空间变异特性

空间变异特性（共10篇）

空间变异特性 篇1

土壤养分是人工养分和自然养分在一定程度的融合, 反映了土壤为植物生长提供及协调营养条件和环境条件的能力, 是土壤物理、化学和生物学性质的综合反映, 是土地生产力的基础, 摸清土壤养分的含量及空间变异特性, 对指导施肥、科学利用土地、保护环境等有重要的价值[1,2]。不同地区的土壤具有不同的土壤空间变异性, 将土壤特性的空间变异研究与区域环境、作物产量及田间管理措施相结合, 摸清农田系统内各变量空间变异特性及产生的原因具有重要意义。

1研究区域概况及研究方法

1.1 研究区域概况

金沙县地处黔中山原向黔西北高原山地过渡地带。境内地势西南高, 东北低, 最高海拔1427米, 最低海拔457米, 相对高差1 427m。全县地形呈三级台阶下降, 赤水河及支流鸭池河河谷深切, 地形破碎, 由于岩溶地貌发育, 许多地方可见漏斗、峰丛、洼地、落水洞、优流和天生桥等岩溶地貌特征。年平均气温15.5℃, 年日照1 098h, 无霜期313天, 年均降水量775.7mm。主要灾害性气候有干旱、秋风、倒春寒、秋绵雨、冰雹、暴雨等。

1.2 研究方法

本实验以金沙县马路、太平、箐门、平坝、西洛、城关、禹漠、安底、后山等九个乡镇的耕地为例, 以乡镇为单位, 按照面积布点, 2～5hm2的面积设一个采样单元, 在每个采样点上采取耕层厚度为0～20cm的土壤样品, 并用GPS (GARMIN GPSMap76) 记录采样单元中心的经纬度坐标。室内分析项目包括土壤pH、有机质、碱解氮、速效磷、速效钾、缓效钾、全氮等指标含量。样品的制定采用制样机磨碎, 过0.25mm和1mm筛, 自封袋密封保存, 并按采样标签记录写上标签, 分析测定指标及其方法参照《土壤分析技术规范》。

使用Excel、DPS、SPSS等统计软件进行土壤养分描述性统计分析。

2结果分析

2.1 不同地区土壤养分含量的变化

对于一个县域的不同乡镇土壤养分含量各异, 有高有底, 即使在同一乡镇, 年限不同的土壤养分含量也是起伏变化着的。具体来说, 从2007～2011年金沙县各地土壤的酸碱度变化不大, 酸性土壤占总体的85%, 其中只以2007～2009年、2011年间菁门和马路的土壤为弱碱性, 有机质在2007～2009年间, 西洛、禹谟、安底含量最高, 平均值分别为32.82 g.kg-1、31.31 g.kg-1、30.42 g.kg-1, 菁门含量最低, 为18.97 g.kg-1;在2010年, 有机质含量在前年的水平上都有所下降, 特别是马路和平坝低至12 g.kg-1;在2011年, 有机质含量又普遍提高, 马路和平坝含量最高, 为37.24 g.kg-1和32.80 g.kg-1, 两地分别比2010年提高了210%和172%。全氮在2007～2009年与2011年间, 全县各地含量差异走势相同, 但2011年里各地含量都有所降低, 安底、马路、平坝的含量相对较高;在2010年时, 城关的全氮含量是所有观测值中最大的, 为3.12 g.kg-1, 但同年的其他地方全氮含量都不高, 特别是马路镇。各地碱解氮含量, 2011年高于2007～2009年, 2010年的含量最低, 次外, 2011年与2007～2009年的各地含量走势相同, 西洛碱解氮含量显著最高, 分别是174.3 mg.kg-1和192.9 mg.kg-1;对于2010年来说, 除了安底镇以外, 其他乡镇走势都与前二者相似, 西洛的碱解氮虽然有所下降, 但同年相比也是显著最高。速效磷的走势与碱解氮相似, 2007～2009年和2010年的都是西洛最高, 2011年西洛也很高, 但是太平速效磷的含量最高。缓效钾在2007～2009年城关地区的含量最高 (201.1 mg.kg-1) , 马路的含量最低 (108.7 mg.kg-1) ;2010年菁门含量最高 (608.1 mg.kg-1) , 安底和马路含量最低 (182.1mg.kg-1和182.4mg.kg-1) ;2011年城关含量最高 (227.1mg.kg-1) , 菁门含量最低 (97.62mg.kg-1) 。

2.2 不同地区土壤空间变异系数的变化

从下列各图可以看出, 同一县域不同乡镇的土壤pH变异系数是不同的, 同一乡镇不同年限的变异系数也是起伏变化的。总的来说, 各乡镇大体变化趋势相同, 各地域变异系数存在着一定的规律性。

2.3 不同地区土壤养分各指标相关性比较

贵州省金沙县不同乡镇土壤养分含量存在不同程度的相关性, 随着地域和年限的不同, 相关程度不一样, 土壤的碳、氮、磷、钾含量确实是显著相关的。pH值与有机质达到显著正相关, 与缓效钾达到极显著正相关;有机质含量与全氮、碱解氮、速效磷、速效钾等都达到极显著正相关, 与速效钾达到极显著负相关;全氮与碱解氮达到极显著正相关;与速效磷、缓效钾、速效钾的相关系数在本实验中没有达到显著水平;而碱解氮与速效磷、缓效钾达到极显著的正相关水平, 与速效钾达到极显著的负相关水平;速效磷与缓效钾、速效钾没有达到显著相关水平;缓效钾与速效钾负相关, 且达到极显著水平。

3结论和讨论

3.1 结论

本实验通过对贵州省金沙县九大乡镇不同年限的土壤进行网点采集土样, 测试其普遍的土壤养分指标, 包括pH值、有机质、全氮等7个指标, 总结各地养分含量规律及其空间变异特性, 得出以下结论: (1) 对于一个县域的不同乡镇土壤养分含量各异, 有高有低, 即使在同一乡镇, 年限不同的土壤养分含量也是起伏变化着的。 (2) 同一县域不同乡镇的土壤pH变异系数是不同的, 同一乡镇不同年限的变异系数也是起伏变化的。总的来说, 各乡镇大体变化趋势相同, 各地域变异系数存在着一定的规律性。 (3) 贵州省金沙县不同乡镇土壤养分含量存在不同程度的相关性, 随着地域和年限的不同, 相关程度不一样, 土壤的碳、氮、磷、钾含量确实是显著相关的。

3.2 讨论

金沙县各地的数据差异是明显存在的, 对于同一个指标, 不同年限的观测值出现了各种程度的起伏变化, 土壤有机质、全氮、碱解氮、速效磷、缓效钾、速效钾养分含量的变化幅度均较大, 说明它们在土壤耕层存在明显的差异, 当然其中的原因很复杂, 需要继续研究和探讨。不同的生态因子 (包括植物生境、水分、养分、温度、动物侵食、微生物侵染等) , 都会使得土壤环境发生变异。按照变异系数大小可将土壤养分变异性进行粗略的分级:变异系数<10%为弱变异系数, 10%≤变异系数≤100%为中等变异系性, 变异系数>100%为强变异系性。本实验结果表明, 研究区各样品的土壤养分要素的变异系数多属于中等变异。

土壤养分分布是由结构性因素和随机性因素共同作用的结果, 结构因素, 如气候、母质、地形、土壤类型等可以导致土壤养分强烈的空间相关性, 而随机性因素如施肥、耕作措施、种植制度等各种人为活动使土壤养分的空间相关性减弱, 朝均一化发展。研究区土壤养分要素在一定范围内均存在相关性, 表面土壤养分既受到结构性要素的影响又受到随机性要素的影响, 但是由于样品采集量较大, 没有针对相邻点之间的养分相关性比较, 各效应构成比例还有待研究。对于搞清楚各地区土壤养分的构成情况, 及其空间变异特性对于农田的良好管理有着及其重要的作用。

摘要：本文以贵州省金沙县马路、太平、箐门、平坝、西洛、城关、禹漠、安底、后山等乡镇为例进行研究, 测定连续几年内各地pH值、有机质、碱解氮、速效磷、速效钾、缓效钾、全氮等养分指标来了解金沙县的土壤养分空间变异特性, 为当地科学施肥, 实行养分的分区管理和有效控制农田养分流失提供一定理论和科学依据。

关键词：土壤养分,变异系数,相关性

参考文献

[1]黄绍文, 金继运, 杨俐苹, 等.县级区域粮田土壤养分空间变异与分区管理技术研究[J].土壤学报, 2003, 40 (01) :79-88.

[2]方睿红, 常庆瑞.关中平原台塬区土壤养分空间格局研究——以西安市长安区为例[J].水土保持研究, 2011, 18 (06) :141-145.

空间变异特性 篇2

竹子的秆形结构研究对竹林资源产量测算和秆材的利用等具有重要的.意义.本文对实心狭叶方竹的秆形特性及变异规律进行了研究.实心狭叶方竹平均秆高为116.9cm,最高可达257.0em;地径一般在1cm以下,平均为0.495 cm,最大可达1.58cm;节间长一般为5-18cm,平均为11.1 cm,最长达20.2 em;枝下高一般小于70 cm,平均为44.1 cm.竹秆的地径与秆高、枝下高、竹秆重量、节间数等特征的相关性极为显著,其相关系数分别为:0.949,0.971,0.921,0.886,三次方程最能反映地径与秆高、枝下高、秆重、节间数等特征的相关性,不同于其他竹种的研究结果.节问长度在竹秆中随着秆轴的升高表现出逐渐升高→基本稳定→逐渐下降的规律.结果表明,不同竹子其秆形各因子之间的变化规律性不强,其研究还需进一步深入.

作 者：温中斌 甘小洪 牛一平WEN Zhong-bin GAN Xiao-hong NIU Yi-ping 作者单位：温中斌,WEN Zhong-bin(重庆市林业科学研究院梁平竹子研究所,重庆,梁平,405200)

甘小洪,牛一平,GAN Xiao-hong,NIU Yi-ping(西华师范大学生命科学学院,四川,南充,637009)

空间变异特性 篇3

关键词 地统计学 ；GIS ；空间变异

分类号 S794.1

合理的氮、磷、钾肥施用是目前橡胶园土壤养分管理的核心内容，而橡胶园土壤的供肥特性则是合理施肥的前提基础。中国橡胶园土壤具有地形地貌复杂、耕作经营分散、单元地块面积狭小等特点，土壤管理模式比较复杂。因此，研究橡胶园土壤养分的空间变异特征，探索一套适合橡胶园土壤的管理模式，具有重要的意义。随着20世纪60年代以区域化变量理论为基础的地统计分析方法和3S技术的发展，国内外众多学者应用GIS和地统计学相结合的方法对不同尺度或不同作物上土壤养分的空间差异性进行了大量研究[1-5]，对土壤养分管理提供了很多有效措施[6-8]。本研究应用地统计学和GIS相结合的方法对保亭县橡胶园土壤氮磷钾的空间变异特性进行分析，为橡胶园的土壤管理提供依据。

1 材料与方法

1.1 研究区概况

保亭县位于海南省南部内陆，五指山南麓，北纬18°23′～18°53′，东经109°21′～109°48′，东接陵水县，南邻三亚市，西联乐东县，北依琼中县。县境东西宽49 km，南北长54 km，总面积1 160.6 hm2，地势西北高东南低，西部为高山区，北部为山区谷地，中部为低丘盆地，西南部为山地、高丘。保亭县属热带季风气候区，具有热量丰富，雨量充沛，蒸发量大，季风变化明显的特点；全年日照约1 900～2 000 h，日照百分率达45%；年平均气温20.7～24.5℃，年平均降雨量2 000 mm。全县辖6个镇、3个乡：保城镇、什玲镇、加茂镇、响水镇、新政镇、三道镇、六弓乡、南林乡、毛感乡，境内有通什、新星、金江、南茂、三道5个国有农场以及国营保亭热作所。

1.2 土壤样品采集与分析

土壤样品采集于2013年8～10月，用GPS与海南省保亭县行政矢量电子图结合指导定位，用网格采样法进行采样，网格间距为2.5 km×2.5 km，每个网格内各采集15个点的胶园0～20 cm土层（I）、20～40 cm土层（Ⅱ）土壤样品，各土层土壤样品充分混匀后作为一个混合样品，总共采取了338个土壤样品，并详细记录每个网格内中心采样点的经纬度坐标。土样带回实验室后经风干、过筛后再进行分析化验。全磷采用氢氧化钠碱熔-钼锑抗比色法测定，速效磷采用盐酸-氟化铵法测定[9]。

1.3 数据处理

利用spss 11.0对土壤养分指标进行常规统计，涉及地统计学的主要包括半方差函数和Kriging插值。其中，半方差函数分析采用GS+ version 9，空间插值采用Arcmap 9.3的地统计学分析模块进行。

2 结果与分析

2.1 土壤养分统计特征值

对保亭县胶园0～40 cm土层的土壤速效氮、速效磷、速效钾进行描述性统计分析，得到相应的统计特征值（表1）。结果表明，土壤速效氮、磷、钾含量的分布范围分别为12.95～187.08、0.85～71.65、9.50～140.84 mg/kg，平均值分别为66.52、6.86、40.16 mg/kg。速效磷含量的变异系数为125.98%，属于强变异；速效氮和速效钾的变异系数分别为48.45%和48.35%，为中等变异；各指标均属对数正态分布。以上描述性统计指标值反映了保亭县胶园土壤速效养分含量的差异，可能是各地区差别化施肥管理措施造成的结果，也可能是土壤养分本底值差异造成的结果，而各养分指标符合正态分布类型，则表明其可运用地统计学方法进行养分差异原因的进一步探索。

2.2 胶园土壤速效养分氮、磷、钾的空间结构分析

应用地统计方法，对采用网格法结合GPS定位技术采集的橡胶园土壤样品的速效磷和速效钾进行了空间变异分析（表2、3）。由表2可以看出，胶园土壤速效磷和速效钾的各向同性半方差函数理论模型均为球形，预测误差均值接近于0，均方根预测误差与平均标准误差最接近，标准均方根预测误差接近于1，表明橡胶园各土层速效磷和速效钾空间变异结构的半方差函数模型建立结果良好。

由表3 可知，土壤速效氮、速效磷和速效钾含量的变程，也即最大相关距离分别为6 938.8、18 040.8、6 938.8 m，即在两土层速效养分观测值对应的最大相关距离内，各观测值之间存在空间相关性，反之，各观测值之间相互独立。土壤养分指标半方差函数的块金值与基台值之比反映了养分指标的空间变异性程度和空间变异来源，土壤速效氮和速效磷含量的块金值与基台值之比分别为75.59%和84.39%，表明速效氮和速效磷的空间相关性较弱，主要受施肥管理等随机因素影响其空间分布特征，而土壤速效钾的块金值与基台值之比为55.38%，表明其空间相关性中等，空间分布受自然因素和随机因素共同影响。

2.3 胶园土壤速效养分氮、磷、钾的空间分布特征

根据GS+ version 9中各养分指标的半方差函数拟合参数，在ARCMAP 9.3的地统计学模块中进行Kriging插值、等级分类等，获得胶园速效氮、速效磷和速效钾含量的等级分布图（图1）。图1表明，保亭县胶园土壤速效氮整体水平较低，主要为第四和第五等级，其中第四等级占49.89%，第五等级占50.096%。保亭县胶园土壤速效磷含量以北部最高，主要为第三等级，中部为第四等级和第五等级交叉分布，南部主要为第四等级。保亭县胶园土壤速效磷含量整体水平为中偏低，61.58%为中下水平的第四等级，26.83%为低水平的第五等级。保亭县胶园速效钾含量南部较高，主要为第四等级，中部主要为第五等级，北部为第五等级和第六等级交叉分布，以第五等级为主。速效钾整体水平较低，75.04%为低水平第五等级，12.38%为极低水平的第六等级（表4）。

空间变异特性 篇4

1 研究材料及研究方法

1.1 研究区域概况

寿光市位于潍坊市西北部,北濒渤海莱州湾,总面积2180km2。是国家确定的蔬菜、粮食、果品、水产、畜牧综合商品基地市,全国首批无公害蔬菜生产示范基地市,也是著名的“中国蔬菜之乡”。该地区属暖温带季风性大陆气候,年均气温12.4℃,年均日照时数2160h,>0℃的积温4243℃,无霜期195d。年降雨量为614mm。地貌是自南向北缓慢降低的平原,分为寿南缓岗区、中部微斜平原区、北部滨海浅平洼地。寿南缓岗区成土母质多为冲积物,土壤类型为褐土和潮褐土。中部微斜平原分布有河滩高地、缓平坡地、河间洼地等微地貌单元。土壤母质为河流冲积物。河滩高地主要发育着褐土化潮土和潮土。缓平坡地多发育湿潮土,部分低洼地区发育着砂姜黑土。北部滨海浅平洼地,成土母质为海相沉积物与河流冲积物迭次相间。土壤为滨海盐土和滨海潮盐土[9,10]。

1.2 研究方法

1.2.1 采样方法

样品采集利用GPS定位技术,以行政村为单位,每个村选择有代表性,在空间位置呈上、中、下分布的三个户的地块定点取样。取样时间为2005年9月,于小麦播种前进行,取样深度为耕层0-20cm,共计采样1175个。采样密度为1.19个/hm2耕地。

1.2.2 分析方法

土壤有机质(OM):重铬酸钾-硫酸氧化法测定;碱解氮(NH4+-N):扩散法;有效磷(P):碳酸氢钠提取-钼锑抗比色法;交换性钾(K):乙酸铵提取-火焰光度法;Fe、Mn、B、Cu、Zn:DTPA浸提-原子吸收法;交换性Ca、Mg:醋酸铵浸提-原子吸收光谱法;全氮(T-N):凯氏定氮法。

1.2.3 地统计分析

将GPS测点数据导入GIS(Ar-c GIS9.0)软件平台,生成用于地统计分析的样点数据图层,通过关键字段与样点土壤属性信息建立链接。然后采用专业地统计学软件包GS+(Version3.2)进行半方差函数计算和模型拟合。

2 结果与讨论

2.1 土壤特性初步评价

本文根据寿光市2005年实测露天耕地样点土壤特性,进行了初步的统计分析和评价,其描述性统计特征数据见表1。从分析结果可以看出,本研究所涉及的13个项目中,OM、p H、Fe、Mn、Ca、Mg等6个项目的分布频率属于正态分布,其余7个属于对数正态分布。变异系数(C.V.)表示土壤特性空间变异性的大小,变异系数C.V.≤10%为弱变异性,10%

依据临界值NH4+-N:50mg/kg,T-N:0.008 g/kg,P:12mg/kg,K:78mg/kg,Mn:5mg/kg,Zn:2mg/kg,Fe:10mg/kg,Ca:401mg/kg,Mg:122mg/kg,Cu:1mg/kg,B:0.5mg/kg[12,13],对寿光市露天耕地土壤的营养元素低于临界值的样点数进行了统计分析,结果见图1。从图中可以看出,土壤的Ca、Mg比较丰富。土壤有效态Zn普遍缺乏,其低于临界值的土样数占总土样数的百分数为91.98%。NH4+-N、T-N、P、K、Fe、Mn、Cu、B其低于临界值的土样数占总土样数的百分数分别为29.53%、44.23%、43.32%、21.45%、7.98%、3.30%、29.72%和2.93%。

本研究所涉及的13个项目化验结果的分布频率见图2。从图2可以看出,寿光市露天耕地土壤有机质含量普遍比较高,含量低于10g/kg的样点仅占17.0%,大多数有机质含量在10g/kg-20g/kg之间,另外还有2.13%的土壤有机质含量高于20g/kg。图2的结果还显示寿光市露天耕地90%以上酸碱度都在中性(p H6.5-7.5)范围内,只有9.05%的耕地酸碱度较大(p H7.5-8.5)。这说明寿光市大部分耕地酸碱度适宜,只有少量耕地存在盐化威胁。

本研究参考山东省第二次土壤普查结果[9,10]、黄绍文等研究成果[13],对研究区土壤各养分元素含量进行分级。以土壤中NH4+-N:60mg/kg,P:15mg/kg,K:100mg/kg,作为中等肥力的土壤标准,以NH4+-N:90mg/kg,P:20mg/kg,K:150mg/kg,作为高等肥力的土壤标准,从图2的结果可以看出,寿光市土壤大量营养元素NH4+-N、P、K的有效含量中,K的状况最好,超过100g/kg的样点数接近60%,其中超过150g/kg的样点为24.51%;NH4+-N次之,超过60g/kg的大约为50%,其中超过90g/kg的为6.69%;P最差,超过15g/kg的样点不足40%,其中超过20 g/kg的为20.77%。处于临界值与中等肥力标准之间的为低肥力土壤。

寿光市露天耕地土壤中的Ca、Mg元素都比较丰富,以土壤中Ca:2000mg/kg,Mg:200mg/kg,作为中等肥力的土壤标准,以Ca:3000mg/kg,Mg:300mg/kg,作为高等肥力的土壤标准,从图2的结果可以看出,寿光市土壤Ca、Mg元素的有效含量中,Ca的状况最好,超过2000g/kg的样点约占97.5%,其中超过3000g/kg的大约为80%;Mg元素次之,超过200g/kg的大约为92%,其中超过300g/kg的占18.91%。

从图2还可以看出,寿光市露天耕地有效态微量元素的含量不均衡,Zn含量普遍较低,大部分在临界值以下,余下的少量耕地处在低含量水平。Cu的状况稍微好些,高于临界值的数量超过70%,但是有51.42%的含量处于1mg/kg-1.8mg/kg的低水平,超过1.8mg/kg的仅占18.87%。Mn的状况最好,低于15mg/kg的低含量水平的比例只占到41.51%,在15mg/kg-30mg/kg之间的中含量水平占50%以上,还有7.75%含量水平超过30mg/kg。Fe的含量状况较差,虽然低于临界值的比例不大,但是有效态Fe的含量大都不高,仅处于10mg/kg-17mg/kg的低含量水平。B的状况相对比较均衡,有接近50%的耕地含量水平比较低,在0.5mg/kg-1.0mg/kg之间,还有接近50%的耕地含量水平比较高,超过1.0mg/kg。

2.2 空间变异结构分析

采用GS+(Version3.2)分析土壤养分的半方差结构,进而进行空间变异性分析。块金值与基台值之比(Nugget/Sill)表示空间变异程度,如果该比值较高,说明由随机部分引起的空间变异性程度较大;相反,则由空间自相关部分引起的空间变异性程度较大;如果该比值接近1,则说明该变量在整个尺度上具有恒定的变异[12,13,14]。从结构性因素的角度来看,块金值(Nugget)与基台值(Sill)的比例可以表明土壤养分的空间相关程度。该比例<25%,说明系统具有强烈的空间相关性;比例在25%-75%之间,表明系统具有中等相关性;比例>75%,说明系统相关性很弱[6,7,15]。最大相关距离即变程(Range)是指变异函数达到基台值时,采样点的间隔距离,表明土壤要素的空间自相关范围,它表示了在某种观测尺度下,空间相关性的作用范围。在变程范围内,样点间的距离越小,其相似性,即空间相关性越大[12,16]。

寿光市露天耕地不同土壤养分的空间变异性程度存在较大差别(表2)。通过计算拟合模型的决定系数以及对其进行F检验表明,NH4+-N、T-N、Cu、Ca、Mg的半方差函数模型的决定系数较小,模型的拟合度较低,变异性结构较差,说明其含量基本趋于以小块状变异为主,虽然其在整个区域的变异系数不大,但其渐变性分布规律差。

OM、P、K、p H、Fe、B、Zn等其他土壤养分变异结构明显。Zn的变异系数较大,从半变异函数结构来看,其在整个区域内表现为恒定的变异。P虽然变异系数较大,其最大相关距离也较大,说明P在较大的范围内存在着强烈的空间相关性,同时其空间变异主要是由土壤母质、地形、气候等非人为的区域因素引起。K、p H、Mn、B也表现为强烈的空间相关性,其空间变异也主要是由土壤母质、地形、气候等非人为的区域因素引起,分别占其总变异的80.58%、84.75%、79.33%、79.52%。OM、Fe在研究区域上具有中等空间相关性,其由施肥、作物、管理水平等人为、随机因素引起的空间变异性较小,占其总空间变异性的37.30%、43.31%。

F0.05=5.59,F0.01=12.2

最大相关距离表示某土壤养分观测值之间的距离大于该值时,则说明它们之间是相互独立的;若小于该值时,则说明它们之间存在一定的空间相关性。OM、P、K、p H、Fe、B的最大相关距离较大,在40.47-88.73km之间,表明这6种土壤养分含量在较大范围内存在着空间相关性,其含量具有较强的渐变性分布规律,这与寿光市整个区域的母质分布规律有关。其中土壤NH4+-N、T-N、Mn、Ca、Mg的最大相关距离较小,在3.51-12.45km之间,推测原因是分散经营下,各地块之间在施氮量、方法、种类等田间管理措施等方面存在较大差异。

3 结论与讨论

3.1 寿光市露天耕地土壤特性除p H值为弱变异性外,其他均为中等变异。

寿光市土壤有机质、Ca、Mg含量较高,N、P、K有一定程度的缺乏;有效态微量元素的含量不均衡,Zn普遍缺乏,Fe含量不高。

3.2 寿光市露地不同土壤养分的空间变异性程度存在较大差别。

NH4+-N、T-N、Cu、Ca、Mg的变异性结构较差,其他土壤养分变异结构明显。Zn在整个区域内变现为恒定的变异。P、K、p H、Mn、B表现为强烈的空间相关性,其空间变异主要是由土壤母质、地形、气候等非人为的区域因素引起。OM、Fe在研究区域上具有中等空间相关性,其由施肥、作物、管理水平等随机因素引起的空间变异性较小。

3.3 应用地统计学方法对较大空间尺度进行土壤养分空间结构分析,对于不同空间尺度的取样范围,可能得到不同的结论。

本文所描述的土壤养分变异是各个方向上的平均效果,对土壤养分空间变异的方向性考虑不多。今后应该加强对空间取样合理间隔以及土壤养分空间变异方向性的研究。

摘要：本研究以寿光市为例,在分析其露天耕地土壤养分特征值的基础上,采用GIS和地统计分析相结合的方法研究了土壤养分的空间变异性。研究结果表明:①土壤特性除pH值为弱变异性外,其他均为中等变异;②土壤有机质、Ca、Mg含量较高,N、P、K有一定程度的缺乏;有效态微量元素的含量不均衡,Zn普遍缺乏,Fe含量不高;③NH4+-N、T-N、Cu、Ca、Mg的变异性结构较差,其他土壤养分变异结构明显。Zn在整个区域内表现为恒定的变异。P、K、pH、Mn、B空间变异主要是由土壤母质、地形、气候等非人为的区域因素引起。OM、Fe在研究区域上具有中等空间相关性,其由施肥、作物、管理水平等随机因素引起的空间变异性较小。

空间变异特性 篇5

摘要：为揭示城市边缘带强烈人为活动对土壤环境质量的影响,本研究以上海梅山钢铁集团附近14 km2区域为研究区,网格化精确布点,采集表层土壤样品计93个并对其重金属Cu、Zn、Pb、Cr、Cd、Hg、As含量进行了测定分析.结果表明,研究区表层土壤中除Hg和Cd外的其他5种重金属含量均未超过国家二级标准,其中有些土壤中重金属含量接近或略高于南京市土壤环境背景值,但与研究区表层土壤元素地球化学背景值平均水平及空间变异特征基本相符;研究区表层土壤中Hg污染严重,61.3%的`样点土壤Hg含量超过国家二级标准.另外,本研究应用地统计学普通克里格插值方法,对研究区内表层土壤污染的空间变异特征进行了分析,并讨论了土壤污染重点空间区域潜在污染源及其污染途径.作 者：郑海龙 陈杰 邓文靖 檀满枝 张学雷 Zheng Hailong Chen Jie Deng Wenjing Tan Manzhi Zhang Xuelei 作者单位：郑海龙,陈杰,檀满枝,张学雷,Zheng Hailong,Chen Jie,Tan Manzhi,Zhang Xuelei(土壤与农业可持续发展国家重点实验室(中国科学院南京土壤研究所),南京,210008)

邓文靖,Deng Wenjing(中山大学环境科学与工程学院,广州,510275)

春小麦空间诱变后代的变异研究 篇6

1 材料与方法

1.1 材料

供试小麦材料由黑龙江省农业科学院作物育种研究所小麦生物技术与辐射育种研究室提供。采用龙麦26和克丰10号的种子作为诱变材料, 2003年11月搭载我国第18颗返地卫星进行空间旅行。卫星飞行18d, 近地点高度200km, 远地点高度350 km, 舱内平均辐射剂量为0.102mGy·d-1。返回地面后温室加代后田间种植 (随机排列) 。以龙麦26为诱变材料后代进行田间选育, 2006年在第4代 (SP4) 中决选出1份优异品系06k641, 2007年在第5代 (SP5) 中决选出1份优异品系07k469, 2008年在第6代 (SP6) 中决选出1份优异品系08k499, 2009年在第7代 (SP7) 中决选出1份优异品系09k215;以克丰10号为诱变材料后代进行田间选育, 2008年在第6代 (SP6) 中决选出1份优异品系08k539, 2009年在第7代 (SP7) 中决选出2份优异品系09k415和09k425。以未经空间诱变处理的地面材料龙麦26和克丰10号为对照。

1.2 方法

1.2.1 农艺性状测定

决选出的材料于2009年和2010年连续2a种植于黑龙江省农业科学院实验田, 随机区组排列种植, 3次重复, 小区面积6m2, 种植密度650万株·hm-2, 常规管理, 成熟后采样考种, 时收计产。

1.2.2 统计方法

利用Excel进行基础数据的输入, 采用DPS3.0分析软件进行相关分析, 采用多重比较最小显著差数法 (LSD法) 进行显著性分析, 图表数据均为2a内3次重复的平均值。

1.2.3 SSR多态性分析

按照CTAB方法提取基因组DNA。对照品种基因组DNA为3个单株DNA的等量混合物。变异株系DNA为株系内3个单株DNA的等量混合物。PCR扩增仪为美国ABI公司生产的9700PCR仪。PCR扩增在25μL反应体系中进行, 10×PCR Buffer 2.5μL, 10 mmol·L-1 dNTP 2.0μL, Taq DNA聚合酶 (5U·μL-1) 0.2μL, 上游引物1.5μL, 下游引物1.5μL, 模板DNA5.0μL, 灭菌双蒸水13.3μL。PCR扩增程序:首先预扩增94℃变性30s, 60 (55) ℃复性45s, 72℃延伸45s进行一个循环, 以后每次降低1℃退火温度进行1个循环, 直到退火温度为55 (50) ℃为止, 进入正式扩增程序94℃变性30s, 51~59℃复性45s, 72℃延伸45s共35个循环, 72℃延伸5min, 扩增产物于4℃保存。扩增产物采用非变性PAGE凝胶电泳技术分离, 快速银染法显色。

2 结果与分析

2.1 诱变材料农艺性状分析

由表1可知, 龙麦26变异株系的株高有显著的变化, 09k215、08k499、07k469与亲本龙麦26株高差异显著, 其中09k215株高最高, 较龙麦26平均增高12cm;4份诱变品系在穗长与小穗数上与龙麦26差异均不显著, 龙麦26变异株系09k215和07k469的千粒重均较对照品种有所增加, 但差异不显著;4个品系容重和产量都较对照品种有所增加, 但差异不显著。09k215增产最多, 比对照增重879.08kg·hm-2。克丰10号变异株系3个品系的千粒重和容重均下降, 但差异不显著;09k425和08k539品系的产量比对照有所增加, 但差异不显著。其中09k425增产最多, 为177.3kg·hm-2。

注:表中数值为2次重复的平均值±标准差;同列不同字母表示材料间差异达0.05显著水平。Note:The values show in the table is twice repeated mean±standard deviation;Different lowercases mean significant difference at0.05level.

2.2 诱变材料SSR标记突变分析

通过预备试验并参考前人利用SSR分析小麦品种多样性研究结果, 选用27对SSR引物对7份诱变材料及2份对照材料进行基因组突变分析, 共有20对SSR引物在基因组DNA中共扩增出3种突变类型 (见表2) , 即扩增片段增多、扩增片段减少和扩增片段长度差异。其中17对引物在龙麦26的诱变材料中出现位点上的差异, 9对引物在克丰10号的诱变材料中出现位点差异。7份供试品系个体在27个SSR位点上的第2种突变类型 (扩增片段减少) 居多, 其次为第1种突变类型 (扩增片段增加) 。个别品系同时出现多类型突变, 如08k539在Xgwm190位点, 08k499和06k641在Xgwm285位点, 07k469在Xgwm294位点, 09k215在Xgwm533位点上均出现了扩增片段增多和扩增片段减少2种突变类型;09k215在Xgwm294位点, 06k641在Xgwm294位点上均出现了扩增片段增多和扩增片段长度差异2种突变类型;09k415和09k425在Xgwm533位点, 09k415、09k425和08k539在Cwem40位点上出现了扩增片段减少和扩增片段长度差异2种突变类型。Xgwm67、Xgwm160、Xgwm372、Xwmc116、Xwmc420、Xwmc410和Xgdm72在诱变材料与对照中未出现位点上的差异。

CK为龙麦26;1为09k215;2为08k499;3为07k469;4为06k641CK:Longmai 26;1:09k215;2:08k499;3:07k469;4:06k641

注:不同位点后的小写字母表示其所在染色体组;a为扩增片断增多;b为扩增片段减少;c为扩增片段长度差异;-为无变化。Note:Different lowercase after different sites means their chromosomes;a means amplified fragment increase;b means fragments am-plified reduce;c means amplification fragment length difference;-no change.

3 结论与讨论

随着我国第9颗返回式科学试验卫星的成功发射, 经过多年的地面种植筛选, 我国在培育性状优良的新品种及创造新的种质资源等方面都取得了丰硕的成果。研究以空间诱变小麦种子后代为研究对象, 按育种目标最终筛选出7份品系, 对其农艺性状进行调查, 发现经空间诱变后的小麦后代株高存在明显的变化, 品种不同突变表现各异, 以龙麦26为亲本的诱变后代, 株高变异呈显著性差异, 以克丰10号为亲本的诱变后代, 虽然在株高、穗长、小穗数、千粒重、容重和产量上表现出差异, 但均为不显著变异。前人研究结果表明, 不同品种对空间环境敏感性不同, 不同的小麦品种的诱变效果不同, 与该研究结果一致[12,13]。

对诱变材料基因组SSR标记分析结果表明, SSR标记检测到的突变频率最高的位点出现在B组染色体上, A组染色体上最少, D组染色体上的介于二者之间。前人利用SSR分析小麦品种多样性时也得到了小麦B组染色体基因组上SSR标记具有更高的多态性, 如郭小丽利用108对SSR引物对36个优质小麦品种和12个来自不同生态区的普通品种进行了遗传分析[14]。研究利用12对SSR引物对实践八号搭载的6份小麦品系240个单株SP2单株进行标记分析时发现, 在A组染色体上获得了较高的SSR标记位点突变频率[4]。由此可见, 空间条件导致的DNA水平的变化是随机发生的。多态性分析的结果经过重复试验, 仍能重现, 表明各突变系性状的变异是由于DNA的变化所引起的。这可以为进一步解析小麦航天诱变的分子机制提供参考。

空间变异特性 篇7

1 研究区概况与数据来源

(1)研究区概况。本文以河北省沧州市为研究区域,地理坐标北纬37°29′~38°57′,东经115°42′~117°50′,总面积约为1.4万km2,全境年平均干燥度1.2~1.5。由于季风气候的影响,年降水量约为400~500 mm,年平均水面蒸发量1 500~1 800mm,主要集中在夏季(七八月份)。研究区域光热资源丰富,多年平均日照时间2 318h,太阳总辐射2 342.1kJ/cm2,年积温大于4 300 ℃。

(2)数据来源。本文所需要的MODIS数据从http:∥lad-sweb.nascom.nasa.gov/data/search.html网站下载,选用的数据为MODIS数据的2级产品:MODIS 1B数据影像产品。实测土壤含水率采集于沧县、盐山、献县、南皮、青县、河间、泊头等7个县市,土样采集时间尽量与卫星过境时间同步,每个采样点分两层取土,采样深度分别为0~20、20~40cm。

2 研究方法

2.1 植被供水指数

植被指数(Vegetation Index)是指能够反映绿色植物分布和生长状况的特征指数[12],植被供水指数与土壤水分状况存在着十分密切的关系,当植被供水正常时,植被指数在一定的生长期内保持在一定的范围;如遇干旱,植被供水不足,植被供水指数会因为植被生长受到抑制而降低。在计算植被指数时,常选用近红外波段和可见光波段,因为该波段对植被指数最为敏感。本文利用第1、2、31、32等波段值计算植被供水指数:

式中:VSWI是植被供水指数;NDVI是归一化植被指数;Ts是植被冠层温度,℃;ρ1、ρ2分别为MODIS第1、2波段反射率。

利用遥感得到的植被供水指数,可以通过统计分析软件SPSS,建立植被指数与实测土壤水分之间的关系模型,进而估算墒情。

2.2 墒情采集

在通过遥感得到沧州地区墒情的基础上,选取面积为4.5km×4.5km、18km×18km、56km×56km的区域进行墒情信息的采集。对于面积为4.5km×4.5km的区域,在该尺度区域内内嵌250m×250m的网格进行取样,取点324个。在面积为18km×18km的区域内内嵌1km×1km的网格取样,取点324个。在面积为56km×56km的区域内内嵌4km×4km的网格取样,取点196个。上述3种取样尺度分别对应小、中、大尺度。

2.3 数据处理及分析

采用ENVY软件对MODIS数据进行处理,通过SPSS 13.0软件构建植被供水指数与实测土壤含水率之间的关系模型。运用GS +7.0软件对遥感得到的研究区域内的土壤含水率进行空间变异性分析,并使用Arcgis10.0软件的地统计分析模块对研究区域内的土壤含水率进行普通克里格插值,在得到土壤含水率分布图的基础上确定研究区域内土壤水分监测点的合理取样数目,进而为确定土壤墒情监测点的合理布设提供一定的理论和基础。

3 结果分析

3.1 植被供水指数-土壤含水率模型

利用SPSS软件将地面采集到的0~20、20~40cm深度处的土壤含水率(体积)数据与遥感数据计算得到的植被供水指数进行拟合,绘制植被供水指数(VSWI)与0~20、20~40cm深度处的实测土壤含水率的关系散点图(见图1和图2),并对二者进行相关分析,构建植被供水指数- 土壤含水率模型,见表1和表2。在模型的构建过程中,为便于分析,将植被供水指数VSWI放大10 000 倍,土壤体积含水率以百分比的形式表示。

由表1、表2植被供水指数与0~20、20~40cm深度处土壤含水率所构建的模型可知,以上各模型均通过了置信度为0.001的F检验,表现出了极显著的相关性,并且均有较高的相关系数值,其中线性模型使植被供水指数与0~20cm深度处土壤含水率的拟合程度达到最好,相关系数R2为0.621。幂函数模型使植被供水指数与20~40cm深度处的土壤含水率的拟合程度达到最好,相关系数R2为0.642。本研究中植被供水指数与0~20 、20~40cm深度处的土壤含水率的相关性较为显著,与之建立的相关模型的精度较高,故可以利用植被供水指数-土壤含水率模型对0~20 、20~40cm深度处的土壤含水率进行评估并计算得到整个研究区域0~20、20~40cm深度处土壤含水率。在此基础上对土壤含水率进行基于专家知识的决策树分类,绘制出0~20、20~40cm深度处土壤水分的分布状况,分别如图3和图4所示。

3.2 土壤水分的统计分析

对不同尺度下0~20、20~40cm深度处的土壤含水率进行统计分析,其土壤含水率统计特征值见表3。

土壤含水率的变异系数反映了各个区域内土壤含水率样本的离散特征。一般将变异系数小于0.1时定义为弱变异性,将变异系数大于0.1且小于1.0时定义为中等变异性,将变异系数大于1.0时定义为强变异性[13]。由表3可知不同尺度下0~20cm深度处土壤含水率均表现为中等变异性,其中小尺度下的土壤含水率的变异系数最小,中尺度次之,大尺度变异系数最大。而对于20~40cm深度土壤含水率,小尺度下的土壤含水率表现为弱变异性,而中尺度及大尺度的土壤含水率均表现为中等变异性,其中大尺度的变异系数最大。由此可见随着研究尺度的增大,变异系数随之增大。这主要是因为在面积较小的区域内,土壤含水率之间的相关关系较强。而随着研究尺度(研究区域面积、采样间距)的增大,土壤含水率之间的相关关系逐渐减弱,变异性逐渐增强。此外,所有尺度的土壤含水率均表现弱变异性或中等变异性,可能是因为此时整个沧州地区土壤含水率处于相对较低的水平,导致其变异性减弱。

3.3 土壤水分的空间变异性分析

土壤水分的空间变异性不单服从经典统计学规律,同时也具有一定空间结构性特征,其变异函数会随着研究尺度的变化而变化。本文在通过遥感信息反演沧州地区墒情信息的基础上,研究不同尺度下土壤水分在二维平面上的空间变异结构特性。利用GS+7.0软件分别对不同尺度0~20、20~40cm的土壤含水率数据进行统计分析,计算其半方差函数值并得到半方差模型参数(见表4)。一般认为块金值(C0)表示由随机因素引发的空间变异程度,基台值(C0+C)则表示变量的最大变异程度。二者的比值[C0/(C0+C)]表示随机部分引起的空间变异占系统总变异的比值。比值越高,由随机部分引起的空间变异程度越大;比值越小,则说明由随机部分引起的空间变异程度越小。当块金基台比小于25%时,表明空间变量之间具有强烈的空间相关性;当块金基台比大于25%且小于75%时,表明变量之间具有中等程度的空间相关性;当块金基台比大于75%时,则表明变量之间的空间相关性较弱,空间变异主要由随机因素引起[14]。

由表4可知,3种不同尺度下0~20、20~40cm深度处土壤含水率的半方差函数最佳理论模型均为球形模型,其决定系数大部分接近于1,说明球状模型能够很好地反映土壤水分的空间结构特征。

3种尺度下0~20cm深度处的块金值大于20~40cm深度处的块金值,说明土壤上层水分的空间变异更容易受随机因素的影响。小尺度下0~20、20~40cm深度处的土壤含水率的块金基台比均小于0.25,表现为强烈的空间相关性,说明该尺度各层土壤水分的空间变异主要由结构因素引起。中尺度及大尺度下0~20、20~40cm深度处的土壤含水率的块金基台比介于0.25~0.75之间,表现为中等的空间相关性,表明各深度土壤水分的空间变异由随机因素和结构因素共同作用。研究尺度不同,块金基台比表现出一定的差异。随着研究尺度的增大,块金基台比逐渐增大,空间相关性逐渐减弱,由随机因素引起的空间变异逐渐增强,由结构因素引起的空间变异逐渐减弱,这可能是因为研究尺度(研究区域面积、采样间距)的增大,导致土壤水分的细小结构被掩盖,结构性变异减小,随机性变异变大。变程表示样本点之间达到最大变异程度的空间距离[15],样本之间的距离在变程范围内,则样本之间存在空间相关性,若样本之间的距离大于变程,则样本之间的空间相关性消失。从表4中可以看出,3种不同尺度下0~20cm深度处土壤含水率的变程在2 488~11 806m,20~40cm深度处土壤含水率的变程在2 233~11 296m,随着土层深度的增加,变程值减小,随着研究尺度的增大,各层土壤水分的变程值逐渐增加。

3.4 基于普通克里金插值法的土壤水分空间分布图

为更加直观的反映研究区域土壤水分的空间分布,使用ArcGIS10.0软件的地统计分析模块对各区域的土壤含水率进行普通克里格插值,绘制出各区域0~20、20~40cm深度处土壤水分的空间分布图,见图5。

以小尺度不同深度土壤含水率为例,可以看出随着土层深度的增加,土壤含水率趋于变大,各层土壤含水率分布大体一致,表现为东北高而西南低。0~20cm土壤含水率的空间变异性大于20~40cm土壤含水率的空间变异性。随着研究尺度的增大,土壤含水率的空间变异性逐渐增强,但部分区域插值后的土壤水分连续性反而增大,土壤水分分布更加均匀,这主要是因为随着采样间距的增大,插值所用的有效变程也随之增大,从而掩盖了土壤水分分布的一些细微结构,使得插值后的土壤水分连续性增大,水分分布更加均匀。

3.5 土壤水分监测点的合理布设数目

确定合理的土壤水分监测点数目,即要求工作量最小,又要满足一定的精度要求。本文依据经典统计学理论,采用如下公式确定显著性水平为α时土壤水分监测点的合理采样数目。

式中:tα,f为自由度为f时的T分布的特征值,可以从统计表中查到;S为样本的标准方差;d为采样误差即样本总量均值与测量值均值之间允许的偏离值,一般取d=kμ,其中k取5%、10%、15%、20%等。

依据上述公式,分别选取置信度α=0.10和0.05,确定每一种置信度在不同采样误差(5%,10%,15%,20%)条件下的土壤水分监测点的合理采样数目,如表5所示。

由表5可知,在相同研究区域、相同置信水平情况下的合理采样数目随着采样误差的增加而减少,而在相同研究区域、相同采样误差条件下,采样数目则随着置信水平的降低而减少。固定置信水平和采样误差,随着研究尺度的增加,0~20和20~40cm处的合理采样数目均随之增加,其中0~20cm处的合理采样数目明显多于20~40cm处的合理采样数目。在95%的置信水平,采样误差为5% 的情况下,合理采样数目为13~83个;在90%的置信水平,采样误差为5%的情况下,合理采样数目为9~58个。

4 结语

本文通过modis数据计算得到植被供水指数,结合实测含水率数据分析建立植被供水指数和实测土壤含水率之间的相关模型,通过该模型反演得到整个沧州地区的土壤墒情状况,并以此为基础,通过经典统计学理论和地统计学理论分析研究了沧州地区土壤水分的空间变异规律,得到以下结论。

(1)在面积较小的研究区域内,土壤含水率之间存在着一定的相关关系,而随着研究尺度(研究区域面积、采样间距)的增大,变异系数也随之增大,土壤含水率之间的相关关系逐渐减弱。

(2)小尺度的土壤水分表现了较强的空间相关性,而大、中尺度的土壤水分则表现了中等的空间相关性,随着研究尺度的增大,土壤水分的变程值增大,空间相关性逐渐减弱,由随机因素引起空间变异逐渐增强。

(3)随着研究尺度的增加,土壤各层水分监测点的取样数目亦随之增加。在95% 的置信水平,采样误差为5% 的情况下,合理采样数目为13~83个;在90%的置信水平,采样误差为5%的情况下,合理采样数目为9~58个。

摘要：以沧州地区为例,利用MODIS数据计算得到植被供水指数,分析构建植被供水指数与实测土壤含水率之间的相关模型,进而反演得到整个沧州地区的墒情状况,以此为基础运用经典统计学和地统计学理论,研究3种尺度下土壤含水率的空间变异性,确定各尺度下土壤水分监测点的合理采样数目。结果表明,小尺度下(采样间距250m)土壤水分具有较强的空间相关性,而大尺度(采样间距4 000m)和中尺度(采样间距1 000m)的土壤水分均呈中等的空间相关性;随着研究尺度的增大,土壤含水率的空间相关性减弱,由随机因素引起的空间变异性逐渐增强;根据空间变异规律,分别得到置信度为0.10、0.05情况下不同尺度的土壤水分监测点的合理采样数目,并发现采用数目随研究尺度的增大而增加。

空间变异特性 篇8

1 医学模式与医疗设备发展

1.1 中西方医疗设备发展简述

在中国传统医学中, 针灸是较早出现的一种医疗手段。无论是“针”或“灸”, 在为病人治疗的方式与过程中都为中华民族开展了不同材料、不同形态、不同作业方式的古代医疗设备历史;公元1027年 (北宋时期) , 王惟一研铸成精密的铜人医用模型, 用于针灸研究、教学与举试, 可谓创举。从《圣济总录》、《永类钤方》、《世医得效方》、《疡医证治准绳》及《外科正宗》等各类十七世纪前的古籍医书中, 已广见运用针、剪、刀、钳、凿、钩、镊等多种医疗器械的记载。[1]

在西方中世纪, 从“炼金术” (有说起源于阿拉伯, 有说起源于中国) 的记载中, 其蒸镏、升华、结晶、过滤等化学操作过程中, 势必已初步具备了现代实验室中的加热、筛滤网、器皿等简易工具。

在临床诊断方面, 法国拉奈克 (1781-1826) 发明了听诊器;听诊法一直沿用至今仍为医生诊查胸腔腹腔器官疾病的重要方式, 甚至听诊器具的基本原理与构造组成 (贴近患者的侦收端、信号传送管及医生的接收端三部分) 都无太大结构性的改变。

由于科学的进步和显微镜的改良, 藉科学仪器之助, 人类终于能够直接观察到人体内部组织与细胞的静态构造, 并使人类能够进入细菌及细菌以外的病原微生物、滤过性病毒等微细物质的微观世界。[2]

由于病理解剖学和细胞病理学的影响, 医生的诊查工作从直接观察病人转变为探索分析取自患者的组织或检体及X光片等;易言之, 医生的直观任务逐渐转变为仪器设备分担的工作;实验检验室成为医疗组成中不可或缺的部分。同时, 应用如检眼镜、喉镜、膀胱镜、食道镜、胃镜、支气管镜等内外窥镜, 更使临床医师能够直接观察诊断病人体内的病变, 并且可以在体腔内进行直接治疗操作。

防腐法和热压消毒器的发明与应用, 使外科真正进入了无菌手术时代。演变至今的中央供应室, 其内部设备包含蒸汽高压消毒锅、电热干热消毒锅、E.O.Gas毒性气体消毒灭菌装置等。

20世纪制出了心动电流描记器, 此后继续改进, 心音图仪 (EEG) 、心电图仪 (EKG) 等成为诊断心脏疾病不可缺少的设备。藉科学仪器之助, 人体生理活动转为可供阅读的图形。

二战后, 医疗科技迅速进步, 移植手术、心脏外科及神经外科的进步使应用现代科技成为标准的外科医疗模式;超音波、核子医学被应用于疾病诊断上;镭射激光利用热能或光化学反应能够迅速破坏组织及细胞, 被用于眼科及内脏手术。至今, CT电脑断层、MRI核磁造影、DSA心导管仪、PET正子扫描造影、直线加速器模拟装置等的应用促进了诊断更为精确, 治疗更为有效, 使医院诊疗呈现新面貌。大型医疗设备进据医院建筑空间, 是现代医院建筑发展、变化的特色 (图1～图6) 。

1.2 医学模式与医疗设备发展趋势

医学模式的需要促进医疗技术与仪器设备的发明;科学仪器的发明又推动医学模式的转变。医学模式自生物医学模式进入心理医学、社会医学模式, 随之医疗作业方式、病患就医行为也跟着改变;医院的组织形态与管理模式也须跟着调整;医院内部的各项医疗设备继而起了质与量的变化。病患对医疗过程不仅要求减少痛苦, 更要求舒适 (包含建筑环境与医疗方式) , 仪器设备即必须更精进, 符合人体工学、更精致、更美观, 务使病人在较具亲和力的医疗器械前及优雅的建筑空间环境, 舒适地接受诊断与治疗。

另一方面, 传统“以病就医”的就医模式在“以病人为中心”的理念前提下, 医疗设备须更小型化、轻便化, 以能就近对病人进行诊疗作业, 减少让病人“移动”前往大型设备安装所在的特殊部门;这使得医疗设备在医院建筑空间中由“集中”又走向了“分化”。

展开医疗发展历史可得到一个规律, 即数千年来, 人类无不呕心沥血, 在医疗诊断上, 竭力探索人体构造的奥秘, 且从对生理病理的“构造”的了解, 进而转向对“机转”的掌握, 各种新式的实验检验、放射、核医、同位素诊断不断推陈出新;在疾病治疗上, 外科发展借助科技成果的推力, 小至精密细微的移植、接肢显微手术, 或危险度较高的冠心血管、脑神经外科手术等, 都能在心导管仪 (DSA) 、线性加速器模拟装置定位仪、体外伽玛刀 (γ射线仪) 等高科技医疗仪器设备辅助下进行;治疗白血病或免疫不全症候群的骨髓移植手术, 则借助环境科技设备的应用, 在高度洁净无菌的层流室 (Laminar Flow Room) 内达成治疗的目的[3]。

在形态上, 医疗设备朝二个极端的方向发展, 一为大型化, 二为小型化。由于高能物理的应用, 各种大型设备纷纷被开发出来, 最典型的就是核子医学和放射部门的MRI、CT、PET、DSA、X光机、线性加速器模拟装置 (Linear Simulator) 等;另一方面, 为作业方便或分散布置需要, 同时拜微型机械、电子化、数字化科技之赐, 医疗设备朝向小型化、轻便化、精致化发展, 如手提X光机、电子式血压计、腹膜透析等。

医疗设备在形态上的另一个发展方向是“成组套装化” (Whole Set) 。为方便安装与操作, 并简化维修作业, 部分设备朝向“成组套装化”发展, 如以往依赖建筑手段建造的耳鼻喉科诊断听力室, 非但工程复杂, 品质难掌握, 影响诊断精确度, 相关空间及机电配套也繁琐;现今则都采用成组套装的“听力检查组 (ENT Whole Set) ”, 便捷、经济、诊断可靠。

总之, 未来在医院各部门中, 各类新式的仪器设备仍将被陆续开发与投入使用, 为适应这些设备的需要, 建筑空间时时刻刻都处于潜在变异中。

2 医疗设备与相应建筑空间需求特性

医院中医疗设备种类繁多, 包罗万象。仅举几大类予以说明设备与相应的建筑空间需求特性。[4]

2.1 核子医学设备

由于核子医学诊断具有方便、安全、无伤的优点, 准确度又极高, 应用广泛, 无论在诊断或治疗上均具发展优势。

主要的放射治疗设备包括钴60及线性加速器、模拟摄影设备及治疗计划机等。部分体内放射治疗所采用的放射物质种类或治疗方式, 所产生的辐射剂量很低, 对医护人员、家属与其它周边人员并不构成伤害, 此部分治疗场所所在的建筑空间区域, 理论上可不需作辐射防护措施, 但部分治疗方式所采用的放射物质种类则会产生较高的辐射剂量, 会对周边人员产生辐射伤害;因此在建筑空间与构造上即必须设计有相对的防护措施。体外放射疗法不会让患者带有辐射;体内放射疗法会让患者带有辐射;这使得相应的治疗空间也有不同的防护需求。

核子医学设备所需的医院建筑空间特殊性, 是继洁净无菌技术和医疗作业需要而产生的医院手术部、层流室、中央供应部之后, 空间形态和构造方式变异最具革命性的部分。在核医治疗区内通常都有很厚的RC屏蔽墙, 并设计成长通道的迷路式形态, 成为此部门空间的建筑特色。

2.2 影像诊断设备

影像取像技术包括X光、电脑断层扫描 (CT) 、超声波 (Ultra-sound) 、核磁共振 (MRI) 、正子扫描 (PET) 、核子医学 (Nuclear Medical) 等, 给正确诊断带来极大的支持。

X光摄影设备为目前一般医院所必备的影像诊断设备。由于X光对人体具有伤害性, 因此安全防护措施为此部门空间的建筑特色。在建筑构造上普遍以防护铅板、钢筋混凝土及铅玻璃作为屏蔽材料, 须依选用的X光机型及照射方向角度, 设计铅当量规范要求的防护措施 (图7) ;另由于X射线经折射后伤害力极速衰减, 故亦可采折墙、迷路等空间设计手法达到防护安全要求 (图8) 。在控制操作方面, 近来较普遍采用控制走廊的形态取代传统独立控制室的方式 (图9～图10) ;而传统放射部暗房洗片的作业方式, 多已由半明式或干式全自动洗片机的方式取代。

电脑断层扫描 (CT) 可视为是精密的X光。由于一次电脑断层 (C T) 扫描, 病人约接受2000～4000毫仑目的辐射剂量, 为接受一次X光上肠胃道摄影 (upper GI series) 的3～7倍, 其建筑部门空间的辐射防护措施须较一般X光摄影室严格 (图11) 。

核磁共振 (MRI) 的成像较类似电脑断层扫描, 但用磁场代替X光构成身体横切面的影像, 且精密度更高。核磁共振设备最大优点为无放射线的辐射危害, 其防护措施非针对辐射线, 而系以其强磁场为防护对象, 须采取良好的铜板或铜网作为屏蔽。

正子扫描 (PET) 已被广泛应用在临床诊断评估上。受检者接受一次X光上肠胃道摄影 (upper GI series) 或一次肾盂摄影 (IVP) , 约接受6毫西弗 (mSv) , 即600毫仑目 (mRem) 的辐射剂量;而一次PET的FDG检查所接受的辐射剂量与一次X光上肠胃道摄影或肾盂摄影大约相当, 与CT相比显然低很多。由于低辐射剂量的特性, 故在建筑空间的防护屏蔽只须比照X光上肠胃道摄影室或CT检查室的标准即可。

数字减影血管造影仪 (DSA) 的特色为对比密度分辨率高, 把原来需要插管的有创性动脉和心腔造影术变成微创性技术。由于此项检查为介入式诊疗作业, 对环境的洁净无菌要求较高, 有的医院设置在手术部门 (图12) 。

B型超声波设备广泛应用在妇产科、心脏、胃肠、肝胆、胰、眼科等部门。由于超声波设备没有X光照射检查时对人体的负作用, 无需屏蔽防护措施, 且设备体积小, 在建筑空间的配置上比X-ray等大型设备具有较大的弹性, 但仍不可忽视它所需的作业空间, 及注意电源的稳定性与电磁波的干扰因素。

2.3 实验检验设备

传统医院中的实验检验设备, 已逐渐地由自动化层次较高的分析仪、计数器、处理机所替代。由于设备的改良, 空间需求亦会相应地产生变化, 例如新型的电脑全自动生化分析仪, 可以取代早期的SMA或Na、K、PH值等分析设备, 而精确度与效率则更高。其它相关的自动化检验病理分析处理设备, 如病理研究用的切片处理机, 或血清研究的电泳分析设备等之电脑化、数字化, 均将影响整个检验系统的作业模式与相应的建筑空间形态。

2.4 诊疗监测设备

诊疗设备分三大类:第一类加护病房用的EEG、EKG、血压、呼吸、脉搏等监测设备;第二类为内窥镜系统, 内窥镜。依是否介入人体组织分侵入式及非侵入式二类, 在消毒灭菌上有不同的作业要求, 设计时须注意消毒设备与相应建筑空间的需求差异;第三类包括诊断用超声波、激光镭射治疗设备及各科门诊用来作为诊疗的设备。设计者须了解各科所使用的医疗设备种类、数量及环境需求, 才能作最适当的相应建筑空间规划。

2.5 消毒灭菌设备

消毒灭菌技术的发展, 为现代医疗发达进步的重要因素与衡量指标之一。中央供应部及手术室内配置的消毒锅有干热电热型及压力蒸汽型二类, 压力蒸汽型可采自带蒸汽式或中央供应蒸汽式;不适高热的医疗器材须采有毒气体的化学式E.O.Gas消毒设备。病房部门中现今都采用中央供应蒸汽的高温蒸汽便盆消毒器, 便捷、卫生、节省空间又安全可靠。这些不同设备各有相异的空间或机电配套需求。

2.6 复健治疗设备

复健医疗设备比起“高科技”含量的医疗设备, 虽非特殊, 但由于其设备体积、尺寸通常很大, 且设备有其特殊性, 并极占建筑空间, 会排挤影响其他部门。复健部一般分电疗、牵引、水疗、运动治疗、职能治疗 (OT) 、语言治疗等部门, 各有特殊的空间需求 (图16～17) 。

3 医疗设备发展与医院建筑空间变异的关系

医院建筑作为进行医疗行为的场所, 以及包括种类繁杂的各类医疗设备的壳, 必须为这些医疗设备服务;由于医疗设备发展日新月异, 相关建筑空间须有对应的变异, 以适应新的需要。

3.1 医患空间关系模式演化与医疗设备空间布置形态变异

为了提高经济效益, 灵活应用专业职员等有限的人力资源, 让少数人员经管昂贵的医疗机器和建筑物, 有必要集中简化设施、设备, 进行所谓的诊疗部门中央化。然而无论门诊或住院病人, 常须往来于医院的各诊疗部门;换言之, 为了达到集中使用高精度诊疗机器和提高专业技术人员的业务效率这个大目标, 导致病人必须步行长距离, 在各部门间穿梭或等待的现象。所以部门中央化 (或说建筑集约化) 后的这个现象, 与“以病人为中心”这个原始理念产生了严重的冲突与矛盾。

为方便门诊部进行简易手术的医疗作业需要, 大型医院常在门诊部设置“门诊手术室”;为方便门诊部进行病理检验需要, 缩短流程、提高效率, 中大型医院常在门诊部单独设置“门诊检验室”, 或在中央检验部另专设“门诊检验”;于是外科手术、检验的相关仪器设备即须配合部门空间的变异, 进行分化。

3.2 医疗设备形态影响的医院建筑空间变异

由于外科医学的进步, 使得手术房成为医院中最重要的治疗部门。为满足手术的作业条件, 以及无影灯装置净高加上高效过滤空调系统 (HEPA) 的设备空间需要, 现代医院手术部的建筑层高 (Pitch) 须达5米以上。无菌清洁的环境要求及严谨的空间组织为手术部的建筑特色。

核医部及放射部是现代医院发展、变化最快的部门, 核子医学、影像技术的诊疗设备愈趋大型化、精密化, 相应的特殊建筑空间需求是医院部门空间变异最典型的例子;图13及图14、15所示为核医空间预留或整改案例。前已述及的复健理疗设备及成组套装化的听力检查组等, 都因设备形态的特殊性, 而需有特殊的建筑空间。医疗气体中央化后, 配合使用部位的墙式、悬挂式、吊顶柱式等各型出气口组, 各诊疗部门或病房不再需要使用传统的移动式气瓶、空气压缩机、真空泵, 改变了建筑空间的使用形态。阅片箱在建筑装修时即配套嵌入墙体, 免再使用移动式的老式阅片箱。中央医疗用水的统筹集中处理, 使相关部门省却设置水处理机房空间。诸如此类医疗设备的改变, 都使得医院建筑空间发生变异。

3.3 医疗设备影响下的医疗作业模式改变导致的建筑空间变异

由于医疗设备发展影响医疗作业模式改变, 也导致建筑空间变异。聊举数例说明:

(1) 为治疗白血病而采取的化学治疗、放射治疗、骨髓移植等治疗方式, 相应的需有洁净层流式的隔离病房设施, 形成此部门的空间特色。

(2) 一台全自动生化检验仪即可取代传统的许多检验项目, 影响了检验室的空间组成。

(3) 自动洗片机的应用, 使放射部传统的暗房可无需再设置, 建筑空间因此可精简挪为其他用途。

(4) 从选用不同的医疗设备, 施行体内介入直接诊断治疗方式, 或体外间接诊断治疗方式, 对建筑空间的环境条件需求也就产生差异。

(5) 昔日属于特检的医疗作业, 今日有些已列为门诊的常规检查, 由门诊医生操作进行。这些设备配置在门诊诊查室内, 必然影响建筑空间设计。

(6) 血液透析或换肾的治疗需求成长快速, 医院原始规划的人工血液透析空间量被迫不断扩充, 却也因此造成对临近空间的排挤效应。但可携式腹膜透析的治疗方式部分取代了血液透析的床位需求, 则此排挤效应又对空间需求产生了变化。

设备发展改变了医疗模式, 同时改变了医疗建筑空间形态, 这亦是现代化医院建筑的特色之一。

4 医疗设备与建筑、机电的系统整合

4.1 建筑与设备系统整合

医院建筑的部门空间愈细化、功能愈趋多样、机电设备愈趋复杂, 系统整合的必要性即愈突显重要。

病房空间的系统化、现代化设计, 建筑与医疗设备的密切整合, 既满足医疗现代化功能, 又可提升空间品质。中央医疗气体出气口组与护士呼叫系统、电源插座、照明灯具等机电功能, 整合配置在病床头的干式组装施工的轻隔间墙上;病房轻钢龙骨吊顶天花则整合空调出气口、灯具照明、病床隔帘及点滴吊架轨道等, 成为系统组合。

血液透析室运用床头柜空间, 不仅作为相对二床间的分隔, 同时作为人工洗肾机及相关配套机电的集中隐藏空间, 使空间井然有序, 不致紊乱。

国内医院常耗资数十万、数百万购买一套昂贵的医疗设备, 但却没有合乎标准的建筑壳体来保护它或支持它正常使用;同时, 诸如手术部、重症加强监护室、中心供应、心血管造影、人工血液透析等各项医疗作业与设备配置密度高的部门, 须有良好的建筑环境, 并将建筑、设备、使用管理等各方面协调整合起来, 才能取得最好的运作效能。

4.2 可持续发展的开放建筑理念在医疗设备发展的应用

由于医疗设备的发展、变化, 为增强医院建筑的应变能力, 采取可持续发展的开放建筑理念将有助于提高建筑自身的“宜变性”。

机电系统灵活性:相关机电系统配套应有较佳的灵活性, 以适应医疗设备的变化需求。如地板线槽、设备管沟、设备裙板、设备柱、设备层、设备廊、管道井、维修式管道间等合理布置, 都有利于提供医疗设备的安装或维修更新之需。

结构系统柔软性:为适应不同医疗设备的安装条件, 建筑结构应有较佳的柔软度 (Flexibility) , 在系统上尽量避免选用墙式结构系统, 而以框架系统较适宜;在结构荷载能力上, 则宜适度提高设计参数, 有利重型设备的安装需要。

建筑空间开放性:为便于不同医疗设备的安装或增设, 并整合建筑空间, 空间计划应保持较高的开放性 (Sustainability) ;如相邻部门空间属性的相容性与排他性区分定位、尽量采用轻构造组装式隔间墙及适度加大建筑层高 (Pitch) 等设计方式。

5 结语

现今医疗设备渐趋精密复杂及高价化, 在建院初期若能组织各相关使用部门、建筑设计、医疗设备等专业人士参与, 对医疗设备系统作深入了解与合理选择, 并与相关建筑空间密切整合, 把有限的财务与资源作更合理的运用, 则设备系统的正确运作及稳定性方可合理确保。

参考文献

[1]甄志亚, 傅维康.中国医学史[M].台北:知音出版社, 2003

[2]程之范.世界医学史纲要[M].黑龙江科学技术出版社, 1984

[3]罗运湖.现代医院建筑设计[M].北京:中国建筑工业出版社, 2002

空间变异特性 篇9

1 材料与方法

1.1 土壤样品采集

2009年以依安县先锋乡长山村地块为研究对象,按每个土样代表地块面积13.3 hm2进行散点取样,在每个取样点,以10 m半径内取10土钻的耕层土壤进行混合作为一个样点,均采用GPS定位取样,共取土样111个,覆盖面积1 460.7 hm2,取样点分布状况见图1。取得的土样送到中国农业科学院国家测土施肥中心和黑龙江省农业科学院土壤肥料与环境资源研究所化验室进行土壤速效养分分析。

1.2 土壤样品分析

速效氮、磷、钾及pH用常规方法测定;有机质,有效硫、锰、硼和锌采用土壤养分系统研究法[5](ASI法)测定。碱解氮用NH4+-N靛酚蓝比色法测定;磷用钼锑抗比色法测定;钾、锌用原子吸收分光光度计测定;硫用BaCl2比浊法测定;硼用姜黄素比色法测定;有机质用比色法测定。

采用地统计学方法进行数据处理,土壤属性的空间插值采用Kringing法[6],使用ArcView GIS 3.2平台进行图形处理。

2 结果与分析

2.1 地块内土壤养分统计分析

土壤养分分析结果表明(见表1,表2):土壤中有效硫含量变异最大,变化范围1.9～75.7 mg-L-1,变异系数最大,达到89.2%;pH变化范围4.55～7.99,变异系数最小,仅为12.97%。该地块土壤的有机质范围为1.78%～4.60%;土壤缺硫和锌,土壤中氮、磷、钾的含量丰富,土壤中不缺硼。

2.2 土壤养分空间分布

从图2土壤养分空间分布可以看出,研究地块土壤养分分布均呈斑块状分布,随机性较强[7]。土壤有机质和速效氮的空间分布一致,从西到东有机质和速效氮由低到高;pH从西到东由高到低;速效磷和钾的空间分布一致,中部含量高,东部和西部含量低;而有效硫相反,中部含量低,东部和西部含量高。

2.3 土壤有效养分之间的相关性

从研究地块土壤养分之间相关分析可看出(见表3),土壤速效氮与pH、有机质、有效锰都极显著相关,相关系数分别为—0.4331、0.4795、0.4773;土壤速效磷与速效钾、有效硼、有效锌都极显著相关,相关系数分别为0.4298、0.3010、0.2446。

注:相关系数临界值,a=0.05时,r=0.1865;a=0.01时,r=0.2436。

土壤速效钾与有效硼、有效锌都极显著相关,相关系数分别0.5011、0.2690;土壤pH与有机质、有效锰、有效硼和有效锌都极显著相关,相关系数分别—0.5723、—0.7774、0.2775和—0.2683;有机质与有效锰极显著相关,相关系数0.5014;有效锰与有效锌极显著相关,相关系数0.3273。

3 结果与讨论

土壤有效硫含量变异最大,变化范围1.9～75.7 mg·L-1,变异系数最大,达到89.2%;pH变化范围4.55～7.99,变异系数最小,仅为12.97%。该地块土壤的有机质范围为1.78%～4.60%;土壤缺硫和锌,土壤中氮、磷、钾的含量丰富。

土壤有机质和速效氮的空间分布从西到东有机质和速效氮含量由低到高;pH从西到东由高到低;速效磷和钾的空间分布中部含量高,东部和西部含量低;有效硫中部含量低,东部和西部含量高。

土壤速效氮与pH、有机质、有效锰都极显著相关;速效磷与速效钾、有效硼、有效锌都极显著相关;速效钾与有效硼、有效锌都极显著相关;pH与有机质、有效锰、有效硼和有效锌都极显著相关;有机质与有效锰极显著相关。

土壤缺硫和锌,土壤中氮、磷、钾的含量丰富,土壤中不缺硼。在下一年的施肥计划中应该补充硫和锌肥,达到平衡施肥。

参考文献

[1]金继运.“精确农业”及其在我国的应用前景[J].植物营养与肥料学报,1988,4(1):1-7.

[2]石元春.土壤学的数字化和信息化革命[J].土壤学报, 1996,37(3):289-295.

[3]周惠珍,龚子同,Lamp J.土壤空间变异性研究[J].土壤学报,1996,33(3):232-241.

[4]张有山,林启美,秦耀东,等.大比例尺区域土壤养分空间变异定量分析[J].华北农学报,1998,13(1):122-128.

[5]加拿大钾磷研究所北京办事处.土壤养分状况系统研究法[M].北京:中国农业出版社,1992.

[6]Oliver M A.Kringing:A method of interpolation for geographical information systems[J].International Journal of Geographic Information System,1990,4(4):313-332.

空间变异特性 篇10

地统计学方法是研究空间变异性的一种重要方法,已被广泛地应用于土壤主要肥力指标的空间变异研究中。据已有研究结果表明,土壤有效磷的空间变异系数比其他指标大,属于中等或强变异程度[5],有机质、全氮、有效钾的变异属于中等强度,p H值则具有弱的空间变异程度[6]。土壤肥力质量仍然是我国土壤质量研究的核心内容之一。目前对土壤肥力质量的研究主要集中在土壤养分平衡、时空变化特征、趋势分析与预测、肥力(养分)质量综合评价等方面[7,8,9],其特点表现为理论研究较多,应用研究较少。关于土壤肥力质量空间变异研究,蔡崇法等采用GIS技术研究了乡镇域土壤肥力评价的方法和过程,分析了土壤肥力变化原因[3];崔潇潇采用地统计技术评价了北京郊区大兴土壤肥力质量演变[10]。不同土地利用方式必然对土壤养分的变化产生重要影响[11],因而土壤肥力质量也会发生很大变化。研究耕作区尤其是南方紫色丘陵区不同土地利用方式土壤肥力质量变化规律,探讨土地利用方式对土壤质量的影响,分析农用地利用方式变化引发的土壤质量变化,对指导该区耕地利用结构调整和可持续利用具有实践价值。

紫色土是中国南方,特别是湖南、四川等省的重要耕地土壤[12]。紫色土肥力高,土层发育浅薄,土质风化度低,受土地利用方式影响较大。不同土地利用方式改变土壤微生态环境,导致土壤有机质库和土壤肥力水平变化[13]。土壤养分是土壤质量变化最基本的表征和核心研究内容[14]。本文选择湘南典型紫色丘陵区,采用地统计学、GIS和GPS相结合的方法,在分析土壤主要单项肥力要素的空间变异基础上,结合Fuzzy综合评价法和普通Kriging插值法研究了紫色丘陵耕作区不同土地利用土壤肥力质量空间变异规律,为该区合理规划、开发土壤资源、进行科学施肥、合理种植以及提高水土资源利用效率提供科学依据。

1 材料与方法

1.1 研究区概况

实验所在的永州市属中亚热带湿润季风气候区,平均气温17.2℃,年平均无霜期为275d,积温为5457℃,年平均日照数为1677 h,热量条件比较优越;年降水量为1390 mm,集中在春夏两季,降水年际变化较大。实验地位于祁阳县文富市镇坪阳甸村(东经111°50′16.4''-111°50′31.8'',北纬26°45'33.2''-26°45'20.9'')约13.49 hm2的连片紫色丘陵耕作小区,区内土壤均为紫色砂页岩发育而成的石灰性紫色土。

1.2 土壤样品的采集与分析

本研究采样在考虑样点等距分布的前提下,土样采集结合土地利用类型、地貌单元及植被,按旱地、荒地和水田进行表土(0cm-20 cm)随机采样。每个土样以取土点为中心,在10 m半径内取5点混合而成,同时用GPS(GARMIN 72)记录中心点位置,记录其经纬度坐标及高程,并详细记录采样点周围的景观信息。在地形相对复杂处加大采样密度,共采集土壤样品29个,其中包括旱耕地土壤7个,主要种植花生、果树及蔬菜;抛荒地土壤6个,主要为低矮灌丛、杂草及裸露地,水田为冲於田或梯田,土样16个,主要种植水稻。样点分布如图1。

所有样品经风干、剔除杂质和研磨后,分别过10目和100目筛,用于土壤理化性质指标的测定,分析方法均采用常规分析方法[15]。

1.3 土壤肥力质量综合指数的计算

1.3.1 评价指标筛选

因土壤肥力形成机制较复杂,不同学者对土壤肥力内涵和外延的理解不同,其评价方法和评价指标也不尽一致。作为土壤肥力评价,应以土壤的养分含量为主[16]。本研究针对南方土壤特性,基于选择的通用性、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,选取有机质、全氮、全磷、全钾等8个土壤肥力评价指标,建立南方紫色丘陵区土壤肥力质量评价指标体系。

1.3.2 土壤肥力质量Fuzzy综合评判法

本研究肥力质量评价根据模糊数学(Fuzzy)和多元统计分析原理分别计算各肥力指标的隶属度和权重系数,再利用加乘法原则得出综合肥力指标值(Integrated Fertility Index,IFI)[17]。IFI取值范围为0-1,其值越高,表明土壤肥力质量越好。

隶属度函数实际是所要评价的肥力指标与作物生长效应曲线(S型曲线或直线)之间关系的数学表达式,它可以将肥力评价指标标准化,转变成范围为0-1的无量纲值(即隶属度)。隶属度函数通常有两类,分别是S型隶属度函数和抛物线型隶属度函数,其函数表达式为:

S型隶属度函数:

抛物线型隶属度函数:

通过建立各个参评指标的隶属函数模型,计算其隶属度值。本研究除了p H值采用抛物线型隶属度函数外,其他肥力指标可采用S型隶属度函数。根据湘南地区土壤肥力特性、作物品种特点以及相关研究的结果[18],确定隶属函数曲线转折点的取值(表1),其中p H值在抛物线型隶属度函数曲线中转折点的相应取值为:x1=4.0,x2=5.5,X3=7.5,x4=8.5。

1.3.3 单项肥力指标权重的确定

首先将所有样点各项评价指标的测定值录入SPSS软件,求单项肥力质量指标间的相关系数(R2),建立各肥力质量指标间的相关系数矩阵;然后计算各因子与其他因子相关系数的平均值;求出该平均值占所有肥力质量指标相关系数平均值之和的百分率即为该单项肥力质量指标在表征土壤肥力质量中的贡献率,由此可以得出各项肥力指标的权重[19]。所得权重值见表2。

1.3.4 土壤养分质量综合指标值的确定

以模糊数学中的加乘法原则为原理,利用各项肥力指标的权重系数和隶属度值,计算土壤综合肥力指数(integrated fertility index,IFI),具体计算公式如下:

式中:Ni—第i项评价指标的隶属度值;Wi———第i项评价指标的权重系数。

参考湘南土壤肥力质量的实际状况,以土壤综合肥力指数IFI作为依据,按照等距法[20],将土壤肥力划分为5个等级(表3)。

1.4 地统计数据处理方法

本研究主要采用地统计学中的半方差函数及其模型,半方差函数的块金系数、基台值和变程等重要参数可以用来表征区域化变量在一定尺度上的空间变异和相关程度,它是研究土壤特性空间变异的关键,同时也是进行Kriging插值的基础[21]。半方差函数表达式如下:

其中γ(h)为半变异函数值;h是空间向量;N(h)是间距等于h的点对数;Z(x)是区域化变量Z在位置xi的实测值;Z(xi+h)是与xi距离为h处样点的值;以h为横坐标,γ(h)为纵坐标作图,即为半方差图[22]。

运用Map Info7.0软件将采样区的边界进行矢量化,且将各采样点的位置及其数据导入Arc GIS中,以获得样点分布的空间数据库和样点分布图(图1),通过关键字段与分析数据之间实现连接,作为普通Kriging插值的源属性数据。最后运用Cross-Validation交叉验证选择合适的Kriging插值模型,并进行验证和对各参数进行修正,以得到最合理的土壤肥力指标及土壤肥力质量分布等值区图。

1.5 合理采样数量计算

合理采样数量取决于养分要素自身空间变异程度和对数据精度的要求[23]。本研究采用针对区域随机取样而构造的最佳取样数量计算公式计算各土壤样本容量[24],公式为:N=t2a/2(df)×(CV/K)2,其中,N为需要的取样数量;ta/2(df)为t分布特征值,CV为变异系数;K是与测定值和期望值之差有关的系数,由CV决定,当CV<10%,CV=10%~20%,CV=20%~30%,CV>30%时,K值分别取5%,10%,20%和30%。本研究在95%置信水平允许误差为10%的要求下,需采集的样本数有一定的区别。有机质和全磷较高,分别为18和13,最低的速效钾为2,p H、碱解氮、速效磷分别为5、11、8;全氮及全钾为9,均小于本研究采集样本数29个,表明本研究采样点数量已满足置信度95%,相对误差10%的要求。

2 结果与讨论

2.1 紫色丘陵区土壤肥力指标统计特征分析

如表4所示,紫色丘陵区土壤有机质、全氮、全磷、全钾的含量变化范围分别为3.0 g/kg-39.9 g/kg、0.3 g/kg-2.7g/kg、0.5 g/kg-0.8 g/kg、14.6 g/kg-25.9 g/kg;而碱解氮、有效磷、速效钾含量和p H值分别在22.48 mg/kg-201.98 mg/kg、2.40 mg/kg-12.61 mg/kg、54.25 mg/kg-178.86 mg/kg和6.1-8.5之间;研究区所有养分偏度检验值接近于0,而峰度检验值在1.93-2.71,p H值则最大,为9.06,表明土壤养分的分布变化范围较广,测定数据中全钾和有效钾服从对数正态分布,其他养分均服从正态分布;p H和全磷变异系数分别为5.7%和9.2%,据变异系数等级划分标准[25],属于弱变异;其他养分变异系数在15.1%和65.5%之间,属于中等变异。

注:“对数正态”指养分指标经对数转换后的频数分布;有机质、全氮、全磷、全钾的单位为g/kg;碱解氮、有效磷和速效钾单位为mg/kg。

2.2 土壤肥力指标空间变异特征分析

在Arc GIS地统计模块中,对各肥力指标选取各种半方差模型进行拟合,并对预测误差进行了显著性检验和比较,比较标准是:标准平均值(MSE)最接近于0;标准均方根预测误差(RMSSE)最接近于1[26]。由表5可知,p H值、有机质和速效钾符合球状模型;碱解氮、有效磷、全氮、全磷和全钾符合高斯模型。就预测误差而言,8种肥力指标与半方差函数拟合较好,说明理论模型较好地反映了8种指标的空间结构特征。从块金值与基台值的比值可以看出,有机质、全氮、有效磷、速效钾值的C0/(C+C0)分别为100.0%、100.0%、87.9%和99.9%,属于空间弱相关,说明在养分要素中,随机因素对其空间变异的影响较大,这与研究区域内不同土地利用类型下不同施肥措施有关。p H、碱解氮、全磷、全钾值的C0/(C+C0)分别为33.8%、63.3%、66.1%和73.7%,说明它们具有中等的空间相关性,其空间变异受结构性因素和随机性因素共同影响;这与研究区成土作用、土地利用及施肥等结构性因素密切相关。

2.3 土壤单项肥力指标的空间分布特征分析

土壤肥力指标的正态或对数正态分布保证了Kriging插值的有效性[27]。空间插值结果如图2。

2.3.1 p H

土壤p H值大致在6.1-8.4之间,土地利用类型由水田演变为旱地到荒地的变化中,土壤由弱酸性演变为中性和碱性。由于该区为紫色岩性土,同时耕作利用强度大,因此这种分布状况与整个研究区域内的土壤母质和土地利用类型有着密切的关系。西部区域主要以水田为主,土壤常处于氧化还原反应中,p H值要低于以旱地为主的东部区域,加之当地农民以粮食生产为主,在追求产量效益的时候,大量施用化肥,有机肥施用不足,造成土壤结构变差,加速酸化过程。

2.3.2 有机质与速效养分

土壤有机质几乎呈带状从东到西呈梯度增加的变化趋势。西部水田土壤有机质含量在18.7g/kg-39.9 g/kg;东部旱地及荒地有机质含量在3.03 g/kg-12.3 g/kg之间,这种现象可能仍与东部旱地与荒地和西部水田为主的土地利用方式有关,由于水田土壤熟化程度更强烈,加之水热条件充足,土壤有机物质积累较旱地更多。全区土壤碱解氮含量与有机质含量呈显著正相关(相关系数为0.98),其空间分布格局与有机质一致,这与前人的研究一致[28]。速效磷的空间变异结构较为复杂,大体上该区有效磷含量呈现从东到西递增的趋势。西部水田有效磷含量稍高,为6.1mg/kg-12.6 mg/kg,东部旱地与荒地有效磷含量稍低,含量在2.4mg/kg-5.8 mg/kg之间,可能是由于土地利用类型和施肥等随机因素造成的。速效钾随着土地利用类型由水田向荒地演变呈现带状分布且从东南向西北部递减。西部为水田,耕地利用强度大,在钾肥施用的同时有效性钾容易随水分流失。东南部旱地为主,有效性钾流失现象不明显,含量较西部高。

2.3.3 全量养分

全氮含量从南向北呈现凹状,其中凹陷的部分全氮含量较高,含量为1.39 g/kg-2.70 g/kg,其余部分大部分全N含量偏低,含量大约在0.3 g/kg-1.2 g/kg,可能由于南部低海拔地区土层相对较厚,土壤细颗粒丰富,水分充足,有机态氮分解慢等原因。此外,全氮含量小于1.2 g/kg的土壤占据整个区域的3/5之多,说明此区域的土壤全氮含量处于较低水平,应该增加氮肥的施用量以维持当地农业发展。全磷的空间变异分布为中部、西部和东部向南北两方向递减,中部、西部和东部全磷含量大体在0.7g/kg-0.8 g/kg之间,南部及北部全磷含量大致在0.5 g/kg左右,因母质以紫色砂页岩为主,整个区域土壤全磷处于弱变异性,且其含量处于较低水平。全钾呈现带状分布从东南到西北部递增变化,西北部全K含量在20.5g/kg-25.9 g/kg之间,东南部全钾含量<16.3 g/kg。土壤全K含量主要是由土壤母质以及K肥的施用量所决定的,紫色砂页岩母质发育的土壤钾素较高,虽水田钾素较旱地易流失,但当地农民以粮食生产为主,水田施钾水平较旱地高,土壤全钾含量西部略高于东部。

2.4 土壤肥力质量的空间分布特征

2.4.1 土壤综合肥力指数(IFI)的描述性统计分析

对坪阳甸村29个样点的IFI值进行统计分析(表6)可知,坪阳甸村土壤的IFI值在0.36-0.72之间,均值为0.57。就变异系数而言,IFI值的变异系数为71.2%,属于中等强度变异。单一样本K-S检验结果表明,IFI值服从对数正态分布。

2.4.2 土壤综合肥力指数(IFI)空间变异特征分析

由表7可以看出,坪阳甸村土壤综合肥力指数IFI符合球状模型,预测误差则表明该理论模型较好地反映了IFI值的空间结构特征。块金值与基台值的比值为57.1%,由于影响速效磷变异的因素中,随机性因素占主导,影响有机质、全氮、速效钾等肥力指标和p H值变异的因素既有结构性因素又有随机性因素。因此,从整个区域看,土壤综合肥力指数IFI表现出中等空间相关性,其空间变异受结构性和随机性因素共同影响。

2.4.3 土壤肥力质量空间分布

由图3和表3可知,文富市坪阳甸村土壤肥力质量总体上呈现出从西到东的梯度递减的变化趋势。整个区域土壤肥力质量均为Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ等,其中Ⅱ等占整个区域面积的46.2%;Ⅲ等面积为19.6%;Ⅳ等面积为34.2%。西部水田土壤肥力质量较优,为Ⅱ等,丘陵下部梯田土壤肥力质量为Ⅲ等,可能与该区为农田的土地利用类型有关,由于多年的耕作和人为培肥作用,土壤肥力质量相对较好;中部地势较低的坡耕地土壤肥力质量为Ⅲ等,相对地势较高的为Ⅳ等,可能与旱耕作用和水土流失相关,丘陵中上部由于侵蚀作用,土壤养分流失作用强,土壤肥力质量较差,中下部侵蚀作用较弱,土壤肥力质量相对较好。东部荒地土壤肥力质量均为Ⅳ等,该区为丘陵顶部,成土作用较弱,同时没有耕作与施肥作用,土壤肥力质量相对较低。总体上,坪阳甸村紫色土肥力质量偏低,这可能与紫色土是岩性土,成土作用快,土壤质地偏砂,土壤退化相关,由于该区母质单一,土壤综合肥力分布格局与土地利用类型、地形和施肥有着密切的关系。

3 结论与讨论

3.1 结论

(1)湘南文富市镇坪阳甸村8种土壤养分的分布变化范围较广,测定数据中全钾和有效钾接近正态分布,其他养分均服从正态分布;p H和全磷变异系数分别为5.7%和9.2%,据变异系数等级划分标准,属于弱变异。其他养分变异系数在15.1%和65.5%之间,属于中等变异。

(2)8种肥力指标具有一定的空间相关性。有机质、全氮、有效磷、速效钾值的C0/(C+C0)分别为100.0%、100.0%、87.9%和99.9%,属于空间弱相关,说明在养分要素中,随机因素对其空间变异的影响较大,与研究区土地利用和施肥措施有关。p H、碱解氮、全磷、全钾值的C0/(C+C0)分别为33.8%、63.3%、66.1%和73.7%,说明它们具有中等的空间相关性,其空间变异受结构性因素和随机性因素共同影响;采样尺度影响土壤肥力指标的空间相关性,块金值随着采样尺度的增大而增大[29],因而随着研究尺度的增大,小尺度上变异的相关性可被大尺度变异的相关性所掩盖。本研究每个土样以取土点为中心,在10 m半径内取5点混合而成,可能掩盖了10 m内土壤肥力指标的空间相关性,导致研究区空间异质比较大,影响了肥力指标的空间相关性。

(3)各单一肥力指标值表现出不同的空间变化趋势。从西到东,土壤利用类型由水田演变为旱地到荒地的变化中,土壤由弱酸性演变为中性和碱性;有机质、碱解氮分布趋势则表现为从西南向东北呈减少趋势,速效磷则相反。全氮从南向北呈现凹状;全磷的空间变异分布为中部、西部和东部向南北两方向递减;全钾呈现带状分布从东南到西北部呈增加的变化趋势。

(4)研究区土壤肥力质量呈现出从西到东的梯度递减的变化趋势,为Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ等,其中Ⅱ等占整个区域面积的46.2%;Ⅲ等面积为19.6%;Ⅳ等面积为34.2%。西部水田土壤肥力质量较优,主要为Ⅱ等;丘陵下部梯田土壤肥力质量为Ⅲ等。中部地势较低的坡耕地土壤肥力质量为Ⅲ等,相对地势较高的为Ⅳ等。东部荒地土壤肥力质量均为Ⅳ等。总体上,坪阳甸村紫色土肥力质量偏低,这可能与紫色土是岩性土,成土作用快,土壤质地偏砂,土壤退化相关。

3.2 讨论