肖志鹏 廖超林 单雪华 母婷婷 傅灵艺 邹凯 陈治峰 张杨珠

摘 要：了解土壤肥力其及空间变异性的变化是土地整理区发展农业生产急需解决的问题之一。以时空替代法选择典型土地整理和未整理區，利用多元统计、GIS技术及地统计学方法，研究了土地整理对土壤肥力及空间变异的影响。结果表明：整理区土壤pH值和全氮显著（P<0.05）低于未整理区，其他6项指标也低于未整理区，但差异不显著;土地整理能显著降低土壤pH值和全氮含量，导致pH值及有机质、全氮、全钾和碱解氮含量变异性减小，而全磷、有效磷、速效钾含量变异性增大。整理区土壤肥力综合指数（Integrated fertility index， IFI）均值为0.36，比未整理区显著低33.33%，且变异系数大于未整理区。依据土壤肥力等级分布比例，土地整理区差和较差等级分别占9.09%和45.45%，缺乏良好以上的等级，土壤肥力质量普遍较差。土地未整理和整理区IFI最优模型均为高斯模型，相对于未整理区，整理区土壤IFI的块金值、基台值、块金系数和变程均不同程度降低;未整理区和整理区IFI分别具有中等空间相关性和强空间相关性。依据IFI空间分布面积统计，土地整理导致高等级肥力土壤分布区域减少，低等级肥力土壤分布区域增加。

关键词：土地整理;时空替代法;土壤肥力;空间变异

中图分类号：S158文献标识码：A文章编号：1006-060X（2020）07-0047-07

Abstract： Increasing arable land area is still the main goal and the basic driving force in current land consolidation （LC） activities in China （especially in hilly areas）， which results in a one-sided pursuit of land quantities and its yield， and neglect of soil fertility and its quality. Therefore， understanding the changes in soil fertility and its spatial variability is one of the urgent problems to be solved in the development of agricultural production in land consolidation areas. Using the method of a spatial series representing temporal series， two fields of the same soil parent matter， farming management and ecological environment， one of which was the consolidation land， the other was non-consolidation land in the hilly region of Jinchen County， Hunan Province， were selected to explore the effects of LC on soil fertility and its spatial variation through a combination of multivariate statistics （including elementary statistics， principal component analysis and variance analysis）， geostatistics （semivariogram models） and GIS. The results showed that soil pH value and total nitrogen in land-consolidation region （LCR） were significantly （P<0.05） lower than in non-land-consolidation region （NLCR）， the other 6 fertility indices in LCR were also lower than in NLCR， but not significant， which meant that LC could significantly （P<0.05） decrease soil pH value and total nitrogen. According to the variation coefficients of 8 fertility indices in LCR and NLCR， LC could decrease the variability of soil pH， organic matter， total nitrogen， total potassium and alkali-hydrolyzable nitrogen， and increase the variability of soil total phosphorus， available phosphorus and available potassium. The average soil integrated fertility index （IFI） in LCR was 0.36， which was 33.33% lower than in NLCR， furthermore， its variation coefficient in LCR was bigger. According to the distribution proportion of soil fertility grade， the low and relatively low IFI of LCR accounted for 9.09% and 45.45%， respectively， the above-good grades were absent， which meant the soil fertility in LCR was generally poor. Both IFI in NLCR and LCR were well described by Gaussian model. From NLCR to LCR， nugget， sill， nugget/sill ratios and range decreased， and the IFIs spatial correlations varied from middle to high. According to the spatial area distribution of different grades of IFI， LC decreased the distribution region of high grade soil fertility and increased that of low grade soil fertility， i.e.， LC resulted in soil fertility degeneration on regional scale.

Key words： land consolidation， a spatial series representing temporal series， soil fertility， spatial variability

气象条件、作物类型、种植制度及农田管理措施是影响农田土壤属性的主要因素[1-2]。土壤属性的空间变异性导致土壤综合质量的空间分布不均匀[3-5]。在中国粮食安全和生态环境面临双重威胁的大背景下，进行区域土壤肥力评价及其空间变异研究，对实施养分精确管理、平衡施肥、保障生态环境的良性循环以及促进农业可持续发展具有重要的现实意义。土地整理是人类干预土壤最直接和最主要的活动，深刻影响着土壤的理化性状及其生态环境，进而影响土壤综合质量和耕地综合生产力[6]。自2001年全国范围内开展土地整理工作以来，学者们就土地整理与土壤理化性质进行了大量研究，主要集中在土地整理前后土壤理化性状或土壤肥力的比较和土地整理后土壤属性变化等方面[7-13]，而关于土地整理对土壤肥力及空间变异影响的报道较为少见。笔者以邵阳市金称市镇土地整理区为研究对象，以时空替代法选择土地整理和未整理区，采用多元统计、GIS技术及地统计学方法，研究土地整理对土壤肥力及空间变异的影响，以期为评估土地整理对耕地综合生产及土壤培肥与改良提供参考。

1 研究区概况与土地整理施工流程

1.1 研究区概况

研究区域位于湖南省现代烟草农业试点项目——邵阳市金称市镇项目区烟田综合整治试点，地跨 111°07'06" ～ 110°8'34"E，26°49'51" ～ 26°50'42"N。该地区系低山丘岗地貌区，海拔高度230 ～ 270 m;属大陆季风气候区，气候温和、光照充足、雨量充沛，年平均气温16.9℃，年日照1 593 h，无霜期280 d，年降雨量1 355 mm[14]。土壤为第四纪红土母质发育的红壤性水稻土，主要种植方式为烟—稻轮作。

1.2 土地整理施工流程

研究区总面积140.53 hm2，土地整理工程于2012年3月开始，2013年1月整理完成并交付使用。工程目标为耕地田块土方平整，其主要项目是清除土堆和平整低洼田面，剝离、回填表土，人工平整耕作层。按设计高程施工平整田面，顺水流坡度控制在1/1 000以内，耕作层在20 cm左右。依据设计，先将拟平整田块20 cm耕作层用推土机进行表土剥离，堆放在田块内，用塑料布遮盖，避免土壤流失。表土剥离后，用平地机进行细平，高差较大处由铲运机铲运土方回填，高差小于10 cm的平整工作由人工完成，机械平整后人工再平整一次，以满足设计要求。采取就近平整原则，挖取高于设计田面标高的土方回填至附近低于设计田面标高田块，开挖及回填时保证表土回填前田块有足够的保水层，防止表土层底部为漏水层，同时兼顾田面高程控制。最后依设计要求，推土机配合平整进行耕作层回覆，新造田表土翻松则用推土机的松土器进行耙松处理。

2 研究方法

2.1 采样方法

采用时空替代法，选取2块连片且土壤母质均为第四纪红色黏土、耕作制度均为烟—稻轮作、生态环境一致的土地整理和未整理区域（图1）。采用GPS定位技术，根据田块形状，按照（80～100） m×（100～120）m的规格，对研究区土壤进行网格五点梅花法采样，采用手持 GPS标记各采样点坐标，采集土地整理干扰/未干扰耕作层（0～20 cm）土壤农化样品各11个。土地整理区和未整理区面积分别为4.60和4.43 hm2。

2.2 检测指标及方法

采集的土壤样品带回实验室后，经风干、去杂、过10目和100目筛后，测定土壤样品的pH值及有机质（SOM）、全氮（TN）、全磷（TP）、全钾（TK）、碱解氮（AN）、有效磷（AP）、速效钾（AK）含量情况。其中，土壤pH值采用电位法测定，有机质含量采用重铬酸钾-外加热法测定，全氮采用凯氏定氮法测定，碱解氮采用碱解扩散法测定，全磷采用钼锑抗比色法测定，有效磷采用NaHCO3提取，钼锑抗比色法测定，全钾采用碱溶火焰光度计法测定，速效钾采用NH4Ac浸提火焰光度计法测定[15]。

2.3 土壤肥力综合评价方法

土壤肥力是土壤物理、化学和生物性质的综合反应[16]。土壤肥力评价应以土壤的养分含量为主[17]。

针对南方土壤特性，基于通用性、实用性、有效性和敏感性原则，按照因子对土壤生产力的影响，选取pH值及有机质（SOM）、全氮（TN）、全磷（TP）、全钾（TK）、碱解氮（AN）、有效磷（AP）、速效钾（AK）8项土壤肥力评价指标，建立土壤肥力质量评价指标体系。

2.3.1 评价指标隶属度的计算 采用隶属度函数，从主成分因子负荷量值的正负性，确定隶属度函数分布的升降性，这与各因子对土地整理的效应相符合。考虑到该研究土壤肥力质量评价均为化学指标，采用升型分布函数[18]，即：F（Xi）=（Xij-Ximin）/（Ximax-Ximin）;式中，F（Xi）表示各肥力因子的隶属度值，Xij表示各肥力因子值，Ximax和Ximin分别表示第i项肥力因子中的最大值和最小值，并根据公式计算土壤肥力因子的隶属度值。

2.3.2 土壤肥力综合指数值 利用SPSS 18.0软件计算各肥力因子主成分的贡献率和累计贡献率，得到土壤肥力因子主成分矩阵。依据提取的主成分分析因子负荷量，计算加权平均值，分析各肥力因子的作用大小，确定他们的权重。根据加乘法则，对各个肥力指标值采用乘法进行合成，计算土壤肥力综合指数值（Integrated fertility index，IFI）。

式中，Wi表示各肥力因子的权重向量，F（Xi）表示各肥力因子的隶属度值。

参考湘南土壤肥力质量的实际状况，依据表1中的标准[19]划分土壤肥力等级，计算研究区各肥力等级百分比。

2.4 半变异函数分析方法

半变异函数又称半变差函数，是地统计分析的特有函数。如果区域化变量Z（x）的增量，即点x和x+h处的值Z（x）与Z（x+h）之差的平方[Z（x+h）-Z（x）]2为区域化变量Z（x）方差的一半，则这一函数就称为半变异函数，记为r（h），2r（h）称为变异函数[20]。根据定义有：

式中，h为2样本点空间分隔距离;r（h）为h的半方差函数值;N（h）为间隔距离等于h的样本点的对数;Z（xi）为空间位置点xi处指标的实测值;Z（xi+h）为空间位置点xi+h处指标的实测值。

2.5 数据处理

将手持 GPS 标记的各采样点坐标导入GS+ 9.0和 ArcGIS 10.0 软件，生成具有土壤肥力指标信息的采样样点数据。基于地统计学原理，采用 GS+9.0 软件完成半变异函数计算和理论模型拟合，并结合 ArcGIS 软件中Geostatistical Analyst 工具，对采样点各土壤肥力综合指数值进行克里格插值，生成研究区土壤肥力质量的空间分布图，完成土壤肥力质量空间分布面积统计。

传统的数据统计分析借助Excel 2010和SPSS 15.0 软件完成。

3 结果与分析

3.1 土地整理对土壤肥力指标的影响

表2为土地未整理区与整理区土壤的主要肥力指标状况。土地整理区8项土壤肥力指标值均低于未整理区;其中，整理区土壤pH值和全氮分别比未整理区降低13.81%和24.68%，差异达显著水平（P<0.05），说明土地整理对pH值和全氮影响显著。从变异系数看，土地整理后土壤pH值、有机质、全氮、全钾和碱解氮的变异系数有所降低，而全磷、有效磷、速效钾的变异系数有所增大，表明土地整理导致土壤pH值、有机质、全氮、全钾和碱解氮变异性减小，而其他肥力指标变异性增大。

3.2 土地整理对土壤肥力指标空间分布的影响

从图2可以看出，土壤pH值、有机质、全氮及碱解氮值较大的区域分布在未整理区，值较小的区域主要分布在土地整理区;而全磷、有效磷、全钾及速效钾则相反。其中pH值、碱解氮、全磷及速效钾不管是在未整理区还是整理區，均呈零碎的小斑块状;pH值可能受土壤母质和土地整理的翻填与推覆有关，而碱解氮、全磷及速效钾可能受耕作施肥的影响较大。其他4项指标中，整理区土壤有机质分布较均一，以13～17 g/kg分布区间占绝对优势，而未整理区各等级分布的斑块小，数量多;全氮、有效磷和全钾呈大区斑块分布特征，其中整理区斑块分布规律明显，与土地整理表土剥离、混杂和回填有关，而未整理区分布凌乱，可能与农户施肥与耕作管理有关。

3.3 土地整理对土壤肥力质量的影响

3.3.1 土壤肥力因子主成分的贡献率与矩阵 利用SPSS 18.0软件计算各肥力因子主成分的贡献率和累计贡献率（表3），得到土壤肥力因子主成分矩阵（表4）。通过主成分分析可以看出，未整理区和整理区土壤肥力指数的前3个主成分的累积贡献率分别为81.87%和81.13%，表明这3个主成分已分别提供了全部指标81.87%和81.13%以上的信息。未整理区中有机质、全氮、全磷、有效磷、速效钾在第1主成分中发挥了重要作用，全钾、碱解氮分别在第2主成分中发挥了重要作用，pH值在第3主成分中发挥了重要作用;整理区中全氮、全磷、碱解氮、有效磷、pH值在第1主成分中发挥了重要作用，有机质、全钾在第2主成分中发挥了重要作用，速效钾在第3主成分中发挥了重要作用。

3.3.2 土壤肥力因子的负荷量和权重 由表5可知，选取的土壤肥力指标均影响着研究区土壤肥力特征。研究区土壤中各肥力指标权重变化较大，未整理区的指标权重变化在-0.027～0.196之间，对土壤肥力影响较大的是有效磷、全磷、速效钾和有机质;整理区的指标权重变化在-0.095～0.262之间，对土壤肥力影响较大的是有效磷、全磷、全钾和全氮。

3.3.3 土壤肥力综合指数及适宜性评价 由表6可知，整理区土壤肥力综合指数（IFI）的变化范围和均值均低于未整理区，其中整理区土壤的IFI均值比未整理区低33.33%，差异达显著水平（P<0.05），说明土地整理导致土壤肥力综合指数显著降低，土壤肥力质量下降;土地整理区土壤IFI变异系数大于未整理区，表明土地整理导致土壤肥力质量变异性增大。从表6中还可以看出，未整理区差和较差等级分别占9.09%和27.27%，良好以上等级占27.27%，而土地整理区差和较差等级分别占9.09%和45.45%，缺乏良好及以上的等级。

3.4 土地整理对土壤肥力质量的空间变异特性影响

3.4.1 肥力质量空间变异结构 从表7可以看出，未整理区和整理区土壤肥力指数拟合最优模型均为高斯模型。块金值通常表示由试验误差和小于试验取样尺度引起的变异;基台值通常表示系统内总的变异;块金值与基台值之比，即块金系数，表示随机部分引起的空间异质性占系统总变异的比例[21];变程表示随机变量在空间上的自相关性尺度，反映变量空间自相关范围的大小[22]。未整理区和整理区土壤IFI的块金值分别为0.071和0.010，基台值分别为0.214和0.104，块金系数分别为0.332和0.096，变程分别为302.8和171.6;相对于未整理区，整理区土壤IFI的块金值、基台值、块金系数和变程均不同程度降低;其中，两者的块金值均较小，说明研究区土壤肥力综合指数由采样误差、短距离的变异、随机因素引起的变异小;未整理区块金系数为0.332，处于0.250～0.750变幅范围，具有中等空间相关性，表明其空间变异是由随机性因素和结构性因素共同作用引起的[23];整理区块金系数为0.096，<0.250，具有强空间相关性，表明土地整理可提高土壤肥力质量的空间相关性;整理区土壤肥力综合指数变程比未整理区低43.33%，表明整理区土壤肥力变异性大于未整理区。

[6] 王瑷玲，赵庚星，王庆芳，等. 丘陵区土地整理对土壤理化性状的影响[J]. 农业工程学报，2011，27（9）：311-315.

[7] 孟会生，王 静，郭建奎，等. 黄土区土地整理压实土壤物理性状的初步研究[J]. 中国农学通报，2009，25（24）：549-552.

[8] 叶艳妹，吴次芳. 土地整理对土壤性状的影响及其重建技术和工艺研究[J]. 浙江大学学报（农业与生命科学版），2002，28（3）：267-271.

[9] 马超群，刘铁铭，杨梅焕. 高陵县土地整理中新增耕地土壤养分现状研究[J]. 西北农林科技大学学报（自然科学版），2010，38（5）：175-180.

[10] 张雯雯，李新举，陈丽丽，等. 泰安丘陵地区土地整理项目区的土壤质量时空变异研究[J]. 安全与环境学报，2007，7（6）：61-64.

[11] 張雯雯，李新举，陈丽丽，等. 泰安市平原土地整理项目区土壤质量评价[J]. 农业工程学报，2008，24（7）：106-109.

[12] 徐 畅，高 明，谢德体，等. 土地整理年限对紫色丘陵区土壤质量的影响[J]. 农业工程学报，2009，25（8）：242-248.

[13] Yang Z S，Yang L F，Zhang B S. Soil erosion and its basic characteristics at karst rocky-desertified land consolidation area： a case study at Muzhe Village of Xichou County in Southeast Yunnan， China[J]. Journal of Mountain Science，2010，7（1）：55-72.

[14] 于庆涛，廖超林，刘丁林，等. 金称市镇土地整理对垦复烟田耕作层土壤主要养分含量变化的影响[J]. 湖南农业科学，2013（9）：50-54.

[15] 鲍士旦. 土壤农化分析[M]. 北京：中国农业出版社，2000.

[16] 熊 毅，李庆逵. 中国土壤[M]. 北京：科学出版社，1987.

[17] 周 勇，张海涛，汪善勤，等. 江汉平原后湖地区土壤肥力综合评价方法及其应用[J]. 水土保持学报，2001，15（4）：70-74.

[18] 张庆费，宋永昌，由文辉. 浙江天童植物群落次生演替与土壤肥力的关系[J]. 生态学报，1999，19（2）：174-178.

[19] 王军艳，张凤荣，王 茹，等. 应用指数和法对潮土农田土壤肥力变化的评价研究[J]. 农村生态环境，2001，17（3）：13-16，20.

[20] 李 龙，姚云峰，秦富仓. 黄花甸子流域土壤全氮、速效磷、速效钾的空间变异[J]. 生态学杂志，2015，34（2）：373-379.

[21] 张 维，李启权，王昌全，等. 川中丘陵县域土壤pH空间变异及影响因素分析：以四川仁寿县为例[J]. 长江流域资源与环境，2015，24（7）：1192-1199.

[22] 杨美玲，王雪梅，罗梦媛. 基于GIS的库车县耕层土壤养分空间变异研究[J]. 水土保持研究，2015，22（1）：61-65.

[23] Cambardella C A， Moorman T B， Novak J M， et al. Field-scale variability of soil properties in central Iowa soils[J]. Soil Science Society of America Journal，1994，58（5）：1501-1511.

[24] Acosta-Martínez V，Reicher Z， Bischoff M， et al. The role of tree leaf mulch and nitrogen fertilizer on turfgrass soil quality[J]. Biology and Fertility of Soils，1999，29（1）：55-61.

（责任编辑：张焕裕）