畢業(yè)論文-地統(tǒng)計(jì)學(xué)在土壤水分空間變異中的應(yīng)用

地統(tǒng)計(jì)學(xué)在土壤水分空間變異中的應(yīng)用PAGE地統(tǒng)計(jì)學(xué)在土壤水分空間變異中的應(yīng)用學(xué)生姓名：指導(dǎo)教師：所在院系：水利與建筑學(xué)院所學(xué)專業(yè)：農(nóng)業(yè)水利工程研究方向：地統(tǒng)計(jì)學(xué)2011年5月NortheastAgriculturalUniversityBachelordegreethesisRegistrationNumber:A13070041ApplicationofgeostatisticsinspatialvariabilityofsoilmoistureName:AdviserDepartment:SchoolofWaterConservancyandArchitectureMajor:AgriculturalHydraulicEngineeringSubject:GeostatisticsNortheastAgriculturalUniversityHarbinChinaMay,201015-摘要利用傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)方法和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法中的半方差函數(shù)和克里格插值對(duì)32m×32m，48m×48m，64m×64m，80m×80m，96×96m采樣面積土壤含水率的空間變異性進(jìn)行了研究。研究結(jié)果表明：不同采樣面積下土壤水分的塊金值均為正值，說(shuō)明存在著由采樣誤差、短距離的變異、隨機(jī)和固有變異引起的各種正基底效應(yīng)。不同采樣面積下土壤含水量的變異系數(shù)分別為0.16、0.20、0.23、0.25、0.24，均介于0.16～0.25之間，屬于中等變異強(qiáng)度。土壤含水量變異函數(shù)的C0/(C0+C)值分別為0.36、0.61、0.69、0.59、0.62，均介于25%～75%之間，具有中等空間相關(guān)性；隨著采樣面積的增大，土壤含水量半方差函數(shù)的變程呈增大趨勢(shì)；研究區(qū)域土壤含水量空間分布的破碎化比較嚴(yán)重，但土壤含水量總體上近似呈有向西南和西北逐漸增高變化趨勢(shì)。關(guān)鍵詞:空間變異；地統(tǒng)計(jì)學(xué)；土壤含水量；不同尺度AbstractSpatialvariabilityofsoilwatercontentatthe32m×32m,48m×48m,64m×64m,80m×80m,and96×96msamplingareawerestudiedwithtraditionalstatisticalandstatisticalgeostatisticsmethods.Theresultsshowedthat:thenuggetsofsoilwatercontentatdifferentsamplingareawerepositive,whichindicatedtheexistenceofthesamplingerror,short-rangevariability,randomandinherentvariability.Coefficientofvariationofsoilwatercontentatthedifferentsamplingareawerebetween0.16and0.25,whichshowedsoilwatercontenthadmediumspatialvariability.C0/(C0+C)??werebetween25%and75%,whichshowedsoilwatercontenthadmoderatespatialcorrelation.Rangeincreasedgraduallywithincreasingofsamplingarea.Therewerealotofsmallorlargepatchinthestudiedarea,however,soilwatercontentincreasedgraduallyfromsouthwestareatonorthwestarea.Keywords:Spatialvariability;Geostatistics;Soilwatercontent;Differentscales目錄1引言 -1-2材料與方法 -2-2.1采樣布局與方法 -2-2.2地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 -2-2.2.1區(qū)域化變量和隨機(jī)函數(shù) -3-2.2.2平穩(wěn)假設(shè)和二階平穩(wěn) -3-2.2.3半方差函數(shù) -3-2.2.4克里格插值 -5-3結(jié)果與分析 -7-3.1不同尺度土壤含水量的特征統(tǒng)計(jì)值分析 -7-3.2土壤含水量半方差函數(shù)分析 -7-3.3運(yùn)用Kriging最優(yōu)內(nèi)插法進(jìn)行估值 -8-4結(jié)論 -10-5有待于進(jìn)一步研究的問(wèn)題 -12-參考文獻(xiàn) -13-致謝 -15-1引言土壤水分運(yùn)動(dòng)作為自然界水循環(huán)的一個(gè)重要環(huán)節(jié)，在農(nóng)業(yè)、水資源、環(huán)境工程中占有極其重要的地位。對(duì)土壤水分變化進(jìn)行深入研究、掌握其運(yùn)動(dòng)規(guī)律，不僅有助于推動(dòng)非飽和帶土壤中水分遷移理論的發(fā)展，而且可為綜合評(píng)價(jià)地表、地下水資源，有效利用土壤水資源，合理確定農(nóng)田灌溉技術(shù)參數(shù)，水土保持及環(huán)境保護(hù)等提供科學(xué)依據(jù)[1,2]，因此，研究土壤中的水分運(yùn)移規(guī)律問(wèn)題無(wú)論在理論上還是在指導(dǎo)生產(chǎn)實(shí)踐上都具有重要意義。土壤水分是土壤特性的動(dòng)態(tài)組成部分，是土壤肥力中的一個(gè)重要的因子。土壤水分的空間分布受到氣候、水文地質(zhì)、地理、土壤、時(shí)間等因素的影響，土壤水分在空間分布上表現(xiàn)出復(fù)雜性和不確定性，土壤水分這種隨空間分布位置發(fā)生變化而變化的性質(zhì)，稱為土壤水分的空間變異性[3,4]。目前，國(guó)內(nèi)外有關(guān)地面灌條件下土壤水分的空間變異性的研究比較多[4-9]。人們獲取一定空間尺度下的土壤水分?jǐn)?shù)據(jù)相比時(shí)間維的土壤水分?jǐn)?shù)據(jù)要簡(jiǎn)單得多，尤其是在較大時(shí)空尺度上的土壤水分?jǐn)?shù)據(jù)獲取，需要大量的人力、物力以及一定的技術(shù)和方法支持。地統(tǒng)計(jì)學(xué)已被證明是分析土壤特性時(shí)空分布特征及其變異規(guī)律最為有效的方法之一[10]。地統(tǒng)計(jì)學(xué)目前在土壤科學(xué)中得到廣泛的應(yīng)用和發(fā)展，成為認(rèn)識(shí)土壤特征的一個(gè)重要工具。地統(tǒng)計(jì)學(xué)的空間變異函數(shù)和克里格插值等方法是土壤性狀分析的主要手段。譚萬(wàn)能等[11]在地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法在土壤學(xué)中的應(yīng)用中對(duì)地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法在土壤學(xué)各方面的應(yīng)用作簡(jiǎn)要回顧，以期促進(jìn)我國(guó)在這一領(lǐng)域的研究。張俊平等[12]在土壤水分空間變異研究綜述中以地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法指導(dǎo)土壤水分采樣數(shù)和采樣點(diǎn)的確定為出發(fā)點(diǎn)，論述了國(guó)內(nèi)外基于地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤水分空間變異性的研究現(xiàn)狀，并指出了其存在的一些問(wèn)題，簡(jiǎn)述了GIS、遙感、神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)、分形、無(wú)線傳感器網(wǎng)絡(luò)等技術(shù)和方法在土壤水分空間變異性研究中的研究現(xiàn)狀、應(yīng)用前景及面臨的困難。陳伏生等[13]利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法，研究了科爾沁沙地甸子地不同土地利用方式草地和玉米地春季土壤含水量的空間變異規(guī)律。結(jié)果表明草地表層、亞表層土壤含水量的變異函數(shù)均可很好地?cái)M合成球狀模型，具有明顯的空間結(jié)構(gòu)特征，同草地相比，玉米地土壤含水量空間格局特征表現(xiàn)為空間依賴性小，隨機(jī)性大，空間自相關(guān)作用范圍小，破碎化程度高。申祥民等[14]以新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)石河子國(guó)家農(nóng)業(yè)科技園區(qū)的膜下滴灌棉田作為試驗(yàn)區(qū)，采用隨機(jī)法布點(diǎn)方式和均勻布點(diǎn)方式，結(jié)果表明，隨機(jī)采樣布點(diǎn)方式優(yōu)于均勻采樣布點(diǎn)方式；膜下滴灌棉田不同采樣方式下的0~20cm層的變異性變化最大，其它層的變化較??；利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)理論分析了棉花膜下滴灌條件下土壤含水率的空間變異規(guī)律。本論文利用傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法研究分析了不同采樣面積土壤水分的空間變異性。通過(guò)分析反映空間變異的變異函數(shù)參數(shù)值（塊金值、基臺(tái)值、變程）隨采樣面積的變化以及土壤水分的等值線圖，來(lái)研究不同采樣面積下土壤水分的空間變異特征。從土壤水分等值線圖中，可以直觀地了解土壤水分特性的空間分布情況，為精準(zhǔn)灌溉的實(shí)施提供最基本的土壤特性資料。這不僅有助于認(rèn)識(shí)該地區(qū)土壤水分在不同時(shí)間和空間尺度上的變異特征，而且可以根據(jù)研究目的指導(dǎo)土壤的合理采樣設(shè)計(jì)，最終為大尺度的水文模型模擬和田間真實(shí)信息獲取提供實(shí)踐基礎(chǔ)。2材料與方法2.1采樣布局與方法不同采樣面積下土壤含水率的測(cè)定在位于楊凌的一林地內(nèi)進(jìn)行，采樣面積分為32m×32m、48m×48m、64m×64m、80m×80m和96m×96m共5種，采樣點(diǎn)以網(wǎng)格法（4m×4m）布局（圖1），土壤含水率利用TRIME-TDR土壤水分測(cè)量系統(tǒng)測(cè)定。圖1不同采樣面積采樣點(diǎn)空間分布圖2.2地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法地統(tǒng)計(jì)學(xué)（Geostatistics）是空間變異理論的最主要的研究方法。40年代末和50年代初，南非的礦山工程師D.G.Krige和H.S.Sichel從南非金礦儲(chǔ)量計(jì)算的具體問(wèn)題出發(fā)，提出了克里格插值。60年代法國(guó)著名統(tǒng)計(jì)學(xué)家Matheron在此基礎(chǔ)之上作了大量理論和實(shí)際研究后提出區(qū)域化變量理論（Thetheoryofregionalizedvariable)，形成了該理論的基本框架[15]我國(guó)于1977年開始介紹地統(tǒng)計(jì)學(xué)，侯景儒等首先將A.G.Journel等人的專著譯成中文，隨后我國(guó)的學(xué)者對(duì)地質(zhì)統(tǒng)計(jì)學(xué)進(jìn)行了深入的研究，并對(duì)地統(tǒng)計(jì)學(xué)的概念進(jìn)行了歸納和總結(jié)。80年代以來(lái),利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法來(lái)研究土壤水分特性的空間變異已成為土壤科學(xué)研究的熱點(diǎn)之一[16-19]。近年來(lái),地統(tǒng)計(jì)學(xué)理論和方法得到進(jìn)一步發(fā)展，許多新的應(yīng)用方向和方法在土壤學(xué)研究中得到應(yīng)用，其中包括結(jié)合3S技術(shù)對(duì)土壤空間特征進(jìn)行的分析[20]，利用分形和自組織理論對(duì)土壤結(jié)構(gòu)的隨機(jī)性和穩(wěn)定性分析以及隨機(jī)模擬、時(shí)空建模進(jìn)一步豐富了這一領(lǐng)域的研究[21,22]。地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法是以區(qū)域化變量為核心和理論基礎(chǔ)，以礦質(zhì)的空間結(jié)構(gòu)(空間相關(guān))和變異函數(shù)為基本工具的一種數(shù)學(xué)地質(zhì)方法[16]。區(qū)域化變量是指那些分布于空間并顯示出一定結(jié)構(gòu)性和隨機(jī)性的自然現(xiàn)象。它有兩個(gè)最基本的假設(shè)，即平穩(wěn)假設(shè)和本征假設(shè)，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[17]。經(jīng)典地統(tǒng)計(jì)學(xué)理論包括半方差函數(shù)及其模型和克立格插值方法，相關(guān)理論在同類文獻(xiàn)中有詳細(xì)說(shuō)明[16-18]，這里作一簡(jiǎn)要回顧。根據(jù)其概念可知，凡是對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行最優(yōu)無(wú)偏內(nèi)插估計(jì)，或要模擬這些數(shù)據(jù)的離散性、波動(dòng)性時(shí)，均可應(yīng)用地統(tǒng)計(jì)學(xué)的理論及相應(yīng)的方法[23]，并且地統(tǒng)計(jì)學(xué)是最直接和最有效的解決空間變異性的方法。2.2.1區(qū)域化變量和隨機(jī)函數(shù)區(qū)域化變量Z(x)是一個(gè)隨機(jī)變量,它是某區(qū)域內(nèi)不同的x取不同的Z值。它是由系統(tǒng)變異m(x)和隨機(jī)變異e(x)兩部分組成，即：Z(x)=m(x)+e(x)。對(duì)于土壤空間變異來(lái)說(shuō)，系統(tǒng)變異是指地形、地貌組成、土壤管理或其它成土因子的函數(shù)形式，表現(xiàn)出逐漸而顯著的變化。隨機(jī)變異是指土壤屬性無(wú)法與已知的原因相關(guān)聯(lián)的變異[22]。隨機(jī)函數(shù)是指該區(qū)域內(nèi)所有位置上隨機(jī)變量Z(x)構(gòu)成的有限集區(qū)域化變量，例如，地質(zhì)學(xué)、水文學(xué)、土壤學(xué)、生態(tài)學(xué)中的許多變量都具有空間分布的特點(diǎn)，這些變量實(shí)質(zhì)上都是區(qū)域化變量。區(qū)域化變量Z(x)具有兩個(gè)最顯著，而且也是最重要的特征，即隨機(jī)性和結(jié)構(gòu)性。這似乎是區(qū)域化變量?jī)蓚€(gè)自相矛盾的特征。正是這兩個(gè)特征使區(qū)域化變量在研究自然現(xiàn)象的空間結(jié)構(gòu)和空間過(guò)程方面具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)。 2.2.2平穩(wěn)假設(shè)和二階平穩(wěn)平穩(wěn)假設(shè)是指如果隨機(jī)變量Z(x1)，Z(xn)的聯(lián)合分布與Z(x1+xn)，Z(xn+h)的聯(lián)合分布相同，那么就說(shuō)隨機(jī)變量Z(x)是平穩(wěn)的。如果Z(x)是平穩(wěn)的，并且在某一點(diǎn)上的方差是有限的，那么隨機(jī)變量在所有的點(diǎn)上都具有相同的有限方差，同理，變量在任何位置上的均值都相等。由于平穩(wěn)假設(shè)對(duì)隨機(jī)變量來(lái)說(shuō)是一個(gè)很難滿足的條件，所以提出了二階平穩(wěn)假設(shè)。當(dāng)隨機(jī)變量的均值不隨位置x變化，并且其協(xié)方差Cov[Z(x),Z(y)]只取決于樣本點(diǎn)x和y之間的距離|x—y|時(shí)，此時(shí)稱隨機(jī)變量滿足二階平穩(wěn)假設(shè)。由此得到的結(jié)果為Z(x)的均值和方差都是在空間上不發(fā)生變化的常量[23]。2.2.3半方差函數(shù)半方差函數(shù)，也稱空間變異函數(shù)，是用來(lái)描述區(qū)域化變量結(jié)構(gòu)性和隨機(jī)性并存這一空間特征而提出的，假定隨機(jī)函數(shù)均值穩(wěn)定，方差存在且有限，該值僅與間距h有關(guān)，則半方差函數(shù)λ(h)可定義為隨機(jī)函數(shù)Z(x)增量方差的一半:（1）式中:h是樣本間距，又稱位差(Lag)；N(h)是間距h的“樣本對(duì)”數(shù)。圖2理論半方差函數(shù)圖變異函數(shù)有三個(gè)重要參數(shù)：基臺(tái)值、變程、塊金值。這三個(gè)參數(shù)可以從變異函數(shù)圖中得到?；_(tái)值——當(dāng)變異函數(shù)λ(h)隨著間隔距離h的增大，從非零值達(dá)到一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的常數(shù)時(shí)，該常數(shù)稱為基臺(tái)值C0+C，它是系統(tǒng)或系統(tǒng)屬性中最大的變異；變程——變異函數(shù)λ(h)達(dá)到基臺(tái)值時(shí)的間隔距離a稱為變程。表示在h≥a以后，區(qū)域化變量Z(x)空間相關(guān)性消失。塊金值——當(dāng)間隔距離h=0時(shí)，λ(0)=C0該值稱為或塊金方差。表示區(qū)域化變量在小于抽樣尺度時(shí)非連續(xù)變異，由區(qū)域化變量的屬性或測(cè)量誤差決定。半方差函數(shù)是描述土壤特性空間變異結(jié)構(gòu)的一個(gè)函數(shù)。定量描述整個(gè)研究區(qū)域的變異特征時(shí)，還需要建立變異函數(shù)的理論模型。該模型將直接參與克立格計(jì)算，常用的理論模型是球面模型、高斯模型、指數(shù)模型和線性有基臺(tái)值模型幾種模型。（1）純塊金效應(yīng)模型（2）（2）球狀模型（3）（3）指數(shù)模型（4）（4）高斯模型（5）（5）冪函數(shù)模型（6）（6）線性有基臺(tái)值模型（7）（7）線性無(wú)基臺(tái)值模型（8）2.2.4克里格插值由于實(shí)驗(yàn)條件和時(shí)間的有限，在分析隨機(jī)變量空間變異的時(shí)候，不能對(duì)所研究區(qū)域上的所有點(diǎn)都進(jìn)行取樣，只有通過(guò)已知的測(cè)點(diǎn)對(duì)未知的區(qū)域進(jìn)行估計(jì)，以此得出該隨機(jī)變量在空間的分布圖。克立格法(Kriging)是利用原始數(shù)據(jù)和半方差函數(shù)的結(jié)構(gòu)性，對(duì)未采樣點(diǎn)的區(qū)域化變量進(jìn)行無(wú)偏最優(yōu)估值的一種插值方法，該方法是一種最好的線性無(wú)偏估計(jì)方法，即BLUS(BestLinearUnbiasedEstimator)方法[25]?？死锔穹ㄊ蔷€性的（Linear），因?yàn)樗墓烙?jì)值是根據(jù)已有資料加權(quán)線性結(jié)合而獲得；是不偏的（Unbiased），因?yàn)榇朔椒ㄊ瞧骄鶜埐罨蛘`差接近于零；是最好的（Best），因?yàn)榭死锔穹ㄊ构烙?jì)誤差的方差最小。與其它的估計(jì)方法相比較，誤差的方差最小是克里格法的顯著特點(diǎn)?？死锔穹椒ㄓ泻芏啵槍?duì)各種不同的目的和不同的條件，可以采用不同的克里格法。在滿足二階平穩(wěn)假設(shè)條件時(shí)可以采用普通克里格法；在非平穩(wěn)（或說(shuō)有漂移存在）現(xiàn)象中，可應(yīng)用泛克里格法；在計(jì)算局部估值時(shí)要用到非線性估計(jì)量，可用析取克里格法；當(dāng)區(qū)域化變量服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布時(shí)，可用對(duì)數(shù)正態(tài)克里格法；對(duì)有多個(gè)變量的協(xié)同區(qū)域化現(xiàn)象，可以用協(xié)克里格法等。其實(shí)質(zhì)是一個(gè)實(shí)行局部估計(jì)的加權(quán)平均值Kriging插值可為空間格局(在空間上有規(guī)律的分布)分析提供從取樣設(shè)計(jì)、誤差估計(jì)到成圖的理論和方法，可精確描述所研究的變量在空間上的分布、形狀、大小、地理位置或相對(duì)位置，這在確定空間定位圖式(格局)方面是比較有效的方法。普通克里格法的估計(jì)公式為：(10)其中，為各區(qū)域化變量的權(quán)重，應(yīng)滿足=1。方差的估計(jì)公式為：(11)其中，為拉格朗日乘數(shù)。當(dāng)使方差的估計(jì)為最小時(shí)，可以推導(dǎo)出計(jì)算權(quán)重的克里克線性方程組：(12)國(guó)外學(xué)者Di[26]等利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法研究了土壤分類中判斷沖擊層的指標(biāo)的空間變異性，獲得了克里格標(biāo)準(zhǔn)誤差與采樣數(shù)目的關(guān)系圖，并從圖中確定了所研究指標(biāo)給定精度的合理采樣數(shù)目和采樣間隔。1978年侯景儒[27]首次將地統(tǒng)計(jì)學(xué)引入我國(guó)，利用克里格法對(duì)礦塊的品位進(jìn)行了估計(jì)，并取得了較好的估計(jì)效果。.陳家軍[28]將地統(tǒng)計(jì)學(xué)應(yīng)用到地下水位的估計(jì)中，分析了用一次、二次漂移的泛克立格方法模擬地下水初始流場(chǎng)的估值情況和對(duì)真實(shí)流場(chǎng)特征的反映情況，指出在進(jìn)行區(qū)域地下水位估值時(shí)線性漂移的泛克立格法可取得很好的效果。朱益玲等[29]將地統(tǒng)計(jì)學(xué)與GIS相接合對(duì)紫色土壤養(yǎng)分的空間變異性進(jìn)行了研究，用普通克立格法進(jìn)行最優(yōu)內(nèi)插生成養(yǎng)分含量分布圖，研究結(jié)果可為精確施肥提供參考。3結(jié)果與分析3.1不同尺度土壤含水量的特征統(tǒng)計(jì)值分析傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)方法利用變異系數(shù)(CV)的大小反映研究變量變異程度，當(dāng)CV%≤10%時(shí)，研究變量具有弱變異性；當(dāng)10%<CV%<100%時(shí)，研究變量具有中等變異性；當(dāng)CV%≥100%時(shí)，研究變量具有強(qiáng)變異性。變異系數(shù)的計(jì)算公式為CV=×100%（13）式中：CV—變異系數(shù)；S—標(biāo)準(zhǔn)差；x—均值。表1土壤含水量測(cè)定結(jié)果統(tǒng)計(jì)特征32m×32m48m×48m64m×64m80m×80m96m×96m平均值21.0720.3418.8617.9817.63標(biāo)準(zhǔn)差3.433.974.354.464.24方差11.7915.7918.919.8618.02最小值13.911.39.48.88.7最大值29.129.129.129.329.3變異系數(shù)CV0.160.200.230.250.24從表1中可知，32m×32m、48m×48m、64m×64m、80m×80m和96m×96m采樣面積下土壤含水量的變異系數(shù)分別為0.16、0.20、0.23、0.25、0.24，介于0.1~1之間，屬于中等變異強(qiáng)度；土壤平均含水量在17.63～21.07之間變化，變異幅度較大；隨著采樣幅度尺度的增大，變異系數(shù)呈逐漸增大的趨勢(shì)，在采樣幅度相對(duì)較小時(shí)，變異系數(shù)增加較快，當(dāng)采樣面積增大時(shí)，變異系數(shù)增大的幅度逐趨緩慢；土壤含水量的平均值和變異系數(shù)兩者之間總體上大致存在如下的對(duì)應(yīng)關(guān)系：平均值越小，土壤含水量的變異系數(shù)越大。因此，這些統(tǒng)計(jì)值只能在一定程度上反映樣本總體，傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)方法對(duì)土壤特性的表達(dá)不能定量地刻畫土壤特性的隨機(jī)性和不規(guī)則性、獨(dú)立性與相關(guān)性，要解釋并進(jìn)行定量化，必須進(jìn)一步進(jìn)行空間變異結(jié)構(gòu)分析。3.2土壤含水量半方差函數(shù)分析地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析的土壤水分空間結(jié)構(gòu)的變異函數(shù)具有塊金值(C0)，變程(α)和基臺(tái)值(C0+C)三個(gè)主要參數(shù)。C0表示塊金方差，反映的是最小抽樣尺度以下變量的變異性及測(cè)量誤差。C為結(jié)構(gòu)方差，表示非隨機(jī)原因形成的變異。α為變程，表示研究變量的空間自相關(guān)變異的尺度范圍。C0+C為基臺(tái)值，表示變量的最大變異程度，塊金值與基臺(tái)值之比C0/(C0+C)表示系統(tǒng)變量的空間相關(guān)性的程度，比值小于25%表示系統(tǒng)具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性；比值大于75%表示系統(tǒng)具有弱空間相關(guān)性；介于兩者之間表示系統(tǒng)具有中等空間相關(guān)性[22]。表2土壤含水量半方差函數(shù)參數(shù)采樣幅度32m×32m48m×48m64m×64m80m×80m96m×96m理論模型LinearLinearSphericalGaussianSpherical塊金值C07.236.666.759.327.49基臺(tái)值C0+C11.3717.2521.7122.4919.64C0/(C0+C)(%)63.5938.6131.0941.4438.14變程(m)16.8929.2440.3840.8853.3RSS0.060.120.420.570.26決定系數(shù)R20.9880.9980.9980.9970.999各采樣面積下土壤水分空間變異特征參數(shù)如表2所示，由表2可知，采樣面積為32m×32m、48m×48m、64m×64m、80m×80m、96m×96m時(shí)，塊金值分別為7.23、6.66、6.75、9.32、7.49，5種采樣面積下土壤水分的塊金值均為正值，說(shuō)明存在著由采樣誤差、短距離的變異、隨機(jī)和固有變異引起的各種正基底效應(yīng)。5種采樣面積下土壤含水量半方差函數(shù)基臺(tái)值分別為11.37、17.25、21.71、22.49、19.64，表明除32m×32m采樣面積外，其它4種采樣面積土壤含水量的最大變異程度變化不大。RSS越小，模型的擬合精度越高，根據(jù)RSS的取值，文中5種采樣面積下土壤含水量半方差函數(shù)分別采用Linear、Linear、Spherical、Gaussian和Spherical模型擬合。5種采樣面積下土壤含水量的C0/(C0+C)值分別為63.59%、38.61%、31.09%、41.44%、38.14%，結(jié)合空間相關(guān)度的劃分等級(jí)分析可知采樣土壤水分的空間變異系統(tǒng)具有中等空間相關(guān)性。5種采樣面積下土壤水分的變程值分別為16.89、29.24、40.38、40.88、53.3，從中可以看出變程值有隨著土壤采樣面積的增加成相關(guān)的線性增大的規(guī)律，表明變程值超越16.89~53.3這個(gè)范圍以后，土壤水分的區(qū)域化變量Z(x)空間相關(guān)性消失。土壤水分變異函數(shù)反映了研究地塊受地形、微地貌、土壤和植被等復(fù)雜因素影響。3.3運(yùn)用Kriging最優(yōu)內(nèi)插法進(jìn)行估值圖396m×96m采樣面積的土壤水分等值線圖圖3為96m×96m采樣面積下土壤含水量的等值線圖。由圖3可知，土壤含水量空間分布比較破碎，高值主要集中在研究區(qū)域的西北部分和西南部分，低值主要分布在研究區(qū)的東部，土壤含水量整體上大致呈現(xiàn)出由向西南、西北向東部逐漸降低的變化趨勢(shì)。4結(jié)論（1）5種采樣尺度下土壤水分變異系數(shù)分別為0.16、0.20、0.23、0.25、0.24，介于0.1～1之間，即土壤水分的空間變異性屬于中等變異強(qiáng)度。（2）5種采樣尺度下土壤水分的塊金值分別為7.23、6.66、6.75、9.32、7.49，均為正值，說(shuō)明存在著由采樣誤差、短距離的變異、隨機(jī)和固有變異引起的各種正基底效應(yīng)；5種采樣尺度下土壤水分的C0/(C0+C)值均介于25%~75%之間，表明土壤水分的空間變異系統(tǒng)具有中等空間相關(guān)性；變程值隨著土壤采樣面積的增加成增大趨勢(shì)。（3）研究區(qū)土壤含水量整體上大致呈現(xiàn)出由向西南、西北向東部逐漸降低的變化趨勢(shì)。5有待于進(jìn)一步研究的問(wèn)題（1）地統(tǒng)計(jì)學(xué)本身也存在著一些需要解決的問(wèn)題，如半方差函數(shù)模型及參數(shù)的選擇都受到人為因素的影響。(2)土壤特性空間變異研究成果與節(jié)水灌溉、土壤肥力分析和精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)的結(jié)合還有待于進(jìn)一步深入。參考文獻(xiàn)[1]程國(guó)棟.中國(guó)凍土研究近今進(jìn)展[J].地理學(xué)報(bào),1990,45(2):220-223.[2]張曉平,梁愛(ài)珍,申艷,等.東北黑土水土流失特點(diǎn)[J].地理科學(xué),2006,26(6):687-692．[3]JúiorVV,CarvalhoMP,DafonteJ,etal.SpatialvariabilityofsoilwatercontentandmechanicalresistanceofBrazilianferalsol[J].Soil&TillageResearch,2005,2:1-12.[4]雷志棟,楊詩(shī)秀,許志榮,等.土壤特性空間變異性初步研究[J].水利學(xué)報(bào),1985,9:10-21.[5]WesternAW.BloschlG,GraysonRB.GeostatisticalcharacterizationofsoilmoisturepatternsintheTar-rawarraCatchment[J].JournalofHydrology,1998,205:20-37.[6]WesternAW,GraysonRB,BloschlG,etal.Observedspatialorganizationofsoilmoistureanditsrelationtoterrainindices[J].WaterResour.Res,1999,35(3):797-810.[7]HerbstM,DiekkrugerB.Modelingthespatialvariabilityofsoilmoistureinamicro-scalecatchmentandcomparisonwithfielddatausinggeostatistics[J].PhysicsandChemistryoftheEarth,2003,28:239-245.[8]陳志雄,VauclinMiche.封丘地區(qū)土壤水分平衡研究I.田間土壤濕度的空間變異術(shù)[J].土壤學(xué)報(bào),1989,26(4):309-315.[9]徐英,陳亞新,史海濱,等.土壤水鹽空間變異尺度效應(yīng)的研究[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào),2004,20(2):1-5.[10]史舟,李艷.地統(tǒng)計(jì)學(xué)在土壤學(xué)中的應(yīng)用[M].北京:中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社,2006:1-2.[11]譚萬(wàn)能,李志安,鄒碧,等.地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法在土壤學(xué)中的應(yīng)用[J].熱帶地理,2005,25(4):307-311.[12]張俊平,胡月明,劉素萍,等.土壤水分空間變異研究綜述[J].土壤通報(bào),2009,40(3):683-690.[13]陳伏生,曾德慧,陳廣生,等.不同土地利用方式下沙地土壤水分空間變異規(guī)律[J].生態(tài)學(xué)雜志,2003,22(6):43-48[14]申祥民,雷曉云,陳大春,等.不同布點(diǎn)方式的膜下滴灌棉田土壤水分的空間變異研究[J].新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2010,33(4):363-368.[15]MatheronG.Principlesofgeostatiatics[J].EconGeo,1963,58:1246-1266.[16]JournelAG,HuijbregtsCJ.Mininggeostatistics[M].NewYork:AcademicPress,1978.[17]王政權(quán).地統(tǒng)計(jì)學(xué)及在生態(tài)學(xué)中的應(yīng)用[M].北京:科學(xué)出版社,1999.[18]GoovaertsP.Geostatisticaltoolsforcharacterizingthespatialvariabilityofmicrobiologicalandphysico-chemicalsoilproperties[J].BiologyandFertilityofSoils,1998,27:315-334.[19]王其兵,李凌浩,劉先華,等.內(nèi)蒙古錫林河流域草原土壤有機(jī)碳及氮素的空間異質(zhì)性分析[J].植物生態(tài)學(xué)報(bào),1998,22(5):409-414.[20]郭旭東,傅伯杰,馬克明,等.基于GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的土壤