《土壤学报》反映土壤学各分支学科有创新或有新意的、有较高学术价值的研究成果，主要刊登土壤科学及相关领域，如植物营养科学、肥料科学、环境科学、国土资源等领域中具有创造性的研究论文、研究简报、前沿问题评述与进展和问题讨论。该刊主要读者对象为土壤学及相关学科的科技人员、高等院校师生和管理干部。《土壤学报》的前身是《中国土壤学会会志》（Bulletin of the Soil Science Society of China），于1948年12月创刊。1952年更名为《土壤学报》。1955～1956年定期出版，为半年刊，由科学出版社出版。1957年起由半年刊改为季刊，全国各地邮局发行。1966年下半年文化大革命开始，科研工作停顿，《土壤学报》也被迫停刊。1978年8月经中国科学院批准正式复刊。该刊为16开本，每期144页，国内外公开发行。2002年起由季刊改为双月刊。该刊历任主编：1948年主编是宋达泉研究员；1950～1954年主编是马溶之研究员；1955～1983年主编是熊毅研究员；1984～1996年主编是鲁如坤研究员；1996～2003年主编是季国亮研究员。现任主编是蔡祖聪研究员。该刊编辑部现有编辑人员4人。
许月卿
（中国农业大学土地资源与管理系，北京，100094）
摘要：利用生态足迹模型计算了京津冀三省市1996～2003年的生态足迹和生态承载力，结果表明：1990～2003年，天津、河北省的人均生态足迹均呈增大趋势，北京市人均生态足迹呈减小趋势，GDP万元产值生态足迹均呈减小趋势。1996年和2003年，三省市人均生态承载力均小于生态足迹，出现生态赤字，人口、经济和消费模式对自然的需求已超过三省市的生态系统承受能力。从横向比较看，三省市的人均生态足迹和万元产值生态足迹均超出全球和中国平均水平，三省市生态发展均处于不可持续状态。实现京津冀地区生态持续发展，维持生态系统的良性循环，必须继续严格控制人口增长，提高人口素质；提高单位面积资源生产量和效率，提高生态承载能力；改变生活消费和生产方式，建立节约、集约、高效型的生产和消费体系。
关键词：生态足迹；生态承载力；京津冀都市圈
生态足迹（Ecological Footprint，EF）是近年兴起的一种以土地为度量单位的定量测度生态可持续发展的方法。生态足迹的概念和计算方法最早由加拿大学者William Rees和Wackernagel于1992年提出并于1996年完善的一种衡量人类对自然资源利用程度以及自然界为人类提供的生命支持服务功能的方法［1，2］。由于生态足迹计算结果直观明了、具有区域可比性，自1992年其概念和研究方法问世后，受到学术界的广泛关注，其计算方法得到广泛应用［3～8］。
京津冀都市圈是我国最重要的政治、经济、文化中心，是我国沿海地区三大都市经济圈之一，同时，京津冀都市圈也是我国土地利用集约程度较高，土地利用与经济发展、生态环境矛盾最尖锐的地区之一。协调好土地利用和生态环境保护的关系，建立科学、合理的土地资源可持续利用模式，是京津冀都市圈经济社会发展的客观需求。而京津冀都市圈的土地生态承载力到底有多大？经济可持续性如何？本文根据生态足迹原理和计算方法对京津冀三省市1996～2003年的生态足迹动态演变进行了分析，计算了其土地生态承载力，并与其他省市和国外进行了对比，旨在揭示京津冀三省市土地生态承载力和资源利用强度的变化过程及其原因，探讨在资源环境承载力范围内实现区域的可持续发展。
1 生态足迹概念和计算方法
1.1 生态足迹概念和原理
生态足迹模型主要用来计算在一定的人口和经济规模条件下，维持资源消费和废弃物吸收所必需的生物生产面积［6］。生物生产性土地是指具有生物生产能力的土地或水体，主要包括6种土地利用类型：耕地、林地、草地、建筑用地、水域和化石燃料用地。人类为维持生存所消费的各种产品、资源和服务的量都可追溯到提供生产该消费所需的原始物质与能量的生态生产性土地面积，这是人类对生态足迹的需求。而自然所能提供的为人类所利用的生态生产性土地面积则为生态足迹的供给即生态承载力。若一个地区的生态承载力小于生态足迹，则出现生态赤字，说明该地区发展模式处于相对不可持续状态；若生态承载力大于生态足迹，则出现生态盈余，说明该地区发展模式处于相对可持续性状态。
1.2 生态足迹的计算方法
生态足迹的计算主要基于以下两个前提：①人类可以确定自身消费的绝大多数资源及其所产生的废弃物的数量；②这些资源和废弃物流能转换成相应的生物生产面积。
生态足迹模型的计算分为生态足迹和生态承载力两部分。在计算生态足迹时，引入均衡因子的概念。均衡因子是指一个使不同类型的生物生产性土地转化为在生物生产力上等价的系数，它将具有不同生态生产力的生物生产面积转化为具有相同生态生产力的面积，从而使各类土地之间具有可比性。在计算生态承载力时，Wackernagel 引入产量因子（yield factor）的概念，即某个国家或地区的某种生物生产性土地的平均生态生产力与同类土地的世界平均生态生产力之间的比率，从而对不同国家或地区的同类生物生产性土地的实际面积进行标准化。
生态足迹的计算步骤公式为：
土地信息技术的创新与土地科学技术发展：2006年中国土地学会学术年会论文集
式中，aai 为人均i种交易商品折算的生物生产面积（hm2）；ci 为i种商品的人均年消费量（kg）；Pi 为 i 种消费商品的年平均生产能力（kg·hm－2）；N 为人口数（人）；Oi为第i种消费品的年生产量；Ii为第i种消费项目的年进口量；Ei 为 i 种消费项目的出口量；i为消费商品和投入的类型；ef 为人均生态足迹；r j 为第j类生产性土地均衡因子；j为生物生产性土地类型；EF为区域生态足迹，N 为区域总人口数。
生态承载力的计算步骤公式为：
土地信息技术的创新与土地科学技术发展：2006年中国土地学会学术年会论文集
EC＝N×ec
式中，ec为人均生态承载力（hm2/人）；rj为均衡因子；yj 为产量因子；aj 为人均占有的第j类生物生产土地面积（hm2/人），EC 为区域生态承载力（hm2） N 为区域总人口数。
2 京津冀都市圈土地生态承载力评价
2.1 生态足迹计算方法与过程
根据上述生态足迹的理论和计算方法，利用《河北省统计年鉴》、《天津统计年鉴》、《北京统计年鉴》1991～2004年统计数据，对京津冀三省市近十几年来的生态足迹进行了计算和分析。由于统计年鉴中没有进出口明细表，而且能源数据采用的是实际消费量，所以京津冀三省市生态足迹的计算包括两部分：生物资源消费和能源消费。生物资源消费主要包括农产品、动物产品和林产品；能源消耗部分主要包括煤炭、焦炭、原油、燃料油、汽油、煤油、柴油、天然气、电力等。在生物资源消费的计算中，生物资源折算面积采用联合国粮农组织（FAO） 1993年计算的有关生物资源的世界平均产量资料［4，9］，将京津冀不同时期的生物资源消费量统一转化为提供这类消费所需的生物生产性土地面积。计算能源消费足迹时，以世界单位化石燃料生产土地面积的平均发热量为标准［4，9］，将京津冀三省市能源消费所消耗的热量折算成一定的化石燃料型生产面积。将河北省、北京、天津不同年份各种生物生产土地面积进行分类汇总，并进行均衡因子的修正，耕地和建筑用地为2.8，林地和化石燃料用地为1.1，草地0.5，水域0.2［2，4］，得到各地区1990～2003年的人均生态足迹（表1、表2、表3）。为了查明资源利用的效益，本文计算了三省市GDP万元产值的生态足迹（图1）。
2.2 生态承载力计算方法与过程
根据河北省、北京、天津1996年、2003年土地利用变更调查数据，采用生态承载力计算模型，对人均拥有的各类生物生产型面积乘以均衡因子和产量因子，扣除12%的生物多样性保护面积后，得到河北省、北京、天津1996年和2003年人均生态承载力（表4、表5、表6）。计算中产量因子采用Wackernagel 等对中国生态足迹计算时的取值［4］，耕地、建筑用地均为1.66，草地0.19，林地0.91。
在上述计算基础上，将1996年和2003年河北、北京、天津三个地区的人均生态足迹和生态承载力进行比较，计算各地区的生态赤字和生态盈余（表7）。此外，本文还将河北、北京、天津三省市的人均生态足迹、生态承载力、GDP万元产值生态足迹与国外一些发达国家和中国及东南沿海一些省份进行了对比，以便更清楚地了解河北、北京、天津三个地区的生态状况（表8）。
表1 河北省1990～2003年人均生态足迹 单位：hm2/人
表2 北京1990～2003年人均生态足迹 单位：hm2/人
表3 天津 1990～2003年人均生态足迹 单位：hm2/人
图1 京津冀三省市万元国内生产总值生态足迹变化趋势
表4 河北省1996年和2003年人均生态承载力 单位：hm2/人
表5 北京1996年和2003年人均生态承载力 单位：hm2/人
表6 天津1996年和 2003年人均生态承载力 单位：hm2/人
表7 河北、北京、天津1996年和2003年人均生态足迹和生态承载力 单位：hm2/人
表8 京津冀三省市多年平均人均生态足迹与国外及中国比较
注：国外和其他省份的数据来自文献10。
2.3 结果分析
从表1、表2、表3可见，北京市人均生态足迹最大，达2.5377hm2/人，天津和河北分别为2.3989hm2/人和1.807hm2/人。河北、天津的人均生态足迹均呈增大趋势，而北京市在1990～1995年人均生态足迹呈增大趋势，在1996～2003年呈逐渐减小趋势，说明北京人类活动对自然的占用逐渐减小。在各类生态生产型土地面积中，三省市的化石燃料生态占用面积均最大，其次是耕地，二者均占三省市人均足迹的90%以上。从各类生态生产型土地面积变化趋势看，河北、天津的各类人均生态占用面积均呈增大趋势，其中以化石燃料用地增加幅大最大，分别达0.5946hm2/人和0.802hm2/人。北京林地、草地、水域、建筑用地人均生态占用面积均呈增大趋势，其中以草地增加幅度最大，其次是建筑用地；而耕地、化石燃料用地人均生态占用面积在1995年以前均呈增大趋势，而1995年以后呈减小趋势。
从万元产值生态足迹看（图1），河北省最大，达4.2797hm2/万元，其次是天津，为2.5215hm2/万元，北京最小，为2.4382hm2/万元。说明河北生物生产面积类型的产出率较低，而北京资源利用效益最高。从变化趋势看，三省市均呈下降趋势，其中河北下降幅度最大，达4.5387hm2/万元，北京和天津分别为2.8994hm2/万元和2.8907hm2/万元。说明三省市经济发展由粗放、耗能型向节约、集约型发展。
从生态承载力看（表4、表5、表6），三省市耕地和建筑用地生态空间供给面积均较大，即提供的生态承载力较大，其他地类较小，这是由这三省市的土地资源特点和生产方式以及社会经济发展条件所决定。其中河北省耕地生态空间供给面积最大，1996年和2003年均在均在0.4hm2/人以上，其次是天津，两年均在0.2hm2/人以上，北京最小。建筑用地生态空间供给面积以天津最大，其次是河北，北京最小。从总的人均生态承载力看，河北最大，两年分别为 0.5942hm2/人、0.6060hm2/人，其次是天津，分别为0.4111hm2/人和0.3487hm2/人，北京最小，分别为0.2183hm2/人和0.2648hm2/人。
将1996年和2003年的人均生态足迹和人均生态承载力进行比较，两年人均生态占用均出现赤字（表7）。1996年北京市生态赤字最大，达2.5129hm2/人，其次是天津，河北最小。2003年天津生态赤字最大，达2.7884hm2/人，北京生态赤字为2.0336hm2/人，河北为1.7979hm2/人。
将三省市多年平均生态足迹和承载力与其他国家和省份进行比较，结果见表8。从人均生态足迹看，美国最大，达10.3hm2/人，是全球平均值的3.7 倍；其次是新加坡和新西兰，分别达7.2hm2/人和7.6hm2/人，分别是全球平均值的2.57倍和2.71倍，高于全球平均值的还有香港、日本、台湾、澳门。可见，发达国家和地区的人均生态足迹普遍高于发展中国家和地区。北京、天津、河北的人均生态足迹分别是全球平均水平的90.6%、85.6%、64.5%，是中国平均水平的1.91 倍、1.81 倍、1.36 倍。从生态赤字/盈余看，全球平均生态赤字为0.8hm2/人，美国、新加坡、香港、日本的生态赤字均在3hm2/人以上。北京、天津、河北的人均生态承载力均小于全球平均水平，且低于中国平均水平，因此，其生态赤字较大，分别是全球平均水平的2.87倍、2.52倍、1.5倍，是中国平均水平的 3.56 倍、3.13 倍、2.339 倍。从 GDP 生产足迹看，全球平均 GDP 生产足迹为1.103hm2/万元，美国、新加坡、香港、澳门等发达国家和地区均不到0.4hm2/万元，而中国GDP生产足迹为2.037hm2/万元，约是全球平均水平的2 倍。北京、天津、河北GDP生产足迹分别是全球平均水平的2.21 倍、2.28 倍、3.88 倍，是中国平均水平的1.19倍、1.24倍、2.1 倍。可见，京津冀三省市必须建立起资源高效型、消费生态型、观念环保型的新型社会经济发展模式。
3 结论与讨论
（1）1990～2003年，天津、河北的人均生态足迹均呈增大趋势，北京市在1990～1995年人均生态足迹呈增大趋势，在1996～2003年呈逐渐减小趋势；三省市GDP万元产值生态足迹均呈减小趋势，说明三省市区的资源消耗量和生产效率都在提高。但在1996年和2003年，三省市人均生态承载力均小于生态足迹，出现生态赤字，说明三省市的生态足迹严重超出区域所提供的生态空间供给，人口、经济和消费模式对自然的需求已超过三省市的生态系统承受能力，呈现不可持续性。因此，三省市必须改变消费和生产方式，树立科学发展观，社会经发展必须走集约、节约、高效型的循环经济发展模式。
（2）从横向比较看，北京、天津的人均生态足迹均超出全球平均水平，三省市均超出中国平均水平，无论在全球尺度还是国家尺度上，三省市生态发展均处于不可持续状态。从万元产值生态足迹看，三省市均超出全球和国家平均水平，反映三省市资源利用效率低下。
（3）实现京津冀地区生态持续发展，维持生态系统的良性循环，必须继续严格控制人口增长，提高人口素质，增强生态服务意识；采用先进科学技术，提高单位面积资源生产量和效率，提高生态承载能力；改变生活消费和生产方式，减少资源消费，建立节约、集约、高效型的生产和消费体系。
（4）根据数据的可得性，以上三省市生态足迹的计算分析，只是统计和计算了人们消费的部分生物和能源消费项目，水资源、木材、化工产品等其他资源的消费未能计算在内。同时，由于统计年鉴的局限性，目前无法获得人类消耗的所有生物和能源统计数据，计算的人均生态足迹是三省市生态足迹的最小值。
参考文献
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邢永强1 李金荣2 李金玲3 常秋玲1 贺传阅1
（1.河南省国土资源科学研究院，郑州 450016；2.郑州大学环境与水利学院，郑州 450001；3.河南省地质调查院，郑州 450007）
《灌溉排水学报》，文章编号：1672-3317-(2008)-03-0106-03
摘要 对10m×10m面积内的100个土壤样点取样分析其硝态氮含量，用地质统计学中的区域化变量理论和半方差函数分析，研究结果表明两种含水率土壤中硝态氮含量在一定范围内均具有空间变异性，属于中等程度变异；硝态氮含量的半方差随着取样间距的增加而增加，最后趋于稳定，存在着空间变异结构，最后对其进行拟合，确定其变异程度及空间相关尺度。为进行大范围土壤的取样提供参考。
关键词 硝态氮 空间变异 区域化变量 半方差分析
作物生长所需的养分主要来源于土壤，施用到土壤中的氮肥，经过一系列分解转化作用才能被作物吸收利用。比如经过矿化、硝化与反硝化等过程，氮肥转化为无机态氮即氨态氮和硝态氮。我们知道适量的氮肥是保证农作物获得高产的基本条件，过量的氮肥不仅造成浪费，更为严重的是会引起作物、土壤、大气及地下水的严重污染。我国北方旱地土壤氮素形态一般以硝态氮为主，所以土壤中硝态氮的空间变异必然会引起该土壤中农作物的生长变异。所以开展土壤硝态氮含量空间变异性研究对于提高农作物产量，制定农田施肥方案，提高氮肥利用率有着重要的现实意义。
众所周知，土壤系统本身是一个形态和过程都相当复杂的自然综合体（雷志栋等，1985）。在时间和空间上土壤是一个非匀质的介质，而且有着明显的空间变异。灌区田间实际情况表明，在土壤质地相同的区域内，土壤特性（物理、化学及生物性质）在同一时刻，各个空间位置上的量值并不相同，这种属性即称为土壤特性的空间变异性（黄绍文等，2003；Triantafilis，et al.，2004；高鹭等，2002）。这种空间变异是由两方面的原因造成的：一是成土过程，二是人为活动。特别是人类活动对空间变异的影响更显著。正由于此，一个田块内土壤的变异可分为系统变异和随机变异两部分。
就研究方法来说，经典统计学忽略了土壤属性在空间上的相关性，认为土壤属性是空间上相互独立的，当然这与土壤特性的实际情况不符，因此经典统计学无法揭示土壤属性在一定空间距离上的相关性。空间变异理论（孙洪泉，1990）考虑到了土壤属性的空间相关性，因此研究土壤的空间变异性对指导各种先进的灌溉设施和农业水利技术的应用有着重要意义。
1 基本理论
土壤的空间变异理论（孙洪泉，1990）是以地质统计学（geostatistics）为基础。地质统计学的雏形是20世纪50年代，在南非矿业学家Krige提出的矿产品位和储量估值方法基础上，于20世纪60年代由法国著名的统计学家Matheron在此基础上做了大量研究之后建立起来的。他在提出来区域变量理论，使传统的地学方法与统计学方法相结合，形成了完整的公式系统，又称地质统计学。地质统计学的半方差函数对土壤属性在空间上变化的结构性能够定量和精确描述。地质统计学是以区域化变量、随机函数和平稳性假设等概念为基础，以变异函数为核心，以克立格插值法为手段，分析研究自然现象的空间变异问题（Triantafilis，et al.，2004；高鹭等，2002）。
1.1 区域化变量
区域化变量Z（x）是指在空间分布的变量，是在区域内不同位置x取不同值Z的随机变量。它一般反映了某种现象的特征，比如不同位置各点土壤养分含量等。区域化变量具有结构性和随机性的特征。结构性是指在空间两个不同点处土壤养分具有某种程度的自相关性，一般而言两个点间距越小，相关性越好。这种自相关性反映了这种变量的某种连续性和关联性，体现了其结构性的一面。随机性是指在土壤系统内，任意空间点x处，其土壤养分的取值是不确定的，可以看作是一个随机变量，这就体现了其随机性特征。
1.2 半方差函数
半方差函数也称为空间变异函数（semivariograms），只要是与空间有关的变量，都可以用半方差函数来计算它。半方差函数既能描述区域化变量的结构性特征，又能描述其随机性变化。半方差函数是描述土壤特性空间变异结构的一个函数。假设随机函数均值稳定，方差存在且有限，该值仅与间距h有关，则半方差函数γ（h）可定义为随机函数Z（x）增量方差的一半。其计算公式为
环境·生态·水文·岩土：理论探讨与应用实践
图1 半方差图
Fig.1 Sketch map of semi-variance
其中n(h)是被向量h相隔的数据对的对数。当然，数据对越多，计算的半方差函数值的精度越高。对不同的滞后距h，式（1）可以算出相应的γ(h)值来。对于每一个滞后距hi，把诸点［hi，γ(hi)］在h—γ(h)图（图1）上标出，再将相邻的点用线段连接起来所得到的图形，称为实验半方差函数图（或实验方差图）。通过方差图可以得到半方差函数的3个极为重要的参数：即变程值a（Range）、基台值C（Sill）和块金值C0（Nugget），其中变程值反映了土壤性质的空间变异特性，在变程值以外，土壤性质是空间独立的，而在变程值以内，土壤性质是空间非独立的。块金值代表一种由非采样间距造成的变异，一般是指土壤性质的测定误差。基台值是指在不同采样间距中存在的半方差极大值。另外，块金方差/基台值可表示空间变异程度。
2 材料和方法
2.1 研究区概况
试验于2006年在河南省浚县城西一实验田内进行，该区地形地貌类型为冲积平原，地势比较平坦，主要供试土壤为壤土，气候属于半湿润半干旱大陆性季风气候，四季分明。该地小麦、玉米一年两作，当季种植玉米。面积10m×10m，按照1m×1m设置网格，共有100个观测点（图2），采样深度为耕层10～15cm。采样期间晴朗无雨，采样时间分别是2006年6月12日（田间较干，平均质量含水率为18.3%）和2006年8月14日（田间较湿，平均质量含水率为23.5%）。
图2 采样点平面布置图
Fig.2 Sampling location of the area
2.2 测定方法
测定项目：质量含水率和硝态氮。
测定方法及仪器：对田间所采集的土壤样品进行风干，过1mm的筛，然后以5：1的水土比用1mol/L的KCl进行抽滤浸提，在实验室用酚二磺酸比色法进行硝态氮含量的测定。
3 结果与讨论
3.1 土壤中硝态氮测定结果的统计特征值
利用Kolmogorov-Smirnov方法对硝态氮含量的总体分布进行非参数检验，从测试结果可以看出，土壤硝态氮含量多数为对数正态分布类型。从硝态氮的均值来看，均值随土壤含水量的减小而增加，说明随着土壤含水量的减小硝态氮向下层淋洗的量也相应减小。
另外前面已经述及，变异系数C1的大小可以反映土壤特性参数的空间变异性程度，一般认为：C1＜0.1为弱变异性，0.1≤C1≤1.0为中等变异性，C1＞1.0为强变异性。从表1中的统计资料来看，所测得的硝态氮含量变异系数的变化范围为0.17～0.31，均属中等变异性。因为硝态氮在土壤中相对比较稳定，所以其变异系数较少，这与硝态氮在土壤中比较稳定有关。本次实验中，土壤较湿（土壤平均含水率为23.5%）时，硝态氮的变异系数为0.31，土壤较干（土壤平均含水率为18.3%）时，其变异系数为0.17，所以土壤较湿时硝态氮的变异系数明显大于土壤较干时硝态氮的变异系数，这里可以理解为硝态氮变异系数受不同灌水量的影响，灌水量增加，变异系数增大，灌水量对硝态氮的转化和移动有着密切的关系。
表1 土壤硝态氮含量的统计特征值
前面已经说过，硝态氮在田间的分布具有地学的结构特征和统计学的随机特征。这些统计值只能在一定程度上反映样本总体，而不能定量地刻画土壤硝态氮含量的随机性和不规则性，独立性和相关性，要解释并进行定量化，必须进行空间变异结构分析。
3.2 土壤中硝态氮的空间变异结构分析
半变差函数图在一定范围内反映了不同观测点的观测值之间的依赖变化情况，可以检验土壤中硝态氮的空间变异性。从土壤硝态氮含量的半方差函数图（图3）可以看出，在一定范围内硝态氮含量的试验变差函数值均随采样点间距的增大而增加，从非零值达到一个相对稳定的常数，即当其间距增加到一定程度后，半变差函数值在某一常数上下摆动时，这一常数就是基台值C（C0+C1），与这一基台值相对应的间距就是变程a，且变程a等于最大自相关距离。当h＜a时，土壤硝态氮含量之间存在着空间上的相关关系，当h≥a时，土壤硝态氮含量值是独立的。当间隔距离h=0时，γ（0）=C0，该值即为块金值C0。
图3 硝态氮含量的半方差图
Fig.3 Semi-variance of soil NO3--N
根据计算的两种不同含水率的土壤中硝态氮含量的实验变差函数值，然后选用球状模型进行拟合。用加权多项式回归法进行计算，编程序可得出球状模型中的各个参数（C，a，C0）（表2）。从表2中可以看出硝态氮含量在含水率为18.3%的土壤中其块金值C=0.34，基台值C0=0.77，变程值a=2.1；硝态氮含量在含水率为23.5%的土壤中其块金值C=0.09，基台值C0=0.46，变程值a=1.75。对土壤含水率为18.3%的土壤，当h≥a=2.1m时，自相关函数的值为零，变差函数值趋于稳定，也就是说，当采样间距在2.1m之内，硝态氮含量具有明显的空间变异性，把硝态氮含量当作区域化变量处理；当采样间距大于2.1m时，硝态氮含量不具有空间相关关系，可以把硝态氮含量看做是相互独立的随机变量。对土壤含水率为23.5%的土壤，当h≥a=1.75m时，变差函数值趋于稳定，同样，当采样间距小于1.75m，硝态氮含量具有明显的空间变异性，把硝态氮含量当作区域化变量处理；当采样间距大于1.75m时，硝态氮含量不具有空间相关关系，可以把硝态氮含量看做是相互独立的随机变量。另外从表2 计算结果可以看出来，含水率较大的土壤，其硝态氮含量的变程值稍微小于含水率较低的土壤，说明土壤的含水率也影响到硝态氮含量的空间变异，主要是因为土壤中水分可以滞留较多的硝态氮，因此实际野外采样时要根据土壤的含水率布置取样间距。含水率较小时，取样间距可以布置的大些；含水率较大时，取样间距相对布置的小。
表2 土壤硝态氮含量的半方差参数值
研究区土壤中硝态氮含量的空间变异既具有结构性，又具有随机性。它们对土壤属性的变异性影响程度如何，这可以从块金值与基台值之比（C0/（C0+C1））来表示其空间变异程度，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，说明由系统变异引起的空间变异性程度较大；如果该比值在1附近，则说明该变量在整个研究尺度上具有恒定的变异。从表2计算结果可以看出这次研究区土壤的空间变异性主要是由土壤的空间结构本身引起的，而由随机部分引起的变异程度较小，不起主要作用。
4 结论
土壤属性的空间分布具有明显的变异性，而地质统计学中的区域化变量和变差函数是研究这种空间特性的重要理论工具。土壤中硝态氮含量表现出空间变异结构，可以作为区域化变量。
实验结果表明，不同含水率的土壤中硝态氮含量均具有空间变异性，变异系数的变化范围为0.17～0.31，均属中等变异性。含水率较高（土壤平均含水率为23.5%）的土壤中硝态氮含量的变异系数大于含水率较低（土壤平均含水率为18.3%）的土壤中硝态氮的变异系数。
根据区域化变量和变差函数的理论，对不同含水率土壤中硝态氮含量进行空间变异结构分析，得到其变程值。对含水率为23.5%的土壤来说，其硝态氮含量空间的相关距离为1.75m；对含水率为18.3%的土壤来说，其硝态氮含量空间的相关距离为2.1m；在其相关距离范围内，土壤的空间结构本身对硝态氮含量的空间变异性起主要的影响作用。
参考文献
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Spacial Variations of -N in Soil
Xing Yong-qiang1 Li Jin-rong2 Li Jin-ling3 Chang Qiu-ling1 He Chuan-yue1
（1.Sciencial Researchinstitute of land and resource of Henan Province，Zhengzhou 4504016；2.School of Water Conservancy and Environment Engineering，Zhengzhou Univ.，Zhengzhou 450001；3.Institute of Geological Survey of Henan Province，Zhengzhou 450007）
Abstract：One hundred soil samplers at a plot of 10m×10m were made at an interval of 1m with different soil moisture and different time.The -N in surface soil（10～15cm）were measured.the author analyzed experimental data by the theory of regionalized variable theory and studied the special variations of -N in the field.The results showed that the -N at different soil moisture had spatial variability in a given spatial range.The semi-variances of -N were increased with the increase of the lag（h）.Fitting the results with linear regressions，the parameters of the semi-variograms were estimated，and their variable extent and space correlative scale were made.
Key words： -N；spatial variability；regionalized variable theory；semi-variance analysis
⒈《长江中下游山地丘陵区森林植被恢复与重建》，合著，中国林业出版社，2007；2．《水土保持及防护林学》，主编，中国林业出版社，1996；3．《林学概论》，主编，中国林业出版社，2005；4．《岩质海岸防护林?理论与实践》，合著，中国林业出版社，2001；5．《天山北坡山地森林水土保持功能效益研究》，合著，新疆人民出版社，2002；⒍《森林生态学》，参编，经济科学出版社，1999；⒎《林业生态环境评价》，参编，经济科学出版社，1999。学术论文：发表学术论文40余篇，近年来发表的有：1．许岳香，黄丹，胡海波（通讯作者）.美国桂花种子休眠原因的分析. 南京林业大学学报（自然科学版），2008,32⑹：65～68⒉梁淑英，胡海波（通讯作者）等.枫杨、悬铃木和女贞光合特性的比较. 南京林业大学学报（自然科学版），2008,32⑵：135～1383．朱晓勇，胡海波（通讯作者）等.太湖西区公路两侧植物物种多样性的研究. 南京林业大学学报（自然科学版），2006,30⑶：85～884．丁菡，胡海波（通讯作者）．城市大气污染与植物修复． 南京林业大学学报（人文社会科学版），2005,5⑵：84～885． 邱志军，胡海波（通讯作者）．徐淮平原杨树农田防护林的成熟龄与更新龄． 南京林业大学学报（自然科学版），2005,29⑴：46～506．胡海波，薛建辉．冰雪灾害对森林生态系统的影响与减灾对策．林业科学，2008,44⑷：1～27．胡海波，张金池．平原粉沙淤泥质海岸防护林土壤渗透特性的研究．水土保持学报，2001，15⑴：39~428．胡海波，康立新等．泥质海岸防护林土壤酶活性特征研究．土壤学报，1998，35⑴：112~1189．胡海波，陈金林等．苏北淤泥质海岸防护林土壤水分的研究．中国生态农业学报，2002，10⑷：24~2710．胡海波，张金池等．徐淮平原农田防护林带（网）对小麦产量的影响． 南京林业大学学报，1997，21⑷：1~511．胡海波，张金池等．岩质海岸防护林土壤微生物数量及其与酶活性和理化性质的关系． 林业科学研究，2002，15⑴：88~9512．胡海波，魏勇等．苏北沿海防护林土壤可蚀性的研究．水土保持研究，2001，8⑴：150~15413．胡海波，梁珍海．淤泥质海岸防护林的降盐改土功能．东北林业大学学报，2001，29⑸；34~37 14．胡海波，张金池等．亚热带基岩海岸防护林土壤的酶活性．南京林业大学学报，2001，25⑷：21~2515．胡海波，王汉杰等．中国干旱半干旱地区防护林气候效应的分析．南京林业大学学报，2001，25⑶：77~8216．胡海波，张金池等．中国沿海防护林体系环境效应的分析．世界林业研究，2001，14⑸：37~4317．胡海波，项卫东．长江中下游环境特征与洪灾的关系． 南京林业大学学报，1999，23⑵：37~4118．胡海波，张金池等．98长江洪灾的成因及对策分析．福建林学院学报，1999，19⑷：303~30619．胡海波，康立新．国外沿海防护林生态及其效益研究进展．世界林业研究，1998，11⑵：18~2520．胡海波，姜志林等．农田防护林采伐年龄的探讨．江苏林业科技，1999，26⑴：57~6121．沈波， 胡海波等．通南高沙土区农田土壤侵蚀规律研究．水土保持学报，2002，16⑶：129～13122．鲁小珍，胡海波等．宁夏沙湖风景区的旅游市场分析．南京林业大学学报（人文社会科学版），2002，2⑷：61～63
