張弛， 劉聰,3， 張瑞芳， 周大邁， 王紅

(1.河北農(nóng)業(yè)大學(xué)，河北 保定 071001；2.國(guó)家北方山區(qū)農(nóng)業(yè)工程技術(shù)研究中心，河北 保定 071001；3.河北省唐山市自然資源和規(guī)劃局，河北 唐山 063000)

土壤中的營(yíng)養(yǎng)元素根據(jù)含量和植物的需求量，分為大量營(yíng)養(yǎng)元素、中量營(yíng)養(yǎng)元素、微量營(yíng)養(yǎng)元素及有益元素。雖然植物對(duì)微量元素的需要量很少,但它們對(duì)植物的生長(zhǎng)發(fā)育的作用與大量營(yíng)養(yǎng)元素是同等重要的銅(Cu)，鋅(Zn)，鐵(Fe)，錳(Mn)等。土壤中微量元素的有效態(tài)含量是指以相對(duì)活動(dòng)狀態(tài)存在于土壤中，能夠被作物吸收利用的那部分微量元素的含量[1]。微量元素雖然土壤中含量較低，但依舊是作物必不可少的營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)[2-3]。有研究表明，土壤有效態(tài)微量元素的多少嚴(yán)重影響作物的品質(zhì)和人類健康[4-5]。

人們對(duì)不同空間下土壤特性的認(rèn)知，是從地質(zhì)研究和生物分類學(xué)的實(shí)踐中得出的。土壤分為多種類型，每種類型的土壤都有其自身的特征。從空間上看，整個(gè)研究區(qū)域被劃分成一些離散的斑塊，斑塊之間具有完全不同的屬性及特點(diǎn)，且認(rèn)為斑塊內(nèi)部的土壤性質(zhì)一致。到20世紀(jì)90年代，經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)發(fā)展日益成熟，土壤分類學(xué)家開始將土壤分類法與經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)相結(jié)合，運(yùn)用最值、均值、方差及變異系數(shù)等參數(shù)來描述土壤的屬性。同時(shí)，DENTON等[6]建立了基于區(qū)域化變量理論的地質(zhì)統(tǒng)計(jì)學(xué)，以半方差函數(shù)描述變量在空間中的依存關(guān)系，使用克里格差值來實(shí)現(xiàn)對(duì)未來采樣區(qū)的最優(yōu)無偏估算。

近年來，土壤學(xué)家開始逐漸關(guān)注和重視土壤養(yǎng)分的空間變異規(guī)律，并取得了一定的效果。研究所涉及地域地形、土壤類型也在不斷地豐富，如森林[7]、農(nóng)田[8]、高原[9]等。目前，大量學(xué)者對(duì)土壤微量元素的相互作用關(guān)系和微量元素的空間分布特征等方面開展了大量的研究[10-12]，其研究方法也越來越復(fù)雜多樣，其中主要有GIS與地統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)合技術(shù)[13]和廣義回歸神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)[14-15]。但是，這些研究也存在一些問題，如樣品采集地區(qū)空間范圍小，采樣點(diǎn)數(shù)量少，研究對(duì)象主要集中于大量營(yíng)養(yǎng)元素，而且以縣域?yàn)閱挝贿M(jìn)行的土壤微量元素有效態(tài)的研究較少。本研究以有效態(tài)Fe、Cu、Zn、Mn為研究對(duì)象，利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS技術(shù)，對(duì)河北省阜平縣微量元素的局部分布特征進(jìn)行了調(diào)查，并對(duì)其影響因素進(jìn)行了分析，以期為當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生態(tài)建設(shè)提供技術(shù)支持。

1 研究區(qū)概況

阜平縣地理位置處于河北省的中西部，該地區(qū)屬于暖溫帶半濕潤(rùn)半干旱大陸性季風(fēng)氣候區(qū)，年平均降雨量為615.6 mm，年平均氣溫為12.7 ℃，陽(yáng)光充沛，四季分明。農(nóng)用地面積為82 397.92 hm2，其中耕地面積14 573.40 hm2，是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)、林果大縣。地勢(shì)呈現(xiàn)西北高、東南低的趨勢(shì)。全縣共包含6個(gè)土類、13個(gè)亞類、35個(gè)土屬以及114個(gè)土種[16]。褐土屬于地帶性土壤，包括褐土亞類、碳酸鹽褐土亞類、草甸褐土亞類、淋溶褐土亞類以及褐土性土亞類，占全縣土地總面積的78.54%。

2 材料與方法

2.1 樣品采集

本次研究中，主要通過參考阜平縣土地利用現(xiàn)狀圖、土壤圖及行政區(qū)劃圖等相關(guān)圖形資料，來進(jìn)行布點(diǎn)及采樣。以全面性、客觀性為原則，結(jié)合實(shí)際情況，選取具有代表性和可比性的樣品采集點(diǎn)位，定位過程中的應(yīng)用儀器為GPS定位儀，精度采用0.1″。布點(diǎn)及采樣遵循《耕地地力調(diào)查與質(zhì)量評(píng)價(jià)技術(shù)規(guī)程》[17]規(guī)定，于2012年5月，在0～20 cm厚度的土層中進(jìn)行采樣。必須確保有足夠的采樣點(diǎn)來表示樣品單元的土壤特性，每個(gè)樣本取樣本點(diǎn)的個(gè)數(shù)為15～20個(gè)，研究區(qū)共采集0～20 cm土壤樣品3 460個(gè)。采樣點(diǎn)共55 360個(gè)，具體取樣點(diǎn)位見圖1所示。

圖1 阜平縣土壤樣點(diǎn)點(diǎn)位分布圖Fig.1 Distribution map of soil sampling points in Fuping County

2.2 樣品分析與測(cè)定

采樣過程中利用GPS進(jìn)行采樣點(diǎn)定位，并記錄采樣點(diǎn)地貌特征、土壤類型和作物種植等地理環(huán)境信息。土壤樣品運(yùn)回實(shí)驗(yàn)室，經(jīng)自然風(fēng)干、剔除雜物后碾磨過0.85 mm網(wǎng)篩，并進(jìn)行分析測(cè)定。

2.3 數(shù)據(jù)處理

使用SPSS 22.0數(shù)據(jù)分析和統(tǒng)計(jì)軟件，處理對(duì)土壤微量元素測(cè)得的數(shù)據(jù)，包括異常值處理，描述性統(tǒng)計(jì)分析以及數(shù)據(jù)正態(tài)分布檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果與變量空間結(jié)構(gòu)特征會(huì)受到異常值的影響[17]。本研究使用域法識(shí)別異常值的方法，即域內(nèi)上下限為平均值加減3倍標(biāo)準(zhǔn)差，用上限值與下限值替換超出上下限的異常值。

通過數(shù)據(jù)分析，得出最大值、最小值、標(biāo)準(zhǔn)差、平均值、峰度、偏度、變異系數(shù)等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)；在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行空間分析前，需對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)，目的是避免產(chǎn)生比例效應(yīng)。該研究為確保數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，采用正態(tài)Q-Q圖與偏度-峰度檢驗(yàn)聯(lián)合檢驗(yàn)的方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)。之后，以GS+9.0軟件為手段，對(duì)合適的數(shù)據(jù)進(jìn)行模型選擇及半方差函數(shù)分析，最終獲得土壤微量元素半方差函數(shù)的相關(guān)參數(shù)和理論模型。最后，利用ArcGIS 10.3軟件得到普通克里格插值，繪制土壤微量元素空間分布圖，再使用Spatial Analyst模塊對(duì)各級(jí)分布數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

3 結(jié)果與分析

3.1 阜平縣土壤微量元素有效態(tài)Cu、Zn、Fe、Mn含量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)阜平縣土壤有效態(tài)Cu、Zn、Fe、Mn含量的原始數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果進(jìn)行處理，處理后的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 土壤有效態(tài)微量元素的描述統(tǒng)計(jì)(處理數(shù)據(jù))Table 1 Statistical description of soil available micronutrients (processed data)

數(shù)據(jù)最大值與最小值經(jīng)替換之后與原始數(shù)據(jù)相比顯現(xiàn)出一定的差異，表1中有效態(tài)Cu、有效態(tài)Zn和有效態(tài)Mn的最大值與有效態(tài)Mn的最小值為對(duì)其進(jìn)行公式運(yùn)算后所產(chǎn)生的數(shù)值，將原有數(shù)據(jù)中的異常值用處理后的數(shù)據(jù)替換掉。將有效態(tài)微量元素的最大值進(jìn)行替換，替換后，變異系數(shù)、峰度、偏度值的變化均較大。有效態(tài)Fe的原始數(shù)據(jù)經(jīng)替換后，由于差值數(shù)量變化較小，因此，描述性統(tǒng)計(jì)分析的對(duì)比變化并不明顯。將數(shù)據(jù)中的異常值剔除處理后，對(duì)數(shù)據(jù)的峰度、偏度及變異系數(shù)的影響均不顯著。按照河北省土壤有效態(tài)微量元素分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，從平均含量來看，4種有效態(tài)微量元素的含量水平不高，土壤有效態(tài)Fe、Mn、Cu、Zn平均含量分別為17.06、11.34、1.76、1.39 mg·kg-1。

變異系數(shù)(CV)是一種統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，用于衡量土壤的空間變異性[18]。通常來講，CV≤10%空間變異性較弱，CV=10%～ 100%空間變異性為中等水平，CV≥100%空間變異性強(qiáng)。阜平縣土壤有效態(tài)Fe、Zn、Cu和Mn的含量在空間上均屬于中等程度變異。按照由大到小的順序?qū)Ω魑⒘吭氐淖儺愊禂?shù)進(jìn)行排列，順序?yàn)閆n(56.71%)>Cu(49.00%)>Fe(34.15%)>Mn(33.57%)。偏度是一種評(píng)價(jià)指標(biāo)，能夠衡量分布不對(duì)稱及偏斜程度，偏度值越接近于0，數(shù)據(jù)越服從正態(tài)分布。由表1可知，僅有效態(tài)Mn含量的峰度值和偏度接近0，并初步判斷有效態(tài)Mn含量服從正態(tài)分布。初步判斷其余微量元素不服從正態(tài)分布。

3.2 有效態(tài)微量元素的正態(tài)分布檢驗(yàn)

本研究使用標(biāo)準(zhǔn)的Q-Q圖檢驗(yàn)方法來測(cè)試數(shù)據(jù)的正態(tài)分布。散點(diǎn)分布越接近該直線，數(shù)據(jù)越接近于正態(tài)分布[19]。

由描述性統(tǒng)計(jì)分析可知，只有有效態(tài)Mn含量初步認(rèn)定為服從正態(tài)分布。因此，為使有效態(tài)Zn、有效態(tài)Cu、有效態(tài)Fe使其服從正態(tài)分布，將其進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后，3種有效態(tài)微量元素正態(tài)分布圖2。

圖2 土壤有效態(tài)微量元素Q-Q圖

3.3 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素半方差函數(shù)分析

變異函數(shù)理論模型的各項(xiàng)擬合參數(shù)決定了理論模型的選擇，土壤有效態(tài)Cu、Zn的最優(yōu)半方差模型為線性模型，高斯模型是土壤有效態(tài)Fe的最優(yōu)模型，球型模型為土壤有效態(tài)Mn的最優(yōu)模型[20]。塊金值與基臺(tái)值的比值被定義為基底效應(yīng)，若基底效應(yīng)小于25%，說明系統(tǒng)的空間相關(guān)性處于強(qiáng)烈的水平；若基底效應(yīng)在25%到75%之間，說明系統(tǒng)的空間相關(guān)性處于中等水平；若基底效應(yīng)大于75%，說明系統(tǒng)的空間相關(guān)性處于非常弱的水平[21]。

塊金值越大，表示樣本間的變異更多是由隨機(jī)因素引起的。其中，有效態(tài)Mn和Cu的空間相關(guān)性較強(qiáng)，說明這2種微量元素受氣候、土壤、母質(zhì)、地形等結(jié)構(gòu)性因素影響較為嚴(yán)重。有效態(tài)Zn和Fe的空間相關(guān)性呈中等水平，說明這2種微量元素的空間變異受結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同影響，即自然因素與耕作、施肥等人為因素的共同影響?？勺儏^(qū)域反映了空間相關(guān)性的最大距離。 變量范圍內(nèi)的變量之間存在空間相關(guān)性。 如果超出變量范圍，則認(rèn)為變量彼此獨(dú)立[22]。

Zn和Fe決定系數(shù)在0.8左右，擬合效果比較好；Cu和Mn決定系數(shù)在0.2左右，擬合效果差。

表2 土壤有效態(tài)微量元素的半方差函數(shù)及其擬合參數(shù)

3.4 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素空間格局與分區(qū)統(tǒng)計(jì)分析

參考土壤微量元素有效態(tài)養(yǎng)分分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)和相關(guān)文獻(xiàn)分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合阜平縣土壤微量元素的實(shí)際含量，制訂阜平縣微量元素有效態(tài)養(yǎng)分含量的分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，如表3。利用ArcGIS 10.3軟件，對(duì)微量元素?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行普通克里格插值，繪制出阜平縣土壤有效態(tài)微量元素分布圖(圖3)，再應(yīng)用Spatial Analyst模塊分析出微量元素在阜平縣的各級(jí)分布(表3)。

圖3 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素分布圖Fig.3 Distribution map of soil available microelements in Fuping County

表3 阜平縣土壤微量元素含量分級(jí)面積統(tǒng)計(jì)Table 3 Grading area statistics of the contents of soil available microelements in Fuping County

由圖3可以看出，有效態(tài)Fe在西南與東北方向空間分布含量較高，高值區(qū)在阜平縣的西南部分布；有效態(tài)Mn含量高值區(qū)分布在阜平縣的西北部，向東南方向逐漸遞減。大概與土壤形成的地質(zhì)環(huán)境有關(guān)，有效態(tài)Mn的含量在西北部的山地分布較高?？赡苁苋藶橐蛩氐挠绊懀行B(tài)Zn和有效態(tài)Cu的空間分布大體呈島狀分布，阜平縣的西部區(qū)域零散分布著有效態(tài)Zn的高值區(qū)，有效態(tài)Cu的高值區(qū)零散分布在阜平縣西南部。

通過分析表3的數(shù)據(jù)，全縣有效態(tài)Fe含量分布最廣的以高等水平16～20 mg·kg-1為主，土壤有效態(tài)Fe基本處于中等及中等偏高水平，占總面積的86.79%。有效態(tài)Fe含量低的地塊，占阜平縣的13.21%。以上數(shù)據(jù)表明，縣域內(nèi)有效態(tài)Fe含量較為豐富，基本能夠滿足作物生長(zhǎng)的日常需要。全縣有效態(tài)Mn含量基本處于中等水平，含量分布最廣的以11～15 mg·kg-1為主，有效態(tài)Mn缺乏地區(qū)主要分布在阜平縣東部和少部分西北部地區(qū)，占總面積的5.46%?？臻g分布最廣的有效態(tài)Cu含量以1～2 mg·kg-1為主，平均值含量水平較低，缺乏地區(qū)的面積占比為71.12%，Cu元素缺乏情況十分嚴(yán)重，應(yīng)及時(shí)對(duì)Cu元素肥料進(jìn)行補(bǔ)充；有效態(tài)Zn以2～3 mg·kg-1的含量分布最為廣泛。和有效態(tài)Fe、有效態(tài)Zn及有效態(tài)Mn的情況相似，含量分布均處于中等水平，所以需對(duì)微量元素肥料進(jìn)行及時(shí)補(bǔ)充。

土壤有效態(tài)微量元素的含量分布不僅由自然因素決定，如：成土母質(zhì)、地形、氣候等，還深受施肥管理、耕作等人為因素的影響。其中，施肥管理十分影響土壤中微量元素的含量變化。結(jié)合第2次土壤普查(1980年)的調(diào)查結(jié)果，4種有效態(tài)微量元素的數(shù)量均有增加。因此，人文活動(dòng)干預(yù)較多，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)民對(duì)微肥及有機(jī)肥的重視程度明顯提高。第2次土壤普查中(1980年)，得到Cu、Zn、Fe、Mn 4種微量元素的含量，分別為0.547、0.418、7.674、10.02 mg·kg-1。

3.5 阜平縣土壤有效態(tài)微量元素與主要元素的相關(guān)性分析

土壤有效態(tài)微量元素空間分布的影響因素較多。本研究主要探討土壤主要營(yíng)養(yǎng)元素對(duì)土壤有效態(tài)微量元素的影響。主要營(yíng)養(yǎng)元素與土壤有效態(tài)微量元素含量的相關(guān)性分析見表4。

表4 土壤主要元素與微量元素的相關(guān)性

有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效態(tài)磷和速效鉀都與Cu、Zn、Mn呈極顯著的正相關(guān)性，只有Fe對(duì)速效鉀的正相關(guān)性不強(qiáng)。根據(jù)土壤有機(jī)質(zhì)的定義，說明該地區(qū)的土壤肥力較強(qiáng)，屬于優(yōu)質(zhì)土壤；此外，分析數(shù)據(jù)表明N、P、K養(yǎng)分含量高的地區(qū)，有效態(tài)微量元素的含量也就越高。由此可以推測(cè)，人們?cè)谑┘悠胀ǚ柿系耐瑫r(shí)開始注重微量元素的施用，可以通過人為增加土壤養(yǎng)分的施入量來提升土壤中各微量元素的含量。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

本研究以河北省阜平縣為例，研究了縣域土壤有效態(tài)微量元素的空間變異特征、分布規(guī)律及影響因素，主要結(jié)論如下：

1)按照河北省土壤有效態(tài)微量元素分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，阜平縣土壤有效態(tài)Fe、Mn、Cu、Zn平均含量分別為17.06、11.34、1.76、1.39 mg·kg-1，土壤有效態(tài)Mn、有效態(tài)Zn、有效態(tài)Fe 3種微量元素含量均處于中等水平，有效態(tài)Cu含量處于偏低水平，整體土壤有效態(tài)微量元素含量不高。阜平縣土壤有效態(tài)微量元素的含量在空間上均屬于中等程度變異(10%～100%)。變異系數(shù)最大的是有效態(tài)Zn，為56.71%，按照由大到小的順序?qū)Ω魑⒘吭氐淖儺愊禂?shù)進(jìn)行排列，順序依次為有效態(tài)Zn、有效態(tài)Cu、有效態(tài)Fe、有效態(tài)Mn，有效態(tài)Mn的變異系數(shù)最小，為33.57%。

2)本研究利用普通克里格方法，在半方差函數(shù)擬合模型的基礎(chǔ)之上，對(duì)阜平縣有效態(tài)微量元素進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)特征分析，Cu和Mn的塊金系數(shù)均<25%，具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性，說明這兩種微量元素受人為因素影響較?。挥行B(tài)Zn和Fe具有中等的空間相關(guān)性，說明這兩種微量元素的空間變異是由結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同作用的結(jié)果。4種微量元素的變程為0.06～0.08 km；Cu和Zn符合線性模型，F(xiàn)e符合高斯模型，Mn符合球狀模型。

3)對(duì)阜平縣的土壤微量元素含量的空間插值圖進(jìn)行了分析，其空間分布規(guī)律有效態(tài)Mn的空間分布在西北方向最多，逐漸向東南方向遞減；有效態(tài)Fe的空間分布從東北地區(qū)逐漸向中部遞減，有效態(tài)Zn和有效態(tài)Cu的分布形狀表現(xiàn)出島狀。

4)有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀都與Cu、Zn、Mn呈極顯著的正相關(guān)性，只有Fe對(duì)速效鉀的正相關(guān)性不強(qiáng)。N、P、K養(yǎng)分含量高的地區(qū)，有效態(tài)微量元素的含量也就越高。

4.2 討論

利用ArcGIS對(duì)微量元素的空間信息進(jìn)行分析，結(jié)合土地利用現(xiàn)狀、成土母質(zhì)、地形、氣候等相關(guān)數(shù)據(jù)，整合土壤中有機(jī)質(zhì)含量與N、P、K大量元素信息，綜合分析了土壤中養(yǎng)分含量，為進(jìn)一步開展阜平縣土壤檢查與質(zhì)量改良提供理論依據(jù)。

有研究發(fā)現(xiàn)，成土母質(zhì)、土壤理化性質(zhì)、地形地貌等自然因素對(duì)土壤的空間差異性有著顯著的影響[23-25]。本研究發(fā)現(xiàn)，有效態(tài)Mn的空間分布在西北方向最多，逐漸向東南方向遞減。其原因可能是阜平縣的地勢(shì)基本呈現(xiàn)西北高，東南低的表象。這與部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)Mn的高含量主要分布與海拔較高的地區(qū)的結(jié)論相符合[26]。同樣，Cu元素的高值區(qū)域多分布與地勢(shì)平坦地區(qū)[27]。因此，阜平縣的Cu分布情況呈現(xiàn)島狀分布狀態(tài)。其中Zn、Cu 元素的相對(duì)高含量主要分布于石灰(巖) 土，因此，Zn與Cu元素相同呈現(xiàn)島狀分布[28]。

阜平縣土壤有效態(tài)Mn、有效態(tài)Zn、有效態(tài)Fe含量均處于中等水平，有效態(tài)Cu含量處于偏低水平，整體土壤有效態(tài)微量元素含量不高。施肥可以有效增強(qiáng)土壤養(yǎng)分補(bǔ)給，且土壤微量元素在施肥過程中也呈現(xiàn)動(dòng)態(tài)的變化。應(yīng)結(jié)合有效態(tài)微量元素的空間分布，因地制宜配方施肥，進(jìn)行分區(qū)差異化管理，從而使土壤得到不斷改良，助力農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。