhì)含量越高的地塊變異性越低(表7)，說明隨著土壤有機(jī)質(zhì)含量升高土壤有機(jī)質(zhì)的增長速度會(huì)減弱，這與圖2以及2003年包耀賢[32]對(duì)延安碾莊溝流域壩地和梯田土壤有機(jī)質(zhì)含量研究的演變規(guī)律相似。

表7 不同肥力水平耕地的變異性

4 結(jié)論

近40 a泥河溝流域耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量總體呈現(xiàn)上升趨勢，前期變異很小，中期變大，后期又減?。恍拗萏?、溝坡防護(hù)和增施化肥在其中起到了重要的作用，因修筑梯田和溝坡防護(hù)流域的地形發(fā)生了很大的改變，減弱了土壤侵蝕，使土壤有機(jī)質(zhì)含量得以積累；而1998—2004年由于大面積修筑梯田，造成土壤擾動(dòng)，引起了土壤有機(jī)質(zhì)的損失；增施化肥在引起土壤有機(jī)質(zhì)含量提高的效果略高于修筑梯田的效果，兩者在影響土壤有機(jī)質(zhì)含量變化方面起著主導(dǎo)作用；雖然溝坡防護(hù)所影響的地類面積較少，然而溝坡防護(hù)對(duì)土壤擾動(dòng)較小，在引起土壤有機(jī)質(zhì)含量上升方面的效果更好；各類因素所引起的土壤有機(jī)質(zhì)的上升效果是一個(gè)長期積累的過程，這個(gè)過程中土壤有機(jī)質(zhì)含量并不會(huì)無限度地上升，含量越高上升越不明顯，甚至出現(xiàn)降低。

[1] 王磊, 應(yīng)蓉蓉, 石佳奇,等. 土壤礦物對(duì)有機(jī)質(zhì)的吸附與固定機(jī)制研究進(jìn)展[J]. 土壤學(xué)報(bào), 2017, 54(4): 805– 818.

[2] 趙其國. 中國東部紅壤地區(qū)土壤退化的時(shí)空變化、機(jī)理及調(diào)控[M].北京: 科學(xué)出版社, 2002: 20–30.

[3] Dostal J. Results of the long-term organic matter balance investigations in Usti Nad Orlici District and the trends in the whole Czech Republic[J]. Archives of Agronomy and Soil Science, 2002, 48: 155–160.

[4] 連綱, 郭旭東, 傅伯杰, 等. 黃土高原縣域土壤養(yǎng)分空間變異特征及預(yù)測—— 以陜西省橫山縣為例[J]. 土壤學(xué)報(bào), 2008, 45(4): 577–584.

[5] Scott H D, Handayani I P, Miller D M. Temporal variability of selected properties of Loessial soil as affected by cropping[J]. Soil Sci. Soc. Am. J., 1994, 58: 1531–1538.

[6] Evrendilek F, Celik I, Kilic S. Changes in soil organic carbon and other physical soil properties along adjacent Mediterranean forest, grassland, and cropland ecosystems in Turkey[J]. Journal of Arid Environment, 2004, 59: 743–752.

[7] Stark C H, Condron L M, Stewart A, et al. Small-scale spatial variability of selected soil biological properties[J]. Soil Biological Biochemistry, 2004, 36: 601–608.

[8] Bai J H, Ouyang H, Deng W, et al. Spatial distribution characteristics of organic matter and total nitrogen of marsh soils in river marginal wetlands[J]. Geoderma, 2005, 124: 181–192.

[9] Liu D W, Wang Z M, Zhang B, et al. Spatial distribution of soil organic carbon and analysis of related factors in crop lands of the black soil region, Northeast China[J]. Agriculture, Ecosystems and Environment, 2006, 113: 73–81.

[10] Ettema C H, Wardle D A. Spatial soil ecology[J]. Trends in Ecology & Evolution, 2002, 17(4): 177–183.

[11] 楊帆, 徐洋, 崔勇,等. 近30年中國農(nóng)田耕層土壤有機(jī)質(zhì)含量變化[J]. 土壤學(xué)報(bào), 2017, 54(5): 1047–1056.

[12] 趙明松, 李德成, 張甘霖, 等. 1980—2010年安徽省耕地表層土壤養(yǎng)分變化特征[J]. 土壤, 2018, 50(1): 173–180.

[13] 淳化縣地方志辦公室. 淳化年鑒[M]. 咸陽: 咸陽卓雅印務(wù)有限公司, 2014: 47–48.

[14] 淳化縣農(nóng)業(yè)區(qū)劃委員會(huì). 淳化縣農(nóng)業(yè)區(qū)劃報(bào)告集[M]. 西安: 西安市新城區(qū)印刷廠, 1984: 1–12.

[15] 劉秉正, 李光錄, 吳發(fā)啟, 等. 黃土高原南部土壤養(yǎng)分流失規(guī)律[J]. 水土保持學(xué)報(bào), 1995, 9(2): 77–86.

[16] 呂俊杰. 泥河溝小流域土壤養(yǎng)分分布特征與生產(chǎn)力評(píng)價(jià)研究[D]. 陜西楊凌: 西北林學(xué)院, 1999.

[17] 莫翼翔, 吳發(fā)啟. 泥河溝小流域土壤養(yǎng)分的分布與保護(hù)[J]. 水土保持學(xué)報(bào), 2002,16(3): 23–26.

[18] 李光錄, 高存勞. 黃土高原南部土地生產(chǎn)力及其與侵蝕的關(guān)系[J]. 干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究, 2007, 25(4): 42–46.

[19] 劉海斌. 黃土高原已治理小流域土地利用現(xiàn)狀解析與評(píng)價(jià)[D]. 陜西楊凌: 西北農(nóng)林科技大學(xué), 2007.

[20] Goovaerts P. Geo statistical tools for characterizing the spatial variability of microbiological and physico-chemical soil properties[J]. Biol. Fert. Soils, 1998, 27(4): 315–334.

[21] Cambardella C A, Moorman TB, Novak J M, et al. Field- scale variability of soil properties in Central Iowa soils[J]. Soil Science Society of American Journal, 1994, 58: 1501–1511.

[22] 沈思淵. 土壤空間變異研究中地統(tǒng)計(jì)學(xué)的應(yīng)用及其展望[J]. 土壤學(xué)進(jìn)展, 1995, 9(2): 77–86.

[23] 薛萐, 劉國彬, 張超, 等. 黃土高原丘陵區(qū)坡改梯后的土壤質(zhì)量效應(yīng)[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào), 2011(4): 310–316.

[24] 呂甚悟. 紫色土丘陵區(qū)坡地改梯田的效益[J]. 土壤, 1989(3): 151–153.

[25] 方樟法. 土壤農(nóng)化常規(guī)分析中某些誤差的產(chǎn)生及其根源[J]. 浙江農(nóng)業(yè)科學(xué),1989(6): 68–270.

[26] 邱虎森, 蘇以榮, 黎蕾,等. 典型喀斯特高原坡地土壤養(yǎng)分分布及其影響因素[J]. 土壤, 2013, 45(6): 985–991.

[27] Alexandra N K, Donald G B. Correlation of corn and soybean yield with topography and soil properties[J]. Agronomy Journal, 2000, 92 (1): 75–83.

[28] 李光錄, 趙曉光, 吳發(fā)啟, 等. 水土流失對(duì)土壤養(yǎng)分的影響研究[J]. 西北林學(xué)院學(xué)報(bào), 1995, 10(增): 28–33.

[29] 黃晶, 高菊生, 張楊珠, 等. 長期不同施肥下水稻產(chǎn)量及土壤有機(jī)質(zhì)和氮素養(yǎng)分的變化特征[J]. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào), 2013, 24(7): 1889–1894.

[30] 金琳, 李玉娥, 高清竹, 等. 中國農(nóng)田管理土壤碳匯估算[J]. 中國農(nóng)業(yè)科學(xué), 2008(3): 734–743.

[31] 王建民, 孟德順. 旱地小麥高產(chǎn)綜合栽培試驗(yàn)//王佑民. 黃土高原溝壑區(qū)綜合治理及其效益研究[C]. 北京：中國林業(yè)出版社, 1990: 184–189.

[32] 包耀賢. 黃土丘陵溝壑區(qū)壩地和梯田土壤理化性質(zhì)研究[D]. 陜西楊凌: 西北農(nóng)林科技大學(xué), 2005.

Temporal Variability of Soil Organic Matter Content in Cultivated Lands in Nihegou Watershed

WU Bo1, WU Faqi2, TONG Xiaogang2, SONG Minmin2, HOU Lei1

(1 Institute of Soil and Water Conservation, Northwest A&F University, Yangling, Shaanxi 712100, China; 2 College of Resources and Environment Sciences, Northwest A&F University, Yangling, Shaanxi 712100, China)

Variance and coefficient of variation were used to analyze temporal variability of soil organic matter (SOM) content in the Nihegou watershed in the loess plateau from 1980 to 2015, and isolated the effects of factors on total variation. The results showed that SOM content of cultivated land showed an increasing trend since 1980, the variability increased first and then decreased. Building terraces, slope protection and increasing fertilizer application had great effects on the variation of SOM content, and the effect of increasing fertilizer application was slightly more than that of building terraces. Building terraces caused the loss of SOM in the initial stage due to soil disturbance. Although slope protection only played a role in the smaller area, it avoided soil disturbance thus had a better effect. The variation caused by all factors was a process of long-term accumulation, in which SOM did not increase endlessly. The higher the content of SOM, the less obvious the increase. SOM content of farmland increased from 9.52 g/kg in 1980 to 14.58 g/kg in 2015, which was improved from the 7thlevel to the 5thlevel in the 2ndnational soil survey classification. The above results reflect the governance benefit of the watershed, and provide a basis for watershed management and management in the future.

Nihegou; Cultivated soil; Soil organic matter (SOM); Temporal variability

S158

A

10.13758/j.cnki.tr.2020.01.025

吳駁, 吳發(fā)啟, 佟小剛, 等. 近40年泥河溝流域耕地土壤有機(jī)質(zhì)含量的變異性. 土壤, 2020, 52(1): 174–179.

國家重點(diǎn)基礎(chǔ)研究發(fā)展計(jì)劃(973計(jì)劃)項(xiàng)目(2007CB407201-5)和國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41271288)資助。

吳駁(1992—)，男，湖南岳陽人，碩士研究生，主要從事土壤養(yǎng)分與土壤侵蝕方面的研究。E-mail: 2463574955@qq.com