40年來寧鄉市稻田土壤肥力時空變異分析

孫 耿，孫 梅，周峻宇，黃 晶，曾躍輝，羅尊長*

（1.湖南土壤肥料研究所，湖南 長沙 410125；2.中國農業科學院農業資源與農業區劃研究所/ 耕地培育技術國家工程實驗室，北京 100081；3.湖南省農業科學院，湖南 長沙 410125）

作為全國聞名的“魚米之鄉”和優質米生產基地，寧鄉市糧食產量保持湖南省第一，連續七年獲評全國糧食生產先進縣。寧鄉市主要耕作土壤是水稻土，以雙季稻種植為主，是典型的雙季稻產區。2017年全年糧食種植面積13.05萬hm2，其中水稻播種面積12.09萬hm2，糧食總產量81.8萬t［1］。持續耕作及水稻產量的不斷增加，對稻田土壤肥力產生深遠影響，因此，明確40年來稻田土壤肥力時空變異特征，對寧鄉市稻田土壤培肥管理和水稻生產等具有重要的現實意義。

土壤養分具有較強的時空變異特性［2-5］。針對土壤養分時空變異的研究，時間上，對不同時間點土壤養分進行統計分析并比較其變化趨勢，一般以1980年左右的全國第二次土壤普查和2005～2014年的測土配方施肥數據作為參考［6-7］，或對長期定位監測點進行跟蹤比較［8-9］，也可以采用大面積土壤養分定位監測和肥料定位試驗相結合的辦法［10］。空間上，主要應用地統計學與GIS相結合的方法，采用泛克里格、簡單克里格、普通克里格和張力樣條函數等方法進行插值［11-12］，并結合普通克里格法、回歸克里格法、隨機森林模型等進行空間預 測［13-14］，研究相應區域土壤養分的空間變異特征，并進行影響因素分析。一般認為，結構性因素（地形地貌、母質、氣候等）和人為因素（土地利用方式、耕作、施肥、管理水平等）是土壤養分空間分布的影響因子［15-19］，但也有研究將養分空間格局的演變歸因于作物殘茬、根系生物量的增加和秸稈還田［20］。

目前雖然有針對寧鄉市耕地質量的研究［21］，但關于寧鄉市稻田土壤養分的時空變異及其影響因素未見報道，本研究基于6項常規指標（pH、有機質、全氮、堿解氮、有效磷、速效鉀）和土壤肥力綜合肥力指標，通過克里格法進行空間插值與模型預測，系統分析了40年來寧鄉市稻田土壤肥力時空變異特征，并對其成因進行深入探討。

1 材料與方法

1.1 研究區概況

寧鄉市地處湘東偏北的洞庭湖南緣地區（27°55′～28°29′N，111°53′～112°46′E），屬中亞熱帶向北亞熱帶過渡的大陸性季風濕潤氣候，四季分明，寒冷期短，炎熱期長。年日平均氣溫16.8℃，年平均無霜期274 d，年平均日照1 737.6 h，境內雨水充足，年均降水量1 358.3 mm，相對濕度高達81%。境內多為丘陵地帶，西部的溈山區域是雪峰山龐大東部地帶的南側主干區，往東則是雪峰山余脈向東北濱湖平原過渡地帶，境內地貌有山地、丘崗、平原。地表輪廓大體是北、西、南緣山地環繞，自西向東呈階梯狀逐級傾斜，東南丘陵起伏，北部崗地平緩，東北低平開闊。水資源豐富，境內有溈水、烏江、楚江、靳江四條主要河流。成土母質主要是花崗巖、板頁巖、砂巖、石灰巖、紫色巖、第四紀紅土及河流沉積物［21］。

1.2 數據來源

本研究以1979年寧鄉第二次土壤普查為基礎，當時取樣缺乏GPS定位，僅有文字記載，但在40年的土地流轉生產過程中，田塊名基本保持不變。而2005～2007年的測土配方施肥有完整的田塊信息，因此對1979年和2007年的相同田塊進行篩選，共獲取139組數據。2018年則在歷史點的基礎上，隨機采集了133個表層土壤（0～20 cm）樣品，并調查了取樣點的水稻產量。所有樣品經風干、剔除雜質、研磨、分別過0.85和0.15 mm篩后，用于土壤理化性質分析。所有測定指標均采用常規方法進行分析［22］。

為使兩個時間節點的土壤肥力指標相對應，特選取土壤pH、有機質、全氮、堿解氮、有效磷、速效鉀6項指標及其綜合肥力指數進行土壤肥力時空變異分析。

圖1 寧鄉市稻田土壤采樣點位分布

1.3 土壤綜合肥力指數評價方法

土壤綜合肥力指數采用Fuzzy法進行評價。首先建立評價指標的隸屬度函數模型，土壤有機質、全氮、堿解氮、有效磷、速效鉀等均采用S型隸屬函數，pH采用拋物線型隸屬函數［23］。

S型隸屬函數表達式如方程（1）：

拋物線型隸屬函數表達式如方程（2）：

根據前人研究結果［24］以及結合稻田土壤的實際，本研究確定各指標的隸屬度函數曲線中轉折點的相應取值如表1所示：

表1 S型隸屬度函數轉折點取值

各個指標的單因子指數相加，即為土壤綜合肥力指數（IFI）。

式中，Ni為第i項肥力指標的隸屬度值，Wi為第i項指標的權重系數。IFI取值為0～1，本研究將土壤綜合肥力指數分為5個等級，分別是高（IFI≥ 0.8）、較高（0.8>IFI≥0.6）、中等（0.6>IFI≥0.4）、較低（0.4>IFI≥0.2）及低（IFI<0.2）。

1.4 數據處理

采用SPSS 22.0軟件進行數據統計分析；土壤肥力指標的半方差函數模型通過GS+7.0實現；土壤肥力指標的空間分析則通過ArcGIS 10.2相關分析模塊完成。利用R語言（3.4.4）進行數據的隨機森林重要性分析。

2 結果與分析

2.1 土壤肥力描述性統計

由表2可知，2018年，土壤pH平均值為5.69，較1979年降低0.58；土壤有機質、全氮、堿解氮、有效磷和速效鉀平均值分別為38.71、2.17、187.9、9.20及95.46 mg/kg，分別較1979年增加了13.1%、98.5%、20.1%、98.2%和13.7%，以全氮和有效磷增加最為明顯。2018年土壤綜合肥力指數為0.78，較1979年增加0.25，增幅達47.9%。由此可見，經過40年的發展，研究區稻田土壤肥力增加明顯，但同時也呈現明顯酸化趨勢。

2018年，土壤pH的變異系數為9.37%，屬于弱變異程度。1979年，土壤有效磷變異系數為106.5%，屬于強變異程度，其他指標均介于10%～100%之間，為中等變異程度。整體上，相對于1979年，2018年土壤肥力指標的變異系數均有所減小，表明變異程度有所降低。

表2 土壤肥力統計性描述

2.2 土壤肥力指標空間結構分析

利用ArcGIS地統計模塊對各肥力指標半方差模型進行擬合，并進行預測誤差比較，比較標準是：標準平均值（MSE）最接近于0；標準均方根預測誤差（RMSSE）最接近于1［25］。由表3可以看出，就預測誤差而言，1979年和2018年有效磷的RMSSE分別為0.747和0.893，模型擬合性較差，其他各肥力指標的半方差函數擬合較好，理論模型能較好反映各指標的空間結構 特征。

塊金比值［C0/（C0+C）］可表示空間變異程度（隨機因素引起的空間變異占系統總變異的比例），若該比值較高，說明由隨機部分引起的空間變異性程度較大；反之，則由空間自相關部分引起的空間變異性程度較大；若該比值接近于1，則說明該變量在整個尺度上具有恒定的變異。從結構性因素角度看，C0/（C0+C）可表示系統變量的空間相關性程度，如果比例<25%，說明變量具有強烈的空間相關性；若比例在25%～75%之間，變量具有中等空間相關性；比例>75%時，變量空間相關性 很弱［26］。

由表3可以看出，1979年和2018年土壤有效磷的C0/（C0+C）均為100%，空間結構表現為純塊金效應，在研究區域的取樣尺寸下，有效磷變異恒定，土壤有效磷不能建立有效半方差函數模型。兩個時間點的土壤pH、有機質、全氮、堿解氮、速效鉀和綜合肥力的C0/（C0+C）則均<25%，表現較強的空間相關性。

2.3 稻田土壤肥力時空分布特征

2.3.1 稻田土壤肥力時空變異

1979年，有機質西北部地區最高為41.8 g/kg，東北部地區最低為28.1 g/kg；全氮中南部地區最高1.42 g/kg，東南部地區最低為0.81 g/kg；堿解氮東北部地區最高為194.7 mg/kg，南部地區最低為105.2 mg/kg；有效磷區域差異較小，位于1.17～8.64 mg/kg之間；速效鉀中南部地區最大為119.0 mg/kg，西南地區最小為51.6 mg/kg；pH東南部地區最高達7.09，西北部地區最低為5.59。

表3 土壤肥力指標半方差函數模型及其參數

2018年，有機質中部地區最高達44.8 g/kg，中南部地區最低為32.6 g/kg；全氮中部地區最高達2.52 g/kg，東北部地區最低為1.87 g/kg；堿解氮東南部地區最高為239.7 mg/kg，東北部地區最低為150.2 mg/kg；有效磷中北部地區最高為14.42 mg/kg，中南部地區最低為4.05 mg/kg；速效鉀中北部地區最高為150.1 mg/kg，西部地區最低為62.8 mg/kg；pH北部地區最高為6.81，中部地區最低為5.09。

40年來，有機質北部地區最高增加11.3 g/kg，南部地區降低3.5 g/kg；全氮均有增加，其中東南部地區增加最多達1.58 g/kg，東北部地區增加最小為0.67 g/kg；堿解氮除東北部地區有所降低，其他地區最高增加達81.5 mg/kg；有效磷中北部地區最高增加13.13 mg/kg，東北部地區降低1.94 mg/kg；速效鉀中北部地區增加最高達72.9 mg/kg，中南部地區則有一定幅度的降低；pH北部地區略有增加，東南部地區降低最多達1.18。

2.3.2 稻田土壤綜合肥力指數時空變異

從圖3可以看出，1979年研究區大部分地區稻田土壤綜合肥力處于中等水平（0.41

2.4 環境因素與稻田土壤養分空間分布相關性分析

通過下載寧鄉市30 m×30 m精度的DEM數據（地理空間數據云http：//www.gscloud.cn/），采用ArcGIS軟件提取各個樣本的地形因子數據，通過SPSS軟件分析，得到研究區內主要稻田土壤養分與海拔、坡度、坡向、曲率等多種因子的相關性。從表4可以看出，1979年，研究區稻田土壤速效鉀和坡度與海拔呈顯著負相關，綜合肥力指數與有機質、全氮和堿解氮顯著正相關，2018年，研究區稻田土壤速效鉀和坡度呈顯著負相關，綜合肥力指數與曲率、有機質、全氮、堿解氮和速效鉀呈顯著正相關，其他指標與地形因子無顯著相關性。

2.5 稻田土壤肥力指標重要性分析

由于兩個時間點的稻田土壤綜合肥力差異較大，因此，利用隨機森林對土壤綜合肥力的影響因素進行重要性分析（圖4）。平均下降精度是指預測誤差準確性降低的程度，該值越大表示該變量的重要性越大［27］。1979年，堿解氮對土壤綜合肥力指數的重要性得分達52.7%，其次為有機質，重要性得分為30.3%，全氮僅為16.5%，故堿解氮和有機質是土壤綜合肥力的主要驅動因素。2018年，全氮和有機質的重要性得分分別為33.1%和32.4%，土壤堿解氮、有效磷、速效鉀的重要性得分在10.5%～12.3%之間，故全氮和有機質是土壤綜合肥力的主要驅動因素。

圖2 土壤肥力指標時空變化

圖3 土壤綜合肥力指數時空變化

表4 水稻土肥力與地形因子相關性分析

圖4 土壤肥力指標重要性

2.6 水稻相對產量與土壤綜合肥力相關性分析

由圖5可以看出，當前肥力水平下，研究區水稻相對產量隨著土壤綜合肥力指數的升高，呈增加趨勢，通過線性擬合，發現水稻相對產量與土壤綜合肥力指數呈極顯著正相關（P<0.01）。

圖5 土壤綜合肥力指數與相對產量相關性

3 討論

研究區40年間土壤主要肥力指標表現出不同程度的增加，以全氮和有效磷增加最為明顯，增幅分別達98.5%和98.2%，這與前期研究結果一致［22］。產生這一變化趨勢的原因，一方面是肥料的長期投入，增加了土壤養分含量［28］，據估算，從1983年到2010年，湖南省化肥年均施用量從1.02×106t 增加到2.36×106t，年均增長率為3.12%，單位面積年均增長率為4.20%［29］。另一方面隨著生產水平 的不斷提高，水稻單產不斷增加［30］，作物殘茬和 根系生物量的增加，并且秸稈還田，對提高土壤養分庫容具有更為重要的影響［31-32］。但在土壤養分提高的同時，土壤pH降低0.52，有酸化趨勢，這 一變化趨勢可能成為稻田土壤肥力和生產力合理演變的制約因素［33］。土壤酸化程度取決于作物產量、施氮量與降水的相互作用及土壤類型和母質的緩沖 能力［34］，因此，要合理調控氮肥的施用方法和施用量，并注重平衡施肥。

基于主要肥力指標的增加，研究區稻田土壤綜合肥力指數提高達47.9%。從因子重要性分析，40年來，有機質、全氮和堿解氮一直都是土壤綜合肥力指數的重要因素，但堿解氮對土壤綜合肥力指數的重要性得分從52.7%降至12.3%，而全氮則從16.5%提高至33.1%（圖4），有機質則保持在30%左右，可見，全氮的增加是稻田土壤綜合肥力指數提升的關鍵驅動因素。進一步相關性分析表明，水稻相對產量與土壤綜合肥力指數呈極顯著正相關。因此，土壤氮素和有機質的維持是稻田土壤肥力和水稻生產的重要措施［35］，稻田生產在合理調控氮素的前提下，更要提倡有機無機配合施用［36］。

水稻土隸屬于人為土綱，在長期淹水耕種條件下，受到人為活動和自然成土的雙重因素影 響［37］。本研究中，土壤有效磷40年來塊金比值均為100%，空間變異恒定，空間相關性較弱，表明其受隨機因素影響較大，土壤pH、有機質、全氮、堿解氮、速效鉀和綜合肥力的塊金比值則<25%，表現較強的空間相關性。環境因素空間相關性分析發現，1979年稻田土壤速效鉀和坡度與海拔呈顯著負相關，2018年稻田土壤速效鉀和坡向呈顯著負相關，肥力指數與曲率呈顯著正相關，表明本區域土壤肥力空間異質性受結構性因素（地形、土壤類型等）和人為因素（施肥、耕作措施、種植制度等）共同影響［19，38］。

4 結論

40年間，研究區稻田土壤有機質、養分及綜合肥力指數均有不同程度的增加，但pH降低明顯，呈逐漸酸化趨勢。

土壤有效磷空間相關性較弱，受隨機因素影響較大；有機質、全氮、堿解氮、速效鉀、pH和綜合肥力指數空間相關性較強，受海拔等地形因子和施肥等人為因素的共同作用。

有機質、全氮和堿解氮是土壤綜合肥力指數的重要因素，全氮的大幅增加是土壤綜合肥力指數提升的關鍵驅動原因，當前水稻產量與土壤綜合肥力指數呈極顯著正相關。