基于GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異分析-

1、基于GIS 和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異分析收稿日期:2009-06-28基金項(xiàng)目:農(nóng)業(yè)部辦公廳全國耕地地力評(píng)價(jià)工作張敏,賀鵬飛,陳偉強(qiáng)*(河南農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院,鄭州450002摘要:運(yùn)用GIS 和地統(tǒng)計(jì)學(xué)相結(jié)合的方法研究了新鄭市土壤有機(jī)質(zhì)、全氮、有效磷、速效鉀的空間變異情況。結(jié)果表明,有機(jī)質(zhì)、全氮和速效鉀的變異系數(shù)在29%45%,有效磷變異系數(shù)最大為75%;通過地統(tǒng)計(jì)學(xué)的半方差函數(shù)分析,有機(jī)質(zhì)和全氮空間變異性表現(xiàn)朝均一化方向發(fā)展,都具有中等空間相關(guān)性,有效磷空間相關(guān)性最弱,主要受隨機(jī)性因素的影響;采用克立格方法進(jìn)行最優(yōu)內(nèi)插,繪制了養(yǎng)分含量分布圖,并對(duì)其空間變異進(jìn)行了初步分析。本研究為有

2、效利用土壤和因地制宜開展施肥工作提供依據(jù)。關(guān)鍵詞:GIS ;地統(tǒng)計(jì)學(xué);土壤養(yǎng)分;空間變異中圖分類號(hào):S153.6文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號(hào):1005-9369(201003-0053-06Spatio-temporal variability analysis of soil nutrients based on GIS andGeostatistics/ZHANG Min,HE Pengfei,CHEN Weiqiang (College of Resources and Envi-ronment,Henan Agricultural University,Zhengzhou 450002,CH

3、ina Abstract:Geostatistics combined with GIS were applied to analyze the spatial-temporal vailability ofsoil nutrients such as organic matter,total nitrogen,available phosphorus and available potassium in Xinzheng City.The results showed that organic matter,total nitrogen and available potassium in

4、the coefficient of variation were from 29%to 45%,and the largest coefficient of variation of available phos-phorus was 75%.By Semi-variogram function of statistical analysis,organic matter and total nitrogen showed the medium level of space-related.The relevance of space about available phosphorus w

5、as the weakest which was effected mainly by random factors.Using the best interpolation of Kriging method,the study drawed distribution maps of the nutrients content and analyzed the spatial-temporal vailability of soil nutrients.Thus this study provided a basis for the effective use of soil and fer

6、tilizer to carry out the work of local conditions.Key words:GIS;Geostatistics;soil nutrient;spatial-temporal variability 土壤受成土母質(zhì)、地形等自然因素和人類活動(dòng)等人為因素的影響,使得土壤成為不均一變化的時(shí)空連續(xù)體,并具有高度的空間變異性1。20世紀(jì)70年代,Burgess 等將地統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法引入土壤科學(xué)研究領(lǐng)域2,克服了經(jīng)典的Fisher 統(tǒng)計(jì)理論在研究土壤性質(zhì)空間變異性規(guī)律方面的不足。地統(tǒng)計(jì)學(xué)側(cè)重于區(qū)域變量空間結(jié)構(gòu)的分析、模擬和空間插值3,GIS側(cè)重于空間顯示和查詢,目前

7、兩者結(jié)合發(fā)展趨勢非常迅速3-8。本文在前人研究的基礎(chǔ)上,應(yīng)用地統(tǒng)計(jì)學(xué)的基本原理和方法,利用GIS 軟件中的Arcmap 中地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析模塊(Geostatistical Analysis 和空間分析模塊(Spatial Analysis ,以新鄭市為例,對(duì)土壤養(yǎng)分的空間變異情況進(jìn)行研究,從而為有效利用土壤和科學(xué)開展測土配方施肥工作提供依據(jù)。第41卷第3期東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)41(3:53582010年3月Journal of Northeast Agricultural UniversityMar.20101研究區(qū)域概況1.1自然概況新鄭市位于河南省中部,地處北緯34°1634°

8、;39,東經(jīng)113°30113°54之間,境內(nèi)地貌多姿,分為平原水肥區(qū)、丘陵旱作區(qū)和沙崗間洼區(qū)三個(gè)不同生態(tài)類型區(qū)。轄區(qū)總面積為886.72km2。新鄭市降水季節(jié)分布很不平衡,夏季占56%,其中7、8月占44%,春季占18%,秋季占21%,冬季占5%。全年平均氣溫為14.1,年平均降雨量為689.0mm。夏季日照時(shí)間最長,冬季最短。新鄭市土壤類型有褐土、潮土和風(fēng)砂土,土層淺薄,質(zhì)地屬中壤至重壤,水分滲透適中,水氣熱協(xié)調(diào)。成土母質(zhì)西南部為殘積、坡積物;北部成土母質(zhì)多為洪積物;西北部為沖積物;靠近京廣線兩側(cè)為風(fēng)積物;京廣線以東為沖積、風(fēng)積物;此外,在大的沖溝上采取人工堆墊母質(zhì),土

9、層厚度超過50cm。糧食作物以小麥、玉米為主,油料作物以花生為主。其中小麥產(chǎn)量在6000kg·hm-2左右,玉米產(chǎn)量在6750kg·hm-2左右,花生產(chǎn)量水平在3750 kg·hm-2左右。1.2數(shù)據(jù)來源及測定2007年10月上旬開始,根據(jù)農(nóng)作物區(qū)域種植布局特點(diǎn),將新鄭市劃分為6個(gè)區(qū)進(jìn)行土壤采樣,大田耕層按020cm采集,采用GPS定位技術(shù),每30004500hm2耕地采集1個(gè)土樣,截止2007年10月共采集土樣1500個(gè)。將樣點(diǎn)數(shù)據(jù)經(jīng)Arclnfo投影轉(zhuǎn)換,產(chǎn)生以m為單位的平面坐標(biāo)系統(tǒng)中的坐標(biāo),投影類型為高斯投影,主要投影參數(shù):Projected Coordin

10、ate System:Beijing_1954_GK_ Zone_19N,False_Easting:500000.00000000,False_ Northing:0.00000000,Central_Meridian:111.00000 000,Scale_Factor:1.00000000。最后生成相應(yīng)的采樣點(diǎn)分布圖,見圖1。室內(nèi)化驗(yàn)分析的土壤養(yǎng)分包括有機(jī)質(zhì)、全氮、有效磷和速效鉀。化驗(yàn)分析方法都采用國家或行業(yè)標(biāo)準(zhǔn),基礎(chǔ)試驗(yàn)控制全程序空白值測定,每批樣品作兩個(gè)空白樣。每批樣品均做標(biāo)準(zhǔn)曲線,樣品分析時(shí)平行率達(dá)到100%。在準(zhǔn)確度控制上使用標(biāo)準(zhǔn)樣品,進(jìn)行內(nèi)參樣摻插,也與其他化驗(yàn)空白作對(duì)比。其中

11、,有機(jī)質(zhì)采用油浴法加熱重鉻酸鉀容量法;全氮采用凱氏蒸餾法;有效磷采用碳酸氫鈉提取-鉬銻抗比色法;速效鉀采用乙酸銨提取-火焰光度法。1.3數(shù)據(jù)處理由于特異值的存在會(huì)造成變量連續(xù)表面的中斷,使得實(shí)驗(yàn)半方差函數(shù)發(fā)生畸變,甚至?xí)谏w變量固有的空間結(jié)構(gòu)特征9-11,因此本文采用域法識(shí)別特異值12,即樣本平均值a加減3倍標(biāo)準(zhǔn)差s,在此區(qū)間(a±3s以外的數(shù)據(jù)均定為特異值,然后分別用正常最大和最小值代替特異值。運(yùn)用域法分別對(duì)1500個(gè)樣本的各個(gè)養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行剔除異常值,最后剩余樣點(diǎn)1193個(gè)。1.4地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法和克里格插值法簡介地統(tǒng)計(jì)學(xué)是以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ),以變異函數(shù)為主要工具,研究在空間分布上

12、既有隨機(jī)性又有結(jié)構(gòu)性(或空間相關(guān)和依賴性的自然現(xiàn)象的科學(xué)。關(guān)于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的原理與方法,很多研究文獻(xiàn)作了詳細(xì)的解析與闡述13-14,本文只對(duì)相關(guān)概念作簡單說明。區(qū)域化變量有兩個(gè)最基本的假設(shè)即平穩(wěn)假設(shè)(Stationrity assumption和本征假設(shè)(Intrinsic assumption,它要求所有的隨機(jī)誤差都是二階平穩(wěn)的,也就是隨機(jī)誤差的均值為零且任何兩個(gè)隨機(jī)誤差之間的協(xié)方差依賴于它們之間的距離和方向而不是它們的確切位置。變異函數(shù)是地統(tǒng)計(jì)學(xué)所特有的基本工具。假設(shè)區(qū)域化變量滿足二階平穩(wěn)假設(shè)和本征假設(shè),則半方差函數(shù)(Semi-variogram可用公式VNSW市政府采樣點(diǎn)S ampling

13、points8km204圖1新鄭市土壤采樣點(diǎn)分布Fig.1Distribution of soil sampling points in Xinzheng City·54·東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)第41卷(1表示:(h =12N(h N (h =1z (u -z (u a +h 2(1公式(1中,h 為樣本間距,又稱位差(Lag ;N (h 代表間距為h 的“樣本對(duì)”數(shù)。Z (U a 為樣點(diǎn)U a 處的養(yǎng)分估計(jì)值?？死锔癫逯捣?Kriging 也稱空間局部估計(jì)或空間局部插值,它是建立在半變異函數(shù)理論及結(jié)構(gòu)分析基礎(chǔ)上,在有限區(qū)域內(nèi)對(duì)區(qū)域化變量的取值進(jìn)行無偏最優(yōu)估計(jì)的一種方法?？死锔穹?/p>

14、實(shí)質(zhì)上利用區(qū)域化變量的原始數(shù)據(jù)和半變異函數(shù)的結(jié)構(gòu)特點(diǎn),對(duì)未采樣點(diǎn)的區(qū)域化變量的取值進(jìn)行線性無偏最優(yōu)估計(jì)量的一種方法。更具體地講,它是根據(jù)待估樣點(diǎn)有限領(lǐng)域內(nèi)若干已測定的樣點(diǎn)數(shù)據(jù),在認(rèn)真考慮了樣點(diǎn)的形狀、大小和空間相互位置關(guān)系,它們與待估樣點(diǎn)間相互空間位置關(guān)系,以及半變異函數(shù)提供的結(jié)構(gòu)信息之后,對(duì)該待估樣點(diǎn)值進(jìn)行的一種線性無偏最優(yōu)估計(jì)。設(shè)位于X 0處的速效養(yǎng)分估計(jì)值為譖(x 0,它是周圍若干樣點(diǎn)實(shí)測值Z (X i ,i =1,2,n 的線性組合,即譖(x 0=ni =1i z (x i(2公式(2中,譖(x 0-為x 0處的養(yǎng)分估計(jì)值;i -為第i 個(gè)樣點(diǎn)的權(quán)重;z (x i -為第i 個(gè)樣點(diǎn)值。

15、要確定i 有兩個(gè)約束條件:min (Z (x 0-ni =1i z (x i 2,且ni =1i =1(3滿足以上兩個(gè)條件可得如下方程組:111n 1n 1nn 11(111111*0·1111111*m =011(4式中,ij -表示x i 和x j 之間的半方差函數(shù)值;m -拉格朗日值。解上述方程組即可得到所有的權(quán)重i 和拉格朗日值m 。利用計(jì)算所得到的權(quán)重即可求得估計(jì)值譖(x 0。1.5數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析用SAS 處理軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理15,為了準(zhǔn)確直觀地描述土壤養(yǎng)分在空間上的分布,研究中利用地理信息系統(tǒng)軟件ArcGIS 9.0中的Spatial Analyst 模塊,采用克里格

16、插值法來繪制所測土壤的養(yǎng)分空間分布圖16。全氮、有機(jī)質(zhì)都符合正態(tài)分布;速效鉀和有效磷經(jīng)對(duì)數(shù)處理后偏度峰度明顯降低,符合正態(tài)分布。2結(jié)果與分析2.1土壤養(yǎng)分的統(tǒng)計(jì)特征與正態(tài)分布運(yùn)用傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)方法,對(duì)新鄭市所采土樣的土壤養(yǎng)分含量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),結(jié)果見表1。表1新鄭市土壤養(yǎng)分描述性統(tǒng)計(jì)特征值Table 1Descriptive statistics eigen values of soil nutrients in Xinzheng city養(yǎng)分項(xiàng)目CV24.00494.7680.1136.0545土壤有機(jī)質(zhì)含量在3.1032.52g ·kg -1之間,平均值為15.65g的變異系數(shù)為75%

17、,顯示出高度變異性;有機(jī)質(zhì)、全氮和速效鉀變異系數(shù)在29%45%,屬于中度變異性;土壤中養(yǎng)分含量變異系數(shù)取決于該養(yǎng)分是否由施肥補(bǔ)充、施用量的多少和養(yǎng)分在土壤中的可移張敏等:基于GIS 和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異分析第3期·55·動(dòng)性。變異系數(shù)較大的多與施肥有關(guān),如P和K;在受施肥影響的養(yǎng)分中,作物吸收量相對(duì)較高、移動(dòng)性大、后效較低的元素,一般變異系數(shù)相對(duì)降低,如N。這從一定程度上說明了土壤特性因受非自然因素影響所帶來的變異與其所處的地理位置無關(guān)。運(yùn)用半方差函數(shù)對(duì)區(qū)域化變量進(jìn)行空間變異分析的前提是變量或變量的轉(zhuǎn)化值必須符合正態(tài)分布17。樣本原始數(shù)據(jù)經(jīng)柯爾莫哥洛夫-斯米諾夫正態(tài)

18、分布概率檢驗(yàn)法檢驗(yàn)后的參數(shù)值列于表2,有機(jī)質(zhì)和全氮符合正態(tài)分布;有效磷和速效鉀顯示出一定的偏斜效應(yīng),經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化后符合正態(tài)分布。表2土壤養(yǎng)分正態(tài)分布檢驗(yàn)(K-S testTable2Normal distribution test of soil nutrients(K-S test養(yǎng)分項(xiàng)目Nutrition items樣本數(shù)Sample number偏度Skewness峰度KurtosisK-SP對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后K-SPLogarithm transformationK-SPA0.05有機(jī)質(zhì)Organic matter全氮Total nitrogen有效磷Available phosphorus 速

19、效鉀Available kalium 11931193119311930.20889-0.432253.146103.683003.49633.373718.293028.390012.54400.65647.3350602.5292-0.42091.99274.0943+-0-0“0”和“-”分別表示在0.05的置信度下呈正態(tài)、對(duì)數(shù)正態(tài)分布和不呈此兩種分布。Note:A0.05denotes confidence at0.05."+","0"and"one"denotes normal,lognormal distribution

20、and not the distribution of two in0.05level of the confidence,respectively.2.2土壤養(yǎng)分的半方差分析由于半方差函數(shù)的計(jì)算要求數(shù)據(jù)符合正態(tài)或近似正態(tài)分布(偏度值在-11之間18,否則可能產(chǎn)生比例效應(yīng),從而使試驗(yàn)方差函數(shù)產(chǎn)生畸變,抬高基臺(tái)值和塊金值,增加估計(jì)誤差,甚至?xí)谏w其固有的結(jié)構(gòu),因此對(duì)呈正態(tài)的有機(jī)質(zhì)、全氮和經(jīng)過對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后呈正態(tài)分布的有效磷和速效鉀進(jìn)行半方差分析。結(jié)果見表3。表3土壤養(yǎng)分的半方差函數(shù)及其擬合參數(shù)Table3Semi-variogram and the fitting parameters of soi

21、l nutrients塊金值是半方差函數(shù)在原點(diǎn)處的數(shù)值,表示由實(shí)驗(yàn)誤差和小于最小取樣尺度引起的隨機(jī)變異;基臺(tái)值通常表示系統(tǒng)內(nèi)的總變異,包括結(jié)構(gòu)性變異和隨機(jī)性變異,基臺(tái)值越高,表示系統(tǒng)總的空間異質(zhì)性越高。變程指影響的范圍,反映空間依賴的最大距離。塊金效應(yīng),也稱基底效應(yīng),是塊金值與基臺(tái)值之比,反映土壤養(yǎng)分的空間依賴性,可表明系統(tǒng)變量的空間相關(guān)性的程度18。如果塊金值與基臺(tái)值之比<25%,說明變量具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性;在25%75%之間,變量具有中等的空間相關(guān)性;> 75%時(shí),變量空間相關(guān)性很弱19。土壤養(yǎng)分的空間變異性受結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素的共同作用,結(jié)構(gòu)性因素屬穩(wěn)定性的自然因素,例

22、如成土母質(zhì)、地形、土壤類型等導(dǎo)致土壤養(yǎng)分較強(qiáng)的空間相關(guān)性;隨機(jī)性因素屬人為因素,包括施肥、耕作及種植制度等,從而使土壤養(yǎng)分空間相關(guān)性減弱,朝著均一化方向發(fā)展。應(yīng)用塊金效應(yīng)評(píng)價(jià)土壤養(yǎng)分的空間相關(guān)性,有養(yǎng)分項(xiàng)目Nutrition items理論模型Theoretical model塊金值Nugget value基臺(tái)值Sill value塊金效應(yīng)(%Nugget variance決定系數(shù)R2變程(mRange有機(jī)質(zhì)Organic matter全氮Total nitrogen有效磷Available phosphorus 速效鉀Available kalium 球狀球狀球狀球狀0.190.0380.3

23、680.0880.330.0620.4320.15357.561.485.257.60.9980.9970.9810.96514036240456398.36512.1·56·東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)第41卷r ·10-15.90.51.01.52.02.53.0 3.54.0距離(h ·10-4Distance半方差函數(shù)值S e m i -v a r i o g r a m sr0.51.01.52.02.53.0 3.54.0距離(h ·10-4Distance 半方差函數(shù)值S e m i -v a r i o g r a m sr0.150.51

24、.01.52.02.53.03.54.0距離(h ·10-4Distance 半方差函數(shù)值S e m i -v a r i o g r a m sr ·100.51.01.52.02.53.0 3.54.0距離(h ·10-4Distance 半方差函數(shù)值S e m i -v a r i o g r a m sabcda -有機(jī)質(zhì);b -全氮;c -有效磷;d -速效鉀a -Organic matter;b -Total nitrogen;c -Available phosphorus;d -Available kalium圖2各養(yǎng)分指標(biāo)半方差函數(shù)Fig.2Sem

25、i-variogram of nutrient indicators機(jī)質(zhì)、全氮和速效鉀的塊金效應(yīng)分別為57.5%、61.4%和57.6%,圖2,表3表明它們具有中等空間相關(guān)性,這三種養(yǎng)分的變化是結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同作用的結(jié)果。有效磷的塊金效應(yīng)達(dá)到了85.2%,說明這種養(yǎng)分空間相關(guān)性較弱,主要受后期人為因素的影響。2.3土壤養(yǎng)分的空間差值分析根據(jù)以上土壤養(yǎng)分的半方差函數(shù),分別對(duì)采樣點(diǎn)土壤有機(jī)質(zhì)、全氮、有效磷和速效鉀各項(xiàng)養(yǎng)分指標(biāo)進(jìn)行Kriging 插值,各養(yǎng)分指標(biāo)的插值結(jié)果見彩圖版。由彩圖版可以看出,新鄭市這四種土壤養(yǎng)分指標(biāo)的含量在空間上表現(xiàn)出較為明顯的分布格局?？傮w來看,有機(jī)質(zhì)、全氮、有效

26、磷和速效鉀西南部的含量都明顯大于東北部的含量,其中有機(jī)質(zhì)和全氮表現(xiàn)出明顯的空間分布趨勢一致性特征,高值區(qū)都分布在新鄭市西部和南部,而低值區(qū)出現(xiàn)在中部和東部地區(qū)。有效磷和速效鉀的空間分布也各有其自身特點(diǎn),有效磷低值區(qū)在中部靠北地區(qū),高值區(qū)在東部偏南地區(qū),這主要是受后期人為施肥作用的結(jié)果;速效鉀養(yǎng)分含量分布特征更為明顯,西南部含量明顯大于東北部的養(yǎng)分含量。對(duì)土壤養(yǎng)分含量的克里格插值的結(jié)果表明,土壤不同養(yǎng)分的空間分布不一致,因此,施肥時(shí)應(yīng)根據(jù)其分布情況因地制宜進(jìn)行。3討論與結(jié)論a.從土壤養(yǎng)分的統(tǒng)計(jì)特征值來看,有機(jī)質(zhì)和全氮在95%的置信度下呈正態(tài)分布,有效磷和速效鉀經(jīng)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后呈正態(tài)分布。新鄭市土壤有

27、機(jī)質(zhì)、全氮、有效磷和速效鉀的變異系數(shù)范圍為29%75%。b.新鄭市土壤養(yǎng)分含量具有明顯的空間變異特征,有機(jī)質(zhì)、全氮和速效鉀表現(xiàn)出中等變異程度,其空間變化是結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同作用的結(jié)果;有效磷空間變異性較弱,主要受隨機(jī)性即人為因素的影響。土壤有機(jī)質(zhì)、全氮、有效磷和速效鉀含量的空間相關(guān)的極限距離范圍為6398.324045m 。c.利用克里格插值法對(duì)土壤各養(yǎng)分的樣點(diǎn)插值張敏等:基于GIS 和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤養(yǎng)分空間變異分析第3期·57·· 58 · 東 北 農(nóng) 業(yè) 大 學(xué) 學(xué) 報(bào) 第 41 卷 并制圖，可更加準(zhǔn)確和直觀地了解新鄭市土壤各種 養(yǎng)分的空間分

28、布狀況，對(duì)于及時(shí)調(diào)整施肥和灌水等 農(nóng)業(yè)管理措施具有一定的指導(dǎo)作用，對(duì)于合理開展 測土配方施肥工作具有重大意義。 參 考 文 獻(xiàn) 地區(qū)土壤屬性制圖研究 - 以土壤全氮制圖為例 J. 土壤學(xué)報(bào) , 2004, 41(1: 20-27. 9 張朝生, 章申, 何建邦. 長江水系沉積物重金屬含量空間分布特 征研究-地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法J. 地理學(xué)報(bào), 1997, 52(2: 185-192. 10 郭旭東, 傅伯杰, 馬克明, 等. 河北省遵化平原土壤養(yǎng)分的時(shí)空 變異特征 - 變異函數(shù)和 Krigring 插值分析 J. 地理學(xué)報(bào) , 2000, 55(5: 555-566. 1 秦松, 樊燕, 劉洪斌, 等

29、. 地形因子與土壤養(yǎng)分空間分布的相關(guān) 性研究J. 水土保持研究, 2007, 14(4: 275-279. 2 Burgess T M, Webster R. Optimal interpolation and isarithmic mapping of soil properties I. The semivariogram and punctual Kriging J Soil Sci, 1980, 31: 315-341. 3 張蓉, 冷允法, 朱猛蒙, 等. 基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)和 GIS 的苜蓿斑蚜種 群空間結(jié)構(gòu)分析和分布模擬 J. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào) , 2007, 18(11: 250-258. 4 謝正苗, 李靜, 王碧玲, 等. 基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)和 GIS 的土壤和蔬菜 重 金 屬 的 環(huán) 境 質(zhì) 量 評(píng) 價(jià) J. 環(huán) 境 科 學(xué) , 2006, 27 (10: 2110 2116. 5 曾偉, 陳雪萍, 王珂. 基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)和