ﻲﻠﻠﻤﻟﺍ ﻦﻴﺑ ﺩﺭﺍﺪﻧﺎﺘﺳﺍ ﻩﺭﺎﻤﺷ...

شماره استاندارد بين المللي مجله ١٣٩٠ زمستان 4شماره 21جلد

5133-2008 فهرست مطالب

سامره سلیمانی و بهنوش جعفريمهناز محمودي، ،صفر معروفی هاي بولین و فازي در محـیط ها و منطق پوشانی نقشه هاي مناسب پخش سیالب با استفاده از شاخص هم بررسی عرصه

GIS)1 ........................................................................................................................)حوضه آبخیز پشتکوه: ردي مطالعه مو و حسین اسدي سید علی موسوي

Purolite A-400...... ........................................... 17حذف نیترات از آب زیرزمینی با استفاده از ستون جاذب حاوي رزین اصغرزادگلسفیدي و ناصر علیاصغر جعفرزاده، حسین ترابیفر، علیحامد فروغی

35 ............................ خاك در دشت تبریز هاي بیولوژیکیتأثیر واحدهاي لندفرم بر توزیع فراوانی و تغییرات مکانی ویژگی رخسار و سامیه رئیسیپریسا شاهین

53 ..............................................................................................................یخشکسالیط شرایا در سوینه کردن مصرف آب به کیااصغر جعفرزاده و سید سیامک علويحسین رضائی، فرزین شهبازي، علی

65 .........................در ارزیابی تناسب اراضی Almagraهاي پارامتریک و مدل ایج حاصل از کاربرد روشتحلیل آماري نت زاده اهللا سمیع آبادي و حبیب فر، محمدحسن بیگلویی، غالمرضا محسن جاسم امینی

81 ................................................................. ........وري آب در هفت رقم سویا در منطقه رشت آبیاري بر عملکرد و بهره تأثیر کم فرد و فرزین سلماسیسمیرا طلوعی، علی حسین زاده دلیر، محمدعلی قربانی، احمد فاخري

93 ........... ...................زمین آمار و شبکه عصبی مصنوعی چاي با استفاده ازتخمین زمانی و مکانی بار معلق رودخانه آجی حسین بیات، ناصر دواتگر و سمیه معلمی

105 .......................ی مصنوعی عصبيها شبکهقیطر ازی خاكونی تبادل کاتتی ظرفنی بهبود تخمي براژهیاستفاده از سطح و و صداقت شهمراد علی اشرف صدرالدینی بشارت، امیرحسین ناظمی ، یناس

SWMRUM................ 121 ارائه نرم افزار در شبیه سازي حرکت و جذب آب درخاك وHYDRUS استفاده از نرم افزار رضا صادقی و لیال غالمیسیدحمید ، درویشانعبدالواحد خالدي

رودخانـه : مطالعـه مـوردي ( اراضی بـر خـصوصیات مورفـومتري رسـوب بـستر اثر حساسیت به فرسایش و کاربري 139 ................................................................................................................................................................................... ........)وازرود

فرزین سلماسی، داود فرسادي زاده و حسن محیط 153 ......................................................................ايي جریان از روي سرریز گابیونی پلهبررسی آزمایشگاهی استهالك انرژ

فرناز دانشور وثوقی، یعقوب دین پژوه و محمد تقی اعلمی 165 .................................... ...............)دشت اردبیل: مطالعه موردي(تأثیر خشکسالی بر تراز آب زیر زمینی در دو دهه اخیر

دانشگاه تبريز" دانش آب و خاک" پژوهشي -مجله علمي دانشکده کشاورزي دانشگاه تبریز : صاحب امتیاز دانشگاه تبریز، گروه مهندسی آب،دانشیار زاده دلیر، علی حسین : مدیر مسئول

دانشگاه تبریز ،علوم خاك گروه ،استاد نیشابوري، محمدرضا : سردبیر دانشگاه تبریزعلوم خاك، گروه ، استادیار اله ، نصرتینجف :مدیر داخلی علوم آب و خاك : زمینه انتشار

: ت تحريريهئهي

دانشگاه تهران، پردیس کشاورزي و منابع طبیعی، گروه مهندسی علوم خاك،دانشیار توفیقی، حسن دانشگاه تبریز،علوم خاكگروه ،استاد علی اصغر ،جعفرزاده

دانشگاه تبریز، گروه مهندسی آب، دانشیار اده دلیر، علی زحسین دانشگاه تربیت مدرس ، ي آبخیزداریمهندس گروه ، استاد صادقی، سیدحمیدرضا

دانشگاه تبریز، گروه مهندسی آب، استاد فرد، احمد فاخري داشگاه تهران ، پردیس کشاورزي و منابع طبیعی، گروه مهندسی آب، استاد فرهودي، جواد

دانشگاه تربیت مدرس، گروه خاکشناسی، دانشیار کریمیان اقبال، مصطفی

: ت تحريريهئمشاورين هي دانشگاه تبریز ، علوم خاكگروه ، یاردانش اوستان، شاهین

دانشگاه تبریز ، گروه مهندسی آب، یاردانش صدرالدینی، سید علی اشرف دانشگاه تبریز ، هاي کشاورزيگروه مهندسی ماشین، یاردانش اله پور، شمسعبداله

دانشگاه تبریز،علوم خاكگروه ،استاد علی اصغرزاد، ناصر دانشگاه تبریز ، گروه مهندسی آب،یاردانش زاده، داودفرسادي

دانشگاه تبریز، گروه مهندسی آب،استاد ناظمی، امیرحسین دانشگاه تبریز،علوم خاك گروه ،استادیار اله نجفی، نصرت دانشگاه تبریز ،هاي کشاورزي گروه مهندسی ماشین،استادیار نوید، حسین

: ويراستار انگليسي دانشگاه تبریز،بآ گروه مهندسی ،استاد ناظمی، امیرحسین

.نشريات علمي کشور تاييد شده استميسيون بررسي اعتبار در ک ١٣/٣/٨٨مورخ ٤٧٢/١١/٣نامه شماره طبق اعتبار علمي اين مجله

بـه نـام درآمـد 2177220429004براي آبونمان الزم اسـت مبلـغ مربوطـه بـه حـساب شـماره . ریال می باشد 20000حق اشتراك ساالنه

بهاي ل شوداختصاصی مجله دانشکده کشاورزي نزد بانک ملی شعبه دانشگاه تبریز واریز و فیش آن با ذکر کامل آدرس به دفتر مجله ارسا . ریال می باشد5000) فصلنامه(فروشی هر شماره تک

دانشگاه تبریز، دانشکده کشاورزي، دفتر مجله دانش آب و خاك:آدرس تبریز5166614766کد پستی

0411 –3356002 ، فاکس 0411-3392037: تلفن[email protected]

رقیه سعادتپورخدیجه قنبري و : ییمسئول اجرا

لیتوگرافی، چاپ و صحافی اداره انتشارات دانشگاه تبریز

پيشگفتار

خواننده ارجمند

این نشریه . است 1390در سال "دانش آب و خاك " پژوهشی و شماره مجله علمی ینمچهار نشریه حاضر دانــشگاه تبریــز در زمینــه آب و خــاك و ســابق " کــشاورزيدانــش "نخــستین شــاخه تخصــصی مجلــه

بـه صـورت فـصلنامه 1389از سال انتشار آن ،مجلهتهیه اندرکاران با تالش دست . هاي وابسته است رشته از پایگـاه اسـتنادي علـوم (IF)ثیر أاین نشریه ضمن دریافـت ضـریب تـ .باشدمییعنی از هر سه ماه یکبار

، نـشریات کـشور (SID)در همین پایگاه و پایگاههـاي اطالعـات علمـی جهـاد دانـشگاهی (ISC)جهان اسالم (MAGIRAN) و CAB-Int.) زمینـه اتهیئت تحریریه امیدوار است این اقدام . گرددنمایه می ) سیانگلیچکیده

ن محترم و دانـشجویان عزیـز را ا محققتادان،مساعد براي تسریع پذیرش و چاپ مقاالت علمی پژوهشی اس از ارایه هر گونه نظر و پیشنهادات خوانندگان ارجمند در جهت ارتقاي سطح علمی مجله تـشکر . فراهم نماید

.شودی میو قدردان

ت تحريريهئهي

1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك

و هاپوشانی نقشههم شاخص ازاستفادههاي مناسب پخش سیالب با عرصهبررسی )حوضه آبخیز پشتکوه: مطالعه موردي (GIS در محیط هاي بولین و فازيمنطق

4 و بهنوش جعفري3سامره سلیمانی، 2مهناز محمودي ، *1صفر معروفی

5/5/90: پذیرش تاریخ 7/12/89 :تاریخ دریافت گروه آبیاري، دانشکده کشاورزي، دانشگاه بوعلی سینا، همدان ،دانشیار -1 آبیاري و زهکشی، دانشگاه بوعلی سینا، همدان،آموخته کارشناسی ارشددانش -2 سینا، همدان آبیاري و زهکشی، دانشگاه بوعلی، دانشجوي کارشناسی ارشد-3 مازندران استان ، مرکز تحقیقات منابع طبیعی و کشاورزي،عضو هیات علمی -4 Email: [email protected] :مسئول مکاتبه *

چکیدهیکی از مراحل ،هاي آبریزدر حوضهاي هاي آبراهههاي سطحی و جریانبه منظور استفاده از آب کنترل سیالب

سیالب جهت پخشمناسب تعیین نقاط . باشدخشک می به ویژه در مناطق خشک و نیمهمنابع آب اساسی در مدیریتها، پوشانی الیههاي همروش دف از این مطالعه ارزیابی کاراییه. هاي مربوطه در این زمینه استموفقیت پروژهضامن الیه 5بدین منظور . باشد میGISهاي هاي پخش سیالب با استفاده از تکنیکهاي بولین و فازي در تعیین عرصهمنطق

ند، در قالب بود آبرفـتتنفوذپذیري سطـحی، واحدهاي کوارترنر و ضخاماطالعاتی که شامل شیب، کـاربري اراضی، هاي با عرصهندبود هاي خروجیهاي فوق به صورت نقشهنتایج به دست آمده از مدل. هاي ذکر شده تلفیق یافتندمدل

هاي نهادي به عرصههاي پیشپوشانی عرصههم کهنشان دادنتایج .کنترل اجرایی مقایسه و مورد ارزیابی قرار گرفتندهاي ارزیابی شده، بیشتر بوده و در نتیجه به عنوان بهترین مدل در نسبت به سایر مدلMulti class mapsکنترل در مدل

. انتخاب گردید ایرانهاي مناسب پخش سیالب در حوضه آبخیز پشتکوهیابی عرصهمکان

و فازي بولینهايمنطقهاي پخش سیالب، عرصه، هاشه نقپوشانیحوضه آبخیز پشتکوه، شاخص هم: کلیديهايواژه

mailto:[email protected]

1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... و محمودي، معروفی 2

Assessment of Flood Spreading Sites Using Index of Overlay Maps, Boolean and Fuzzy Logic Operators in GIS Media (Case Study: Poshtkoh Basin)

S Marofi1*, M Mahmoodi2, S Soleymani3 and B Jafari4

Received: 26 February 2011 Accepted: 27 July 2011 1Assoc. Prof., Dept. of Irrigation, Faculty of Agric., Bu-Ali Sina Univ., Hamedan, Iran 2MSc. Graduated Irrigation and Drainage, Bu-Ali Sina Univ.,Hamedan, Iran 3MSc. Student, Irrigation and Drainage, Bu-Ali Sina Univ., Hamedan, Iran 4Scientific Member, Mazandaran Agric. Research Center, Iran *Corresponding author: Email: [email protected]

Abstract

In order to use overland and stream flows of watersheds, flood control is a basic water

resources management step especially in arid and semi-arid areas. Selecting suitable areas for flood

spreading is one of the most important parameter in the success of the concerned projects. The aim

of this study was to evaluate the accuracy of index of overlay maps, Boolean and fuzzy methods to

identify the flood spreading areas, using GIS techniques. For this purpose, five geographical

information layers including slope, land use, surface infiltration, quaternary units and aquifer depth

were interpolated based on the three presented approaches. The results (as the output maps) were

evaluated and compared with the field control sites. The results showed that the method of Multi

class maps, because of its maximum overlaying surface with the control sites, comparing to the

other models was the best method for the selection of flood spreading sites in the Poshtkoh Basin,

Iran.

Keywords: Boolean and fuzzy logic, Flood spreading sites, Index overlay maps, Poshtkoh basin

مقدمه ی هستند که طین منابعی مهمتريمنابع آب و انرژ

ب منابع یتخر. اند مواجه شدهيقرن گذشته با بحران جدل شده ی تبدیک چالش اساسی به یطیمحستیز ویعیطب

و یلی فسيهايهنگام انرژ از زوال زودیو نگران ینیبشیگران را به پلیت منابع آب، ذهن تحلیمحدود

نه ین زمیدهد و در اینده سوق میآبروز بحران آب در ن یترن و پرتنشیترآب از کمیکیران به عنوان یکشور ا

ران که یکشور ا. باشدیمناطق جهان در معرض خطر م

جهان را دارد فقط يهایخشک ک درصد ازیحدود آمار . درصد از منابع آب جهان را دارا است0002/0

ور ـطح کشـ درصد از س74گر این است که ـموجود نشان. باشد میمتر میلی250متر از ـی ساالنه کـداراي بارندگ

وي، عدم پراکنش متعادل آن از ـبه دلیل کمبود نزوالت جي ها انی و همچنین عدم وجود رودخانهـانی و مکـنظر زم

دائمی که بتواند نیاز آبی را در مناطق خشک و نیمههاي نابا از روبرداري بهره ذخیره و خشک تأمین نماید،

آسا در هاي شدید و سیلسطحی در مواقع نزول باران


3 ..... هاپوشانی نقشهمناسب پخش سیالب با استفاده از شاخص همهاي بررسی عرصه

زیرزمینی ذخایر آبش یبه افزاتواند سطح وسیع میها باعث بروز از سوي دیگر هر ساله، سیالب.کمک کند

شیخ و لآ( خسارات جانی و مالی فراوانی می شوندینی ـصنوعی منابع آب زیرزمـتغذیه م .)1381 همکاران

ازي آب با توجه ـساسی ذخیرهـارهاي اسکـیکی از راههاي ابـروان شدن اريـیات بارندگی و جـبه خصوص

.)1380 لطانیس( باشدسطحی در کشور می در (GIS) 1ییایستم اطالعات جغرافیکاربرد س

م و متنوع یت حجم عظیریل و مدیه و تحلیره، تجزیذخر به نظر یناپذ و اجتنابي ضروري، امریاطالعات مکان

و ی مختلف مکانيهاز همزمان دادهیآنال .رسدیمتوان آن یباشد که نمیم GISت ین قابلی، مهمتریفیتوص

ستم یس .)1375آرنوف ( ها انجام دادر روشیرا با سا آن ییها تواناکیبه همراه ابزار و تکن ییایاطالعات جغراف

يها در قالب مدلی اطالعاتيهاهیال قیکه با تلف را دارد مناسب يها عرصهیابیر حداقل زمان در مکانمختلف دتوجه به با . ردیفاده قرار گتالب مورد اسیپخش س

نه انجام مطالعات ی در زمGISاد یار زی بسيهاتیقابلع و آسان، جهت یل سریه و تحلین تجزیمنابع آب و همچن

ن ابزار قدرتمند یمربوط، از ا يها و پارامترهاه نقشهیته .استفاده شدهاي مناسب پخش سیالب وص انتخاب مکاندر خص

تحقیقاتی انجام گرفته است که از نقطه GISبا استفاده از ذیال به . اندنظرهاي مختلفی به بررسی موضوع پرداخته

:گرددچند مورد از این مطالعات اشاره میبراي تعیین مناطق ) 1381(زهتابیان و همکاران

هاي ز نقشهمستعد پخش سیالب در حوضه طغرود قم اهاي هیدرولوژیکی خاك در شیب، ژئومرفولوژي و گروه

بدین . محیط سامانه اطالعات جغرافیایی استفاده نمودندهاي هاي اطالعاتی مورد نظر در قالب منطقمنظور الیه

ها تلفیق یافتند وپوشانی نقشهمبولین، فازي و شاخص هد هاي کنترل مقایسه و مورهاي خروجی با عرصهنقشه

نتایج حاصل بیانگر آن است که . ارزیابی قرار گرفتندهاي مناسب مدل فازي بهترین مدل براي تعیین مکان

. باشدپخش سیالب در منطقه مورد مطالعه می

1 Geographical information system

تحقیقی را به منظور ) 1384(مهرورز و همکاران هاي تعیین مناطق مناسب جهت تغذیه مصنوعی آب

عات جغرافیایی در زیرزمینی با استفاده از سیستم اطال آنها. دشت تسوج واقع در شمال غرب تبریز انجام دادند

هاي اطالعاتی شیب، نفوذپذیري سطحی، قابلیت از الیهانتقال آب، ضخامت آبرفت خشک و کیفیت آبرفت

در . بندي کردند طبقهGISاستفاده نمودند و در محیط هاي بولین،هاي اطالعاتی را بر اساس منطقنهایت الیه

ها تلفیق نمودند و پوشانی نقشهفاري و شاخص همهاي زیرزمینی را مناطق مناسب براي تغذیه مصنوعی آب

نتایج تحقیق آنها نشان داد که اپراتور . مشخص کردند براي ، از الگوي منطق فازي بهترین الگوي تلفیق5/0گاما

هاي مناسب پخش سیالب در منطقه مورد تعیین مکان .باشدمطالعه می طریق از ،)1387(خسروشاهی و سبزوار دادرسی

سفره تغذیه و خیزيسیل بر مؤثر به متغیرهاي دهیوزن هاياز مدل استفاده با بر اساس شدت تأثیرگذاري آنها و

ها در محیط پوشانی نقشهبولین، فازي و شاخص همGISخیز و مستعد براي مهار بندي مناطق سیل به اولویت

6زایی در سطح هت کنترل بیابانو گسترش سیالب ج. شهرستان از شهرهاي استان خراسان رضوي پرداختند

نتایج تحقیق نشان داد که مدل فازي بهترین سازگاري را ها براي شناسایی مناطق سایر مدلدر مقایسه با

مهار و گسترش سیالب ار خود خیز و مستعد برايسیل .دهدمی نشان

هاي اي تعیین پهنهبر) 1389(جمالی و همکاران ها و ها، چاهمناسب پخش سیالب براي تقویت آب قنات

ها در حوضه آبخیز میانکوه یزد از فنون ارزیابی چشمهدر این . استفاده کردندGIS در محیط 2چند معیاره مکانی

مطالعه عوامل مکانی اقتصادي همچون نزدیکی به جاده، همچنین . روستا، قنات، چاه و چشمه در نظر گرفته شد

هاي مکانی طبیعی مثل تراکم پوشش عوامل و محدودیت، کاربري اراضی و درجه شیب ژئومرفولوژيگیاهی،

به طوري که در روش ارزیابی چند . دخالت داده شدمعیاره مکانی، عوامل مورد نظر با استفاده از روابط

2 Spatial multi-criteria evaluation (SMCE)


وزن . مربوطه، استانداردسازي بولین و فازي شدنددر مرحله . بندي مشخص گردیدرتبهعوامل نیز با روش

واره و زبانها با طراحی درختیهبعد تلفیق ال انجام شد که نتیجه GISنویسی ویژوال در محیط برنامه

بر . هاي فازي بودآن نقشه شاخص مرکب با ارزشاساس نقشه تهیه شده، منطقه مناسب پخش سیالب

درصد از مساحت حوضه را شامل 43/2وسعتی معادل شود که در قسمت شمال شرقی حوضه مذکور واقع می

.شده استتحقیقی را به منظور ) 2008(آل شیخ و همکاران

در GISتعیین مناطق مستعد پخش سیالب با استفاده از ایشان عوامل . حوضه آبخیز سمل بوشهر انجام دادند

شیب، قابلیت اراضی، نفوذپذیري سطحی، سازندهاي ا مطالعه کرده و در محیط کواترنر و ضخامت آبرفت ر

GISبر اساس این تحقیق . ها نمودند اقدام به تلفیق نقشهترین راهکار براي تعیین استفاده از مدل فازي مناسب

هاي مناسب پخش سیالب با هدف تغذیه مصنوعی مکان .ها معرفی شده استآبخوان

سیستم با استفاده از ) 2009(سریدهار و همکاران یابی تغذیه یی و سنجش از دور به مکاناطالعات جفرافیا

. هندوستان پرداختندحوضه آبخیزي در مصنوعی در زهکشی، شیب، کاربري شناسی،آنها عوامل زمین

هاي آبهیدروژئومورفولوژي و اراضی، پوشش گیاهی، هاي فوق را زیرزمینی را مطالعه کردند و هر یک از نقشه

ات خیلی خوب، هاي زیرزمینی به طبقبر اساس اهمیت آب و در نهایت با بندي کردند، متوسط و فقیر تقسیمخوب نقشه اراضی مستعد تغذیه GISها در محیط الیه تلفیق

.مصنوعی را به دست آوردند تکوه به دلیل واقع بودن درحوضه آبخیز پش

ترین بخش استان مازندران در حقیقت سرچشمه شمالیوضه نکارود و ه حهاي ورودي به استان، از جملجریان

با توجه به معضالت متعدد در .شودتاالر، محسوب میها، راه حل مناسب جهت پیشگیري از زمینه وقوع سیالبهاي تواند کنترل آنها در جریانیخسارات سیالب م

باالدست، یعنی حوضه مذکور باشد تا از این طریق سیلتأثیر ه بر کنترل سیالب و کاهش خسارات، از عالو

بروز . دست نیز کاسته شودئینهاي پا هبر حوض

ياهها در سالالبی از وقوع سیمشکالت متعدد ناشه فراوانی را براي ساکنین ب ن منطقه مشکالتیر در ایاخ

اهالی ، از جمله افراداین وجود آورده که باعث مهاجرت د یکاهش شد .است به مناطق دیگر شده منطقه کیاسر،

جه یر حوضه مذکور در نتر دی اخيها در سالیبارندگه یلزوم انجام مطالعات تغذ ،ینیرزمیافت سطح آب ز

با توجه .سازدی ميالب را ضروری و پخش سیمصنوعتوان را می اصلی این تحقیق هدفبه مطالب عنوان شده،

ه پخش سیالب در منطقهاي مناسبعرصهیابی مکانه هاي مختلف به منظور ارائارزیابی مدلمورد مطالعه و

.دانستبهترین مدل

هامواد و روش منطقه مورد مطالعه

-ی مشتکوهـه آبخیز پـحوضمنطقه مورد مطالعه رقی وـول شـط 53 58′تا 53 40′ بینفاصله در باشد که

در بخش میانی البرز ،یعرض شمال 36 57′ تا 36 ′24 کیلومتري جنوب شرقی شهرستان 110مرکزي و در .)1شکل (است ساري واقع شده

هکتار بوده و داراي دو 41200حوضه مساحت کیلومتر و از 32ترین آنها حدود رود اصلی که طویل

. باشد متري سرچشمه گرفته است، می2680ارتفاعات اي مرتفع بطور متوسط حوضه آبخیز پشتکوه حوضه

متر و3208گردد، که حداکثر ارتفاع آن محسوب می نقطه خروجی حوضه در حدود حداقل ارتفاع آن در

این حوضه بر اساس پارامــترهایی . باشد متر می1310همچون تراکم آبراهه، جنس زمین، وضـعیت

فرعی و وسعت حوضـه مورد هاي اصلی و رودخانهمطالعه به هفت زیرحوضه مستقل و شش زیرحـوضه

به منظور ارزیابی اقلیم حوضه . تلفیقی تقسیم شده استبر این . بندي اقلیمی آمبرژه استفاده شدقهاز سیستم طب

خشک اساس، منطقه مورد مطالعه در بخش اقلیمی نیمه .سرد واقع شده است


موقعیت مکانی حوضه پشتکوه-1 شکل


بر اساس اطالعات ایستگاه انه یمتوسط بارندگی سال

و متر میلی250کمتر از در این منطقه کلیماتولوژي درجه5/7انه حوضه حدود سالیايـمتوسط دم

متر میلی1200گراد و میزان تبخیر و تعرق آن سانتیهاي ادواري و طغیان دائمی و فصلی بروز سیالب .است

.رودمی شمارآن به هاي اساسی حوضه یکی از ویژگیه جاري شدن دهد کعمل آمده نشان میهاي به بررسی

شمالی و جنوبی حوضه بهسیالب از مناطق شرقی،تحت تاثیر اکثر روستاهاي حوضه را آنسمت مرکز این امر ،، که همه ساله در فصول خاصقرار داده است

، 1385ی و اونق ی بابا،1382نام بی (گرددتکرار می .)1388محمدنژاد و همکاران

قیروش تحق

یق با توجه به مطالعات صورت گرفته قبل ین تحق یدر ا ات موجـود یـ تجربو ) 2008 و 1381همکاران و شیخ آل(

از ، الب در کـشور ی از سـ يوردر خصوص کنترل و بهره شـــناسی، پارامترهاي شیـب، کــاربري اراضــی، زمـین

نیـی تع يبـرا نفوذپـذیري ســـطحی و ضـخامت آبرفــت ز خیـ حوضـه آب سطح درالب ی مناسب پخش س يهامکان

ي هـا سازي و تهیه الیـه آماده بعد از . استفاده شد پشتکوه دهـی وزن، ILWIS 3.3افـزار با استفاده از نـرم یاطالعات

کریشنامورتی ( با استناد به منابع معتبر آنهابه هر یک از ، سـپس صورت گرفت ) 1380سلطانی ، 1996و همکاران

،1هـاي بـولین هـاي اطالعـاتی در قالـب مـدل با تلفیق الیـه منـاطق ،3هـا پوشـانی نقـشه هـم شـاخص و 2منطق فازي

هـا، جهت ارزیابی مدل .دگردین ییتعمستعد پخش سیالب مرکـز کـه توسـط ب هاي اجرا شده پخش سیال از عرصه

عنوان به (صورت گرفته است تحقیقات کشاورزي استان . استفاده شد،)هاي کنترلعرصه

مطالعـات و تحقیقـات قابل ذکر اسـت کـه بـر اسـاس توسط مرکـز تحقیقـات ) به بعد1375از سال (انجام شده

هکتار حوضه آبخیـز 41200 از وسعت ان،استان مازندر 1 Boolean 2 Fuzzy logic 3 Index overlay maps

جهـت مـستعد منطقه اراضی از هکتار 14/1651 ،پشتکوههـاي عنوان عرصـه این مناطق به . باشندمیپخش سیالب

بـدین . کنترل براي محاسبات بعـدي در نظـر گرفتـه شـد عنـوان بـه (هاي تعیـین شـده هاي مکانمنظور، ابتدا نقشه

ــد) ب پخــش ســیالبمناســمحــل ــشهدر هــر م ــا نق ل، بــرل مطابقــت داده شــد عرصــه ح ســپس ســطو. هــاي کنتعیـین هـاي کنتـرل ت هاي تهیه شده و نقـشه نقشه مشتركدر نهایت بهترین مدل جهت تعیین مناطق مناسب و گردید

.پخش سیالب در منطقه معرفی شد به کار رفتههاي مدلیمعرفها بر هی الیدهن که وزنیدر مدل منطق بول :دل بولینم اشتراك يرد، اپراتورهایگیک صورت میا یساس صفر ا و خسروشاهی یدادرس(ف شده است یا اجتماع تعری

، ANDها اپراتور اساس نظریه مجموعه بر).1387-می مجموعه را استخراج، اجتماع ORاشتراك و اپراتور

هایی که فقط پیکسلANDعبارت دیگر در اپراتور به. کند ارزش یک داشته باشند، جز هاي پایه،در تمام نقشه

-پیکسل ORگیرند، اما در اپراتور مناطق مناسب قرار میهایی که فقط در یک نقشه پایه مناسب بوده و ارزش یک

ها داراي ارزش صفر داشته باشند و از لحاظ سایر الیه یک ارزش، نیز در نقشه خروجی و تلفیق یافته،باشند

و کارترگریم( شوندداشته و مناسب تشخیص داده مین روش یا نامساعد از ایه نقشه مناطق مساعد یته). 1996

ستم اطالعات یه در سیاز دادن طبقات هر الیپس از امت .دیآیبه دست م 2 و 1 از روابط ییایجغراف

Boolean AND=(Shib Bo)AND(Karbari Bo)AND (Nofoz Bo)AND(Abroft Bo)AND(QuaterBo [1] Boolean OR=(Shib Bo)OR(karbari Bo)OR (Nofoz Bo)OR(Abroft Bo)OR(QuaterBo) [2]

استعداد Boolean AND ، فوقهايدر رابطه

،AND اساس مدل بولین اراضی براي پخش سیالب برBoolean OR استعداد اراضی براي پخش سیالب بر OR، Shib Bo ،Karbari Bo، Quarter اساس مدل بولین


Bo ،Nofoz Boو Abroft Boاراضی استعداد ب ی به ترتب، ین در نقشه شیالب بر اساس مدل بولی پخش سيبرا

و ی سطحيری کواترنر، نفوذپذي، واحدهای اراضيکاربر .باشندیضخامت آبرفت م

در این مدل دو اپراتـور وجـود :هامدل همپوشانی نقشه

کاران و هم کریشنامورتی(باشند که به شرح ذیل می دارد1996:(

ترین نوع ساده : Binary evidence maps مدل-الف ایــن مــدل بــهدر .دباشــمــی هــاپوشــانی نقــشهمــدل هــم

شان در اساس اهمیت بولین بر منطقهاي حاصل از نقشهدهـی محـدوده وزن .شودیابی وزن خاصی داده میمکان

بـا در این تحقیـق، .نظر محقق دارد در این مدل بستگی به ــتن ــابعاســ ــاران (اد بــــه منــ ،1381آل شــــیخ و همکــ

بـه اهمیـت و بـا توجـه )1996کریشنامورتی و همکـاران ، شـیب هـاي ، بـراي نقـشه یـابی ها در مکـان هریک از الیه

نفوذپذیري سطحی، ضـخامت آبرفـت، قابلیـت اراضـی و در نظـر 6 و 6، 7، 8، 10واحدهاي کواترنر به ترتیب وزن

تلفیـق هـاي پایـه رابطه زیـر نقـشه اساس و بر گرفته شد .اند قبال معرفی شده3 ضمنا پارامترهاي رابطه .ندیافت

SuitBi = (10*Shib Bo)+(8*Nofoz Bo)+(7*Abroft Bo)+ (6*Karbari Bo)+(6*Quater Bo)/37 [3]

در این مدل عـالوه بـر :Multi class maps مدل -بهـر واحـد در هـر الیـه هـاي اطالعـاتی، دهی به الیـه وزن

خواهـد اساس اهمیت خود وزن خاصـی اطالعاتی نیز بر هاي پایـه بـا هـم در این مدل طبق رابطه زیر نقشه .داشت

.یابندتلفیق می

Suit Multi=(10*Shib In)+(8*Soil In)+ (7*Abroft In)+(6*Karbari In)+(6*QuaterIn)/37 [4]

استعداد اراضی براي ،Suit Multiن رابطه یدر ا

Multi class maps، Shib بر اساس مدل پخش سیالب

In ،Karbari In ،Quarter In ،Nofoz In و Abroft In نیزبر اساس الب ی پخش سي برایب استعداد اراضیبه ترت، ی اراضيب، کاربریدر نقشه ش Multi classمدل

فت و ضخامت آبری سطحيری کواترنر، نفوذپذيواحدها .باشندیم

هاي فـازي، اساس نظریه مجموعه بر :يمدل منطق فاز

طـور کامـل ه در مجموعه ممکن اسـت بـ ءعضویت اعضا نبوده و هر عضوي داراي درجه و عـضویت از صـفر تـا

در ایــن مــدل هــیچ واحــدي مناســب مطلــق و . یــک باشــدبـه همـین دلیـل . شـود نامناسب مطلق در نظر گرفته نمـی

بلکـه بـین باشـد، مینه صفر و نه یک هاي داده شده نوزدر ایـن . )1996 و کـارتر گـریم ( صفر و یک متغیـر اسـت

هاي پایـه در قالـب اپراتورهـاي مختلـف تلفیـق مدل نقشه : ذیل مختصرا توضیح داده شده استیافتند که در

ــازي-الــف ــدل منطــق ف ایــن عملگــر اجتمــاع : OR مویت صورت که حداکثر درجه عض بدین. ست ا هامجموعه

یـابی کند و از دقت بـاالیی در مکـان اعضا را استخراج می بـر اسـاس ).1996 و کـارتر یمگـر ( باشـد یبرخوردار نم

.شوندهاي اطالعاتی مدل تلفیق می الیه، زیررابطه

Fuzzy OR =Max(max(Shib Fu,Nofoz Fu),max (max(Karbari Fu,QuaterFu),Abroft Fu)) [5]

ــراي Fuzzy ORطــه در ایــن راب ، اســتعداد اراضــی ب

،OR ،Shib Fuپخش سیالب براساس مـدل منطـق فـازي Karbari Fu ،Quarter Fu ،Nofoz Fu و Abroft Fu بـه

ترتیب استعداد اراضی براي پخش سیالب بر اساس مدل فازي در نقشه شیب، کاربري اراضی، واحدهاي کواترنر،

.ندباشنفوذپذیري سطحی و ضخامت آبرفت می عملگـــر اشـــتراك :AND مـــدل منطـــق فـــازي-ب

صورت که حداقل درجه عـضویت بدین. ست ا هامجموعههـاي در بین کلیه الیـه به عبارت دیگر . کندرا استخراج می

سـتخراج و هر پیکـسل را ا ) وزن( حداقل ارزش ،اطالعاتی به همین دلیل این اپراتور .دنمایدر نقشه نهایی منظور می

پخــش یــابی منــاطق مــستعد مکــان درحــساسیت بــاالییبـا اسـتفاده از ). 1381 شیخ و همکـاران آل (داردسیالب هاي مناسب پخش سیالب بر اساس مـدل زیر مکان رابطه

.آید به دست میANDمنطق فازي


Fuzzy AND=Min(min(Shib Fu,Nofoz Fu),min (min(Karbari Fu,QuaterFu),Abroft Fu)) [6]

تمـامی مـدل در ایـن : 1اتور ضرب جبري فـازي اپر -جزهتابیـان و (شـوند هاي اطالعاتی در هم ضـرب مـی الیه

دلیل ماهیت اعداد بین صفر و یک کـه ه ب. )1381 همکاران، باشـد در مجموعه فازي می ءهمان درجه عضویت اعضا

اعـداد ایـن اپراتـور، شود تا در نقـشه خروجـی باعث می در نتیجـه تعـداد . یل کنندتر شده وبه سمت صفر م کوچک

آل (دنـ گیرپیکسل کمتري در کالس خیلی خوب قـرار مـی خالف اپراتور فـازي همچنین بر . )1381 شیخ و همکاران

AND، ها را در تلفیق، دخالت ارزش تمامی واحدها و الیهیـل ایـن بـه همـین دل . )1384 مهرورز و همکاران (دهدمی

اسـاس بـر .داردیـابی مکـان اپراتور حساسیت باالیی در هاي مناسب پخش سیالب در منطقه مکان زیر نقشه رابطه

.شود استخراج میمورد مطالعهSuit Produc=Shib Fu*Nofoz*Karbari Fu* Quarter Fu*Abroft Fu [7]

م مدر ایـن اپراتـور مـت :2 فـازي اپراتور جمع جبري -د

همـین دلیـل به. شودها محاسبه می م مجموعه مضرب مت ،خالف اپراتور ضرب جبـري فـازي در نقشه خروجی بر

در نتیجه تعـداد . کندسمت یک میل می ها به ارزش پیکسل بـه . گیـرد پیکسل بیشتري در کالس خیلی خوب قرار مـی

ــل ا ــري در همــین دلی ــی کمت ــور حــساسیت خیل ــن اپرات یاسـاس بـر . )1384 مهـرورز و همکـاران (یابی دارد مکانهـاي براي تعیـین مکـان زیر نقشه استعداد اراضی رابطه

.شود استخراج میمناسب پخش سیالبSuit sum=1-(1-Shib Fu)(1-Nofoz Fu)(1-Karbari Fu)(1-Quarter Fu)(1-Abroft Fu) [8]

براي به کارگیري مدل گاما ابتدا نتایج : 3 فازي گاما -ه

عملگرهاي جمع جبري و ضـرب جبـري فـازي حاصل از تــا بتــوان بــا اســتفاده از ایــن ،بایــد در دســترس باشــند

عملگرهـا، اخــتالف فــاحش بـین ضــرب و جمــع فــازي را

1 Fuzzy algebraic product 2 Fuzzy algebraic sum 3 Fuzzy gamma

کننـده بـین صـفر و یـک مقدار گاماي تعـدیل . تعدیل نمود شـود طریـق قـضاوت کارشناسـی تعـین مـی از است که

لویــت بــراي تعیــین او). 1387دادرســی و خــسروشاهی (مناطق مستعد پخش سیالب پس از امتیازبندي بین طبقات

رابطه زیـر مـورد اسـتفاده ،هاي اطالعاتی هر کدام از الیه :قرار گرفت

Fuzzy gamma=(( جمع جبري فازي (^ γ) * )^(ضرب جبري فازي) -1 γ)) [9]

فازي گاماي صفر معادل ضرب بر اساس رابطه فوق،

،تحقیـق در ایـن . دنباشـ معادل جمع فازي مـی 1و گاماي ــادیر ــاب و مــورد 9/0و / 7، 5/0، 2/0 معــادل γمق انتخ

.بررسی قرار گرفتند مورد نظريهاهیه الیته

محدوده مورد هاي موجود دربه نقشهبا توجه با شناسی هاي شیب، کاربري اراضی، زمیننقشهمطالعه، با ضمنا ).4 تا 2شکل ( شده است تهیه 1:50000مقیاس

محدوده مورد انجام شده در ي حفاريهااستفاده از لوگ ضخامت هیال ،کی مقاطع ژئوالکتريهامطالعه و نقشه

.)5شکل (آبرفت به دست آمد


کاربري اراضی منطقه نقشه-3 شکل نقشه شیب منطقه مورد مطالعه -2شکل

شناسی منطقه نقشه زمین-4شکل

نقشه ضخامت آبرفت منطقه-5شکل


براي تهیه نقشه نفوذپذیري سطحی، عملیات صحرایی بدین .)1جدول (در محدوده مورد مطالعه انجام گرفت

ستفاده از روش استوانه مضاعف ا نقطه11منظور در ها با استفاده ازگیري اندازه1اينقشه نقطه شد و نهایتا

، به نقشه رستري تبدیل گردید2هاي میانیابیروش ).6شکل (

سطحی حوضه آبخیز پشتکوه مقادیر نفوذپذیري -1جدول

مختصات منطقه شماره

X Y

نفوذپذیريمتر در میلی(

)ساعت1 750298 4015187 6 2 7/750512 4014304 6/5 3 750542 4015897 5/4 4 751303 4015765 6/2 5 751494 4015737 6/8 6 752384 4015472 9/3 7 9/756175 4027239 3/1 8 760035 4028381 2/2 9 760470 4025826 7/1 10 764329 4025391 5/3 11 25/753621 4022565 1/5

1 Point map 2 Interpolation

نقشه نفوذپذیري منطقه-6شکل

و بحثنتایج هاي اطالعاتی و تعیین مکان مناسب پخش سیالب تلفیق الیه در هر مدل

هاي بولین، فازي و با توجه به معیارهاي مدل بندي و هاي مورد نیاز دستهپوشانی، الیهشاخص هم

بندي شده، هاي کالسبراي تلفیق الیه. گذاري شدندارزشي مناسب ها به کار گرفته شد و مکان9هاي ا تا رابطه

هاي مختلف مشخص گردید مدل پخش سیالب بر اساس ).18 تا 7شکل (


استعداد اراضی براي پخش سیالب در -7شکل

ANDمدل بولین

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-9شکل Binary evidence mapsمدل

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-8شکل

ORبولین مدل

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-10شکل Multi class maps مدل


استعداد اراضی براي پخش سیالب در -11شکل AND منطق فازي مدل

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-13شکل مدل ضرب فازي

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-12شکل ORمنطق فازي مدل

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-14شکل مدل جمع فازي


استعداد اراضی براي پخش سیالب در-15شکل 2/0مدل گاما

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-17شکل

7/0مدل گاما

استعداد اراضی براي پخش سیالب در-16شکل 5/0مدل گاما

سیالب در استعداد اراضی براي پخش -18شکل

9/0مدل گاما


هاارزیابی مدلهاي تعیین شده هاي مکانها، نقشهجهت ارزیابی مدل

مطابقت ) 19شکل (هاي کنترل در هر مدل، با نقشه عرصه

تعیین گردید و در نهایت رك آنها داده شد و سطوح مشتاسب پخش سیالب در بهترین مدل جهت تعیین مناطق من

).2جدول ( منطقه معرفی شد

اراضی مستعد پخش سیالب به روش دستی-19شکل

هاي کنترلعرصه پوشانی باهاي پیشنهادي و میزان هم مساحت عرصه-2جدولهاي مورد مدل

استفادههاي مساحت عرصه

)هکتار(پیشنهادي پوشانی با مساحت داراي هم

)هکتار(هاي کنترل عرصههاي پیشنهادي با پوشانی عرصههم

)درصد (کنترلهاي عرصه AND 136/837 2/260 05/31منطق بولین

OR 3/40968 1651 03/4منطق بولین Binary

evidence 36/1696 29/556 79/32

Multi class 1974 814 24/41

AND 1316 89/431 81/32منطق فازي

OR 30741 1651 37/5منطق فازي

85/3 5/1 9/38 ضرب فازي

53/4 1581 34913 جمع فازي

28/6 27/4 68 2/0گاما

68/21 106/20 74/92 5/0گاما

19/25 51/128 510 7/0گاما

15/21 94/297 1420 9/0گاما


گیرينتیجه

،که دقت کمتري دارندی یهامدلبا توجه به اینکه تري دارنددقت باالکه ی یهاو مدل هاي بیشترعرصه ظردر نبراي پخش سیالب هاي کمتري را عرصهدست آمده در ستون لذا با توجه به اعداد به . گیرندمی دقت و حساسیت ،توان در مورد صحت، می2 جدول دوم

با توجه به این . نظر نمودها تا حدودي اظهارنتایج مدل و OR نیبول يهامدلگیري نمود که توان نتیجهجدول می

و باشندیم هامجموعه اجتماع يعملگرهاکه ،OR يفاز متمم ضرب متمم کهيفاز يجبر جمع ین مدلهمچن

هاپیکسل ارزشآنها خروجی نقشه دراست، هامجموعه اپراتورها این نتیجه در. کندمی میل یک سمت به

یابیارز در و دارند یابیمکان در یکم خیلی حساسیت .رندیگینم قرار استفاده مورد ،هامدل

،خود یتماه دلیله ب 2/0 گاما و يفاز ضرب يهامدل نیکمتر و دهندنشان می یابیمکان در باالیی حساسیت به این توجه . هستند خصوص دارانیا در را مقدارها

در اپراتورها این باالي حساسیت نکته ضروري است که زیرا .باشدنمی آنها بودن مناسب بر دلیل ،یابیمکان داشته وجود هم دیگري مناسب هايعرصه است ممکن مناطق ءجز هامدل این باالي حساسیت دلیل به که باشدهاي مورد معیار ارزیابی مدل .است نگرفته قرار مناسب

استفاده، بررسی حداقل اختالف در مساحت عرصه

پوشانی در مقایسه با پیشنهادي و داشتن حداکثر هملذا با توجه به . باشدمی ،شده ءاجراهاي کنترل عرصهر مورد صحت دقت و توان دمی 2 جدول چهارمستون

:ها به طور قطعی اظهار نظر نمودحساسیت نتایج مدلپوشانی، به دلیل اینکه در هر الیه هاي همدر مدل

درشود، دقت آنها اطالعاتی وزن خاصی داده می منطق هاي بیشتر از مدلهاي مربوطه، عرصهیابیمکان

دقت، ،هاپوشانی نقشه همهايدر مدل .استبولین از Multi class maps پذیري مدل و انعطافحساسیت

در این زیرا .باشدبیشتر میBinary class maps مدلهر واحد به هاي اطالعاتی،دهی به الیهمدل عالوه بر وزن

.گرددلحاظ میوزن خاصی نیز ، الیه هروندر هاي پیشنهادي بهپوشانی عرصه همدرصد نسبت به Multi class mapsهاي کنترل در مدل عرصه

در نتیجه بیشتر بوده است، هاي ارزیابی شده، سایر مدلهاي اطالعاتی در به عنوان بهترین مدل جهت تلفیق الیه

هاي مناسب پخش سیالب در حوضه یابی عرصهمکان 1974 ، بر اساس این مدل.گردیدیز پشتکوه انتخاب آبخ

پخش عملیات هکتار از محدوده مورد مطالعه براي در غرب و این مناطق .تشخیص داده شدناسب سیالب م

یز قرار سمت بسیار کوچکی در جنوب حوضه آبخق .دندار

مورد استفادهمنابع

. صفحه310 برداري کشور، سازمان نقشه. ، چاپ اول)ترجمه(هاي اطالعات جغرافیایی سیستم. 1375 ،آرنوف ا

. مجله تحقیقات جغرافیایی. هاي پخش سیالبیابی عرصهمکان در GISکاربرد . 1381آل شیخ ع، سلطانی م و هاللی ح، .23-38هاي صفحه. 4، شماره 17جلد

. مجله علوم کشاورزي و منابع طبیعی. ارزیابی توان توسعه و آمایش حوضه آبخیز پشتکوه. 1385بابایی ع و اونق م، .127-137هاي صفحه. 13شماره اول، جلد

.19-50هاي صفحه.مرکز تحقیقات کشاورزي و منابع طبیعی استان مازندران. الکتریک ژئوگزارش عملیات. 1382نام، بی


ها،قنات تغذیه براي سیالب پخش مناسب هايپهنه بندياولویت و تعیین. 1389کیا ص، جمالی ع، عشوري پ و زارعایران، جلد بیابان و مرتع قاتتحقی). یزد میانکوه آبخیز حوزه :موردي مطالعه( خشک مناطق ها درچشمه و هاچاه .106-114هاي صفحه. 1، شماره 17

هاي شناخت مناطق مستعد براي گسترش سیالب به روش کاربرد مدل. 1387دادرسی سبزوار ا و خسروشاهی م، هاي صفحه.2، شماره 15فصلنامه تحقیقات مرتع و بیابان ایران، جلد ). زاییراهکاري براي مهار بیابان(مفهومی

241-227.

مطالعه (یابی پخش سیالب هاي مختلف در مکانبررسی کارایی مدل. 1381پناه ح، حامدپناه س وزهتابیان غ، علوي .19-29هاي صفحه. 1، شماره 7مجله بیابان، جلد ). حوضه طغرود قم: موردي

نامه کارشناسی ارشد، یانپا. ن یابی عرصه هاي مستعد پخش سیالب بررسی عوامل موثر در مکا.1380سلطانی م، . دانشگاه صنعتی خواجه نصیرالدین طوسی،دانشکده عمران

بر داريآبخوان عملیات با همراه قرق تأثیر بررسی. 1388ش، صفایی م، نوروزي ش، احمدیان ح و متاجی ا، محمدنژاد). پشتکوه آبخیز حوزه -انمازندر: موردي مطالعه(. Juniperus excelsa Biebارس هاينهال طبیعی افزایش روند

.415-425هاي صفحه. 48، جلد 13علوم و فنون کشاورزي و منابع طبیعی، شماره

هاي کواترنر جهت تعیین مناطق مستعد بررسی نهشته. 1384نیا س، غیومیان ج و احمدي ح، مهرورز مغانلو ك، فیض). مطالعه موردي دشت تسوج ((GIS)ایی و سیستم اطالعات جغرافی(RS)پخش سیالب به کمک فن سنجش از دور

.437-467هاي صفحه. 4، شماره 12تحقیقات مرتع و بیابان ایران، جلد

Alesheikh AA, Soltani MJ, Nouri N and Khalilzadeh M, 2008. Land assessment for flood spreading site selection using geospatial information system. International Journal of Environmental Science and Technology 5: 455-462.

Bonham-Carter GF, 1996. Graeme Geographic Information System for Geoscientists. Pergamon Publication, New York. 9:267-302.

Krishnamurthy J, Venkatesa Kumar N, Jayaraman V and Manivel M, 1996. An approach to demarcate ground water potential zones through remote sensing and geographic information system. International Journal of Remote Sensing 10:1876-1884.

Sreedhar Ganapuram GT, Vijaya Kumar IV and Murali Krishna M, 2009. Mapping of ground water potential zone in the Musi basin using remote sensing data and GIS. Advances in Engineering Software 40: 518-506.


Purolite A-400با استفاده از ستون جاذب حاوي رزین از آب زیرزمینی نیترات حذف 2و حسین اسدي *1سید علی موسوي

28/5/90: تاریخ پذیرش 13/9/89 :تاریخ دریافت

دانشگاه گیالن، گروه مهندسی آبمربی، -1 انشگاه گیالندخاکشناسی، گروه استادیار، -2 E-mail: [email protected] : مسئول مکاتبه*

چکیده

بینی تغییرات زمانی غلظت جریان خروجی یا همان منحنی طراحی مناسب و موفق یک ستون جاذب، مستلزم پیش با عبور جریان یهاییشیآزما ،منظوراین به .پذیر استسازي فرایند جذب امکانگیري از مدلرخنه است که با بهره

ستون از هاي استان گیالني یکی از چاهنیترات و آب آلودهگرم در لیتر میلی 150 و 75 هاي استاندارد با غلظتمحلولهاي مختلف ستون در زمانبرداري از آب خروجی نمونه . انجام شدPurolite A-400رزین آنیونی جاذب حاوي سازي مدل با جذبیکی فرایندهاي دینامویژگی، هاپس از انجام آزمایش. گردیدتعیینآن غلظت نیترات و صورت گرفت

ي مقایسه. گردید بررسی وانگ و ولبورسکا- آدامز، لین-هاي توماس، بوهارتمدلگیري از بهرهو رخنههاي منحنیبه لحاظ ساختاري تفاوت داشته و پارامترهاي هر یک اطالعات مفیدي اول نشان داد که هرچند سه مدل مذکور هاي مدل

توان بر مبناي روابط بین بر هم منطبق بوده و از این رو میبخوبی دهد، اما نتایج آنها ر قرار میاز فرایند جذب در اختیا توماس و به مدل. سازي مجدد، از پارامترهاي دو مدل دیگر محاسبه نمودرا بدون نیاز به مدلکدام پارامترهاي هر آنها

ا از موفقیت بیشتري در مقایسه با مدل ولبورسکا برخوردار ههاي رخنه آزمایشبینی منحنی مدل دیگر در پیشدوتبع آن ها را ي نیترات در جریان خروجی از ستونبوده و توانست در تمام مسیر فرایند با دقت بسیار خوبی غلظت نرمال شده

) مدل دیگرودو (، از دقت مدل توماس رخنههاي انتهایی منحنیدر آزمایش آب زیرزمینی آلوده در بخش. کند بینیپیش . بودهاي سولفات و فسفات در آب وروديوجود یون کاسته شده است که دلیل آن

رخنهي ي اشباع، نقطهنقطه، حجم بستر، زمان استوکیومتري، عمق بحرانی بستر واالن بستر، اکی: هاي کلیديواژه


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك اسدي وموسوي 18

Nitrate Removal from Groundwater by Purolite A-400 Resin in a Fixed bed Column

A Moussavi1* and H Asadi2

Received: 04 December 2010 Accepted: 19 August 2011 1 Lecturer, Dept. of Water Engin., Univ. of Guilan, Iran 2 Assist. Prof., Dept. of Soil Sci., Univ. of Guilan, Iran *Corresponding author: E-mail: [email protected]

Abstract

Appropriate and successful design of an adsorbing column needs to predict dynamic changes

in outflow concentration of the substance (i.e. breakthrough curve), which is possible by modeling

of the adsorption process. In this study, dynamic experiments were carried out by passing two

aqueous solutions of 75 and 150 mg-NO-3 L-1, and a polluted groundwater from Guilan province

through a packed bed column of anionic resin, Purolite A-400. Outflow solution was sampled at

different time intervals, and the samples were analyzed for nitrate concentration. Dynamic behavior

of adsorption was evaluated by modeling of breakthrough curves using Thomas, Bohart-Adams,

Lin-Wang and Wolborska models. Comparison and evaluation of the models showed that though

the first three models were structurally different and their parameters provided useful information

about adsorption process, the data simulated by them were almost the same, and thus parameters of

each model could be predicted from the parameters of the two other models without refitting. The

predicted curves by the models of Thomas, Bohart-Adams and Lin-Wang were in more agreement

with the measured curves than the Wolborska model in all parts of the breakthrough curves, and the

dynamic parameters of adsorption process were determined by them more accurately. In the

experiment with the polluted groundwater, Thomas model (and other two similar models) deviated

from the experimental data at the end of the adsorption process which seemed to be due to the

presence of sulfate and phosphate ions in the inflow water.

Keywords: Bed equivalent, Bed volume, Breakthrough point, Critical bed depth, Exhaustion point,

Stoichiometric time

مقدمه

، نیتریت و ومآمونیترکیبات مختلف نیتروژن شامل توان در اغلب موارد در آب شرب مشاهده نیترات را می

مصرف آب در اثر ).2004اوزتورك و بکتاش (نمود

زیاد نیترات، نیتروزآمین تولید مقادیرآشامیدنی حاوي هایی که عامل سرطان بوده و احتمال بروز بیماريشده


Purolite A-400 19حذف نیترات از آب زیرزمینی با استفاده از ستون جاذب حاوي رزین

را به ویژه در اطفال و نوزادان 1گلوبینمیامتهموهمچون ). 2004میزوتا و همکاران ، 1989باور (دهد میافزایش

جهت حفاظت مصرف کنندگان در برابر اثرات بار مصرف زیاد نیترات، بایستی مصرف آن محدود زیان

شده و بر همین مبنا استانداردهاي مختلفی در این ارتباط ر غلظت مجاز نیترات در آب حداکث. برقرار گردیده است

نام بی(آشامیدنی طبق استاندارد سازمان بهداشت جهانی حسب نیترات و بر اساس ر لیتر بربگرم میلی50، )2008

استاندارد آژانس حفاظت محیط زیست ایاالت متحده لیتر بر حسب نیتروژن بر میلی گرم 10، )2009نام بی(

،)1388(ایران مطابق استاندارد ملی . بیان شده استر بگرم میلی50حداکثر غلظت مجاز نیترات در آب شرب،

. لیتر برحسب نیترات است هاي مختلف حذف نیترات از آب، از بین روش

کم، ، هزینهاجرا به علت سهولت تبادل یونی فرایندترین روش مناسب، امکان بازیابی مجددکارآیی باال و

- آلوده به نیترات میهاي آبتصفیه و بهبود کیفیتبراي ،2002، بائه و همکاران 1993کلیفورد و لیو (باشد

).2004بومیدینه و آشور با استفاده از بستر ثابت معموال تبادل یونیعملیات

اي قائم قرار داده شده رزین که در داخل ستون استوانه ینتیکیس و هاي تعادلیآزمایش. شود انجام می،است

با آزمایش ستون دینامیک به ددر بیشتر موارجذب منظور تعیین ابعاد سیستم مورد نیاز، زمان تماس مورد

این . گرددتکمیل می ،رزین نیاز و مقادیر مورد نیازشود استخراج می2رخنههاي از منحنیاطالعات

).2009حمدائویی ( مستلزم ،طراحی مناسب و موفق یک ستون جاذب

ریان خروجی یا همان زمانی غلظت جتغییراتبینی پیشبینی پیش). 2001وان غیان و ویرار( است رخنهمنحنی فرایندسازي گیري از مدل نیز تنها با بهرهرخنهمنحنی

- را میهاي ریاضی مختلفی مدل. پذیر استجذب امکان جذب در بستر ثابت یک ستون فرایندبراي توصیف توان . به کار برددینامیک

1Methemoglobinemia 2 Breakthrough curves

هاي در مورد ستون تحقیقات زیادي چند هربراي حذف بسیاري از عناصر انجام شده دینامیک

فراینددر مورد تا کنون بیشتر تحقیقاتی که است، اما هاي آنیونی صورت گرفته جذب نیترات توسط رزین

بوده و فرایندتیکی ینسهاي تعادلی و مربوط به آزمایش نیتراتذبادودي در مورد ستون دینامیک جحتحقیقات م

ساماتیا و ،یکی از این تحقیقاتدر . ام شده استانجهاي استاندارد حاوي با عبور محلول) 2006(همکاران

نیترات و همچنین آب زیرزمینی آلوده از ستون دینامیک ، پارامترهاي Purolite A-520Eمحتوي رزین انتخابی ، توسط این رزین را تعیین کردنددینامیکی جذب نیترات جهت پیش بینی سازي از مدلهاناما در مطالعات آ

.نشده است استفاده فرایندهاي جاذب جهت حذف سازي ستوندر مورد مدل

یادي انجام شده است ز تحقیقات ،هاي مختلف آبآالینده اثرات )2003(پائول چن و همکاران : که از آن جمله شیمیایی و فیزیکی جریان ورودي به ستون مشخصات

با استفاده از ا براي حذف مسجاذب حاوي کربن فعال ر . مورد بررسی قرار دادندهاي رخنهسازي منحنیمدل

حذف سازي فرایند با مدل) 2006(مالکوك و نوح اوغلو هاي آبی با استفاده از ستون جاذب از محلول) II(نیکل

اثرات دبی جریان ورودي، چايهي کارخانهاحاوي تفاله جریان pH ورودي، ارتفاع ستون، غلظت نیکل در جریان

.ورودي و اندازه ذرات ماده جاذب را ارزیابی کردنداز آب به وسیله رزین )II(حذف مس ) 2009(حمدائویی

در ستون دینامیک را با Purolite C100-MBکاتیونی هاي هاي رخنه بررسی کرد و ویژگیسازي منحنیمدل

ي افزایش مقیاس نمونه دردینامیکی فرایند، که ي صنعتی ي پایلوت و نمونهگاهی ستون به نمونهآزمایش

منحنی سازيدر زمینه مدل .کاربرد دارد، را تعیین کرد توان به کارهايهاي جاذب همچنین میي ستونرخنه

، لین و )2001(ظیر یان و ویجی ارغوان محققین دیگري ن و زاهو، )2004( لیکور و همکاران ،)2003(کیانگ

،)2005( ارغوان و همکاران ویجی،)2004(همکاران ) b و a 2006( لودریو و همکاران و) 2006(حمدائویی

.نموداشاره


تبادل فرایند حذف نیترات از آب در پژوهشدر این آنیونی غیر رزینستون جاذب محتوي به وسیله یونیفته مورد بررسی قرار گرPurolite A-400 انتخابیهاي نی ویژگیبی و جهت پیش این منظوربه. است

دینامیکی رزین مذکور در ارتباط با حذف نیترات از هاي دادههاي استاندارد و آب زیرزمینی آلوده، محلول

هاي ریاضی مربوط به جریان خروجی از ستون با مدل، )1920( آدامز - ، بوهارت)1948( توماس شاملمختلف مقایسه شده )1989(ولبورسکا و ) 2002( وانگ – لین .است

هامواد و روش

مبانی نظريسازي فرایند جذب در ستون جاذب با بستر در مدل

رخنه، رفتار دینامیکی ستون به وسیله منحنی 1ثابت و رخنهي زمان وقوع نقطه). 2004چو (شود توصیف می

در رخنه مهمترین مشخصات منحنی رخنهشکل منحنی تعیین عملکرد و پاسخ دینامیکی ستون جاذب هستند

براي نمادین رخنه منحنی 1شکل ). 2004آکسو و گونن (دهد که فرایند جذب در یک ستون جاذب را نشان می

. ارائه شده است) 2003(چن و همکارانش توسط پائول نشان دهنده نحوه بارگذاري یون رخنهیک منحنی

موجود در محلول بر روي بستر ستون جاذب است، که غلظت یون در (یون در آن تغییرات غلظت جذب شده

منهاي غلظت یون در محلول ، محلول ورودي به ستونیا تغییرات غلظت خروجی )) 0C-C (،خروجی از ستون

، به صورت توابعی از زمان یا حجم )CC/0(نرمال شده .)2004آکسو و گونن (شود جریان خروجی بیان می

1 Fixed bed column

پائول چن و ( منحنی رخنه نمادین یک ستون جاذب -1شکل

)2003همکاران

هاي در مطالعات مربوط به فرایند جذب در ستون در 3 و حجم بستر2 نخلیهيجاذب با بستر ثابت، نقطه

در طی فرایند . توصیف و مقایسه فرایند کاربرد دارند رسد زمانی فرا میرخنهي جذب در ستون جاذب، نقطه

5 تا 3در جریان خروجی به ) نیترات(که غلظت یون پائول چن و (درصد غلظت آن در جریان ورودي برسد

رسد که فرا می زمانینیز ي اشباع نقطه). 2003همکاران غلظت یون در جریان خروجی به مقدار ثابتی برسد، هرچند که بستر ستون به طور کامل اشباع نشده باشد

ي اشباع بنابراین نقطه). b2006 لودریو و همکاران (بسته به حداکثر غلظت مجاز یون مورد مطالعه در جریان

. شودهاي مختلفی در نظر گرفته میخروجی به شکلي اشباع در فرایند جذب نیترات از آب در نقطهبنابراین

اي قلمداد کرد که یا در آن توان نقطهستون جاذب را می آن در ورودي برابر غلظت نیترات در خروجی با غلظت

باشد و یا غلظت نیترات در خروجی به حداکثر مجاز .غلظت آن در آب آشامیدنی برسد

به صورت نسبت حجم آب )BV( حجم بستر- ستون تعریف میماده جاذب در تصفیه شده به حجم

متناسب با دبی ). 2003پائول چن و همکاران (شود ، و حجم ستون L/hr (Q(ن، جریان عبوري از ستو

2 Exhaustion point 3 Bed volume


، hr(t(از شروع فرایند ، در هر زمانV)mL(جاذب .شود محاسبه می1ي تعداد حجم بستر از رابطه

]1[ V

tQBV 1000

=

، ظرفیت جذب ستون رخنهجه به شکل منحنی با توتوان به صورت مقدار یون جذب شده در واحد را می

3 یا 2با استفاده از رابطه ) رزین(جرم یا حجم ستون و جو(محاسبه و با مقدار مشاهداتی مقایسه کرد

): 2004همکاران

M

)dBV)BV(fBV(QC

M

)dt)t(ft(QCq

e

b

e

b

BV

BVet

te

m∫∫

==00

]2[

V

)dBV)BV(fBV(QC

V

)dt)t(ft(QCq

e

b

e

b

BV

BVet

te

v∫∫

==00

]3[

جذب شده ) نیترات( مقدار یون mq وابط مذکوردر ر ، mgNO3/gbed(، vq( ستون جاذب هدر واحد جرم ماد

ستون ماده در واحد حجمجذب شده) نیترات(یون مقدار L/hr(، 0C( دبی جریان Q ،)mgNO3/mLbed(جاذب

،)mgNO3/L(در محلول ورودي ) نیترات(غلظت یون M جرم خشک مواد ستون )g(، V ماده درحجم

و ) hr( به ترتیب زمان eBV و et )mL(ستون جاذب ، به ترتیب زمان bBV و btي اشباع؛ حجم بستر نقطه

)hr (و رخنهي و حجم بستر نقطه )(tf و )(BVf زمانی تابع تغییرات tf)(. استرخنهتوابع منحنی

- حجم بستري غلظت نرمال شدهتابع تغییرات BVf)(ومساحت . است) CC/0(روجی از ستون جریان خي

مقدار معادل1ناحیه هاشور خورده در شکل

∫− e

b

t

te dttft پائول چن و ( است 3 و 2 در روابط )(توان با استفاده از را میtf)( تابع ).2003همکاران

که براي توصیف فرایند جذبیهاي ریاضی مختلفمدل . تخمین زداند ارائه شدههاي جاذب در ستون، رخنه روي منحنی et و bt زمانی بین يفاصله

ي جذب کلی است که به صورت نشان دهنده منطقهbe ttt اما عالوه بر این دو زمان، . شود تعریف می∆=−

1ن زمان استوکیومتريپارامترهاي مهم دیگري همچو)τ ( 2ي بستر استفادهبدونو طول) LUB (رفی مع

. که در توصیف بهتر فرآیند مفید خواهند بوداندشده ، متقارنرخنهزمان استوکیومتري، براي یک منحنی

عبارت از زمانی است که در آن غلظت یون در جریان جریان ورودي غلظت یون در خروجی معادل یک دوم

از رابطه زیر به τ نامتقارنرخنهبراي یک منحنی . باشد ):b2006 لودریو و همکاران (آید دست می

]4 [ ∫0 00

1=τ et dt)CC(

C ، طولی از بستر است که براي حرکت LUBپارامتر

b لودریو و همکاران (و انتشار پیشانی غلظت الزم استي جذبی است که در آن مواد جاذب و معادل جبهه) 2006

این ). 2009حمدائویی (اند به صورت جزئی اشباع شدهدینامیکی جرم ي انتقالپارامتر که معادل طول منطقه

است، طول بستر بحرانی نیز نامیده شده است و از ن روتو( قابل تخمین است 5ي با رابطهرخنهمنحنی

1984:(

]5 [ )1(LUB 0e

b

ttZZ −==

طول 0Z و)cm (ستون جاذب ارتفاع Zدر این رابطه .است) cm (ناحیه انتقال جرم بستر

مدل توماس

توماس (ي بقاي جرم مدل توماس بر اساس معادله جذب از مدل النگمویر ین فرض که تعادلو با ا) 1948

بارال و همکاران (بدون پراکنش محوري پیروي کند بیان ریاضی مدل توماس به . ، توسعه یافته است)2009 : است6ي معادلهشکل

]6 [ )exp(1

1

00 tCk

QMqkC

C

THmTH −+

=

خروجی در محلول) نیترات( غلظت یون C در این رابطهدر ) نیترات( غلظت یون 0C ،)mgNO3/L(از ستون

ضریب mgNO3/L( ،THk(محلول ورودي به ستون

1 Stoichiometric time 2Length of unused bed


L/hrmg( ،mq(سینتیکی یا ثابت نرخ جذب توماس جذب شده در واحد ) نیترات(ظرفیت جذب یا حداکثر یون

جرم mgNO3/gbed( ،M(ن جاذب جرم مواد ستو . زمان از شروع فرایند استtو ) g(خشک مواد ستون

آدامز- مدل بوهارت

/0 آدامز رابطه بین -بر اساس مدل بوهارت CC :به صورت زیر است tو

]7[ tCkU

ZNkCC

BABA

00

00 )1)ln(exp()1ln( −−=−

ضریب سینتیکی یا ثابت نرخ BAk در این رابطه ظرفیت جذب یا Lhrmg( ،0N( آدامز -جذب بوهارتجذب شده در واحد حجم ستون ) نیترات(حداکثر یون

سرعت ظاهري که از mgNO3/Lbed( ،0U(جاذب آید بر سطح مقطع ستون به دست میتقسیم دبی جریان

)cm/hr ( وtزمان از شروع فرایند است . آدامز سادگی آن -مهمترین ویژگی مدل بوهارت

-در استخراج آن فرض شده است که پخش درون. استاي و مقاومت جرمی خارجی قابل اغماض بوده و ذره

ایی سطحی شیمیي واکنشهاي جذب به وسیلهسینتیکاگر چه . شوندي جاذب کنترل میبین محلول و ماده

هاي واقعی به طور کامل از این فرضیات پیروي سیستمکنند، اما این مدل ساده در اغلب موارد با دقت بسیار نمی

هاي رخنه تطبیق داشته و محققان را قادر باال با منحنیدي، ساخته است با استفاده از آن پارامترهاي مهم و کلی

همچون ثابت نرخ جذب و ظرفیت جذب را تعیین کنند، تا از این پارامترها در طراحی فرایند در مقیاس صنعتی

).a 2006لودریو و همکاران (گیري شود بهره

وانگ-مدل لین براي توصیف تغییرات ) 2002(لین و وانگ

Amberliteغلظت فنول خروجی از ستون حاوي رزین XAD-4 ي اصلی آن به ائه کردند که ایدهمدلی را ار

هاي زیستی، بر اساس دلیل شباهت فرایند به سیستممدلی ریاضی که توسط زیست شناسان براي توصیف

گیرد، ي بیولوژیکی مورد استفاده قرار میرشد و تجزیه

شود، نرخ میدر این مدل فرض . بنا نهاده شده استکاهش بخش جذب شده یون موجود در محلول

)dtdY و بخش ) Y( متناسب با میزان جذب شده یون )//0(مانده یون در محلول باقی CC=X (است:

]8 [YXYLWk

dtd

=− X=0.5با قرار دادن ، استY=1-Xتوجه به این که با گیري از و انتگرال)زمان استوکیومتري (τ=tي ابه از : آیدبه دست می 10و یا 9ي رابطه، 8ي رابطه

]9 [)](exp[1

1

0 tkCC

LW −+=

τ

:و یا

]10 [)ln(1

0 CCC

kt

LW −+=τ

ضریب سینتیکی یا ثابت نرخ جذب LWk در این روابط .است) hr-1(لین و وانگ

مدل ولبورسکا

ي عمومی انتقال ي معادلهبر پایه) 1989(ولبورسکا هاي رخنه در جرم با مکانیسم پخش، براي منحنی

انتقال . هاي کم، مدلی را ارائه کرده استي غلظتمحدودهزیر جرم در یک ستون جاذب با بستر ثابت با معادالت

:شودتوصیف می

]11 [)()( 2

2

0 ZCD

tq

ZCU

tC

∂∂

=∂∂

+∂∂

+∂∂

]12 [)()( Sa CCZqv

tq

−=∂∂

−=∂∂

β غلظت محلول در مجاورت مرز جامد SCدر این روابط

)mg/L( ،D ضریب پخش محوري )cm2/hr( ،q مقدار یون جذب شده در واحد حجم ستون جاذب

)mgNO3/Lbed( ،v هاسرعت مهاجرت یون) cm/hr (. است) hr-1( ، ضریب سینتیکی انتقال جرم خارجی aβو

CCSولبورسکا فرضیات <<،0Uv قابل و>>نظر بودن پخش محوري در ابتداي فرایند صرف

)0→D 0در صورتی که→t ( را به کار برد و حل :تقریبی معادالت فوق را به صورت زیر به دست آورد

]13 [00

0

0

)ln(U

ZtNC

CC aa ββ

+= :با شرط


]14 [ )141(2 2

0

020 −+=

UD

DU

aβ

β

ضریب سینتیکی انتقال جرم 0β که در این روابطخارجی با صرف نظر کردن از ضریب پخش محوري

)1/hr (هاي ولبورسکا مشاهده نمود که در ستون. استهاي زیاد جریان عبوري از با بستر کوتاه یا در دبی

حوري قابل صرف نظر کردن بوده ستون، پخش م0ββو =aدر مدل ولبورسکا سرعت مهاجرت . استي موسوم به قانون هاي دائمی از رابطهها در جریانیون ):2006حمدائویی (کند پیروي می1ویک

]15 [00

00

CNCUv+

=

ها انجام آزمایشروش

Purolite A-400 آنیونیرزین از پژوهشدر این فیزیکی و شیمیایی رزین هايویژگی. استفاده شده استPurolite A-400 1/20منتشر شده در جلد ي در مقاله

تشریح گردیده است) 188صفحه ( همین نشریه 4شماره .)1389موسوي و همکاران (

-ي شیشهک استوانههاي ستون جاذب در یآزمایشمتر سانتی50متر و ارتفاع میلی27اي با قطر داخلی

متر توسط رزین سانتی20که تا ارتفاع انجام شد موسوي و ( Purolite A-400 شدهبندي و دانهشستشو

جهت جلوگیري از حرکت . گردیدپر ) 1389همکاران در باال و پایین ،ها از بسترذرات رزین و خروج آن

ستون با . )2شکل (از پشم شیشه استفاده شدستون 20به ارتفاع استفاده از جرم مشخصی رزین خشک

مانده رزین جهت تعیین جرم پر شده و باقیمتر سانتی جرم رزین داخل .گردیدرزین داخل ستون دوباره توزین

. گرم بود52ها ستونبا دبی جریان ورودي به ستون ،در حین آزمایش

دبی جریان با . شدتأمین می ماریوثن توسط مخزثابتتثبیت سطح آب داخل ستون به وسیله شیر خروجی

ها با دبی ثابت آزمایشي کلیه. انتهاي ستون تنظیم گردید . لیتر در ساعت انجام شددو

در هاي هواي محبوسحباب قبل از انجام آزمایشفضاهاي خالی بین ذرات رزین با تزریق آب مقطر

1 Wicke's law

ستون، از باالي آن تخلیه گردیده زیر ه از یونزدایی شدپس از اتصال ستون به مخزن است، تا به این ترتیب

جریان آب مورد آزمایش، به صورت پیوسته ،ماریوثپس از بارگذاري، . در کل سطح مقطع ستون برقرار شودگیري شده است ارتفاع رزین داخل ستون به دقت اندازه

.اده شودف استتا مقدار واقعی آن در محاسبات

مخزن ماریوث درپوش مخزن

لوله هوا لوله جریان آب

پشم شیشه

پشم شیشه

رزین

شیر تنظیم دبی

محل نمونه برداري از جریان خروجی

نمایشی از ستون جاذب مورد استفاده-2شکل

در ) 1991 (همکارانمطابق نظر کولسون و صورتی که اندازه ذرات بستر ستون از یک هشتم قطر

در توان از اثرات دیواره داخلی ستون تجاوز نکند، میالکور و همکاران ( صرف نظر کرد ایجاد جریان ترجیهی

در مورد ستون جاذب مورد آزمایش، با بنابراین). 2004و قطر ) متر میلی2/1 تا 3/0بین (توجه اندازه ذرات رزین

توان از اثرات دیواره می) متر میلی27(داخلی ستون .صرف نظر کرد


مشخصات کیفی آب چاه مورد استفاده در آزمایش -1جدول )= pH 95/6(ستون جاذب

)meq/L(غلظت )mg/L(غلظت پارامتر

82/1 86/41 سدیم 20/0 80/7 پتاسیم 22/1 28/29 منیزیم 52/3 80/140 کلسیم

70/4 70/286 بیکربنات 60/1 80/56 کلراید 11/0 56/10 سولفات 12/0 40/11 فسفات 06/1 72/65 نیترات

کل مواد جامد محلول

60/354 - مجموع هاکاتیون

- 76/6 مجموع هاآنیون

- 59/7

دو با در دماي محیط آزمایشگاه و هاآزمایش- میلی150 و 75هاي نیترات با غلظتانداردمحلول است

هاي و همچنین با آب زیرزمینی یکی از چاهگرم در لیتر 1 استان گیالن که مشخصات کیفی آن در جدول يآلوده

- ، بین مجموع کاتیون1 در جدول .انجام شد درج گردیده، به احتمال زیاد به ود ندارد، کهها توازن وجها و آنیون

مثل آهن، منگنزي مهمهاعلت آن است که برخی کاتیون هايمحلول .گیري نشده استو آلومینیوم اندازه

. تهیه شدند)NaNO3(نیترات سدیم از نیتراتاندارداست مشخص غلظت در هر آزمایش، جریان حاوي

روجی غلظت نیترات در جریان خ(ي اشباع تا نقطه نیترات. شد جاذب عبور داده ، از ستون)به مقدار ثابت برسد

ستون در شده خروجی برداري از آب تصفیهنمونهدر ابتداي فرایند به فواصل ،هاي مختلف آزمایشزمان

فواصل نیم در بخش انتهایی فرایند به یک ساعت و 1ي منتخبهاغلظت نیترات در نمونهو انجام شد ساعت

ها صفر نیترات در نمونهي رخنه غلظتاز آن جایی که تا قبل از نقطه -1

- گیري نیترات فقط در تعدادي از نمونهها اندازه به منظور کاهش هزینهاست

در این روش . گیري گردیدندازهابه روش بروسین در حضور اسید واکنش بین نیترات و بروسین

منجر به درجه سانتی گراد100سولفوریک و دماي این رنگ به روش رنگ سنجی. شودایجاد رنگ زرد می

نانومتر مورد اندازه گیري قرار می 410در طول موج .)1992آن و فرانسون ( گیرد

ب زیرزمینی آلوده در آزمایش ستون جاذب با آ از ستون تا نقطه اشباع چاه آبي نمونهنیز جریان

شده ري از آب تصفیهبردانمونه. شد عبور دادهجاذب در فواصل زمانی تا پایان آزمایش خروجی ستون

گیري اندازهها غلظت نیترات در نمونه و انجام شدمختلفهمچنین چهار نمونه از آب تصفیه شده خروجی . گردید

ها و براي آنالیز کامل کاتیونرخنهدر طول منحنی .ها به آزمایشگاه ارسال شدآنیون

نتایج و بحث

هابررسی نتایج آزمایشهاي ستون جاذب با پس از اجراي آزمایش گرم بر لیتر نیترات میلی150 و75هاي استاندارد محلول

و آب زیرزمینی آلوده، منحنی تغییرات غلظت نیترات 3 به ازاي زمان آزمایش در شکل ها از ستونخروجی

حد مجاز غلظت نیترات در آب . استترسیم شدهگرم بر میلی50آشامیدنی براساس استاندارد ایران برابر

هاينتایج نشان داد که در محلول. باشدلیتر می و آب گرم بر لیتر نیترات میلی150 و75 استاندارد

، ساعت5/38 و 37، 76 از ، به ترتیب بعدزیرزمینی آلودهاستاندارد شده از حد مجاز غلظت نیترات در آب تصفیه

41، 81همچنین به ترتیب بعد از گذشت .کرد تجاوز ملیساعت، ستون جاذب به طور کامل اشباع شده و 5/43و

. شتبعد از آن توانی براي جذب ندابه منظور بررسی در آزمایش آب زیرزمینی آلوده،

آب تصفیه شده عبوري از ستون، چهار نمونه از کیفیت ساعت به 5/43 و 30، 8، 4هاي در زمانخروجی جریان

به منظور اطمینان از رسیدن به حالت اشباع، همچنین. ها انجام گردید

تر از آن چه در هاي طوالنیبرداي از آب خروجی تا زمانها و نمونهآزمایشگیري نیترات، گردید، اما در هنگام اندازهنمودارها ارائه شده است، انجام

.هاي اضافی مورد آنالیز قرار نگرفتپس از اطمینان از اتمام فرآیند، نمونه


هاي ها و کاتیونه و مقادیر آنیونطور کامل آنالیز شد. آمده است2که نتایج آن در جدول تعیین گردید، هاآن

دو نمونه اول براي تعیین کیفیت در بهترین وضعیت، و نمونه چهارم پس از اشباع رخنهه نمونه سوم در نقط . رزین آنالیز شدند

تغییرات زمانی غلظت نیترات جریان خروجی از ستون -3شکل

جاذب آزمایش

نتایج آنالیز کامل آب خروجی از ستون جاذب در -2جدول هاي مختلف آزمایشزمان

)ساعت(روع آزمایش گیري از شزمان نمونه واحد پارامتر

4 8 30 5/43 pH - 37/6 96/6 61/7 49/7 meq/L 77/1 75/1 80/1 74/1 سدیم meq/L 20/0 20/0 20/0 2/0 پتاسیم meq/L 02/1 97/0 30/1 92/0 منیزیم meq/L 72/3 42/3 62/3 47/3 کلسیم meq/L 20/2 50/3 90/3 30/3بیکربنا meq/L 90/5 60/4 5/2 3/1 کلراید meq/L 0/0 0/0 0/0 0/0 سولفات meq/L 0/0 0/0 0/0 0/0 فسفات meq/L 0/0 0/0 02/0 43/1 نیتراتTDS mg/L 6/409 0/384 2/339 2/339 meq/L 71/6 34/6 92/6 33/6 هاکاتیون meq/L 10/8 10/8 42/6 03/6 هاآنیون

دهد که عالوه بر نیترات، نتایج به روشنی نشان میي سولفات و فسفات به طور کامل و بخش قابل هایون

نیز توسط رزین جذب و از آب کربناتتوجهی از یون بی .حذف شده است

شد در آزمایش مربوط به آب زیرزمینی مشاهده پس از رسیدن غلظت نیترات جریان خروجی به مقدار

، ) ساعت40زمان حدود (آن در جریان ورودي اولیه تون جاذب حتی از غلظت غلظت نیترات خروجی از س

آن است که با احتماال دلیل این امر . نیز باالتر رفت اولیههاي ادامه آزمایش پس از اشباع رزین، به علت وجود یون

12/0(و فسفات ) واالن بر لیتراکی میلی11/0(سولفات از آن جا که این ودر آب ورودي ) واالن بر لیتراکیمیلی

ب ترجیحی باالتري نسبت به ي جذدو آنیون از مرتبه، مقداري از نیترات که )1976بولت (نیترات برخوردارند نیز آزاد شده و در نتیجه جذب شده از قبل توسط رزین

در .غلظت نیترات از مقدار اولیه آن باالتر رفته استهاي سولفات و فسفات ضمن مقدار صفر غلظت یونی بودن ها و غیر انتخابجریان خروجی در این زمان

. موضوع است بر این أییديرزین مورد استفاده تها توازن ها و آنیونبین مجموع کاتیون 2در جدول تر بیان شد، گونه که پیشدلیل این امر همان. وجود ندارد

-گیري برخی کاتیونبه احتمال زیاد به علت عدم اندازه . استي موجود در آبها

رخنههاي بررسی منحنیهاي مربوط به هر یک از محلولخنهرهاي منحنی

تعداد استاندارد و آب زیرزمینی آلوده به ازاي زمان و . ترسیم شده است5 و 4حجم بستر در دو شکل

توان مشاهده کرد که براي با توجه به نتایج میگرم بر لیتر نیترات میلی150 و 75هاي استاندارد محلول

- ه ترتیب در زمانها بو آب زیرزمینی، نقاط رخنه منحنی 575، 1135 ساعت و تعداد حجم بستر 30 و 33، 65هاي

به ازاي ثابت ماندن (نقاط اشباع . رخ داده است525و -نیز به ترتیب در زمان) غلظت نیترات در جریان خروجی

، 1415 ساعت و تعداد حجم بستر 5/43 و 5/41، 81هاي فرض هاي استوکیومتري، با رخ داده و زمان760 و 725


25/37 و 5/37، 5/74هاي رخنه، به ترتیب تقارن منحنیهاي رخنه را در صورتی که منحنی. ساعت بوده است

با استفاده از 4ي نامتقارن در نظر گرفته و از رابطه-ها، زمانهاي نیترات در جریان خروجی از ستونغلظت

هاي استوکیومتري محاسبه شود، مقادیر مربوط به گرم بر لیتر نیترات میلی150 و 75ندارد هاي استامحلول

68/35 و 43/37، 02/74و آب زیرزمینی، به ترتیب و 22/0، 65/0ساعت خواهد شد، که به ترتیب معادل

هاي درصد خطاي استاندارد در برآورد زمان40/4-هاي رخنه مشاهده میمذکور بر مبناي تقارن منحنی

مقادیر خطاي بنابراین با توجه به ناچیز بودن . شود .هاي رخنه درست استاستاندارد، فرض تقارن منحنی

رخنه زمانی ستون جاذب آزمایشمنحنی -4شکل

توان تفاوت می5 و 4، 3هاي ي شکلبا مقایسههاي ترسیم شده مشابه را به وضوح مشاهده منحنی

ها از وتنمود، و همان گونه که مشهود است این تفا، هر 5در شکل . محورها ناشی شده استتفاوت مقیاس

y، فقط محور 4اند، در شکل بعد شده بیy و xدو محور بعد هیچ یک از محورها بی3بعد گردیده و در شکل بی

بعد توان نشان داد که بیبا بررسی نتایج می. نیستتواند اطالعات بیشتري در کردن هر یک از محورها می

به عنوان . فرایند در اختیار طراح و محقق قرار دهدموردشود که در صورتی که اثر حجم نمونه، مشاهده می

ستون جاذب حذف شود، فرایند جذب نیترات در ستون گرم بر لیتر میلی150جاذب براي محلول استاندارد

داري نخواهد نیترات و آب زیرزمینی آلوده اختالف معنی .داشت

منحنی رخنه به ازاي تعداد حجم بستر عبوري از ستون -5شکل

جاذب آزمایش

رخنههاي سازي منحنیمدل –هاي ریاضی توماس، بوهارت در این بخش مدل

وانگ و ولبورسکا بر نتایج حاصل از –آدامز، لین و هاي ستون جاذب برازش داده شدهآزمایش

. گردیده استاستخراج فرایند پارامترهاي دینامیکی هاي در این تحقیق جهت بررسی نکویی برازش مدل

χ2، آزمون آماري )R2 (مختلف، عالوه بر ضریب تبیین مقدار 2χدر آزمون آماري. نیز مد نظر قرار گرفته است

این محاسبه شده و 16 با استفاده از رابطه 2χپارامتر2(مقدار محاسباتی

calχ (2با مقادیرχ جدول )2tabχ( که ،

و درجه آزادي مشاهدات αداري بر مبناي سطح معنی χدر آزمون آماري . شودتعیین گردیده است، مقایسه می

22 در صورت احراز شرط 2tabcal χχ در سطح برازش >

.داري مورد نظر اعتبار خواهد داشتمعنی

]16[ ∑−

=exp0

20exp02

)/(])/()/[(

CCCCCC

t

mttχ

exp0در رابطه فوق؛ )/( CCt و mt CC )/( به 0

غلظت نرمال شده نیترات جریان خروجی دیراترتیب مق .گیري و مدل استحاصل از اندازه


س تومامدل و 6ي بیان ریاضی مدل توماس به صورت رابطه

: به شکل زیر استآنفرم خطی شده

]17 [ tCkQ

MqkCC

THmTH

00 )1ln( −=−

و THk، ضریب نرخ جذب توماس17با استفاده از رابطه ln((CC توان از ترسیم را میmqظرفیت جذب /0) -1)

. تعیین کردtدر برابر مقادیر پارامترهاي آماري حاصل از 3در جدول

ها به همراه برازش مدل توماس بر نتایج آزمایشبا . ارائه شده است جذبپارامترهاي دینامیکی فرایند

توجه به پارامترهاي آماري مندرج در این جدول، به مقادیر ضریب تبیین و همچنین پایین جهت باال بودن سازي با دقت توان گفت که مدلمی2χبودن مقادیر

.بسیار خوبی انجام شده استهاي براي محلول mq ظرفیت جذبمقایسه مقادیر

دهد که در مورد استاندارد و آب زیرزمینی نشان می جذب به میزان قابل آزمایش آب زیرزمینی ظرفیت

هاي استاندارد کاهش محلول باتوجهی نسبت به آزمایشسولفات و هاي یونوجود یافته است، که با توجه به

تنها به ازاي یون نیترات mq(فسفات در آب زیرزمینی توان گفت که بخش زیادي از ظرفیت می، )شودتعیین می

. ر از نیترات پر شده استهایی به غیرزین با یونهاي شرایطی که مقدار یون شود دربنابراین پیشنهاد می

هاي سولفات و فسفات در آب زیاد است، از رزین .انتخابی استفاده شود

پارامترهاي آماري و دینامیکی برازش مدل توماس بر -3جدول

نتایج غلظت نرمال شده جریان خروجی از ستون جاذب پارامترهاي مدل امترهاي آماريپار

THk mq جریان ورودي

R2 2χ α L/hr/ mg

mg /gbed

mg/L 75 93/0 11/0 005/0 0066/0 46/211محلول mg/L 150 96/0 17/0 005/0 0056/0 77/214محلول

02/94 0097/0 005/0 39/0 97/0 آب زیرزمینی

آدامز-بوهارت مدلاز آن جایی که جمله آدامز –در مدل بوهارت

توان این ، می خیلی بزرگتر از یک است7ي نمایی رابطه aلودریو و همکاران (ساده نمودرابطه را به شکل زیر

2006(:

]18[ tCkU

ZNkCC

BABA

00

00 )1ln( −=−

ln((CC از ترسیم و تحلیل ،tبرابر در (1- (0/-، به دست می0Nو BAkهمبستگی خطی، پارامترهاي

. آید- از شباهت ظاهري می18 و 17ي روابط با مقایسه

ي خطی حاصل از ترسیم توان نتیجه گرفت که رابطهln((CC نتایج که براي مدل توماس tبرابر در (1- (0/

آدامز نیز قابل –به کار رفته است، براي مدل بوهارت استفاده است، که در این صورت ضرایب سینتیکی یا

آدامز مقادیر -هاي نرخ جذب توماس و بوهارتثابتTHBAیکسان خواهند داشت، یعنی kk : و در نتیجه=

]19 [ QZMqUN 00

0 = آدامز به - هر چند دو مدل توماس و بوهارتبنابراین

ها لحاظ ساختاري تفاوت داشته و کاربرد هر یک از آنهاي اطالعات مفید متفاوتی در مورد فرایند جذب ستون

نه سازي جداگادهد، اما مدلجاذب در اختیار قرار میگیري از روابط بین توان با بهرهضرورت نداشته و می

دو مدل از نتایج یک مدل به اطالعات مدل دیگر دست .یافت

ها و نتایج مدل توماس، بر مبناي نتایج آزمایش سازي مجدد، بدون مدل آدامز-پارامترهاي مدل بوهارت

بنابراین پارمترهاي . ارائه شده است4 در جدول وتعیین 3برازش مدل نیز همان ارقام مندج در جدول آماري

هاي خواهد بود که نشان دهنده برازش خوب مدل .هاست آدامز بر نتایج آزمایش–توماس و بوهارت

مرتب شود t بر حسب18ي در صورتی که رابطه : خواهیم داشت

]20[ 0

0

00

0 )1/ln()(CkCCZ

CUNt

BA

−−=


BDST1ي اخیر مدل دیگري با نام ي رابطهایهبر پي به ازاي نقطه(بینی رابطه زمان سرویس براي پیش

ها با عمق ستون، متناسب با غلظت) ي اشباع یا نقطهرخنهارغوان و ویجی( ارائه شده است ،و پارامترهاي جذب

با استفاده از پارامترهاي مدل بوهارت ). 2005همکاران از ي رخنهن رخنه به ازاي غلظت نقطهآدامز مقادیر زما

با . درج گردیده است4 تعیین و در جدول 20ي رابطه با 4 رخنه مندرج در جدول ي ارقام زمانمقایسه

ها نتایجی که پیش از این در بخش بررسی نتایج آزمایشهاي شود که، براي محلولگزارش گردید، مشاهده می

ر لیتر نیترات و آب گرم ب میلی150 و 75استاندارد ، 55/1هاي رخنه به ترتیب با زیرزمینی، برآورد زمان

. درصد خطاي استاندارد، انجام شده است03/3 و 68/1با توجه به حداکثر غلظت مجاز مقادیر زمان اشباع

50بر مبناي استاندارد ایران ( نیترات در آب آشامیدنی تعیین و در 20ي رابطه با استفاده از ،)گرم بر لیترمیلی

هاي این مقادیر براي محلول. ارائه شده است4جدول گرم بر لیتر نیترات و آب میلی150 و 75استاندارد و 61/1، 69/1به ترتیب با خطاي استاندارد زیرزمینی

- نسبت به مقادیر مشاهده شده در آزمایش درصد35/1 . برآورد گردیده است،ها

قرار داده مساوي صفر t مقدار 20ي اگر در رابطهبه ازاي غلظت خروجی (Zشود و معادله بر حسب

ستون جاذب حل شود، حداقل ارتفاع) رخنهي نقطه)minZ ( صفر به دست خواهد آمد رخنهبه ازاي زمان ).a 2006لودریو و همکاران (

را به ازاي آدامز- بوهارتمدل، )1973(هاتکینز تا بازنویسی کرد21ي به صورت رابطهرخنهزمان

: را معرفی کند0Zپارامتر ]21[

)())1/ln(

( 000

0

0

00

00

0 ZZCU

NNk

CCUZ

CUN

tBA

b −=−

−=

يمنطقه، طول 0Zستون جاذب و، ارتفاع Zدر این رابطه طور که پیش از این اشاره شد، همانوانتقال جرم بستر ي جذبی است که در آن مواد جاذب به معادل جبهه

1 - Bed depth service time (BDST)

این پارامتر که عمق بحرانی . اندصورت جزئی اشباع شدهبستر نیز نامیده شده است، معادل حداقل عمق تئوریک ي مورد نیاز ستون براي جلوگیري از وقوع پدیده

ول خروجی به محل) از رزین(آزادسازي ناگهانی آلودگی ).2009حمدائویی (از ستون است

آدامز و مقادیر –با استفاده از پارامترهاي مدل بوهارت 0Z و minZها، پارامترهاي زمان رخنه آزمایشدر افزایش مقیاس . درج شده است4محاسبه و در جدول

و صنعتی نباید ي آزمایشگاهی به نمونه پایلوت نمونه 0Z باشد و ستونی که داراي کمتر minZطول ستون از

بنابراین در .تري باشد راندمان باالتري خواهد داشتمکهاي متناسب با امکانات و زمان0Zطراحی کمینه کردن

ترین راندمان را به برداري ابعاد بهینه ستون با باالبهره مندرج در جدول 0Zبا توجه به ارقام .دست خواهد داد

ستون جاذب ي یکسانتوان گفت با وجود هندسهمی مربوط به راندمان ستون،مورد استفاده در این تحقیق

هاي هاي مربوط به محلول ستون راندمانآب زیزمینی ازدلیل بهگرم بر لیتر نیترات، میلی150 و 75استاندارد

تر بوده پایینها موجود در آب چاه تداخل سایر آنیون . است

آدامز و سایر پارامترهاي - پارامترهاي مدل بوهارت-4جدول

ها هاي رخنه آزمایشدینامیکی منحنی جریان ورودي

واحد پارامتر آب محلول محلولmg/L 75 mg/L 150 زیرزمینی

BAk L/hr/ mg 0066/0 0056/0 0097/0

0N mg /mLbed 03/96 53/97 70/42

bt hr 01/66 44/32 91/30

et *

hr 71/74 41/36 02/39

minZ cm 15/2 48/2 29/3

0Z cm 99/1 57/2 38/3 آشامیدنیزمان اشباع به ازاي حداکثر غلظت مجاز نیترات در آب *


وانگ-مدل لینبا . معرفی گردید10ي وانگ به رابطه–مدل لین

و انجام عملیات جبري ساده 10 و 18ي ي معادلهمقایسهBALWنشان داد که توان می kCk و =0

)/( 000 CUZN=τبه )2003(لین و کیانگ البته. است ،این ارتباط اشاره کرده و روابط مربوطه را نیز گزارش

ي قابل توجه دیگر این است که یون و نکته. اندکردههاي جذب گازها، ینتیکسجهت بررسی ) 1984(نلسون

پارامترهاي آن با و اند که ساختار مدلمدلی اراده کرده .تمدل لین و وانگ یکسان اس

توان از شباهت بین با توجه به مطالب فوق می آدامز و توماس استفاده - وانگ، بوهارت-هاي لینمدل

سازي انجام اگر مدل( سازي مجدد کرده و بدون مدل، پارامترهاي )نخواهد شد منجر به نتایج متفاوتی شود

بر همین مبنا پارامترهاي .دینامیکی فرایند را تعیین کرد -انگ با استفاده از پارامترهاي مدل بوهارت و-مدل لین

که آن هم از پارامترهاي مدل توماس تعیین (آدامز . گزارش شده است5محاسبه و در جدول ) گردیده است

زمانی که، بر اساس زمان استوکیومتري10ي معادلهغلظت یون در جریان خروجی معادل یک دوم جریان

براین رزین بنا. استخراج شده است،ورودي باشداز این رو، براي . اشباع شودτ2بایستی در مدت زمان

فرایندي که داراي منحنی رخنه متقارن است، نیمی از کل وارد ستون شده، جذب رزین τ2در مدت زمان یونی که

:)2002لین و وانگ (گردیده است، بر این اساس

]22 [ ττ QCQCWe 00 )2(21

== کل مقدار یون نیترات جذب شده eWکه در آن،

توسط بستر ستون از ابتدا تا انتهاي فرایند بر حسب با استفاده از eWبر همین مبنا پارامتر .گرم استمیلی

5سبه و در جدول محاوانگ -لینپارامترهاي مدل . گزارش شده است

هاي استوکیومتري مندرج زمانارقامي مقایسهبا با نتایجی که پیش از این در بخش بررسی 5جدول در

شود که، مشاهده میها گزارش گردید، نتایج آزمایشگرم بر لیتر میلی150 و 75هاي استاندارد براي محلول

هاي استوکیومتري ننیترات و آب زیرزمینی، برآورد زما درصد خطاي استاندارد، انجام 25/4 و 54/0، 96/0با

.شده است

ولبورسکامدل با ترسیم مقادیر پارامترهاي مدل ولبورسکا

ln(0/ CC) در برابر t و با تحلیل همبستگی خطی، تعیین هاي پس از برازش مدل ولبورسکا بر داده. شودمی

-Purolite Aون جاذب حاوي رزین هاي ستآزمایش درج 6 پارامترهاي مدل مذکور برآورد و در جدول 400

.شده است

وانگ و سایر پارامترهاي - پارامترهاي مدل لین-5 جدول ها هاي رخنه آزمایشدینامیکی منحنی

جریان ورودي واحد پارامتر آب محلول محلولmg/L 75 mg/L 150 زیرزمینی

LWk 1/hr 493/0 844/0 635/0

τ hr 31/73 22/37 19/37

eW gNO3 99/10 17/11 89/4

هاي رخنه پارامترهاي مدل ولبورسکا براي منحنی-6جدول

ها آزمایش جریان ورودي

واحد پارامتر آب محلول محلولmg/L 75 mg/L 150 زیرزمینی

aβ 1/hr 46/363 31/312 29/283

0N mg /mLbed 25/103 52/106 13/47

v mm/hr 53/2 91/4 86/4 R2

- 934/0 929/0 909/0 2χ - 65/6 34/8 61/6 α - 005/0 005/0 005/0

ي آماري مندرج در با توجه به مقادیر پارامترها ضرایب تبیین باال و سطوح معنی داري پایین، 6جدول ها آزمایشرخنههاي سازي منحنیدهد که مدلنشان می


ي اما مقایسه. به روش ولبورسکا نیز موفق بوده استي نیترات ي غلظت نرمال شدهبینی شدهمقادیر پیش

هاي جاذب به روش ولبورسکا جریان خروجی از ستون داد که انحراف ها، نشاني آنگیري شدهمقادیر اندازهبا

هاي سازي در بخش از نتایج مدلرخنههاي منحنیاین بررسی . ها افزایش یافته استانتهایی این منحنی

- میلی150 و 75هاي استاندارد نشان داد که براي محلولها بینیگرم بر لیتر نیترات و آب زیرزمینی، انحراف پیش

/0ها به ترتیب از نسبت گیريهو انداز CC 186/0 برابر ،. به بعد افزایش پیدا کرده است060/0 و 148/0

، نیز بیان داشته است که انحراف مدل )2006(حمدائویی ي هاي جاذب حاوي خاك ارهولبورسکا از نتایج ستون

چوب سدر و آجر فشاري براي حذف متیلین آبی از /0نسبت CC 135/0همچنین . به بعد افزایش یافته است

-اند که در ستوننیز عنوان کرده) 1999(ترن و رادیک هاي فلزي، هاي جاذب حاوي ژل سیلیس براي جذب یون

/0 مقدار تا مدل ولبورسکا CC اعتبار 5/0 مساوي . داشته است

هامقایسه مدل

ها با مدل هاي رخنه آزمایش منحنی6در شکل اگر قرار بود . توماس و مدل ولبورسکا مقایسه شده است

آدامز، –سازي با مدل بوهارت در این شکل نتایج مدل نلسون نیز ارائه شود، نتایج این سه - وانگ و یون-لین

بر این . شدمدل به طور کامل بر مدل توماس منطبق می .اساس نتابج مربوطه ارائه نگردید

سازي به روش نتایج مدلآماري جهت مقایسه – آدامز و لین -توماس و به تبع آن دو مدل بوهارت

سازي به روش ولبورسکا، ضریب وانگ با نتایج مدل براي دو )1970نش و شاتکلیف (فیکلشات -نشکارآیی

ضریب هر چه . مدل توماس و ولبورسکا محاسبه گردیدسازي کتر باشد مدلبه یک نزدی شاتکلیف -کارآیی نش

به دقت بیشتر انجام شده است و در صورتی که این ي دقت کم به صفر نزدیک شود نشان دهندهضریبسازي خواهد بود مقادیر منفی این آماره نشان مدل مذکور براي ضریب. سازي ناموفق استي مدلدهنده

هاي انجام شده به روش توماس براي سازيمدل 150 و 75هاي استاندارد محلولهاي مربوط بهآزمایشگرم بر لیتر نیترات و آب زیرزمینی به ترتیب میلی محاسبه شده است که نشان 919/0 و 993/0، 984/0ها به این روش و سازيي دقت بسیار خوب مدلدهنده

– آدامز و لین –دو روش منطبق بر آن یعنی بوهارت -لبراي مد شاتکلیف -ضریب کارآیی نش. وانگ است

هاي استاندارد سازي به روش ولبورسکا براي محلولگرم بر لیتر نیترات و همچنین آب میلی150 و 75

زیرزمینی مورد آزمایش داراي مقادیر منفی بوده که سازي به روش مذکور ناموفق بوده دهد مدلنشان میهاي استاندارد مذکور براي محلولضریب مقادیر . است

یتر نیترات و آب زیرزمینی به گرم بر ل میلی150 و 75 . محاسبه شده است-487/0 و -100/1، -016/1ترتیب

شود، در مدل مشاهده می6گونه که در شکل همانهاي رخنه با دقت هاي ابتدایی منحنیولبورسکا بخش

بینی شده هاي انتهایی پیشتري در مقایسه با بخشبیش شاتکلیف-ضریب کارآیی نشدر صورتی که . است

و 75هاي استاندارد براي مدل ولبورسکا براي محلولگرم بر لیتر نیترات و آب زیرزمینی، به ترتیب میلی150

/0 هايتا نسبت CC060/0 و 148/0، 186/0 برابر سازي به روش شود که مدلمحاسبه شود مشاهده می

هاي رخنه موفق ولبورسکا نیز تا این بخش از منحنیهاي ابتدایی مذکور براي بخشضریب. ده استبو

- تا نسبت به مدل ولبورسکاي مربوطهاي رخنهمنحنی

/0 هاي CC و 961/0، 892/0مورد اشاره به ترتیب . محاسبه شده است935/0

گیرينتیجه

طراحی مناسب و موفق یک ستون جاذب، مستلزم ن خروجی یا همان بینی تغییرات زمانی غلظت جریاپیش

سازي فرایند گیري از مدلمنحنی رخنه است که با بهره .پذیر استجذب امکان وانگ و – آدامز، لین –هاي توماس، بوهارت مدل

هاي ریاضی هستند که به طور ولبورسکا از جمله مدلهاي با بستر ثابت استفاده سازي ستونگسترده در مدل


و پارامترهاي دینامیکی با استفاده از معادالت. اندشدههاي توان نتایج حاصل از آزمایشها میاین مدل

ي پایلوت یا صنعتی تعمیم داد و آزمایشگاهی را به نمونه .سازي آن به کار گرفتدر طراحی فرایند و یا بهینه

هاي ستون جاذب با مدل توماس مقایسه نتایج آزمایش-6شکل

هاي متفاوت نیترات با محلولو مدل ولبورسکا

هاي ارائه شده توسط هر چند تعدادي از مدلمحققین مختلف در ظاهر یکی هستند، اما پارامترهاي

ها در بررسی و شناخت متنوع معرفی شده توسط آنیار مفید بوده و اطالعات هاي مختلف فرایند بسجنبهي آزمایشگاهی تري براي افزایش مقیاس نمونهجامع

ي پایلوت و صنعتی در اختیار قرار ستون جاذب به نمونه .دهندمی

مدل دیگر منطبق بر دو توماس و به تبع آن مدلاز موفقیت ها آزمایشهاي رخنهبینی منحنیآن، در پیش

ا برخوردار بوده و تري در مقایسه با مدل ولبورسکبیشتوانسته در تمام مسیر فرایند با دقت بسیار خوبی غلظت

ها را ي نیترات در جریان خروجی از ستوننرمال شده . کند بینیپیش

در آزمایش مربوط به آب زیرزمینی آلوده، در دوو (هاي انتهایی منحنی، از دقت مدل توماس بخش

- وجود یون ل آنکاسته شده است که دلی نیز) مدل دیگرزیرا پس از . هاي سولفات و فسفات در آب ورودي است

از اشباع رزین، از آن جا که دو آنیون سولفات و فسفات ي جذب ترجیحی باالتري نسبت به نیترات مرتبه

و توان جایگزینی با نیترات موجود بر روي برخوردارندرزین را دارند، مقداري از نیترات که از قبل جذب رزین

هاي سولفات و فسفات ده، آزاد گردیده تا یونشنیترات از مقدار ها شود، در نتیجه غلظت جایگزین آن

رخنه منحنیاز آنجا که .اولیه آن باالتر رفته است ي نیتراتآزمایش مذکور فقط بر مبناي غلظت نرمال شده

)0/ CC (انتهایی هايتهیه شده است مقدار آن در بخش سازي فاصله گرفته از رقم یک فراتر رفته و از نتایج مدل

.استدر صورتی که در مورد آزمایش با آب زیرزمینی

هاي ي آنیون، کلیهرخنهبتوان در نقاط مختلف منحنی را بر رخنههاي موجود در آب را تعیین کرده و منحنی

هاي موجود در آب واالنی تمام آنیونمبناي غلظت اکیدر . ها افزایش خواهد یافتسازيترسیم کرد، دقت مدلها امکان بررسی مجزاي منحنی ضمن با داشتن این داده

هاي موجود در آب نیز مربوط به هر یک از آنیونرخنه .وجود خواهد داشت


سپاسگزارياین مقاله برگرفته از پروژه تحقیقاتی است که

سفارش شرکت آب و به10123/100طی قرارداد شماره فاضالب روستایی گیالن در پارك علم و فناوري گیالن

از مدیریت محترم . توسط نویسندگان اجرا گردیده استهاي آب ارسالی را بر آزمایشگاه پارس که آنالیز نمونه

. شوداند تشکر و قدردانی میعهده داشته

منابع مورد استفاده

مؤسسه استاندارد و تحقیقات صنعتی ایران، . هاي فیزیکی و شیمیایی ویژگی- آب آشامیدنی. 1388نام، بی .، تجدید نظر پنجم1053استاندارد ملی ایران

دماهاي هم- 1کارآیی فرایند تبادل یونی در حذف نیترات از آب . 1389موسوي س ع، اسدي ح و اسفندبد م، هاي صفحه.4، شماره 1/20، جلد خاك مجله دانش آب وPurolite A-400تعادلی جذب نیترات توسط رزین

.200 تا 185

Aksu Z and Gönen F, 2004. Biosorption of phenol by immobilized activated sludge in a continuous packed bed: prediction of breakthrough curves. Process Biochemistry 39: 599–613.

Ann M and Franson H, 1992. Standard Methods for the Examination of Water and Waste Water. 19th Edition. American Public Health Association.

Bae BU, Jung YH, Han WW and Shin HS, 2002. Improved brine recycling during nitrate removal using ion exchange. Journal of Water Research 36: 3330-3340

Baral SS, Das N, Ramulu TS, Sahoo SK, Das SN and Chaudhury GR, 2009. Removal of Cr(VI) by thermally activated weed Salvinia cucullata in a fixed-bed column. Journal of Hazardous Materials 161: 1427–1435.

Bohart GS and Adams EQ, 1920. Some aspects of the behavior of charcoal with respect to chlorine. Journal of the American Chemical Society 42: 523–544.

Bolt GH, 1976. Adsorption of anions by soils Pp. 91-96. In: Bolt GH and Bruggenwert MGM (Eds). Soil Chemistry. A. Basic Elements. Elsevier scientific publishing company - Amsterdam.

Boumediene M and Achour D, 2004. Denitrification of the underground waters by specific resin exchange of ion. Desalination 168: 187-194.

Bouwer H, 1989. Agricultural contamination: problems and solutions. Water Environment and Technology 1: 292–297.

Chu KH, 2004. Improved fixed-bed models for metal biosorption. Chemical Engineering Journal 97: 233–239.

Clifford DA and Liu X, 1993. Ion exchange for nitrate removal. American Water Works Association 85(4): 135-143.


Coulson JM, Richardson JF, Backhurst JR and Harker JH,1991. Chemical Engineering, vol. 2, Particle Technology and Separation Processes. 4th ed. Butterworth-Heinemann,Bath, UK.

Anonymus, 1998. European Commission, Council Directive 98/83/EC of 3 November 1998 on the quality of water intended for human consumption. Official Journal of the European Communities L 330: 32-54.

Anonyms, 2009. (United States Environmental Protection Agency), National primary drinking water regulations. EPA 816-F-09-004,May 2009. Available from http://water.epa.gov/ drink/contaminants/index.cfm.

Hamdaoui O, 2006. Dynamic sorption of methylene blue by cedar sawdust and crushed brick in fixed bed columns. Journal of Hazardous Materials B138: 293–303.

Hamdaoui O, 2009. Removal of copper(II) from aqueous phase by Purolite C100-MB cation exchange resin in fixed bed columns: Modeling. Journal of Hazardous Materials 161: 737–746.

Hutchins RA, 1973. New method simplifies design of activated carbon system. Chemical Engineering 80: 133-135.

Lacour S, Serpaud B and Bollinger JC, 2004. Performance of ion-exchanger grafted textiles for industrial water treatment in dynamic reactors. Water Research 38: 4045–4054

Lin SH and Wang CS, 2002.Treatment of high-strength phenolic wastewater by a new two-step method. Journal of Hazardous Materials B90: 205–216

Lin SH and Kiang CD, 2003. Chromic acid recovery from waste acid solution by an ion exchange process: equilibrium and column ion exchange modeling. Chemical Engineering Journal 92: 193–199

Lodeiro P, Herrero R, Sastre de Vicente ME, 2006 a. The use of protonated Sargassum muticum as biosorbent for cadmium removal in a fixed-bed column. Journal of Hazardous Materials B137: 244–253

Lodeiro P, Herrero R, Sastre de Vicente ME, 2006 b. Batch desorption studies and multiple sorption–regeneration cycles in a fixed-bed column for Cd(II) elimination by protonated Sargassum muticum. Journal of Hazardous Materials B137: 1649–1655

Malkoc E and Nuhoglu Y, 2006. Removal of Ni(II) ions from aqueous solutions using waste of tea factory: Adsorption on a fixed-bed column. Journal of Hazardous Materials B135: 328–336.

Mizuta K, Matsumoto T, Hatate Y, Nishihara K and Nakanishi T, 2004. Removal of nitrate-nitrogen from drinking water using bamboo powder charcoal. Bioresource Technology 95: 255–257.

Nash JE and Sutcliffe JV, 1970. River flow forecasting through conceptual models. Part I; A discussion of principles. Journal of Hydrology 10: 282-290.

http://water.epa.gov/


Öztürk N and Ennil Bektas T, 2004. Nitrate removal from aqueous solution by adsorption onto various materials. Journal of Hazardous Materials 112: 155–162.

Paul Chen J, Yoon JT and Yiacoumi S, 2003. Effects of chemical and physical properties of influent on copper sorption onto activated carbon fixed-bed columns. Carbon 41: 1635–1644

Ruthven DM, 1984. Principles of Adsorption and Adsorption Processes.Wiely, New York.

Samatya S, Kabay N, Yuksel U, Arda M and Yuksel M, 2006. Removal of nitrate from queous solution by nitrate selective ion exchange resins. Reactive & Functional Polymers 66: 1206-1214.

Thomas HC, 1948. Chromatography: A problem in kinetics, Annals of the New York Academy of Sciences 49: 161–182.

Tran HH and Roddick FA, 1999. Comparison of chromatography and desiccant silica gels for the adsorption of metal ions, II. Fixed-bed study. Water Research 33: 3001–3011.

Vijayaraghavan K, Jegan J, Palanivelu K and Velan M, 2005. Biosorption of copper, cobalt and nickel by marine green alga Ulva reticulata in a packed column. Chemosphere 60: 419–426.

Anonymus, 2008. Guidelines for drinking water quality. Recommendations, vol. 1, third edition, World Health Organization, Geneva.

Wolborska A, 1989. Adsorption on activated carbon of p-nitrophenol from aqueous solution. Water Research 23: 85–91.

Yan G and Viraraghavan T, 2001. Heavy metal removal in a biosorption column by immobilized M. Rouxii biomass. Bioresource Technology 78:243–249.

Yoon YH and Nelson JH, 1984. Application of gas adsorption kinetics, I. A theoretical model for respirator cartridge service time. American Industrial Hygiene Association Journal 45: 509–516.

Zhou D, Zhang L, Zhou J and Guo S, 2004. Development of a fixed-bed column with cellulose/chitin beads to remove heavy-metal ions. Journal of Applied Polymer Science 94: 684–691.


بیولوژیکیهايویژگیتغییرات مکانی و فراوانی توزیع بر لندفرمثیر واحدهايأت خاك در دشت تبریز

2اصغرزادناصر علی و 3گلسفیدي، حسین ترابی2اصغر جعفرزاده، علی*1فرحامد فروغی

28/6/89: تاریخ پذیرش8/3/89: تاریخ دریافت دانشگاه بیرجند،يدانشکده کشاورزگروه خاکشناسی استادیار، -1 دانشگاه تبریز ،دانشکده کشاورزي ،گروه علوم خاك ، استاد-2 دانشگاه شاهد،دانشکده کشاورزي ،گروه خاکشناسی استادیار، -3

:[email protected] E-mail: مسئول مکاتبه *

چکیده

بیولوژیکی خاك سطحی در داخل و بین هاي ویژگی تغییرات مکانی توزیع فراوانی ویابی ارز هدف بااین مطالعهاي، دشت و اراضی پست دشت تبریز در شمال غرب ایران اي، دشت آبرفتی رودخانهمختلف تپه، دشت دامنههاي لندفرم

ولوژیکی به همراه کربن آلی و واکنش بیگیویژچهار گیري اندازه جهت برداري از خاك نمونهمطالعهدر این . انجام شدیع فراوانی توز . متر با توجه به تغییرات خاك انجام شد1000اي با فاصله نقطه و به صورت شبکه98خاك براي

تبدیل از و پس هنبودبرخوردار توزیع فراوانی نرمال از بیولوژیکی خاك هايگیویژمتغیرهاي خاك نشان داد که هاي لگاریتمی هرهابا استفاده از تابعتبدیل داده درمتغیرهاي کربن بیوماس وسهم میکروبی.دند نرمال گردی،لگاریتمیها در واحدهاي تفکیک نمونه . چولگی مؤثر بود اما توزیع فراوانی همچنان غیرنرمال باقی ماندکاهش ارزش چند دربه جز دشت نرمال هافرم لندپارامترها در تماماین به طوریکه، گردیدها باعث بهبود نرمال بودن توزیع دادهلندفرمکسر متابولیکی و . کربن آلی و تنفس میکروبی وابستگی مکانی متوسط داشتند،گیري شدهاندازه در بین متغیرهاي .شدند

دهد که نتایج نشان می. خاك از وابستگی مکانی قوي برخوردار بودندیکروبی بدون وابستگی مکانی و واکنشسهم مذاتی و مدیریتی مانند نوع کاربري، شخم و وصیات بیولوژیکی خاك بیشتر تحت تأثیر عوامل غیربستگی مکانی خصوا

- مقیاس وابستگی مکانی قويتر شدنبا بزرگ و هبود ثیر مقیاس به شدت تحت تأیکیي بیولوژ متغیرها.باشدآبیاري میگذاري و یا اختالف هاي رسوبطالعه نتیجه تغییر در محیطهاي مورد مگیویژچنین تغییرپذیري هم. ندتري را نشان داد

.باشد میلندفرم هاي مختلفدر مراحل خاکسازي یا هیدرولوژیکی براي موقعیت

بیولوژیکیهايگی ویژ، لندفرم تغییرات مکانی، توزیع فراوانی، :واژه هاي کلیدي


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... فر ، جعفرزاده و فروغی36

Effect of Different Landforms on Spatial Variability and Frequency Distribution of Soil Biological Properties in Tabriz Plain

H Froughifar1*, AA Jafarzadah2, H Torabi Gelsefidi3 and N Aliasgharzadah2

Received: 29 May 2010 Accepted: 19 September 2010 1Assist. Prof., Dept. of Soil Sci., Faculty of Agric., Birjand Univ., Iran 2Prof., Dept. of Soil Sci., Faculty of Agric., Tabriz Univ., Iran 3Assist. Prof., Dept of Soil Sci., Faculty of Agric., Shahed Univ., Iran *Corresponding author: E-mail: [email protected]

Abstract

This research study was conducted in Tabriz plain with the aim of assessing the spatial

variability and frequency distribution of some biological properties within and between landforms.

For this purpose, a total of 98 surface soil samples (top soil) were collected according to a grid

sampling design with spacing of 1000 meters between sampling points and then some biological

properties (carbon biomass, microbial respiration, microbial and metabolic quotient) together with

organic carbon and soil pH were analyzed. Soil variables frequency distribution showed that soil

biological properties had abnormal distribution and the logarithmic transformation caused their

normal distribution. Samples separation according to landform units caused their normal

distribution and these properties became normal except at plain. Organic carbon and microbial

respiration were moderately spatial dependent where as soil pH was strongly dependent and

metabolic and microbial quotient showed no spatial dependence. Results indicated that spatial

dependence of soil biological properties were much affected by non intrinsic and management

factors such as land use type, tillage and irrigation. These biological variables were also strongly

affected by scale and showed stronger spatial dependence by becoming larger scale. Therefore these

soil properties variations could be due to changes in depositional environments or variance of

pedogenic or hydrological processes in different kinds of landforms.

Key words: Biological properties, Frequency distribution, Landform, Spatial variability,

مهمقد و تعییندر ابتدا ارزیابی کیفیت خاك تنها بر

تفسیر خصوصیات فیزیکی و شیمیایی خاك متمرکز هاي گیري شاخصهاي اخیر اندازهشده بود، اما در سال

مورد وشدهبیولوژیکی و بیوشیمیایی خاك نیز توصیه بعضی ). 2000سالم و ویل ا( توجه قرار گرفته است

فرآیندهاي بین برخیارتباط وجود به دلیل مواقع هاي شاخصبعضی شیمیایی و بیولوژیکی خاك


37 ..... هايتأثیر واحدهاي لندفرم بر توزیع فراوانی و تغییرات مکانی ویژگی

بیولوژیک خاك نیز هايگیویژهاي در بررسیشیمیایی ن کربن به عنوان مثال برخی از محققا. شونداستفاده می

یایی و برخی بیولوژیکی آلی خاك را شاخصی شیمحساسیت زیاد ). 2000شونهولتز و همکاران ( انددانسته

خاك باعثییریتد بیولوژیکی به تغییرات مهايگیویژهاي به عنوان شاخصهاگیویژ این نظر گرفتن در

شده است خاك و سالمتمناسب براي ارزیابی کیفیت ).2000سالم و ویل ا(

لوژیکی خاك را تعیین اقلیم، پتانسیل فعالیت بیوداري بین خصوصیات روابط قوي و معنی. نمایدمی

سارا ). 2006ل ال (وجود دارداقلیمی و بیولوژیکی خاك اي، ناحیه اقلیمی مدیترانه4هاي بررسی خاكبا) 2006(

تشدید نیمه خشک، خشک و بیابانی نشان داد که با و کربن آلی بیوماسخشکی و کاهش بارندگی مقدار

محققان دیگر نیز در بررسی مناطق . یابدخاك کاهش می- فعالیت آنزیم،اند که با افزایش خشکیفوق نشان داده

1بیوماسهاي داخل و خارج سلولی و مقدار کربن لی و سارا ( یابد تنفس پایه افزایش میشدت ولی ،کاهش با بررسی تنوع و )1999( استینبرگر و همکاران .)2003

و تعداددر یک ردیف اقلیمی، افزایش جوامع میکروبی تنوع جوامع میکروبی را در منطقه نیمه خشک نسبت به

رابطه قوي نیز بین جمعیت . دگردیمنطقه خشک مشاهده مناطق در. گرددجانداران و کربن آلی خاك مشاهده می

باشد، در هاي خاکی غالب میمرطوب جمعیت کرمعیت صورتی که در مناطق خشک و نیمه خشک جم

).2006ل ال( ها حداکثر استموریانهتغییرپـذیري برخـی با مطالعه )1383( خادمی و خیر

نمـا در مقیـاس زمـین کیفی خاك سطحی در هايگیویژ کـه نداراضی مرتعی اطراف شهرستان سمیرم نشان داد

کیفی خاك هايگیویژتغییر شدیدي بر ثیرتوپوگرافی تأ یـت خـاك براسـاس علت تفاوت بسیار فـاحش کیف . دارد هاي مورد بررسی درقسمتهاي مختلـف شـیب را گیویژ ،میـزان رطوبـت عمـده بـه تفـاوت در طـور ه توان بـ می

درجـه تخریـب متفـاوت تجمع مـواد و ،سرعت فرسایش مقایـسه ضـریب . داد هـا نـسبت این موقعیـت اراضی در

1 Microbial biomass carbon

هاي کیفی خاك مورد بررسی نـشان داد گیویژتغییرات -گـی ویژولوژیکی خاك نسبت به سایر بی هايگیویژکه دلیـل و هـستند تغییرپذیري بیشتري برخـوردار از هاي

ژیکی خاك نـسبت بیولو هايگیویژآن حساسیت بیشتر هـاي گیویژبین همچنین در . باشدبه شرایط محیطی می

از بـیـولوژیـکی مـورد بـررسی فعالیت آنـزیم فـسفاتاز کـه دلیـل ایـن بود رضریب تغیـیـرات باالتري بر خوردا

هـاي آنزیمـی بـه شدید فعالیـت امر عکس العمل سریع و تغییرات محیطی و مدیریتی اسـت ، بـه همـین دلیـل ایـن

. کاربرد وسیعی درکیفیت بیولوژیکی خاك داردگیویژ هستند که هايگیویژ آن از يکربن آلی خاك و اجزا

خاك مؤثر بوده و به شدت عملکردهايبر بسیاري از گیرندثیر مدیریت اعمال شده بر خاك قرار می تأتحت

). 2002کارتر (آماري خود در آنالیز ) 2007(نگ و همکاران زها

نشان دادند که عوامل ساختمانی مثل مواد مادري، نوع ر ثر بنی مهمترین عوامل مؤخاك و سطح آب زیرزمی

تغییرات مکانی ناآن. ها هستندگیویژ وابستگی مکانی 5 در یک فاصله سانتیمتري20 را در عمق گیویژهفت

ونتایج نشان داد که مواد آلی . دندکیلومتري بررسی کرفاصله موثر براي . ازت کل، وابستگی مکانی قوي داشتند

1353 تا 1037 و فسفر کل بین مواد آلی، نیتروؤن، پتاسیم در حالی که براي فسفر قابل دسترسکیلومتر

. کیلومتر بود138ا ت6کل و قابل دسترس از و pHتغییرات مکانی ) 1386(حبشی و همکاران

هاي مناطق جنگلی را مورد مطالعه قرار ماده آلی خاكترتیب داراي ه و ماده آلی بpHدادند و نتیجه گرفتند که

.وابستگی مکانی قوي و متوسط هستند به کربن آلی خاك شاخص بیوماسنسبت کربن

بین بخش ربن فعال خاك کتوزیعمناسبی از وضعیت بیان راو کیفیت کربن خاك زنده بوده زنده و غیر

هاي با معتقد است که خاك) 2003(اندرسون . دکنمیدر کربن بیوماس به کربن آلی درصد دونسبت کمتر از

خاك بیوماس کربن مقدارناحیه بحرانی قرار دارند، ولی که ته است وابسگیريبه روش اندازهبطور قابل مالحظه

درصد نیز 2ر از کمتن مختلف نیز مقادیر توسط محققا


اسپارلینگ ،2000سالم و ویل ا( گزارش شده است) 1989( و اندرسون و دمش) 2003( اندرسون). 1992

مشاهده کردند که افزایش نسبت کربن توده زنده مستقیمی با کیفیت رابطه میکروبی به کربن آلی خاك

اك دارد و نشان دادند که این مواد افزوده شده به خ افزوده مواد آلی تازه به مقدار کمنسبت در مناطقی که

نسبت کربن با بزرگ شدن یابد و باشد، کاهش میهشدتوده زنده میکروبی به کربن آلی بزرگتر باشد فراوانی

. یابدمواد آلی سخت تجزیه شونده در خاك کاهش می هايگیویژیري تغییرپذ) 1994(ران اکمبردال و همک

آیواي ایالتهاياي در خاكخاك در مقیاس مزرعه که کربن آلی، نیتروژن کل مرکزي را بررسی و دریافتند

از وابستگی مکانی قوي و کربن بیوماس از pHو هايیافته. وابستگی مکانی متوسط برخوردار بودند

ها نشان داد که این متغیرها داراي توزیع نرمال آن .شندبامی

اکی که بالقوه بر شدت تنفس عوامل خاز مهمترین هاي کربن براي فراهمی سوبستراخاك مؤثرند

، فعالیت و تراکم )1983ستو و یاناگیا ( ریزجانداران، جمعیت )1994آشر و همکاران -بن( هاي گیاهی ریشه

و ا، ری1977سینگ و شوکال ( جانداران خاك زیکی و شیمیایی فیهايگیویژ، )1981سیرواستاوا

لوکن ( و زهکشی خاك ) 1986بودت و همکاران (خاك ري براي تنفس خاك پارامت. باشدمی) 1982و بیلینگیس

ولی در عین حال قابلیت نشان دادن شدت تجزیه استنوسان باالیی داشته و نوسان آن نیز به فراهمی تغییر و

آلوارز و ( داردبستگی سوبسترا، رطوبت و دما ماهیت و به علت ) 1995، بروکس 1998ن همکارا

بسیار باالي تنفس، تفسیر و توجیه آن در تغییرپذیريبروکس ( راستاي سالمت خاك بسیار مشکل است

1995.( هـاي کیفـی خـاك و شاخص) 2004(همکاران نائل و

مرکـز اراضـی تخریـب شـده در تغییرات مکانی آنها در کـربن ع فراوانی توزی که ند نشان داد و ایران را مطالعـه

، جنگـل حفاظـت شـده نرمـال آلی و تنفس میکروبی در حالــت نرمــال کــه درجنگـل تخریــب شـده از درصـورتی

تخریب شـده تع حفاظت شده و امر انحراف داشته و در تغییرات مکـانی دو متغیـر فـوق . نیز عکس یکدیگر بودند

اي خالص قطعه از مدل تغییرنماي جنگل حفاظت شده در. پیـروي نمودنـد کـروي از مدل تخریب شده جنگل در وحفاظت شده و تخریب شده مـدل تغییـر مرتع دو هر در

.قطعه اي خالص مشاهده شدنماي با توجه به بر اساس بررسی منابع به عمل آمده و هايگیویژمطالعات اندکی که در زمینه تغییرات مکانی

ه علدر منطقه مورد مطابیولوژیکی در ایران و به ویژه توزیع هدف ارزیابی باتحقیق این ،صورت پذیرفته است

بیولوژیکی خاك و هايگیویژتغییرات مکانی فراوانی و ارزیابی اثر واحدهاي لندفرم و کاربري اراضی بر این

.تغییرات انجام شد

هامواد و روش ناحیه مورد مطالعه و الگوي نمونه برداري

دشت تبریز به منطقه مورد مطالعه بخشی از 56´ هکتار بوده که در غرب شهر تبریز بین 9000وسعت

طول 46°14´ تا 45° 28´ عرض شمالی و 38°17´ تا °37ارتفاع آن از سطح دریا و ) 1شکل (شرقی قرار گرفته

میانگین حداقل درجه حرارت ایستگاه .باشدمی متر 1350 در ماه و حداکثر آن در تابستان -9/1تبریز در زمستان و میزان بارندگی لسیوس درجه س1/25هاي تیر و مرداد

.)1375نام بی ( میلیمتر است249سالیانه به طور متوسط ، دشت ي مورد مطالعه تپه موجود در منطقههايلندفرم، دشت و اراضی 2اي، دشت آبرفتی رودخانه1ايدامنه

، سالسوالگیاهان بومی غالب منطقه. باشدپست می، جو هاي زیر کشت معموال گندمشتر بوده و در بخشخار

آب مورد نیاز گردد وو یونجه به صورت آبی کشت میهاي خاك. گرددچاي تأمین می آجیآبیاري از رودخانه

این منطقه به ویژه در دشت به دلیل همجواري با دریاچه ارومیه، داشتن بافت سنگین و باال بودن سطح آب

.ري باالیی هستندزیرزمینی داراي شو

1 -Piedmont 2 -River alluvial plain


موقعیت جغرافیایی منطقه مورد مطالعه و نمایی از شبکه نمونه برداري- 1شکل

هاي در این مطالعه براي شناسائی و تفکیک لندفرم

هاي توپوگرافی و زمین هاي هوایی، نقشهمختلف از عکسبرداري از خاك سطحی بر نمونه. شناسی استفاده گردید

. متر انجام شد1000 منظم با ابعاد بندياساس شبکههاي خاك در محل هر گره از شبکه موقعیت نمونه

نمونه خاك 98 تعیین و در مجموع GPSبرداري با نمونههاي سطحی برداشت و به آزمایشگاه منتقل گردید از افق

هاي دست نخورده براي آزمایشات و همچنین نمونه .مربوطه برداشت شد

آزمایشگاهی تجزیه هاي

هـاي خـاك بـه آزمایـشگاه پس از انتقال نمونه متـري ها هواخشک و سـپس از الـک دو میلـی ابتدا نمونه

قابلیت هدایت الکتریکی عـصاره اشـباع . عبور داده شدند گیـري در گل اشباع انـدازه pH به روش هدایت سنجی و

).1986رهودز (شدند گیري کـربن آلـی بـه روش والکلـی بلـک اندازه گیري تنفس میکروبـی بـا ، اندازه)1986نلسون و سومر (

پــیج و (نیتــروژن کــل بــه روش کجلــدال . اســتفاده شــداز ظـروف سربـسته و . گیري شد اندازه) 1986همکاران

اندرسـون (سازي با اسید و تیتر با سـود به روش خنثی

تـدخین -و کربن بیوماس به روش انکوبایـسون ) 1986 .انجام شد) 1994ات و پویل هورو(شده با کلروفرم

خـاك ) g(بـه کـربن آلـی ) mg( با تقسیم کربن بیومـاس 2در نهایت کـسر متـابولیکی . بدست آمد 1سهم میکروبی

)qCO2 ( از تقسیم مقدار کـربن متـصاعد شـده)mg ( درخاك محاسبه ) g(تنفس میکروبی خاك به کربن بیوماس

برمنـر و ملـوانی (نیتـروژن کـل بـه روش کجلـدال . شد .گیري شداندازه )1986

هاي آمارکالسیکتجزیه

هاي توصیفی میانگین ، میانه ، انحراف تجزیه آماره تغییرات با و ضریب4، کشیدگی3از معیار، چولگیانجام ، )1990نام بی (SPSSافزاري استفاده از بسته نرم

با استفاده از هايگیویژو نرمال بودن توزیع فراوانی این ). 1974زر ( دار شدن چولگی ارزیابی شدند معنینآزمو

که از توزیع فراوانی نرمال هاییگیویژهمچنین ها مجدداودند بعد از تبدیل لگاریتمی دادهبرخوردار نب

.شدندارزیابی

1 Microbial quotient 2 Metabolic quotient 3 Skewness 4Kurtosis


تجزیه هاي آمار مکانی در شرایط 1ابزار بررسی تجزیه وابستگی مکانی

غییرنما به ت. است2صدق فرضیات پایایی، تغییرنمااي هاي ساختاري متغیر ناحیهگیویژبررسی و شناخت

اگر نیم . کندونگی تغییرات آن را بیان میپردازد و چگمیف معینی برسد و در نتیجه دامنه تأثیر به سق3تغییرنما

مکانی و شرایط صدق ، ساختار مشخصی داشته باشد .ه باشدتواند وجود داشتفرضیه ذاتی میراي همه ین که محاسبه نیم تغییرنما ببا توجه به ا

باشد، نیم تغییرنما پذیر نمیجامعه مورد مطالعه امکان به وسیله تابع زیر تخمین در یک فاصله تفکیک مشخص

: )1980بورگس و وبستر (شودزده می

]1[ [ ]

( )

1

1( ) ( ) ( )2 ( )

N h

i ii

h Z x h Z xN h

γ

=

= + −∑

( )N h د زوج نمونه هاي به کار رفته در محاسبه تعدا)،hنیم تغییرنما در فاصله )iZ x و( )iZ x h+ به ترتیب

iX و iXنقاط درZمقادیر متغیر h+می باشند . و 5ثیر، دامنه تأ4ايپارامترهاي تغییرنما شامل اثر قطعه

براي ). 2000یوتست و همکاران (باشند می6آستانهیع محاسبه نیم تغییرنما، الزم است متغیرها از توز

در متغیرهایی که داراي . فراوانی نرمال برخوردار باشندها تبدیل لگاریتمی آنتوزیع فراوانی نرمال نبودند از

، نمائی، خطی و مدل هاي تغییرنماي کروي. استفاده شداي بر متغیرهاي مورد مطالعه برازش داده شد اثر قطعه

ها با استفاده از ضریب تبییندلارزیابی برازش م. )R2(و مجموع مربعات باقیمانده ) RSS( در . انجام شد

شرایطی که بهترین مدل برازش شده از نوع سقف دار هاي آن براي درون یا نمایی باشد، از مولفهند کرويمان

یابی متغیرها در نقاط نمونه برداري نشده به روش عالوه بر آن، قدرت ساختار . شودکریجینگ استفاده می

اي واریانس اثر قطعهمکانی متغیرها با استفاده از نسبت

1 Spatial dependence 2 Variogram 3 Semivariogram 4 Nugget 5 Range 6 Sill

بستگی که نسبت همبه واریانس کل ارزیابی شدند به صورت درصد بیان شود و معموالنامیده می

اي به صورت واریانس اثر قطعه در این نسبت.گرددمی درصدي از واریانس کل بیان شده و بدین وسیله

اي قطعه اي در ارتباط با بزرگی اثر یسه مقاتوانمیکمبردال و (ام داد انج را مختلف خاكهايگیویژبین

: )1994همکاران -نشان درصد گردد25 از چنانچه این نسبت کمتر

باشد و اگر این نسبت میقوي دهنده وابستگی مکانی درصد قرار گیرد بیانگر وابستگی مکانی 75 و 25بین

گردد % 75متوسط و چنانچه این نسبت بزرگتر از کمبردال (دهنده وابستگی مکانی ضعیف خواهد بود نشان

همچنین در ). 2002 ، کوئین و ژانگ1994و همکاران برابر گیویژ که نسبت همبستگی در مورد یصورت

نما نزدیک به گردد و یا اینکه شیب منحنی تغییر% 100خواهد مربوطه فاقد وابستگی مکانی گیویژصفر باشد

بستگی براي اگر نسبت هم ).1988میلر و همکاران (بود در وابستگی کامل گر پیوستگی صفر شود بیان گیویژ

).2003نزالز ویرا و گ(باشد مکانی میی یابمیانهاي روش ارزیابی اعتبار پیش بینیبراي

اي که از حداقل واریانس تخمین کریجینگ به گونه% 75ها به دو گروه با نسبت ابتدا داده،برخوردار باشند

ییابمیان روش برازش و واسنجیتفکیک شدند، % 25و نآ ارزیابی اعتبار ،هاداده% 75کریجینگ با استفاده از

هاي هاي مستقل و با استفاده از آمارهداده% 25با انجام شد 8 و ریشه میانگین مربعات خطا7میانگین خطا

) :1980بورگس و وبستر (]2[ ( )*1ME Z Z

n= −∑

]3[ ( )2*1RMSE Z Zn

= −∑ مقدار *Z مقدار مشاهده شده، Zدر این روابط

هاي آماره. باشد تعداد نمونه میn شده و برآوردبه ترتیب ریشه میانگین مربعات خطا و میانگین خطا

گر هستند، هر خمینمعیاري از اریب و کیفیت برازش تبه صفر نزدیک و ریشه هاي میانگین خطااندازه آماره

7Mean error(ME) 8 Root mean square error (RMSE)


وچک باشد پیش بینی کریجینگ میانگین مربعات خطا ک .از صحت بیشتري برخوردار است


هاتوزیع فراوانی داده بیولوژیکی هايگیویژپارامترهاي آمار توصیفی

آورده شده 1هاي منطقه مورد مطالعه در جدولخاك بیولوژیکی خاك هايگیویژداد که نتایج نشان . است

ها با تبدیل داده. ندداراي توزیع فراوانی نرمال نبوددر متغیرهاي کربن توده استفاده از تابع هاي لگاریتمی

زنده میکروبی و سهم میکروبی هر چند در کاهش توزیع فراوانی همچنان ، اما.ارزش چولگی موثر بود

نشان )2000( بریجدا و همکاران. نرمال باقی ماندغیراي توزیع دارهاویژگی اغلباي در مقیاس ناحیه کهنددادتوزیع فراوانی متغیرها با هیستوگرام . هستندنرمال غیر. بودندنرمال اغلب داراي کشیدگی به سمت راست غیر

کشیدگی به سمت راست ناشی از وجود تعداد محدودي . باشد خاك میگیویژمتغیر با ارزش زیاد براي هر

تواند خاك، نمیهايگیویژعالوه بر این، چون ارزش د لذا سمت چپ نمودار در عدد صفر به پایان منفی باش

). 2000بریجدا و همکاران (رسد میضریب تغییرات که معیاري از تغییرپذیري نسبی

کسر متابولیکی و در مورد کمترینpH در مورداست تواندمیpH ضریب تغییرات کم در ه وود ببیشترین

این ناشی از اثر عوامل ذاتی مانند مواد مادري در رفتاردر سهم در حالی که ضریب تغییرات زیاد باشدمتغیر

وامل مدیریتی تواند ناشی از اثر ترکیبی عمیمتابولیکی و ) هاي متفاوت از اراضیمصرف کود و کاربري(

مانند پستی و بلندي، تغییرات شدید بافتی (عوامل ذاتی در این منطقه )و پوشش گیاهیو وضعیت زهکشی

-گیویژ بیولوژیکی از جمله هايگیویژ زیرا که ،باشد گیرندمیمدیریت قرار ثیر تحت تأ بوده که شدیداهایی

در بیشتر موارد متغیرهاي با ). 1386آبادي شکل(از توزیع درصد50تر از بیش)CV (ضریب تغییرات

تبدیل لگاریتمی ه و نرمال برخوردار بودفراوانی غیر CVنرمالیتی، ها عالوه بر کاهش چولگی و بهبود داده

) 2000(بریجدا و همکاران .)1جدول(را نیز کاهش داد ا در کاهش چولگی، نزدیک ه تبدیل داده نشان دادندنیز

.ثر است مؤCVها به توزیع نرمال و کاهش شدن داده خاك هايگیویژ چولگی با تفکیک و CVهاي آماره

جدول (کاهش پیدا کرد به جز دشت لندفرمبر پایه واحد تواند نتیجه خاك میهايگیویژتغییرپذیري در . )2

گذاري و یا اختالف در هاي رسوبتغییر در محیطهاي مراحل خاکسازي یا هیدرولوژیکی در لندفرم

، بریجدا و 2009ممتاز و همکاران (مختلف نیز باشد همچنین ). 1999 و یانگ همکاران 2000 همکاران

ورزي عملیات کشاثیرتواند تحت تأ خاك میهايگیویژهاي زهکشی محدودیتمثل آبیاري، مصرف کود و یا

روي روي و پیشل باال بودن سطح آب زیرزمینی، پسمثدر ).2009ممتاز و همکاران (گیرد آب دریاچه قرار

دار و توزیع فراوانیچولگی متغیرها معنی دشت لندفرمی دلیل تغییرات شدید ناش بهنرمال بودند که احتماالغیر

همچنین . باشدمی لندفرمهاي مختلف در این از کاربريدر این واحد نوسانات آب زیرزمینی و تغییرات شدید

شوري و کاهش در بافتی نیز باعث تغییرات زیاد ي پارامترهابه دنبال آنپوشش گیاهی گردیده که

چراي ،عالوه بر این. دهدثیر قرار می را تحت تأبیولوژيها باعث کاهش و نوسان این دامشدید و کنترل نشده

.متغیرها شده است


خاك منطقه مطالعه شدهو شیمیایی بیولوژیکهاي گیویژتوصیفی پارامترهاي آمار-1جدول CV کشیدگی چولگی حداکثر حداقل واریانس انحراف معیار میانگین واحد خصوصیت

mgCO2/g تنفس میکروبیsoil day

33/0 22/0 05/0 07/0 81/1 76/3 13/20 7/66 لگاریتم تنفس میکروبی

- 36/1- 56/0 31/0 22/3- 58/0 19/0 61/1 2/41

/ mg Cmic کربن بیوماس100gsoil

074/0 034/0 001/0 01/0 22/0 55/1 14/4 5/46 لگاریتم کربن بیوماس

- 57/2- 39/0 152/0 91/3- 47/1- 19/0- 31/1 2/15

سهم میکروبی

mgCmic. /gCorg.

3/10 97/6 64/48 03/1 38/41 66/1 14/4 7/67

لگاریتم سهم میکوبی

- 12/2 698/0 488/0 12/0 73/3 46/0- 12/0 9/32

/ mgC-CO2 متابولیکیسهمgCorg.hr

58/0 334/0 112/0 011/0 74/1 49/1 29/2 6/57 لگاریتم

متابولیکیسهم- 702/0- 551/0 304/0 21/2- 554/0 06/0- 14/0 5/78

pH

- 7/7 36/0 13/0 86/6 17/9 49/0 24/2 5 LogpH - 04/2 05/0 002/0 93/1 22/2 23/0 63/1 2 هدایت dS/m 95/15 36/27 57/748 46/0 1/109 612/1 373/2 112 الکتریکی

لگاریتم هدایت الکتریکی

- 76/2 63/1 67/2 58/0- 69/4 510/0- 015/1- 71

99 16/12 33/3 4/6 19/0 05/1 03/1 04/1 % کربن آلیلگاریتم کربن

آلی- 48/0- 81/0 65/0 22/3- 83/1 21/0 58/1 --


لندفرم بیولوژیکی خاك در داخل واحدهاي هايویژگیی از برخ توصیفی پارامترهاي آمار- 2جدول CV شیدگیک انحراف معیار از چولگیانحراف چولگی واریانس میانگین میانه نمازمین خصوصیت

تنفس میکروبی

mgCO2/g soil day

H

P.P

L.L

R.A.P

P

232/0 3045/0 3605/0 2820/0 3605/0

2250/0 2850/0 3000/0 2300/0 300/0

006/0 017/0 023/0 035/0 067/0

303/0 483/0 859/0 092/2 626/3

845/0 512/0 845/0 913/0 306/0

0758/0 13073/0 15281/0 18580/0 25863/0

241/1- 104/0- 602/0 487/4 192/17

6/32 9/42 3/42 8/65 6/71

کربن بیوماسmg c/100

g soil

H

P.P

L.L

R.A.P

P

0550/ 0620/0 0800/ 0600/0 0777/0

0500/0 0600/0 0850/ 0700/0 0700/0

002/ 001/0 001/0 000/0 001/0

385/1 021/0 815/0- 382/0- 727/1

845/0 512/0 845/0 913/0 306/0

04087/0 02285/0 02366/0 01871/0 03653/0

816/2 612/0- 339/1 898/2- 092/4

5/74 1/37

30 2/31 8/46

سهم میکروبیmgCmic.

/gCorg.

H

P.P

L.L

R.A.P

P

788/8 819/10

3567/8 506/12 289/10

405/7 205/11

8550/6 070/12

6200/8

223/37 818/43 544/39 639/28 350/55

534/0 965/0 022/1 574/0 012/2

845/0 512/0 845/0 913/0 306/0

1011/6 619/6 2884/6 3516/5 4398/7

685/1- 021/1 375/0 202/1 610/5

43/69 18/61 25/72 79/42 31/72

سهم یکمتابول

mgC-CO2 /gCorg.hr

H

P.P

L.L

R.A.P

P

5632/0 6292/0 4763/0 6416/0 6292/0

5500/0 5430/0 4665/0 3740/0 5430/0

112/0 121/0 043/0 381/0 121/0

574/0 296/1 888/0 129/2 296/1

845/0 512/0 845/0 913/0 512/0

3345/0 3476/0 2064/0 6172/0 3476/0

271/0 506/1 771/0 628/4 506/1

39/59 24/55 33/43 20/96 24/55

pH H

P.P

P

R.A.P

L.L

82/7 81/7 67/7 66/7 51/7

87/7 80/7 63/7 66/7 66/7

02/0 05/0 17/0 01/0 14/0

65/1- 44/0 78/0 07/0 72/0-

845/0 512/0 310/0 913/0 845/0

13/0 21/0 41/0 11/0 37/0

44/2 71/0- 03/2 82/2- 98/1-

1 2 5 1 4

هدایت الکتریکی

dS/m

H

P.P

P

R.A.P

L.L

69/0 53/5 20/31 71/7 02/36

68/0 80/0 90/24 91/6 75/25

03/0 67/134 00/697 65/34 10/1091

25/0- 27/2 31/1 04/0 48/1

845/0 512/0 310/0 913/0 845/0

16/0 60/11 40/26 88/5 03/33

25/1- 79/3 43/1 52/2- 10/2

23 209 84 76 5

آلیکربن%

H

P.P

P

R.A.P

L.L

86/0 75/0 16/1 52/0 42/1

92/0 58/0 78/0 58/0 07/1

14/0 22/0 46/1 03/0 95/0

36/0- 77/1 01/3 57/0- 53/1

845/0 512/0 310/0 913/0 845/0

38/0 46/0 21/1 18/0 97/0

15/0- 01/3 27/9 18/2- 10/2

44 61 104 34 68

H: ه، تپP.P : اي، هدشت آبرفتی دامن L.L : ،اراضی پستR.A.P : اي، دشت آبرفتی رودخانه P :دشت


تحلیل همبستگی مکانیتغییرنما و معیارهاي انتخاب پارامترهاي نیم

بیولوژیکی در هايگیویژمدل و کنترل اعتبار براي دهد نتایج نشان می. آورده شده است3جدول ماس،، کربن بیو، کربن آلی تنفس میکروبیهايپارامتر

pHسهم میکروبی و و از مدل کروي و هدایت الکتریکی شکل ( کننداي پیروي می متابولیکی از مدل قطعهسهم

مکانی متغیر کننده وجود ساختار مدل کروي بیان. )2عدم دهنده اي نشانقطعهاست در صورتی که مدل

ت و استقالل وابستگی مکانی، تصادفی بودن تغییرا- برداري، آمادهر اثر خطا در نمونهبباشد که متغیرها می

نشان و همچنین گیري خواص ها و اندازهسازي نمونهاي کمتر از حداقل فاصله وجود تغییرات در فاصلهدهنده ).1983ویلدینگ و درس ( شودمی ایجادبرداري نمونه

هاي مورد مطالعهبیولوژیکی خاكهاي گیویژهاي اعتبار براي تغییرنما و آماره پارامترهاي مدل نیم-3جدول

مدل واحد خصوصیت اثر ايقطعه

سقفدامنه تأثیر

نسبت همبستگی

کالس R2 ME RMSE RSS همبستگی

تنفس میکروبی

mgCO2/g soil day

کروي

09/0 32/0

1500

1/28

متوسط

42/0

0044/0

227/0 004/0

/ mgCmic کربن بیوماس100g soil 003/0 0331/0 -0035/0 42/0 متوسط 55 3000 2/0 11/0 کروي

سهم میکروبی

mgCmic /gCorg.

قطعه اي

17/0

17/0

----

---

-

03/0

6432/0

119/7 005/0

سهم متابولیکی

mgC-CO2 /gCorg.hr

قطعه اي

35/0

37/0

----

-

-

174/0

0293/0

3464/0 005/0

کربن آلی 0174/0 013/1 -033/0 514/0 متوسط 5/41 2270 65/0 27/0 کروي %

هدایت الکتریکی

dS/m

61/1 45/22 1/9 867/0 قوي 4 7100 6/2 09/0 کروي

pH - 002/0 4016/0 029/0 806/0 قوي 3/8 1600 02/0 01/0 کروي


کربن بیوماس تنفس میکروبی

سهم میکروبی متابولیکیسهم

pH %کربن آلی

در منطقه مورد مطالعهگیریشده اندازههايگیویژنیم تغییرنماي 2شکل

متر براي تنفس میکروبی 1500ثیر تغییرنماها از منه تأداجدول ( باشد براي کربن بیوماس در نوسان می3000تا متابولیکی و سهم میکروبی با سهم براي ثیردامنه تأ. )3

مشخص دقیقااي ي اثر قطعهتغییرنماتوجه به مدل نیم سهمنبوده و باید در فاصله کمتر براي سهم میکروبی و

کربن متغیر. برداري صورت پذیردلیکی نمونهمتابوبا توجه به نسبت همبستگی و تنفس میکروبی بیوماس

این وهاز وابستگی مکانی متوسطی برخوردار بوداست که این متغیرها به شدت مسئله بیان کننده این باشند،مطالعه میذاتی و مقیاس تحت تأثیر عوامل غیر

mgC-CO2 /gCorg.hr mgCmic./gCorg.

mgCO2/g soil day

(m) (m)

(m)

Mg C/100 g soil

Distance (m) Distance (m)




تر گردد وابستگی بزرگ مقیاس بکار رفته اگربطوریکه وانگ و همکاران ( تري را نشان خواهند دادمکانی قوي

2009.(

مورد مطالعههايگیویژبندي پهنه هـاي گـی ویژهاي توزیع مکانی مربوط به نقشه

نـشان 3بیولوژیکی خاك منطقه مورد مطالعـه در شـکل شان دهنـده توزیع مکـانی کـربن آلـی نـ . داده شده است

هاي منطقه به علت شوري بـاال آن در خاك کمبود میزان ایــن مــسئله در ). 3شــکل (و پوشــش گیــاهی کــم اســت

و دلیـل ایـن امـر اسـت مناطق زیر کشت بیشتر مشهود هاي شـور ماننـد وجود پوشش گیاهی مخصوص خاك

باشـد کـه در هـاي کـشت نـشده مـی سالسوال در بخـش تجمع مـواد آلـی در . مناطق کشت شده حذف شده است

- نقطه وسط منطقه به علت قرار گـرفتن محـل نمونـه دو-ها بوده است که بـه عنـوان داده دامبرداري در توقفگاه

ناحیـه مـورد همچنـین در . هاي پرت باید منظـور گـردد الگوي پراکنش نیتـروژن نیـز مـشابه کـربن آلـی مطالعهــاران (اســت ــر و همک ــی ف ــدزمانی و . )1389فروغ محم

که توزیـع مکـانی ازت کـل نشان دادند ) 1386(همکاران .داراي الگوي مشابه با کربن آلی است

توزیع مکانی سهم میکروبی از روند خاصـی پیـروي هـاي مـوزائیکی ده و توزیع مکانی آن به صورت لکه نکر

مـدل . شـود متعدد با تغییرات تصادفی در شکل دیده می -اي پیروي مـی نیم تغییر نماي این متغیر نیز از اثر قطعه

ود که نشان دهنـده عـدم وجـود وابـستگی مکـانی و نمتغییرات تصادفی و استقالل آن در مقیاس مطالعه مـورد

سهم میکروبی زیاد نشان دهنـده پویـایی .استفاده است کوچک بودن سهم میکروبی در . باشدکربن آلی خاك می

کربن آلی در خـاك هاي مورد مطالعه بیانگر ذخیره خاكبی زیادتر شود، احتمال اتـالف هر چه سهم میکرو . است

کربن آلی بیـشتر اسـت گرچـه فعالیـت میکروبـی خـاك سـهم میکروبـی زیـاد همچنـین بیـانگر . یابـد افزایش می

ایـن .حضور مواد آلـی سـهل الوصـول در خـاك اسـت مربوط به وضعیت خاك از لحاظ شـوري مسئله احتماال

و سدیمی بودن باالي خاك باشد کـه سـبب فعالیـت کـم . بی خاك گردیده استمیکرو

در منطقه مورد مطالعه توزیع مکانی تنفس میکروبی به نسبت کم در سرتاسر منطقه نشان داد که مقدار آن

دلیل آن پوشش گیاهی کم، احتماال. )3شکل ( باشدمیباال بودن شوري و سدیمی، تغییرات شدید بافتی و

) 2007(نگ و همکاران او. بوده استزهکشی نامناسب 28زار دست خورده را دت تنفس خاك در چمنش

. زار دست خورده گزارش کردنددرصد کمتر از چمنبیان ) 1997(و استوتزکی ) 1993(آندرسون و دامش

داشتند که رابطه نزدیکی بین خواص میکروبی خاك با ، ماده آلی و بافت pHاز جمله خاك هايویژگیسایر

هم مکانی سرسد که توزیع به نظر می.وجود دارد ثیر لندفرم نیستندمیکروبی و تنفس میکروبی تحت تأ مقدار بیشترین داد که توزیع مکانی کربن بیوماس نشان

ناحیــه مــورد مطالعــه قــرار دارددر جنــوب و غــرب آن بـا مـشابه توزیع مکانی کربن بیوماس تقریبـا .)3شکل (

فروغی فـر و ( استتوزیع مکانی ماده آلی، فسفر و ازت ــع مکــانی کــربن ). 1389ران همکــا ــر آن توزی عــالوه ب

در . تطـابق دارد اراضـی پـست لندفرم واحدبیوماس با ، کمتر pHبدلیل بافت رسی و مناطق پست و بدون شیب

ــدار ــش مق ــاس بی ــربن بیوم ــز. ر اســتتک ــا و -دی راوینثیر کربن آلی خاك بر تعداد و فعالیت تأ )1988(همکاران

نیـز از pH. رش کردنـد بیوماس میکروبـی خـاك را گـزا ثر بر کربن بیوماس است به طـوري کـه جمله عوامل مؤ

5/6 برابـر بـا pH فعالیت بیوماس میکروبی در بیشترین مطالعه مورد منطقه در). 1387پور علی(افتد اتفاق می

کمتــر pHنیــز بیــشترین کــربن بیومــاس در نــواحی بــا . شودمشاهده می


pH کربن آلی %

گیري شده به روش کریجینگهاي اندازهگیویژهاي پراکنش نقشه-3شکل

راهنما راهنما

mgC-CO2 /gCorg.hrسهم متابولیکی mg C/100 g soilکربن بیوماس

.mgCmic./gCorg سهم میکروبی

mgCO2/g soil dayتنفس میکروبی


) 3شـکل (الگوي توزیع مکانی سـهم متـابولیکی مـورد مطالعـه ناحیـه و شـمال نشان داد که در جنـوب

در ایـن . مقدار این متغیر بیـشتر از منـاطق میـانی اسـت نواحی، در لندفرم دشت به دلیل کشت و کار و رس زیاد و در لندفرم دشت دامنـه سـنگریزه و آهـک زیـاد باعـث تراکم خاك گردیده است، که این مسئله در نقشه توزیـع

فـر و فروغـی ( شـود نیز دیده مـی MWD و Bdمکانی چنین در مناطق کشت شده نیز سهم هم). 1389همکاران

کایسر و . باشدمتابولیکی نسبت به دیگر مناطق کمتر می هـاي افزایش سهم متـابولیکی در خـاك ) 1991(همکاران

. متراکم حاصل از شخم را با ادوات سنگین نشان دادنـد نیز میزان افزایش محصول با ) 1991(اینسام و همکاران

آگنلــی و . انــدتــابولیکی کمتــر را گــزارش نمــودهســهم مهم دریافتند که سهم متابولیکی بیـشتر، ) 2001(همکاران

نشانگر فراهمی کمتر عناصر غذایی خاك است

گیرينتیجههـا در دشـت تبریـز بـر اسـاس بنـدي خـاك گروه این تحقیـق . ها گردید باعث بهبود نرمالیتی داده هالندفرم

ــشان داده اســت ت ــع ن ــذیري و توزی ــژغییرپ هــايگــیویــوژیکی ــه عمــدتاخــاك بیول کــاربري اراضــی، نحــوه ب

هـاي و محـیط فرایندهاي هیدرولوژیکی مدیریت، لندفرم، pH هاي خاك گیویژ از بین .وابسته است گذاري، رسوب

کمترین ضـریب تغییـرات و هـدایت الکتریکـی بیـشترین ــرات را ــتضــریب تغیی ــاي . داش ازEC و pHمتغیره

و کربن تنفس میکروبی ،، کربن آلی وابستگی مکانی قوي و سهم میکروبـی و از وابستگی مکانی متوسط بیوماس

. بودنـد ن برخـوردار متابولیکی از وابـستگی مکـانی سهم تحـت نتایج نشان داد که وابستگی مکانی متغیرها عمدتا

نــوع کــاربري، مــدیریت و ذاتــی مثــل غیرثیر خــواص تــأهاي توزیـع نقشه. است وشیمیایی خاك فیزیک هايگیویژ

مکــانی نــشان دادنــد کــه واحــدهاي لنــدفرم و کــاربري متغیرهـا برخی اراضی از عوامل کلیدي در توزیع مکانی

یی مانند سهم هرچند که متغیرها باشند،میدر این منطقه متابولیکی و کربن آلی در مقیاس مورد سهممیکروبی و

ــشان اســتفاده الگــوي مشخــصی از توزیــع مکــانی را ندر راستاي شمال بـه جنـوب نتایج نشان داد که .ندادند

تجمـع امـالح و رس بیـشتر و ،با کاهش ارتفـاع و شـیب باعث کـاهش کمبود مواد آلی . شودکیفیت خاك بدتر می

توانـد و در نتیجه این امر مـی شده هاي میکروبی فعالیت .قابلیت تولید را نیز تحت تأثیر قرار دهد

قدردانیتشکر و

پژوهـشی دانـشگاه محتـرم بدینوسیله از معاونـت به خاطر تامین هزینـه ایـن تحقیـق و از مـسئولین تبریز

دانشکده و کارشناسان آزمایـشگاه خاکـشناسی ارجمند .گرددبه دلیل همکاري در انجام آزمایشات تشکر می


طرح مطالعاتی سد مخزنی آجی چاي برروي . یمه تفصیلی دقیق دشت تبریزگزارش مطالعات خاکشناسی ن. 1375نام ، بی .وزارت نیرو شرکت سهامی آب منطقه اي آذربایجان شرقی. ودخانه آجی چاي و ایجاد شبکه آبیاري و زهکشیر

کشاورزي علوممجله . هاي جنگلیآمار در مطالعات خاكکاربرد تکنیک زمین. 1386 ر، و رحمانیج محمدي ،م س سینی .37تا 25هاي صفحهجلد چهارم،شماره اول،ویژه نامه منابع طبیعی.و منابع طبیعی

تغییرپذیري برخی ازخصوصیات کیفی خاك سطحی درمقیاس زمین نما دراراضی مرتعی . 1383 ح ، رخی ح و خادمی .73 تا 59هاي فحهص .مجـله علوم و فـنون کشـاورزي ومنـابع طبیعی. شهرستان سمیرماطـراف


مقدارذخیره کربن و طبقه بندي خاك، مدت بر قرق دراز پوشش گیاهی و بررسی نقش اقلیم و .1386 ، م شکل آبادي .صفحه190 .دانشگاه صنعتی اصفهان .پایان نامه دکتري .کربن آلی کیفیت خاك و نیتروژن،

هاي شاخص برخی از مدت بر ازقرق در ثیرتأ .1386 ف، نوربخش وم کریمیان اقبال ، حخادمی م، شکل آبادي .منابع طبیعی سال یازدهم فنون کشاورزي و مجله علوم و. مراتع زاگرس مرکزي بخشی از بیولوژیکی خاك در

.116تا 103 هايفحهص).الف (41شماره

انشکده هاي کیفی سالمت خاك در ایستگاه تحقیقاتی کرکج دثیر نوع کاربري اراضی بر شاخصتأ. 1387 ل، پور آبدارعلی . صفحه95. دانشگاه تبریز. پایان نامه کارشناسی ارشد. کشاورزي تبریز

تغییرات مکانی بعضی .1389 ن،گردوات ون تومانیان ، نعلی اصغرزاد ، حترابی گلسفیدي ، ع لجعفرزاده ح، فروغی فردر دست . کشاورزيمجله دانش. هاي مختلف دشت تبریزاز خصوصیات فیزیکی و شیمیایی خاك سطحی در لندفرم

چاپ

بخشی از گندم در بررسی تغییرات مکانی خصوصیات خاك و عملکرد .1386 ف، خرمالی وش ایوبی س، محمدزمانی شماره چهلم .سال یازدهم .فنون کشاورزي ومنابع طبیعی مجله علوم و .اراضی زراعی سرخنکالنه استان گلستان

.92 تا 79 هايفحهص ).الف(

Anonymus, 1990. SPSS Reference Guide. Parson Education Limited, Chicago IL.

Alvarez R, and Lavado RS, 1998 .Climate organic matter and clay content relationships in the Pampa and Chaco soils, Arjentina. Geoderma 83: 127-141.

Agnelli A, Uolini FC, Corti G and Pietramellara G, 2001. Microbial biomass C and basal respiration of fine earth and highly altered rock fragments of two forest soil. Soil Biol Biochem 33: 613-620.

Anderson JPE, 1986 .Soil respiration .Pp: 831-872. In: Page AL, Miller RH and Keeney DR (Eds.), Methods of Soil Analysis. Part 2 , Soil Sci Soc of Am, Madison, WI.

Anderson TH and Domsch KH, 1989. Ratios of microbial biomass carbon to total organic caebon in arable soils. Soil Biol Biochem 21: 471-479.

Anderson TH, 2003. Microbial eco-physiological indicators to assess soil quality. Agric Ecosyst Environ 98: 285-293.

Ben-Asher J, Cardon GE, Peters D, Rolston DE, Biggar JW, Phene CJP and Ephrath JE, 1994. Determining root activity distribution by measuring surface dioxide fluxes. Soil Sci Soc Am J 58: 926-93.

Boudot FJP, Bel Hadje BA and Chone T, 1986. Carbon mineralization in andosols and aluminum rich highland soils. Soil Biol Biochem 18: 457-461.

Brejda JJ, Moorman TB, Smith JL, Karlen DL, Allen DL and Dao TH. 2000. Distribution and variability of surface soil properties at a regional scale. Soil Sci Soc Am J 64: 974-982.


Bremner JM and Mulvaney CS, 1986. Nitrogen – Total. Pp: 595-622. In: Page AL, Miller RH and Keeney DR (Eds.). Methods of Soil Analysis. Part 2 , Soil Sci Soc of Am. Madison, WI.

Brookes PC, 1995. The use of microbial parameters in monitoring soil pollution by heavy metals. Biol Fertil Soil 19: 269-279.

Burgess TM and Webster R, 1980. Optimal interpolation and isarithmic mapping of soil properties: I.The variogram and punctual kriging. J Soil Sci 31:315-331.

Cambardella CA, Moorman TB, Novak JM, Parkin TB, Karlen DL, Turco RF and Konopka AE. 1994. Field-Scale variability of soil properties in central Iowa soils. Soil Sci Sco Am J 58: 1501-1511.

Carter MR, 2002. Soil quality for sustainable land management: Organic matter and aggregation interactions that maintain soil functions. Agron J 94: 38-47.

Daiz-Ravina M, Caraballas T and Acea MJ, 1988. Microbial biomass and activity in four acid soils. Soil Biol Biochem 20: 817-823.

Horwath WR and Paul EA, 1994. Microbial biomass. Pp. 753-773. In: Buxton DR(Ed). Methods of Soil Analysis, Part 2: Microbiological and Biochemical Properties. Soil Sci Soc Am. No. 5. Madison WI.

Insam H, Michell CC and Dormaar JF, 1991. Relationship of soil microbial biomass and activity with fertilization and crop yield of three ultisols. Soil Biochemitry 23: 459-464.

Islam KR and Weil RR, 2000. Soil quality indicator properties in mid-Atlantic soils as influenced by conservation management. J Soil Water Conserv 55: 69-78.

Kaiser EA, Walenzik G and Heinemeyer O, 1991. The influence of soil compaction on decomposition of plant residues and on microbial biomass. Pp. 207-216 In: Wilson WS(Ed). Advances in soil organic matter research. The impact on agriculture and environment. R Soc Chem Cambridge, Special Pub 90.

Lal R, 2006. Impacts of climate on soil systems and of soil systems on climate. Pp. 617-636. In:Uphoff N, Ball AS, Palm C, Fernandes E, Pretty J, Herren H, Sanchez P, Husson O, Sanginga N and Laing M (Eds). Biological Approaches to Sustainable Soil Systems, Taylor & Francis Group. Boca Raton.

Li X and Sarah P, 2003. Arylsulfatase activity of soil microbial biomass along a Mediterranean-arid transect. Soil Biol Biochem 35: 925-934.

Luken JQ and Billings WD, 1985. The influence of microtopographic heterogenity on carbon dioxide efflux from a sub-aractic bog. Holarcttic Ecol 8:306-312.

Miller MP, Singer MJ and Nielson DR, 1988. Spatial variability of wheat yield and soil properties on complex hills. Soil Sci Soc Am J 52:1133-1141.


Momtaz HR, Jafarzadah AA, Torabi H, Oustan Sh, Samadi A, Davatgar N, and Gilkes RJ, 2009. An assessment of the variation in soil properties within and between landforms of Amol region, Iran. Geoderma 149:10-18

Nael M, Khademi H and Hajabbasi MA, 2004. Response of soil quality indicators and their spatial variability to land degradation in central Iran. Appl Soil Ecol 27:221-231.

Nelson BW and Sommers LE, 1986. Total carbon, organic carbon and organic matter. Pp:539 - 577. In: Page AL, Miller RH and Keeney DR (Eds). Methods of Soil Analysis. Part 2. Soil Sci Soc of Am, Madison WI.

Quine TA and Zhang Y, 2002. An investigation of spatial variation in soil erosion, soil properties and crop production within an agricultural field in Devon, UK. J Soil and Water Conserv 57:50-60.

Ria B and Sirvastava AK, 1981. Studies on microbial population of a tropical dry deciduous forest soil in relation to soil respiration. Pedobiol 22: 185-190.

Rhoades JD, 1986. Soluble salts. Pp.167-179. In: Page AL, Miller RH and Keeney DR (Eds). Methods of Soil Analysis. Part 2. Soil Sci Soc of Am, Madison WI.

Sarah P, 2006. Soil organic matter and land degradation in semi-arid area, Israel. Catena 67: 50-55.

Schoenholtz SH, Van Miegroet H and Burger JA, 2000. A review of chemical and physical properties as indicators of forest soil quality: Challenges and opportunities. Forest Ecol Manag 138: 335-356.

Seto M and Yanagiya K, 1983. Rate of CO2 evolution from soil in relation to temperature and amount of dissolved organic carbon. Jap J Ecol 33: 199-205.

Singh UR and Shukla AN, 1977. Soil respiration in relation to mesofaunal and microfloral populations during rapid course of decomposition on the floor of a tropical dry deciduous. Forest Rev Ecol Biol Soil 14:363-370.

Sparling GP, 1992. Ratio of microbial biomass carbon to soil organic carbon as a sensitive indicator of changes in soil organic matter. Aust J Soil Res 30: 195-207.

Steinberger Y, Zelles L, Bia QY,van Lutzow M and Munch JC, 1999. Phospholipid fatty acid profiles as indicators for the microbial community structure in soils along a climatic transect in the Judean Desert. Biol Ferti Soils 28: 292-300.

Stotzky G, 1997. Soil as an environment for microbial life. Pp.1-2. In: van Elsas JD, Trevors JT and Wellington EMH(Eds.). Modern Soil Microbiology. Dekker, New York.

Utset A, Lopez T and Diaz M, 2000. A comparison of soil maps, Kriging and a combined method for spatially prediction bulk density and field capacity of Ferralsols in the Havana-Matanza Plain. Geoderma 96: 199-213.

Vieira SR and Paz Gonzalez A, 2003. Analysis of the spatial variability of crop yield and soil properties in small agricultural plots. Bragantia Campinas 62:127-138.


Wang W, Guo J, and Oikawa T, 2007. Contribution of root to soil repiration and carbon balance in disturbed and undisturbed grassland communities, Northest China. J Bio Sci 32:375-384.

Wang Lin, WU Jia-Ping, Liu Yan-Xuan, Huang Hui-Qing and Fang Qian-Fang, 2009. Spatial variability of micronutrients in rice grain and paddy soil. Pedosphere 19:748-755.

Wilding LP and Dress LR, 1983. Spatial variability and pedology. Pp: 83-116 In: Wilding LP, Smeckand NE and Hall GF (Eds). Pedogenesis and soil taxonomy. I. Concepts and interactions. Elsvier Science Pub. London.

Young FJ, Hammer RD, Larsen D, 1999. Freqency distribution of soil properties on a loess- manted Missouri watershed. Soil Sci Soc Am J 63:178-185.

Zar JH, 1974. Biostatistical Analysis. Huang Prentice-Hall, Englewood Fang Cliffe, NJ.

Zhang XY, Sui YY, Zhang XD, Meng K and Herbert SA, 2007. Spatial variability of nutrient properties in black soil of northeast China. Pedosphere 17:19-29.


یخشکسال یطشرا در یاسو مصرف آب کردن ینهبه 2 و سامیه رئیسی*1پریسا شاهین رخسار

28/5/90 : تاریخ پذیرش 16/11/89: تاریخ دریافت

مرکز تحقیقات کشاورزي و منابع طبیعی استان گیالن بخش تحقیقات فنی و مهندسی کشاورزي، ،عضو هیئت علمی -1 مرکز تحقیقات کشاورزي و منابع طبیعی استان گلستانصالح و تهیه نهال و بذر، اتحقیقات بخش ، عضو هیئت علمی-2

:[email protected]مسئول مکاتبه *

یدهچکمتحمل آب جدید منابع گسترش و ابدی یم افزایش روز به روز کشاورزي محصوالت تولید براي آب کمبود

و استفاده یریتمد بهبود يبرا یمهم گام یاريآب کم به یاهانگ ارقام مختلف العمل عکس یبررس .تاس زیادي يها نهیهزدر یاريآب مختلف کم هاي یمرژنسبت به یاسودو رقم العمل عکس یابیارز آزمایش به منظور ینا .باشد یمب از آینهبه

خرد شده در قالب يها کرت به صورت یشآزما. یدگرد گرگان اجرا يکشاورز اتیقتحق یستگاهادر ) 1385 (یزراعسال و یاصل به عنوان عامل یآب یازن درصد 100 و 75 ،50 یاريآب یمارت با سه تکرار شامل سه یتصادف کاماليها بلوكطرح

در نظر یفرععنوان عامل ه ب )با رشد نیمه محدوددیر رس ( دي پی ایکسو ) زود رس با رشد نامحدود( یدهسپدو رقم و ارتفاع بوته، تعداد گره، تعداد غالفي برعنی دار مبه طور) درصد50آبیاري (نتایج نشان داد تنش خشکی . ندشده گرفت

75یاري آبو درصد 100 یاريآب بین يا مالحظهاختالف قابل از این نظر، همچنین. گذاشتمنفی تأثیر محصول عملکرد تأثیر مستقیم بر روي ، تعداد شاخه فرعی، تعداد غالف و وزن هزار دانه بیشتربا دي پی ایکسم رق. درصد مشاهده نشد

مصرف آب ییآر کا با دي پی ایکس رقم ینهمچن. عملکرد گذاشت و منجر به افزایش عملکرد نسبت به رقم سپیده شدتحمل تنش خشکی در مقابل ) مکعب بر متر یلوگرمک 66/0 (یدهسپ با رقم یسهمقادر ) مکعب بر متر یلوگرمک 88/0 (یشترب

.از خود نشان دادنسبتا خوبی

، عملکردیاسو ،یخشک، تنش یاريآب: یديکلهاي واژه


1390سال / 4 شماره 21جلد / آب و خاكنشریه دانش شاهین رخسار و رئیسی 54

Optimization of Water Consumption of Soybean under Drought Conditions

P Shahinrokhsar1* and S Raeisi2

Received: 05 February 2011 Accepted: 19 August 2011 1Scientific Member, Agric. and Nat. Resour. Res. Centre, Guilan Province, Iran 2Scientific Member, Agric. and Nat. Resour. Res. Centre, Golestan Province, Iran *Corresponding author: Email: [email protected]

Abstract

Water scarcity for agricultural productions increases steadily and development of new water

resources incurs heavy cost. Study on the reaction of different crops to deficit irrigation is an

important step for improving management and optimal use of water. To evaluate the response of

two soybean cultivars to different irrigation regimes, the current research was conducted in the crop

year 2006 in Gorgan research station. The experiment was arranged in a randomized complete

block design as split-plot with three replications. Irrigation treatments of 100 (I100), 75 (I75) and 50

(I50) percent of the irrigation requirement comprised main plots and the subplots were two soybean

cultivars: DPX (semi determinate and late maturity) and SEPIDEH (indeterminate and early

maturity). Results showed that drought stress (I50) had negative significant effec on: node number,

plant height, pod number and yield. Furthermore, there was no significant difference between I100

and I75. DPX cultivar by producing higher number of branches, pods and seed weight led to an

increase in yield compared to the SEPIDEH. Moreover DPX cultivar with greater water use

efficiency (0.88 kgm-3) than to SEPIDEH cultivar (0.66 kgm-3) would consume less irrigation water

for the same yield and might be more tolerant to water deficit.

Key words: Drought stress, Irrigation, Soybean, Yield

مقدمه، لزوم کشور منابع آب در یتمحدودبا توجه به

هر واحد ياز به عملکرد یشافزا یقطر از یدتول یشافزا یاريآب یزير برنامه و رد ضرورت دایمصرفآب

در یاري آبمقدار مناسبتأمین تنظیم و با تواند یم مصرف آب ییکارا یشافزا سبب ،مراحل رشد گیاه

یهپا بر یزراع یاهگ هر یینها عملکرد یگرد از طرف .گردد .گردد یم یینتع رشد یطمح و یاهگ یپتوژن برهمکنش

کردعمل ي کننده یینتع یطیمح عوامل ینتر مهم از یکی

به منظور حفظ یاريآب. استخاك یرطوبت یتوضعدانه، مطلوب و به یتوضعدر محیط ریشه خاك رطوبت در طول فصل یاهدر گ یرطوبت تنش یدنرسانحداقل

).2002 همکاران و ینیکومود( گیرد یمرشد صورت دارند نقش دانه عملکرد تعیین در که زایشی فرآیندهاي

شدن پر و در غالف دانه ،غالف ،گل تشکیل از عبارتند قرار تنش رطوبتی تأثیر تحت ها آن ي همه که دانه به تنش رطوبتی از ناشی عملکرد کاهش میزان .گیرند می


55 یخشکسالیط شرایا در سوینه کردن مصرف آب به

دارد بستگی آب کمبود شدت گیاه، نمو ي مرحله ژنوتیپ،. )1984 همکاران و ثاسپا ، 1983 همکاران و کورت(

را بر رشد یاريآب دور یرتأث )2001( و همکاران یدگارس یاريآب دور .کردند یبررس را یاسوو عملکرد محصول

از تشتک یرتبخ متر یلیم 240 و 120، 60، 30بر اساس عملکرد بدست آمده نشان داد کهیجنتا. اعمال شدیرتبخ

کاهشیخطبه صورت یاريآب دور یشافزامحصول با ) 1984(نتایج مشابهی نیز توسط پاندي و همکاران .یافت، نسبت تنشتحت ش شد، بطوریکه عملکرد در تیمار گزار

کاهش درصد 64 به عملکرد در تیمار آبیاري مطلوب یاريآب یمارت چهار یرتأث) 2004(عبدل آل و مختار . یافت

را بر عملکرد یاهگ یآب یازندرصد 110 و 100 ،90، 80 نشان داد که یجنتا. قرار دادندیبررس مورد یاسو

بافت سبک و يها خاك در یاسوکرد عملکرد و اجزاء عمل مثبت داشته و یهمبستگ یاريآب دور یشافزاکم عمق با

وزن هزار یرنظ اجزاء عملکرد یکهبطور. یابد یم یشافزا يدار یمعن به طور یآب یازن درصد 120 یمارت دردانه

و یزانلوا یبررس . بودیآب یازن درصد 80 یمارت از یشترب یاسو يتجار ارقام العمل کسع يروبر ) 1384(همکاران

نشان داد که ،مختلف رشدبه تنش کمبود آب در مراحل عملکرد بذر تواند یم یاهگ در هر مرحله نمو یرطوبتتنش یآباز تنش یناش یبآس یشترینب. را کاهش دهدیاسو

، وزن هزار دانه، تعداد غالف در مربوط به صفات عملکرد و یاندانشپژوهش . پر شدن دانه بودزمانی و طول یاهگ

به تنش یاسو پاسخ یبررسجهت یزن) 1381(همکاران بر و یاهگ دوره رشد یانپا تا یده گلاز زمان یخشک

کل درصد 60 و 40، 20 یزانم به یرطوبت یهتخلاساس که يوجود با یدشد نشان داد که تنش ،آب قابل دسترس

، اما از یدگرد یاهگ در ارتفاع يدرصد 44سبب کاهش کاهش عملکرد دانه . نداشت دار یمعن یرتأث يآمارظر ن

و یاهگتعداد دانه در کاهش از یناشدر سطوح تنش، در تنش . بود یاهگعداد غالف در ت ووزن هزار دانه

از یشب یشیزامتوسط کاهش رطوبت خاك بر اجزاء

کاهش رشد یدشداما در تنش . داشتیرتأث یشیرواجزاء يدورهااثر )1386(یحیایی . داد رخ یزن یشیرودر اجزاء

تبخیرمتر یلیم 120و 90 ،60اساس بر مختلف آبیاري رقم سویا رقم دويرو بر " آ"کالسر تبخیتشتک ازرا محدود با رشد "یتهاب " ورشد نامحدودبا "ویلیامز"

افزایشبا که نشان داد یجنتا .مورد مطالعه قرار داد از تبخیر متر یلیم 90 به 60 مدت از یاريآب فواصل موجب یده گل شروع تا رویشی رشد ي دوره درتشتک آبیاري فواصل افزایش اما نشد عملکرد دار معنی کاهش

کاهش به تشتک از تبخیرمتر میلی 120 به 90 مدت از انجام رسد یمبه نظر . گردید منتهی عملکرد دار یمعن ارقام سویا به العمل عکسبررسی ینهزم در یقاتتحق

و آبیاري یریتمد بهبود يبرا قدم یناولنش خشکی تدر آزمایشی منظور ینبد. باشد یم از آب ینهبهاستفاده

يکشاورز یقاتتحق یستگاهادر هدف ینانیل به يراستا .گرگان انجام گرفت

ها روشمواد و

یاريآب مختلف هاي یمرژ یابیارز طرح به منظور ینا خرد شده در يها کرتبه صورت یاسو دو رقم يرو

با سه تکرار در یتصادف کاماليها بلوكقالب طرح اجرا ) 1385( یزراع سال در گرگان یقاتتحق یستگاها

درصد 50و )I1( ،75 )I2( 100 یاريآب یمارتسه . یدگرد رقم یمارتو دو یاصل فاکتوربه عنوان )I3( یآب یازن

دي و ) شده در استان گلستانیمعرفرقم () V1( یدهسپنیمه و با تیپ رشدي نامحدود یبترتبه ) V2( پی ایکس ندشده در نظر گرفتیفرع فاکتور به عنوان محدود

متر مربع که 15مساحت هر کرت آزمایشی ). 1جدول ( و متر یسانت 50 کاشت با فاصله يمتر 5 خط 6شامل

متر مرز در نظر 4 تکرارها ینب متر و یک هر کرت ینب .گرفته شد


مشخصات تیپ رشدي ارقام مورد بررسی-1دول ج

تهیوار تیپ رشدي دوره )روز(رشد

ارتفاعتیپ يند بشاخه

گروه رسیدگی

وزن هزار )گرم(دانه

رنگ کرك

رنگ گل

دي پی ایکس

نیمه محدود140-

120 پا

بلندچند

شاخه5

)دیررس( 220-180 يا قهوه بنفش

نا محدود سپیده110-

90 پا

بلندتک

شاخه3

)درسزو( 150-120 يا قهوه سفید

)2( در جدول یشآزما محل خاك یزیکیفمشخصات ، بر اسـاس نتـایج یازنمقدار کود مورد . شود یممالحظه

ــوگرمک 200آزمــون خــاك، شــامل ــار در یل ــسفر هکت ف خـالص توسـط یمپتاس هکتار در یلوگرمک 150خالص و

کـرت هـاي آزمایـشی بـه یدسـت پاش بـه صـورت د کوغرقـاب نقـشه طـرح و کـردن یـاده پپـس از . داضافه ش

خرداد 18 در تاریخ یدست، کشت به صورت ینزم کردن

ــا ــذور ب ــت ب ــان کاش ــت و در زم ــام گرف ــاکترانج يب آب. شـدند تلقیح )Rhizobium japanicum (یزوبیومر

از کـه دیـ گرد نیتأم ستگاهیاآب زیرزمینی از ازین مورد يشـور گاهشیـ آزما بـر اسـاس یفیک يبند میتقسلحاظ . قرار گرفتC1S1 کالس در کایآمر خاك

مزرعه ايیشآزما خاك محل یزیکیف مشخصات -2جدول

عمق )متر یسانت(

بافت يظاهروزن مخصوص

)ی متر مکعبسانتگرم بر ( یقیحقوزن مخصوص

)ی متر مکعبسانتگرم بر ( يا مزرعهیت ظرفرطوبت

)یوزندرصد ( دایم یپژمردگرطوبت

)ینوزدرصد ( 1/13 5/28 65/2 44/1 لوم 20-0 3/12 9/27 65/2 41/1 لوم 40-20 8/9 3/26 65/2 40/1 لوم 60-40

دي پی براي و 40میزان تراکم بوته براي رقم سپیده

قبل از . بوته در هر متر مربع در نظر گرفته شد20 ایکس شدن با تا مرحله سبزیاهانگ یاريآب یمارهايت ياجرا

سبز کالسیک ثابت یباران یاريآب یستمساستفاده از شدند و پس از آن تا پایان دوره رشد از روش آبیاري

با یاريآبعمق . استفاده شد) مرسوم منطقه (یاريشبه یشهر در عمق توسعه خاك رطوبت رساندنهدف

100 یاريآب یمارت يبرا) FC (مزرعه اي یتظرفرطوبت بقیه تیمارها ضرایب يبرامحاسبه و )1(از رابطه درصد

. اعمال شد) درصد50 و 75(مربوطه Zsifc DAd ××= − )( θθ [1]

w

bsA

ρρ

=

θfc و θi، )میلی متر (عمق خالص آبیاري dکه در آن ظرفیت رطوبت و یاريآب قبل از خاك رطوبت یبترتبه

خاك يظاهر وزن مخصوص ρb، )جزء وزنی (ايمزرعهگرم (وزن مخصوص آب wр، )مکعب متر یسانتگرم بر (

) متر میلی (یشهر عمق توسعه Dzو ) مکعبمتر یسانتبر .باشد یم

در هر آبیاري حجم آب با اسـتفاده از کنتـور حجمـی آبیـاري بـر دور ومتصل به لوله پالستیکی اندازه گیـري

. گردیدتنظیم تخلیه مجاز رطوبتی خاك درصد 50اساس کنـده و هاي آزمایـشی را کرت از آبیاري یک بوته از قبل

قبـل و بعـد خاكرطوبت . شد طول ریشه آن اندازه گیري ، از منطقـه توسـعه یوزنـ با اسـتفاده از روش یاريآباز خـشک هـا و نمونـه ینتـوز پس از و يبردار نمونه یشهر


درجــه 110 ســاعت بــا دمــاي 24( در آون هــا آن کــردن منطقـه در سـال يهـا بـارش . ردیـد گ یـین تع) گـراد یسانت

یطـ در و زمـستان رخ داد و ییزپا در یشترب اجراي طرح

آمـار . رخ نـداد يمـوثر محـسوس و یبارندگ دوره رشد .شود یم مالحظه 3ول د در ج1385بارندگی سال زراعی

)ایستگاه فرودگاه گرگان (85 سال پارامترهاي اقلیمی مربوط به زمان کشت در -3جدول ترهاي پارام اقلیمی ماه

میانگین حداقل دما

)سلسیوس(

میانگین حداکثر دما

)سلسیوس(

میانگین رطوبت نسبی

)درصد(

بارندگی )متر یلیم(

ساعات آفتابی

ساعت ( )در روز

تبخیر )متر یلیم(

1/23 8/14 اردیبهشت 7/78 1/3 5/4 7/2 9/32 5/19 خرداد 60 2 6/9 2/6 3/6 2/7 3/1 2/64 33 8/23 تیر 8/6 6/8 3/0 3/61 6/34 1/24 مرداد 8/5 5/8 4/3 4/63 33 9/21 شهریور 8/3 4/6 3/2 1/67 5/29 3/18 مهر

مراحل مختلف ) 1977 (ینسنکاوبر اساس فرم فهر و ــوژ ــف یمارهــايت هــر دو رقــم در يفنول یادداشــت مختل

يپارامترهــا یزیولــوژیکیف یدگیرســ و در زمــان یــدگرد شـمارش ده بوتـه یـق طر از یمارت هر يبرا یبررسمورد

مـصرف آب بـر پایـه یـی آر کـا . شـد یـین تعاز هر کـرت حجـم آب مکعب متر ياازبه در هکتار محصول یلوگرمک

تـاریخ برداشـت رقـم .یـد گردمحاسبه در هکتار یمصرف 1385 آبـان سـال 22 دي پی ایکس مهر و رقم 12سپیده

بـر یمارهات یانگینم یسهمقا ساده و یانسوار یهتجز. بودبـا درصـد 5 و 1 در سـطح احتمـال اساس آزمون دانکن رسـم يبـرا . انجـام شـد SAS 9.1استفاده از نرم افـزار .گردیداستفاده Excel 2003 نمودارها از نرم افزار

و بحثیجنتا

نـشان ارتفاع بوتهنتایج حاصل از تأثیر کم آبیاري بر ) P ≥ 01/0( دار اثـر معنـی ارتفـاع بوتـه داد که خشکی بر

درصـد موجـب 100 یاريآب یکهبطور). 4جدول (گذاشت نـسبت بـه ) متـر یسانت 9/98میانگین (افزایش ارتفاع بوته

جـدول (شد ) متر یسانت 3/76میانگین ( درصد 50آبیاري ن نتایج این پژوهش بـا تحقیقـات کپوقومـو و همکـارا ).5 نپورسل و همکارا و ) 1992(، هیترلی و همکاران )1990(

ی از نظـر بررسـ مـورد مارقین ا ب. دارد یخوان هم) 2000( ) P ≤05/0( ي مالحظه نـشد داری معناختالف ارتفاع بوته

کـم بـرهمکنش ارتفـاع بوتـه تحـت تـأثیر ولـی ) 4جدول ( قـرار گرفـت درصـد 5در سـطح احتمـال و رقـم یـاري آب) I1V1(یده ســپ درصــد در رقــم 100یــاري آب. )4جــدول (

50یـاري آبدي ارتفاع نـسبت بـه درص 23موجب افزایش ). 1شکل (گردید ) I3V1 (مذکوردرصد در رقم

از یچیــکهین بــ) P ≤05/0(داري یمعنــاخــتالف و رقـم از یـاري آب کـم برهمکنشیمارهاي اعمال شده و ت

. )4جـدول (ین غالف بندي مشاهده نـشد اولنظر ارتفاع تا تـأثیر نتایج تجزیه واریانس نـشان داد کـه تـنش خـشکی

).4جدول (بر تعداد گره گذاشت) ≥P 01/0(معنی دار ــاري آبیکــه بطور ــاالتري دارا درصــد 100ی ین ب

ین تعـداد گـره تر کم وبود ) عدد 3/17 یانگینم(تعداد گره درصـد حاصـل شـد 50یـاري آباز ) عـدد 9/15 یانگینم(نیـز در بررسـی اعمـال تیمـار )1985(مـاچو ). 5جـدول (

ختلف رشد سویا گزارش داد که عدم آبیاري در مراحل م .شـود آبیاري منجر به کاهش شدید تعداد گره در گیاه می


از صفات مورد مطالعهيتعداد مربعات نیانگیم -4 جدول

غالف یناولارتفاع تا ارتفاع بوته يآزاددرجه ییرتغمنابع بندي

تعداد غالف گرهن یامفاصله تعداد گره 35/11 02/0 15/0 72/6 87/23 2 بلوك ns 96/0 **38/6 ns 89/0 *39/218 28/763 ** 2 یاريآب کم

05/28 06/0 11/0 40/1 87/13 4 1خطاي ns 13/28 ns 22/7 *40/14 ns 89/0 **46/348 1 رقم ns 47/26 *38/1 ns 09/0 * 82/94 49/8 * 2 رقم×یاري آب کم

86/15 05/0 29/0 67/7 68/6 6 2خطاي

CV) 08/9 14/4 22/3 96/10 89/2 )درصد و عدم معنی دار 01/0سطح ، 05/0 در سطح دار یمعنبه ترتیب : ns و **، *

از ) ≥P 05/0( دار یمعن اختالف یبررس مورد مارق اینب رقم یکهبطور). 4جدول (د مالحظه شتعداد گره نظر را نسبت ) عدد5/17 یانگینم( تعداد گره یشترینب یدهسپ

از خود نشان ) عدد9/15 یانگینم( سدي پی ایکبه رقم رشد نامحدود، داشتنرقم سپیده به دلیل ). 5جدول (داد

تعداد گره بیشتري را ،تر و رشد طوالنییده گلبا دوره همچنین . تولید کرده استدي پی ایکسنسبت به رقم

تعداد گره نیز از نظر و رقمیاريآب کمبرهمکنش 100 یاريآب یکهبطور. )4جدول (بود ) ≥P 05/0( دار یمعن

موجب افزایش تعداد گره ) I1V1 (یدهسپدرصد در رقم درصد در رقم 50 یاريآبنسبت به ) عدد8/18 یانگینم(

).2شکل (شد ) عدد2/15 یانگینم) (I3V2( دي پی ایکس

ن تعداد گره در ترکیب تیماري کم آبیاري و رقم میانگی-2شکل ماري کم آبیاري و رقم میانگین ارتفاع بوته در ترکیب تی-1شکل

10

12

14

16

18

20

I1V1 I1V2 I2V1 I2V2 I3V1 I3V2

رهد گ

دا تع

B

C C

C C

A

707580859095

100105110


وتهع ب

تفاار

)تی

سان )متر

B

B

C C

A A




رقم و یاريآب کم صفات مورد مطالعه تحت یانگینم -5جدول

یمارت ارتفاع بوته

)متر یسانت( گره ینارتفاع تا اول

)متر یسانت( تعداد گره

)عدد( گرهن یامفاصله

)متر یسانت( تعداد غالف

)عدد(

I1 A9/98 A0/25 A3/17 A 9/5 A6/44

I2 AB4/93 A6/25 A9/16 A 6/5 A7/49 آبیاري کم

I3 B3/76 A1/24 B9/15 A 9/4 B6/37 V1 A2/90 A8/25 A5/17 A 3/5 B3/39

رقمV2 A8/88 A0/24 B9/15 A 9/5 A7/48

.باشند یمرصد د 5احتمال سطح نشان دهنده عدم وجود اختالف معنی دار در حروف مشابه در هر ستون *

از نظر فاصله کم آبیاري و رقمبین برهمکنشولی . )4 جدول( نشد) P ≤05/0(معنی دار گرهن یام

بود )≥P 05/0( دار یمعن بر تعداد غالف یاريآب کمتأثیر 6/49تعداد غالف به میزان یانگینم یشترینب). 4جدول (

100که با آبیاري درصد تعلق داشت 75 یاريآبعدد به پاندي ).5جدول (درصد در یک سطح آماري قرار گرفت

مشاهده نمودند که کمبود یزن) 1984(و همکاران رطوبت خاك میزان عملکرد گیاه را از طریق کاهش

کاهش تعداد غالف . دهد تعداد غالف در بوته کاهش میو در نتیجه کاهش عملکرد سویا در اثر تنش خشکی

. شده استیدتائ نیز )1381( توسط دانشیان و همکاران تحت یاسو بوته یاصل تعداد غالف در ساقه کاهشعلت رشد و ارتفاع کاهش به توان یم را یخشک تنش یطشرا

پژوهش مالحظه ینا در که نسبت داد یاصلساقه یطشرادر گل و غالف یدشد یزشر ینهمچن. یدگرد

یاحتمال یلدالاز نیز یشیزا رشد یلاوا در یخشکتنش . )1960 استوکر (باشد یم یاهگداد غالف در تعکاهش

آب کمبود که نشان دادند یزن) 1992 (همکاران و یمونسبوته تا تعداد غالف درکاهش یقطر دانه را از عملکرد

یشافزا یزن) 1986( سومارنو .دهد یم کاهش درصد 30 مناسبیاريآب با یاسو یپژنوتپنج را در تعداد غالف

د غالف در بوته در دو رقم مورد تعدا.گزارش داده است

وت بود امتف) ≥P 01/0( معنی داري به طوربررسی با (تعداد غالف بیشتري دي پی ایکسرقم ). 4جدول (از ) 3/39 یانگینمبا (نسبت به رقم سپیده ) 7/48 یانگینم

ارقام مورد مطالعه ).5جدول (خود نشان داد خود متفاوتی را نسبت به کم آبیاري ازالعمل عکس

درصد در 75 بطوریکه آبیاري ).4جدول (نشان دادند درصدي 54موجب افزایش ) I2V2( دي پی ایکسرقم

درصد در رقم سپیده 50تعداد غالف نسبت به آبیاري )I3V1 (شد) اعمال تیمارهاي کم آبیاري تأثیر . )3شکل

یفرعتعداد شاخه بر روي )≤P 05/0(داري معنیبا نتایج براون و همکاران که ) 6جدول (نگذاشتند

نتایج نشان داد . مطابقت دارد) 1386(و یحیایی ) 1985( یانگینم (یشتريب یفرعتعداد شاخه دي پی ایکس رقم

72/0 یانگینم (یدهسپنسبت به رقم ) عدد در بوته9/1 که در سطح احتمال یک درصد داشت) عدد در بوتهدي پی م کلی رقبه طور). 7 و 6ل واجد (معنی دار بود

ندي تعداد شاخه بیشتري را بشاخهاز نظر تیپ ایکساختالف ).1جدول (کرددر مقایسه با رقم سپیده تولید

کم آبیاري و رقمبین برهمکنش ) ≤P 05/0(معنی داري .)4 شکل) (6جدول ( شدناز این نظر مشاهده


ترکیب تیماري کم آبیاري و رقم در شاخه فرعی تعداد میانگین -4شکل ي و رقمترکیب تیماري کم آبیارتعداد غالف در میانگین -3شکل

از صفات مورد مطالعهيتعداد مربعات نیانگیم -6 جدول

درصد رطوبت 14 بر اساس 1، معنی داراختالف و عدم 01/0سطح ، 05/0 در سطح دار یمعنبه ترتیب : ns و **، •

) P ≤05/0(تیمارهاي کم آبیاري تأثیر معنی داري ولی مقایسه . )6جدول (بر روي وزن هزار دانه نگذاشتند

با دي پی ایکس رقم نشان دادارقام مورد مطالعه یسهمقادر ) گرم9/151 (یشتريبوزن هزار دانه ینیانگم

یکی). 7جدول ( داشته است) گرم4/102 (یدهسپبا رقم نسبت یر رس د هاي یپتوژن شود یم سبب که یلیدالاز باشند، یشتريب وزن دانه يدارا رس زود هاي یپژنوتبه

.)1386یحیایی، ( است شدن دوره پر شدن دانه یطوالن کم برهمکنش ینبیز ن )≤P 05/0( داري یمعناختالف

جدول( شدنمشاهده وزن هزار دانه از نظر و رقمیاريآب یمعن اعمال شده به طور هاي یاريکم آب .)5شکل ()6

به ، دانه تأثیر گذاشتندعملکردبر ) ≥P 05/0( يدار 100 یاريآب درصد در مقایسه با 50 که آبیاري يا گونه

درصد 26ن تقریبی کاهش عملکرد به میزاموجبدرصد نتایج پژوهشگران زیادي گویاي ). 7 و 6جدول (گردید

هاي مختلف رشد، باشد که کم آبی در دوره این مسئله میبا کاهش دوره پر شدن دانه، اندازه دانه و سقط دانه

و کالسیس اسمی،1384 یزانلوا(دهد عملکرد را کاهش میمایش در آز). 1992 ویرا و همکاران ،1992همکاران

نیز عملکرد دانه سویا به ) 1984(پاندي و همکاران ینب. صورت خطی تحت تأثیر مصرف آب قرار گرفت

دار یمعنارقام مورد مطالعه نیز از این نظر اختالف )01/0 P≤ (شد یدهد ) نسبت دي پی ایکسرقم ). 6جدول

به . درصدي عملکرد شد17به رقم سپیده موجب افزایش از طریق تعداد شاخه دي پی ایکس رسد که رقم نظر می

فرعی، تعداد غالف و وزن هزار دانه بیشتر تأثیر مستقیم

مصرف ییآر کا 1 دانهعملکرد هزار دانه یفرعتعداد شاخه يآزاددرجه ییرتغمنابع 023/0 94/154105 74/7 01/0 2 بلوك 2 ns 31/0 ns 14/68 * 76/847921 **023/0 (I)یاريآب کم

291/0 35/119749 63/28 02/0 4 1خطاي 1 **094/7 **41/5188 **35/957497 **015/0 (V) رقم ns 11/0 ns 03/39 * 43/77830 ** 431/0 2 رقم× یاري آب کم

004/0 82/37586 50/13 013/0 6 2خطاي

CV) 30/9 76/7 05/3 37/8 )درصد

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1.2


اد عد

تعی

فرخه

شا

A A

A

AB

AB

A

35

40

45

50

55

60


الفد غ

دا تع

BC BC

B

B

C

A




بر روي عملکرد گذاشت و منجر به افزایش عملکرد نسبت یده گل رقم با دوره ینا یکل به طور. به رقم سپیده شد

یشیزا و یشیرو ياجزا یشافزا و تر یطوالنو رشد مکنش تیمارهاي مورد بره. استداشته یشتريب عملکرد

جدول (بود ) ≥p 05/0(معنی دار عملکردمطالعه از نظر دي پی ایکس رقم در درصد 100 یاريآب یکهبطور). 6)I1V2( باالتري عملکرد) کیلوگرم در 6/3028 یانگینمبا

یدهسپ رقم در درصد 100 یاريآبرا نسبت به ) هکتار)I1V1 () از خود ) هکتاردریلوگرم ک 3/2653 یانگینمبا

درصد 50 در آبیاري رقم سپیده در این میان و نشان دادیلوگرم در ک 3/1736یانگین مبا ( عملکردینتر کمداراي )2001(همکاران وثیاسپنتایج ).6 شکل( بود )هکتار

یهمبستگ یشآزما مورد هاي یپژنوت تمام درنشان داد .دوجود دارآب یمارت و دانه عملکرد ینب ییباال یاربس

رقم و یاريآب کم صفات مورد مطالعه تحت یانگینم -7جدول

یتعداد شاخه فرع یمارت هزار دانه

)گرم( عملکرد

)یلوگرم در هکتارک( یی مصرف آبکار آ

)مکعبیلوگرم بر متر ک(

I1 a 13/1 a7/116 a5/2840 b 63/0

I2 a 57/1 a0/123 a5/2559 a 75/0 آبیاري کم

I3 a 33/1 a 9/121 b 3/2096 a 94/0

V1 b 72/0 b 4/102 b 1/2268 b66/0 رقم

V2 a 97/1 a 9/151 a6/2729 a88/0

.باشند یم درصد 5دار در سطح احتمال اختالف معنیحروف مشابه در هر ستون نشان دهنده عدم وجود *

میانگین عملکرد در ترکیب تیماري کم آبیاري و رقم -6 کم آبیاري و رقم شکل میانگین وزن هزار دانه در ترکیب تیماري-5شکل مصرف آب ییکارا یشترینب که نشان داد یجنتا یآب یازن درصد 50 یاريآب یمارت مربوط به 94/0برابر با

مربوط به مکعب بر متر یلوگرمک 63/0 آن ینتر کمو صل شده استحا یآب یازن درصد 100 یاريآب یمارت ییکارا يدار یمعن به طور دي پی ایکسرقم . )7جدول (

در ) مکعب بر متر یلوگرمک 88/0 (یشتريبمصرف آب ) مکعب بر متر یلوگرمک 66/0( یدهسپ با رقم یسهمقا

مصرف آب ییکارا یشترینبهمچنین . )7جدول ( داشت 50 یاريآبمربوط به ) مکعب بر متر یلوگرمک 12/1(

55/0 (آن ینتر کمو )I3V2( ي پی ایکسددر رقم درصد

1500

1800

2100

2400

2700

3000

3300


رد ملک

ع)

ار هکت

در رم

وگکیل

(

A

B

BC CD

D

E

0

30

60

90

120

150


نه دا

زارن ه

وز)

رمگ

(

A

A

A

A A

A




در درصد 100 یاريآبمربوط به ) مکعب بر متر یلوگرمک ).7شکل () I1V1( بود یدهسپرقم

یريگ یجهنت

که یمواقع در که آن است یانگرب پژوهش ینا یجنتا و در کامل یاريآب ،آب به حد کافی در دسترس است

یمصرف درصد آب 75 آب، سطح کمبودزمان مواجه با ییکارا و یمصرف آب یزانم، عملکرد یزانمبا توجه به

هاي سویا در این ژنوتیپ . استیهتوصمصرف آب قابل

رغم اینکه در بسیاري از صفات رویشی تحقیق علی متفاوتی از خود نشان يها العمل عکسگیري شده اندازه یسهمقادر دي پی ایکسرسد رقم ولی به نظر می. دادند

تحمل نسبتا خوبی نسبت به تنش خشکی یدهسپا رقم بدارد و قادر است در طول تنش تا حدي خصوصیات

.رشدي خود را حفظ کند

ترکیب تیماري کم آبیاري و رقم یی مصرف آب در کارا میانگین -7شکل


به یاسو يتجار ارقام العمل عکس یبررس. 1384 ،سبکدست م ن، ینیحس مجنون ، زاده ع هینحس ، حینالیز ، عیزانلوا . 1023 تا 1011 يها صفحه .4 شماره ،36 جلد ،رانیا يکشاورز علوم مجله.یشیزاتنش کمبود آب در مراحل

صفحات ، مختلف فسفریرمقاد و یخشک به تنش یاسو واکنش یبررس .1381 پ،یجنوب ق و يمحمد نور ، جیاندانش .ج، کر1381 ماه یورشهر 4 تا 2، یرانا کنگره علوم زراعت و اصالح نباتات ینهفتمموعه مقاالت مج440تا 435

. یاسو دانه ارقام رشد محدود و رشد نامحدود عملکرد ياجزا و عملکرد بر یاريآب هاي یمرژ اثر .1386 ، غ سیحیایی . 56 تا 46 يها صفحه . و اصالح نباتات نامه زراعتیژهو، 5، شماره 14جلد . یعیطب و منابع يکشاورزمجله علوم

Abdel-Aal A and Moukhtar MM, 2004. Soybean crop production under environmental stress conditions at Toshky / Egypt. Pp. 727-746. Proceedings of the 4th International Crop Science Congress. 26 Sep – 1 Oct. Brisbane, Australia. Available at: http://www.regional.org.au

Brown EA, Caviness CE and Brown DA, 1985. Response of soybean cultivars to soil moisture deficit. Agronomy Journal 77:274-278

Feher WR and Caviness CE, 1977. Stage of soybean development Ames, IA: Agriculture and Home Economics Experiment Station and Cooperative Extension Service, Special Report 80. 11 p, Iowa State University, USA.

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1.2


ب ف آ

صری م

رایکا

)kg

/m3

(

BC B

C C

D

A


http://www.regional.org.au


Garside AL, Lawn RJ and Byth DE, 2001. Irrigation management of soybean in a semiarid tropical environment. I. Effect of irrigation frequency on growth, development and yield. Australian Journal of Agricultural Research 43: 1003 – 1017.

Heatherly L, Pringle G, Sciumbato HC, Yaung GL, Ebelhar LD, Wesley MW and Tupper GR, 1992. Irrigation of soybean cultivar susceptible and resistant to soybean nematode. Crop Science 32: 802-806.

Korte LL, Williams JH, Specht JE and Sorensen RC, 1983. Irrigation of soybean genotypes during reproductive ontogeny. II. Component responses. Crop Science 23: 521-527.

Kpoghomou BK, Sapra VT and Beyl CA, 1990. Sensitivity for drought stress of three soybean cultivars during different growth stages. Journal of Agronomy and Crop Science 164: 104-109.

Kumudini S, Hume DJ and Chu G, 2002. Genetic improvement in short season soybean: II Nitrogen accumulation, partitioning and remobilization. Crop Science 42:141-145.

Muchow RC, 1985. An analysis of the effect of water deficits on grain legumes grown in a semiarid environment in terms of radiation interception and its efficiency of use. Field Crops Research 11:309-323.

Pandey RK, Herrera WAT, Villegas AN and Pendleton JW, 1984. Drought response of grain legumes under irrigation gradient: III. Plant growth. Agronomy Journal 76: 557-560.

Purcell LC, King CA and Ball RA, 2000. Soybean cultivar difference in ureides and the relationship to drought tolerant nitrogen fixation manganese nutrient. Crop Science 40:1062-1070.

Simon T, Kalalova S and Sindelarova M, 1992. Study of nodulation and yield parameters of soybean after application of two types of inoculants in different conditions of irrigation. Scientia Agriculture Bohemoslovaca. 24: 215-229.

Smiciklas KD, Mullen RE, Carlson RE and Knapp AD, 1992. Soybean seed quality response to drought stress and pod position. Agronomy Journal 84: 166-170.

Spaeth SC, Randau HC, Sinclair TR, and Vendeland JS, 1984. Stability of soybean harvest index. Agronomy Journal 76:482-486.

Speeht JE, Chase K, Maerander M, Graef GL, Chung J, Markwell JP, Germann M, Orf JH and Lark KG, 2001. Soybean response to water: A QTL analysis of drought tolerance. Crop Science 40:493-509

Stocker O, 1960. Physiological and morphological changes in plants due to water deficiency. Arid Zone Research XV. Plant- water relationships in arid and semiarid conditions. Reviews of Research. Publication. Unesco (Paris) 15: 63-104.

Sumarno M, 1986. Response of soybean (Glycine max Merr) genotypes to continuous saturated culture. Indonesian Journal of Crop Science 2: 71-78.

Vieira RD, Tekrony DM and Egli DB, 1992. Effect of drought and defoliation stress in the field on soybean seed germination and vigor. Crop Science 32:471-475.


Almagraهاي پارامتریک و مدل روشنتایج حاصل از کاربرد آماريتحلیل در ارزیابی تناسب اراضی

3کیا و سید سیامک علوي2اصغر جعفرزاده، علی2، فرزین شهبازي*1حسین رضائی

28/6/89: تاریخ پذیرش17/3/89: تاریخ دریافت دانشگاه تبریز گروه خاکشناسی، دانشکده کشاورزي، دانشجوي دکترا، -1 گروه خاکشناسی، دانشکده کشاورزي، دانشگاه تبریز ،یار و استاداستاد -2 گروه زراعت و اصالح نباتات، دانشکده کشاورزي، دانشگاه تبریز،استادیار -3

E-mail : [email protected]: مسئول مکاتبه *

چکیده این تحقیق سه روش در. باشدمیتوسعه کشاورزي پایدار و شناسی مطالعات خاكارزیابی اراضی گامی مهم در

-اراضی شهرستان اهر واقع در استان آذربایجان ارزیابی کیفی تناسب به منظور 1آلماگرادوم و مدل استوري، ریشهه ب. قرار گرفتاستفادهمورد زمینی و سویا گندم، ذرت، سیب هکتار براي محصوالت9000 به مساحت تقریبی شرقی

از آزمایش فاکتوریل در قالب ،مورد مطالعه محصوالت انواعهاي مذکور براي هر یک از روشبردظور بررسی کارمنزمینی و سویا به ترتیب گندم، ذرت، سیبمحصوالتنتایج هر سه روش نشان داد که . طرح کامال تصادفی استفاده شد

-رتبهبا آلماگرامدل از بکارگیري هاي تناسب بدست آمده کالستعداد . ندباشا میبیشترین تناسب را براي اراضی دار ارزیابی تناسب اراضی در نوع روشمحصول بررسی اثر متقابل نوع نتیجه. بودهاي پارامتریک روشهاي باالتر بیش از

-می قرار باالتر تناسب هايدر کالس اراضی را ،استورينسبت به آن هم دوم و ریشهنسبت به آلماگرا که مدل نشان داد به عدم تأثیر یاکند و ماهیت مدل آلماگرا که بر مبناي روش محدودیت ساده و یا حداکثر عمل میتوان درعلت را می .دهد

استفاده از مدل آلماگرا فقط از جنبه ارزیابی خاك توان بیان نمود که بنابراین می .نسبت دادبندي فاکتور اقلیم در کالسمورد استفاده قرار Cervatana و Terrazaهاي مدلبا سب اراضی بایستی این مدل در توالی بوده و براي ارزیابی تنا

بررسی . گیرد و در مواقعی که اقلیم عامل محدود کننده نباشد نتایج ارزیابی خاك معادل با ارزیابی اراضی خواهد بودعلت .باشدها میهاي مذکور در انواع خاك روشدار کاربردمعنینوع خاك نیز نشانگر تفاوت و محصولنوع متقابل اثر

ها محدودیتهاي خاك در نوعماتریس تأثیر ویژگی بهتوان را می آلماگراهاي باالتر براي اراضی توسط مدلبروز رتبههاي زمین مرجع با تواند نقشه میGISبا هاي پارامتریک و همچنین روشآلماگرا تلفیق نتایج حاصل از مدل . نسبت داد

.دباش محصوالت انواع براي منطقه تناسب وضعیتهر چه بهتر فهم و تفسیرایجاد کند که موجب قت باال د

آلماگراهاي پارامتریک، مدل ارزیابی اراضی، تحلیل آماري، روش :هاي کلیديواژه

1 Almagra


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك.... رضایی، شهبازي و 66

Statistical Analysis of Results of Parametric Methods and Almagra

Model in Land Suitability Evaluation H Rezaei1, F Shahbazi2*, AA Jafarzadeh2 and SS Alavikia3

Received: 07 June 2010 Accepted: 19 September 2010 1MSc, Soil Sci Dept., Faculty of Agric., Univ. of Tabriz, Iran 2Assist. Prof. and Prof., Soil Sci. Dept., Faculty of Agric., Univ. of Tabriz, Iran 3Assist. Prof. Agronomy & Plant Breeding, Faculty of Agric., Univ. of Tabriz., Iran *Corresponding author: E-mail [email protected]

Abstract

Land evaluation is an important step in soil surveying and developing the sustainable

agriculture. In this research three methods: Storie, Square root and Almagra model were used to

evaluate the qualitative suitability of wheat, maize, potato and soybean for 9000 ha in Ahar area

located in the East Azerbaijan province. The study was conducted using a factorial experiment

based on completely randomized design to assess the efficiency of each of the mentioned

procedures for the studied land-use types. The results showed that the area was more suitable for

wheat, maize, potato and soybean, respectively. Also, suitability classes suggested by the Almagra

model were higher as compared with parametric methods. Assessing the interaction effect between

land-use type and different approaches revealed that Almagra model had the best suitability in

comparison with square root and that than storie. Furthermore, the cause can be due to both the

nature of Almagra model that acts based on simple limitation and number and no impact of climate

on classification. Therefore, it is clear that Almagra model application is only possible for soil

suitability evaluation while for land suitability evaluation must be used after Terraza and Cervatana

models usage. However, in the case of no climatic limitation soil evaluation results will be equal

with land suitability evaluation. Interaction of land-use and soil type also indicated that above

mentioned methods may have different different efficiencies in various soils. The cause of higher

range for the land suitability by Almagra can be attributed to the effect of soil matrix properties on

limitation types. Integrating the Almagra model and the output from parametric methods with using

GIS can produce geo-referenced thematic maps with high accuracy which will increase

understanding and interpretation of land suitability for different crops.

KeyWordes: Almagra model, Land evaluation, Parametric methods, Statistical analysis


67 .... هاي پارامتریک و مدل تحلیل آماري نتایج حاصل از کاربرد روش

مقدمه قدیمی بشر اهدافرشد جمعیت و تأمین غذا از

افزایش جمعیت و تأمین مواد بوده و در حال حاضر نیز بایستی بین این تلقی شده و دو مسئله عمده دنیا غذایی

پیش ییغذاامنیت توازن برقرار باشد تا مشکل دو مقوله ایجادعلوم خاك و مختلف هاي با گسترش شاخه. نیایددر مقیاس ارزیابی براي راهکارهایی متنوع،افزارهاي نرم

بیشتر دقت اي با صرف هزینه و زمان کمتر و ناحیهاستفاده بهینه از اراضی ارائه شده ریزي برنامهجهتریزي با مطالعات ارزیابی که پایه منطقی این برنامهاست

راهم اراضی و تعیین ارزش آنها براي اهداف خاص ف-چالش عمده برنامه). 2004 روزا و همکاراندال(گردد می

ریزي استفاده از اراضی، حفظ پتانسیل بیوفیزیکی هاي اراضی و خاك و در عین حال متنوع نمودن استفاده

-نظام و توسعهمحیط جلوگیري از تخریبوکشاورزي .)1993گاس ( استهاي پایدار

هاي عمومی مختلفی براي ارزیابی بطور کلی روش توان باشد که در این رابطه میضی فاریاب موجود میارا

بندي قابلیت به روش ارزیابی اداره آبادانی آمریکا، طبقه-کلینگ( و استعداد اراضی و روش پارامتریک اشاره کرد

مطالعات زیادي در دنیا و ).1996گومري بیل و مونتهاي قدیمی فائو مانند ایران با استفاده از روش

ها حدودیت ساده و تعداد ومیزان محدودیتپارامتریک، مجعفرزاده و تحقیقاتبه توان انجام گرفته است که می

ممتاز و ،)1383(و جعفرزاده شهبازي ،)2006 (عباسی .اشاره نمود )1385(همکاران

هاي فوق با ایرادات و مشکالتی استفاده از روش بطوریکه عمده مطالعات ارزیابی اراضی همراه است

و به بوده روي تخمین تئوریکی پتانسیل تولید متمرکز کمتر توجه شده استاراضی این مقدار واقعی پتانسیل

مشکالتی از قبیل عدم توان استفاده از ).1976 فائو(ن علوم مختلف دخیل در امر ارزیابی اراضی، امتخصص

عدم وارد نمودن کاربران در فرآیند ارزیابی اراضی، بخش میان تولید و باط مقبول و رضایتعدم توانایی ارت

هاي زیست محیطی، نگرش اي با جنبهموضوعات توسعههاي اراضی مورد بررسی و عدم کیفی محض به کیفیت

هاي جدید را لزوم استفاده از روش،توجه به مقیاس ). 1997کاتر و همکاران (آورد براي ارزیابی پدید می

ده از ا استفدانش ارزیابی اراضی همراه با افزار و رایانه اولین و هاي نوین و دنیاي نرمسیستم

ریزي استفاده بهینه از اراضی مهمترین گام در برنامهت ارزیابی اراضی را بیش از پیش نمایان بوده و اهمی

با این توضیحات . )2004دالروزا و همکاران ( سازدمیهیز توان به کاربردي بودن علم ارزیابی اراضی و تجمی

دور به از و تلفیق آن با امکانات پیشرفته مثل سنجش اي، سیستم اطالعات جغرافیایی کمک تصاویر ماهواره

هاي نواحی مجاور فاقد نقاط جهت تفسیر و تعمیم دادهگیري مانند هاي تصمیمبرداري و سیستمنمونه

این ).1387شهبازي ( بیش از پیش واقف شد1میکرولیزریزي استفاده بهینه از اراضی جنوب مه براي برناسیستم

هاي اقلیمی، جهت ارزیابی محدودیتشهرستان اهرتعیین استعداد اراضی، تناسب برخی محصوالت استراتژیک براي اراضی مستعد، حفظ اراضی غیرمستعد

هاي مناسب جنگلی، ها و گونهکشاورزي با معرفی بوتهستفاده قرار مورد ابینی پتانسیل تولید گندم و ذرت پیش .)2008شهبازي و همکاران (ت گرف

مطالعه تناسب اراضی ) 2006(درویش و همکاران میلیون کیلومترمربع یک ساحل باراکا به وسعت تقریبی

زمینی، واقع در مصر جهت کشت محصوالت گندم، سیب با استفاده از مدل راآفتابگردان، یونجه و مرکبات

پس از .تم میکرولیز انجام دادندهاي سیس از مدلآلماگراهاي تناسب براي تمامی ، نقشهGISتلفیق نتایج با

محصوالت مورد مطالعه با هدف توسعه کشاورزيبراساس نتایج بدست آمده از این . پایدار ارائه گردید

هاي مذکور براي کشت محصوالت گندم، خاك،تحقیقاي زمینی و آفتابگردان داراي تناسب باال و برسیب

یونجه و مرکبات از تناسب پایین با محدودیت خاك دیگري نیز در این خصوص مطالعات. اندبودهبرخوردار

، وهبا و همکاران )2009(توسط جعفرزاده و همکاران ، )2002(، کلگنبائو )2006(، اردوغان و همکاران )2007(

1992(و دالروزا و همکاران ) 2006(گارسیا و همکاران ت گرفته که هر یک گامی در جهت صور) 1996و

هاي نوین ارزیابی اراضی بوده روشنمودنتر کاربرديهایی در آینده قابل توسعه کاربرد چنین سیستم. استبینی بوده و همانند سایر علوم، استفاده از رایانه و پیش

1 MicroLEIS DSS


GISتیسن ( خواهد بود تر در علم کشاورزي نیز رایج کافی در مورد ارجحیت با توجه به عدم اطالعات.)2000

قدیمی و جدید فائو، هدفهاي مختلف استفاده از روش تحلیل آماري نتایج کسب شده با هر ،اصلی این تحقیق

منظور ه ب آلماگراسه روش استوري، ریشه دوم و مدل در ي مورد استفادههاهاي بین روشتفاوتتعیین

مطالعه موردي شهرستان (ارزیابی کیفی تناسب اراضی به زمینی و سویاگندم، ذرت، سیبمحصوالت براي )هرا

که تاکنون هیچ مقایسه باشدبندي اراضی میلحاظ رتبه .آماري صورت نگرفته است


هاي استوري ارزیابی اراضی به روشدر این تحقیق زیرمجموعه ازآلماگرامدل و ) پارامتریک(دوم و ریشه

محصوالت زراعیبراي گیري میکرولیزسیستم تصمیمت، سیب اي به وسعت منطقه درزمینی و سویا گندم، ذر

- استان آذربایجان،شهرستان اهرواقع در هکتار 9000 07/ 30// تا o47 00/ 00// در محدوده طول شرقی شرقی

o47 23/ 30// و عرض شمالی o3828/ 30// تا o38 انجام .شد

روش پارامتریک

سه مرحله انتخاب شاملر کلی بطواین روش ها و یا خصوصیات اراضی، تعیین نیازهاي کیفیت

با آنها از اراضی و مطابقت نیازهاي محصوالتسایس و ( باشدمی هاي اراضیخصوصیات یا کیفیت

در این خصوصیات مورد استفاده .)1991 همکاراننما و خاك راضی شامل اقلیم، زمینا براي ارزیابی روش .شوندتوضیح داده میه اختصار که ب است

خصوصیات اقلیم

اطالعات اقلیمی که براي تعیین تناسب اقلیم یک تواند شامل حداقل طول خاص الزم است میمحصول

تابش خورشید، دما، بارندگی و یا فصل رشد، روز، رطوبت نسبی و اي مانند طولپارامترهاي ویژه

این منظور براي. )1991سایس و همکاران (غیره باشد از آمار هواشناسی ایستگاه سینوپتیک اهر استفاده شد

از نظر تقسیم بندي آب و هوایی به روش ). 1386نام بی(

داراي آب و هواي نیمه خشک و به منطقه دومارتن - داراي آب و هواي نیمه خشک سرد میروش آمبرژه

براي دوره درجه حرارتو حداقل حداکثر میانگین. باشد 3/5 و 3/16 به ترتیب1385 الی 1365از سال ساله 20

براي میانگین بارش همچنین . باشدمی سلسیوسدرجه رژیم بوده ومتر میلی4/294حدود ساله20همین دوره

- می2 و مزیک1زریک به ترتیب منطقه و حرارتیرطوبتیعواملی که در منطقه براي تعیین ).1377بنایی (باشد

ی محاسبه شوند شامل طول کالس تناسب اقلیم بایست .باشنددوره رشد و تاریخ کشت طبق عرف محلی می

و خاكنماخصوصیات زمین

به عنوان خصوصیات توپوگرافی و خیسی خاك نما و براي تعیین مشخصات زمین. نما مطرح هستندزمین

نقطه مطالعاتی 88تعداد خاك در محدوده مورد مطالعه، اصل تقریبی یک کیلومتر از شامل مته و پروفیل با فو

انتخاب و پس از حفر 3ايبه صورت شبکه یکدیگر، Haploxerepts خاكچهار گروه بزرگ. تشریح شدند

Calcixerepts ،Haploxeralfs و Xerorthents به در خاکرخ 4 و 3، 23، 14تعداد به ترتیب از هر کدام

ذرات و بافت در هر خاکرخ. تشخیص داده شدندمنطقه به عنوان اهم گچ و تر از شن، عمق، وضع آهکرشتد

متوسط وزنی آنها از گیري و اندازهخصوصیات خاك کتور ضریب اده از فااستف سانتیمتري با 100 عمق براي

، از خصوصیات حاصلخیزي .استفاده شدوزنی عمق و باور( ی ظرفیت تبادل کاتیون مانندییپارامترها و )1982رودز (ازيدرصد اشباع ب ،)1952همکاران

100براي عمق )1982 نلسون و سامرز( آلیکربن 25براي )1954نام بی( متري و واکنش خاكسانتیالزم به توضیح است که . متري محاسبه شدندسانتی

پارامتر کربن آلی در محاسبات مذکور با توجه به . استفاده از کودهاي شیمیایی مد نظر قرار نگرفت

درصد سدیم و) 1992نام بی (کتریکیهدایت الهمچنین .گیري گردیدخاك نیز اندازه )1982رودز (تبادلی ، اقلیمنیازهايطور جداگانه هبدر مرحله بعدي نما و خاك براساس جداول سایس و همکارانزمین

1Xeric 2 Mesic 3 Grid survey

69 .... هاي پارامتریک و مدل تحلیل آماري نتایج حاصل از کاربرد روش هاي تعیین و سپس با خصوصیات یا کیفیت )1993(

بندي جه یک درهادر این روش. اراضی تطبیق داده شدند 100شود که حداکثر آنکمی به هر مشخصه داده می

شاخص اراضی با دو روش استوري و ریشه دوم . استدوم هاي استوري و ریشهدر روش. قابل محاسبه است

استفاده 2 و 1 براي محاسبه شاخص به ترتیب از روابط درجات ...,A,B,C شاخص و Iشده است که در آنها

Rminهاي مختلف و خصهبراي مش یافته اختصاص یا درجه حداقلترین عاملدرجه مربوط به محدود کننده

.باشندمیI= × × ×... [1]

I=Rmin× [2] ا هر دو بعد از بدست آوردن شاخص اقلیم و زمین ب

روش فوق کالس اقلیم و کالس کلی زمین قابل محاسبه .باشدمی

آلماگرا مدل محصوالتاین مدل براساس نیازهاي بیوفیزیکی

آنهااحدهاي اراضی را براي کند و ومختلف عمل میدر این مدل خصوصیات مختلف . کندبندي میدرجه

. اراضی از جمله خصوصیات خاك بایستی تعریف شوندهاي فیزیکی و شیمیایی با توجه به اینکه نتایج تجزیه

هاي مورد مطالعه در شهرستان اهر کامال در دامنه خاكتغییرات فاکتورهاي ورودي مدل قرار گرفته است، لذا

ارزیابی کیفی نیازي به واسنجی مجدد این مدل برايمورد اراضی زمینی و سویا درگندم، ذرت، سیب تناسب محصوالت انواع بخش کنترل عمودي براي .نبود مطالعهمتر یا بین سطح خاك تا عمق سانتی0-50 بینیکساله

در سطح خاك، از متري سانتی50محدوده مؤثر در . صورت وجود الیه محدود کننده، در نظر گرفته شد

0-50در بخش مورد نیازپارامترهاي زنی ومیانگین کدهاي براي اجراي مدل به صورت سانتیمتري

.)1شکل ( شدند مدل واردی تعریف ومشخص

جمع آوري و ذخیره اطالعات منطقه

فاکتورهاي خاك فاکتورهاي اقتصادي

انتخاب کاربري هاي مناسب

ماتریس مرتب شده انتخاب معیارهاي مهم واحدهاي محتلف خاك

نیازهاي خاص تیپ هاي بهره وري

تعریف کالس هاي تناسب

عمق مؤثر بافت زهکشی کربنات شوري اشباع سدیمی توسعه پروفیل

تعیین محدودیت هاي خاك

تسهیل نفوذ و توسعه ریشه

فراهمی رطوبت

فراهمی اکسیژن فراهمی مواد

غذایی

توسعه تیپ بهره وري

آلماگرا نحوه طراحی و الگوریتم عمومی مدل -1شکل


براساس مقایسه به روش حداکثر محدودیت، هر فاکتور بندي خاك داراي تأثیر تعریف شده و کافی براي کالس

ضرورتی بنابراین باشد و میدر مجموعه مورد نظر بندي در هر کالس براي ارائه تمامی فاکتورهاي طبقه

ترین فاکتور مشخص کننده وجود ندارد بلکه نامطلوبنوع نوع محدودیت موجود در خاك مورد مطالعه براي

دالروزا و همکاران (وري بایستی مدنظر قرار گیرد بهرهبر این اساس واحدهاي مختلف خاك در پنج ). 2004

مورد نظر محصوالتحداکثر تناسب (S5 تا S1کالس ) راضی مطالعه شده تا عدم تناسب براي منطقهابراي

هاي ترتیبی از نحوه مرتب نمودن ماتریس. گیرندقرار میمربوط به پارامترهاي عمق مؤثر، بافت، زهکشی، مقدار کربنات، شوري، اشباع سدیمی و درجه توسعه یافتگی

مورد محصوالتي هاي محدوده مورد مطالعه براخاك . خالصه شده است1 در جدول نظر

تحلیل آماري

در این تحقیق به منظور تفسیر نتایج هر یک از و براي هر ) تا حد گروه بزرگ(ها در هر خاك روش

بندي تناسب اراضی از آزمایشمحصول به لحاظ رتبهدلیل . فاکتوریل در قالب طرح کامال تصادفی استفاده شد

هاي ه از طرح آماري فوق این است که در آزمایشاستفادفاکتوریل یا چند عاملی اثر دو یا چند عامل بطور همزمان

ها بطور گیرند و هریک از عاملمورد مطالعه قرار میصمدي و یزدي (شوند معمول در چند سطح بررسی می

هاي نوع تحقیق جاري شامل عامل). 1383همکاران ، )زمینی و سویا ذرت، سیبگندم،( سطح 4محصول در

دوم و مدل استوري، ریشه( سطح 3نوع روش در ) هاي بزرگ خاكگروه( سطح 4در و نوع خاك) آلماگرا

درجه تناسب هر یک از . تیمار بود48و مجموعا داراي -ها براي هر محصول و هر روش نیز جهت تحلیلخاك

هاي آماري بصورت کدهاي کمی نشان داده شد که ، 4هاي به ترتیب رتبهN وS1 ، S2 ،S3هاي کالسبراي

هاي مربوطه در نرم افزار رتبه. منظور گردید1 و 2، 3SPSS وارد شده وتجزیه واریانس براي آنها که هر کدام

نشانگر یک سطح از تناسب اراضی بودند انجام شد و % 5 در سطح احتمال LSDها با آزمون مقایسه میانگین . صورت گرفت

ایج و بحثنت

سازي آنها آماده وها خاكبرداريپس از نمونه - هاي شیمیایی و فیزیکی، خالصه تجزیهدر آزمایشگاه و

. تنظیم شدند2اي از نتایج حاصل به شرح جدول


دالروزا و ( * مدل آلماگرا در ماتریس منظم شده بین سطوح پارامترهاي مختلف و درجات تناسب وابسته به نیازهاي هر محصول-1جدول )1387، شهبازي 2004همکاران

مورد مطالعه به صورت محصوالتبه ترتیب نشان دهنده درجه تناسب براي ) a و p ،t ،d ،c ،g ،s( خصوصیات ذکر شده همراه با 5 و4، 3، 2، 1اعداد * .تناسب عالی، خوب، متوسط، بحرانی و نامناسب است

سطوح مختلف خصوصیات

سویا سیب زمینی ذرت گندمسطوح مختلف

خصوصیات سویا سیب زمینی ذرت گندم

)s(شوري )P(عمق مؤثر خاك همراه با مواد غیر قابل نفوذ

120> 120-900 90-600 60-45 45-35 35-25

25<

1P 1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 2P 3P 4P 5P 5P

16> 16-100

10-8 8-6 6-4 4-2 2<

5s 5s 4s 3s 2s 1s 1s

5s 5s 4s 3s 2s 1s 1s

5s 5s 4s 3s 2s 2s 1s

5s 5s 4s 3s 2s 2s 1s

)d(زهکشی )P(عمق مؤثر خاك همراه با شن و ذرات درشت تر از شن

90> 90-600 60-45 45-35 35-25 25-10

10<

1P 1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 2P 3P 4P 5P 5P

خیلی ضعیف ضعیف متوسط خوب زیاد

خیلی زیاد

4d 3d 1d 1d 2d 4d

3d 2d 1d 1d 2d 4d

3d 2d 1d 1d 2d 4d

4d 3d 1d 1d 2d 4d

)a(درصد سدیم تبادلی )P(نفوذپذیر عمق مؤثر خاك همراه با سنگ آهک 60> 60-45 45-35 35-25 25-100

10<

1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 2P 3P 4P 5P

1P 1P 2P 3P 4P 5P

25> 25-200 20- 15 15-100

10- 5 5<

5a 4a 3a 2a 2a 1a

5a 5a 4a 3a 2a 1a

5a 4a 3a 2a 2a 1a

5a 4a 3a 2a 2a 1a

)c(درصد کربنات )t( سنگریزه 0 -15%ك همراه با بافت خا سبک

سبک تا متوسط متوسط

متوسط تا سنگین سنگین

4t 3t 2t 1t 2t

4t 3t 2t 1t 2t

4t 3t 1t 2t 2t

4t 3t 2t 1t 2t

40> 40-200 20-100 10-5/0 5/0<

3c 2c 1c 2c 3c

3c 3c 2c 1c 2c

4c 3c 2c 1c 2c

3c 2c 1c 2c 3c

)g(درجه توسعه یافتگی پروفیل )t( سنگریزه 15 -25%اه با بافت خاك همر سبک

سبک تا متوسط متوسط

متوسط تا سنگین سنگین

5t 4t 3t 2t 4t

5t 4t 3t 2t 4t

5t 4t 2t 3t 4t

5t 4t 3t 2t 4t

1درجه 2درجه 3درجه 4درجه

1g 1g 2g 2g

1g 1g 2g 2g

1g 1g 2g 2g

1g 1g 2g 2g


.سانتیمتري100 خاکرخ براي عمق 44 وزنی خصوصیات فیزیکی و شیمیایی میانگین -2جدول

خاکرخ عمق(cm)

تر ذرات درشت *بافت (% )از شن

آهک

( %)

گچ

(%)

**واکنش خاك )گل اشباع(

هدایت الکتریکی (dS/m)

سدیم تبادلی(%)

1 75 SL 13 7/3 01/0 4/7 8/0 6/0 2 69 SCL 6/6 3/13 07/0 5/7 6/0 1/1 3 52 SCL 5/19 5/6 05/0 6/7 7/0 4/0 4 55 SCL 3/5 6/3 02/0 3/7 1 1/2 5 199 CL 6/2 5/10 4/1 7/7 2 5/1 6 150 C 7/29 6/12 09/0 9/7 7/0 5/0 7 190 C 8/0 15 1/0 9/7 2 4/5 8 185 C 2/0 3/13 04/0 9/7 1 5/4 9 190 C 2 3/13 05/0 6/7 2 5/7 10 135 CL 4/3 9/12 2/0 9/7 3 8/12 11 125 C 4/10 1/13 2/0 9/7 4 2/7 12 120 CL 3/11 9/14 08/0 8/7 1 5/3 13 89 SCL 4/24 6/21 1/0 8/7 8/0 7/1 14 145 C 7/3 9/16 04/0 6/7 2 6/2 15 85 C 2/10 8/15 1/0 7/7 1 3/3 16 170 SCL 7/7 5/8 3/0 5/7 5 7/4 17 119 SCL 5/16 8/11 04/0 05/8 8/0 1/5 18 135 C 7/2 5/9 07/0 7/7 8/0 9/1 19 180 SCL 08/16 9/13 03/0 8/7 8/0 5/2 20 190 CL 5/4 4/15 9/0 8/7 1 7/0 21 150 C 3/9 1/17 1/0 9/7 1 2/2 22 130 CL 6/11 5/24 07/0 9/7 8/0 9/3 23 155 CL 7/2 4/15 05/0 8/7 6/0 5/2 24 148 CL 3/9 4/19 09/0 8 7/0 1/1 25 180 CL 3/6 2/20 1/0 8/7 7/0 3/3 26 99 C 6/2 4/14 08/0 9/7 1 6/7 27 150 SCL 06/14 8/13 05/0 8/7 8/0 9/1 28 145 C 2/5 3/22 1/0 1/8 7/0 5/1 29 160 C 08/3 7/13 1/0 9/7 8/0 5/4 30 140 C 1/3 7/18 1/0 9/7 6/0 5/1 31 148 C 9/7 7/17 1/0 8/7 9/0 1/3 32 160 C 6/14 1/16 1/0 9/7 8/0 4/1 33 160 CL 1/26 06/14 07/0 01/8 5/0 3/1 34 190 CL 8/6 8/12 07/0 7/7 8/0 4/1 35 170 C 06/6 1/21 1/0 2/8 2 3/5 36 180 CL 7/19 07/23 1/0 09/8 8/0 7/3 37 140 CL 9/5 1/21 1/0 9/7 7/0 2/2 38 135 SCL 7/15 4/22 1/0 7/7 1 4/2 39 140 CL 7/26 8/21 1/0 8/7 6/0 3/1 40 160 C 5 3/23 09/0 7/7 6/0 6/1 41 170 C 5/3 5/19 1/0 6/7 1 8/1 42 100 CL 8/2 5/25 1/0 09/8 1 1/4 43 120 C 8/18 4/29 1/0 7/7 4 5/2 44 100 C 8/8 5/52 3/0 6/7 1 7/2

. سانتیمتري محاسبه شده است25 براي عمق pH** باشند؛ به ترتیب بیانگر شن، سیلت، رس و لوم میL,C ,Si,Sحروف *


تناسب اراضی براي گندم براي محصول نشان داد که) 3جدول ( نتایج

از اراضی داراي %1/23 ،گندم طبق روش استوري داراي تناسب بحرانیS2( ،4/61%( تناسب متوسط

)S3 (داراي وضعیت نامتناسب%5/15 و )N (د باشنمیبا % S1( ،4/35(با تناسب خوب % 3/10 حالیکهدر

و) S3(با تناسب بحرانی % 8/50، )S2(تناسب متوسط روش با استفاده از) N(با وضعیت نامتناسب % 3/3

همچنین، . نتیجه شد همین محصولدوم براي ریشهبی تناسب کیفی گندم ارزیا براي آلماگرا مدل کاربرد

از % 7/11و % 5، %8/56، %4/26نشان داد که به ترتیب خوبهاي تناسب اراضی مورد مطالعه داراي کالس

)S1(،متوسط )S2(بحرانی ، )S3 ( نامتناسب و)N (می- . باشند

تناسب اراضی براي ذرت

هاي پارامتریک روش استفاده ازمقایسه نتایج ) 3جدول (ي محصول ذرت و ریشه دوم برااستوري

هاي بندينشان داد که روش ریشه دوم از کالس، %5/22بر این اساس، . باالتري برخوردار بوده است

از اراضی با روش استوري به ترتیب در % 4/25و % 52و با روش ریشه دوم به ترتیب Nو S2 ، S3هاي کالس

S1 ،S2 ،S3هاي در کالس% 3/3و % %7/59 1/35، 8/1%براي آلماگرا نتایج حاصله از مدل. قرار گرفتندNو

، )S1( تناسب خوب%03/1همین محصول حاکی از و ) S3( تناسب بحرانی5%، )S2( تناسب متوسط 2/82% .باشدمی) N( نامتناسب7/11%

زمینیتناسب اراضی براي سیبزمینی بر اساس نتایج روش استوري، کشت سیب

ی با وضعیت بحرانی توصیه از اراض% 6/39فقط در شده و بقیه منطقه مورد مطالعه نامتناسب تشخیص

هاي نشان دهنده کالسدوم روش ریشهداده شد ولی و%4/73 ، تناسب بحرانی در%08/7 تناسب متوسط در

استفاده مدل.باشدمی از اراضی%4/19نامتناسب در تناسب کالس مختلفسهشده در این تحقیق نیز

، %7/67 بحرانی و نامتناسب را به ترتیب درمتوسط، .)3جدول (اراضی نشان داد %7/11 و5/20%

تناسب اراضی براي سویا از %7/13 ،براي محصول سویا با روش استوري

با وضعیت بقیه %2/86 و) S3( اراضی با تناسب بحرانیارزیابی کیفی تناسب . تشخیص داده شد) N( نامتناسب

حدوددومهمین محصول با روش ریشهاراضی براي S2( ،4/63%( تناسب متوسطاز اراضی را با 03/1%

) N( را با کالس نامتناسب %5/35و) S3( تناسب بحرانی از %3/22یا نیز براي سو آلماگرا مدل. تفکیک کرد

را با تناسب S1(، 8/60%( اراضی را با تناسب خوب را با%7/11 و) S3( با تناسب بحرانی5%، )S2( متوسط

.)3جدول (تشخیص داد) N( شرایط نامتناسبارزیابی کیفی تناسب اراضی براي هر نتایج کلی

با زمینی و سویا گندم، ذرت، سیبمحصوالتیک از ، به Almagraمدل و پارامتریکهاي استفاده از روش

.تنظیم شده است 3صورت جدول


. خاکرخ44 سه روش براي ا زمینی و سویا بت گندم، ذرت، سیب ارزیابی نهایی محصوال-3جدول سویا زمینیسیب ذرت گندم

(ha)وسعت خاکرخS R A S R A S R A S R A

1 164 S3 S3 S3t S3 S3 S3t S3 S3 S3t N S3 S3t 2 354 S3 S3 N S3 S3 N S3 S3 N N S3 N 3 82 N N N N N N N N N N N N 4 93 S2 S2 S2c S2 S2 S1 S3 S2 S2t S3 S3 S2pc 5 3/277 S3 S2 S1 S3 S2 S2c S3 S3 S2tcs N S3 S2s 6 7/141 N S3 N N S3 N N N N N N N 7 5/64 S2 S1 S2tg S2 S2 S2tcg S3 S3 S2tcsg S3 S3 S2tsg 8 100 S2 S1 S2tg S2 S2 S2tcg S3 S3 S2tcg S3 S3 S2tg 9 214 S2 S1 S2tag S2 S1 S2tcag S3 S2 S2tcsag S3 S2 S2tsag 10 1/89 S2 S1 S1 S3 S2 S2c S3 S3 S2tcs N S3 S2s 11 1/198 S3 S3 S2t S3 S3 S2tc N S3 S3t N S3 S2ts 12 1/55 S2 S2 S1 S2 S2 S2c S3 S3 S2tc S3 S3 S1 13 340 S3 S3 S2t S3 S3 S2tc N S3 S3t N N S2t 14 200 S3 S2 S2t S3 S2 S2tc N S3 S2tc N S3 S2t 15 5/310 N S3 S2t N S3 S2tc N N S2tc N N S2t 16 176 S3 S3 S3s N S3 S3s N S3 S3s N N S3s 17 262 S2 S2 N S3 S2 N S3 S3 N N S3 N 18 1/276 S3 S2 S2t S3 S2 S2tc N S3 S2tc N S3 S2t 19 220 N S3 S1 N S3 S2c N N S2tc N N S1 20 264 S3 S2 S2t S3 S3 S2tc S3 S2 S2tc N S3 S2t 21 2/324 S2 S2 S2t S2 S2 S2tc S3 S3 S2tc N S3 S2t 22 180 S3 S3 S1 S3 S3 S2c N S3 S2tc N N S1 23 3/283 S2 S2 S1 S2 S2 S2c S3 S2 S2tc S3 S3 S1 24 3/130 S2 S2 S2t S2 S2 S2c S3 S3 S2tc N S3 S2t 25 282 S3 S2 S1 S3 S2 S2c S3 S3 S2tc N S3 S1 26 165 S2 S2 S1 S3 S2 S2c N S3 S2tc N S3 S1 27 246 S3 S3 S1 S3 S2 S2c S3 S3 S2tc N S3 S1 28 4/22 N S3 S2t N S3 S2tc N N S2tc N N S2t 29 167 S2 S1 S2t S2 S1 S2tc S3 S3 S2tc S3 S3 S2t 30 298 S2 S1 S2t S2 S2 S2tc S3 S3 S2tc N S3 S2t 31 7/128 S3 S3 S2t S3 S3 S2tc S3 S3 S2tc N S3 S2t 32 3/183 S3 S2 S2t S3 S3 S2tc N S3 S2tc N S3 S2t 33 328 S3 S3 S2t S3 S3 S2tc N S3 S2tc N S3 S2t 34 180 N S3 S1 N S3 S2tc N S3 S2tc N N S1 35 30 S3 S3 S2ta N S3 S2tca N N S2tcsa N N S2tsa 36 490 S3 S3 S2t S3 S3 S2tc N S3 S3t N N S2t 37 140 S3 S3 S1 S3 S3 S2c N S3 S2tc N S3 S1 38 261 S2 S2 S1 S3 S2 S2c S3 S2 S2tc S3 S3 S1 39 367 N S3 S2t N S3 S2tc N N S3t N N S2t 40 213 S3 S3 S2t N S3 S2tc N N S2tc N N S2t 41 1/134 S3 S2 S2t S3 S3 S2tc N S3 S2tcs N S3 S2ts 42 3/237 S3 S3 S2t S3 S3 S2tc N S3 S2tc N N S2t 43 110 S3 S3 S3t S3 S3 S3t N S3 S3t N S3 S3t 44 218 N N N N N N N N N N N N

S : ،روش استوريR: ،روش ریشه دومA:آلماگرا مدل) t ،s ،c ،a و g هاي بافت، شوري، آهک، اشباع سدیمی و توسعه یافتگی به ترتیب محدودیت )خاکرخ


رعایت تناسب اراضی گامی مطمئن در عملکرد باالافزایش هاي بعدي و همراه با حفظ خاك براي استفاده

مطالعات تفصیلی ارزیابی کیفی .باشد خاك میپتانسیلنشان دهنده آلماگراتناسب اراضی با استفاده از مدل

ت خاك، آهک و زهکشی هاي بافتأثیر متفاوت محدودیت گندم، ذرت، سیب زمینی و محصوالت انواعبراي کشت

تناسب هاي اجمالی نشان داد کهبررسی. باشدسویا می گندم، ذرت، به ترتیب براي کشت مورد مطالعهمنطقه با هر سهشود که بندي میاولویتزمینی و سویا سیب

. )3جدول (یاشدمورد استفاده نتایج یکسان میروش

هاي تناسب کیفی اراضی مورد مطالعه با استفاده نقشهو تلفیق آن با ) GIS(از سامانه اطالعات جغرافیایی

تهیه هاي استوري و ریشه دوم و یا روشنتایج مدل -هاي مختصاتنقشه(هاي زمین مرجع ین نقشها. شدندبندي دقیق اراضی مستعد براي کشت ، امکان پهنه)دار

اي را فراهم محصوالت مورد مطالعه در مقیاس ناحیهمثال تناسب کیفی منطقه مورد مطالعه به عنوان.کندمی

مدل استفاده از با براي توسعه کشت دانه روغنی سویاهاي تا حد گروه خاك منطقهآلماگرا به همراه نقشه

. ارائه شده است2در شکل بزرگ

با استفاده ازمدل آلماگرا و نقشه خاك منطقههاي تناسب کیفی اراضی براي سویا نقشه زمین مرجع کالس-2شکل


یک از براي هر هاي بکار رفتهتفاوت روشمقایسه با استفاده از بندي اراضی رتبهرويمحصوالت انواع

صورت تصادفی آزمایش فاکتوریل در قالب طرح کامالبراي این منظور اثر سه عامل روش ارزیابی، نوع .گرفت

-خاك و نوع محصول و نیز اثر متقابل آنها روي رتبهدر قالب تجزیه واریانس در ) 4 و3، 2، 1(هاي حاصله

اثر اصلی هر سه عامل . ارایه شده شده است4جدول

اراضی در سطح احتمال یک هاي تناسبروي رتبهاما با عنایت به این نکته که دار شده استدرصد معنی

اثر متقابل بین نوع محصول در نوع روش و اثر نوع دار شدند از بحث در خصوص روش در نوع خاك معنی

بررسی اثرات اصلی صرف نظر شده و فقط به تفسیر . شوداثرات متقابل اکتفا می

اهدر انواع خاكبا سه روش بکار رفته )4 و 3 ،2 ،1(هاي تناسب اراضی رتبه واریانس جدول تجزیه-4جدول

.براي انواع محصوالتو df MS منابع تغییر 783/6 ** 3 نوع محصول

998/14 ** 2 نوع روش ارزیابی تناسب اراضی 470/5 ** 3 نوع خاك

577/1 ** 6 نوع روش×نوع محصول ns353/0 9 ك نوع خا×نوع محصول 514/2** 6 نوع خاك×نوع روش

ns 248/0 18 نوع خاك× نوع روش ×نوع محصول 403/0 480 خطا 528 کل

در نوع روش و محصولبراي بررسی اثر نوع هاي اراضی اختصاص داده شده مقایسه وضعیت رتبه

مقایسه ،هاي متفاوتبراي هر محصول با روشدر سطح وLSDاز آزمون ها با استفاده نگینامی

نتایج نشان داد که ).5جدول (صورت گرفت% 5 احتمال به ترتیب مدل آلماگرا، ریشه دوم ومحصوالتدر همه

- دهاختصاص دا براي اراضیرتبه رااستوري باالترین توان بیان نمود مدل آلماگرا براي انواع میعبارتیب .اند

تر نشان اراضی را متناسبها در همه خاكمحصوالت عدم از طرفی بهتوان میت این امر را عل. استداده

و از طرف دیگر به در مدل آلماگرا پارامتر اقلیم دخالتماهیت این مدل که بر مبناي روش محدودیت ساده و یا

در بنابراین. کند نسبت دادعمل میمحدودیت حداکثر انجام یافتهبدون توجه به اقلیم ارزیابی خاك ،این مدل

پارامتر اقلیم استوري و ریشه دومدو روش هر در ولی با توجه به عدم وجود .نیز در ارزیابی دخیل بوده است

در منطقه براي محصوالت مورد هاي اقلیمیمحدودیتمقایسه نتایج حاصل از مدل اوال ،)3جدول (مطالعه

اثر به دلیل یکسان بودن هاي پارامتریک با روشآلماگرا توان گفت نمی و ثانیابودهظر آماري صحیح از ن اقلیمپارامتر اقلیم عامل کاهش رتبه تناسب اراضی که

. استهاي پارامتریک بودهتخصیص یافته در روشتوان ها را مینتایج روش درعامل بروز تفاوتبنابراین

.نسبت دادنیز ها هر یک از روشبه ماهیت اجراییود با تکیه بر مقایسه در تحقیقات خنیز ) 1390(پاکپور

تر دیده متناسبتعلآلماگرا، نتایج مدلو عملکرد واقعی توسط مدلشدن اراضی براي کشت محصوالت مختلف

ه است دخالت فاکتور اقلیم در مدل دانستعدم را آلماگرا - که با توجه به عدم مقایسه آماري در تحقیق وي نمی

قلیم اشاره توان به طور واضح به تأثیر یا عدم تأثیر ا .نمود


با سه روش اختصاص یافته براي چهار محصولهاي تناسب اراضیبین رتبه جدول مقایسه میانگین -5جدول

% .5 در سطح احتمال LSDبا آزمون هاي اراضیرتبهمیانگین نوع روش ارزیابی تناسب اراضی محصولنوع

de 11/2 استوري bc 57/2 ریشه دوم

گندم

a 93/2 رامدل آلماگ e 98/1 استوري cd 36/2 ریشه دوم

ذرت

ab 73/2 مدل آلماگرا g 41/1 استوري ef 86/1 ریشه دوم

سیب زمینی

abc 61/2 مدل آلماگرا g 16/1 استوري f 68/1 ریشه دوم

سویا

a 93/2 مدل آلماگرا

نوع روش ارزیابی تناسب در بررسی اثر متقابل بینهاي وع خاك، با توجه به اینکه تعداد دادهاراضی با نر هر دهاي اراضی یا به عبارتی تعداد رتبهمبین میانگین

استفاده از یک لذا نبوده استسانچهار نوع خاك یکLSDصحیح نبوده وها براي مقایسه تمامی میانگین

) 6جدول ( LSDاز ماتریس براي مقایسه میانگین .درج شده است 7جدول در نتایج گردید کهاستفاده

، نوع خاك4 که مدل آلماگرا در هر نشان دادنتایج

ها اراضی را با تناسب باالتر نسبت به سایر روش- برآورد نموده است و در طبقات بعدي به ترتیب روش

زادهتقی .گیرندقرار میهاي ریشه دوم و استوري هاي روش نیز در مطالعات خود بیان داشت که )1390(

با توجه به دخالت توأم فاکتورهاي FAOتریک پارامهاي اعمالی از خاك و اقلیم اراضی را بدلیل محدودیت

.دهندسوي اقلیم با تناسب کمتر نشان می

.خاكهاي بزرگ گروه براي سطوح مختلف% 5 در سطح احتمال LSD ماتریس -6جدول

Calcixerepts (92) Haploxerepts (56) Xerorthents (16) Haploxeralfs (12) 38/0 4/0 48/0 51/0 Haploxeralfs (12)

34/0 35/0 44/0 48/0 Xerorthents (16) 21/0 24/0 35/0 4/0 Haploxerepts (56) 18/0 21/0 34/0 38/0 Calcixerepts (92)


با سه روش هاهاي تناسب اراضی اختصاص یافته براي انواع خاك بین رتبه جدول مقایسه میانگین-7جدول % .5 در سطح احتمال LSDآزمون با

هاي اراضیمیانگین رتبه تعداد داده مبین میاگین نوع روش ارزیابی تناسب اراضی نوع خاك f 62/1 56 استوري cd 2/2 Haploxerepts 56 ریشه دوم a 91/2 56 مدل آلماگرا f 58/1 92 استوري de 01/2 Calcixerepts 92 ریشه دوم a 88/2 92 مدل آلماگرا bc 42/2 12 استوري ab 75/2 Haploxeralfs 12 ریشه دوم a 3 12 مدل آلماگرا g 75/1 16 استوري f 2 Xerorthents 16 ریشه دوم a 81/1 16 مدل آلماگرا

به آلماگرانتیجه نهایی این تحقیق نشان داد که مدل هاي سایر روشلحاظ صرفه جویی در زمان نسبت به

ا با ، باشدارزیابی تناسب اراضی داراي ارجحیت می امتوجه به این نکته که این مدل فاکتور اقلیم را در

، لذادهدگیري خود دخالت نمیپارامترهاي مورد اندازهمورد مطالعه به منزله ارزیابی خاك براي محصوالت

. باشدارزیابی اراضی براي همان محصوالت می

گیري از مدل آلماگرا در سیستم تصمیماستفاده و Terrazaهاي میکرولیز باید در ادامه استفاده از مدل

Cervatana به منظور تأثیر فاکتور اقلیمی و تفکیک اراضی مستعد و غیرمستعد صورت گیرد و کاربرد

هیچ وجه در ارزیابی تناسب تنهایی بهمدل آلماگرا به . شوداراضی توصیه نمی

مورد استفاده عمناب

.مؤسسه تحقیقات خاك و آب. نقشه رژیم هاي رطوبتی و حرارتی ایران. 1377بنایی م ح،

سازمان هواشناسی استان آذربایجان . گزارش اطالعات هواشناسی ایستگاه سینوپتیک شهرستان اهر. 1386نام، بی .شرقی

با روش پارامتریک ریشه دوم در Almagraایسه مدل مق.1390ا، شهبازي ف و عماري پ، پاکپور ربطی ا، جعفرزاده ع .دانشگاه تبریز، تبریز. دوازدهمین کنگره علوم خاك ایران. ارزیابی اراضی

با ذرت و آفتابگردان گندم، براي تناسب اراضی کیفی ارزیابی مقایسه. 1390ا و شهبازي ف، زاده ز، جعفرزاده عتقیدانشگاه تبریز، . دوازدهمین کنگره علوم خاك ایران. کرکج تحقیقاتی هایستگا در و میکرولیزFAOهاي سیستم .تبریز


ونی تولید خوشه مهر بناب براي محصوالت اارزیابی کیفی تناسب اراضی شرکت تع. 1383، اشهبازي ف و جعفرزاده ع .86 تا68 هاي صفحه. 4 شماره 14مجله دانش کشاورزي، جلد . زراعی گندم، جو، یونجه، پیاز، چغندرقند و ذرت

مطالعه (گیري میکرولیز بعنوان روشی نوین در ارزیابی تناسب اراضی بررسی سیستم تصمیم. 1387شهبازي ف، . دکتري خاکشناسی، دانشکده کشاورزي دانشگاه تبریزرساله). بخشی از اراضی جنوب شهرستان اهر: موردي

ی کیفی تناسب اراضی یخفروزان شهرستان اهر براي برخی از ارزیاب. 1385ر، و نیشابوري مار، جعفرزاده عممتاز ح . 81 تا67صفحه هاي . 3 شماره 16مجله دانش کشاورزي، جلد . گیاهان زراعی متداول کشت در منطقه

.انتشارات دانشگاه تهران. طرحهاي آماري در پژوهشهاي کشاورزي. 1383. صمدي ب، رضائی ع و ولیزاده میزدي

Anonymus, 1954. Diagnosis and improvement of saline and alkali soils. USDA Handbook. 60, Washington, DC, USA. Salinity Staff, 190P.

Anonymus, 1992. Soil survey laboratory methods and procedures for collection soil sample. USDA. SCS. Soil Surv. Invest. Rep. Gov. Print. Office, Washington, DC.

Bower CA, Reitemeier RF and Fireman M, 1952. Exchangeable cation analysis of saline and alkali soils. Journal of Soil Science 73: 251-261.

Darwish KM, Wahba MM and Awad F, 2006. Agricultural soil suitability of Haplo-soils for some crops in Newly Reclamid areas of Egypt. Journal of Applied Science Research 2 (12):1235-1243.

De la Rosa D, Moreno JA and Garcia LV, 1992. Expert evaluation system for assessing field vulnerability to agrochemical compounds in Mediterranean region. Journal of Agriculture Engineering Research 56: 153-164.

De la Rosa D, Crompvoets J, Mayol F and Moreno JA, 1996. Land vulnerability evaluation and climate change impacts in Andalucia: Soil erosion and contamination. Int Agrophysics 10: 225-238.

De la Rosa D, Mayol F, Diaz-Pereira E, Fernandez M and De la Rosa DJr, 2004. A land evaluation decision support system (MicroLEIS DSS) for agricultural soil protection. Environmental Modeling and Software 19: 929-942.

Erdogan HE, Yuksel M and De la Rosa D, 2006. Bioclimatic classification using Mediterranean agro-ecological evaluation approach in Ceylanpinar State Farm (Turkey), Pp.738-744 International Soil Meeting on “Soil Sustaining Life on Earth, Managing Soil and Technology”, Sanliurfa, Turkey.

FAO, 1976. A framework for land evaluation. Food and Agriculture Organization of the United Nations. Rome, Italy. Soils Bulletin 32: P72.

Garcia JL, De la Rosa D and Bojorquez JI, 2006. Relative agricultural aptitude of the Tuxpan municipality, Nayarit, using Almagra model of the MicroLEIS system. Investigating of the geography, Bulletin the Institute of Geography, UNAM 59: 59-73.


Goss MJ, 1993. Soil Specific Crop Management. A Workshop in Research and Development Issues. Robert PC, Rust RH and Larsen WE (eds). American Society of Agronomy, Crop, Science Society of American and Soil Science Society of Amrican, Madison, WI, USA.

Jafarzadeh AA and Abbasi G, 2006. Qualitative land suitability evaluation for the growth of onion, potato, maize and alfaalfa on soil of the Khalatpushan research station. Biologia 61: 349-352.

Jafarzadeh AA, Shahbazi F and Shahbazi MR, 2009. Suitability evaluation of some specific crops in Souma area (Iran), using Cervatana and Almagra models. Biologia 64(3): 541-545.

Kelgenbaeva K, 2002. Adaptation of a Mediterranean land suitability model for Inner-Alpine Basins of Altai. Pp.109-114. 7th International Symposium on High Mountain Remote Sensing Cartography, ICA, Austria.

Klingebile AA and Montogomery PH, 1996. Agricultural Hand book. No:210, USDA, Washington.

Kutter A, Nachtergaele FO and Verheye WH, 1997. The new FAO approach to land use planning and management, and its application in Sierra Leone. ITC Journal 3: 278-283.

Nelson DW and Sommers LE, 1982. Total carbon, organic carbon and organic matter. Pp.539-579. In: Page AL (ed). Methods of soil analysis. Part2: Chemical and Microbiological Properties. No 9, Soil Science Society of Amrican, Madison. WI.

Rhoades JD, 1982. B. Soluble salts. Pp. 167-179. In: Page AL (ed). Methods of soil analysis. Part2: Chemical and Microbiological Properties. No 9, Soil Science Society of Amrican, Madison. WI.

Shahbazi F, De la Rosa D, Anaya-Romero M, Jafarzadeh AA, Sarmadian F, Neyshabouri M.R. and Oustan S, 2008. Land use planning in Ahar area (Iran) using MicroLEIS DSS. International Agrophysics 22: 277-286.

Sys C, Van Ranst E and Debaveye J, 1991. Land evaluation. Part II: Methods in land evaluation. General Administration for Development Cooperation Agric. Publ. No:7, Brussels, Belgium.

Sys C, Van Ranst E and Debaveye J, 1993. Land evaluation. Part III: Crop requirements. General Administration for Development Cooperation Agric. Publ. No:7, Brussels, Belgium.

Thysen L, 2000. Agriculture in the information society. Journal of Agricultural Engineering Reseach 76: 279-303.

Wahba MM, Darwish KM and Awad F, 2007. Suitability of specific crops using MicroLEIS program in Sahal Baraka, Farfara Oasis, Egypt. Journal of Applied Science Research 3(7): 531-539.


رشتمنطقه در هفت رقم سویادر وري آب بهره عملکرد و برآبیاري کم تأثیر 4زاده اهللا سمیع و حبیب3آبادي ، غالمرضا محسن*2، محمدحسن بیگلویی1فر جاسم امینی

30/5/90: تاریخ پذیرش20/10/89: تاریخ دریافت گیالنآموخته کارشناسی ارشد زراعت، دانشکده کشاورزي، دانشگاه دانش-1 مهندسی آب، دانشکده کشاورزي، دانشگاه گیالن، استادیار-2 اکولوژي گیاهان زراعی، دانشکده کشاورزي، دانشگاه گیالن، استادیار-3 بیوتکنولوژي، دانشکده کشاورزي، دانشگاه گیالن، استادیار-4


چکیده

هاي آزمایشی به صورت کرت،وري آب هفت رقم سویا آبیاري بر عملکرد و بهره کم اتبه منظور بررسی اثر هاي کامل تصادفی با سه تکرار در مزرعه تحقیقاتی دانشکده علوم کشاورزي دانشگاه خردشده در قالب طرح بلوك

، )، شاهدI1 (30-35هاي ماتریک مکشدر و آبیاري ) I4(آبیاري بدون چهار سطح فاکتور اصلی شامل. گیالن اجرا گردید55-50) I2 ( 70-75و) I3 (و در هر آبیاري گیرياندازه با استفاده از تانسیومترمکش ماتریک خاك . بودخاك بار سانتی

و 032، 033هاي یا به نام فاکتور فرعی شامل هفت رقم سو.اي رسانده شدمزرعهحد رطوبت ظرفیت رطوبت خاك به عملکرد دانه بر اساس آب وري بهره. بود) IIIگروه رسیدگی (و مادري زان ،L.17 ،Clark، ) IVگروه رسیدگی(سحر

داري طور معنیه نتایج نشان داد که با کاهش آبیاري از عملکرد دانه ب . محاسبه گردیدطور جداگانهه بزیستیو عملکرد با کاهش آبیاري . بدست آمدI4 و کمترین آن در تیمار I1که بیشترین عملکرد دانه در تیمار به طوري . کاسته شد

و 13به ترتیب ،I1نسبت به تیمار I3و I2داري افزایش یافت به طوري که تیمارهاي وري آب به طور معنی شاخص بهرهرا در طول ) مترمکعب در هکتار14/2457(آب آبیاري حجم بیشترین I1 تیمار آبیاري . درصد افزایش نشان دادند33

با توجه به نسبت ماده خشک تولیدي به آب .و تعداد آبیاري نیز در این تیمار بیشترین بود فصل رویش دریافت کردوري هدر بین تیمارها بیشترین بهر I3از آنجایی که تیمار . دگردیوري آب پائینی برخوردار مصرفی، این تیمار از بهره

- ترین شاخص بهره مناسبI3رسد که تیمار تفاوتی نداشت، به نظر میI2شان داد و از نظر عملکرد دانه با تیمار آب را ناین رقم بیشترین عملکرد . بود033وري آب آبیاري متعلق به رقم ها نیز، باالترین بهرهدر بین رقم. وري آب را دارد

بهترین انتخاب I3 با شیوه آبیاري 33رقم رسد کهدست آمده به نظر می هتوجه به نتایج ب بنابراین با. داشتدانه را نیز .وري آب خوبی نیز برخوردار استبهره براي کشت سویا در منطقه دشت باشد که ضمن برخورداري از عملکرد باال از

آبیاري کم عملکرد، سویا،،وري آب بهره: کلیديهاي واژه


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... و فر، بیگلویی امینی 82

Effect of Deficit Irrigation on Yield and Water Productivity of Seven Soybean Cultivars in Rasht Region

J Aminifar1, MH Biglouei2*, G Mohsenabad3 and H Samiezadeh4

Received: 10 January 2011 Accepted: 21 August 2011 1MSc Graduated in Agronomy, Faculty of Agric., Univ. of Guilan, Iran 2Assist. Prof., Dept of Water Engin., Faculty of Agric., Univ. of Guilan, Iran 3Assist. Prof., Ecology of Cultivated Plunts, Faculty of Agric., Univ. of Guilan, Iran

4Assist. Prof., Biotechnology, Faculty of Agric., Univ. of Guilan, Iran

*Corresponding author: Email: [email protected]

Abstract In order to evaluate the effects of deficit irrigation on yield and water productivity of seven

soybean cultivars, an experiment was conducted as split plots based on randomized complete block

design with three replications at agricultural research farm, Faculty of Agriculture, Guilan

University. Main factors of the experiment were four irrigation levels based on soil moisture

potential, 30-35 (I1, full irrigation), 50-55 (I2), 70-75 (I3) centibars (measured using tensiometer)

and without irrigation (I4). Sub plot factors were included seven soybean cultivars: 033, 032, Sahar

(maturity group IV), L.17, Zan, Clark and Madari (maturity group III). Water productivity was

calculated based on seed and biological yield. The results showed that deficit irrigation significantly

reduced seed yield. The highest and lowest values of the seed yield were obtained in I1 and I4,

respectively. But irrigation water productivity significantly increased with application of deficit

irrigation treatments (13% and 33% increment in I2 and I3, respectively). During the growing

season, treatment I1 received the highest amount of irrigation (2457.14 m3/ha) and also the highest

frequency of irrigations (8). According to the ratio of dry matter production to water consumption,

water productivity of this treatment (I1) was low. Among all of the irrigation treatments, I3 showed

the highest water productivity and there was no significant difference between I2 and I3 for the seed

yield. It seemed that I3 had the best water productivity index. Among the studied cultivars, cultivar

033 showed the highest irrigation water productivity (this cultivar had the highest seed yield, as

well). According to the results of the present experiment, in Rasht region, combination of treatment

I3 and cultivar 033, not only economizes water consumption, increases irrigation efficiency and

optimum use of water resources but also produces satisfactory soybean seed yield.

Keywords: Deficit irrigation, Soybean, Water productivity, Yield


83 وري آب هفت رقم سویا در منطقه رشت آبیاري بر عملکرد و بهره تأثیر کم

مقدمهترین گیاهان از قدیمی(.Glycine max L) سویا

شود و یکی از منابع عمده تولید محسوب میزراعی .)1386 پور خواجه( استروغن و پروتئین گیاهی

همیت در میزان آب مورد نیاز گیاه عاملی مهم و حائز اشود و تأثیر بسزایی در رشد و نمو سویا محسوب می

تنش کمبود آب یکی از عوامل . میزان عملکرد آن دارد ون و همکارانابر(ست اه رشد در سویامحدود کنند

مقدار آب مصرفی سویا با توجه به تغییر ).1985وضعیت آب و هوا، مدیریت و طول فصل رشد متفاوت

زودرس سویا نسبت به هاي رقم). 1372 لطیفی (استکمبود العمل کمتري به تنش دیررس آن عکسهاي رقم، بنابراین در مناطقی که محدودیت دهند نشان میآب

توصیه زودرسهاي رقمآب وجود دارد، کشت محققین بسیاري ).1379 شکاريآلیاري و (شود می

سبب افزایش کافی اند که آبیاري گزارش نموده و 2008یک و همکاران جسین(گردد میعملکرد سویا

بنابراین مدیریت آبیاري ).2008 باجاج و همکارانبر . استولید محصول زیاد و مرغوبعاملی مهم در ت

در خفیف کمبود آباساس نتایج به دست آمده تنش تحت تأثیر قرار مرحله رویشی عملکرد دانه سویا را

وان به ت بنابراین می). 2002 انپوپ و همکار(دهد نمیجویی در مصرف آب و افزایش راندمان منظور صرفه

استفاده از آب، فواصل آبیاري را در دوره رویشی تا اي که تنش شدید و غیرقابل جبران به گیاه وارد اندازه

) 1367( موسوي و همکاران .نشود، افزایش داد که در سویا آبیاري زیاد و آبیاري ندا هگزارش نمود

کارآیی مصرف آب و عملکرد سبب کاهشهر دو کم همین گزارش حاکی از آن است که در تیمار. دانه شد

رشد ،علت کاهش کارآیی مصرف آب آبیاري زیادزیاد و در نتیجه کاهش شدت نور در قسمت رویشی

هاي بوده که باعث کاهش عملکرد در گرهپائین گیاه آبیاري یک کم. هاي فرعی گردید پائین و نیز شاخه

ي براي تولید محصول تحت شرایط کمبود آب استراتژ- است که ممکن است همراه با کاهش محصول نیز

ولی در نهایت سود و یا . )1990 جمیزش و یانگل(باشد -عملکرد حاصله به ازاي واحد آب مصرفی افزایش می

هاي مورد استفاده در مباحث یکی از شاخص. یابدي دارد، عملکرد گیاه و آب مصرفی، که مبناي اقتصاد

وري آب است که به صورت نسبت عملکرد بهرهکانگ . شودمحصول به مقدار آب مصرفی تعریف می

ثیر مدیریت آبیاري برتأنیز ) 2000(و همکاران -و تاثیر کم اند کردهوري آب را بررسیشاخص بهرهکید وري آب را مورد تأهبود شاخص بهرهآبیاري در ب شاخص )2004(نسن زوارت و باشتیا. اندقرار داده

بررسی قرار راوري آب در گیاهان مختلفبهرهند که مصرف آب به مقدار ا ه پیشنهاد کرد وندا هداد

کمتر از آنچه که بیشترین عملکرد حاصل داشته ب راوري آباالترین بهرهممکن است شود، می

وري آب در اهمیت بهرهتوجه به با بنابراین. باشند ات به منظور بررسی اثرآزمایشکشاورزي، این

در سویا انجام وري آب بهره و آبیاري بر عملکرد کم .شد

ها مواد و روش

دانشکدهپژوهشیاین آزمایش در مزرعه کشاورزي دانشگاه گیالن واقع در رشت طی علوم

خاك محل آزمایش داراي . اجرا گردید1388سال گرم 37/1رسی با وزن مخصوص ظاهري بافت لومبراي تعیین . بود1/7 حدود pH ومتر مکعب بر سانتی

از دستگاه بار 15 و 33/0هاي در مکشرطوبت خاك . )1383علیزاده، ((pressure plate)صفحه فشاري

هاي خردشده در قالب طرح آزمایش به صورت کرتتیمار . تکرار اجرا گردید3هاي کامل تصادفی با بلوك

هاي مکشري بود که در اصلی شامل چهار سطح آبیا35-30) I1 ،(50-55، )شاهد I2( ،75-70) I3 (بار سانتی

.بود) I4(بدون آبیاري نیز سطح .داعمال شخاك ، 033هاي تیمارهاي فرعی شامل هفت رقم سویا به نام

رشد 032 و IV 033گروه رسیدگی از ( سحر و 032 Clark، زان، L.17، )محدود و سحر رشد نیمه محدود

) و رشد نامحدودIIIگروه رسیدگی از (ادريو مسازي زمین براي آماده. فاکتور فرعی را تشکیل دادند


متر با گاوآهن سانتی30ابتدا شخمی با عمق دلیل اینکه ه ب. برگرداندار و سپس دیسک زده شد

زمین محل آزمایش از لحاظ شیب یکسان شود از از آماده بعد . شدنیز استفاده ) تسطیح کننده(دستگاه

بذرها بر روي . ها ایجاد گردید شدن زمین، پشته سانتی متري خاك در روزهاي 2-3ها و در عمق پشته

روش آبیاري . خرداد ماه با دست کاشته شد14 و 13فاصله بین . بود) شیاري(صورت جوي پشته ه ب

ها بر روي متر و فاصله بین بوته سانتی50ها ردیف مربع متر 8اد هر کرت ابعو متر سانتی10ردیف

)2x4(کش ر قبل از کاشت با قارچوبذ. انتخاب شد به نسبت دو در هزار ضدعفونی تیرام-کاربوکسین

هاي هرز عالوه بر مصرف براي مبارزه با علف.ندشد قبل از کاشت، طی فصل در زمانکش ترفالن علف

در موقع لزوم با دست نیز کاريوجینعمل رشد ن آبیاري بالفاصله بعد از عمل کاشتاولی. گرفتامجان

براي همه تیمارها به ها جهت سبز شدن یکنواخت بوته

بر هاي بعدي زمان آبیاري. شداعمالطور یکسان با استفاده از تانسیومتر مکش خاك اساس سطوح در همه تیمارها به جز تیمار بدون . تعیین گردید

35در عمق تانسیومتر دستگاهآبیاري یک کار گذاشته متري خاك پس از کالیبره شدن سانتی

در تیمارهاي آبیاري زمانی که عقربه تانسیومتر . شداي تا حد رسیدن به ظرفیت مزرعه( مورد نظرمکش

ادامه یافت ع و وداد آبیاري شر را نشان ) ادامه یافتعملیات برداشت در مرحله رسیدگی ).1383علیزاده (

هاي داده. گردیدفیزیولوژیک به صورت دستی انجام تجزیه و 9,1 نسخه SAS با نرم افزار دست آمدهه ب

.مقایسه شدند LSDبا استفاده از آزمون ها میانگینبدون کامل و آبیاري نسبت به شرایطوري آب بهره

آبیاري و بارش مجموع آبنسبت به شرایطآبیاري و د گردی محاسبه 3 و 2، 1هاي طبق رابطهترتیب ه ب ).1385 و همکارانسپاسخواه(

)کیلوگرم در هکتار(مقدار ماده خشک در شرایط آبیاري )مترمکعب در هکتار(مقدار آب مصرفی ]1[

وري آب نسبت به بهره= آبیاريشرایط

]2[ )کیلوگرم در هکتار( عملکرد در شرایط آبیاري –) کیلوگرم در هکتار(یط بدون آبیارياعملکرد در شر

)مترمکعب در هکتار(مقدار آب آبیاري وري آب نسبت به هبهر= آبیاري شرایط بدون

)مترمکعب در هکتار ( و بارشمقدار آب آبیاري ]3[ ) کیلوگرم در هکتار(عملکرد محصول

ري آب نسبت به شرایطوبهره= مجموع آب آبیاري و بارش

1/0 با دقت آبکنتور از با استفادهآبیاري مقدار آب گیري شد و مقدار ماده خشک براي هر لیتر اندازهگیري و از نسبت آنها جداگانه اندازهطورتیمار به

آب بر اساس وري بهره .گردیدوري آب محاسبه بهرهطور جداگانه ه بزیستیعملکرد دانه و عملکرد

آبیاري، مقدار آب مورد نیاز دور تعداد .دشمحاسبه و در طول دوره رشد در تیمارهاي مختلف دورهر در

بارندگی این منطقه در ، و مقدار1آبیاري در جدول

هاي سویا به صورت ماهانه، در طی فصل رویش رقم . ارائه شده است2جدول


نتایج حاصل از تجزیه واریانس نشان داد :عملکرد دانهد تأثیر آبیاري و رقم در سطح احتمال یک درصکه

با وقوع ).3جدول(داشت داري بر عملکرد دانه معنیتنش آبی از عملکرد دانه کاسته شد، به طوري که


، 30/15 به ترتیب I4 و I2 ،I3گیاهان در تیمارهاي درصد، عملکرد کمتري را نسبت به 33/65 و 33/17

به ترتیب بیشترین و I4و I1تیمارهاي .داشتند I1تیمار

را به خود اختصاص دادند دانهکمترین عملکرد داد نشان ها رقممیانگین هقایسمهمچنین ).4جدول(

. آبیاري، مقدار آب مصرفی در هر دور و کل آب مصرف شده در آبیاري هر تیماردور -1جدول

تیمارهاي آبیاري

دورتعداد آبیاري

آب مصرفی در مقدار آبیاري در هر دور هر

(m3)تیمار

آبیاري در مقدار آب رشد در دوره طول

(m3)هر تیمار

آب آبیاري مقدار دوره طولدر

رشد در هکتار(m3)

مقدار بارندگیاز زمان کاشت تا شهریور ماه

(mm)

از مقدار بارندگی تا زمان کاشت

(mm)مهر ماه

I1 8 16/5 28/41 14/2457 I2 6 29/5 74/31 28/1889 I3 4 75/6 00/27 14/1607

8/199 3/330

I4 - - - - تر و در م یلی م8/199 حدودا مقدار آب دریافتی از طریق بارندگی در کل دوره رشد) تیمار بدون آبیاري (I4، در تیمار IIIدر گروه رسیدگی

.تر بودم یلی م3/330 حدودا، IVگروه رسیدگی

.1388 هاي سویا در سال رشد رقمدوره بارندگی در توزیع -2 جدول جمع مهر شهریور مرداد تیر خرداد

mm( 8/38 6/0 9/82 5/77 5/130 3/330(مقدار بارندگی

بیشترین و رقم زان IV از گروه رسیدگی 033رقم که را دارا عملکرد دانه کمترینIIIاز گروه رسیدگی

IIIهاي گروه رسیدگی در بین رقم. )5جدول(بودند را به خود اختصاص رقم مادري بیشترین عملکرد نیزترین صفت مورد ارزیابی در عملکرد دانه مهم. داد

عملکرد کاهش . باشد اي از جمله سویا می گیاهان دانه پورموسوي و تحت شرایط تنش کمبود آب با نتایج

)2009(مین و همکاران اال روحو )1388(همکاران .مطابقت داشت

شان نتایج حاصل از تجزیه واریانس ن:زیستیعملکرد عملکرد از لحاظ ها سطوح آبیاري و رقمداد که بین

داري در سطح احتمال یک درصد اختالف معنیزیستیرقم از نظر و همچنین برهمکنش آبیاري. وجود داشت

دار بود این صفت در سطح احتمال پنج درصد معنیرقم نشان داد که رقم و برهمکنش آبیاري ).3جدول(

I4زان در تیمار و رقم ، بیشترینI1 در تیمار 033

کمترین عملکرد زیستی را به خود اختصاص داد در پتانسیل آب خاك کاهش ترین کوچک). 6جدول(

ودیت رشد در تعرق و در نتیجه محدکاهش موجب ، و تولید زیست )1996 مولت و ویتسیت(گردد می

، کاهش تحت شرایط تنش کمبود آب توده در گیاهان ). 2009 رانفاروغ و همکا(یابد می

وري آب بررسی شاخص بهره :وري آب شاخص بهرهآبیاري در بین تیمارهاي مختلف نشان داد که از لحاظ

نسبت به I3عملکرد دانه و عملکرد زیستی، تیمار وري بیشتري تیمارهاي آبیاري دیگر، از بهره

به طور مذکورهر چند تیمار . )4جدول (برخوردار بود I1 کمتري نسبت به تیمار ه عملکرد دانداري معنی

آماريدر یک گروهاز این نظر I2داشت و با تیمار هاي وري آب یکی از شاخص قرار گرفت ولی بهره

از منابع آب است بهینهبسیار مهم در استفاده بدلیل محدودیت کمی و .)1382احسانی و خالدي (


I3کیفی منابع آب در طول دوره رشد گیاه، تیمار ها مقایسه میانگین رقم .نه مناسبی باشدتواند گزی می

67/1 و 9/0 با میانگین 033نیز نشان داد که رقم آبوري کیلوگرم بر مترمکعب به ترتیب بیشترین بهره

ارقام مشابه . را داشتنداز نظر عملکرد دانه و زیستی ). 5 جدول( بودند 85/0 و 47/0براي رقم زان به ترتیب

رین و کمترین عملکرد دانه این دو رقم به ترتیب بیشتهاي البته در درون گروه). 5جدول(د شتنرا نیز دا

وري از نظر بهره در مورد صفات مذکوررسیدگی نیزبه این . داري وجود داشت آب آبیاري تفاوت معنی، رقم IV رسیدگیهاي گروه صورت که در بین رقم

وري آب بیشترین و رقم سحر کمترین بهره033 یا در بین گروه ز نظر عملکرد دانه دارا بودرا اآبیاري

و رقم زان کمترینبیشترین مادري ، رقمIIIرسیدگی و وري آب آبیاري را از نظر عملکرد دانه شاخص بهره

.)5جدول( شت داعملکرد زیستیوري مجموع آب آبیاري و بارش نیز یکی بهرهسپاسخواه و (باشد وري آب میهاي بهرهاز شاخص

نتایج نشان داد که از لحاظ عملکرد ). 1385همکاران ، I1 نسبت به تیمارهاي I4دانه و عملکرد زیستی، تیمار

I2 وI3) داري بین سه تیمار مذکور اختالف معنی). 4جدول(وري کمتري داشت ، بهره)وجود نداشت

جهت در کشت سویارشت بنابراین در شرایط منطقه ي تکمیلی ضرورت آبیار، حصول عملکرد قابل قبولدار اما عدم تفاوت معنی. یک امر اجتناب ناپذیر است

بیانگر ) 4جدول (I3و I2عملکرد دانه در بین دو تیمار مکش خاك این مطلب است که آبیاري بر اساس

در مکش ، در مقایسه با آبیاري )I3(بار سانتی75-70وري ، امکان بهره)I2(بار خاك سانتی55-50

ع آب آبیاري و بارش را فراهم تري از مجمو مناسب و 3/0 با میانگین 033ها نیز رقم در بین رقم. کندمی کیلوگرم بر مترمکعب به ترتیب داراي بیشترین 56/0

وري مجموع آب آبیاري و بارش براي عملکرد بهره و 2/0رقم سحر با میانگین دانه و عملکرد زیستی و

کیلوگرم بر مترمکعب به ترتیب داراي کمترین 37/0وري مجموع آب آبیاري و بارش براي عملکرد بهره

از آنجایی که این ). 5جدول(دانه و عملکرد زیستی بود تعلق دارند، به IVدو رقم هر دو به گروه رسیدگی

هاي رسیدگی نیز از رسد که در درون گروه نظر میوري مجموع آب آبیاري و بارش، تفاوت نظر بهره

. داري وجود دارد معنیوري آب آبیاري نسبت به شرایط بدون بهره

باشد وري آب میهاي بهرهآبیاري نیز یکی از شاخص آبیاري را نسبت به شرایط طکه عملکرد تحت شرای

سپاسخواه و همکاران، (سنجد بدون آبیاري میریانس حاکی از اثر غیر نتایج تجزیه وا). 1385در بین ). 3جدول (دار آبیاري بر این صفت بود معنی و رقم زان کمترین ن بیشتری033ها، رقم رقموري آب آبیاري نسبت به شرایط بدون آبیاري از بهره

و نیز رقم را دارند نظر عملکرد دانه و عملکرد زیستی داراي کمترین مقدار این صفت از نظر عملکرد 032 ). 5جدول(نه بود دا

وري بارش نیز بر اساس تقسیم عملکرد بهره) مترمکعب(به مقدار بارش ) کیلوگرم در هکتار(

در سطح (دار نتایج حاکی از اثر معنی. محاسبه گردیدآبیاري و رقم بر این صفت از نظر ) احتمال یک درصد

برهمکنش آبیاري. عملکرد دانه و عملکرد زیستی بود در سطح عملکرد دانه و زیستیظر رقم نیز از نو

برهمکنش ). 3جدول(دار بود احتمال پنج درصد معنی، I1در تیمار مادري رقم نشان داد که رقم و آبیاري

، کمترین I4در تیمار و زان سحر هايبیشترین و رقم ند عملکرد دانه دارا بوداز نظروري بارش را بهره

بیشترین و ،I1همچنین رقم مادري در تیمار ). 6جدول( کمترین ،I4 و زان در تیمار 032 ،رقم هاي سحر

وري بارش را از نظر عملکرد زیستی دارا بودند بهره 033هاي مورد بررسی، رقم در بین رقم ).6جدول(

وري آب بیشتري از آبیاري، آبیاري نسبت به بهرهشرایط بدون آبیاري و مجموع آب آبیاري و بارش را

.)نیز دارا بود بیشترین عملکرد رااین رقم(نشان داد هاي مورد عالوه بر تفاوت در گروه رسیدگی، رقم

رشد (رشد نوع بررسی در این تحقیق، از نظر شاید . باشند متفاوت می ، نیز)نامحدود و رشد محدود


وري بارش گروه یکی از دالیل برتري نسبی بهره هاي رقم. ، رشد نامحدود بودن آنها باشدIIIرسیدگی

رشد نامحدود، به علت آنکه استعداد گلدهی براي مدت هاي رشد محدود نسبت به طوالنی دارند، به اندازه رقم

کافی و همکاران ( حساس نیستند کمبود آبتنش -محققان زیادي در تحقیقات خود در زمینه کم ).1384

وري آب آبیاري دست آبیاري به بهبود شاخص بهرهنژاد و ، خواجوئی1388ران کریمی و همکا(یافته بودند

نتایج این ). 2000 و کانگ و همکاران 1384همکاران آبیاري باعث افزایش آزمایش نشان داد که کم

گردید به طوري که تیمارهاي وري آب شاخص بهرهI2 وI3 نسبت به تیمارI1، درصد 33 و 13به ترتیب

مشاهده شده است که اگر حجم . افزایش نشان دادندوري ي با ازدیاد مراحل آبیاري افزایش یابد، بهرهآبیار

در آزمایش حاضر، ). 1974هانکس (یابد آب کاهش میرا بیشترین مقدار آب آبیاري ) شاهد (I1تیمار آبیاري

متر 14/2457(در طول فصل رویش دریافت کرد آبیاري نیز در این تیمار دورو تعداد ) مکعب در هکتارما با توجه به نسبت ماده ا). دور 8( بیشترین بود

وري خشک تولیدي به آب مصرفی، این تیمار از بهره

واقع با توجه به در( برخوردار بودکمتري آب آب، از آب آبیاري براي تولید مادهمصرف بیشتر

ولی از آنجایی که). خشک بهره کمتري برده استوري آب تیمارها، بیشترین بهره بقیه در بینI3تیمار

در I2ن داد و از نظر عملکرد دانه نیز با تیمار نشا رارسد که این به نظر می یک گروه آماري قرار گرفت،

وري آب را دارا ترین شاخص بهره مناسب) I3( تیمار دو ساله در سویا نیز به طی آزمایشی. باشد می

راندمان در مصرف آب و افزایشویی ج منظور صرفهمقدار آب باالتر بااستفاده از آب و داشتن عملکرد

درصد آبیاري کامل، پیشنهاد شده 75یکسان، تیمار هاي بین رقم در).2009و همکاران گیرکاك (است

وري آب بیشترین بهره033مورد بررسی نیز، رقم این رقم بیشترین عملکرد دانه را (آبیاري را نشان داد

رسد در کشت سویا نظر می بنابراین به). نیز دارا بود باعث باالترین I3 با تیمار 033 منطقه رشت، رقم در

.برداري از منابع آب گردیداستفاده یا بهره

وري بارش وري آب آبیاري، آب آبیاري نسبت به شرایط بدون آبیاري، مجموع آب آبیاري و بارش و بهره تجزیه واریانس بهره-3جدول

ح آبیارياز نظر عملکرد دانه و عملکرد زیستی سویا در سطو

میانگین مربعات

منبع درجه تغییرات

آزادي عملکرد دانه

عملکرد زیستی

وري آب بهرهآبیاري در عملکرد زیستی

وري آب بهرهآبیاري در عملکرد دانه

وري آب آبیاري بهرهنسبت به شرایط بدون

آبیاري در عملکرد زیستی

ns 42070 ns 110773 ns 05/0 ns 01/0 ns06/0 2 بلوك ns 03/0 34/0 ** 53/0 ** 10616084 ** 3200825 ** 3 آبیاري a 6 27031 88215 01/0 004/0 006/0خطاي 07/0 ** 15/0 ** 63/0 ** 2458805 ** 636128 ** 6 رقم ns 69422 *266483 ns 07/0 ns 02/0 ns 03/0 18 رقم×آبیاري

b 48 38962 134089 04/0 01/0 01/0خطاي CV

87/16 18/17 42/17 23/19 96/18 - )درصد(


3ادامه جدول میانگین مربعات

منبع درجه تغییرات

آزادي

وري آب بهرهآبیاري نسبت به

شرایط بدون آبیاري در عملکرد دانه

وري مجموع بهرهآب آبیاري و

بارش در عملکرد زیستی


بارش در عملکرد دانه

وري بهرهبارش در عملکرد زیستی

وري بهرهبارش در عملکرد دانه

ns 02/0 ns 006/0 ns 002/0 ns035/0 ns 012/0 2 بلوك ns 01/0 ** 103/0 ** 037/0 **701/0 ** 53/0 3 آبیاري a 6 003/0 005/0 001/0 015/0 004/0خطاي 079/0** 201/0 ** 017/0 ** 054/0 ** 03/0 * 6 رقم ns 01/0 ns 01/0 ns 0027/0 *038/0 *013/0 18 رقم×آبیاري

b 48 009/0 007/0 002/0 021/0 006/0خطاي CV

98/18 17/19 04/19 86/18 21/16 - )درصد(ns ، ** دار با احتمال یک و پنج درصد دار و معنی به ترتیب غیر معنی* و.

.آب آبیاري و مجموع آب آبیاري و بارش در سطوح آبیاري) کیلوگرم بر مترمکعب( وري مقایسه میانگین بهره-4جدول

سطوح آبیاري )بار خاك سانتی(

عملکرد دانه کیلوگرم در (

)هکتار

وري آب بهرهآبیاري در عملکرد زیستی

وري آب بهرهآبیاري در عملکرد

دانه


بارش در عملکرد ستیزی

وري مجموع آب بهرهآبیاري و بارش در عملکرد دانه

I1 a 1379 b 01/1 c 54/0 a 502/0 a 271/0 I2 b 1168 b 1/1 b 61/0 a 464/0 a 265/0 I3 b 1140 a 32/1 a 72/0 a 507/0 a 279/0 I4 c 478 - - b 356/0 b 188/0 ).LSD 05/0آزمون (داري با هم دارند ماري معنیهاي داراي حروف غیر مشترك در هر ستون اختالف آ میانگین

آب آبیاري، آب آبیاري نسبت به شرایط بدون آبیاري و مجموع آب آبیاري و ) کیلوگرم بر مترمکعب( وري مقایسه میانگین بهره-5جدول

هاي سویا بارش از نظر عملکرد دانه و عملکرد زیستی در رقم

هاي رقم سویا

د دانه عملکر )کیلوگرم در هکتار(

وري آب آبیاري بهره در عملکرد زیستی

وري آب آبیاري بهره در عملکرد دانه

وري آب آبیاري بهرهنسبت به شرایط بدون آبیاري در عملکرد زیستی

033 a 1512 a 67/1 a 9/0 a 97/0 bc 1005 bc 17/1 b 633/0 ab 79/0 سحر bc 1031 bcd 1/1 b 63/0 bc 69/0 مادريL.17 bc 985 cde 03/1 b 59/0 bc 58/0 Clark cd 894 de 96/0 bc 55/0 bc 57/0 032 b 1080 b 22/1 b 62/0 bc 63/0 d 780 e 85/0 c 47/0 c 52/0 زان

89 وري آب هفت رقم سویا در منطقه رشت آبیاري بر عملکرد و بهره تأثیر کم 5دامه جدول ا

کیلوگرم بر (وريبهره هاي رقم )مترمکعب

آب آبیاري نسبت به شرایط بدون سویا دانهآبیاري در عملکرد

مجموع آب آبیاري و بارش در عملکرد زیستی

مجموع آب آبیاري و بارش در عملکرد دانه

033 a 5/0 a 56/0 a 30/0 abc 42/0 d 37/0 d 20/0 سحر ab 41/0 ab 50/0 ab 27/0 مادريL.17 abc 37/0 bc 48/0 ab 27/0 Clark bc 35/0 bcd 44/0 bc 25/0 032 c 3/0 cd 42/0 cd 21/0 c 29/0 d 39/0 cd 21/0 زان

). LSD 05/0آزمون (داري با هم دارند هاي داراي حروف غیر مشترك در هر ستون اختالف آماري معنی میانگین

بارش در عملکرد زیستی و ) کیلوگرم در مترمکعب(وري و بهرهشاخص برداشتهاي برهمکنش آبیاري و رقم از نظر صفت-6جدول دانه در سویا

کرد زیستیعمل )کیلوگرم در هکتار(

وري بارش در عملکرد دانه بهره )کیلوگرم بر مترمکعب(

وري بارش در عملکرد زیستی بهره )کیلوگرم بر مترمکعب(

V1×I1 a3939 abc61/0 ab19/1 V2×I1 defgh2222 gh35/0 fgh67/0 V3×I1 bcd2627 a74/0 a31/1 V4×I1 cdef2373 ab68/0 ab18/1 V5×I1 ghij1751 cdef49/0 cdefg87/0 V6×I1 b2997 efg45/0 cdef90/0 V7×I1 efgh2017 cdef54/0 bc00/1 V1×I2 bc2843 defg47/0 cdefg86/0 V2× I2 efgh1980 hi31/0 hij59/0 V3× I2 fghij1881 cdef54/0 cd94/0 V4× I2 defgh2086 bcd60/0 bc04/1 V5× I2 ghijk1719 cdef52/0 cdefg86/0 V6× I2 efghi1948 hij31/0 hij58/0 V7× I2 ghij1754 cdef50/0 cdefg87/0 V1×I3 b3090 cdef50/0 cde93/0 V2× I3 bcde2510 fgh41/0 defgh76/0 V3× I3 efgh2012 bcde57/0 bc00/1 V4× I3 hijk1647 defg47/0 cdefgh82/0 V5× I3 defgh2055 bcde57/0 bc02/1 V6× I3 cdefg2301 gh35/0 efgh69/0 V7× I3 jklm1292 gh35/0 ghi64/0 V1×I4 ijkl1355 ijk23/0 ijk41/0 V2× I4 klmn735 k12/0 k22/0 V3× I4 lmn784 ijk20/0 jk39/0 V4× I4 lmn853 ijk21/0 ijk42/0 V5× I4 mn753 ijk19/0 jk37/0 V6× I4 mn1145 jk18/0 k34/0 V7× I4 n637 k16/0 k31/0

).LSD 05/0آزمون (داري با هم دارند هاي داراي حروف غیر مشترك در هر ستون اختالف آماري معنی میانگینI1 ،I2 ،I3 و I4 و بدون آبیاري70-75، 50-55، 30-35هاي خاك مکش به ترتیب تیمارهاي آبیاري بر اساس

V1 ،V2 ،V3 ،V4 ،V5 ،V6 و V7و زان 032 ، کالرك،17.، سحر، مادري، ال033هاي ب رقم به ترتی



.انتشارات عمیدي، تبریز. هاي روغنی، زراعت و فیزیولوژي دانه. 1379آلیاري ه و شکاري ف،

.82شماره . کمیته ملی آبیاري و زهکشی ایران. بهره وري آب کشاورزي. 1382احسانی م و خالدي ه،

تأثیر کود دامی بر عملکرد کمی و کیفی . 1388گلوي م م، دانشیان ج، قنبري ا، بصیرانی ن و جنوبی پ، پورموسوي س، -133هاي صفحه.1، شماره 40مجله علوم گیاهان زراعی ایران، دوره . خشکی سویا در شرایط تنش L.17الین 145.

. احد صنعتی اصفهانانتشارات جهاد دانشگاهی و. گیاهان صنعتی. 1386ر، م پور خواجه

هاي آبیاري و تراکم کاشت بر تأثیر رژیم. 1384نژاد غ ر، کاظمی ح، آلیاري ه، جوانشیر ع و آروین م ج، خواجوئیمجله . عملکرد، کارایی مصرف آب و کیفیت دانه سه رقم سویا در کشت تابستانه در شرایط آب و هوایی کرمان

.151 -137هاي صفحه. ل نهم، شماره چهارمعلوم و فنون کشاورزي و منابع طبیعی، سا

انتشارات کمیته ملی آبیاري و زهکشی . اصول و کاربرد کم آبیاري. 1385سپاسخواه ع ر، توکلی ع ر و موسوي س ف، . ایران

). ع( انتشارات دانشگاه امام رضا. رابطه آب و خاك و گیاه. 1383علیزاده ا،

. انتشارات جهاد دانشگاهی مشهد). ترجمه(فیزیولوژي گیاهی، جلد دوم . 1384نی م، کافی م، کامکار ب، شریفی ح ر و گلدا

آبیاري بر صفات مورفولوژیک و تأثیر تیمارهاي کم. 1388قاسمی ع، کریمی م، اصفهانی م، بیگلویی م ح، ربیعی ب و کافی گیاهان زراعی، جلد دوم، مجله الکترونیک تولید. اي در شرایط آب و هوایی رشت هاي رشد ذرت علوفه شاخص

.110-91هاي شماره دوم، صفحه

.انتشارات جهاد دانشگاهی مشهد). ترجمه) ( مصارف- فیزیولوژي-زراعت(زراعت سویا . 1372لطیفی ن،

مجله علوم و . هاي آبیاري بر راندمان مصرف آب دو رقم سویا اثر رژیم. 1367موسوي ف، کریمی م و خدامباشی م، .13-23 صفحات . 2 شمارهصنایع کشاورزي

Bajaj S, Chen P, Longer DE, Shi A, Hou A, Ishibashi T and Brye KR, 2008. Irrigation and planting date effects on seed yield and agronomic traits of early-maturing soybean. J of Crop Improve 22 (1): 47–65.

Brown EA, Caviness CE and Brown DA, 1985. Response of selected soybean cultivars to soil moisture deficit. Agron J 77: 274 – 278.

English MJ and James L, 1990. Deficit irrigation, II: Observation on Colombia basin. ASCE, J of Irrig. and Drain Eng 116: 413-426.

Farooq M, Wahid A, Kobayashi N, Fujita D and Basra SMA, 2009. Plant drought stress: effects, mechanisms and management. Agron Sustain Dev 29: 185–212.


Gerçak S, Boydak E, Okant M and Dikilitas M, 2009. Water pillow irrigation compared to furrow irrigation for soybean production in a semi-arid area. Agricultural Water Management 96: 87-92.

Hanks RJ, 1974. Model for predicting plant yield as influenced by water use. Agron J 66: 660-665.

Kang S, Shi W and Zhang J, 2000. An improved water-use efficiency for maize grown under regulated deficit irrigation. Field Crop Res 67: 207-214.

Mullet JE and Whitsitt MS, 1996. Plant cellular responses. Plant Growth Reg 20:119-124.

Popp MP, Keisling TC, Mcnew RW, Oliver LR, Dillon CR and Wallace DM, 2002. Planting date, cultiver, and tillage system effects on dryland soybean production. Agron J 94:81-88.

Ruhul Amin AKM, Jahan SRA and Hasanuzzaman M, 2009. Yield components and yield of three soybean varieties under different irrigation management. American-Eurasian Journal of Scientific Research 4(1): 40-46.

Sincik M, Candogan BN, Demirtas C, Büyükacangaz H, Yazgan S and Gksoy AT, 2008. Deficit irrigation of soybean [Glycine max (L.) Merr.] in a sub-humid climate. J of Agron and Crop Sci 194: 200–205.

Zwart SJ and Bastiaanssen WGM, 2004. Review of measured crop water productivity values for irrigated wheat, rice, cotton, and maize. Agricultural Water Management 69: 115-133.


تخمین زمانی و مکانی بار معلق رودخانه آجی چاي با استفاده از

زمین آمار و شبکه عصبی مصنوعی 4 و فرزین سلماسی3فرد، احمد فاخري2، محمدعلی قربانی2، علی حسین زاده دلیر*1سمیرا طلوعی

6/7/89 :تاریخ پذیرش 16/4/89 :تاریخ دریافت

هندسی آب، دانشکده کشاورزي، دانشگاه تبریز دانشجوي سابق کارشناسی ارشد، گروه م -1 گروه مهندسی آب، دانشکده کشاورزي، دانشگاه تبریز، یار و استاد، استاد دانشیار-4 و 3 و 2 :[email protected] E-mail: مسئول مکاتبه*

چکیده

ترین مباحث مهندسی رودخانه بوده و همواره مورد توجه ها از پیچیدهرودخانهپدیده انتقال رسوب در هاي هیدرولیکی بنا شده در یک رودخانه را تهدید که سازهعمده یکی از مشکالت . باشدکارشناسان و مهندسین آب می

د دقیق بار معلق عبوري از ي راهکارهاي نوین جهت برآورارائه لذا. باشدکند مسأله انتقال و انباشت رسوبات میمیهاي زمانی مختلف، نقش بسزایی در پیشبرد صحیح مطالعات مهندسی رودخانه ها در مقیاسمقاطع مختلف رودخانه

هاي رسوب سنجی کشور در مقیاس زمانی روزانه ق در اکثر ایستگاه نظر به اینکه آماربرداري رسوب معل.خواهد داشت ، در صورت نیاز به تخمین رسوبات معلق ماهانه در یک مقطع مشخص از رودخانهیردپذانجام میم و به صورت نامنظ

با استفاده از شبکه حاضر در تحقیق . انجام پذیردترهاي زمانی و مکانی دقیقمدل با استفاده از این برآورد الزم است ،هاي مکانی به ارائه یک مدل جامعهاي زمانی با آنالیز سري با ادغام آنالیز سري وزمین آمارعصبی مصنوعی و علم

بدین منظور با استفاده از شبکه عصبی . گردیده است اقدامچايجهت تخمین بار معلق ماهانه در طول رودخانه آجیمصنوعی اقدام به داده سازي منطقی در مقیاس زمانی ماهانه نموده و به وسیله تخمینگرهاي تک پارامتري کریجینگ و

در طول مقدار بار معلق رسوبی ماهانه، ، یجینگ با منظور نمودن دبی جریان به عنوان پارامتر کمکیچند پارامتري کوکرضمن معتبر بودن هر دو مدل کریجینگ و کوکریجینگ در نددادنتایج نشان . ه استبرآورد گردید رودخانه آجی چاي

نتایج بهتري را د مکانی بار معلق ماهانه روش کریجینگ در برآور در مقایسه با منطقه مورد مطالعه روش کوکریجینگ .دهدارائه می

شبکه عصبی مصنوعی زمین آمار،بارمعلق، برآورد مکانی،چاي، آجی :هاي کلیديواژه


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... و حسین زاده ، طلوعی 94

Spatial and Temporal Estimation of Suspended Sediment Load in Aji-chay River Using Geostatistics and Artificial Neural Network

S Tolouei1*, A Hosseinzadeh Dalir2, MA Gorbani2, A Fakheri Fard3 and F Salmasi4

Received: 7 July 2010 Accepted: 28 September 2010 1Former MSc Student, Dept., of Water Engin. Faculty of Agric., Univ. of Tabriz, Iran 2,3,4Assoc. Prof., Prof. and Assist. Prof., Dept. of Water Engin., Faculty of Agric. Univ. of Tabriz, Iran *Corresponding author: E-mail: [email protected]

Abstract

Sediment transport phenomenon in rivers, which has been under the consideration of

specialists and water engineers, is one of the complicated problems in river engineering studies.

Usually sediment transport and storage that threaten hydraulic structures in rivers are important

problems. So presenting new and efficient approaches for accurate estimation of suspended

sediment load at different scales will play very important role in river engineering studies. As in

most of the sediment gauging stations of the country, sediment sampling is carried out daily and

irregularly, if it is needed to know the suspended sediment load in a particular of river, it is

necessary to utilize suitable temporal and spacial models. In this study, geostatistics and artificial

neural network were used in order to combine time and space series analyses together to present a

comprehensive model to estimate monthly suspended sediment load in Aji-chay river. Therefore,

rational data has been produced with the aid of artificial neural network at monthly scale, then by

both uni and multi-parametric estimators namely kriging and cokriging (in addition to suspended

sediment load, water discharge is also used as a secondary variable) methods, monthly suspended

sediment load was estimated along the Aji-chay river. Results showed that while both models were

valuable in restricted area, the cokriging model in comparison with kriging model was more

accurate.

Key Words: Aji-chay river, Artificial neural network, Geostatistics, Spatial estimation, Suspended

load

مقدمهــ ت ویــژه رســوبگذاري و تخمــین بــار بــه دلیــل اهمی

هــاي آبــی و ارتبــاط تنگاتنــگ آن بــا رســوبی در پــروژهمسائل اقتصادي، تـاکنون تحقیقـات فراوانـی در زمینـه

هاي برآورد بار رسوبی و تأثیر عوامل مختلف بـر روش

هـاي تمامی روش . روي میزان رسوب انجام گرفته است مین میزان بار معلـق در یـک ایـستگاه ذکر شده روي تخ

در زمانهاي مختلف و تحـت جریانهـاي مختلـف تمرکـز داشته و در واقع این نوع تخمین مستلزم داشتن ایستگاه

-در مقطع مورد نظر و در دست بودن آمار مربوطه مـی


95 ...... مکانی بار معلق رودخانه آجی چاي با استفاده از زمین آمار و تخمین زمانی و

معموال به علت عدم امکان احداث و بهـره بـرداري .باشدطع مختلف از بـازه از ایستگاههاي رسوب سنجی در مقا

ــصادي و ــی، اقت ــشکالت فن ــل م ــه دلی ــه، ب ــک رودخان یآماربرداري نامنظم رسوب در مقیاس زمانی روزانه، در

در ،ق ماهانـه صورت نیاز به تخمین میزان رسوبات معل یک مقطع خاص از رودخانه الزم است با استفاده از یک مدل برآورد زمانی مناسب اقدام به داده سـازي منطقـی

ماهانه نمـوده و سـپس بـا اسـتفاده از در مقیاس زمانی تخمینگرهاي مکانی دقیق میزان رسـوبات معلـق ماهانـه

.در مقطع موردنظر برآورد گرددهـاي زمــانی روي بــار معلــق همـواره آنــالیز ســري

-رسوب براي یک ایستگاه با ترسـیم منحنـی بـار معلـق یر حـاکی گیرد، ولی مطالعات اخ دبی جریان صورت می

ابزاري قدرتمند 1از آن است که شبکه عصبی مصنوعی و دقیق در مورد مـسائل غیـر خطـی و پیچیـده از جملـه

هـاي جـواب باشـد و در اکثـر مـوارد پدیده رسـوب مـی رسـوب 2منطقی و قابل اعتمادي نسبت به منحنی سنجه

.دهدارائه می اظهار نمودند کـه طبیعـت ) 2005 (سگیز اوغلو آلپ و هـاي غیـر خطی بار معلق، نیازمند اسـتفاده از روش غیر

سـگیز اوغلـو همچنین . خطی براي تخمین بار معلق است ــپ ــوریتم ) 2006(و آل ــري دو الگ ــار گی ــا بک ــوزش ب آمFFBP3 وGRNN4 5براي رسوب حوضه آبریز جانیاتا

هـاي بـا روش در آمریکا و مقایـسه نتـایج بدسـت آمـده رگرسـیون خطـی چنـد متداول منحنی سنجه رسـوب و

ــبکه ــارگیري ش ــه بک ــد ک ــره دریافتن ــصبی متغی ــاي ع ههـاي مـذکور بـر روش مصنوعی در زمینه رسوب کامال

در پژوهـشی کـه ) 2002(ناجی و همکـاران . برتري دارد به این نکته اشاره کردند کـه توانـایی شـبکه ند انجام داد

عـصبی مـصنوعی در پـردازش مـوازي عوامـل مــستقل شود تـا سـرعت محاسـبات ده باعث می موثر در یک پدی

آنها بیـان داشـتند کـه . بصورت چشمگیري افزایش یابد هاي عصبی مصنوعی زمانی که آگـاهی از طبیعـت شبکه

1Artificial neural network 2Sediment rating curve 3Feed forward back propagation 4Generalized regression neural networks 5Juniata

موجـود از مـسأله هاي تعداد داده مسأله زیاد نباشد؛ اما . براي آموزش کافی باشد کارکرد مطلوبی خواهد داشـت

بینی بار ر پیش هاي عصبی مصنوعی د از نظر آنها شبکه .هاي متداول برتري داردرسوبی بر دیگر روش

شــبکه هــاي عــصبی از) 1388( اعلمــی و همکــاران مصنوعی جهت مدلسازي چند ایستگاهه بارمعلق رسوب ایــستگاه آخــوال بــر روي رودخانــه آجــی چــاي اســتان

مقایـسه نتـایج شـبکه . آذربایجان شرقی استفاده نمودند دهـد نحنی سنجه رسوب نشان می عصبی مصنوعی با م

هاي عصبی مصنوعی کارایی بهتري در تخمـین که شبکه هـاي دیگـر پدیده رسوب ایستگاه آخوال نسبت بـه روش

شـبکه عـصـــبی مـصنوعی در دارد که دال بر توانـایی .جمله مسأله رسوب است ی از ـهاي خط مدلسازي پدیده

مختلـف زمـین آمـاري بـراي تخمـین هاي روشامروزه بـه دلیـل در نظـر گـرفتن همبـستگی، ،تغیرهاي مکـانی م

از اهمیـت زیـادي برخـوردار داده ها، موقعیت و آرایش مطالعات انجام شده، تحقیقات و نتایجبه طوریکه . هستند

هـاي روشزمـین آمـاري بـر هايروش برتري حاکی از . مبتنی برآمار کالسیک می باشد

مـاترون توسـط متغیرهاي مکانی براي اولین بـار در مـسائل مهندسـی معـدن مـورد پایه گذاري و مقدمتا

با گـسترش ایـن علـم از آن در بعدا. قرار گرفت استفاده هــاي زیرزمینــی و تخمــین آب و در زمینــه آب مهندســی

تخمــین میــزان ) 1375اســالم پــور ( هــدایت هیــدرولیکیو مهــدیان(کیفیــت آب ) 1993ابتیــو و همکــاران (بــارش

تغییـرات مکـانی غلظـت نمـک در خـاك ) 1997همکاران استفاده به عمل آمد کـه ذیـال برخـی از )1993مایدمنت (

باشـند، مطالعاتی که مرتبط با موضـوع ایـن تحقیـق مـی .اندمورد بررسی قرارگرفته

ــی و ــگ ل ــگ) 2005(زان ــراي 6روش کوکریجین را ب واقع 7تخمین رسوب روزانه حوضه آبخیز والنات گریک

به کار بردنـد آنهـا در پـژوهش خـود 8طقه جاسپر در من هـاي براي تخمین رسوب روزانه از دبی روزانه در بـازه

زمانی یک هفته، دو هفته و ماهانه استفاده نموده و نتایج 6Cokriging 7Walnut greek watershed 8Jasper


و منحنــی 1حاصــل از آن را بــا روش کریجینــگ عــادي سنجه رسوب مقایسه نموده و به این نتیجه رسیدند کـه

تخمینـی بـه روش کوکریجینـگ میزان بار معلق رسوبی در بازه هفتگی نتیجه بهتري را نسبت بـه منحنـی سـنجه

. دهدرسوب و روش کریجینگ عادي ارائه میبا بیان مشکالت موجـود ) 1384(نورانی و همکاران

در زمینــه تخمــین رســوب در یــک مقطــع مــورد نظــر از رودخانه استفاده از روش تخمین چنـد پـارامتري را بـا

و متغیرهـاي مکـانی زمـین آمـار وجه به مفـاهیم علـم تهــاي آنهــا در پــژوهش خــود از روش. پیــشنهاد نمودنــد

و کوکریجینگ براي تهیه مـدل بـرآورد مکـانی کریجینگتلخه رود تبریز استفاده نمودند و با بهره گیري بر روي

دریافتنــد از روش کوکریجینــگ بــه Gslibاز نــرم افــزارتوان بـا اطمینـان بیـشتري ایج، می علت واریانس کمتر نت

.جهت برآورد بار معلق رودخانه استفاده نمودانجام این پژوهش استفاده از شبکه عصبی هدف از

ماهانه و به کار گیـري ات معلق مصنوعی در تخمین رسوب هــاي بــرآورد مکــانی کریجینــگ و در مــدلنتــایج حاصــل

سـوب ماهانـه در هـر کوکریجینگ جهت تخمین بار معلق ر .مقطع دلخواه از رودخانه آجی چاي می باشد

مواد و روش ها

مشخصات و موقعیت منطقه مورد مطالعه معـادل یعتسو چاي با ی آج حوضه آبریز رودخانه

47˚-45 تـا 45˚-30ع در محـدوده کیلومترمرب 13853ــرقی و ــول ش ــا 37˚-45 ط ــمالی 38˚-30 ت ــرض ش ع

درصد مـساحت کـل حوضـه 25بیش از و هگسترده شد ایــن حوضــه از .نداوشــپیه ارومیــه را مــچــآبریــز دریا

ــ ــاي هـدامن ــري ارتف3800ه ـــ مت ــوبی ســبالن ـ اعات جنگیـرد و از شـمال شـرق شـهر تبریـز بـه سرچشمه مـی

موقعیــت 1در شــکل . یابــدشــمال غــرب آن جریــان مــیحوضه مورد مطالعـه در سـطح کـشور و منطقـه نـشان

.ه استداده شد برآورد زمانی و مکانی رسوبات معلق

1Ordinary kriging

در راستاي ارائه مدل جامع برآورد مکانی و زمـانی رونـد انجـام کـار بـه ایـن در طول رودخانه آجی چـاي

:شرح می باشد هاها و آماده سازي دادهانتخاب ایستگاه

- از داده ،اي الزم ـــ ه در این مطالعـه پـس از بررسـی ، )اسـبقران (ال میرکـوه ــــ ج ایـستگاه فع اي آماري پن ــه

، مرکیـد، ونیـار و آخـوال روي شـاخه )ارزنـق (سرانسر که آمـار رسـوب شدآجی چاي استفاده اصلی رودخانه

ها از سـازمان معلق و دبی جریان مربوط به این ایستگاه .ه استاي استان آذربایجان شرقی تهیه گردیدآب منطقه

جریان به صـورت مرتـب هاي دبی در آمار موجود داده براي کلیـه ایـستگاههاي منتخـب و 1381-1384از سال

هاي میرکوه، سرانـسر، هاي رسوب معلق درایستگاه دادهمرکید، ونیار و آخوال به ترتیب بـه صـورت پراکنـده از

ــال ــاي سـ ، 1369-1384، 1380-1382، 1369 -1384هـــستندودــ موج1384-1364، 1384-1343 ــت . هـ موقعیـ

و 2 هاي رسـوب سـنجی ایـن حوضـه در شـکل ایستگاههــا بــر حــسب طــول جغرافیــایی و مشخــصات ایــستگاه

کیلومتر با در نظر گرفتن ایستگاه میرکوه به عنوان مبنـا . نشان داده شده است1در جدول

برآورد زمانی رسوبات معلق

شبکه عـصبی مـصنوعی مـدلی ریاضـی اسـت کـه بـط ریاضـی غیرخطـی توانایی مدل سـازي و ایجـاد روا

تواند نگاشت یـا تبـدیل از براي درون یابی را دارد و می فضاي چند بعدي به فـضاي چنـد بعـدي دیگـر را انجـام

و، نگاشـت ـــ دهد و قابلیـت هـایی از قبیـل شناسـایی الگ دهی و کنتـرل را غیرخطی، حافظه انجمنی، خود سازمان

ــاج، (باشــددارا مــی ــوا یکــی از مهم).1384منه ــرین ان ع ت. باشند می MLP2هايهاي عصبی مصنوعی، شبکه شبکه

اند در هرالیه ها از چندین الیه تشکیل شدهاین شبکه

2Multi layer perceptron


مشخصات ایستگاه هاي رسوب سنجی مورد استفاده در محدوده مورد مطالعه-1جدول

طول جغرافیایی ایستگاه(deg-min) )فاصله طولی ایستگاه از مبدأ )کیلومتر

)کیلومتر( º47 97/719 0-31´ )اسبقران(ه میرکو

º47 46/715 51/4-27´ )ارزنق(سرانسر º46 14/659 83/60-49´ مرکید º46 73/622 25/97-24÷ ونیار º46 70/590 27/129-02´ آخوال


شـود کـه بـه وسـیله تعدادي نـرون در نظـر گرفتـه مـی شوند که در هاي الیه مجاور وصل می اتصاالت به نرون

سـه الیـه نـشان MLPهـاي از شبکه اي از نمونه 3ل شک .داده شده است

ورودي مـوثر هـر نـرون، حاصـل ها در این شبکه

هاي میـان آن هاي الیه قبل در وزنضرب خروجی نرون العات را گرفتـه و از هاي الیه اول اط نرون. ست ا هانرون

تقـل هاي الیـه مخفـی من صاالت مربوطه به نرون طریق ات ي ورودي موثر ي مخفی پس از محاسبه در الیه . کنندمی

-هر نرون، این ورودي از یک تابع محـرك گذرانـده مـی براي این کار توابع مختلفی ارائـه شـده اسـت کـه . شود

محـرك ع ـــ گرایش بیـشتر محققـان بـه اسـتفاده از تواب سـیگموئید عــــ آنها تاب میباشد که مشهورترین دارکرانماهنگی بـین بـرد تـابع محـرك و خروجـی براي ه . است

در ایـن .باشـد هـا مـی شبکه، نیاز به نرمـال سـازي داده با استفاده از رابطه پیشنهاد شده توسط سـاجی مطالعه

ــاران ــار و همکـ ــدوده داده) 1999(کومـ ــا در محـ يهـ .سازي گردیدنرمال ) 9/0 تا 1/0(

]1[

مقـادیر :iX مقادیر نرمال شده، :iNدر این رابطه

حـداقل : minX حـداکثر مقـادیر واقعـی و :maxXواقعی، .باشدمقادیر واقعی می

توان به هاي عصبی می از پارامترهاي طراحی شبکه هـا، تعیـین هها، پیش تحلیـل داد کارایی شبکه، تقسیم داده

هاي مدل، توابع محرك، تعـداد تکرارهـا و معیـار وروديتــرین متــداول همچنــین. توقــف شــبکه اشــاره کــرد

ایـن باشـد کـه مـی 1وارتـــرگ مارک ـــلونبالگوریتـــم ــ ــدار م دارايـالگوریت ــسیار پای ــوده و ب ــاال ب ــازدهی ب ب

).2000تث (باشد می

برآورد مکانی رسوبات معلق کریجینگتـــرین روش تخمـــین در زمـــین آمـــار ادهســـ

این روش بهترین تخمینگر خطی نااریـب . کریجینگ است است و در واقع ابزاري مناسب به منظـور تخمـین بهینـه

اي یک نقطه یا یک قطعـه بـصورت تـابع متغیرهاي ناحیه . هـاي موجـود در حـوالی آن قطعـه اسـت خطی از نمونه

توانـایی آن مترین نقاط قوت روش کریجینـگ یکی از مه براي مقـدار تخمینـی اسـت 2درمحاسبه واریانس تخمین

که معیاري براي مطلوب بودن تفسیر به حساب می آیـد ).1369مدنی (

ــا توجــه بــه نحــوه ي توزیــع در روش کریجیینــگ بمکانی متغیر مورد نظـر بـه تخمـین مقـادیر مجهـول در

. دشـو هاي مکانی مطلوب و معلوم پرداختـه مـی موقعیتــانی در صــورتی ــر مک ــدار متغی ــه مق ــت Zک در موقعی

در Zمعلوم باشد مقدار تخمینی براي مجهول iurمکانیرا می تـوان بـصورت ترکیـب خطـی aurموقعیت معلوم

:زیر در نظر گرفت

]2 [ ∑=

=n

iiia uZuZ

1)()(ˆ rr

λ

)(ˆauZ r : ــی در ــدار تخمینـ )( وaurمقـ iuZ r : ــدار مقـ

وزن آماري که به : iur،iλهايها در موقعیت عددي نمونه )( نمونه iuZ rشود نسبت داده می .

سب باید واجد شرایط زیر یک روش تخمین منا توزیع . ب. میانگین خطاها نزدیک صفر باشد .الف: باشد

1Levenberg- Marqurdet 2Estimation variance

شبکه عصبی مصنوعی سه الیه-3شکل


مدنی (خطاها در حول و حوش میانگین متمرکز باشد 1369 .(

انگین خطاي تخمین صفر ـــبا اعمال دو شرط می داقل واریانس خطاي تخمین، می توان به ترتیب به ــو ح

):1989ستا اسحاق و سیروا(روابط زیر رسید

]3[

و iλ مقـدار nتـوان معادلـه مـی n+1از حل این دستگاه باشد محاسبه و سپس با را که ثابت الگرانژ می µمقدار

ــه ــتفاده از رابط ــدار2ي اس ˆ)( مقauZ rــین زد در را تخم

),(، 3 رابطـــه ji uuC rrتـــابع کوواریـــانس متغیـــر Z در ),(مکانی موقعیت ji uu rrدر صورت ایـستا می باشد که

ــی ــصادفی م ــع ت ــودن تواب ــت ب ــوان نوش ــحاق و (ت اس ):1989سیرواستا

]4[ ),(),( 2

jiji uuCuu rrrr−= σγ

2)(این رابطـه که در oC=σ واریـانس متغیـر مکـانی 2),( نیـز مـشهور اسـت و 1 که به سیل است ji uu rr

γ نیـز . گویند3 بوده و به نصف آن نیم تغییرنما2تابع تغییرنما

کوکریجینگ

هاي چند متغیره همانطور که در آمار کالسیک روش توان به آمار نیز مینـــبراي تخمین وجود دارد، در زمی

تغیرهاي مروش کوکریجینگ بر اساس همبستگی بین در صورتیکه موقع تخمین یک متغیر . مختلف تخمین زد

اصلی از یک یا چند متغیر فرعی دیگر که با متغیر اصلی در ارتباط باشند کمک گرفته شود روش تخمین موسوم

1Sill 2Variogram 3. Semi variogram

ر وجود به کوکریجینگ خواهد بود، اگر در اینجا فرض ب2)(فقط یک پارامتر مکانی فرعی uZ r در کنار پارامتر

1)(مکانی اصلی uZ r باشد مقدار نامعلوم)(ˆ1 auZ r

:شود به صورت زیر تخمین زده می2مشابه رابطه

]5[ ∑∑==

+=m

jjji

n

iia uZuZuZ

122211

111 )()()(ˆ rrr

λλ

ˆ)(که در آن 1 auZ rمقدار تخمینی در ،aurو n تعداد

تعداد نقاط m برداري از پارامتر اصلی و نقاط نمونهباشند در این حالت برداري از پارامتر فرعی مینمونه

اسحاق و سیرواستا (شروط زیر باید برقرار باشند 1989:(

]6 -الف[

=

=

∑

∑

=

=

m

jj

n

ii

12

11 1

oλ

λ

=+−+

=+−+

∑ ∑

∑ ∑

= =

= =

m

i

n

iajjiijii

n

j

m

jaijijjij

uuCuuCuuC

uuCuuCuuC

1 122212112122222

1 111112112211111

2),(2),(2),(2

2),(2),(2),(2

orrrrrr

orrrrrr

µλλ

µλλ

]6 -ب[niکــه در ایــن روابــط ,...,3,2,1=،mj ، 12Cو=3,2,1,....,

21C ر اصلی و فرعـی نـسبت ـ بیانگر کواریانس دو متغیحـال بـا . موسـومند 4به هم بوده و به کواریانس متقابـل

6- ب و 6-الـف معادلـه حاصـل از روابـط n+m+2حل ــی ــوان م ــددnت ــدد1λ ،m ع ــدد2λ ع 21و دو ع , µµ را

ˆ)( مقـدار 5ي حساب و با رابطه 1 auZ r در . را تخمـین زد

تـوان روابـط را بـر اسـاس تغییرنمـا این حالت نیـز مـی .نوشتـ روش م هاي کریجینگ و کوکریجینگ دو مزیـت مه

در نقاطی که هاي تخمین دارند، اوال نسبت بهسایر روش معلوم است مقدار دقیق براي متغیر تخمـین مقدار متغیر

- براي هر مقدار تخمین زده شده می شود و ثانیا زده می توان واریانس تخمین را نیز محاسبه کرد که این امـر در

4. Cross covariance


ـ حلآرایش و انتخاب م م خواهـد هاي نمونـه بـرداري مه .) 1377حسنی پاك (بود

نماتغییرتحلیل نیم

آمـار مترین ابـزار مطالعـات زمـین نیم تغییرنما مههـاي موجـود، است بنابراین مدل تئوري منطبق بـر داده

یت بـسیار زیـادي دارد زیـرا مـدل انتخـاب شـده در اهمهـدف . رودار مـی ریجینگ و کوکریجینگ بـه کـ کمرحله

تغییرنمـا آن اسـت کـه اصلی از برقرارکـردن تـابع نـیم بتوان ساختار تغییرپـذیري متغیـر را نـسبت بـه فاصـله مکانی شناسایی نمود که آمار کالسیک مجهز بـه چنـین

تغییرنما، تغییرات یـک پـارامتر تابع نیم . باشدقابلیتی نمی شان را با در نظر گرفتن فاصله بصورت معادلـه زیـر نـ

:دهدمی

]7 [ 2)(

1

)]()([)(2

1)( duZuZdN

d i

dN

ii +−= ∑

=

rrγ

ــا، : dγ)(کـــه در آن ــیم تغییرنمـ ــله : dنـ ــردار فاصـ بـ

تعـداد زوج : dN)(هاست،جداسازي بین موقعیت نمونه )( ازیکدیگر واقع اند، dها که به فاصله نمونه iuZ r : متغیر

ــانی م ــانی Zک ــت مک )(،iur درموقعی duZ i +r : ــر متغی

)( در موقعیت مکانی Zمکانی du i +rباشد می.

در عمل براي تخمین یک پارامتر الزم است کـه ابتـدا هاي موجود رسم و سپس بـه ي تجربی داده نیم تغییرنما

کـروي، گوسـی، خطـی، (سب یک مدل نیم تغییرنماي منا بــرازش داده شــود کــه ایــن مرحلــه همــواره از ) نمــایی

) 1993بري (آیدمراحل مشکل تخمین بهینه به حساب می و یـا 3 هو در آخر بسته بـه مـورد بـا اسـتفاده از رابطـ

ضـرایب تخمـین تعیـین و مقـدار 6-ب و 6-الـف روابط .شودمتغیر در موقعیت مکانی مورد نظر برآورد می

با توجه به این مسأله که از لحاظ آمـاري بـار معلـق به دبی آب عبوري حساسیت بیشتري نـسبت بـه سـایر

ــا دارد ــستان (پارامتره ــفاعی بج ــن ) 1377ش ــذا در ای لمطالعه در تخمینگر کوکریجینگ از دبی جریان به عنوان

.پارامتر کمکی استفاده گردید

اعتبار مدلـ جهت برآورد ت مـدل و همـین طـور اعتبـار و دق

ــگ، داده ــگ و کوکریجین ــسه دو روش کریجین ــاي مقای هو سپس کنار گذاشته مربوط به هر کدام از ایستگاهها را

با استفاده از مدل تعیین شده اقدام به تخمین بـار معلـق به روش کریجینـگ و کوکریجینـگ بـراي ایـستگاه کنـار

قعی پذیرفتـه مدل انتخـاب شـده مـو . گذاشته شده گردید از مقادیر اصلی شـان یعنـی 2S و 1Sشود که مقادیر می

اختالف داشـته باشـد 2/0 الی 15/0صفر و یک، کمتر از همچنــین بــراي ارزشــیابی روشــهاي ). 1993مایــدمنت (

مـورد 1 خطـا کریجینگ و کوکریجینگ میـانگین مربعـات .ارزیابی قرار گرفت

. ]8 [ ∑=

=n

iie

nS

11

1

]9[ ∑=

=n

iie

nS

1

22

1

]10 [ i

iii

uZuZe

σ)(ˆ)( rr

−=

] 11 [ [ ]2

1)()(ˆ1 ∑

=

−=n

iii uZuZ

nMSE rr

)( iuZ r : مقدار مشاهده شـده در نقطـهiur و )(ˆiuZ r :

ــه ــرآوردي در نقط ــدار ب ــانگین : iσ وiurمق ــذور می مج .باشدمربعات خطاي برآوردي می

نتایج

هاي عصبی مصنوعینتایج شبکه پــنج در ،هــاي الزم پــس از مطالعــه و بررســی

-ایستگاه میرکوه، سرانسر، مرکید، ونیـار و آخـوال داده هاي مفقود در سري زمانی رسوبات معلق با استفاده از شبکه عصبی مصنوعی پرسپترون چند الیه با الگـوریتم

در . د گردیــشــبیه ســازيآموزشــی پــس انتــشار خطــا هـاي عـصبی مـصنوعی از دبـی جریـان آموزش شـبکه

)wQ ( روز جاري به عنـوان ورودي و از دبـی رسـوبی(روز جاري

sQ ( هـا داده% 75بـه عنـوان خروجـی و از

ت سـنجی بقیـه بـراي صـح %25براي آموزش شـبکه و

1 . Mean square error


بکه، بــراي اســتفاده گردیــد و پارامترهــاي مــؤثر در شــ در ایـن . انـد حصول به بهتـرین شـبکه تغییـر داده شـده

مرحله عوامل مختلـف، نظیـر لگـاریتمی کـردن داده هـا، هاي میانی بـر عملکـرد شـبکه عـصبی بـا یـک تعداد الیه

نرون ورودي، مورد مطالعه قرارگرفت و بهتـرین شـبکه - نتایج شبکه عصبی مـصنوعی و آرایـش .انتخاب گردید .باشـد مـی 2در ایستگاهها به شرح جـدول هاي انتخابی

مطالعه به منظور برآورد مکانی رسوبات معلـق در ادامه -1384از آمار دبـی جریـان سـالهاي با استفاده ماهانهبه کمک شـبکه عـصبی میزان دبی رسوبی ماهانه 1381

.مصنوعی شبیه سازي گردید

نتایج مدل زمین آمار قبـل از هـر ماهانه معلق در برآورد مکانی بار

ل اینکـه اقدامی توجه به دو نکته اساسـی مهـم اسـت، اوترین شکل کریجینگ مستلزم تخمین مقدار خـواص ساده

در ناحیه یا نواحی مختلف با فرض نرمال بـودن توزیـع تست ها از جهت بررسی نرمال بودن داده که هاستداده

از ایـن حاصـل نتـایج . استفاده شد کلموگراف اسمیرنف بیانگر این مطلب است که بار معلق و دبـی جریـان تست

و .کننـد از توزیع نرمال پیروي می % 95در سطح اعتماد ابعـادي م این که دو پارامتر دبی و بار معلق از لحاظ دو

با هم یکسان نبوده و اختالف عـددي بـاالیی دارنـد، کـه موقع تعیین تغییرنمـاي متقابـل مـشکالتی بـروز خواهـد کرد، در این قبیل موارد الزم است مقادیر پارامتر فرعـی را با ضرب کردن در نسبت میـانگین پـارامتر اصـلی بـه پارامتر فرعی تعدیل کرده و دو پارامتر را مقیـاس نمـود که این روند در تعیین مدل نهایی مشکلی ایجـاد نخواهـد

به منظـور جلـوگیري از بـروز از این رو ). 1993پن(کرد تغییرنمـاي متقابـل از داده هـاي دبـی جریـان مشکل در

.مقیاس شده استفاده گردید در این مطالعه براي تعیین مدل بـرآورد مکـانی بـار

استفاده گردیـد، جزئیـات +GSمعلق ماهانه از نرم افزار عمل بدین ترتیب بود کـه بـا رسـم دیـاگرام متقابـل بـار

اي بــا ضــریب دبــی جریــان بــه وجــود رابطــه –معلــق بین این دو متغیر پی بـرده شـد، سـپس 95/0همبستگی

بار معلـق، دبـی جریـان مقیـاس نیم تغییرنماهاي ماهانه دبـی -تغییرنماهاي متقابل ماهانه بـار معلـق نیم شده و

-4به ترتیـب اشـکال (ترسیم گردیده جریان مقیاس شده هـاي رایـج گوسـی، نمـایی، تـوانی، وبا مـدل )الف، ب، ج

ــراز ش داده شــده و مــورد واســنجی کــروي و خطــی بهـاي هـا نـشان داد کـه از بـین مـدل بررسی. قرارگرفتند

مرسوم، نیم تغییرنماهاي تجربی ماهانه بار معلـق، دبـی بـار جریان مقیاس شده و تغییرنماهـاي متقابـل ماهانـه

از مـدل گوسـی تبعیـت دبی جریان مقیاس شـده -معلق :شوداین مدل با رابطه زیر مشخص می نمایند کهمی

] 12 [ ))exp(1()( 2

2

0 adCCd −−+=γ

: aمقدار سـیل، : C فاصله، :dنیم تغییرنما، : γکه در آن . باشداي میحیهاثر نا: 0Cشعاع تأثیر و

برنامه نوشته شده کددر ادامه مطالعه با استفاده از ــسی در ــه نویـ ــیط برنامـ ــیم Mathematica محـ -از نـ

ـ ه گردیـد تغییرنماهاي حاصل درسري زمانی معادل تهی. نـیم تغییرنمـاي معـادل ماهانـه بـار معلـق، دبـی روابط

جریان مقیاس شده و تغییرنماي متقابـل معـادل ماهانـه ذیـل دبی جریان مقیـاس شـده بـه ترتیـب در -بار معلق

اشـاره شـد بـراي همـانطور کـه قـبال .آورده شده است ت مـدل انتخـابی و همـین طـور مقایـسه دو تعیین صـح

بــا اســتفاده از روش تخمینــی کریجینــگ و کوکریجینــگ محاسبه 1S ، 2S ،MSEهاي آمارهروش ارزیابی مجدد

ارائـه 3 در جـدول هـا نیـز گردید که نتایج مربوط به آن .شده است

]13[

]14[

]15[

))48.152

exp(1(2.3365547.2)( 2

2dd −−+=γ

))18.208

exp(1(5.4201433.6)( 2

2dd −−+=γ

))10.199

exp(1(8.2243446.1)( 2

2dd −−+=γ

بندي بحث و جمع همانطوریکه اشـاره گردیـد در تحقیقـات اخیـر انجـام

لق رودخانه آجی چاي، شده به منظور برآورد رسوبات مع


منحصرا از مدل برآورد زمـانی شـبکه عـصبی مـصنوعی و یا مـدل بـرآورد مکـانی زمـین ) 1387 اعلمی و همکاران (

بـه . اسـتفاده شـده اسـت ) 1384 نورانی و همکـاران (آمار گونه ایکه در هریک از این مدلها به یک نوع شـیوه بـرآورد

بـذول شـده در مقیاس زمانی و یا مکانی توجـه بیـشتري م که بنـا بـه دالیـل مهندسـی نیـاز بـه لذا در صورتی . است

تخمین میزان رسوبات معلق در مقیاس زمانی ماهانه و در هـاي یک مقطع معین از طول رودخانه آجی چاي باشد مدل

بنـابراین در تحقیـق . اخیر قادر به پاسخگویی نخواهند بود معلق حاضر اقدام به ارائه مـدلی جـامع جهـت تخمـین بـار

ماهانه در طول رودخانه آجی چاي گردیده اسـت و تلفیـق مدل برآورد زمانی شبکه عصبی مصنوعی با مدل برآورد

هـاي زمـانی بـا مکانی زمین آمـار بـا ادغـام آنـالیز سـري .هاي مکانی مورد بررسی قرار گرفتسرياز شبکه عـصبی مـصنوعی با استفاده در این مطالعه

هـاي داده بـا دقـت بـاال رآورد زمـانی به عنوان یک مدل بـ شــبیه مفقــودي در ســري زمــانی ماهانــه رســوبات معلــق

نـیم ،هـا با استفاده از سـري ماهانـه داده سازي گردیده و تغییرنماهاي ماهانه بار معلق، دبی جریان مقیـاس شـده و

دبـی جریـان مقیـاس شـده -تغییرنماهاي ماهانه بار معلق نماهاي گوسی، کروي، خطی، نیم تغییر معادل ترسیم شد و

از میـان چهـار مـدل نمایی مورد واسنجی قرار گرفـت کـه به دلیل برخـورداري مدل گوسی استاندارد نیم تغییرنماها

از بیشترین ضریب همبستگی و کمتـرین میـانگین مجـذور مربعــات خطــا بــه عنــوان بهتــرین مــدل بــرازش شــده در

ده قـرار مورد اسـتفا تخمینگرهاي کریجینگ و کوکریجینگ نتایج واسنجی و بررسـی اعتبـار مطالعـه بـه روش . گرفت

ایستگاه رسوب سنجی واقـع در طـول 5ارزیابی مجدد در هـر دهد ضمن معتبـر بـودن رودخانه آجی چاي نشان می

،دو مدل کریجینگ و کوکریجینگ در منطقه مـورد مطالعـه روش کوکریجینگ با میانگین مربعات خطاي کمتر تخمـین

نسبت به روش کریجینگ داشته و از دقت بـاالتري نااریبی نشان می 3 همچنین بررسی نتایج جدول .برخوردار است

ایستگاه ونیار در مقایـسه میانگین مربعات خطا دهد مقدار ها مقدار کمتري دارد کـه ایـن مـسأله مـی با سایر ایستگاه

تواند به دلیل زیاد بودن تعـداد داده هـاي رسـوب روزانـه افزایش دقت شبیه سازیها در ایـن ایـستگاه نـسبت ونتیجتا

.ها باشدبه سایر ایستگاهنظر به اینکه در مورد پدیده رسوب مطالعـات زمـین

بــا مقایــسه نتــایج آمــاري زیــادي در منــابع وجــود نــدارد حاصــل از ایــن مطالعــه بــا تحقیقــات نــورانی و همکــاران

ه مـی شـود کـه نیز نتیجـ ) 2005(و لی و همکاران ) 1384(-روش کوکریجینگ در مورد پدیده رسوب بر سـایر روش

ــاالتري هــاي زمــین آمــاري برتــري ــار ب داشــته و از اعتب .برخوردار است

-در این تحقیق نشان داده شد که مـی تـوان از زمـین ـ -آمار جهت تخمین مکانی ت قابـل زمانی پارامترهـا بـا دق

هاي مشابه در مقیاسقبول بهره جست؛ لذا انجام تحقیقـات هـاي کـشور و ارزیـابی زمـانی مختلف در سـایر حوضـه

سایر پارامترهاي دخیل در میزان بار معـلق رســــوبی به منظورجمع بندي نهایی، از پیـشنهادهاي منـتج از بررسـی

.باشدموجود می

تگاهها نتایج شبکه عصبی مصنوعی در ایس-2جدول

خطاي صحت سنجی

خطاي آموزش

ضریب همبستگی صحت سنجی

ضریب همبستگی آموزش

الگوریتم آموزشی

نام ایستگاه آرایش نوع داده

0082/0 0034/0 714/0 8883/0 LM 1-9-1 لگاریتمی میرکوه 0091/0 0042/0 692/0 821/0 LM 1-9-1 لگاریتمی سرانسر 0026/0 0014/0 8472/0 927/0 LM یتمیلگار 1-3-1 مرکید 0016/0 0020/0 9109/0 9036/0 LM 1-3-1 لگاریتمی ونیار 0046/0 0037/0 8812/0 8966/0 LM 1-9-1 لگاریتمی آخوال


)میلی گرم بر لیتر( نتایج ارزشیابی اعتبار و دقت مدل ارائه شده -3جدول


. پایاننامـه کارشناسـی ارشـد . بهینه سازي چاهک هـاي مـشاهداتی منطقـه نکـا بـه روش کریجینـگ . 1375 ،اسالم پورف .دانشگاه تهران. دانشکده کشاورزي

ابلیت شبکه عصبی مصنوعی جهت مدل سازي چند ایستگاهه بار معلق در مقایـسه ق. 1388اعلمی م، نورانی و، نظم آرا ح، . 55 تا 45هاي صفحه . 2 شماره 1/19مجله دانش آب و خاك ، جلد . منحنی رسوب با روش

نام روش نام ایستگاه1S 2S میانگین مربعات خطا

16/0 کریجینگ 16/1 86/1 13/0 کوکریجینگ میرکوه 15/1 2/1 2/0 کریجینگ 19/1 2/2 2/0 کوکریجینگ )ارزنق(سرانسر 13/1 75/1 14/0 کریجینگ 14/1 7/1 12/0 کوکریجینگ مرکید 12/1 05/1 09/0 کریجینگ 09/1 95/0 05/0 کوکریجینگ ونیار 06/1 8/0 11/0 کریجینگ 12/1 5/1 08/0 کوکریجینگ آخوال 1/1 98/0

. نیم تغییرنماهاي ماهانه دبی جریان مقیاس شده) نیم تغییر نماهاي ماهانه بار معلق، ب) الف-4شکل دبی جریان مقیاس شده-تغییرنماهاي متقابل ماهانه بار معلق) ج

1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... و حسین زاده ، طلوعی 104 . انتشارات دانشگاه تهران.)کستیژئواستاتی(آمار زمین.1377 ع، پاك سنیح

.انتشارات دانشگاه شهید چمران اهواز .هیدرولیک رسوب. 1377 م، شفاعی بجستان

. دانشگاه صنعتی امیرکبیرانتشارات. آمار مبانی زمین.1369، مدنی ح

.انتشارات دانشگاه صنعتی امیر کبیر، چاپ سوم). هوش محاسباتی(مبانی شبکه عصبی مصنوعی. 1384منهاج م ب،

آمـار، تخمـین بـار رسـوبی معلـق بـا اسـتفاده از زمـین .1384 ، رخشنده رو غ ر ، عابدینی م ج ، طالب بیدختی ن ،نورانی و .50 تا 42هاي صفحه. 2ي تحقیقات منابع آب ایران، سال اول شماره مجله. رودي موردي تلخهمطالعه

Abtew W, Obey SJ and Shih G, 1993. Spatial analysis for monthly rainfall in south Florida. Water Resourses Bulletin 29:179-188.

Alp M and Cigizoglu HK, 2005. Suspended sediment load simulation by two artificial neural network methods using hydrometeorological data. J Environmental Modeling Software 22:2-13.

Bray D and Xie H, 1993. A regression method for estimating suspended sediment yield for ungauged watersheds in Atlantic, Canada. J Civil Engineering 20:82-87.

Cigizoglu HK and Alp M, 2006. Generalized regression neural network in modeling river sediment yield. J Advances in Engineering Software 37: 63-68.

Isaaks EH and Srivastava RM, 1989. Applied Geostatistics, Oxford University.

Li Z, Zhang Y, Schilling K and Skopec M, 2005. Cokriging estimation of daily suspended sediment loads. J Hydrology 327:389-398.

Mahdian MH and Gallichand H, 1997. Regipnal estimation of water defciti and potato yield In Quebec. J Canadian Agric Eng 39:165-175.

Maidment DR, 1993. Hand book of hydrology. Mc Graw Hill, New York.

Nagy HM, Watanabe K and Hirano M, 2002. Prediction of sediment concentration in rivers using artificial neural network model. J Hydraulic Engineering 128:588-594.

Pan GC, Gaard D, Moss K and Heiner T, 1993. A Comparison Between cokriging and ordinary kriging: Case Study with a Polymetalic Deposit. J Mathematical Geology 25:377-398.

Sajikumar N and Thandaveswara BS, 1999. A non linear rainfall- runoff modeling using an artificial network. J Hydrology 36:32-35.

Toth E, Brath A and Montanari A, 2000. Comparison of short-term rainfall prediction model for real-time flood forecasting. J Hydrology 239:132-147.


قیطر از خاكیونی تبادل کاتتی ظرفنی بهبود تخمي براژهیاستفاده از سطح و ی مصنوعی عصبيهاشبکه 3 سمیه معلمی و2، ناصر دواتگر*1حسین بیات

23/6/90: تاریخ پذیرش 10/2/90: تاریخ دریافت

همدان- دانشگاه بوعلی سینا، گروه خاکشناسی،استادیار -1

مؤسسه تحقیقات برنج کشور،ی گروه خاکشناس،استادیار -2 دانشگاه گیالن، گروه خاکشناسی،کارشناس ارشد -3 Email: [email protected] مسئول مکاتبه*

چکیدهوقت گیر و پر مشکل، آن گیري مستقیم هز که اندااست یکی از خصوصیات مهم خاك (CEC)ظرفیت تبادل کاتیونی مورد ي جدیدمتغیرهابا معرفی ها ، چگونگی بهبود تخمینCECتخمین در مورد یاد علی رغم تحقیقات ز. استهزینه

از متغیر کمکی در هیچ تحقیقیبر پایه بررسی انجام شده از منابع علمی داخلی و خارجی .بررسی کافی قرار نگرفته استقاط مختلف استان گیالن جمع از ن نمونه خاك 1662 در این تحقیق. استفاده نشده است CEC تخمین سطح ویژه براي

(PSD)منحنی دانه بندي . گیري شدندهاي فوق اندازه براي نمونهCEC و pHرس، سیلت، شن، کربن آلی، . آوري گردید و حاصل(TSS)سپس سطح ویژه کل . سازي گردید مدل اسکاگز و همکاران شبیهبه روشبا استفاده از بافت خاك

به عنوان ورودي CECمحاسبه و براي تخمین PSD از منحنی (SS1)می آن ضرب سطح ویژه جزء رس در کسر جر مشاهده SS1 و TSS با CECداري بین همبستگی غیر خطی قوي و معنی. هاي عصبی مصنوعی استفاده شدنددر شبکه

CEC بیشترین تاثیر را در تخمین SS1. گردیدCEC ها موجب بهبود تخمین PTF در SS1 و TSSاستفاده از . شد بر تخمین SS1 و TSS تاثیر شده و ها PTFداري موجب بهبود عملکرد ها به هشت گروه بطور معنیتقسیم داده. داشتCEC تواند گامی مهم در بهبود استفاده از این توابع انتقالی روشی آسان و مقرون به صرفه بوده و می. را افزایش داد

. خاك محسوب شودCECتخمین

عصبی مصنوعی، ظرفیت تبادل کاتیونی هايشبکهتوابع انتقالی، سطح ویژه، :یديکلهاي واژه


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... و بیات، دواتگر 106

Using of Specific Surface to Improve the Prediction of Soil CEC by Artificial Neural Networks H Bayat 1*, N Davatgar2 and S Moallemi3

Received: 30 April 2011 Accepted: 14 September 2011 1Assist. Prof., Dept. of Soil Science, Faculty of Agric., Bu Ali Sina Univ., Hamadan, Iran 2Assist. Prof., Dept. of Soil Science, Rice Research Institute of Iran, Rasht 3MSc., Dept. of Soil Science, Faculty of Agric., Guilan Univ., Rasht, Iran *Corresponding author: Email: [email protected]

Abstract

Cation exchange capacity (CEC) is one of the most important soil properties. Its direct

measurement is difficult, costly and time-consuming. In spite of large number of researches done to

predict CEC, its prediction improvement by adding new input variables, however, remains a

challenging issue. To our knowledge no one has used the auxiliary variable of specific surface to

predict CEC. In the present work, 1662 disturbed soil samples were collected from different parts of

Guilan province. Soil properties including pH, sand, silt, clay, organic carbon, and CEC were

measured. The entire particle size distribution (PSD) curve was extended from limited soil texture

data. Using Skaggs et al moded. Then, total specific surface (TSS) and the product of the specific

surface of clay fraction and its mass fraction (SS1) were calculated from the extended PSD curve to

predict CEC by artificial neural networks. Strong nonlinear correlation was found between CEC,

TSS and SS1. CEC predictions were improved by using TSS and SS1 in the PTFs. SS1 was the

most important variable in the prediction of CEC. Partitioning the whole data into eight groups

improved significantly the performance of the PTFs and increased the effect of TSS and SS1 in

improving the CEC prediction. Using these PTFs is an easy and economical method and it would be

a great step forward in improving the estimation of soil CEC.

Keywords: Artificial neural networks, Cation exchange capacity, Pedotransfer functions, Soil

specific surface مقدمهخصوصیات یکی از1(CEC)ظرفیت تبادل کاتیونی

اي داده–هاي اطالعاتی که در پایگاهاستمهم خاك مانریکو و همکاران (مربوط به خاك مورد نیاز بوده

هاي زیست و به عنوان یک متغیر ورودي در مدل)1991

1Cation exchange capacity

کلر و همکاران (گیرد محیطی مورد استفاده قرار می وقت گیر و پر هزینه CECمستقیم گیرياندازه). 2001ها مانند و در برخی خاك،)1995اد و همکاران (بوده

کلسیم و گچ کربنات ها به دلیل مقادیر باالي اریدي سول علتاینبه ). 1972کارپنا و همکاران (بسیار مشکل است

ي هادادههایی که از در طی بیست سال گذشته روش


107 ..........یونی تبادل کاتتی ظرفنی بهبود تخمي براژهیاستفاده از سطح و

وقت گیر متغیرهايتخمین براي ارزان و اطالعات ثانویه کنند مورد توجه استفاده میCECو پرهزینه مانند

گسلر و ( توسعه است درحالوقرار گرفته محققان یکی از ). 2005 همکاران سی بولد و،1995همکاران

ند که ت هس1(PTFs)توابع انتقالی اشاره شده هاي روش- زودیافت تخمین میهاي دادههاي دیر یافت را از دادهتوابع انتقالی ایجاد شده براي تخمین در بیشتر . زنند

CEC از روابط رگرسیونی براي این منظور استفاده مک براتنی و ،1986بروسما و همکاران (کرده اند

اي ه نیز از شبکهمحققانبرخی اخیرا ). 2002ن همکاراعصبی مصنوعی براي این منظور استفاده کرده اند

،1390معلمی و دوات گر ،1388مهاجر و همکاران ( ).2006هپر و همکاران ،2005امینی و همکاران

دریک و موتو (هاي متفاوتی مانند رس، ماده آلی متغیر، )1995بل و ونکولن (pH، )1983 ساحراوات ،1982

ارساهین و (سیلت، شن، بعد فراکتالی ذرات خاك ، آلومینیوم آزاد، مقادیر آهن و آلومینیوم )2006همکاران

و کل باز هاي قابل قابل تبادل، درصد اشباع آلومینیوم، رطوبت در نقطه )1991مانریکو و همکاران (تبادل

2سطح ویژه و) 2008صالحی و همکاران (پژمردگی (SSA) ) براي تخمین )1989تامپسون و همکاران ،CEC

. مورد استفاده قرار گرفته اند در CEC مانند برخی از خصوصیات خاك

SSAاطالعات مربوط به . هستندخاك SSA با ارتباطمحیطی براي کاربرد هاي کشاورزي، صنعتی و زیست

برخالف ). 2004 الکالل و شو(اهمیت است داراي بسیار ، ماده آلی و CECبرخی از خصوصیات خاك مانند

قابل رایج بصورت SSA ،توزیع اندازه ذرات خاكهپر و ). 1999تنگ و همکاران (نیست گیرياندازه بیشتر به مقدار SSAنشان دادند که ) 2006(ران همکا

این علت می به . رس بستگی دارد تا کانی شناسی رس ها اندازه، شکل و فراوانی نسبی انواع متفاوت ذرات ازتوان

الل (استفاده کرد خاك SSA براي محاسبه جامد خاك .)2004 وشوکال

1 Pedotransfer functions 2 Specific surface area

- ها در مقایسه با اندازهPTFهرچند که ایجاد اما نباید از این سؤال هستندقیم بسیار ساده گیري مست

اساسی غافل شد که چه متغیرهایی به عنوان ورودي ها ضروري بوده و نسبت به دیگر PTFجهت ایجاد

علی رغم تحقیقات زیادي . داراي برتري هستندمتغیرها سهل الوصول انجام هاي داده از CECکه براي تخمین

اسخ مانده و شده است، سؤال فوق همچنان بی پاضافی هاي چگونگی بهبود تخمین ها بدون صرف هزینه

بنابراین اگر بتوان . مورد بررسی کافی قرار نگرفته استبا استفاده از متغیرهاي توابع انتقالی را ایجاد کرد که

اضافی براي هاي بدون صرف هزینه و )کمکی(ثانویه یک گردد CEC موجب بهبود تخمینمتغیرهاگیري اندازه

بعالوه استفاده .خواهد بود CECسازيمدلگام مهم در تولید و افزایشاز آن در مطالعات زیست محیطی،

گیري اي که اندازه در مقیاس ناحیه خاكحاصلخیزيCECدر این . خواهد بودل است، ک در تعداد زیاد مش

با توجه به SSAمحاسبه فرض بر این است که راستا و استفاده از آن به عنوان یک اندازه و شکل ذرات خاك

متغیر ثانویه در توابع انتقالی شاید موجب بهبود تخمین CEC تعیین اثر هدف از این مطالعه .گردد SSA محاسبه در شبکه CECدر بهبود برآورد به عنوان ورودي شده

.باشد میعصبی مصنوعی و توابع انتقالی

مواد و روش ها خاكخصوصیات گیرياندازهنمونه برداري و به مربوط خاك داده 1662 از تحقیق این براي

خاك شیمی آزمایشگاه اطالعات بانک از گیالن استان متغیرهاي.گردید استفاده کشور برنج تحقیقات موسسه خاك در گل pH: شامل شده در این تحقیق گیرياندازه

نلسون و ( بالك و والکلی روش به آلی اشباع، کربن هیدرومتر روش به ذرات توزیع اندازه ،)1986سامرس

گرم از CEC ،5براي تعیین . بودند)2002گی و ار ( مرحله استات سدیم 4نمونه خاك توزین شد و در

به آن اضافه شد و سپس به منظور کاهش =2/8pHدرEC در چند مرحله با الکل شستشو داده شد و پس از

ا جمع ه عصاره=7pHآمونیوم دراضافه نمودن استات


فتومتر آوري و در نهایت غلظت سدیم توسط دستگاه فلیم ).1952 و همکارانباور(گیري شد اندازه

توزیع اندازه ذرات خاكمدلسازي

توزیع اندازه کامل منحنیبراي بدست آوردن شن، (محدود هاي دادهذرات خاك در بیست کالس از

استفاده ) 2001(از مدل اسکاگز و همکاران ) سیلت و رس :گردید

[1]

[2]

جزء جرمی ذرات خاك با P(r)در فرمول فوق کوچکترین شعاعی که مدل براي r ،r0شعاع کوچکتر از

مترهاي مدل پاراu و cان مورد استفاده قرار می گیرد و :هستند که از طریق فرمول هاي زیر محاسبه می گردند

[3]

[4]

[5]

1 > P(r2) > P(r1) > P(r0) > 0, r2 > r1 > r0 > 0

r2 و r0 ،r1براي استفاده از مدل فوق باید براي r0 = 1 µm ،r1در این تحقیق . مقادیري را انتخاب نماییم

= 25 µm و r2 = 999 µmدر نظر گرفته شدند بر اساس سیستم طبقه بندي . )2001اسکاگز و همکاران (

جزء جرمی P(r0) (USDA)وزارت کشاورزي آمریکا سیلت و + جزء جرمی ذرات رس P(r1)ذرات رس،

P(r2) 999ی با شعاع کوچکتر از جزء جرمی ذرات µm اگر توزیع ذرات شن را بصورت خطی . دهند را نشان می+ با توجه به جزء جرمی ذرات رس P(r2) فرض کنیم

شن محاسبه + سیلت + جزء جرمی ذرات رس سیلت و هر چند که احتمال دارد فرض فوق صحیح . گردد می

بسیار نزدیک به حد باالیی µm 999 اما چون ،نباشد

است، بنابراین خطاي زیادي وارد µm 1000شن یعنی .)2006فوالدمند و سپاسخواه ( مدل نخواهد کرد

هاي کمکیمحاسبه پارامتر

جزءر کالس محاسبه و در ه برايسطح ویژه ذرات ،براي محاسبه سطح ویژه. جرمی ان ضرب گردید

رس به شکل پولکی و ذرات سیلت و شن به شکل کروي :)1998هیلل (فرض شدند

]6[

]7[

ام i سطح ویژه کالس SSiهاي فوق فرمولدر

رس، ذراتام j سطح ویژه کالس SSj، ذرات سیلت و شنsρ گرم 65/2 جرم مخصوص حقیقی ذرات که معادل با

انگین شعاع براي میriبر سانتی متر مکعب فرض شد، میانگین ضخامت براي xj، ذرات سیلت و شنام iکالس بر اساس محاسبه سطح . باشند رس میذراتام jکالس

سطح ویژه کل بخش : ویژه دو متغیر کمکی حاصل شدضرب سطح ویژه بخش و حاصل(TSS)معدنی خاك

با ) هامدل(توابع انتقالی . (SS1)ن آ جرمی جزءرس در .ندعصبی مصنوعی ایجاد شدهاي بکهشاستفاده از

هاي عصبیتئوري شبکه

عصبی مصنوعی از هاي شبکهدر این مطالعه نوع پرسپترون چند الیه پیشرو با یک الیه پنهان و چهار

شبکه .تا شش نرون مخفی مورد استفاده قرار گرفتندهاي شامل مجموعه اي از متغیر1هاي عصبی پیشرو

هاي الیه است که توسط سلولخروجی و ورودي ها ها در الیه ورودي، . پنهان به هم مرتبط شده اند

. اند ها در الیه پنهان آرایش یافتهدر الیه خروجی و مدل ریاضی که در نهایت ورودي را به خروجی تبدیل

و ها است کند، شامل مجموعه اي از عملیات یا شبکه می 1 Feed – forward


. بطور خالصه در فرمول هاي زیر نشان داده شده است که در یک آرایه در ضریب ابتدا بردار ورودي

قرار گرفته اند، ضرب می شود و در الیه پنهان آرایه هاي هاي الیه پنهان شامل ورودي سلول. را ایجاد می کند

. است و بعالوه اریب ضرب شده در ضریب الیه پنهان 1 وارد تابع فعالسازيدر مرحله بعدي آرایه

. را ایجاد می کندشده و ]8[

]9[

]10[ ]11[

دیگري هاي پنهان از الیه خطی خروجی سلول به که مربوط به الیه خروجی است عبور کرده و

و اریب شامل ضرایب . دست می آید وارد تابع فعالسازي الیه خروجی در نهایت . است

N0 و Ni ،Nh. را ایجاد می نمایدگردیده و خروجی هاي الیه پنهان هاي ورودي، سلول ه ترتیب تعداد سلولب

و مقادیر اریب . باشد هاي خروجی می و سلولنورگارد (باشند می و به ترتیب براي محاسبه

استفاده شده در این تحقیق تابع فعالسازي). 2000 . تانژانت هیپربولیک بود

ایجاد توابع انتقالی

ها از مجموع داده. استاندارد شدندمتغیرها ابتدا داده براي معتبرسازي 562 داده براي آموزش و 1100

هامدلایجاد . صورت تصادفی انتخاب شدنده شبکه ب انجام CEC در دو مرحله براي تخمین )توابع انتقالی(

و pHمتغیرهاي شن، سیلت، رس، از در مرحله اول .شد استفاده و )تخمینگر(پارامتر ورودي کربن آلی به عنوان

1 Activation function

در مرحله دوم عالوه بر . ایجاد گردید(PTF1)مدل اول ي کمکی محاسبه متغیرهاازتخمینگر هاي مرحله اول

مدل در ایجاد نیز به عنوان ورودي SS1 و TSSشده سپس تاثیر استفاده از . استفاده گردید(PTF2)دوم

به عنوان ورودي از طریق مقایسه کی ي کممتغیرها با آماره هاي PTF2 و PTF1ت و قابلیت اعتماد صح

.متعدد مورد ارزیابی قرار گرفتاز CEC افزایش بهبود تخمین براي امکان

ها کل داده با همگونی بیشتر هايدادهطریق ایجاد گروه . ند تجزیه کالستر به هشت گروه تقسیم شدبا استفاده ازمقدم و همکاران ( 1یه کالستر از روش واردبراي تجز

SPSSنرم افزار در با مربع فاصله اقلیدسی) 1373(SPSS Inc, 1994) ایجاد هر گروهدر. شداستفاده

صورت مجزا انجامه بPTF2 و PTF1توابع انتقالیها براي آموزش در هر گروه تقریبا دو سوم داده. گردید

ها براي معتبرسازي بصورت تصادفی و یک سوم دادهها بر بندي داده الزم به ذکر است که گروه. انتخاب شدند

ت صحي را در د بهبوCECاساس کالس بافتی یا مقادیر .ایجاد نکردها مدلو قابلیت اعتماد

2آنالیز حساسیت تغییرات متغیر خروجی اندازهآنالیز حساسیت

. دهد را به ازاي تغییر در هر متغیر ورودي نشان میها برابر با میانگین آنها براي هر متغیر ابتدا سایر متغیر

ثابت در نظر گرفته شد و سپس میزان تغییرات خروجی انحراف استاندارد ±ا متغیر ورودي در دامنه میانگین ب

نتایج به صورت ). 2005نروسلوشنز (تعیین گردید .ي ورودي محاسبه شدندمتغیرهادرصد تاثیر براي همه

مدل4 و قابلیت اعتماد3معیارهاي ارزیابی صحت

از ها مدلو قابلیت اعتماد صحت تعیین براي، 5(RMSE)خطا ربعاتم میانگین دوم هاي ریشه آماره

2Sensitivity analysis 3 Accuracy 4 Reliability 5 Root mean squared error


و بهبود ،)1974آکایک ((AIC) 1معیار اطالعات آکایک :شد استفاده(RI)2نسبی

N

yyRMSE

N

ii∑ −= 1

2)ˆ(

]12[

]13[

100 ]14[

yi شده گیرياندازه مقدارCEC ،iy مقدار CEC پیش

گیرياندازه میانگین مقادیر PTF ، yبینی شده توسط npمرحله آموزش و هاي داده تعداد کل CEC،Nشده

np. که باید تخمین زده شونداست تعداد پارامترهاي مدل :شودمی بصورت زیر محاسبه

np = ( Ni+1 )×Nh + ( Nh+1 )×No Ni ،Nh و Noهاي الیه به ترتیب تعداد سلول

میناسنی و مک (باشند ورودي، پنهان و خروجی می کوچکتر باشد کیفیت برازش AICهرچه ). 2002براتنی

اي و تخمینی شاهدهاگر انطباق کامل مقادیر م. باالتر است به سمت منفی بی نهایت میل خواهد AICاتفاق بیافتد

. کردRMSEaخطاي مربعات میانگین دوم ریشه

مربعات میانگین دوم ریشهa ،RMSEbمدل به مربوط a بر bمدل نسبی برتريRI و bبه مدل مربوط خطاي مدلی با b مدلی با خطاي بیشتر و مدل a مدل .است

. استخطاي کمتر

1Akaike information criterion 2Relative improvement

دارمعنیاز آنجا که هیچ کدام از معیارهاي فوق را از نظر ها مدل و قابلیت اعتماد صحتبودن تفاوت

کنند، براي این منظوراز آماره اماري مشخص نمیو دیبولد و ماریان (3(MGN)نیوبلد -گرنجر-مرگاندر این روش ابتدا خطاي پیش .گردید استفاده) 2002

-می نشان داده e 2,t و e 1,t مختلف که با PTFبینی دو (dt) و تفاوت (st)سپس مجموع . دنگرد محاسبه میشود

. خطاي پیش بینی بر اساس روابط زیر محاسبه می گرددst = e 1,t + e 2,t ]15[ dt = e 1,t - e 2,t ]16[ e 1,t= xm-x1p [16a] e 2,t= xm-x2p [16b]

x1pو x2p به ترتیب مقادیر پیش بینی شده خروجیشده گیرياندازه مقادیر xm و b و aهاي توسط مدل ربعاتآزمون برابري میانگین م. باشند خروجی می

خطاي دو روش مختلف، در مقابل کمتر بودن خطاي مورد MGNتوان با استفاده از آماره روش اول را می .بررسی قرار داد

]17[

تعداد N و dt و st ضریب همبستگی بین sdρکه در آن جدول tشده با محاسبه MGNمقدار . مشاهدات استدیبولد و ماریانو ( شودمی مقایسه N-1با درجه آزادي

2002.(

ج و بحثنتای مورد متغیرهاي توصیفی آمار پارامترهاي

مطالعه براي دو مجموعه آموزش و معتبرسازي درها براي چون انتخاب داده. اند شده داده نشان 1 جدول

آموزش و معتبرسازي بصورت تصادفی انجام شد، محدوده تغییرات و میانگین متغیرها براي مجموعه

جهت . استهاي آموزش و معتبرسازي مشابه داده میانگین این دو ،دارمعنی تفاوتوجود اطمینان ازعدم

3 Morgan-Granger-Newbold


توماسال و ( مقایسه شد tمجموعه از طریق آزمون نتایج نشان داد که تفاوت بین میانگین ). 2003 همکاران

داده ها ( معنی دار نیست متغیرهادو گروه از نظر کلیه متغیر 8/8 تا 5/3 خاك ها در دامنه pH). ارائه نشده اند

11/8 تا 0/0ن دامنه تغییرات کربن آلی خاك ها بی. بود و pHاحتماال یکی از دالیل تغییرات باالي . درصد است

مورد استفاده کاربري هاي متفاوت هاينمونهکربن آلی استفاده شده هر دوازده کالس هاينمونه. آنها باشد

دامنه . بافت خاك را پوشش دادندبافت مر بوط به مثلثن داده نشاي متغیرها و دیگر متغیرهاتغییرات براي این

دهد که این مسئله نشان می. ستوسیع ا 1در جدول شده مدل ایجاد شده تعمیم پذیري باالیی داشته و قابل

. ها خواهد بود استفاده براي دامنه وسیعی از خاكیی نیز الحراف استاندارد با داراي انمتغیرهاهمچنین

باال بودن انحراف استاندارد نشان دهنده آن . باشند میتحت تأثیر عملیات تغیرهاي فوق بیشتراست که م

چرا که .اند داشتهقرار و کاربري اراضی مدیریتی کشتهاي بسیار اراضی نمونه برداري شده تحت کشت

، باغهاي مرکبات متفاوت از جمله چاي، زیتون، شالیزار .اند وتوت قرار داشته

ي وروديمتغیرها و CECبراي ارزیابی همبستگی بین گردید استفاده پیرسون خطیی ضریب همبستگازضرایب همبستگی بدست آمده نشان داد که ). 2جدول (

CEC با داريمعنی داراي همبستگی باال وSS1 (r = در مقایسه با دیگر متغیرهاي TSS (r= 0.45) و (0.48

و متغیرهاي CECهاي باال بین همبستگی. ورودي استي سطح ویژه نشان دهنده تاثیر باال) SS1 و TSS(کمکی

نتایج نیز به ) 1989 (تامپسون و همکاران. استCECبر براي بررسی بیشتر، ضریب . دست یافتندمشابهی و متغیرهاي کمکی CECبین هاي غیر خطی همبستگی

نیز محاسبه گردید که از بین آنها رابطه توانی باالترین داد نشانرا و متغیرهاي کمکی CECبین همبستگی

بنابراین احتمال می رود استفاده از ). 19 و 18روابط ( بتواند متغیر کمکی به عنوان سطح ویژه محاسباتی

و CECهمبستگی بین . د گردCECموجب بهبود تخمین ؛ چون ذرات شن داراي بود دارمعنیمقدار شن منفی و

سطح ویژه ناچیزي بوده و با زیاد شدن آنها مقدار CECتوسط نیزیج مشابهینتا. خاك کاهش خواهد یافت

) 2005(و امینی و همکاران ) 2008(صالحی و همکاران و دارمعنی همبستگی CEC متغیر.گزارش شده است

رس و کربن آلی خاك نشان داد که به علت تاثیر با مثبتیمانریکو و همکاران ( در ایجاد بار منفی است متغیرهااین

).1995بل و ون کولن ،1991CEC=44/93SS1 393/0 r= 603/0 ** ]18[

CEC=38/93TSS 477/0 r= 590/0 ** ]19[

و قابلیت اعتماد به ترتیب به عنـوان صحتدر این تحقیق هاي اندازه گیري شـده و پـیش میزان یا درجه تشابه داده

هــاي آمــوزش و معتبــر بینــی شــده بــراي مجموعــه داده ارزیـابی نتـایج ). 2001 ارانوسـتن و همکـ (سازي اسـت

بـا ایجـاد شـده انتقـالی توابـع صحت و قابلیـت اعتمـاد در مرحلــه اولاســتفاده از شــبکه عــصبی مــصنوعی

)PTF1 ( دوم و)PTF2 (3 در جــدولهــا بــراي کــل داده بــراي و قابلیــت اعتمــاد صــحت . نــشان داده شــده اســت

PTF1) RMSE بـه ترتیـب بـراي 82/5 و 10/6 برابر بـا در مقایـسه بـا نتــایج ) آمـوزش و معتبرسـازي هـاي داده

ي مـشابه بـراي متغیرهـا که از ) 1388(معلمی و همکاران فاده کــرده روش رگرســیونی اســت امــا بــه CECتخمــین

بـه ترتیـب بـراي 53/6 و 78/8 برابـر بـا RMSE(بودند ــايداده ــوزش و معتبرســازي ه ــود ) آم ــر ب ــسیار بهت . ب

عـصبی هـاي شبکهتوانایی برتري نشان دهنده این نتیجه CECبینیپیشنسبت به روش رگرسیونی در مصنوعی

نیـز بـه نتـایج مـشابهی )2005 (امینـی و همکـاران . است .دست یافتند


آموزش و معتبرسازي هايدادههاي آماري مجموعه ویژگی -1جدول

pH کربن آلی (%)

شن(%)

سیلت(%)

CEC (%)رس(cmolc/kg)

96/6 13/2 0/25 1/42 9/32 5/26 آموزش میانگین (n=1100)

82/0 51/1 9/17 11/1 9/13 3/9 انحراف استاندارد 50/3 00/0 3/0 0/1 0/1 3/2 حداقل 70/8 99/7 0/98 0/71 8/69 8/58 حداکثر

94/6 13/2 0/26 4/41 6/32 2/26 معتبرسازي میانگین (n=562)

82/0 45/1 5/19 8/11 6/14 1/9 انحراف استاندارد 50/3 00/0 1/0 0/3 0/1 0/5 حداقل 80/8 11/8 0/96 0/66 0/74 0/51 حداکثر

ي وروديمتغیرها و CECن همبستگی بی-2جدول

R متغیر - 09/0 pH

43/0 (%) کربن آلی

- 45/0 (%) شن

12/0 (%) سیلت

48/0 (%) رس

48/0 SS1 (m2/g) 45/0 TSS (m2/g)

PTF1ي ورودي متغیرها عالوه بر PTF2در به نیز SS1) وTSS (ي کمکی سطح ویژهمتغیرهااز

دارمعنی بهبود موجباستفاده گردید که عنوان تخمینگر گردید آموزش هايداده در مجموعه CECتخمین صحت

در مجموعه ، ولی این بهبود براي قابلیت اعتماد )3جدول (بر پایه . نگردید دارمعنیناچیز بود که آزمون هايداده

TSSي کمکی سطح ویژه متغیرها استفاده ازRI آماره دو در هر PTF2 درCECتخمین براي SS1) و (

و قابلیت اعتماد از صحتمرحله آموزش و معتبرسازي 64/0 و 17/1 بابه ترتیب PTF1 بیشتري در مقایسه با

سطح ویژه داراي رابطه بسیار . برخوردار بوددرصد توان گفت یکی از اي که می است، به گونهCECنزدیک با

تنگ و همکاران (باشد میCECکنترل کننده عوامل

و همچنین هر دو این متغیرها )2004 کالالل و شو ،1999به شدت تحت تاثیر میزان رس، نوع رس و مقدار کربن

ي متغیرهااستفاده از علت به همین .باشند آلی خاك می را PTF2و قابلیت اعتماد صحت مربوط به سطح ویژه

). 3جدول (افزایش داد که به آنالیز شودمیاین نتیجه زمانی روشن تر

بر اساس آنالیز ). 1شکل (دقت گردد PTF2حساسیت CEC بیشترین تاثیر را در تخمین SS1حساسیت،

CECکربن آلی نیز دومین عامل مهم در تخمین . داشت نشان SS1 چرا که. این نتیجه کامال قابل انتظار بود. بود

مواد چه اگر. دهنده سطح ویژه بخش رس خاك است تبادل هاي مکان ایجاد در مختلف درجات به جامد خاك

بیشتر در خصوصیت این اما، دارند کاتیونی نقشمیلر (است متمرکز آنها آلی مواد و بخش رس در ها خاك

از سوي ). 2005 سیبولد و همکاران ،1970و همکاران ذرات رس خاك فعال ترین جزء خاك بوده و کنترل دیگر

بردي و (هاي فیزیکی و شیمیایی خاك است کننده فعالیتها با کمی کردن ویژگی رسSS1بنابراین ). 1999ویل

معلمی و . داشته استCEC بیشترین تاثیر را در تخمین CECنیز گزارش کردند که در تخمین ) 1388(همکاران

اهمیت آلی از آن کربن از بعد و رسبا روش رگرسیونی آنها سطح ویژه بخش رس و . بودندبرخوردار بیشتري

.کردندل نتیجه خود ذکر کربن آلی را به عنوان دلی روش از استفاده در ) 1390 ( دوات گر و معلمی اما


. براي مرحله آموزش و معتبرسازي از کل داده هاCEC نتایج تخمین -3جدول معتبرسازي آموزش

PTF1 PTF2 PTF1 PTF2

3981 3955 1982 1974 AIC 10/6 03/6 82/5 78/5 RMSE

17/1 64/0 RI

54/3 * 24/1 MGN . می باشدPTF2 و PTF1 درصد بین 5در سطح دارمعنینشان دهده تفاوت . *

CEC براي پیش بینی PTF2 نتیجه آنالیز حساسیت اثر متغیرهاي ورودي در -1شکل

عصبی مصنوعی در تخمین هايشبکهرگرسیونی و

CEC در مهمترین متغیرآلی کربن گزارش کردند که . بودCECتخمین

هشت گروه همگن با درها بندي داده گروه CECکالستر موجب بهبود تخمین استفاده از تجزیه

براي) 2005( همکاران و سیبولد. )4جدول (گردید به را مطالعه مورد هاي خاكCEC تخمین دقت افزایش رده ،نوع کانی غالب مبناي بر تر همگون هاي گروهنمس و همکاران .آلی تفکیک نمودند و کربن pHها، خاك

نتیجه گیري کردند که توابع انتقالی حاصل از ) 2003( هاي کوچک و خاص یک خاك یا یک ناحیه، مجموعه داده

اگر در دسترس باشد، بهتر از داده هاي زیاد و عمومی استفاده از آنکه در تمامی هشت گروه ترنکته مهم. است

TSS و SS1 براي ایجاد PTF2وجب بهبود قابل توجه م گردید PTF1نسبت به آن و قابلیت صحت دارمعنی وصحت موجب بهبود SS1 و TSSاستفاده از ). 4جدول (

هايدادهدر مجموعه هامدل ي درصد2/24 تا 2/2بین در C7 و C5 ،C6هاي گردید که به جز در گروهآموزش

عتماد این تاثیر در قابلیت ا. بوددار معنیها گروهدیگر در درصدي6/55 تا 3/4بیشتر بوده و موجب بهبود

در بقیه C8گردید که بجز آزمون هايدادهمجموعه دهد که این نتایج نشان می. دار بودها معنیگروه بر تخمین SS1 و TSSبندي موجب بهبود تاثیر گروهCECها در اثر یکی از دالیل بهبود تخمین. گردیده استچرا که با . باشد تر می همگون هايداده بندي ایجاد گروه

مورد استفاده نتایج توابع هايدادهتر شدن همگون


اسدو و آکامیگبو(گردد انتقالی ایجاد شده بهتر مینیز مشاهده کردند ) 2006(هپر و همکاران ). 1990

خاك با هم مورد مطالعه قرار هاينمونههنگامیکه همه همبستگی نشان غیرهامت با هیچکدام از CECگرفتند،

کانی هاي وقتی خاك ها بر اساس ویژگیاما نداد، و دیگر متغیرها CECبین ؛ بندي شدند گروهشناسی

بندي با همگون در واقع گروه.همبستگی مشاهده گردیدها باعث کاهش تغییرات کردن بیشترخصوصیات خاك

در ویژگی هاي آنها شده و توابع انتقالی حاصل از این دریک و (ها به مقدار چشمگیري صحیح تر بود گروه ).1982موتو

بر اساس آنالیز حساسیت انجام شده براي PTF25جدول (ها در هر کدام از هشت گروه داده (

و 7/32 تا 5 بین CEC در تخمین SS1درصد تاثیر 4/42 تا 8/10 بین CEC در تخمین TSSدرصد تاثیر

دهد که بجز در یاین نتایج نشان م. درصد متغیر بودي کمکی متغیرها در بقیه گروه ها یکی از (C6) 6گروه

این نتیجه .است داشتهCECبیشترین تاثیر را در تخمین ها عالوه بر اینکه دقت و بندي داده دهد که گروه نشان می

ها را افزایش داده است، موجب قابلیت اعتماد تخمین CECمین ي ورودي در تخمتغیرهاشفاف تر شدن تاثیر

قدرت بندي مناسب به عبارت دیگر گروه. گردیده استسیرز و (دهد ها را افزایش می خاكبینی خواص پیش

نیز ) 1989(تامپسون و همکاران ). 1970 همکاران 89کربن آلی و SSAهاي آیووا دریافتند که در خاك

ارزیابی اثر .کنند می را توجیه CECدرصد از تغییرات در هشت CEC در تخمین SS1 و TSSهر دو پارمتر

دهد که این دو متغیر بین گروه بررسی شده نشان می CECاز تغییرات ) C1در ( درصد 0/49تا ) C4در (6/31

این نتیجه . کنند که مقادیر قابل توجهی است را توجیه می و در CECدر درجه اول اهمیت سطح ویژه در تخمین از متغیرهاي درجه دوم موفقیت آمیز بودن استفاده

در تخمین یک متغیر ) و یا پارامترهاي محاسباتی(کمکی .دهد را نشان میCECدیر یافت مانند

مقادیر محاسبهنکته حائز اهمیت در این تحقیق - شبیه توزیع اندازه ذرات طریق منحنیسطح ویژه از

با ) 2001(ه توسط مدل اسکاگز و همکاران سازي شد، شن، سیلت و رس است حدودم هايدادهاستفاده از

-اندازه. سطح ویژه باشد گیرياندازهبدون آنکه نیازبه قابل ها رایج در آزمایشگاهبه صورت سطح ویژه گیري

و نیاز به دستگاه )1999تنگ و همکاران (انجام نبوده بنابراین . )2008آرنپالی و همکاران (هاي پیچیده دارد

هايداده با ت خاكتنها با مدلسازي توزیع اندازه ذراشن، سیلت و رس، محاسبه سطح ویژه و استفاده از ان

. بهبود داده شدCECبه عنوان ورودي در مدل، تخمین سطح ویژه محاسبه شده طبق روش این مقاله داراي

شده گیرياندازههمبستگی بسیار قوي با سطح ویژه بر پایه بررسی . )نتایج نشان داده نشده است(باشد میدر هیچ ام شده از منابع علمی داخلی وخارجی انج

تواند بهتحقیقی این نکته بررسی نشده است، که می. یدآ بشمار CECعنوان گامی مهم در بهبود تخمین

-روشکه بدانیم شودمیاهمیت این نکته زمانی بیشتر سطح ویژه پرهزینه و وقت گیر گیرياندازهمتفاوت هاي

هپر و همکاران (د نباش ن میبوده و داراي مشکالت فراواشده گیرياندازه مقادیر سطح ویژه عالوه بر این . )2006

ها بسیار متفاوت بوده و تا چندین برابر این روشاب ).1978تیشاپک و ترس شانچز (هستند متغیر


ها براي مرحله آموزش و معتبرسازي هشت گروه دادهCEC نتایج تخمین -4جدول آموزش معتبرسازي

MGN RI RMSE n MGN RI RMSE n گروه تابع

داده 8/10 140 9/4 200 PTF1 1C1 06/14 * 6/55 8/4 40/4 * 2/16 1/4 PTF2 4/8 76 9/4 120 PTF1 C2

50/6 * 2/34 5/5 28/3 * 2/16 1/4 PTF2 0/7 34 3/3 90 PTF1 C3

01/5 * 0/33 7/4 82/3 * 9/23 5/2 PTF2 0/4 87 1/3 160 PTF1 C4

96/1 * 4/5 8/3 83/3 * 6/8 8/2 PTF2 7/4 39 6/1 90 PTF1 C5

74/2 * 6/23 6/3 85/1 6/7 5/1 PTF2 6/6 103 2/4 200 PTF1 C6

17/2 * 3/4 3/6 19/1 2/2 1/4 PTF2 8/5 52 2/3 110 PTF1 C7

43/2 * 5/13 0/5 73/1 0/8 0/3 PTF2 7/7 51 3/5 110 PTF1 C8 88/1 2/20 1/6 91/4 * 2/24 0/4 PTF2

1. C1 تا C8 است، و 8 تا 1 نشان دهنده گروه nنشان دهنده تعداد داده می باشد . . می باشدPTF2 و PTF1 درصد بین 5در سطح دار معنینشان دهده تفاوت . *

ها هر کدام از هشت گروه دادهPTF2سیت نتایج آنالیز حسا -5جدول

C8 C7 C6 C5 C4 C3 C2 1C1 متغیر 2/14 2/5 6/5 4/5 7/12 6/12 8/2 2/9 pH 8/23 2/17 1/12 0/19 4/17 8/18 8/8 2/18 (%) کربن آلی

9/1 6/9 2/18 3/23 7/12 9/10 6/13 4/2 (%) شن

8/8 1/13 0/6 1/2 0/13 5/6 9/21 9/13 (%) سیلت

6/11 1/9 0/21 2/3 6/12 8/3 5/19 4/7 (%)رس

9/11 7/32 6/18 1/13 8/20 0/5 4/8 0/24 SS1 (m2/g) 8/27 1/13 4/18 0/34 8/10 4/42 0/25 0/25 TSS (m2/g)

1. C1 تا C8 است، 8 تا 1 نشان دهنده گروه TSS سطح ویژه کل بخش معدنی خاك و SS1 حاصلضرب سطح ویژه بخش رس در .کسر جرمی ان

نتیجه گیريوقت گیر و مشکل، CEC گیري مستقیم هزاندا داريمعنیهمبستگی غیر خطی قوي و . استپر هزینه

(TSS)سطح ویژه کل بخش معدنی خاك با CECبین ضرب سطح ویژه بخش رس در کسر جرمی و حاصل

ي کمکی متغیرهااستفاده از . مشاهده شد(SS1)ان دقت و قابلیت موجب بهبود )SS1 و TSS(سطح ویژه

SS1اي که گردید، به گونهCECاعتماد تخمین دلیل این نتیجه . بودCECمؤثرترین متغیر در تخمین

هاي تبادل کاتیونی توسط بخش رس خاك مکان ایجاد


ها با روش تجزیه کالستر، بندي داده با انجام گروه. است بر بهبود صحت و قابلیت اعتماد SS1 و TSSتاثیر

عملکرد توابع افزایش قابل توجهی یافت و CECتخمین افزایش داريمعنیبه طور CEC انتقالی پیش بینی کننده

در این تحقیق این است نتایج حاصل اهمیت . نشان دادند توزیع اندازه ذراتمنحنی که مقادیر سطح ویژه از روي

محاسبه ،گیرياندازهمدلسازي شده، و بدون نیاز به صحت هزینه مازاد بدون صرفع در واق .شده بودند

، که می تواند گام مهمی است افزایش یافتهCECتخمین .در ایجاد توابع انتقالی محسوب شود

سپاسگزاري

مساعدتمؤلفین بر خود الزم می دانند که از این هايدادهبه جهت استفاده از مؤسسه تحقیقات برنج

، چرا که بدون نمایندسپاسگزاريمؤسسه صمیمانه .همکاري ان مؤسسه محترم انجام این تحقیق ممکن نبود


رابطه بین گنجایش تبادل کاتیونی و برخی خصوصیات فیزیکی و شیمیایی . 1388 ، گفتار فغی س، دواتگر ن و دریمعلم .173-179 هايصفحه .)2 هرشما (23 جلد، مجله پژوهشهاي خاك. هاي گیالندر خاك

تبادل مقایسه توابع انتقالی رگرسیونی و شبکه عصبی مصنوعی در برآورد گنجایش. 1390 ،دواتگر ن و سیمعلم .55 هرشما ،15 سال. مجله علوم و فنون کشاورزي و منابع طبیعی، علوم آب و خاك. هاي گیالنکاتیونی خاك

.181-169 هايصفحه

یت تبادل کاتیونی خاك با استفاده از رگرسیون و شبکه تخمین ظرف. 1388 ،بیگی هرچگانی حو مهاجر ر، صالحی م ه، شماره ،علوم اب و خاك علوم و فنون کشاورزي و منابع طبیعی. ها بر دقت و صحت توابعتفکیک داده عصبی و اثر

.97-83 هاي صفحه. 49

208 .ریورپتشارات ان.متغیره چند آماري هايروش با آشنایی. 1373 م سربرزه آقائی و ا س شوطی محمدي، م مقدم صفحه

Akaike H, 1974. New Look at the Statistical Model Identification. IEEE Transactions on Automatic Control, AC-19: 716-723.

Amini M, Abbaspour KC, Khademi H, Fathianpour N, Afyuni M and Schulin R, 2005. Neural network models to predict cation exchange capacity in arid regions of Iran. European Journal of Soil Science 56: 551-559.

Arnepalli DN, Shanthakumar S, Hanumantha Rao B and Singh DN, 2008. Comparison of methods for determining specific-surface area of fine-grained soils. Geotechnical and Geological Engineering 26: 121-132.

Asadu CLA and Akamigbo FOR, 1990. Relative contribution of organic matter and clay fractions to cationexchange capacity of soils in southern Nigeria. Samaru. Journal of Agricultural Research 7: 17-23.

Bell MA and van Keulen H, 1995. Soil pedotransfer functions for four Mexican soils. Soil Science Society of America Journal 59: 865-871.


Bower CA, Reitmeir RF and Fireman M, 1952. Exchangeable cation analysis of saline and alkali soils. Soil Sci. 73: 251-261.

Brady NC and Weil RR, 1999. The Nature and Properties of Soils. 12 th edition. Prentice Hall.

Breeuwsma A, Wosten JHM, Vleeshouwer JJ, Van Slobbe AM and Bouma J, 1986. Derivation of land qualities to assess environmental problems from soil surveys. Soil Science Society of America Journal 50: 186-190.

Carpena O, Lux A and Vahtras K, 1972. Determination of exchangeable cations in calcareous soils. Soil Science 33: 194-199.

Diebold FX, and Mariano RS, 2002. Comparing predictive accuracy. Journal of Business and Economic Statistics 20: 134-144.

Drake EH and Motto HL, 1982. An analysis of the effect of clay and organic matter content on the cation exchange capacity of New Jersey soils. Soil Science 133: 281-288.

Ersahin S, Gunal H, Kutlu T, Yetgin B and Coban S, 2006. Estimating specific surface area and cation exchange capacity in soils using fractal dimension of particle-size distribution. Geoderma 136: 588-597.

Fooladmand HR and Sepaskhah, AR, 2006. Improved estimation of the soil particle-size distribution from textural data. Biosys Eng 94: 133-138.

Gee GW and Or D, 2002. Particle size analysis. Pp. 255-295. In: Warren, AD (ed), Methods of Soil Analysis. Part 4. Physical Methods. Soil Science Society of America Madison, WI.

Gessler PE, Moore ID, McKenzie NJ and Ryan PJ, 1995. Soil landscape modelling and spatial prediction of soil attributes. International Journal of Geographical Information Systems 9: 421–432.

Hepper EN, Buschiazzo DE, Hevia GG, Urioste A and Antón L, 2006. Clay mineralogy, cation exchange capacity and specific surface area of loess soils with different volcanic ash contents. Geoderma 135: 216-223.

Hillel D, 1998. Environmental Soil Physics. Academic Press.

Keller A, Von Steiger B, Van der Zee, SEATM and Schulin R, 2001. A stochastic empirical model for regional heavy-metal balances in agroecosystems. Journal of Environmental Quality 30: 1976-1989.

Lal R and Shukla MK, 2004. Principles of Soil Physics. Marcel Dekker, Inc. New York.

Manrique LA, Jones CA and Dyke PT, 1991. Predicting cation-exchange capacity from soil physical and chemical properties. Soil Science Society of America Journal 55: 787-794.

Mc Bratney AB, Minasny B, Cattle SR and Vervoort RW, 2002. From pedotransfer functions to soil inference systems. Geoderma 109: 41-73.


Miller WF, 1970. Inter-regional predictability of cation-exchange capacity by multiple regression. Plant and Soil 33: 721-725.

Minasny B and Mc Bratney AB, 2002. The Neuro-m method for fitting neural network parametric pedotransfer functions. Soil Science Society of America Journal 66: 352-361.

Nelson DW and Sommers LP, 1986. Total carbon, organic carbon and organic matter, Pp. 539–579. In Page, AL (ed), Methods of Soil Analysis. Part 2. American Society of Agronomy and Soil Science Society of America, Madison. WI.

Nemes A, Schaap MG and Wosten JHM, 2003. Functional evaluation of pedotransfer functions derived from different scales of data collection. Soil Science Society of America Journal 67: 1093-1102.

Neuro-Solutions, 2005. Getting Started Manual Version 4. NeuroDimension, Inc. 1800 N. Main Street, uite D4 Gainesville, FL Nørgaard M, 2000. Neural Network Based System Identification Toolbox. Tech. Rep. 00-E-891, Dep. of Automation, Tech. Univ. of Denmark, Lyngby, Denmark.

Odeh IOA, Mc Bratney AB, Chittleborough DJ, 1995. Further results on prediction of soil properties from terrain attributes: heterotopic cokriging and regression-kriging. Geoderma 67: 215–225.

Sahrawat KL, 1983. An analysis of the contribution of organic matter and clay to cation exchange capacity of some Philippine soils: Communications in Soil Science & Plant Analysis 14: 803-809.

Salehi MH, Mohajer R and Beigie H, 2008. Developing Soil Cation Exchange Capacity Pedotransfer Functions using Regression and Neural Networks and the Effect of Soil Partitioning on the Accuracy and Precision of Estimation, Pp. 345-356. International Meeting on Soil Fertility Land Management and Agroclimatology, Turkey.

Seybold C A, Grossman RB and Reinsch TG, 2005. Predicting cation exchange capacity for soil survey using linear models. Soil Science Society of America Journal 69:856-863.

Skaggs TH, Arya LM, Shouse PJ and Mohanty BP, 2001. Estimating particle-size distribution from limited soil texture data. Soil Science Society of America Journal 65: 1038-1044.

SPSS Inc, 1994. SPSS Professional Statistics: Chicago, SPSS Inc.

Sumner ME and Miller WP, 1996. Cations exchange capacity and exchange coefficients. Pp 1201-1230. In: Sparks DL (Ed), Methods of soil analysis, Part 3- chemical methods. Agronomy Monograph, vol. 9. ASA and SSSA, Madison, WI.

Syers JK, Campbell AS and Walker TW, 1970. Contribution of organic carbon and clay to cation exchange capacity in a chronosequence of sandy soils. Plant Soil 33:104–112.

Theng BKG, Ristori GG, Santi CA and Percival HJ, 1999. An improved method for determining the specific surface areas of topsoils with varied organic matter content, texture and clay mineral composition. European Journal of Soil Science 50: 309-316.


Thompson ML, Zhang H, Kazemi M and Sandor JA, 1989. Contribution of organic matter to cation exchange capacity and specific surface area of fractionated soil materials. Soil Science 148: 250-257.

Tomasella J, Pachepsky Y, Crestana S and Rawls WJ, 2003. Comparison of two techniques to develop pedotransfer functions for water retention. Soil Science Society of America Journal 67: 1085-1092.

Tschapek M and Torres Sanchez RM, 1978. The specific surface of Na+ humate on the basis of coion exclusion. Geochimica et Cosmochimica Acta 42: 1317-1320.

Wösten JHM, Pachepsky Y and Rawls WJ, 2001. Pedotransfer functions: Bridging the gap between available basic soil data and missing soil hydraulic characteristics. Journal of Hydrology 251: 123-150.


در شبیه سازي حرکت و جذب آب درخاك وHYDRUSاستفاده از نرم افزار SWMRUM ارائه نرم افزار

4 و صداقت شهمراد3 علی اشرف صدرالدینی ،2، امیرحسین ناظمی*1سینا بشارت

14/7/89: تاریخ پذیرش 11/8/88:تاریخ دریافت ارومیه گروه مهندسی آب، دانشکده کشاورزي، دانشگاه ، استادیار-1 گروه مهندسی آب، دانشکده کشاورزي، دانشگاه تبریز،دانشیاراستاد و -3و2 ، دانشکده ریاضی، دانشگاه تبریز کاربردي گروه ریاضی، دانشیار-4


چكيده مدل جذبوارد کردن مندنیاز ها مدلاین . دنکاربرد فراوان دارکت آب در خاك شبیه سازي حري عددي درها مدل

ارائه شده جدید مدل شامل خاكدو مدل حرکت آب دردر این تحقیق . باشندمیدر خاك ریشه بوسیله سیستم(SWMRUM) نرم افزارو دیگريHYDRUS با .ندهاي صحرایی در باغ سیب مقایسه گردید بر اساس اندازه گیري

. اندازه گیري شد) Z(و عمق ) R(جهت شعاعی دو در درصد حجمی آب خاك ، TDRاستفاده از دستگاه رطوبت سنج فاکتور تصحیح تنش آب و تعیین توزیع تراکم ریشه، تعرق پتانسیل، مدل دو بعدي جذب آب توسط ریشه بر اساس تابع

آب در خاك مبتنی بر حل معادله ریچاردز تلفیق جریانله معادمدل حاصله با . تأثیر ریشه در حرکت آب بسط داده شد همبستگی قابل قبولی هاي میدانی مقایسه و گیري ه رطوبت خاك حاصل از اندازهايدادهبا نتایج شبیه سازي شده . گردید

تخمین زده شده شده و گیري اندازهرطوبت هاي تفاوت بین دادهبرآورد مدل که برابر خطايتحلیل . مشاهده شدهاآنبین ، )CD( ضریب تعیین، )RMSE( ریشه مجذور میانگین خطا، )ME( حداکثر خطاپارامترهاي با به کار گیري باشد، می

تحلیل کاملی از مقایسه نتایج ارائه پارامترها، تشریح و بر اساس این )CRM( ضریب تجمعی باقیمانده، )EF( کارایی مدلو خاك ي سانتیمتر25-30 در عمق m3m-3d-1 04/0در حدود آب ب حداکثر دهد که میزان جذنتایج نشان می .شد

.افتد اتفاق می سانتیمتر 80در عمق m3m-3d-1 005/0حداقل جذب در حدود

SWMRUMنرم افزار ،معادله ریچاردزحل عددي، حرکت آب، تراکم ریشه، :واژه هاي کلیدي


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... بشارت، ناظمی و 122

Applications of HYDRUS and the Proposed SWMRUM Software in Simulating Water Flow with Root Water Uptake Through Soils

S Besharat1* AH Nazemi2, AA Sadraddini3 and S Shahmorad4

Received: 2 November 2009 Accepted: 6 October 2010 1Asist Prof., Dept. of Water Engin., Univ. of Urmia, Iran 2,3Prof. and Assoc. Prof., Dept. of Water Engin., Univ. of Tabriz, Iran 4Assoc. Prof., Dept. of Mathematics, Univ. of Tabriz, Iran *Corresponding Author: E-mail: [email protected] Abstract

Numerical models are frequently used for simulation of water movement in soils. Soil water

flow simulation models require a description of root water uptake as a sink term. In this study, two

water flow models including the proposed SWMRUM model and the HYDRUS software were

compared based on the field measurement in an apple orchard. Probe-type time domain

reflectometry (TDR) was used to measure soil volumetric water content within radial (R) and depth

(Z) vectors. Root water uptake model includes root density distribution function, potential

transpiration and soil water stress-modified factor. A root water uptake sink term was developed,

and entered into a soil water dynamic model to enable simulation of water flow in soil via

numerical solution of Richards equation. The outputs from the two models were compared against

the measured water content data. Simulated and measured water contents were in excellent

agreement. Analysis of residual errors, differences between the measured and simulated values, was

performed to evaluate the model performance, based on the maximum error (ME), root mean square

error (RMSE), coefficient of determination (CD), modeling efficiency (EF), and coefficient of

residual mass (CRM). Results showed that maximum root water uptake was 0.04 m3m-3d-1 at 25-30

cm depth and the minimum was 0.005 m3m-3d-1 at 80 cm depth.

Keywords: Numerical solution, Richards’ equation, Root distribution, SWMRUM software, Water flow

مقدمه منابع آب، محدودیتبه علت رشد جمعیت جهان و

آبیاري در کشاورزي باید در جهت تولید محصول بیشتر فهم حرکت آب در خاك و . کندبا میزان آب کمتر حرکت

جذب آب توسط ریشه می تواند کمک بسیاري سازوکار

سازي عددي راه حل شبیه . در راستاي این چالش نمایدباشد مدیریت آب در مزرعه میموثر در بهینه سازي

، 2002شمیتس و همکاران ،1999مشکات و همکاران ( ).2003کوت و همکاران


123 ...... در شبیه سازي حرکت و جذب آب درHYDRUSاستفاده از نرم افزار

در تواند ریشه می دقیق جذب آب توسط شناخت .آبیاري کمک شایانی نماید هاي ت بهتر سیستمیمدیر

نمکو در حرکت آب ریشه گیاهان سیستم تأثیرشناخت ي شبیه سازي آب در ها مدلاز در استفاده بهتر تواند می

پارامتر جذب شاملها مدلچون اکثر . مفید باشدخاك کالسنیتزر و (باشند می ریشه به صورت مکانی و زمانی

موسترز و ، 1999 و همکاران سیمونک،1994هوپمن ي گوناگونی براي جذب آب توسط ها مدل .)1999بوتن

س و فدی (ریشه توسط دانشمندان مختلف ارائه شده است گاردنر ،1989 جارویس ،1976 مولز ،1976همکاران

بیشتر بر ها مدلاین ). 1994 همکاران وگ و کان1991 و راندمان توزیع ریشه مؤثر،مکانیاساس مطالعات

. اند ارائه شده در خاك جذب آب وابسته به پتانسیل آب ( هستند یک بعدي ي موجود بیشتر به صورتها مدل

آسینگ و همکاران ،1981 مولز ،1976فدیس و همکاران کولهو و (يها مدلبه جز ) 2002 زو و همکاران ، 1997

گانگ و ، 2001 ورات و همکاران ، 1999و 1996 اراما . اندابداع شدهکه به صورت دو بعدي )2006همکاران

صورترا به توزیع ریشه توانند نمییک بعدي يها مدلبرآورد تان در محیط ریشه درخ شعاعی و عمودي

الیه ها به علت توزیع ریشه در باغ، در حقیقت.نمایندو تراکم بعضی آب توزیع مواد غذائی و ،بندي خاك

و آبیاري بسیار هاي خاك در اثر رفت و آمد قسمت گرین و ،1998جونس و تاردیو (باشد ناهمگن می

پس خاك ناهمگن و .)2002 زو و زنگ ، 1998کلوسیر گن نیاز به مدل دو بعدي و سه بعدي ناهمشهتوزیع ری

آب را در حرکت و جذب انعطاف پذیر جهت شبیه سازي .عمل دارد

ي بسیاري براي شبیه ها مدلهاي اخیر در سالهمراه با جذب ریشه در محیط نمک سازي حرکت آب و

HYDRUSغیر اشباع ارائه شده است که نرم افزار ترین زشیکی از با ار) 2006 و همکارانسیمونک(

هاي یی است که در تحلیل و طراحی سیستمها مدل مدل .گرددفاده میتآبیاري در کشاورزي اس

HYDRUSآزمایشگاهی و فراوان در مطالعات سازي و یا برآورد معکوس اي براي شبیه مزرعه

ندقرار گرفتهاي هیدرولیکی خاك مورد استفاده ویژگی ).2006اران وانگ و همک، a,b2003عباسی و همکاران (

دانشمندان بسیاري الگوي پخش آب در خاك را صورت عددي در آبیاري زیر سطحی و هگیري یا ب اندازه

گاردناس،2002اسولینگ ( اند ه سازي نمود سطحی شبیه الزارویچ و ، 2006 وانگ و همکاران ،2005و همکاران

در شبیه سازي این محققین تعدادي از ).2007همکاران سکاگز و ا(اند استفاده کرده HYDRUSافزار از نرم

سیال و ، 2005 گاردناس و همکاران ،2004همکاران اسکاگز و توان به کارهايدر بین آنها می ).2009اسکاگز

اشاره کرد که با مقایسه نتایج 2004همکاران در سال اي هاي مشاهداتی آبیاري قطره دادهسازي شده وشبیه

.ها بدست آوردندبین آنهمبستگی خوبی و HYDRUSمقایسه مدل ق یهدف از این تحق

مدل ارائه شده در شبیه سازي حرکت آب در خاك همراه با جذب ریشه براي درخت سیب بر اساس اندازه

.باشد هاي صحرایی می گیري

ها مواد و روشسیب باغ یکدر میدانی هاي آزمایش :هاي میدانی آزمایش

هفته از 12 در طول و طراحی میهواقع در حومه شهر اروبا استفاده از دستگاه . شداجرا شهریوراواخر تا اول تیر

گیري از و بهره)TDR )TRIME-FM رطوبت سنجدر درصد حجمی آب خاك ،هاي مخصوص دستگاه لوله

)Z( عمق پنجواز محور درخت )R( شعاعی پنج فاصلهافت ب.گیري شداندازهدر اطراف درخت مکان در سه

. ود پایین بهدایت هیدرولیکیبا خاك لومی رسی آب در خاك و پخشیدگی با استفاده داريمشخصات نگه

اشباع و و هدایت هیدرولیکی 1از دستگاه صفحات فشارمحاسبه 2پرمامتر گلف از طریق دستگاه نفوذمعادله بعد از صد حجمی آب در خاك بالفاصلهدر .گردید

- ساعت اندازه2ت هر در اطراف درخ آبیاري سطحی . شد گیري

1Pressure plate, model SEC-15Bar 2Guelph permeameter, model 2800 KL


متر در کنار تنه درخت حفر5/1پروفیلی با عمق . برداشت شد در مکانهاي مختلفهایی از خاكو نمونه

هر نمونه بر اساس طول )cm/cm3(تراکم طولی ریشه .نمونه بدست آمد ریشه به حجم

HYDRUSمدل

حرکت آب در خاك همراه با جذب ریشه بر HYDRUS با استفاده از مدل میدانیت اساس اطالعا

. شبیه سازي شد )2006سیمونک و همکاران (دوبعديمعادله حاکم براي جریان آب در خاك معادله دو بعدي

:ریچاردز می باشد

S)h(Kzh)h(K

zxh)h(K

xt−

+

∂∂

∂∂

+

∂∂

∂∂

=∂θ∂ [1]

] درصد رطوبت حجمیθکه در آن ]33LL − ،h بار فشار ]خاك در آب ]L،t زمان[ ]T، K هدایت هیدرولیکی

[ ]1LT−، x و جهت افقیz جهت عمودي را نشان نشان دهنده مقدار جذب آب توسط Sهمچنین . دهند می

] باشدریشه از خاك می ]133 TLL مشخصات .−−معلم -ختنو ون گنهیدرولیکی خاك با استفاده از رابطه

):1980 ون گنوختن (بدست آمد

≥θ

<α+

θ−θ+θ

=θ

0h

0h)h1()h(

s

mnrs

r [2]

[ ]2mm/1e

Les )S1(1SK)h(K −−= [3]

n/11m,Srs

re −=

θ−θθ−θ

= [4]

درصد آب خاك rθ درصد آب خاك اشباع، sθکه در آن معکوس α هدایت هیدرولیکی اشباع، sKباقیمانده،

Lو n ، mمقدار ورود هوا در حالت اشباع و که با استفاده از هستند هاي وابسته به خاك پارامتر

و مقادیر. دنآی برازش بر معادله مورد نظر بدست می . ارائه شده است1در جدول ن پارامترها ای واحد

از محور 7/1 به فاصلهجریان حوزه شبیه سازي اندازه شبکه بندي. متر شبکه بندي شد1و عمق درخت

که متر در جهت عمق 02/0و در جهت شعاعی متر03/0

انتخاب هاي اندازه گیري شده در مزرعه بر اساس داده .گردید

1SWMRUMارائه شده مدل

با در نظر گرفتن جریان آب : حرکت آب در خاكمدلبه صورت دو بعدي در محیط متخلخل غیر اشباع و با فرض ناچیز بودن نقش فاز هوا در جریان مایع، معادله

سیمونک و همکاران (حاکم، معادله ریچاردز اصالح شده . گردیدانتخاب )2006

ع در مدل ارائه شده جذب، تاثیر تابع توزی :آبمدل جذب اولیه ریشه و بافت خاك به طور مستقیم آورده شده

ي ها مدل و )b2001(ورات و همکاران است که در مدل در نظر گرفته نشده است دیگرجذب ریشه محققین

کلهو و ار ، 1994 کانگ و همکاران ،1991گاردنر (در این تحقیق بر اساس ارائه شدهيها مدل. )1996بدست آمد، پارامترها کردنهاي مشاهداتی و بهینه داده

ترین مدل انتخاب و در مدل عددي که از بین آنها دقیق .وارد شد

شود بر اساس مدلی که در این قسمت ارائه می :Aمدل ي مختلف جذب ریشه بدست آمد و از ها مدل مطالعه

آلن و همکاران (اي تشکیل شده است پارامترهاي ساده1998(:

)z,r(aT)h,z,r()h,t,z,r(S cpotγ= [5]

ان نشان دهنده جذب ریشه در مکS(r,z,t,h)که در آن tدر زمان ) h (مشخص از خاك بر اساس بار فشار

]باشد می ]133 TLL −−، )h,z,r(γکه است تابع تنش آب شدت تعرق Tpotدر ادامه در مورد آن بحث خواهد شد،

]د طول پتانسیل گیاه در واح ]12TL تابعی ac(r,z) و − ریشه در نقطه مورد نظر را نشان تراکماست که میزان

]دهد می ]3LL− . تابعac(r,z) به صورت زیر تعریف :)1998آلن و همکاران (شود می

∫∫β

β=

drdz)t,z,r()t,z,r()t,z,r(ac [6]

1Soil water movement and root uptake model


] تابع توزیع تراکم ریشه t,z,r(β(که در آن ]3LL− ،t ]زمان مشخص ]T ،r فاصله در جهت شعاعی [ ]L ،z

]فاصله در عمق ]Lباشد می .)t,z,r(βتوان با را می گیري اندازه مختلف و بر اساسهاي استفاده از معادله

هاي ارائه شده یکی از معادله. هاي صحرایی بدست آورد :باشد در این تحقیق به صورت زیر می

]7[ )rexp()zexp()t,z,r( 210 β−β−β=β . ستند پارامترهاي ثابت تجربی ه2β و 0β ،1βکه

:توان نوشت می7 و 6هاي بنابراین بر اساس معادله]8[ )rexp()zexp()z,r(a 21c β−β−λ=

]9[ )]rexp(1)][zexp(1[ r2r1

21

β−−β−−ββ

=λ رشد حداکثر ریشه در جهت شعاع zr و rrپارامترهاي

(r) و عمق (z)هاي گیري دهد که با اندازه را نشان می .گردند صورت تخمینی مشخص میمیدانی یا به

اي نیز براي شبیه سازي مدل خطی و ساده :Bمدل جذب که پارامترهاي آن به سادگی قابل محاسبه

معادله جذب در این مدل همانند . ، بدست آمدباشد می از تابع تنش، تعرق پتانسیل و تابع فعالیت ریشه 5معادله

نیز از ac(r,z)تابع فعالیت ریشه . تشکیل شده است را به صورت t,z,r(β( قابل محاسبه است و6معادله

اسولینگ (توان محاسبه نمود معادله خطی زیر می2002:(

]10[ rz)t,z,r( 210 β−β−β=β . باشند پارامترهاي ثابت تجربی می 2β و 0β ،1βکه

توان نوشت می10 و 6هاي بنابراین بر اساس معادله :)2002اسولینگ (

]11[ 2rr

rr2r1c zr

z)rr2(c)zz2(c)z,r(a +−+−=

r2r10

r11 rz2

zcβ−β−β

β−= [12]

r2r10

r22 rz2

zcβ−β−β

β−= [13]

رشد حداکثر zr و rr، پارامترهاي 9د معادله همانندهد را نشان می(z) و عمق (r) یریشه در جهت شعاع

هاي میدانی یا به صورت تخمینی گیري که با اندازه .گردند مشخص می

مدل دو بعدي ارائه شده در این قسمت براي :Cمدل ي ها مدلجذب آب توسط ریشه، بر اساس بررسی

در این مدل پارامترهاي جدیدي . آمدتر بدست پیچیدهي قبلی مورد استفاده قرار ها مدلوارد گردید که در

یکی از این پارامترها، خواص فیزیکی خاك . نگرفته بود :شدبود که در مدل ارائه شده توجه خاصی به آن

]14[

ضریب قدرت Cir ،ریشه تراکم توزیع تابع t,z,r(β(که

یابی زار که با دستگاه پنترومتر بدون بعدیشهرشد ر] زمان مشخص t ،گردید ]T ،r از محور درخت فاصله

]در جهت شعاعی ]L، z عمق [ ]L، rm(t) حداکثرشعاع ]ریشه توسعه ]L شعاعی در زمان در جهتt، zm(t) ] توسعه ریشه حداکثرعمق ]Lدر در جهت عموديو،O و tزمان βρτتجربی هستند که به هاي پارامترتخمین cm/cm3 -7519/0 و 5925/0 ، 3632/0 ترتیب

هاي انجام شده اندازه گیريبا Cir ضریب.اند زده شدهه پنترومتر بر اساس مقدار در مزرعه با استفاده از دستگا

خاك محاسبه شد که براي هر خاك به خاك شنی تراکمدر طول . بدست آمد6/0این تحقیق لوم رسی در

در بنابراین. بود رشد ریشه بسیار محدود،آزمایش حداکثر ،گیري شد تراکم ریشه اندازهها شپایان آزمای

شعاعی و هايدر جهتدرخت توسعه ریشه فاصله بر بنابراین. سانتیمتر بود100 و 150به ترتیب عمودي

پارامتر 6 مدل ارائه شده شامل حداکثر14اساس رابطه .است

شدت تعرق پتانسیل جذب ریشه پتانسیل برابر)Tpot(حداکثر ده و توزیع مکانی و زمانی جذب ریشه بو

Smax سیمونک و (گردداز رابطه زیر محاسبه می :)1999همکاران


∫∫m mz

0

r

0

pot2

max

drdz)t,z,r(βr2

T)t,z,r(βR=)t,z,r(S [15]

بیانگر شدت جذب حداکثر Smax(r,z,t)که در آن [ ]133 TLL ] شعاع قسمت سایه انداز درخت R و −− ]L .می باشد

در حالتی حداکثرصورت تعرق تعرق پتانسیل به :گرددشرایط بدون تنش آب باشد تعریف می که گیاه در

s0cpot EETKT −= [16] تبخیر و تعرق ETo ،بدون بعدضریب گیاهی Kcکه

]مرجع ]13TL بیانگر تبخیر از سطح خاك ES و −]باشد می ]13TL −.

ضریب ، در معادله ریچاردزS(r,z,t) براي کاربرد که به h,z,r(γ(تنش آب ساس تابعبر ا اصالحی

ه ارائه گردید) 1987(ون گنوختن صورت زیر توسط :شود در نظر گرفته می است

+

=γP

50

)hh(1

1)h,z,r( [17]

hدر مکان مشخص بار فشار آب) r,z( از خاك [ ]L ،h50توسطکه جذب آبب در خاك در حالتی بار فشار آ

]. درصد کاهش یابد50ریشه ]L، P پارامتر برازش که ون گنوختن و گوپتا (شود در نظر گرفته می3عموما

در این تحقیق تابع تنش جدیدي ارائه و مورد ).1993گیري در رابطه قبل محاسبه و اندازه. بررسی قرار گرفت

هاي آن با مشکالتی همراه است به همین دلیل پارامترتري که پارامترهاي آن به سادگی در تابع جدید و ساده

هاي این تابع بر اساس داده. دسترس است استفاده شدارزیابی و مورد تایید قرار گرفت که به جذب آب واقعی

:شود صورت زیر ارائه می

]18[ P

SK)h(K)h,z,r(

=γ

هدایت هیدرولیکی خاك در حالت غیر K(h)که در آن ]اشباع در پتانسیل مشخص ]1LT− ،KS هدایت

]هیدرولیکی اشباع خاك ]1LT− و P پارامتر تجربی که

7/0 برابر در این مدل و به ساختمان خاك بستگی داردمقادیر محاسبه شده تابع تنش 1 در شکل. به دست آمد

گنوختن در آب بر اساس مدل ارائه شده و مدل ونبر اساس این شکل . هاي مختلف ارائه شده است رطوبت

.شود همبستگی خوبی بین این دو مدل مشاهده می مشخص z وrدر ب توسط ریشهآجذب در نهایت

بدست 18 تا 14توان بر اساس محاسبات معادالت را می :آورد

)t,z,r(S)h,z,r()h,t,z,r(S maxγ= [19] نشان دهنده جذب ریشه در مکان S(r,z,t,h) که در آن

tدر زمان ) h (يمشخص از خاك براي بار فشارپارامترهاي جذب ریشه حداکثر و حداقل مقادیر .باشد می

مدل جذب ریشه حاصله . آورده شده است2در جدول تنی بر حل معادله ریچاردز با مدل انتقال آب در خاك مب

.تلفیق و به صورت عددي حل شدریشه (RMSE، )حداکثر خطا (MEپارامترهاي کارایی (EF، )ضریب تعیین (CD، )مجذور میانگین خطا

در زیر همراه با ) ضریب تجمعی باقیمانده (CRM، )مدل ):1999همایی (اند تشریح روابط آن آورده شده

]20[

]21[

]22[

]23[

]24[

هاي دادهOiهاي تخمین زده شده، دادهPiدر روابط باال، هاي میانگین دادهOگیري شده یا مشاهده شده، اندازه .باشد ها می تعداد نمونهnگیري شده و اندازه


نتایج و بحث و SWMRUMمدل و مقایسه دو براي ارزیابی

گیري شده در هاي اندازه از دادهHYDRUSنرم افزار در این قسمت نتایج تغییرات . باغ سیب استفاده شددرخت بدست ریشه توسط آبرطوبت خاك و جذب

نرم افزار نتایج با SWMRUMز مدل آمده اHYDRUSهر یک از همچنین دقت . مقایسه گردید

. مشاهداتی بدست آمدهاي داده بر اساس ها مدل هاي لهبر اساس حل عددي معاد :خاكجریان آب در

هاي مختلف نتایج براي عمقحاکم در حرکت آب در خاك پارامترهاي . و فواصل مختلف در خاك شبیه سازي شد

استفاده شد در هاي معادلههینه سازي شده که در حل ببا استفاده از در همین دوره . آورده شده است2جدول

. رطوبت خاك بدست آمدحرکت HYDRUSنرم افزار . ساعت انتخاب گردید360این نتایج براي دوره زمانی

در فواصل ،براي مقایسه بهتر، اطالعات بدست آمده 135-165 و 105-135، 75-105، 45-75، 0-45شعاعی

. تقسیم بندي شد. آورده شده است2 رطوبت در شکل حرکتنتایج

TDRبا گیري شده در این شکل نتایج رطوبت اندازه و SWMRUM، مدل ها در مزرعه براي سري دوم لوله

در کنار هم براي فواصل شعاعی HYDRUSنرم افزار توجه به با . هاي مختلف خاك رسم گردیده است و عمقتوان نتیجه گرفت که همخوانی خوبی بین می2شکل گیري شده و نتایج حاصل از مدل و هاي اندازه دادهنتایج نشان می دهد که در نقاطی . افزار وجود دارد نرم

که تغییرات ناگهانی رطوبت وجود دارد مدل SWMRUM بهتري نسبت به نرمبرآورد

هاي اس شکلبر اس. دهد انجام می HYDRUSافزاررسم شده مشخص گردید که تغییرات رطوبت خاك از

کاهش رطوبت تا .باشد درصد می16 درصد تا 36حدود ساعت 360 سانتیمتر از سطح خاك در طول 40عمق

بیشتر از نقاط دیگر بوده و کاهش رطوبت با افزایش این مطلب بیانگر خروج . کاهش پیدا کرده است،شعاع

باشد که در نتایج ریشه میرطوبت به صورت جذب

افزار و نرمSWMRUMگیري شده، مدل اندازهHYDRUSباشد می یکسان.

ارائه شده حرکت بر اساس مدل :ریشهآب توسط جذب مقدار SWMRUM آب در خاك همراه با جذب ریشه

مدل توسعه داده شده . واقعی جذب ریشه بدست آمدرت متغیر جذب ریشه بسیار انعطاف پذیر بوده و به صو

با . نماید را شبیه سازي می مکانی و زمانی جذب آبجریان و معادالت هاي بهینه شده استفاده از پارامتر

نتایج شبیه سازي،)2 و1ول اجد( آب در خاك جذب هاي در دوره آزمایش همبستگی خوبی با دادهشدهبراي مقایسه مقدار جذب ریشه در . گیري دارند اندازه ساعت براي 360 بدست آمده در طول هاي داده،خاك

هاي مختلف تقسیم فواصل مشخص از درخت در عمقآب در این شکل جذب ). 3شکل (بندي و ارائه گردید

m3m-3d-1ریشه به صورت گرافیکی با واحد توسط شده و گیري اندازهبا مقایسه نتایج .نشان داده شده است

گرفت که مدل توان نتیجه می3شکل ي موجود در ها مدلSWMRUM 19 تا 14 هاي معادله( براي جذب ریشه (

تري نسبت به معادله جذب ریشه شبیه سازي دقیقدر نرم ) b2001 و a2001 و همکاران ورگت(

چون در نرم افزار . داشته است HYDRUSافزارHYDRUS تاثیر تراکم خاك و مواد آلی در مزرعه در

نظر گرفته نشده مشخصات خاك و پارامترهاي ریشه دردهد که میزان جذب ریشه حداکثر شکل نشان می.است 25-30که در عمق است m3m-3d-1 04/0حدود در

جذب ریشه درخت . افتد سانتیمتر از خاك اتفاق میشود که این نتایج متاثر سانتیمتر می80محدود به عمق

با توجه به شکل .میزان تراکم ریشه در این نقاط استاز توان نتیجه گرفت که بیشترین جذب ریشه در می3

سانتیمتر از درخت اتفاق 45-75 و0-45فواصل شعاعی سانتیمتر از درخت 75-105افتد و در فاصله شعاعی می

3 با بررسی شکل .این میزان بسیار کاهش می یابد ساعت از شروع 300گردد که پس از زمان مشخص می

یشه کاهش محسوسی آبیاري مقدار جذب آب توسط رنتایج . رسد می(m3m-3d-1) 005/0 مقدار بهنموده ودهد که در رطوبت خاك باال که مقدار جذب نشان می

هاي نزدیکتر به درخت فعالیت بیشتر حداکثر است ریشه


دارند و برعکس در رطوبت خاك کم جذب ریشه در هاي دورتر از تنه درخت مقدار بیشتري را نشان ریشه .دهد می

در دوره زمانی مقدار کل جذب ریشه 4در شکل هاي مختلف ارائه روزه در فواصل مشخص در عمق15

در این شکل براي ارزیابی نتایج جذب آب . شده است و نرم افزار SWMRUMتوسط ریشه مدل

HYDRUSهاي مشاهداتی در کنار با استفاده از دادهیج دهد که نتا این شکل نشان می. هم رسم شده است

در بیشتر نقاط همخوانی بهتري SWMRUMجذب مدل 4بر اساس شکل . داردHYDRUS افزار نسبت به نرم) cm75-0( در فواصل کمتر HYDRUSنرم افزار

دهد نتایج نشان می. دهد سازي بهتري را نشان می شبیهکه حداکثر جذب آب توسط ریشه درخت سیب در عمق

افتد که مقدار آن حدود سانتیمتري خاك اتفاق می2520/0 (m3m-3) که این مقدار . باشد روزه می15در دوره

کاهش (m3m-3) 10/0 براي فواصل بیشتر از درخت به .یافته است

تحلیل باقیمانده خطاها که بر اساس تفاوت بین باشد، شده و تخمین زده شده می گیري هاي اندازه داده . شودتواند براي ارزیابی مدل استفاده می

آماري مقادیر پنج پارامتر 4 و 3در جداول به ترتیب براي نرم هامربوط به دقت برآورد مدل

بر اساس عمق SWMRUM و HYDRUSافزارهاي نتایج در هر عمق . هاي مختلف آورده شده است و شعاع

ها در عمق و شعاع و شعاع بر اساس میانگین کل زمان که نشان دهنده ME، 4 و 3در جداول . باشد مربوطه می

در 20به جز عمق (حداکثر خطا است، در اغلب موارد 75-105 در شعاع60 سانتیمتر، عمق 45-75شعاع

) سانتیمتر105-135 در شعاع 60 و40سانتیمتر و عمق کمتر بوده که SWMRUMدر نرم افزار MEمقادیر

موارد استثنا را به دلیل پیروي نکردن از الگوي خاص لذا با توجه به این پارامتر نرم . نادیده گرفتتوان می

میزان خطاي کمتري را نسبت به SWMRUMافزار HYDRUSبر اساس مقادیر . دهد نشان میME ارائه

توان نتیجه گرفت که بهترین شبیه سازي در شده می

به ترتیب در SWMRUM و HYDRUSافزارهاي نرم. است سانتیمتر بوده 105-135 و 45-75هاي شعاع

RMSE محاسبه شده در جداول مذکور نیز حاکی از آن است که مقدار تخمین رطوبت خاك با نرم افزار

SWMRUMافزار تر از نرم دقیقHYDRUS بوده و افزار هاي بدست آمده براي نرمRMSEمیزان

SWMRUM کمتر از HYDRUS و به صفر نزدیکتر ان نیز نتایج جداول نشCDدر مورد پارامتر .است SWMRUMافزار هاي مربوط به نرم دهند که داده می

به یک نزدیکتر هستند، لذا HYDRUSافزار نسبت به نرمافزار این پارامتر نیز تاییدي بر عملکرد بهتر نرم

SWMRUMهمانطور که بیان شد مقدار منفی .باشد میEF نشان دهنده )فاصله و عمق ( مختلفهايمکان در ،

هاي شبیه سازي در آن ده از دادهاین است که استفاحال با توجه . قسمت بایستی با دقت بیشتري انجام گیرد

منفی وجود EFافزار، ، در هر دو نرم 4 و 3به جداول افزار هاي منفی در نرم EFدارد با تفاوت اینکه تعداد

SWMRUM کمتر از تعداد EFافزار هاي منفی در نرمHYDRUS است و اعداد منفی EF در مدل

SWMRUMبا توجه به . باشد به صفر نزدیکتر میتوان نتیجه گرفت که مقادیر منفی در می3جدول

باال بوده و دقت شبیه سازي در HYDRUSافزار نرماعداد مربوط . بسیار پایین است135-165فاصله شعاعی

نسبت به SWMRUMافزار در نرمCRMبه پارامتر تر هستند، یعنی نزدیک به صفر HYDRUSافزار نرم گرایش کمتري نسبت به SWMRUMافزار نرم

افزار از طرفی نرم. هاي باال و پایین دارد تخمینHYDRUS در نیمی از موارد گرایش به تخمین باالتري

ها دارد به عبارت دیگر گرایش نسبت میزان واقعی دادهدر . افزار به تخمین باال و پایین به یک اندازه است این نرم

هاي در شعاعHYDRUS و SWMRUMافزار نرم تخمین باال نداشته و بیشترین گرایش 75-105 و 45-0

مربوط به HYDRUSافزار در تخمین باال براي نرم .باشد می45-75شعاع

هاي در نهایت مقایسه نکوئی برازش بین دادهسازي شده براي فواصل هاي شبیه مشاهداتی و داده


در . ارائه گردیده است5ت در شکل مختلف از تنه درخ و مدل HYDRUSسازي نرم افزار این شکل نتایج شبیه

SWMRUMبه صورت جداگانه رسم شده است .همانطور که در شکل مشخص است نتایج مدل

SWMRUM نتایج بهتري را 95/0 با ضریب رگرسیون .دهد نشان میHYDRUSافزار نسبت به نرم

نتیجه گیري بعدي ارائه شده توسط دانشمندان ي یکها مدل

در شبیه سازي جذب و حرکت آب در خاك خصوصا فدیس (براي درختان از دقت کافی برخوردارنیستند

همچنین در . )1989 جارویس ، 1976 مولز ،1976بسیاري از تحقیقات انجام شده در انتقال آب و جذب ریشه، گیاهان یکساله مورد مطالعه قرار گرفته و

ت بسیار محدودي در رابطه با درختان انجام تحقیقا زو و ، 1996 کلهو و ار ،1989جارویس ( گرفته است

در این تحقیق یک مدل جذب آب ریشه دو ).2002زنگ دوبعدي مدل . بسط داده شدبراي درخت سیب بعدي

ریشه را به قابلیت محاسبه جذب آب توسط ارائه شدهپخش یکنواخت صورت زمانی و مکانی بر اساس الگوي

براي حرکت مدل. را دارد آب در خاك و غیر یکنواختهاي گیري ریشه در خاك توسط اندازه آب و جذب توسط

نشان بدست آمده نتایج . صحرایی در باغ سیب تأئید شد

سازي حرکت آب و جذب دهد که هر دو مدل در شبیه میبر اساس نتایج . باشند برخوردار میاز دقت باالیی ریشه

SWMRUM توان بیان کرد که نتایج مدل ارائه شده یمسیمونک ( HYDRUS نرم افزار معتبر و جدید نسبت به

نتایج بیانگر این . دقت باالتري دارد)2006و همکاران لیتر آب از قسمت باالیی 600-700مطلب است که حدود

بنابراین . شده استجذب روز 14در مدت محیط ریشه ن جذب آب توسط ریشه درخت به طور متوسط میزا

لیتر 40-50 سانتیمتر از محیط ریشه 0-40 سیب درعمق ارائه شده هاي این نتایج با گزارش. در روز محاسبه شد و درخت )1993کاسپري و همکاران (براي درخت گالبی

. همخوانی دارد)1998گرین و کلوسیر (بالغ سیبدهد که در نقاطی که تغییرات نتایج نشان می

شبیه SWMRUMناگهانی رطوبت وجود دارد مدل انجام HYDRUSسازي بهتري نسبت به نرم افزار

هاي طوالنی دقت نرم افزار دهد و در زمان میHYDRUSتوان جهت افزایش کاهش یافته است و می

هاي زمانی افزار، مراحل شبیه سازي را به بازه دقت نرم .کوچکتر تقسیم نمود

. هیدورلیکی خاكهاي ه مشخصهايامتر پار-1جدول

منحنی مشخصه خاك (cm) خاكعمق θr(cm3/cm3) θs(cm3/cm3) α(1/cm) n(-) L(-) KS(cm/day)

100-0 09/0 46/0 01/0 36/1 50/0 00/10

100-50 09/0 46/0 01/0 49/1 50/0 00/12

.استفاده شده در مدل عددي ، پارامترهاي مدل جذب آب توسط ریشه-2جدول

β0(cm/cm3) Cir (-) ρ(cm/cm3) τ (cm/cm3) rm (cm) zm (cm) h50 (cm)

18/0 حداقل 02/0 20/0 20/0- 10/0 10/0 00/10

88/0 حداکثر 80/0 00/4 00/4- 00/2 20/1 00/5000


. نسبت به شعاع و عمقHYDRUS نتایج تحلیل آماري نرم افزار -3جدول

عمق (cm)شعاع

(cm)

ME (cm3/cm3)

RMSE CD EF CRM

45-0 0 4/14 1289/0 5504/1 7479/0 0831/0-

20 2/66 0857/0 7211/0 8256/0 0796/0

40 4/67 1927/0 2080/0 6855/1- 1737/0

60 6/13 1570/0 0569/0 6280/12- 1341/0

80 3/51 1596/0 1516/0 9018/6- 1421/0-

100 3/46 1642/0 1389/0 3567/7- 1490/0-

75-45 0 8/72 4658/0 6633/0 5172/0- 4226/0-

20 1/99 0460/0 2384/1 9531/0 0287/0-

40 6/14 2345/0 0971/0 6719/6- 2144/0

60 4/19 2636/0 0450/0 5269/21- 2444/0-

80 4/05 2221/0 1267/0 0522/8- 2027/0-

100 4/84 2586/0 0942/0 2754/11- 2344/0-

105-75 0 4/27 0934/0 4515/1 8466/0 0224/0

20 6/42 1499/0 1767/0 9729/2- 1385/0

40 4/25 0884/0 1839/0 5201/2- 0791/0

60 5/44 1113/0 0425/0 2959/21- 1025/0

80 4/29 0878/0 1329/0 1283/6- 0807/0

100 3/77 0704/0 1978/0 5906/3- 0642/0

135-105 0 4/57 1056/0 0561/1 6833/0 0668/0

20 5/38 1381/0 0796/1 0833/0 1157/0-

40 2/82 0467/0 5836/1 6435/0 0231/0-

60 2/11 0366/0 2553/2 2728/0 0170/0-

80 2/85 0509/0 2609/0 7916/2- 0455/0

100 2/31 0364/0 5184/0 9419/0- 0310/0

165-135 0 7/48 1831/0 3633/0 4693/0- 1634/0

20 3/93 0816/0 5346/0 1865/0- 0704/0

40 7/28 2168/0 0614/0 7564/16- 1942/0-

60 7/28 1798/0 0436/0 5333/24- 1623/0-

80 4/27 0982/0 0338/0 2213/27- 0860/0-

100 4/85 1150/0 0247/0 7052/37- 1021/0-


. نسبت به شعاع و عمقSWMRUM نتایج تحلیل آماري نرم افزار -4جدول

عمق (cm)شعاع(cm)

ME (cm3/cm3) RMSE CD EF CRM

45-0 0 12/1 0327/0 9293/0 9838/0 0023/0 20 23/2 0377/0 0154/1 9664/0 0271/0 40 42/2 0540/0 1251/1 7893/0 0295/0 60 37/2 0407/0 9877/0 0827/0 0204/0 80 82/2 0588/0 7319/0 0733/0- 0331/0 100 96/2 0541/0 8854/0 0940/0 0252/0 75-45 0 10/1 0324/0 1043/1 9926/0 0059/0 20 50/4 0834/0 0205/1 8459/0 0404/0- 40 30/2 0506/0 9055/0 6428/0 0095/0 60 85/1 1080/0 3104/0 7883/2- 0852/0 80 20/1 0785/0 5484/1 1299/0- 0094/0 100 90/0 0593/0 4056/1 3542/0 0018/0- 105-75 0 30/1 0310/0 1283/1 9831/0 0147/0 20 49/2 0497/0 4345/1 5632/0 0171/0 40 12/2 0424/0 8778/0 1897/0 0224/0 60 92/5 0761/0 1153/0 4243/9- 0140/0 80 30/2 0418/0 5010/0 6189/0- 0008/0 100 30/2 0354/0 7510/0 1584/0- 0014/0- 135-105 0 90/1 0454/0 1897/1 9414/0 0100/0 20 46/3 0818/0 1498/1 6790/0 0009/0 40 70/4 0649/0 6598/0 3107/0 0127/0 60 37/3 0548/0 4883/0 6273/0- 0318/0 80 50/1 0347/0 7536/0 7603/0- 0014/0- 100 50/1 0370/0 6918/0 0094/1- 0002/0- 165-135 0 30/2 0335/0 0782/1 9509/0 0163/0 20 60/2 0609/0 4863/1 3388/0 0249/0- 40 20/2 0586/0 2172/1 2951/0- 0046/0- 60 30/2 0507/0 9646/0 0296/1- 0047/0 80 10/1 0270/0 7685/0 1286/1- 0034/0 100 30/2 0304/0 3405/0 7135/1- 0102/0

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1.2

0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50

Soil moisture

Wat

er s

tres

s fu

nctio

n

Van Genuchten Model

Proposed Model

.گنوختن و مدل ارائه شده هاي مختلف بر اساس مدل ون تغییرات تابع تنش آب در رطوبت-1شکل

)درصد(رطوبت خاك

آبش ع تن تاب


0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(SWMR

UM: r

= 75 -

105 c

m)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

48121620242832364044

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(Meas

ured s

eries2:

r =

0 - 45

cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

481216202428323640440 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(Meas

ured s

eries2:

r =

45 - 7

5 cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

481216202428323640440 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(Meas

ured s

eries2:

r = 7

5 - 10

5 cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

48121620242832364044

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(SWMR

UM: r

= 0 -

45 cm

)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

481216202428323640440 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(SWMR

UM: r

= 45 -

75 cm

)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

48121620242832364044

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(HYDR

US: r

= 0 -

45 cm

)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

481216202428323640440 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(HYDR

US: r

= 45

- 75 c

m)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

481216202428323640440 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Soil water content

(HYDR

US: r

= 75

- 105

cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (h

)

48121620242832364044

و نرم افزار SWMRUM خاك اندازه گیري شده، مدل حجمیهاي درصد رطوبتن داده مقایسه بی-2شکل HYDRUSساعت پس از آبیاري360 براي فواصل مشخص از درخت در طول دوره زمانی

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ان زم

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

(cm) عمق خاك (cm) عمق خاك (cm) عمق خاك



(Mea

sure

d r

= 0-

45

cm

)

(Mea

sure

d r

= 45

- 75

cm

)

(Mea

sure

d r

= 75

- 105

cm

)

(SW

MR

UM

r =

0- 4

5 c

m)

(S

WM

RU

M r

= 4

5- 7

5 c

m)

(S

WM

RU

M r

= 7

5- 1

05 c

m)

(HY

DR

US

r =

0- 4

5 c

m)

(H

YD

RU

S r

= 45

- 75

cm

)

(HY

DR

US

r =

75- 1

05 c

m)


0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)

Root water uptake(1/d)

(Mea

sured

: r =

0 - 4

5 cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(Mea

sured

: r =

45 - 7

5 cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(Mea

sured

: r =

75 - 1

05 cm

)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(SWMR

UM:

r = 0

- 45 c

m)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(SWMR

UM:

r = 45

- 75 c

m)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(SWMR

UM:

r = 75

- 105

cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(HYDR

US:

r = 0

- 45 c

m)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(HYDR

US:

r = 45

- 75 c

m)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

0 20 40 60 80 100Soil depth (cm)


(HYDR

US:

r = 75

- 105

cm)

024

4872

96120

144168

192216

240264

288312

336360

Time (

h)

00.005

0.01

0.015

0.02

0.025

0.03

0.035

0.04

(cm) عمق خاك



(cm) عمق خاك (cm) عمق خاك و نرم افزار SWMRUMگیري شده، مدل اندازه (d/1) مقایسه بین نتایج جذب آب توسط ریشه-3شکل

HYDRUS ساعت پس از آبیاري360 براي فواصل مشخص از درخت در طول دوره زمانی

ن زما

) h ( ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

ن زما

) h (

(Mea

sure

d r

= 0-

45

cm

)

(Mea

sure

d r

= 45

- 75

cm

)

(Mea

sure

d r

= 75

- 105

cm

)

(SW

MR

UM

r =

0- 4

5 c

m)

(S

WM

RU

M r

= 4

5- 7

5 c

m)

(S

WM

RU

M r

= 7

5- 1

05 c

m)

(HY

DR

US

r =

0- 4

5 c

m)

(H

YD

RU

S r

= 45

- 75

cm

)

(HY

DR

US

r =

75- 1

05 c

m)


HYDRUS

0

5

10

15

20

25

30

35

40

45

0 5 10 15 20 25 30 35 40 45

Simulated water content (%)

Mea

sure

d W

ater

con

tent

(%)

0-45

45-75

75-105

105-135

135-165

SWMRUM

0

5

10

15

20

25

30

35

40

45

0 5 10 15 20 25 30 35 40 45

Simulated water content (%)

Mea

sure

d W

ater

con

tent

(%)

0-45

45-75

75-105

105-135

135-165

افزار ه دو بعدي رطوبت خاك در اطراف درخت سیب با استفاده از نرمگیري شده و شبیه سازي شد نکوئی برازش مقادیر اندازه-5شکل

HYDRUS و مدل SWMRUM

0

20

40

60

80

100

120

140

0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 ??? ????

) cm ( ???

Measured SWMRUM HYDRUS

(m3m-3) ریشهتوسط جذب آب

0

20

40

60

80

100

120

140

0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 ??? ????

) cm ( ???



0

20

40

60

80

100

120

140

0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 ??? ????

) cm ( ???


45-0 cm


(cm

ك ( خامق ع

0

20

40

60

80

100

120

140

0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 ??? ????


75-45 cm


(cm

ك ( خامق ع

براي فواصل HYDRUS و نرم افزار SWMRUMه اندازه گیري شده، مدل نتایج کل جذب آب توسط ریش-4شکل روزه پس از آبیاري15مشخص از درخت نسبت به عمق خاك در دوره

(cm

ك ( خامق ع

(cm

ك ( خامق ع

105-75 cm 135-105 cm

R2 = 0.95 R2 = 0.89



Abbasi F, Jacques D, Simunek J, Feyen J and van Genuchten MTh, 2003a. Inverse estimation of the soil hydraulic and solute transport parameters from transient field experiments: heterogeneous soil. Trans ASAE 46 (4): 1097–1111.

Abbasi F, Simunek J, van Genuchten MTh, Feyen J, Adamsen FJ, Hunsaker DJ, Strelkoff TS and Shouse P, 2003b. Overland water flow and solute transport: model development and field data analysis. J Irrig Drain Eng 129 (2): 71–81.

Allen R, Pereira LS, Raes D and Smith M, 1998. Crop Evapotranspiration: Guidelines for Computing Crop Requirements FAO Irrigation and Drainage Paper No. 56. FAO, Rome, Italy.

Asseng S, Richter C and Wessolek G, 1997. Modeling root growth of wheat as the linkage between crop and soil. Plant and Soil 190: 267–277.

Assouline S, 2002. The effects of microdrip and conventional drip irrigation on water distribution and uptake. Soil Sci Soc Am J 66: 1630–1636.

Caspari HW, Green SR and Edwards WRN, 1993. Transpiration of well-watered and water stressed Asian pear trees as determined by lysimeter, heat pulse, and estimated by a Penman–Monteith model. Agric Forest Meteorol 67: 13–27.

Clausnitzer V and Hopmans JW, 1994. Simultaneous modeling of transient three-dimensional root growth and soil water flow. Plant Soil 164: 299–314.

Coelho FE and Or D, 1996. A parametric model for two dimensional water uptake intensity by corn roots under drip irrigation. Soil Sci Soc Am J 60: 1039–1049.

Coelho EF and Or D, 1999. Root distribution and water uptake patterns of corn under surface and subsurface drip irrigation. Plant and Soil 206: 123–136.

Cote CM, Bristow KL, Charleworth PB and Cook FJ, 2003. Analysis of soil wetting and solute transport in sub-surface trickle irrigation. J Irrig Drain Eng 22(3-4):143-156.

Feddes RA, Kowalik P, Kolinska-Malinka K and Zaradny H, 1976. Simulation of field water uptake by plants using a soil water dependent root extraction function. J Hydrol 31:13–26.

Gardenas A, Hopmans JW, Hanson BR and Simunek J, 2005. Two-dimensional modeling of nitrate leaching for various fertigation scenarios under micro-irrigation. Agric Water Manage 74: 219– 42.

Gardner WR, 1991. Modeling water uptake by roots. Irrigation Sci. 12: 109–114.

Gong D, Kang S, Zhang L, Du T and Yao L, 2006. A two-dimensional model of root water uptake for single apple trees and its verification with sap flow and soil water content measurements. Agric Water Manage 83: 119 – 129.

Green SR and Clothier BE, 1998. The root zone dynamics of water uptake by a mature apple tree. Plant Soil 206 (1): 61–77.


Homaee M,1999. Root water uptake under non-uniform transient salinity and water stress. Ph.D. thesis. Agricultural University Wageningen, the Netherlands.

Jarvis NJ, 1989. A simple empirical model of root uptake. J Hydrol 107: 57–72.

Jones HG and Tardieu F, 1998. Modelling water relations of horticultural crops: a review. Sci Hortic 74: 21–46.

Kang SZ, Liu XM and Xiong YZ, 1994. Theory of water transport in the soil-plant atmosphere continuum and its application. Pp: 147–149. China Water Resources and Hydro-Power Publication House, Beijing, (in Chinese).

Lazarovitch N, Warrick AW, Furman A and Simunek J, 2007. Subsurface water distributions from drip irrigation described by moment analysis. Vadose Zone J 6: 116–123.

Meshkat M, Warner RC and Workman SR, 1999. Modeling of evaporation reduction in drip irrigation system. J Irrig Drain Eng 125(6): 315-323.

Molz FJ, 1976. Water transport in soil-root system: transient analysis. Water Resour Res 12: 805-808.

Molz FJ, 1981. Models of water transport in the soil-plant system: A review. Water Resour Res 17: 1245–1260.

Musters PAD and Bouten W, 1999. Assessing rooting depth of an Austrian pine stand by inverse modeling soil water content maps. Water Resour Res 35:3041-3048.

Schmitz GH, Shutze N and Petersohn U, 2002. New strategy for optimizing water application under trickle irrigation. J Irrig Drain Eng 128(5): 287-297.

Simunek J, Sejna M and van Genuchten MTh, 1999. The HYDRUS-2D software package for simulating two-dimensonal movement of water, heat, and multiple solutes in variable saturated media. Version 2.0, IGWMC-TPS-53 International Ground Water Modeling Center, Colorado School of Mines, Golden, CO.

Simunek J, Sejna M and Van Genuchten MTh, 2006. The HYDRUS software package for Simulating the Two- and Three-Dimensional Movement of Water, Heat, and Multiple Solutes in Variably-Saturated Media, User Manual Version 1.0, PC-Progress, Prague, Czech Republic.

Siyal AA and Skaggs TH, 2009. Measured and simulated soil wetting patterns under porous clay pipe sub-surface irrigation. Agric Water Manage 96: 893–904.

Skaggs TH, Trout J, Simunek J and Shouse, 2004. Comparison of HYDRUS-2D simulation of drip irrigation with experimental observations. J Irrig Drain Eng 130: 304-310.

van Genuchten MTh, 1980. A close-form equation for predicting the hydraulic conductivity of unsaturated soils. Soil Sci Soc Am J 44: 892–898.

van Genuchten MTh, 1987. A numerical model for water and solute movement in and below the root zone. Res Rep 121, U S Salinity Lab. ARS USDA, Riverside, CA.


van Genuchten MTh and Gupta SK, 1993. A reassessment of the crop tolerance response function. Indian Soc Soil Sci 4: 730–737.

Vrugt JA, Wijk MT, Hopmans JW and Simunek J, 2001a. One-, two-, and three-dimensional root water uptake functions for transient modeling. Water Resour 2457–2470.

Vrugt JA, Hopmans JW and Simunek J, 2001b. Calibration of a two-dimensional root water uptake model. Soil Sc Soc Am J 65: 1027–1037.

Wang FX, Kang Y and Liu SP, 2006. Effects of drip irrigation frequency on soil wetting pattern and potato growth in north China Plain. Agric Water Manag 79: 248–264.

Zuo Q and Zhang R, 2002. Estimating root-water-uptake using an inverse method. Soil Sci 169: 561–571.


اراضی بر خصوصیات مورفومتري رسوب بستر اثر حساسیت به فرسایش و کاربري )رودخانه وازرود: مطالعه موردي(

1 و لیال غالمی2رضا صادقیسیدحمید، *1درویشانعبدالواحد خالدي

23/6/90 : تاریخ پذیرش 9/11/89: تاریخ دریافت ، و علوم دریاییبخیزداري، دانشکده منابع طبیعیگروه مهندسی آ، استاد دانشجویان دکتري و-2و1

دانشگاه تربیت مدرس، نور، مازندران :[email protected] E-mails: مسئول مکاتبه

چکیدهتواند منجر به درك بهتر فرآیندهاي یها مبررسی عوامل مؤثر بر خصوصیات مورفومتري رسوبات بستر رودخانه

تحقیق حاضر با هدف بررسی اثرات تغییر . و استفاده بهینه از آنها شودتر کارآمدیریتگذاري و حمل رسوب و طبعا رسوب بر خصوصیات مورفومتري رسوبات بستر در و برداشت شن و ماسهکاربري اراضیحساسیت به فرسایش سازندها،

- مقطع براي نمونه9همین منظور تعداد به. یلومتر از رودخانه وازرود در استان مازندران انجام گرفت ک30 به طول مسیريرسوبات بستر در این مقاطع با شیوه نمونه . دکراثرات را بررسی ن یا که بتوان نداي تعیین شدگونهبرداري در این رودخانه به

قطرهاي ده، پنجاه و نود درصد، ، جورشدگی، چولگی، کشیدگی، ترکیبی برداشت و خصوصیات مورفومتري شامل میانگیننتایج حاصل از تحقیق . حاسبه گردیدم GRADISTATبا استفاده از روش الک کردن و نرم افزار ، کرویت و گردشدگی بافت

تغییرات در این رودخانه روندبرداشت شن و ماسه کاربري مسکونی و حساسیت به فرسایش سازندها، نشان داد که تغییر بستر رودخانه را تحت تأثیر قرار و نیز گردشدگی رسوبات ) و بافت10d ،50d ،90dمیانگین، (طبیعی پارامترهاي اندازه رسوبات

.اندو در برخی مقاطع روند را معکوس نمودهداده

وازرودمورفومتري رسوب، ،مازندرانگردشدگی، رسوب بستر، بندي، دانه : کلیديهايواژه


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... و خالدي، صادقی 140

Effects of Erosion Sensitivity and Different Land Uses on Morphometric Characteristics of Bed Sediments (Case Study: Vazrood River)

AV Khaledi Darvishan1*, SHR Sadeghi 2 and L Gholami1

Received: 29 January 2011 Accepted: 14 September 2011 1,2 PhD Students and Prof., Dept. of Watershed Manag. Engin., College of Natural Resources and Marine Sciences, Tarbiat Modares Univ., Noor, Mazandaran, Iran *Corresponding author: E-mails: [email protected]

Abstract

Study of effective factors on morphometric characteristics of bed sediments may lead to

better understanding of sediment transportation and deposition processes and finally, their efficient

control or optimal utilization. The present study was aimed to evaluate the effects of erosion

sensitivity of formations, land use and sand and gravel mining on morphometric characteristics of

bed sediments at a 30 km reach of Vazrood River in Mazandaran Province, Iran. To achieve the

study purposes, 9 sampling sections were selected so that the desired effects could be assessed. The

bed sediments were then sampled using combining technique and the morphometric characteristics

viz. mean, sorting, skewness, kurtosis, d10, d50, , d90, texture, sphericity and roundness were

determined using sieving and GRADISTAT software. The results of the study revealed that erosion

sensitivity of the formations, residential use and sand and gravel mining in the river all affected the

natural trends of the sediments size parameters (mean, d10, d50 and d90 and sediment texture) as well

as roundness, and reversed the trend in some sections.

Keywords: Bed sediment, Granolumetry, Mazandaran, Roundness, Sediment morphometry,

Vazrood.

مقدمهواسطه افزایش نیاز رو به رشد جوامع بشري به

ر جمعیت و نیز تغییر در الگوي زندگی پیامدهاي مستمتغییر . داشته است زمین ٴاي در سرتاسر کرهگسترده به توجههاي مختلف سرزمین و غالبا بدون کاربري

هاي بشري ترین دخالتمعمولاستعدادهاي ذاتی آن از از قبیل سیالب و فرسایش ییهادهیپدشده و همواره تلقی

تولید . )2003لوندکوام و همکاران ( دارددنبال خاك را به فرسایش مهمرسوب نیز یکی از پیامدهاي مشخص و

خاك بوده و در اشکال مختلف اثرات درون و برون تنها 1رسوبات بستر .شودمنجر میاي را اي ویژهمنطقه

در عمدتاقسمتی از رسوبات هستند که در هنگام حرکت انال بوده و پس از تماس با سطح بستر آبراهه و یا ک

خصوصیاتاز طرف دیگر . مانندجا میجریان سیالبی به این پارامترهاي آماريدیگر و مختلف شکل، ابعاد

و یکیدرولیه کننده شرایط منعکسرسوبات مستقیمااگر . )1983ویلیامز ( دباش میآنهاحاکم بر یکیدرولوژیه

1 Bed sediments


141 ..... اراضی بر خصوصیات مورفومترياثر حساسیت به فرسایش و کاربري

و گیري شکل چه مطالعات مقدماتی مربوط به اندازهها به گذاشته شده طی سیالبيگردشدگی رسوبات برجا

کالیفرنیا 1ه سان گابریلدر در )1940 (یناوسیله کرومب در طول آنهاانجام شد، لکن تحقیق راجع به روند تغییر

از جمله اثرات آنثر بر ؤو عوامل مها مسیر رودخانه رسوب بستر ي بر مورفومتری مختلف اراضيهايکاربر

بسیار قرار توجههاي اخیر مورد نها طی سالترودخانه از ياریقات بسیج تحقیچه که از نتا آن.گرفته است

) 2003ر یدم ،1983ویلیامز ،1940 کرومباین(ن یقمحق به ذراتکاهش اندازه این است کهتوان استنباط نمود یم

شده از یش فاصله طیدست رودخانه با افزانییسمت پاامروزه . م داردیرابطه مستق) خانهباالدست رود(سراب

هندسی و خصوصیاتگونه تغییر در هرثابت شده که مختلف يهايکاربرکه بر اثر رودخانه هیدرولیکی مقاطع

در افتد اق میاتفها ه و بستر رودخانهی در حاشیانساناز قبیل تخریب يان باریزعواقب شتر موارد یب

، افت سطح )1998ان ون و همکارابر(هاي آبزیان زیستگاهپال و ماس(هاي آب زیرزمینی و تهاجم آب شور سفره

و همچنین )2003و همکاران مارستونا ،1999همکاران هاي تخریب طولی و عرضی کانال رودخانه و سازه

گوردون و ،2005 و همکاران يرینالد(ر آنها احداثی د .دنبال داردرا به )2006مینتمیر

روند و چگونگی تغییرات تحقیق در مورد ، 10d ،50d، 2میانگین ( مختلف رسوبات بسترخصوصیات

90d5، چولگی4، انحراف معیار یا جورشدگی3، بافت ،ها در طول رودخانه)8 و گردشدگی7، کرویت6کشیدگی

ویلیامز و ،1983ویلیامز (اي نسبتا طوالنی داردسابقه کلیفورد ،2001 گومز ،1988 و بیکر هچر ک،1988کوستا

تگنایو ،2003 دمیر،2002 و همکاران يکرب احمد ،2001هیتمولر و هادسون ،2007زوتو و همکاران یپ ،2003 اما تحقیقات راجع به ).2011 اسنلدر و همکاران ،2009 و ی، زراعیجنگل (ی مختلف اراضي هايکاربرنقش

1 San Gabriel 2 Mean 3 Texture 4 Sorting 5 Skewness 6 Kurtosis 7 Sphericity 8 Roundness

مانند برداشت شن و ی انسانيهافعالیت و )یمسکون رسوبات بستر يمورفومتر خصوصیاتیر در تغیماسه

و بیشتر تحقیقات باشدبسیار محدود می هارودخانه-آب، گلانجام شده اثرات کاربري اراضی را بر روان

اندآلودگی و غلظت رسوب معلق را بررسی نموده ،2007پیزوتو و همکاران ،2006گوردون و مینتمیر (

که البته )2010 وانگ و همکاران ،2009مولر و همکاران در نهایت با تغییر انرژي و توان حمل جریان منجر به .تغییر اندازه و مقدار رسوبات بستر نیز خواهد شد

مریکا تغییرات ااي در با مطالعه)1980 (الگاس و همکاران رسوبی در ذراتدار مورفولوژي رودخانه و اندازه معنیبرداشت پی در اثر سیسیهاي پایاب رودخانه میبازه

لی و همکاران. د نمودندیتأیرا شن از این رودخانه يهادخالتاي در تایوان نشان دادند که با مطالعه)1993(

پایداري يامصالح رودخانهبرداشت ل ی از قبیانسانهاي طوري که در محلبستر رودخانه را تضعیف کرده به

-هایی در بستر رودخانه بهبرداشت شن و ماسه گوديایجاد رودخانه تدریج موجب آیند که بهمیوجود -، افزایش گل)چند شاخه شدن مسیر رودخانه (9شریانی

. شوندجایی بستر رودخانه میهآلودگی، ناپایداري و جاب نیز نشان دادند که یکی از دالیل عمدة )2002(هیلی و وو

سنجی ریختخصوصیاتایجاد اختالل در روند تغییرات مختلف يهافعالیترات یتاثها، نهرسوبات بستر رودخا

ه یزراعت در حاش وی در مناطق مسکونیانسانت تغییرات طبیعی تواند شدباشد که میمیها رودخانه

رسوبات بستر را کاهش داده و يمورفومترپارامترهاي رینالدي . در برخی موارد نیز روند آنها را معکوس نماید

معادن شن و ماسه يکاربرنوع تاثیر )2005 (و همکاراندر ایتالیا و لهستان آبرفتی در پنج رودخانه يارودخانه

فیزیکی و مدیریتی آنها را بررسی خصوصیاتبر ضمن ارائه اثرات سوء برداشت رسوبات در آنها. نمودند

ها بر محدودسازي این گونه اقدامات در این رودخانه-مناطق با قابلیت جایگزینی رسوب و مستعد به رسوب

با ) 2006(ر ینتمیگوردون و م .گذاري تاکید داشتند يرات کاربریی که تغندنشان دادکا ی در امریمطالعات حداکثر و عرض یر در دبیی و احداث سد با تغیاراض

ان و در ی مؤثر جرير انرژییمؤثر رودخانه موجب تغ

9 Braided river

1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... و خالدي، صادقی 142 ش نظم و ی رودخانه در جهت افزاير مورفولوژییجه تغینت

ل ین دالیتراز جمله مهم. شوندیم آنيریرپذییکاهش تغ متوسط و به یر دبیی رودخانه به تغير در مورفولوژییتغر بار رسوب ییان در رودخانه و تغی حداکثر جریژه دبیو

ان ی جرير در انرژییمعلق اشاره شده است که موجب تغشوند و یافته میو متوسط اندازه رسوبات بستر انتقال

رات در آورد رسوب یی به تغت منجریند در نهاین فرآیاکانگ و . رودخانه شده استيبستر و مورفولوژ

کا نشان ی سه رودخانه در امربا مطالعه) 2006(مارستون -یر معنیی تغي به شهریی روستاير کاربریی که تغنددادب ی عرض به عمق و شيها و نسبتي در مورفولوژيدار به یاسشنط سنگیر در شرایی رودخانه ندارد اما تغیطول

را کاهش ير کاربرییتواند اثرات تغی میصورت محل) 2007(زوتو و همکاران یپ. دی معکوس نمایا حتیداده و

يوهای که سنارندنشان داد در امریکا یبا انجام مطالعات ير کاربریی بر تغیم اثرات متفاوتیر اقلییمختلف تغ

ن ی رودخانه داشته و به همیر دبییژه تغی و به ویاراض رسوب يزان ورودی در میرات متفاوتییل موجب تغیدل

ان در باالدست، اندازه رسوبات بستر، بار بستر، یبه جرب و ارتفاع بستر و یغلظت رسوب معلق و بار معلق، ش

ه فعال بستر رودخانه یلت در الی رس و سيمحتوا به ير کاربرییم و تغیر اقلیی تغيویسنار. خواهند شداثرات وها یگر سناری شدن نسبت به ديسمت شهر

و در یالبیع سی وقایش شدت و فراوانی افزا بريشتریب رسوب یان و دبی جری و گل آلودگیش دبیجه افزاینت

ز با ین) 2009(تمولر و هادسون یه. معلق و بستر داردرات مورد یی که روند تغندنشان دادکا ی در امريامطالعه

ات در که موجب کاهش اندازه ذریکیدرولوژیانتظار هل ی مقاطع به دلیگردد در برخیمرودخانه اب یجهت پا

يهاتی و حساسیشناسات سنگیر در خصوصییتغ ی گاهیف و حتید، تضعیش، تشدیمختلف به فرسا

ا یدر اسپان) 2009(مولر و همکاران . معکوس شده است 36ک دوره ی در ی اراضير کاربریی اثر تغيسازبه مدل

ج ینتا. وب معلق پرداختندساله بر روان آب و بار رس 1957در سال ی اراضير کاربریینشان داد که قبل از تغ

سال 36 درصد نسبت به 75مقدار آورد رسوب معلق با یآب تقر که روانیتر بوده در حالکم) 1993سال (بعد

در ز ین) 2010(وانگ و همکاران . داشته استیمقدار ثابت

اثرات متقابل يزساهیبه شبکا ی در امریق مشابهیتحقاس ی آب و رسوب در مقی و خاك بر دبی اراضيکاربر

ز نشان داد که یق نین تحقیج اینتا. ز پرداختندی آبخحوضهکامال رات ییتواند موجب تغی می اراضير کاربرییتغان یجه توان حمل جری و در نتیآلودگ در گلداریمعن

زان و اندازه رسوبات بستر ی به نوبه خود مشود کهاسنلدر و همکاران . ر قرار خواهد دادی را تحت تأثیانتقال

اندازه ذرات سطح ي الگوهای تجربيسازبه مدل) 2011( مختلف از يهان بازه با طولیبستر رودخانه در چند

ط مختلف ی از شرایعی فرانسه با دامنه وسيهارودخانهج نشان ینتا. و پرداختندی، دبی، توپوگرافیشناسنیزم

توانند در ی با دقت قابل قبول میی نهايهامدلداد که از یعین متوسط اندازه رسوبات بستر در دامنه وسیتخم

یبررس .رندی فرانسه مورد استفاده قرار گيهارودخانهدار و یمعنتأثیر ضمن تأئید محدود سوابق تحقیق

ی انسانيها و دخالتی مختلف اراضيهايکاربرمتفاوت از . اند تأکید داشتهياعات منطقهضرورت انجام مطالبر ت به یحساس نقش یبررسرو تحقیق حاضر با هدف این

جنگل، هاي کاربري ویشناسنی زميش سازندهایفرسابر تغییر و برداشت شن و ماسه و مسکونی يکشاورز

رودخانه رسوبات بستر در مورفومتري خصوصیاتا و سازنده تنوع دلیلاستان مازندران به در وازرود برداشت شن و يکارگاه هاها و نیز موجودیت کاربري .انجام پذیرفته استاطالعات پایه ماسه و


ش و یت به فرسایحساساثرات منظور مطالعه به -فعالیت و ی و مسکونی، زراعی مختلف جنگليهايکاربر

مانند برداشت شن و ماسه در تغییر ی انسانيهاها، رسوبات بستر رودخانهيمورفومتر خصوصیات

. انتخاب گردیدمازندران استان در وازرودرودخانه تا قبل ( هکتار 14029ن رودخانه یاحوزة آبخیز مساحت باشد میو داراي جریان آب دائمی ) چمستانياز روستا

52 یه الی ثان15قه و ی دق55 درجه و 51 در دامنهکه درجه و 36 ول شرقی و ط ثانیه15 دقیقه و 12درجه و

ثانیه 13 دقیقه و 26 درجه و 36 ثانیه الی 30 دقیقه و 12با کاهش تدریجی ارتفاع و گسترش یافته عرض شمالی

ل می اي دریاي خزر متصبه سمت شمال به مناطق جلگه


ماي کلی و موقعیت ش 1شکل . )1377 یقخال (شودزیابی منظور اربه .دهدنشان می را وازرود آبخیز حوضهو کاربري اراضی حساسیت به فرسایش و اثرات

بر خصوصیات مورفومتري برداشت شن و ماسه با توجه به شبکه وازرودرسوبات بستر رودخانۀ

کاربري حساسیت به فرسایش و و نقشۀ حوضهزهکشی

چنین موقعیت مناطق مسکونی و نقاط اصلی اراضی و هم مقطع روي 7 هاي برداشت شن و ماسه، تعدادفعالیت

مقطع روي شاخه فرعی 2 و وازرودرودخانه اصلی .گزناسرا انتخاب گردید

وازرود آبخیز ة شماي کلی و موقعیت حوز-1شکل ن رودخانه دو معدن برداشت شن و ماسه ی ايرو

فاصل از آنها در حدیکی دارند که فعالیت يارودخانه در حديگریو د) گزناسرایشاخه فرع (4 و 3مقاطع

آبخیز حوضهنزدیکی خروجی در 9 و 8فاصل مقاطع اي گونهانتخاب مقاطع بهن ی بنابرا.قرار دارند وازرود

ی اصلی اراضيهايکاربرات صورت گرفت که بتوان اثرپیوستن (تغییرات طبیعی ،)ی و مسکونی، زراعیجنگل(

ن یچنهمو ) اي گسل و حرکات تودهشاخه هاي فرعی،را ردیابی يا برداشت شن و ماسه رودخانهيهافعالیتهاي يکاربرو مساحت نقشه 1و جدول 2 شکل .نمود

و مساحت نقشه 2و جدول 3و شکل یاراضمختلف در ش یفرسا مختلف در برابر يهاتیحساسسازندها با

و یش، شبکه زهک)1377خالقی ( وازرودز ی آبخحوضهنشان را وازرود رودخانه در يبردارت نقاط نمونهیموقع

شناسی با ها و سازندهاي مختلف زمین گسل.دهدیماي هاي هوایی و تصاویر ماهوارهاستفاده از تفسیر عکس

خالقی (و همچنین بازدیدهاي میدانی تهیه شده است 1377(.

اراضیهاي مختلف کاربري مساحت -1جدول

کاربري ردیف اراضی

مساحت)ha(

مساحت )%(

1 2 3 4

جنگل مرتع کشاورزي مسکونی

38/9285 75/4420 50/262 61/60

19/66 51/31 87/1 43/0

در برابر مساحت حساسیت هاي مختلف سازندها-2جدول

فرسایش

حساسیت به فرسایش ردیف سازندها

مساحت )ha(

مساحت )%(

1 2 3

کم متوسط زیاد

92/6885 06/3492 26/3651

08/49 89/24 03/26


وازرودگانه در رودخانه نهيبردارت نقاط نمونهی و موقعی، شبکه زهکشی اراضي کاربرۀنقش -2شکل


وازرودگانه در رودخانه برداري نه، شبکه زهکشی و موقعیت نقاط نمونهشیت به فرسایحساس نقشۀ -3شکل


در رودخانه برداري پس از تعیین نقاط نمونهگیري و براي اندازهبردارينمونهرسوبات بستر

. خصوصیات موفومتري به آزمایشگاه منتقل شدندروش ترکیبی ها در تحقیق حاضر بهبرداشت نمونه

در این روش . انجام شد) 1993فریپ و دیپالس ( 1برداري به عرض تقریبا در محل نمونهبستر رسوبات

رض رودخانه و با عمق مناسب متر در طولی برابر با عدیگر ترکیب شده و سپس مقدار رسوب برداشت و با هم

رداشت ب. دیردنیاز از این نمونه ترکیبی جدا گمورد گرفت نحوي صورتبهها از رسوبات ترکیب شده نمونه

در داخل نمونه بیش از ترین ذرة رسوبکه وزن بزرگبر این ). 1985موسلی و تیندل (وزن کل نمونه نباشد % 5

هاي برداشت شده در هر وزن تقریبی نمونهاساس اترسوب. کیلوگرم تعیین گردید100 تا 50مقطع بین

برداشت شده به آزمایشگاه حمل و مواد آلی آنها توسط و با استفاده از ) 1988لییدر ( شده حذفآب اکسیژنه سپس . گراد خشک گردید درجۀ سانتی70آون با دماي طبقات قطري به روش الک کردن رسوبات با استفاده از

هاي به دست آمده به نرم استاندارد تفکیک و سپس وزنمقادیر و وارد شده ) 2001بالت و پی (1دیساتاافزار گر

هاي ، چولگی و کشیدگی نمونهمعیار میانگین، انحرافو با ) هندسی(روش ترسیمی تهیه شده بهرسوب

بالت و پی (شد محاسبه 4 تا 1 استفاده از روابط2001.(

انحراف σg، )مترمیلی( میانگین Mg که در آنها کشیدگی Kg ، )بدون بعد( چولگی SKg، )مترمیلی(معیار

هاي ذرات رسوبی مقادیر اندازه95P تا 5P، )بدون بعد(

1 GRADISTAT

بندي رسوبات با در منحنی تجمعی دانه) مترمیلی(نج، پنجاه، درصدهاي وزنی پنج، شانزده، بیست و پ

. باشدپنج درصد می چهار و نود و و وپنج، هشتاد هفتاد دیگر خصوصیات مهم مورفومتري رسوبات بستر شامل قطرهاي ده، پنجاه و نود درصد و بافت رسوبات

بالت ( استخراج گردید گرادیساتاز نرم افزار ماکروي که ) بدون بعد و بین صفر و یک(کرویت .)2001و پی گانه ذره رسوبی به ن دهنده نسبت اقطار سهنشا

ي گیري قطرها استفاده از اندازهکه باهمدیگر است و روابط مزبور بزرگ، متوسط و کوچک ذرات رسوب

گردشدگی). 1373 بجستانشفاعی(محاسبه گردید که نشان دهنده نسبت ) بدون بعد و بین صفر و یک(

جم کامل شعاع تیزترین گوشه ذره به شعاع تقریبی حذره است نیز با استفاده از روش ترسیم تصویر ذرات

گیري قطرهاي بزرگ، مترو اندازه میلی32تر از بزرگترین دایره محیط در متوسط و کوچک و شعاع کوچک

200 الی 100به طور متوسط (ها براي این ذرات گوشهبجستان شفاعی(دست آمد به) ذره براي هر نمونه

دیک به یک نشان دهنده کروي یا کرویت نز). 1373مکعبی بودن و گردشدگی نزدیک به یک نشان دهنده

.سائیدگی کامل تمامی گوشه هاي ذره رسوبی است

و بحثنتایج 9 بررسی خصوصیات مورفومتري رسوب بستر در

هاي مختلف انسانی ها و یا دخالتمقطع متأثر از کاربريام و نتایج مربوطه در طول مسیر رودخانۀ وازرود انج

. خالصه شده است3در جدول


برداري در رودخانه وازرود خصوصیات مورفومتري رسوب بستر در مقاطع نمونه-3جدول

میانگین )درصد (بافت رسوبات )مترمیلی( جورشدگی

)مترمیلی( چولگی

)بدون بعد( کشیدگی

)بدون بعد(d10

)مترمیلی(d50

)مترمیلی(d90

رس ماسه شن )مترمیلی(

کرویتبدون (

)بعد

گردشدگیبدون (

)بعد

شماره مقطع

39/27 62/8 36/0- 90/0 84/0 85/41 86/241 14/85 52/14 35/0 654/0 126/0 1 55/22 00/9 35/0- 94/0 67/0 07/34 70/218 89/83 75/15 37/0 670/0 306/0 2 12/33 24/6 28/0- 92/0 11/2 26/42 79/227 34/90 32/9 34/0 688/0 122/0 3 11/20 62/7 06/0- 90/0 22/1 41/18 25/216 61/86 45/12 93/0 698/0 149/0 4 65/11 43/10 20/0- 97/0 28/0 36/14 30/166 85/78 88/19 27/1 681/0 219/0 5 34/17 61/8 21/0- 91/0 72/0 40/20 72/188 98/82 43/16 59/0 629/0 259/0 6 45/38 48/7 40/0- 19/1 30/1 41/54 22/245 70/88 04/11 26/0 674/0 233/0 7 23/24 65/6 24/0- 97/0 50/1 21/28 92/180 58/88 19/11 24/0 664/0 237/0 8 39/12 88/12 40/0- 92/0 18/0 86/23 45/174 67/78 62/19 71/1 666/0 257/0 9

اراضی در برخی نقاط غیرقابل اثرات تغییر کاربري تفکیک از اثرات دیگر عوامل از جمله تغییرات شیب،

ها و یا تغییر در خصوصیات سنگ شناسی وجود لغزشتر برخی تغییرات در مباشد و از همه مهمی... و

خصوصیات مورفومتري رسوب بستر رودخانه از دست پایین(جمله اندازه رسوبات در جهت پایاب

کامال طبیعی بوده و وجود آن مستلزم تغییر ) رودخانهاز طرف دیگر گاهی اثر . هاي اراضی نیستدر کاربري

هاي انسانی از قبیل فعالیت معادن شن و برخی فعالیتتر از تمامی عوامل دیگر تواند به تنهایی مهمماسه می

توان گفت که اثرات برخی عوامل باشد و در نهایت می-تقویت و گاهی در جهت تضعیف یکگاهی در راستاي

همین دلیل اثرات تلفیقی آنها نیز کنند و بهدیگر عمل میعنوان مثال سست بودن به. بایست مد نظر قرار گیردمی

تواند موجب و حساسیت باالي سازندها به فرسایش میکه کاهش پوشش کاهش پوشش جنگلی شود در حالی

. گرددیجنگلی نیز خود موجب افزایش فرسایش متوانند در جهت تقویت بنابراین این دو خصوصیت می

در . دیگر و در راستاي افزایش فرسایش عمل کنندیک-هاي فعال در منطقه هم افزایشحالت دیگر اثر گسل

. دهنده پوشش گیاهی استدهنده فرسایش و هم کاهش

تواند دلیل افزایش فرسایش میبنابراین یک گسل فعال بهانه را در رسوبات بستر افزایش دهد در مواد ریزد

ها و ایجاد که با فعالیت تخریبی خود در سنگحالی-تواند مواد تخریبی درشتها میاختالف ارتفاع در سنگ

. دانه در حد شن را نیز به مقطع رودخانه اضافه نمایدهاي معادن برداشت شن و ماسه در شاخه فعالیت

غییر دادن برخی پارامترها از فرعی گزناسرا عالوه بر ت مورفومتري خصوصیات موجب تغییر 4 به 3 مقطع

بعد از محل پیوستن به وازرود اصلی رسوبات رودخانهازجمله این پارامترها گردشدگی رسوبات . ن شده استآ

توان استنباط نمود طور که از نتایج میهمان. بستر استکه لی است در حا31/0 گردشدگی 2در مقطع شماره

5 در مقطع شماره گزناسرا ی فرعپس از پیوستن شاخهحال آنکه بر طبق . کاهش یافته است شدیداگردشدگی

،1983ویلیامز (سایر محققین نتایج منطقی تحقیقات بایست با افزایش فاصله از گردشدگی می)2003دمیر

و اثر فرآیندهاي مختلف سایش در یک فاصله سراب یقی دو نوع بنابراین اثرات تلف. ا کندافزایش پیدتر، بیش

اي و وجود الح رودخانهکاربري معدن برداشت مص موجب 5 قبل از مقطع شماره مناطق مسکونی دقیقا

اختالل در روند طبیعی افزایش گردشدگی و حتی


الگاس و با نظر معکوس ساختن این روند شده است که دمیر، )2003(، مارستونا و همکاران )1980(همکاران

در خصوص نقش )2005( و رینالدي و همکاران )2003(دار معادن شن و ماسه بر خصوصیات رسوب معنی در جهت گردشدگی افزایشطبیعی روند . داردخوانیهم

. مشاهده نمود2 به مقطع 1توان از مقطع می راپایاب گردشدگی روند طبیعی نیز7 مقطع شماره پس از

.دهدي رودخانه ادامه میافزایشی خود را تا انتهارات ییترین عامل اختالل در روند طبیعی تغمهمبنابراین برداشت شن و ماسه اب ی در جهت پایگردشدگل رفت ی از قبی مختلفي هافعالیت است که با يارودخانه

ساخت آالت در بستر رودخانه، نیر ماشو آمد مکر يها دستگاهفعالیت رسوب، يانداز تلهيهاحوضچه

کناره رودخانه ی آبرفتيهاوارهیب دیشکن و تخرسنگ .باشدیهمراه م

ذرات دیگر تغییرات میانگین اندازه توجهنکته جالب .باشد می5 و 4، 3رسوب بستر در فاصله مقاطع شماره در فاصله ذراتدلیل کاهش ناگهانی میانگین اندازه

شکن، رفت آالت سنگ ماشینفعالیت 4 و 3مقطع شماره آالت در داخل بستر رودخانه و در و آمد انواع ماشین

برداشت شن و ش ی افزاي برایاصول غیراقداماتاثر که با نتایج تحقیقات هیلی و باشدماسه در این بازه می

در ذراتمیانگین اندازه . خوانی دارد نیز هم)2002 (ووکاهش شدیدي 4 و 2 نسبت به مقاطع 5مقطع شماره

شود طور که در نقشه دیده می داده است و هماننشانتنها دلیل این کاهش ناگهانی تداوم کاربري زراعی در حاشیه رودخانه و باالخص کاربري مسکونی و انواع

-هاي انسانی در این بازه از رودخانه میمختلف دخالترسوبات بستر در ) انحراف معیار(جورشدگی . باشد

اي به نسبت مقاطع مالحظه افزایش قابل 5مقطع شماره -در واقع افزایش انحراف معیار نشان. قبل از خود دارد

تر اندازه دهنده عدم یکنواختی رسوبات و پراکندگی بیش-دلیل این امر نیز تا حدي می. باشدآنها از میانگین می

تواند به کاربري مسکونی در قبل از این مقطع نسبت ن بخش از یدر ا ی و زراعی مسکونيکاربر .داده شود

از رسوبات در حد شن و يادیر زیکاهش مقادبازه با

ش یزتر از آن به افزایش رسوبات در حد ماسه و ریافزا .ده استی انجام5ار در مقطع ی معانحراف

معادن شن و ماسه، کاربري زراعی و فعالیت م موجب کاهش أ به صورت تو3کاربري مسکونی هر

ماسه و سیلت و رس در درصد شن و افزایش درصد 3 و 2مقاطع شماره . اندرسوبات بستر رودخانه شده

هاي کاربري جنگلی در دو شاخه در آخرین بخش و 4 مقاطع شماره و گزناسرا قرار دارند و دقیقاوازرود

هاي زراعی و مقاطع بعدي آنها و در داخل کاربري5ع که در فاصله مقاطو در حالی اندمسکونی انتخاب شده

برعکس است یعنی کاربري از زراعی کامالنتیجه 7 و 6این درصد شن تغییر کرده و بنابر مسکونی به جنگلو

افزایش و درصد ماسه و سیلت و رس کاهش داشته کند که کاربري زراعی و این موضوع ثابت می. است

مسکونی مواد دانه ریزي را به رودخانه اضافه نموده و جالب آن . دندهریان را افزایش میآلودگی جدر واقع گل

خصوصیاتتر به بعد بیش7است که از مقطع شماره روند طبیعی و منطقی خود رسوبات بستر مورفومتري

که این رند یگیرودخانه از سر مرا به سمت پایین دست کننده اثرات تغییرات کاربري بر اختالل موضوع نیز ثابت-تري رسوب می مورفومخصوصیاتدر روند تغییرات

هر چند کاربري مسکونی موجود در حد فاصل . باشد در روندهاي مذکور ی نیز اختالالت8 و 7مقاطع شماره

جالب دیگر این است که اثر ۀنکت. ایجاد نموده استرا هاي برداشت شن و ماسه و کاربري هاي فعالیت

10d و 50dتر در بیشذراتمسکونی در تغییرات اندازه در حد فاصل 90dعنوان مثال به. نشان داده استخود را . دهد تغییرات شدیدي از خود نشان نمی5 و 4، 3مقاطع

هاي شدیدي در این فاصله کاهش10d و 50dکه در حالی تغییرات 9 و7در حد فاصل مقاطع شماره . اندداشته

معکوسی در نتیجه تبدیل کاربري زراعی به جنگل ایجاد شود مقاطع که در نتایج دیده میطورهمان. شده است

در داخل منطقه تحت کاربري که مشخصا6 و 5، 4رار دارند داراي درصد ق) زراعی و مسکونی(غیرجنگل

باشند تري نسبت به دیگر مقاطع میبیشسیلت و رس تر از مقاطع کم در این مقاطع نسبتا10dچنین پارامتر هم


- که تحت بیش5ره تا جایی که در مقطع شما. دیگر استترین کم10dثیر کاربري مسکونی قرار دارد أترین ت

.باشدمقدار در بین تمامی مقاطع می در رودخانه از سمت سراب به کرویت یعیروند طب به ی و مکعبي است و در واقع حالت کرویاب کاهشیپا

یدر بازه مورد بررس. کندیل می مياسمت حالت صفحههاي انسانی به آن فعالیتها و ربريانواع مختلف کا

اندازه که بر گردشدگی رسوبات بستر رودخانه اثر رسوبات تاثیر زیادي اعمال کرویتاند در داشتهها و فعالیتتوان گفت که این اند و در واقع میننمودههاي گوشهها سعی در از بین بردن زوایاي تیز کاربرياما حانده رسوبی داشتهیک ذر ه رسوبی جم کلی یک ذر

ن یا. اندو میزان تطابق آن با یک کره را تغییر نداده کرویتر ییل باشد که تغین دلید به ایموضوع شا

ر ییدتر تغیا اثرات شدی و ترمستلزم وجود بازه طوالنی . استهاي انسانیفعالیت اراضی و هاييکاربر

ده دهننظر از عالمت آن نشانمقدار چولگی صرف اتت ریز یا درشت بودن شدچولگی . باشدمی غالب ذر

- افزایش نشان می2مقطع به 1رسوبات بستر از مقاطع به وزن کل ریزذراتنسبت وزن عبارت دیگر به. دهد

در شاخه . استتر شدهبیشدر این بازه رسوبات بستر

هاي مختلف کاربري فعالیتدلیل فرعی گزناسرا به 4 بستر در مقطع چولگی رسوبات معادن شن و ماسه

-دهد و بهنشان میرا کاهش شدیدي 3به نسبت مقطع تر ش ریز بیذراتشت بر درذراتعبارت دیگر غلبه

در همین تغییرات موجب شده تا چولگی . شده استداشته تري را مقدار منفی کم 2نسبت به مقطع 5مقطع -أیید مینیز ت) 2002 (هیلی و وو با اظهارات مه باشد . گردد يبندتوان جمعیمحاضر از نتایج حاصل از تحقیق

کاربري حساسیت به فرسایش سازندها، تغییر نمود که در این رودخانه روند برداشت شن و ماسه مسکونی و

میانگین، (طبیعی پارامترهاي اندازه رسوبات تغییرات 10d ،50d ،90dبستر و نیز گردشدگی رسوبات ) و بافت و در برخی مقاطعودخانه را تحت تأثیر قرار داده ر

دیگر، اگرچه نتایج یاز طرف .روند را معکوس نموده اند يیند از تغییرات فرآیگر بخش مهمتحقیق حاضر نمایان

-ی موازرود در رودخانه ی انسانيهاحاصل از دخالت و ی زمانيهاتر با بازهباشد لکن انجام تحقیقات گسترده

-یمنطور حصول نتایج جامع پیشنهاد متر به بیشیمکان .شود

ابع مورد استفادهمن

. تهران،ها و مراتع انتشارات موسسه تحقیقات جنگل.وازرود جنگل تحقیقاتی ،هاي خزرنیمرخ جنگل. 1377خالقی پ،

.واز اه، انتشارات دانشگاه شهید چمران.هیدرولیک رسوب. 1373، جستان مشفاعی ب

Ahmad Bakri AG, Aminuddin, ABG, Nor Azazi Z, Zorkeflee AH and Chang CK, 2004. Determination of Manning’s flow resistance coefficient for rivers in Malaysia, Pp. 104-110. 1st International Conference on Managing Rivers in the 21st Century: Issues and Challenges, September 2004, Penang, Malaysia.

Blott SJ and Pye K, 2001. Gradistat: A grain size distribution and statistics package for the analysis of unconsolidated sediment. Earth Surf Proc Land 10(26): 1237-1248.

Brown AV, Lyttle MM and Brow KB, 1998. Impacts of gravel bed streams. T Am Fish Soc 127(6): 979-994.

Clifford NJ, 2001. Conservation and the river channel environment, Pp. 68-104. In: Warren A and French JR. (eds). Habitat Conservation, John Wiley and Sons Ltd, London.


Demir T, 2003. Downstream changes in bed material size and shape characteristics in a small upland stream, Cwm Treweryn, in South Wales, Pp. 33-47. Bulletin of Earth Sciences Application and Research Centre of Hacettepe University, Turkey.

Fripp JB and Diplas P, 1993. Surface sampling in gravel stream. J Hydraul Eng. ASCE 119 (4): 473-490.

Gomez B, 2001. Downstream mining in a rapidly aggrading gravel bed river. Water Resour Res 37 (6): 1813-1823.

Gordon E and Meentemeyer RK, 2006. Effects of dam operation and land use on stream channel morphology and riparian vegetation. Geomorphology 82: 412–429.

Healy T and Wo K, 2002. Sediment characteristics and bed level changes in relation to sand extraction and damming of a sand-gravel river: The Lower Waikato River, New Zealand. J Hydrol (NZ) 41(2): 175-196.

Heitmuller F and Hudson PF, 2009. Downstream trends in sediment size and composition of channel-bed, bar, and bank deposits related to hydrologic and lithologic controls in the Llano river watershed, central Texas, USA. Geomorphology 112: 246–260.

Kang RS and Marston RA, 2006. Geomorphic effects of rural-to-urban land use conversion on three streams in the Central Redbed Plains of Oklahoma. Geomorphology 79: 488–506.

Koche RC and Baker V, 1988. Paleoflood analysis using slack water deposits, Pp. 357-376. Flood Geomorphology. John Wiley and Sons Publications.

Krumbein WC, 1940. Flood gravel of San Gabriel Canyon, California. Geol Soc Am Bull 51: 639-676.

Lagasse PF, Simons DB and Winkley BR, 1980. Impact of gravel mining on river system stability. J Waterway, Part C 106(3): 389-404.

Lee H, Fu DT and Song M, 1993. Migration of rectangular mining pit composed of uniform sediments. J Hydraul Eng, ASCE 119(1): 64-80.

Leeder MR, 1988. Sedimentology: Process and Product, Fletcher & Son Ltd.

Lundekvam HE, Romstad E and Oygarden L, 2003. Agricultural policies in Norway and effects on soil erosion. Environ Sci & Policy 6:57–67.

Marstona RnA, Bravard JP and Greenc T, 2003. Impacts of reforestation and gravel mining on the Malnant River, Haute-Savoie, French Alps. Geomorphology 55: 65-74.

Mass-Plaa J, Montanerb J and Solab J, 1999. Groundwater resources and quality variations caused by gravel mining in coastal streams. J Hydrol 216:197-213.

Mosley MP and Tindale DS, 1985. Sediment variability and bed material sampling in gravel-bed rivers. Earth Surf Proc Land 10(5): 465-482.


Mueller EN, Francke T, Batalla RJ and Bronstert A, 2009. Modelling the effects of land-use change on runoff and sediment yield for a meso-scale catchment in the Southern Pyrenees. Catena 79: 288–296.

Pizzuto J, Moglen G, Palmer M and Nelson K, 2007. Two model scenarios illustrating the effects of land use and climate change on gravel riverbeds of suburban Maryland, USA. Developments in Earth Surface Processes 11: 359-381.

Rinaldi M, Wyzga B and Surian N, 2005. Sediment mining in alluvial channels: Physical effects and management perspectives. River Research and Applications 21(7): 805-828.

Snelder TH, Lamouroux N and Pella H, 2011. Empirical modelling of large scale patterns in a bed surface grain size. Geomorphology 127: 189–197.

Vignat D, 2003. Characterization of bed sediment and suspension of the river Po (Italy) during normal and high flow conditions. Water Resour Res (37): 2847-2864.

Wan X, Shang S, Yang W, Clary CV and Yang D, 2010. Simulation of land use–soil interactive effects on water and sediment yields at watershed scale. Ecological Engineering 36: 328–344.

Williams GP, 1983. Paleohydrological methods and some examples from Swedish fluvial environment, cobble and boulder deposits. Geogr Ann 65A: 227-243.

Williams GP and Costa J, 1988. Geometric Measurement after a Flood, Flood Geomorphology. John Wiley and Sons Publications. London.


ايجریان از روي سرریز گابیونی پلهاستهالك انرژي بررسی آزمایشگاهی 2 حسن محیط و1، داود فرسادي زاده*1فرزین سلماسی

20/7/89: تاریخ پذیرش 6/5/88 :تاریخ دریافت

گروه مهندسی آب، دانشکده کشاورزي، دانشگاه تبریز، یارو دانشاستادیار -1 ه هاي آبی، دانشکده کشاورزي، دانشگاه تبریز دانشجوي کارشناسی ارشد ساز-2

Email: [email protected]: مسئول مکاتبه *

چکیده اي کاربردهاي زیـادي در سـاختمان سـدها، مهندسـی رودخانـه و حفاظـت سرریزهاي گابیونی یا توریسنگی پله

برخوردار بـوده و در مقابـل بارهـاي ناشـی از این نوع سرریزها از انعطاف زیادتري نسبت به نوع صلب آن . خاك دارند گـذر و روگـذر اي به علت وجود جریان دروناستهالك انرژي جریان از روي چنین سازه . فشار آب مقاوم و پایدار هستند

از خـصوصیات مهـم ایـن نـوع سـازه، جریـان . یابـد هاي ساخت حوضچه آرامش کاهش مـی ها زیاد بوده و لذا هزینه پلهاکثـر تحقیقـات انجـام . کنـد ایجـاد مـی در رفتار جریان هایی را داخل جسم متخلخل سرریز است که پیچیدگی گذر از درون

یافته تاکنون مربوط به سرریزهاي پلکانی سدهاي بزرگ بتنی و صلب بوده است و در مقایسه بـا آن، مطالعـات بـر روي ها و نیـز محـیط متخلخـل ی عبور جریان از روي پله بررسی هیدرولیک . سرریزهاي پلکانی گابیونی بسیار اندك بوده است

مـدل فیزیکـی از سـرریز 9براي ایـن منظـور . باشنددرون سازه گابیونی و محاسبه افت انرژي از اهداف این پژوهش می ها در افت انرژي، وجه براي بررسی نفوذ پذیري پله . ساخته شد 1:2 و 1:1 تخلخل مختلف و شیب هاي 3اي با گابیونی پله

هاي باال کـه رژیـم جریـان غیـر در دبی دهند که نتایج نشان می . ها توسط ورق آهنی نفوذ ناپذیر گردید افقی و عمودي پله افتد، استهالك انرژي در سرریز گابیونی بیشتر است که این مورد باید در طراحی مد نظـر ریزشی یا شبه صاف اتفاق می

-قـرار مـی ها زیـر آب پله. ان به دو بخش روگذر و درون گذر تفکیک می شود هاي بیشتر، جری در واقع در دبی . قرار گیرد استهالك انـرژي در . یابد افزایش می و تاثیر زبري آنها کمتر شده و در مقابل تاثیر جریان درون گذر در افت انرژي گیرند

هـاي کـم بیـشتر از سـایرین در دبی ) هاي افقی و عمودي تواما در پله ورق آهنی داراي (هاي نفوذ ناپذیر سرریز داراي پله است و در مرحله بعد به ترتیب سرریز گابیونی، سرریز با دیواره عمودي غیر قابل نفوذ و سپس سرریز با کف افقی غیـر

همچنین با کاهش شیب از . درصد موجب افزایش استهالك انرژي گردید 42 تا 38افزایش تخلخل از . قابل نفوذ قرار دارند .ر میزان استهالك انرژي افزوده شد ب1:2 به 1:1

اي، شیب سرریز استهالك انرژي جریان، تخلخل، سرریز گابیونی پله: هاي کلیديواژه


153 ايبررسی آزمایشگاهی استهالك انرژي جریان از روي سرریز گابیونی پله

Experimental Evaluation of Energy Dissipation over Gabion Stepped Spillway

F Salmasi1*, D Farsadizade1 and H Mohit2 Received: 28 July 2009 Accepted: 12 October 2010 1 Asist. Prof., and Assoc. Prof., Dept of Water Engin., Univ. of Tabriz, Iran 2 MSc. Student, Dept. of Hydraulic Structures, Univ. of Tabriz, Iran *Corresponding Author: Email: [email protected]

Abstract

Stepped gabion spillways have many applications in dam structure, river engineering and soil

conservation works. These types of weirs have more flexibility in respect to rigid (impervious) type

and are more stable against water pressure. Energy dissipation through this weir is high due to over

flow and inflow from steps, so the cost of stilling basin construction can be reduced. Flowing water

through the body of weir is one of its important characteristics that make flow condition more

complex. Most of the researches until now were on rigid stepped weir in large dams and there are a

few studies on gabion stepped spillways. The purpose of this study is to investigate flow over and

through the gabion stepped spillway body and determine energy dissipation rate. For this purpose 8

physical gabion stepped spillways with 3 different porosities 38 to 42 percent and two slopes 1:1 &

1:2 (V:H) were made and iron plate on each horizontal or vertical step was used to study the effect

of step pervious on energy dissipation. Results show that at higher discharge, energy dissipation is

more in pervious (gabion) spillway. In fact at higher discharge or skimming flow regime, energy

dissipation divided in to over flow and inflow through the spillway body. In this situation energy

dissipation through the spillway body have more effect on total energy dissipation. Thus in

skimming flow regime, gabion stepped spillway will have greaterenergy dissipation. At lower

discharge, energy dissipation is more in impervious stepped spillway. In this condition other rank

belongs to gabion, step with vertical plate and step with horizontal plate respectively. Gabion with

higher porosity had bigger energy dissipation and with increasing in discharge, their differences

tend to zero. Slope decreasing from 1:1 to 1:2 causes more energy dissipation.

Keywords: Energy dissipation, Porosity, Spillway slope, Stepped gabion spillway


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... زاده و سلماسی، فرسادي154

مقدمه هاي کاربرد) سنگییا توري(هاي گابیونی سازه

هاي آبی داشته و هم اکنون در زیادي در ساخت سازه سدهاي کوچک و انواع بسیاري از کشورها در احداث

ساخت . گیرندسرریزها مورد استفاده قرار میسرریزهاي گابیونی ساده و راحت است و در مقابل . بارهاي ناشی از فشار آب مقاوم و پایدار هستند

اي نیز زیاد استهالك انرژي جریان از روي چنین سازههاي ساخت حوضچه آرامش کاهش بوده و لذا هزینه

توان بر کاربرد در سدها و سرریزها میعالوه. یابدمیاز آن در عملیات آبخیزداري جهت کنترل فرسایش در

هاي رودخانه در سازي کنارهها و یا ساحلآبراههدر این حالت . نزدیکی آبگیر یا قوس ها استفاده نمود

عالوه بر حفظ و کمک به پایداري خاك، در مناطق داراي -ه بتنی نیز کاسته میسنگ فراوان از هزینه ساخت ساز

از خصوصیات مهم این نوع سازه، جریان درون . شودگذر از داخل جسم متخلخل سرریز است که ایجاد

اکثر تحقیقات . نمایدپیچیدگی در رفتار جریان را میانجام یافته تاکنون مربوط به سرریزهاي پلکانی سدهاي

سرریزهاي پلکانی صلب بدون تخلخل یا بزرگ بتنی ، 1999، چمنی و راجاراتنام 1994چانسون(ست بوده ا

و در مقایسه با آن، مطالعات ) 2008گونزالز و همکاران ) داراي تخلخل(بر روي سرریزهاي پلکانی گابیونی

از پارامترهاي هندسی موثر در . استبسیار اندك بودهها، شیب توان به ارتفاع سرریز، تعداد پلهجریان می

هاي درون توري خل سنگسرریز، عرض سرریز و تخلتوان از پارامترهاي مهم هیدرولیکی نیز می. اشاره نمود

به دبی جریان، عمق آب در پنجه سرریز قبل از پرش ها و استهالك انرژي هیدرولیکی، عمق آب روي پله

توان با ترکیب مناسب پارامترهاي موثر می. اشاره نمود کاربرد بعدي دست یافت که تحلیل وبه پارامترهاي بی

توان با پوشش دادن می. نتایج را مفیدتر خواهد ساختغیر قابل نفوذ کردن پله افقی یا (اي از بتن ها با الیهپله

هاي دیگري انجام داد و ، مجددا تحلیل)عمودي یا هر دو . به نتایج جدیدي دست یافت

تحقیقاتی بر روي مدل ) 1992(پیراس و همکاران انی گابیونی همگن و کوچک فیزیکی از سرریزهاي پلک

محاسبه استهالك انرژي جریان هاهدف آن. انجام دادنداز روي سازه و تعیین ابعاد هندسی حوضچه آرامش

تغییر شکل گابیون و فاکتورهاي . آن بوده استها نیز مورد تاثیرگذار روي مقاومت آن در مقابل سیالب

رح ها به چهار حالت به شپله. آزمون قرار گرفته است :زیر ساخته شدند

-2. بدون هیچگونه حفاظت) یا صاف(گابیونی تخت -1اي از بتن براي حفاظت در برابر بار رسوبی داراي الیه

داراي الیه بتنی حفاظ با شیب -3. سنگین رودخانه . داراي آستانه انتهایی-4معکوس و

نتایج حاصله براي سرریز گابیونی پلکانی با سطح نشان داد که در مقایسه با ) بدون حفاظت(صاف

، hبه ارتفاع بتنی روي پله ) 1955(آزمایشات رند درصد استهالك انرژي بیشتري را 10سرریز گابیونی

نشان داد که علت آن را می توان با نفوذپذیري گابیون، بتن و شیب سرریز -اختالف در زبري سطح گابیون

الیه بتن ها توسط نفوذ ناپذیر کردن کف پله.تفسیر نمودضمنا طول . کاهداز راندمان استهالك انرژي می

درصد به ترتیب براي 15 و 8حوضچه آرامش به اندازه دهد افزایش نشان می) عمودي:افقی( 1:2 و 1:3هاي شیب

دهد و شیب مالیمتر استهالك انرژي را افزایش می(هاي با شیب معکوس و در خصوص پله). برعکس که در جریان ریزشی، ضربات دار مشاهده شدآستانه

ها گرفته شد و موجب بهبود وقوع جریان آب روي پله 10در این حالت کاهشی حدود . پرش هیدرولیکی گردید

.بینی استدرصد در طول حوضچه آرامش قابل پیشآزمایشاتی روي ) 1378(عزیزي و همکاران

ضمنا در . ادند عدد پله انجام د3سرریز گابیونی داراي انتخاب گردید 1:1آزمایشات شیب وجه باالدست تمام

که علت آن پایداري بیشتر سازه در برابر نیروي با نتایج نشان داد که . هیدرواستاتیک آب بوده است

افزایش تخلخل، مقدار افت نسبی انرژي جریان کاهش 38هاي باالتر از یابد و شیب منحنی در تخلخلمی


اي را نشان الحظهدرصد کاهش افت نسبی انرژي قابل م-می دهد که این امر به دلیل افزایش مقدار جریان درون

هاي روند منحنی. استگذر نسبت به جریان روگذر تخلخل بیانگر این موضوع است که -راندمان انرژي

جریان روگذر باعث افت انرژي بیشتري نسبت به هاي پایین که قسمت در دبی.شودجریان درون گذر می

گذر است، افزایش تخلخل به صورت درونعمده جریانزیرا افت انرژي . گرددباعث کاهش یکنواخت انرژي می

هاي محیط متخلخل بوده در به علت اصطکاك سنگدانههاي زیاد افزایش تخلخل باعث تغییر حالی که دبی

گردد و با گذر میقسمتی از جریان از روگذر به درونث افت اندکی نسبت گذر باعتوجه به اینکه جریان درون

شود، افت نسبی انرژي به صورت به جریان روگذر می 1:1 شیب پایین دست از هشاک. یابدناگهانی کاهش می

. گردد باعث افزایش افت نسبی انرژي می1:3 یا 1:2به مدل 9تعداد ) 1384(در مطالعات ابراهیمی و همکاران

رار از سرریز گابیونی پلکانی ساخته و مورد آزمایش ق. متر است سانتی60عرض و ارتفاع فلوم . گرفته است

متر و سانتی10 پله هر کدام به ارتفاع 3ها داراي سرریزشیب پایین دست . بودمتر سانتی30ارتفاع کل سرریز

برخی نتایج مهم عبارت. انتخاب شد1:3 و 1:2 ، 1:1 : ازبودند

ها نسبتسرعت جریان آب در سرآب و پایاب مدل -1یابند و حداقل سرعت به افزایش دبی جریان افزایش می

هایی است که آب در سرآب و پایاب مربوط به مدلباالدست آنها نفوذناپذیر و تخته روي پلکان پایین دست -آنها قرار دارد و در دبی حداکثر مربوط به شیب پایین

دست عموما به کاهش شیب پایین-2. است1:3دست جریان باعث اتالف انرژي بیشتري دلیل افزایش تالطم در مدل باالدست -3. ها می گردددر تمامی گزینه

ها با ها در تمام شیبنفوذپذیر و بدون تخته روي پلهیابد که در افزایش بده جریان، افت انرژي کاهش می

از دو مدل دیگر بیشتر 1:2دست مدل با شیب پایین .است

اي بررسی هدف از این تحقیق انجام آزمایش برها و نیز محیط متخلخل هیدرولیکی جریان از روي پله

. باشددرون سازه گابیونی و محاسبه افت انرژي می

تا اثر اندازه ذرات کاربردي در کوشش بر آن است روي استهالك انرژي ) گابیونی(سازه توریسنگی

غیر قابل نفوذ از اهداف دیگر تحقیق تاثیر . بررسی گرددبر ) هر دو توام( عمودي - عمودي و افقیکردن پله افقی،

.روي استهالك انرژي جریان است مواد و روش ها

این طرح در آزمایشگاه هیدرولیک گروه مهندسی آب . انجام پذیرفتدانشگاه تبریز دانشکده کشاورزي

زیرزمینی است آب آزمایشگاه داراي یک مخزن اصلی ود برج اصلی آزمایشگاه که حدآب توسط پمپ به که

کانالبه سمت و سپس متر ارتفاع دارد، منتقل 7/3 شیر فلکه کانالدر محل ورودي آب به . شودهدایت می

با مقطع کانال .جهت کنترل میزان دبی ورودي قرار دارد 9 آن طول. استاي شیشه-فلزيو از جنس مستطیلی

متر سانتی50 آنمتر و ارتفاع سانتی25متر، عرض جهت کنترل عمق آب کانال انتهاي یک دریچه در .استدست و محل تشکیل پرش هیدرولیکی نصب پایین

یک داخل به کانالآب جریان یافته در .گردیده استبا استفاده از که گردد منتقل میآنانتهاي در زن خم

- میروي دیواره بتنی مخزنیز مثلثی نصب شده رسري بدنه دو ریل موازي در باال. فتتوان دبی را اندازه گر

مجهز به ) لیمنیمتر(، جهت حرکت شاخص مدرج کانالبراي اندازه گیري عمق آب متر میلی1/0ورنیه با دقت

. نصب شده استهاي فیزیکی ساخته شده از سرریز عرض مدل

با ارتفاع 3متر، تعداد پله ها سانتی25پلکانی گابیونی . بود1:2 و 1:1ها متر و شیب سرریز سانتی10هر پله

گیري برابر اندازههاي گابیونی نیز پس از تخلخل سازهبراي تعیین درصد . درصد بدست آمد42 و 40، 38

تخلخل بدین صورت عمل شد که حجم سازه توري میزان . شودسنگی با توجه به ابعاد آن حاصل می

:حاصل می شود 1تخلخل از رابطه

[1] Total

Void

VV

e =


- حجم خلل و فرج بر حسب سانتیvoidV 1در رابطه

- حجم کل واحد توري سنگی میTotalVمتر مکعب و سنگی را در براي تعیین حجم خلل و فرج، توري. باشد

این ظرف . دهیمظرف حاوي مقدار مشخص آب قرار میباشد و با قرار دادن به نحوي است که لبریز از آب می

. شودیز میرري سنگی در ظرف، مقداري از آب سرتوگیري مقدار کاهش حجم آب در ظرف، توان با اندازهمی

. سنگی را تعیین نمود سنگ موجود در توريحجم تودهسنگی و تعیین اختالف بین با معلوم بودن حجم توري

توان حجم خلل و فرج را گیري شده، میدو حجم اندازه . تعیین کرد 2ورق فلزي به ضخامت دو ت سرریزها ساخبراي

به نحوي برش داده شد تا در سمت راست و متر میلیها و اتصال براي قرار دادن پله. چپ سرریز قرار گیرد

میلی 7هاي فلزي به قطر به یکدیگر از میلهورقاین دو ها عالوه بر وظیفه این میله. متر استفاده گردیده است

اد پایداري و شکل اولیه اتصال بین دو صفحه و ایج

. سرریز، براي کشیدن تور روي سرریز نیز کاربرد داردتوري با عبور به صورت زیگ زاگی از زیر و روي

ها بر روي قاب کشیده شده و روي قاب را پوشش میلههایی در قاب اصلی سازه، توري با ایجاد روزنه. دهدمی

ها وه سنگلسپس ق. شد هبه دیواره اصلی سازه دوختدر ابعاد مورد نظر در داخل توري ریخته و سعی

که توسط توري را گردیده که تمام حجم داخلی سازه سپس با قرار دادن این . محصور گردیده است، پر کند

انجام بندي آن، آزمایشات و آبکانالسازه درون همچنین این سازه داراي صفحاتی به ابعاد . پذیرفت

2510 متر می باشد که توسط دو عدد پیچ ریز تی سان×این قابلیت سبب کاهش . ي اولیه پیچ می شودبه سازه

1شکل . دیبر روي سازه گردآهنی زمان نصب صفحات 2و شکل اي گابیونی سرریز پلهنمایش سه بعدي از

نصب 1:2با شیب اي گابیونی مدل فیزیکی سرریز پله .دهند را نشان میکانالشده داخل

مترسانتی 25 و عرض 30به ارتفاع اي گابیونینمایش سه بعدي از سرریز پله -1شکل


.کانال نصب شده داخل 1:2اي گابیونی با شیب مدل فیزیکی سرریز پله-2شکل

از دیگر مسائل مطرح در این پژوهش اندازه ذرات ات ربراي تعیین اندازه ذ. باشدسنگی میسنگی داخل توري

هاي به این ترتیب که اندازه دانه. از الک استفاده گردید-میلی 25تا 1/19متر، میلی19تا 16 سنگی بین قطرهاي

متر از توده سنگ انتخاب و در میلی 38 تا 1/25متر و از این ذرات . آوري گردیدندمکانی بطور جداگانه جمع

بدین ترتیب که در هر . شدجهت انجام آزمایشات استفاده مرحله از آزمایش، ذرات سنگی با قطر متفاوت با اندازه

بدین ترتیب . بکار رفتقبلی براي ایجاد درصد تخلخل انرژي کل در . درصد بدست آمد42 و 40، 38هاي تخلخل

:باالدست سرریز به صورت زیر محاسبه گردید

]2[ 2

22

22 gyqyH

gV

yHE ao ++=++=

باشد که برابر ارتفاع کل سرریز میH فوق رابطهدر رابطهبا توجه به اندازه دقیق مدل پس از ساخته شدن در

در تاج سرریز نسبت به عمق آب y. قرار داده شده است- سانتی متري در باالدست سرریز می60اي حدود فاصله qو مقدار سرعت نزدیک شدن آب به سرریز Va. باشد

. )3شکل (استدبی در واحد عرض

ابعاد هندسی و هیدرولیکی مدل فیزیکی-3شکل

جریان در پایین دست سرریز داراي تالطم زیاد و

- لذا براي کاهش خطاي اندازه. توام با ورود هوا استگیري عمق آب قبل از پرش هیدرولیکی، عمق بعد از

ه استهالك گیري شد و براي محاسبپرش اندازهانرژي، عمق قبل از پرش توسط رابطه اعماق مزدوج

:به صورت زیر محاسبه گردید

]3[ 2

1

2

1

21

11 22 gyqy

gVyE +=+=

]4[ )1)(*81(2

3

2

21 −+=

yyyy c


گیري شده بعد از عمق اندازه4،2y و3روابط در و قبل از پرش عمق محاسبه شده 1y ،هیدرولیکیپرش

cy عمق بحرانی است که به صورت( ) 3/12 / gqyc = به مقدار استهالك انرژي نسبی .است گردیده محاسبه : زیر تعریف شده استصورت

]5[ oo

o

o EE

EEE

EE 11 1−=

−=

∆ .که پارامتر هاي آن قبال معرفی شده اند


- ها به شکلکنار در عالمت هاي مشخص شده :شوندصورت زیر تعریف می

Gاي گابیونی مربوط به سرریز پله، GH غیر قابل افقی اي گابیونی با کف مربوط به سرریز پله

اي گابیونی با دیواره مربوط به سرریز پلهGV، نفوذ- مربوط به سرریز پلهGHVو عمودي غیر قابل نفوذ

ودي غیر قابل اي گابیونی با کف افقی و دیواره عم . هستندنفوذ

میزان استهالك نسبی انرژي 4 در شکلاي جریان در مقابل دبی در واحد عرض سرریز پله

شکل مورد . رسم گردیده است1:1گابیونی با شیب متر میلی19-16نظر مربوط به اندازه ذرات سنگ

.باشدمی) درصد38تخلخل معادل (

مربوط به اندازه ابیونیگاي ژي در مقابل دبی در واحد عرض سرریز پله تغییرات استهالك نسبی انر-4شکل

1:1متر و شیب سرریز میلی19-16ذرات

: شود کهمالحظه می 4با توجه به شکل در تمامی موارد استهالك نسبی انرژي جریان با -

. یابدافزایش دبی کاهش می یکیفیز هاي بین استهالك نسبی انرژي جریان در مدل-

اي قابل تشخیص چهارگانه فوق الذکر تفاوت قابل مالحظهتوان گفت که استهالك نسبی انرژي در ولی می. نیست

نسبت به بقیه ) 05/0هاي کمتر از در دبی( Gمدل .موارد اندکی بیشتر است

نسبت GHV استهالك نسبی انرژي جریان در مدل - .کمتر استتا حدودي به بقیه موارد

ها از استهالك انرژي نفوذ کردن پله غیر قابل-کاهد و در مقابل، نفوذپذیري گابیون موجب جریان می


گذر از داخل علت آن جریان درون. گرددافزایش آن میبدنه سرریز است که استهالك انرژي را نسبت به سایر

. دهدموارد افزایش می در شکل فوق تفاوت قابل تشخیصی در افت انرژي بین –

.شود دیده نمیGV با مدل GHمدل براي درك بهتر و کسب اطالعات بیشتر از شـکل

بدین صورت که در محـور . باال، اقدام به تغییر مقیاس شد

32بعدافقی از پارامتر بی / gHq و در محور عمـودي 1)/1(بعـد از پارامتر بی K− اسـتفاده شـد کـه در آن

HEEK o /)( همچنین محور افقی به . باشد می =−1 5نتیجـه کـار در شـکل . صورت لگاریتمی تعریف شـد

.نشان داده شده است

HEEK تغییرات استهالك نسبی انرژي به صورت -5شکل o /)( 32 در مقابل=−1 / gHq براي سرریز

1:1متر و شیب سرریز یلی م19-16اي گابیونی مربوط به اندازه ذرات پله

شود که تفکیـک نقـاط مشاهده می 5مطابق شکل . آزمایشی از یکدیگر به نحو بهتري صـورت گرفتـه اسـت

تـوان بـه نتـایج لذا با تغییر پارامتر هـاي هیـدرولیکی مـی -استهالك انرژي در سرریز داراي پلـه . بهتري دست یافت

شتر از هـاي کـم بیـ در دبـی GHVهاي نفوذ ناپذیر یعنی سایرین است و در مرحله بعد به ترتیب سـرریز گـابیونی

(G) نفـوذ ، سرریز با دیواره عمـودي غیـر قابـل(GV) و قـرار (GH) بـا کـف افقـی غیـر قابـل نفـوذ سرریزسپس هر چند که افت انرژي در سه سرریز اخیـر تفـاوت . دارند

اسـتهالك ،با افزایش دبـی . دهنداندکی با یکدیگر نشان می

هاي نفوذ پذیر بیـشتر از نـوع صـلب ژي در سرریز انر(GHV)ــی ــردد م ــه در . گ ــت ک ــا اس ــدین معن ــن ب ای

هاي کم که تمام یا قسمت سرریزهاي نفوذپذیر در دبی اعظم جریان از درون سازه عبور مـی کنـد، اسـتهالك انرژي کمتر از نوع نفوذ ناپذیر اسـت و بـه دلیـل عـدم

م جریـان بـا د تصا ها، فقط اثر عبور جریان از روي پله . گـردد ذرات درون گابیون باعث استهالك انـرژي مـی

هاي کم بر اسـتهالك ها در دبی بنابراین تاثیر زبري پله هـاي ولی در دبـی . گذر غالب است ر اثر جریان درون د

گذر تفکیـک بیشتر، جریان به دو بخش روگذر و درون


ها زیر آب مستغرق شده و تـاثیر زبـري آنهـا پله. شودمیگـذر در افـت کمتر شـده و در مقابـل تـاثیر جریـان درون

در این حالـت چـون تـاثیر جریـان . گیردانرژي پیشی می درون گذر در استهالك انرژي بیشتر است، لذا افت انرژي

نکتـه مفیـد . گـردد بیشتر در سرریز نفوذپذیر مشاهده مـی مربوط به طراحی این است که چون طراحی سرریزها بـر

گیـرد، لـذا در ایـن گونـه ر سیل صـورت مـی اساس حداکث گـذر و هـم جریـان روگـذر بـروز موارد هم جریان درون

لذا مطابق بحث قبلی، سازه گابیونی نفوذپذیر . خواهد نمود و بدون هیچگونه صفحه غیر قابل نفـوذ، مناسـب طراحـی

هاي بـرازش داده شـده منحنی. شودتشخیص داده می .شند می با1، به شرح جدول 5در شکل

تـوان مـی GH ,GVدر مقایـسه بـین دو سـرریز جریـان بـه صـورت معکـوس از GVگفت که در نـوع

پایین به باال در سطح افقی هر پله بـوده و ایـن جریـان معکـوس باعــث تالطـم بیــشتر و افـزایش افــت انــرژي

براي درك بهتر این تفاوت . گردد می GHنسبت به نوع فاده شده و نـوع فقط از سازه نفوذپذیر است 6در شکل

.نفوذ ناپذیر حذف شده است

1:1 و شیب سرریز 5 روابط برازش داده شده براي نقاط آزمایشی در شکل -1جدول r2ضریب رابطه برازش داده شده نوع سرریز

GHV 6442.03

2

)(0804.01

1 −=− gH

qK

8/0

G 3434.03

2

)(4195.01

1 −=− gH

qK

94/0

GV 2383.03

2

)(613.01

1 −=− gH

qK

88/0

GH ``2061.03

2

)(6636.01

1 −=− gH

qK

74/0

HEEK تغییرات استهالك نسبی انرژي به صورت -6شکل o /)( 32 در مقابل =−1 / gHqاي گابیونی براي سرریز پله

1:1متر و شیب سرریز میلی19-16مربوط به اندازه ذرات


در آزمایشات خود از) 1992(پیراس و همکاران جهت . متر استفاده نمودند میلی45 -30اندازه ذرات

تا 25مقایسه، نتایج تحقیق حاضر با اندازه ذرات سنگی

به ) 1992(متري با نتایج پیراس و همکاران میلی38 7 سرریز در هر دو پژوهش در شکل 1:1ازاي شیب

. ارائه شده است

1:1اي گابیونی با شیب براي سرریز پله) 1992(اس و همکاران مقایسه نتایج این پژوهش با تحقیقات پیر -7شکل

گردد که روند استهالك مالحظه می7با توجه به شکل انرژي در دو آزمایش تقریبا یکسان بوده و اختالف

تواند مربوط به شرایط آزمایش و اختالف در جزئی می تغییرات استهالك 8 در شکل. اندازه ذرات سنگی باشد

38 -25 و 25 -19، 19-16بوط به اندازه ذرات انرژي مر

به ازاي 1:1با شیب (G)متر در سرریز گابیونیمیلیمطابق شکل . دبی در واحد عرض رسم شده است

تا ) تخلخل بیشتر(مذکور، بزرگ بودن اندازه ذرات حدودي در افزایش استهالك انرژي موثر است و با

. شودیافزایش دبی، این تفاوت به صفر نزدیک م

به صورت تغییرات استهالك انرژي نسبی -8شکل H

EEK o 1−

3در برابر =

2

gHq 25 -19، 19-16 مربوط به اندازه ذرات

1:1 با شیب (G)متر در سرریز گابیونی میلی38 -25و


، به شرح 8هاي برازش داده شده در شکل منحنی

.باشند می2جدول تغییرات استهالك انرژي نسبی در دو 9در شکل

تـا 16 در سرریز گابیونی با انـدازه ذرات 1:2 و 1:1شیب شود کـه کـاهش مالحظه می . متر رسم شده است میلی 19

. موجـب افـزایش افـت انـرژي گردیـده اسـت 1:2شیب به دار و پلکـانی کاهش شیب باعث افزایش طـول وجـه شـیب

ها و جسم متخلخـل رژي توام پله سرریز شده و اثر افت ان تغییـرات اسـتهالك انـرژي 10در شـکل . یابـد افزایش مـی

نسبی در برابر دبی مربوط به نتایج آزمایـشات ابراهیمـی

و عزیـزي و )1388(، مفتاح و بیات )1384(و همکاران به همراه نتایج پژوهش حاضر بـراي ) 1387(همکاران

مقایـسه ارائـه جهت 1:1 با شیب (G)سرریز گابیونیشود که تفاوت استهالك انرژي مالحظه می . شده است

محققین نامبرده و این پژوهش بسیار است و استهالك ولـی . باشـد انرژي پژوهش حاضـر عمومـا کمتـر مـی

همانطوري که قبال نشان داده شد، نتایج ایـن پـژوهش ) 1992(بـــا نتـــایج آزمایـــشات پیـــراس و همکـــاران

.همخوانی خوبی دارد

1:1 و شیب سرریز 8 روابط برازش داده شده براي نقاط آزمایشی در شکل -2جدول

r2ضریب رابطه برازش داده شده ) مترمیلی(اندازه ذرات

16-19 3434.03

2

)(4195.01

1 −=− gH

qK

94/0

19-25 4207.03

2

)(2937.01

1 −=− gH

qK

91/0

25-38 406.03

2

)(3442.01

1 −=− gH

qK

95/0

متر میلی19-16 مربوط به اندازه ذرات1:2و شیب 1:1استهالك انرژي نسبی به ازاي شیب تغییرات -9شکل

(G)در سرریز گابیونی


متر میلی38 -25 و 25 -19، 19-16 یرات استهالك انرژي نسبی در برابر دبی مربوط به اندازه ذرات تغی-10شکل

1:1 با شیب (G)در سرریز گابیونی

نتیجه گیريهاي باال در رژیم جریان غیرریزشی که در دبی-1

گابیونی استهالك انرژي افتد، سرریزهاياتفاق میباالتري را نسبت به نوع سرریزهاي نفوذ ناپذیر یا نیمه

. دهندنفوذپذیر نشان میها در داخل گابیون تا افزایش بزرگی سنگدانه-2

.گرددحدودي موجب افزایش استهالك انرژي جریان می: افقی (1:2 به 1:1با کاهش شیب سرریز از -3

.شودبر میزان استهالك انرژي افزوده می) عموديبعد مناسب، در تحلیل استفاده از پارامترهاي بی -4

.نتایج بسیار مفید استپذیري مناسب در هاي گابیونی از انعطاف سازه-5

برابر نیروها برخوردار بوده و در مناطق داراي سنگ

هاي گابیونی مقرون به صرفه ان کاربرد سازهفراو .خواهد بود

سپاسگزاري

ین مقاله مستخرج از گزارش نهایی طرح پژوهشی ا - استهالك انرژي در سرریزهاي پلکانی گابیونی می

باشد که از محل اعتبارات پژوهشی دانشگاه تبریز بدین وسیله از معاونت محترم .اجرا گردیده است

گاه تبریز به خاطر فراهم نمودن فضاي پژوهشی دانشمناسب تحقیق و امکانات مالی صمیمانه تشکر و

.شودقدردانی می



-بررسی خصوصیات هیدرولیکی جریان بر روي مدل سرریز توري. 1384 ،پور م و ابراهیمی كق، کاشفیابراهیمی ندانشکده مهندسی دانشگاه شهید خرداد ماه، . انس هیدرولیک ایرانپنجمین کنفر. 108-120 فحه هايص. سنگی پلکانی .باهنر کرمان

بررسی تاثیر تخلخل مصالح مورد استفاده بر افت انرژي . 1387 ، گلمائی حوض تبار احمدي عزیزي ا، مفتاح هلقی م، دهم، شماره پانز جلد. اندانشگاه گرگ ،و منابع طبیعیمجله علوم کشاورزي . .جریان در سرریزهاي پلکانی گابیونی

150-158 هايفحهص .اول

استهالك انرژي جریان در سرریزهاي پلکانی توري سنگی با به ،1388 ،الحسینی ن ا ودهقانی ا، عزیزي م، مفتاح هلقی .مود، شماره شانزدهم جلد . دانشگاه گرگانعلوم کشاورزي و منابع طبیعیمجله . نفوذناپذیر کارگیري صفحات

.234-241ي هاصفحه

Chamani MR and Rajaratnam N, 1999. Characteristics of skimming flow over stepped spillways. Journal of Hydraulic Engineering ASCE 125(4): 361-368.

Chanson H, 1994. Comparison of energy dissipation between nappe and skimming flow regimes on stepped chutes. Journal of Hydraulic Research, IAHR 32(2): 213-218.

Gonzalez Carlos A, Takahashi M and Chanson H, 2008. An experimental study of effects of step roughness in skimming flows on stepped chutes. Journal of Hydraulic Research, IAHR 46(2): 24-35.

Peyras L, Royet P and Degoutte G, 1992. Flow and energy dissipation over stepped gabion weirs. Journal of Hydraulic Engineering, ASCE 118(5): 707-717.

Rand W, 1955. Flow geometry at straight drop spillway. Proceedings, ASCE 81(791): 1-13.

1390سال / 4 شماره 21جلد / دانش آب و خاكنشریه

) دشت اردبیل:مطالعه موردي(تأثیر خشکسالی بر تراز آب زیر زمینی در دو دهه اخیر 3 و محمد تقی اعلمی2، یعقوب دین پژوه*1فرناز دانشور وثوقی

2/8/89 : تاریخ پذیرش 9/3/89: تاریخ دریافت دانشگاه تبریز، عمران آب، دانشکده عمران، دانشجوي کارشناسی ارشد-1 دانشگاه تبریز ، گروه مهندسی آب، دانشکده کشاورزي،یارانشد -2 دانشگاه تبریز، گروه مهندسی عمران آب، دانشکده عمران،دانشیار -3

[email protected] E-mail : مسئول مکاتبه *

چکیدهت فراوانی یز اهما هر منطقهبرنامه ریزي و مدیریت پایدار منابع آبزمینی در تغییرات منابع آب زیربررسی

در این مطالعه روند . آب زیرزمینی استبا تراز خشکسالی دانستن رابطه منابع آب نیازمند علمیمدیریت. برخوردار است با 1367-1387آماري ه در منطقه دشت اردبیل در دوره در مقیاس ماهان ایستگاه پیزومتري32 تراز آب زیرزمینی

شیب خط روند با استفاده از روش تخمین براي هر سري زمانی . بررسی قرار گرفتمورد کندال-آزمون ناپارامتري مان نتایج . آزمون قرار گرفتموردهوقس با روش وان بل وتغییرات تراز آب زیرزمینی روند همگنی .شد محاسبه Senگر

تراز )غچه کندي و دروازه آستارامدرسه، ینگجه ملا محمد رضا، آ نیار هايبجز ایستگاه(ها که در همه ایستگاهنشان داد بررسی . مشاهده شددارعنیمP>1.0روند منفیها درصد ایستگاه72 در بیش از. استروند منفیآب زیرزمینی داراي

. سانتی متر در سال افت دارد18شیب خط روند نشان داد که بطور متوسط تراز آب زیرزمینی در دشت اردبیل حدود .باشد متر در سال می93/1راي شیب منفی شیخ بوده که دالویرزمینی متعلق به ایستگاه خلیفهترین افت تراز آب زبیش

غیر هاي مختلفهاي مختلف همگن ولی در ایستگاهکه روند تراز آب زیرزمینی در ماهنشان داد آزمون همگنی نتایج . باشدهمگن می

همگنی روند، کندال-مانخشکسالی، دشت اردبیل،تراز آب زیرزمینی، ، Senن گرتخمیتحلیل روند، : کلیديهاي واژه


1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... پژوه و دانشور ، دین 166

Effect of Drought on Groundwater Level in the Past Two Decades (Case study: Ardebil Plain)

F Daneshvar Vousoughi1*, Y Dinpashoh2 and M Aalami3

Received: 30 May 2010 Accepted: 24 October 2010 1 MSc student, Dept. of Water Engin., Faculty of Civil Engin., Univ. of Tabriz, Iran 2 Dept. of Water Engin., Faculty of Agric., Univ. of Tabriz, Iran 3 Dept.of Water Engin., Faculty of Civil Engin.,Univ. of Tabriz, Iran *Corresponding author: E-mail: [email protected]

Abstract

Study of changes in groundwater resources in any region is important from the view point of

planning and sustainable water management. Scientific management of water resources needs to

know the relationship of drought and groundwater level. In the present study trend analysis was

conducted on groundwater level of 32 piezometeric stations located in Ardebil plain for the

observation period of 1367-1387 using Mann-Kendall non-parametric test. Trend line slope was

estimated by Sen’ s estimator for each time series. Homogeneity of trends was tested using the Van

Belle and Hughes method. Results showed that trends of groundwater level for all stations (except

Niare-Madrase, Yengjeh-Molla-Mohammd Reza, Agche-kandi and Darvazeh Astara) were

negative. Significant negative trends 1.0<P were detected for more than 72 percent of the stations.

Results of trend line slopes revealed that in average the groundwater level of Ardebil plain declined

about 18 cm/year. The strongest decline belonged to Khalife-loo-sheikh station, which had negative

trend of 1.93 m/year. Results of homogeneity test of trends showed that trends were homogeneous

for different months and heterogeneous for various stations.

Key words: Ardebil plain, Drought, Groundwater level, Homogeneity of trend, Mann-Kendall,

Sen’s estimator, Trend analysis

مقدمه بدلیل هاي هیدرولوژیکی وجود روند در پارامتر

رولوژیکی و یاهاي هیدطبیعت بسیار پیچیده فرآیندرچه براي بررسی وجود گ. باشدتغییرات اقلیمی می

هاي هیدرولوژیک روش هاي مختلفی روند در سريت هیدرومتئورولوژیکی وجود دارد، ولیکن در مطالعا

به نظر . شودهاي ناپارامتري استفاده میاغلب از روش

هاي د که دلیل اصلی این است که آزمونرسمیه توزیع آماري آن ها هایی کتري براي سري دادهناپارام

د، شده باشنگمهاي دادهنرمال نیست و یا داراي ، عدم وجود خود هم با این حال. تر هستندمناسب

شرط استفاده دار در سري زمانی داده ها بستگی معنیهاي ناپارامتري آزمون.باشدمیها از این آزمون

ها تاکنون بسط ادهبسیاري براي تعیین روند در سري د


167 )دشت اردبیل: مطالعه موردي(تأثیر خشکسالی بر تراز آب زیر زمینی در دو دهه اخیر

-هاي ناپارامتري آزمون ماناز بین آزمون. اندشدهداده براي روش بهترین )1975 و کندال 1945مان (کندال

زو و (باشد ها میدادهدر سري یبررسی روند یکنواخت ).2003 همکاران

در زمینه روند تغییرات تراز آب زیرزمینی و ارتباط با بارش و خشکسالی مطالعات متعددي انجام شدهآن هاي گذشته روند منفی براي تراز در دهههم چنین . است

آب زیرزمینی در نقاط مختلف جهان و ایران گزارش ) 1994(گرلس و همکاران به عنوان مثال . شده است

هاي زمانی نوسانات تراز سطحی آب تحلیل سري ها آننتایج. زیرزمینی را در کشور هلند انجام دادند

اي از بخش گستردهدر کاهش تراز آب دهنده نشانب زیرزمینی، آزهکشیکه در نتیجه باشد منطقه می

رویه آن توسط کشاورزان خشکسالی و برداشت بیها گزارش دادند که با افزایش عمق آن. استبوده

، تراز آب زیرزمینی نسبت به نوسانات دسترسی به آبالعمل نشان عکس با تأخیراي بشريه و فعالیتیاقلیمهاي متغیرروابط بین ) 2004( و همکاران چن. دهدمی

آب و تراز آب زیرزمینی را در سفرهآب و هوایی. در کانادا بررسی کردندیتوبازیرزمینی در ایالت مان

و حداکثر هاي میانگین دما، از دادهبراي این کار ها آن 1900-2000ي آماري دما و بارش براي دورهحداقل

ا نشان داد که بارش و هنتایج آن. استفاده کردندبا همبستگی باالیی در این منطقه میانگین دماي ساالنه

) 2006( و رواح یجالمد. داردتراز آب زیرزمینی ساالنه رفتار نوسانات تراز آب زیرزمینی را در مناطق

حلقه چاه 6 با توجه به اطالعاتمسکونی کویت و حومهبی نوسانات ها الگوي تناوآن .مطالعه نمودندپیزومتري

و درجه حرارت هواآب زیرزمینی را به میانگین ماهانه نشان داد که تراز آب نتایج . بارش ارتباط دادند

افزون بر این، این . زیرزمینی داراي رفتار فصلی است با درجه حرارت همبستگی منفی و با بارش متغیر

تأثیر ) 2007(جان و همکاران . همبستگی مثبت دارد بارش را روي نوسانات تراز آب شدت و توزیع

ها از آن. مورد ارزیابی قرار دادندزیرزمینی در تایوان

7در مرکز تایوان و 1رهدونهاي چاه پیزومتري دادهنشان داد که نتایج. استفاده کردند باران سنجیایستگاه

پاندا و . تراز آب زیرزمینی وابستگی خطی با بارش داردهاي انسانی شکسالی و فعالیتتأثیر خ) 2007(همکاران

ایستگاه پیزومتري 1002را روي تراز آب زیرزمینی 1994-2003ایالت اوریزا در کشور هند در دوره آماري

.مطالعه نمودند )MK (2کندال-مانبا روش ناپارامتري هاي درصد از ایستگاه59 که گزارش دادندها آن

ها بعد از درصد آن51 و بارش قبل از فصل پیزومتري-زمینی را تجربه کردهتراز آب زیرفصل مذکور کاهش

خاك با ايمتعلق به سفرهرین کاهش تراز آب بیشت. اند درصد از مساحت این دشت را 80 بوده وتحکیم یافته

تراز دالیل تغییر ) 2007(لی و همکاران . باشددارا می کره در دوره آماري 3آب زیرزمینی را در شهر دائگو

آن ها تأثیر بارش، پمپاژ . ندنمود بررسی 2003-1999مترو را روي تراز آب تونل و ساخت اطراف چاه هاي نشان نتایج . ندکردمطالعه با روش مان کندال زیرزمینی

مترو بیشترین تأثیر را روي تراز آب احداث تونل داد که ) 2009( زانگ و همکاران .ه استداشتمنطقه زیرزمینی

مانی مقادیر حداقل و حداکثر تراز آب الگوي مکانی و ززیرزمینی در ناحیه دلتاي رودخانه پرل چین را با روش

. شناسایی کردند4مان کندال و روش پیش سفید کردن که در قسمت باالیی دلتا روندگزارش کردندآن ها

هاي در قسمت کاهشی وتغییرات تراز آب زیرزمینید و هازاریکا شهی. است افزایشی آنمیانی و پایینی

3 زیرزمینی را در آبروي خشکسالی اثر ) 2009( حلقه چاه در دوره 85غرب بنگالدش در ناحیه در شمال

نتایج حاکی از آن . مطالعه کردند1998-2002آماري درصد نواحی ناشی از 42است که کمبود آب در

.استخراج آب زیرزمینی براي آبیاري بوده استمربوط به روند متعددي لعات در ایران نیز مطا

هاي مختلف کشور تغییرات تراز آب زیرزمینی در دشتاز کاهش تراز این مطالعات حاکی اغلب. شده استانجام

1 Donher 2 Mann- Kendall 3 Daegu 4 Pre- whitening


جمله از .هاي مختلف ایران استآب زیرزمینی در دشتانجام شده مطالعات مختلف توان به این مطالعات می

محمدي ، بیضایی و)1380(توسط زحمتکش و همکاران ، )1382(، عزیزي )1382(پور و حبیبی ، شمسی)1382(

، چیت سازان و )1388(نجاتی جهرمی و همکاران ، جهانبخش و )1388(، یزدانی و خداقلی )1388(همکاران

.اشاره کرد) 1388(و کرمی و خطیبی ) 1388(کرمی هاي آب نوسانات سفره) 1380(زحمتکش و همکاران

10 پالیا در سمنان را براي عمق حاشیهزیرزمینی کم نتایج. بررسی نمودند1378-1379چاهک در سال آبی

نشان داد که مقدار متوسط کاهش سطح ایستابی ده که است سانتی متر 5/6 حدودچاهک در خالل یکسال

دوره یک منطقه دردهنده قرار داشتناحتماال نشان .باشدمیخشکی

شکسالی بر منابع اثر خ) 1382(بیضایی و محمدي نتایج آن . بررسی کردند دشت نیشابور راآب زیرزمینی ،که عامل اصلی افت سطح آب زیرزمینیها نشان داد . براي مصارف کشاورزي است آبرویهبرداشت بی

میزان افت تراز آب زیرزمینی در ها نشان دادند که آن مناطق مخروط افکنه نسبت به نواحی مرکزي و جنوبی

. استر کمتدشتهاي اثرات خشکسالی) 1382(ور و حبیبی پشمسی

هاي شمال یرزمینی دشتهاي زرا بر منابع آباقلیمی 17، در مقیاس ماهانه طی GISهمدان با استفاده از

نتایج . کردندمطالعه 1363-1379سال دوره آماري مرکز در فصل بهار و در شدیدترین افتنشان داد که

محل (ها مناطق حاشیه دشتافتد و دشت اتفاق می . برخوردارند کمتريافتاز ) صال دشت به ارتفاعاتات

هاي اخیر و منابع ارتباط خشکسالی)1382(عزیزي قرار بررسی مورد در دشت قزوین راآب زیرزمینی

-1380دوره آماري در هاي بارشها از دادهآن. دادنداي در مقیاس جریان رودخانههاي دادهاز و 1346

آماري هاي االنه و ماهانه بترتیب براي دورهسزمانی ها آننتایج . کردنداستفاده 1368-1377 و 1379-1344

هاي منفی بارش که تعداد ناهنجاريحاکی از آن است -هاي مثبت بوده و تأثیر فعالیتبیش از تعداد ناهنجاري

ی هاي زیرزمینهاي منفی آبهاي انسانی در ناهنجاري .بسیار چشمگیر است

راتأثیر خشکسالی) 1388(چیت سازان و همکاران بر کمیت و کیفیت منابع آب زیرزمینی دشت خویس در

مطالعه ArcGISشمال استان خوزستان را در محیط 1386-1387 نشان داد که خشکسالی سال نتایج. کردند

در پایین آمدن کیفیت و افت تراز آب زیرزمینی مؤثر -بخشترین ناحیه دشت را ها پر مخاطره آن.وده استب

هاي باالدست آبخوان و در مجاورت رودخانه کرخه .معرفی کردند

تأثیر خشکسالی ) 1388(نجاتی جهرمی و همکاران بر منابع آب زیرزمینی آبخوان دشت عقیلی واقع در

چاه پیزومتري در دوره 15 براي استان خوزستان-ها نشاننتایج آن. کردند مطالعه 1387 تا 1381آماري آبخوان است که هايود افت در بیشتر قسمتوجدهنده

غربی منطقه هاي شرق و جنوبدر این میان قسمت .ها دارند نسبت به سایر قسمتتريشرایط بحرانی

تحلیل خشکسالی ) 1388(قلی یزدانی و خدا کهدر منطقه مبار) هاي زیرزمینیآب(هیدرولوژیک

حلقه 11یزومتري هاي پلنجان در اصفهان را براي داده انجام 1375-1385آماري ده ساله چاه براي دوره

باعث را اصولی از آب برداري غیرنتایج بهره. دادند. نشان دادکاهش سطح سفره آب زیرزمینی در منطقه

و خوانایشان نتیجه گرفتند که تغذیه مناسب سفره آب از نابودي سفره در منطقهر آن باعمال مدیریت مناسب

.کندجلوگیري میارتباط خشکسالی و ) 1388(جهانبخش و کرمی

حلقه 40منابع آب زیرزمینی دشت تبریز را در خصوص 1370-1383عمیق در دوره آماري چاه عمیق و نیمهها نشان داد که تراز آب آننتایج . بررسی کردند

ده و دشت تبریز زیرزمینی دشت داراي روند منفی بو متر افت 94/3در دوره آماري مورد مطالعه در حدود

.داشته استها در تأثیر وقوع خشکسالی) 1388(کرمی و خطیبی

. ارزیابی نمودند را فت منابع آب زیرزمینی دشت سرابا-یابی وقوع خشکسالی در افت سطح آببراي ارز هاآن


و از همتغیرهاي زیرزمینی از روش رگرسیون دو . خشکسالی هواشناسی استفاده کردند برايZشاخص هاي زیرزمینی دشت سطح آبافت ها نشان دادنتایج آن

متر بوده و روند کاهشی 24/0-94/5سراب مابین هاي سبالن و هاي پایکوه آبخوان تراز آبدار درمعنی

با توجه به بررسی پیشینه . شود مشاهده میبزغوشتاکنون مطالعات جامع در که د رسبه نظر میپژوهش

رزمینی در دشت اردبیل مورد روند تغییرات تراز آب زیبنابراین، هدف اصلی این مطالعه . استانجام نشده

بررسی روند تغییرات تراز آب زیرزمینی دشت اردبیل .باشدکندال می-وش ناپارامتري مانبا ر


-ل است که در شمالطالعه دشت اردبیمنطقه مورد م این دشت در عرض .استغربی ایران واقع شده

دقیقه 27 درجه و 38 دقیقه تا 3 درجه و 38جغرافیایی 48 دقیقه تا 55 درجه و 47شمالی و طول جغرافیایی

دشت اردبیل .است دقیقه شرقی واقع شده 20درجه و مشرف بر ارتفاعات بخش غربی رشته کوه البرز

و در امتداد دامنه شرقی سبالن قرار ) ارتفاعات تالش(. باشد می کیلومتر مربع990 حدود آن مساحت .دارد

اردبیل در ایستگاه سینوپتیک متوسط بارش ساالنه ترین پرباران در این دشت.باشد میلیمتر می304حدود

ترین آن ماه مرداد باران کم و ماهاردیبهشت ماه سال 9اه سینوپتیک اردبیل تگمیانگین دماي ساالنه ایس. است

از نواحی سردسیر ایران گراد است و یکیدرجه سانتیشود، حداقل دماي ثبت شده در ایستگاه محسوب می

و متوسط گراد درجه سانتی-8/33ینوپتیک اردبیل س 1شکل . است روز در سال 130هاي یخبندان تعداد روز

.دهدموقعیت جغرافیایی دشت اردبیل را نشان می

قعیت جغرافیایی منطقه مورد مطالعه مو -1شکل

)دهد را نمایش میVTMY و اعداد روي محور عمودي VTMXcاعداد روي محورهاي افقی (

حلقه چاه در دشت 32هاي تراز آب زیرزمینی دادهو نیز 1387 تا 1367در مقیاس ماهانه از سال اردبیل -ستگاهای: شامل(جی سن ایستگاه باران5 بارشهايداده

و ) بیگلو، گیالنده و سامیانلو، آبیهاي اردبیل، خلیفه: شامل ( ایستگاه3براي هوا هاي درجه حرارتداده

تبخیر هاي تشتک و داده) بیگلو و سامیاناردبیل، آبی


بیگلو و آبی: شامل(سنجی ایستگاه تبخیر2براي زمان در مقیاس ماهانه از سا1385 تا 1367از ) سامیان

در این مطالعه روند .اخذ شدندآب استان اردبیل متري با هاي پیزوغییرات تراز آب زیرزمینی ایستگاهت

) 1975 و کندال 1945مان ()MK(آزمون ناپارامتري شرط الزم براي چون . مورد بررسی قرار گرفت

ضریب خود همبستگی نداشتن استفاده از این آزمون پارتال و کایا (هاست دار در سري زمانی دادهمعنی بنابراین در این مطالعه )2009کومار و همکاران ،2006

پس از حذف اثر خود ( اصالح شده MKاز آزمون MK2که از این به بعد با آزمون ) همبستگی مرتبه اول

هاي سريتحلیل روند در شود، براي نشان داده میها ر ادامه این روشد. زمانی مورد نظر استفاده شد

.اندح داده شدهشر )MK( کندال -روش مان

ام و ایستگاه gبراي ماه Sي در این روش آماره k 2007پاندا و همکاران (دام بشرح زیر محاسبه ش(:

nji,)sgn(1

1 1≤≤∀−= ∑ ∑

−

= +=

pXXS igkjgk

n

i

n

ijgk

[1]

اندیس سال j و i، هاي سريتعداد داده nکه در آن )و . باشدمی )θsgn بصورت زیر تابع عالمت بوده که

:شودتعیین می

−==

010001

)sgn(p

f

θθθ

θif

ifif

[2]

باشد، آماره 10 و کندال نشان دادند که وقتیمانS و داراي میانگین صفر تقریبا بطور نرمال توزیع شده

:و انحراف معیار زیر است

[ ]18

521521 ∑σ+−−+−

=

)d)(d(d)n)(n(n

kgg [3]

- می در سري زمانیهاي یکسان تعداد دادهdکه در آن S . باشد gk

پاندا و همکاران (د به صورت زیر نرمال ش2007(:

)sgn( SSS gkgkgk −=′ [4]

استاندارد شده که داراي توزیع Z یاپس آماره آزمونس است 1نرمال استاندارد با میانگین صفر و واریانس

:بشرح زیر بدست آمد

21

kgg

gkgk

SZ

=

σ

′ [5]

) α معنی داريدر سطحعدم وجود روند (فرض صفر ZZZ ه شرطی کهب gk 2/12/1 αα +−

رفتهیپذ باشد، −>> مورد درصد 10ي داری معن سطح مطالعه نیا در. شد

.گرفت قرار استفاده

)MK2(کندال اصالح شده -آزمون ماندار باشد، اول معنیخود همبستگی مرتبهاگر ضریب

که در زیر توضیح داده شده با روش پیش سفید کردن از اثر خود همبستگی ،)2009کومار و همکاران (است

هاي ابتدا سري داده براي اینکار. شدها حذفدادهسري ، به شرح زیر βجدید با توجه به شیب خط روند،

پارتال و کایا ،2009کومار و همکاران (شد محاسبه 2006.(

( )iXX ii ×β−=′ [6]

. باشدمی شمارنده سال iو شیب خط روند βکه در آن پس سري . است شرح داده شدهمت بعدقسدر این شیب

:جدید بشرح زیر بدست آمد

XrXy iii ′′′ −×−= 11 [7]

هايبه سري داده، ) (،روندمجدد جمله با افزودن :آمد، سري زیر بدست اخیر

( )iyy ii×β+= ′ [8]

.شدکندال براي سري اخیر محاسبه - مانZآماره

) تخمین گر، سن(شیب خط روند Sen شیب MKبسیار مفید در آزمون یک شاخص

رونـد شـیب شـود و آن اده می نمایش د βباشد که با میمقـدار شـیب . دهدها نشان می یکنواخت را در سري داده


سـن : (شـود مـی ستفاده از رابطه زیـر بـرآورد روند با ا :)1950 و تیل1966

]9[

ــه در آن ــده βgkک ــراي برآوردکنن ــد ب شــیب خــط رون

-مـی شـمارنده سـال j و iو ام gر ماه دام Kایستگاه د افزایــشی و رونـ دهنـده نـشان βمقـادیر مثبـت . دنباشـ

.دهنده روند کاهشی استمقادیر منفی آن نشان

آزمون همگنی روند آزمون همگنی روند بر پایه تفکیـک مجمـوع مربعـات

براي 2χ مارهاین روش از آ . بنا نهاده شده است Zآماره هـا و ، ایـستگاه )هـا فـصل (هـا تعیین همگنی روند بین ماه

و وان بـل ( کنـد کنش ماه و ایـستگاه اسـتفاده مـی برهم در ایـن روش ابتـدا جـدول ). 1998 گـان و 1984 هوقس

ه 2 مطابق شـکل Zgk کندال-آماره مان سـپس . شـد تهیـــستگاه م ــراي ای ــذکور ب ــاره م ــانگین آم ــا از رابی ــهه ط

∑=

−

•=

t

kgkg ZtZ

1

هــا اســت، تعــداد ایــستگاهt کــه در آن 1ي هـا بـراي مـاه Zچنـین میـانگین آمـاره هـم .بدست آمد از رابطه مختلف

∑=

−

•=

s

ggkk ZsZ

1

- تعـداد مـاه sکه در آن 1

میانگین کـل از آنگاه . بدست آمد است،) 12 یا(هاي سال )رابطه ) ∑ ∑

= =

−•• =

s

g

t

kgkZstZ

1 1

.محاسبه شد1

1 2 … T Zs*

1 Z12 Z12 … Z1t Z 1*

2 Z21 Z22 … Z2t Z 2* . . . . . . S Zs1 Zs2 … Zst Zs*

Z*k Z*1 Z*2 … Z*s Z**

کندال در مطالعه همگنی روند به روش - مانZ دیاگرام -2شکل

هوقسوان بل و طح عدم وجود روند در س (هاي صفر فرضدر این روش

: مورد آزمون واقع شدزیر )αداريمعنی

؟همگن استها آیا روند بین ماه -1τττ ••• === s:H L210

؟همگن استها آیا روند بین ایستگاه -2 τττ ••• === t:H L210

؟همگن استآیابرهم کنش روند بین ایستگاه و ماه -3

tkggkH tancos:0 =−−−

•••• ττττ ؟روند همگن استکلی در حالت آیا -4

ــرض ــاي ف ــود ه ــدم وج ــه ع ــه منزل صــفر ب دار بــراي مــاه مشخــصی در یــک ایــستگاه رونــد معنــی

مثـــال فـــرض صـــفر اســـت، بـــه عنـــوان خـــاص ∑ ∑=

g kgkgk ZH 2

0 ,0:τ ــع χاز توزی ــا 2 درجــه ببـراي آزمـون ایـن مطالعـه در .کنـد تبعیت مـی stآزادي

χهـاي هـاي صـفر آمـاره فرضدرستی یا نادرستی و 2کدام بشرح زیر محاسـبه و بـا مقـادیر درجات آزادي هر

χنظیر جدول :شدند مقایسه αداري در سطح معنی2∑ کمیت -1 ∑

=

=

=

=

=12

1 1

22

,

s

g

tk

kgksttotal Zχ ي رجه آزاد با دst که در

.ست ااه تعداد ایستگاهtها و تعداد ماهsآن

)کمیت -2 )12 22

hom , 11 1

s k t

gkogeneity stg k

Z Zχ= =

••−= =

= −∑ اب∑ .st-1 درجه آزادي

)کمیت -3 )12 22

, 11

s

gseason sg

t Z Zχ=

• ••−=

= درجه با∑− . s-1آزادي

)کمیت -4 )322 2

, 11

t

ksite tk

s Z Zχ=

• ••−=

= درجه آزادي با∑−t-1. 5-( )∑ ∑

=

=

=

=••••−−−

−−−=12

1

32

1

22

)1)(1(,

s

g

k

kgkgkstseasonsite ZZZZχبا و (s-1)(t-1) درجه آزادي

6-Zst,trend

22

1 ••=χ1آزادي درجهبا.

فوق هر شش قسمت هاي محاسبه شده در کمیتاگر χ بزرگتر از مقدار متناظر مستخرج از جدول در ( 2

فرض همگنی روند مربوطه ، باشد)α داريسطح معنی .دشمیرد

دشفاده است صفر مراحل زیر براي آزمون فرض :)2007پاندا و همکاران (

1390سال / 4 شماره 21جلد / نشریه دانش آب و خاك .... پژوه و دانشور ، دین 172 اشاره شده در مرحله قبل هاي صفرتحت فرض -1

ها ایستگاه روند بینبراي آزمون همگنی هاي الزمکمیتχ 2

siteχ ها ماه بین، همگنی

2

season -همگنی ایستگاه و

χماه 2

seasonsite − .شودمیمحاسبه

و برهم کنش ها، ماهها ایستگاه روند بیناگر همگنی -2 روند همگنی آزمونآنگاهدار نباشد، ماه معنی-ایستگاه

χ کمیتکلی با استفاده از 2

trend .دشومیانجام

در بین همگن، اما ها غیرایستگاهروند در بین اگر -3 روند تنها براين همگنی آزموآنگاه ،همگن باشد هاماه

2)2,1,,( کمیتازبا استفاده ها ایستگاه tks Z k L=•

0:0صفر که تحت فرض شود، انجام می =

•τ kH χ توزیع داراي .باشد می2

- ایستگاه در بینهمگن اماها غیر ماه روند در بیناگر -4 با آزمون روند تنها براي ماه آنگاه .ها همگن باشدs,,,g(t(محاسبه کمیت Z g L212 =•

، که شود میانجام0:0 صفر تحت فرض =

•τ gH توزیعداراي χ 2 .باشدمی

ایستگاه ها هم در بینها وماه روند هم در بین اگر-5 دار فصل معنی وهمگن باشد یا برهم کنش ایستگاهنا

ماه به تنهایی - روند ایستگاه آزمون همگنیباشد، پسبراي این کار تنها الزم است براي هر . شودانجام می

Zایستگاه و ماه کمیت gk ,(g=1,2,…,s; k=1,2,…, t)

صفر فرض. شود آزمایش می آنداري معنیمحاسبه و پذیرفته می α داريعدم وجود روند در سطح معنی

ZZZ اگر شود gk 2/2/ αα .باشد−>>

آزمون همگنی وان بل و هوقس توسط پارتال و کایا در ) 2007(و پاندا و همکاران ) 1998(، گان )2006(

. فاده واقع شده است مورد استمطالعات مشابه

و بحثنتایجکندال را در -مان Zآماره مقادیر1جدول

آب زیرزمینی دشت اردبیل نشان ترازمتغیرخصوص وان استنباط کرد تبطوریکه از این جدول می. دهدمی

هاي زمانی تراز آب زیرزمینی که مجموع تعداد سريدیر نظیر با داراي روند نزولی هستند خیلی بیشتر از مقا

با ها افزون بر این غالب سري. باشد صعودي میروند

نتایج نشان . دار بودندمعنی% 1روند منفی نیز در سطح سري زمانی داراي روند منفی معنی 303داد که تعداد

هاي با روند صعودي ، در حالیکه تعداد سريدار بودند-هاي قرهایستگاه. باشدمی سري 14معنی دار فقط

-حسنلو آقاباقر، سهلو شیخ، اراضی قرهنلو، خلیفهحسیل آباد شدیدترین روند منفی مرنی و اراضی خل راهیها بترتیب این ایستگاه. را دارا بودند) =α%1(دار معنی

، -7/5، -78/5، -58/5کندال معادل - مانZداراي آماره ها از رقم بودند که چون قدرمطلق آن-4/5 و -5/5

باشد، بمراتب بیشتر می) α%=1براي ( 33/2بحرانی دار معنی احتمال% 1 روند نزولی در سطح بنابراین

چنین در کل دشت اردبیل هم. شوندمحسوب میدار معنی روند منفی ماه اردیبهشت) ایستگاه32میانگین (

د اختصاص را به خو) =Z-236/3( احتمال% 1در سطح ن ماه بجز در ای. دار استداده است که بسیار معنی

هاي دروازه آستارا، ینگجه ملامحمدرضا و ایستگاهداري ها روند نزولی معنیکندي بقیه ایستگاهآغچه

راي بZمیانگین آماره . داشتند%) 10حداقل در سطح (هاي سال منفی و در کل دشت اردبیل براي تمام ماه

Zمطلق مقادیر قدر. دار بود درصد معنی1ح سط g•

% 1داري تمام دوازده ماه سال در سطح معنیبراي χاز رقم احتمال

با این . بزرگتر است) 33/2(بحرانی 2شهریور ماه بهار و مربوط به فصلحال سه ماه

Zبیشترین مقدار آماره g•. دان را به خود اختصاص داده

نیز داراي روند منفی نزولی هابا این وصف این ماهZکمترین مقدار آماره . بودند) P>1.0(دار معنی g•

•Zg =-73/2نیز متعلق به ماه اسفند بود که مقدار

را دار معنی احتمال% 1سطح ود اختصاص داده و در به ختوان نتیجه گرفت که تراز سطح به این ترتیب می. است

ي اخیر ردبیل در تمام طول سال در دو دههآب دشت ا . بوده است) P>1.0(دار در سطح دچار افت معنی

Zبا توجه به مقادیر (ها میانگین روند براي ماه k• (

دار معنیو منفی ) ایستگاه7بجز (ها گاهدر غالب ایستها ایستگاه 7این ). 1جدول (بود) احتمال%10در سطح(

مرغداري، روبروي عبارتند از دروازه آستارا، صومعه


یخ کندي، کلخوران شمحمدرضا، نوشنق، آغچهمالینگجهZمطلق کمیت قدرچون. و علی بالغی k•

این هفت) درصد10داري معنیسطح (645/1 از رقم ایستگاه

ها غیر پس روند نزولی این ایستگاهباشد،کوچکتر می .باشنددار میمعنی

تراز آب زیرزمینی بررسی روند متغیرعالوه بر خیر و میانگین درجه حرارت هوا ب بارش، تمتغیربراي

لو، بیگلو، خلیفه اردبیل، آبیمانندها ایستگاهدر برخی. گیالنده و سامیان در دوره آماري مشابه نیز انجام شد

هانه در غالب نتایج حاکی از آن است که در مقیاس ماخصوص در. دار استروند معنیها، بارش فاقد ایستگاهج حاکی از آن است که درجه حرارت هوا نتایمتغیر

ها ایستگاه درجه حرارت ماه از سال روند6تقریبا در در مقیاس فصلی و ساالنه نیز. دار استو معنیمثبت

ها اکثر فصلها در ایستگاهتمام در درجه حرارت هوا . داشتند% 10 احتمالداري در سطح معنیو بت روند مث

سامیان بیگلو و ایستگاه تبخیرسنجی آبی2در میان ها تشت در مقیاس ماهانه در اکثر ماه تبخیر از متغیر

به این . دار از خود نشان دادند غیر معنیروند مثبتار تراز آب دتوان نتیجه گرفت که افت معنی میترتیب

هاي سال براي دشت اردبیل زیرزمینی در تمام ماه بلکه به علت ناشی از خشکسالی یا کاهش بارش نبوده

رت و نیاز آبی گیاهان، دار درجه حراعنیافزایش معمیق و هاي عمیق، نیمهرویه آب از چاهبرداشت بی

موجب کاهش تراز آب زیرزمینی در باشد که میدستیبه عبارت دیگر پایین رفتن تراز . دشت اردبیل شده است

آب زیرزمینی در دوره آماري مورد بررسی به -لول استفاده بیانی ندارد بلکه معخشکسالی ارتباط چند .اشدبآبدار دشت اردبیل می رویه از منابع آبی سفره

کاهش در تراز آب ) 1994(گرلس و همکاران رویه کشاورزان زیرزمینی هلند را ناشی از برداشت بی

) 2009(زانگ و همکاران . و خشکسالی گزارش کردندنیز براي تراز آب زیرزمینی حوضه رودخانه پرل چین

. ید را براي قسمت باالیی دلتا بیان کردندکاهش شدافت تراز آب زیرزمینی در ) 2009(شهید و هازاریکا

غرب بنگالدش را ناشی از استخراج گسترده ناحیه شمال

در ایران نیز، بیضایی و . از این منابع معرفی کردندکاهش در تراز آب زیرزمینی دشت ) 1382(محمدي

رویه آب براي مصارف نیشابور را ناشی از برداشت بینیز ) 1388( یزدانی و خداقلی .کشاورزي گزارش کردند

اصولی در منطقه مبارکه لنجان اصفهان برداري غیربهره .را عامل کاهش در تراز آب زیرزمینی گزارش کردند

متغیر مقادیر شیب خط روند را در مورد 2جدول ریکه دهد بطو آب زیرزمینی دشت اردبیل نشان میتراز

ها مابین میانه شیبتوان استنباط کرداز این جدول می متر در سال -19/0 متر در سال در ماه خرداد و -14/0

به این ترتیب . کندبهمن نوسان میهاي آذر و در ماهتوان نتیجه گرفت که در شرایط فعلی سطح ایستابی می

متر در هر 9/1داکثر متر تا ح4/1در دشت اردبیل بین هایی با روند منفی ایستگاه در بین .یابدکاهش میدهه بیشترین روند منفی ) احتمال%10در سطح (دار معنی

لوشیخ با شیب یستگاه خلیفهماه و در امربوط به آذرترین روند مثبت نیز بیش. باشد متر در سال می-93/1

+ 23/0درسه با شیب ماه در ایستگاه نیارممربوط به آذرایستگاه الزم به ذکر است که.اشدبمتر در سال می

مرکز دشت اردبیل و ایستگاه لو در قسمتخلیفه . مدرسه در غرب این دشت قرار داردنیار نمودار باکس و ویسکر شیب خط روند 3شکل

هاي ب زیرزمینی دشت اردبیل را در ماهتغییرات تراز آن نمودار خط موجود در در ای. دهدمختلف نشان می

. دهدها میانه شیب خط روند را نشان میتطیلوسط مس و 25نده صدك دهقسمت پایین هر مستطیل نشان

انتهاي . است95صدك دهندهقسمت باالي آن نشانخطوط قائم در قسمت پایین حداقل شیب خط روند مشاهده شد، و قسمت فوقانی آن حداکثر شیب را نشان

ستنباط کرد توان امینیز بطوریکه از این شکل . می دهد در هاي خط روند تغییرات تراز آب زیرزمینیشیبمیانه

متر در -19/0 و -14/0بین هاي سال منفی و ماتمام ماهدیگر در دشت اردبیل به به عبارت. کندسال تغییر می

4/1طور متوسط تراز سطح ایستابی در هر ده سال بین نبهمهاي آذر و متر در ماه9/1متر در ماه خرداد تا


1387 تا 1367 نمودار باکس و ویسکر شیب خط روند تغییرات تراز آب زیرزمینی دشت اردبیل از سال -3شکل

هاي حداقل شیب مشاهده شده در ماه. کندپیدا میکاهش

متر در سال و حداکثر شیب -9/1 و -7/1مختلف بین در . باشد متر در سال می2/0 حدود مشاهده شده در

کمتر از فاصله 95ها فاصله میانه تا صدك تمام ماهدهد که این نشان می. است5 تا صدك میانهنظیر

ها اي مربوط به شیب خط روند ایستگاههواریانس دادهکه باالتر از رقم میانه هستند کمتر از مقدار متناظر در

هایی که ستگاه بهتر ایبه عبارت. میانه است رقم پایینالتر از رقم میانه است داراي شیب خط روند آن ها با

هایی که دیک بهم هستند در حالیکه ایستگاههاي نزشیبتر از رقم میانه است داراي ها پایینشیب خط روند آن

این . و دور از هم هستندمتفاوت روند هايشیبخصوص فاصله بین حداقل رقم مشاهده موضوع درطول خط قائم در قسمت (25ه و صدك شده در منطقو فاصله نظیر بین حداکثر رقم مشاهده ) زیر مستطیل

طول خط قائم در قسمت (75شده در منطقه و صدك توان میدر حالت کلی . صادق است) باالي مستطیل

هاي پیزومتري گرفت که تقریبا در تمام ایستگاهنتیجه ل مشهود هاي سا تمام ماهدشت افت سطح ایستابی در

رویه آب با روال گذشته در آینده اگر برداشت بی. استنیز ادامه پیدا کند بدون شک سفره آبدار زیرزمینی در دشت اردبیل به سمت نابودي پیش خواهد رفت و منطقه

.از نظر اقتصادي و اجتماعی دچار تنش خواهد شد

نتایج آزمون همگنی روند را براي 3جدول بطوریکه . دهدشت اردبیل نشان میتراز آب زیرزمینی د

χ شود مقداراز این جدول استنباط می محاسباتی 2χ=08/10(ها براي ماه 2

seasonکمتر از مقدار نظیر )

χ جدول نابراین ب. است11با درجه آزادي ) 68/19 (2ها از نظر داشتن روند ماهتوان نتیجه گرفت که می

-سطح ایستابی از همگنی کامل در سطح معنیتغییرات درصد بر خوردارند و مفهوم آن این است که 5داري

در خصوص تراز هاي سالروند منفی در تمام ماههاي پیزومتري دشت اردبیل سطح ایستابی ایستگاه

تراز سطح همگنی مکانینتایج آزمون . حاکم استχایستابی دشت اردبیل نشان داد که چون محاسبه 2

χ بزرگتر از) 1545معادل (ها شده براي ایستگاه 2 -می) 97/44معادل (31متناظر جدول با درجه آزادي

ر روند تغییرات سطح ها از نظایستگاهبنابراین، . باشدباشد درصد همگن نمی5داري ایستابی در سطح معنی

چون روند در بین ایستگاه غیر همگن ولی در ). 3جدول ( باشد، بنابراین محاسبه آمارهها همگن میبین ماه

)32,,2,1(2L=

•ks Z k

طور جداگانه براي هر ایستگاه به-ایستگاه( ایستگاه 3 بجز کهانجام شد و نتایج نشان داد ) کنديمحمدرضا، آغچه المهاي دروازه آستارا، ینگجه

ها روند تغییرات تراز آب زیرزمینی در در بقیه ایستگاه .باشدهاي مختلف غیرهمگن میماه


)1367-1387( تراز آب زیرزمینی دشت اردبیل متغیر نتایج آزمون همگنی براي -3جدول

باتیمحاس درجه آزادي χ2 χجدول

2 منبع داريمعنی

384 80/5133 43/339 دارمعنی χ2 total

383 74/1730 48/338 دارمعنی χ2homog

11 08/10 68/19 دارغیر معنی χ2season

31 07/1545 97/44 دارمعنی χ2site

341 81/13787 05/299 دارمعنی χ2 site - season

1 06/3403 84/3 دارمعنی χ2tremd

نتیجه گیريدر این مطالعه روند تغییرات تراز آب زیرزمینی در

در منطقه دشت اردبیل در خالل مقیاس زمانی ماهانه هاي با استفاده از آزمون1367-1387ي هاسال

ستگی مبز حذف اثر خود هکندال پس ا-ناپارامتري مان. ها مورد بررسی قرار گرفتهاز سري داد مرتبه اول

ها با روش نین شیب روند براي تمام سري دادهچهمه تراز نتایج نشان دادند ک. تعیین گردیدSenتخمین گر

این منطقه داراي روند هايآب زیرزمینی اغلب ایستگاهدار در ی معنیبیشترین روند منف. باشددار میمنفی معنی

شدیدترین روند منفی با . شدماه اردیبهشت مشاهدهشیخ لو مربوط به ایستگاه خلیفه-78/5دل معاZآماره

ایستگاه 32در بین . باشددر شرق دشت اردبیل میی مورد مطالعه، بجز گیري تراز آب زیرزمیناندازه

-همه ایستگاه ها روند منفی معنیمدرسه ایستگاه نیار روند نتایج نشان داد که. اند را تجربه کردهداري

باشد دار می بارندگی در دشت اردبیل غیر معنیتغییرات. مثبت بودبا این حال روند تغییرات درجه حرارت هوا

توان نتیجه گرفت که پایین رفتن تراز به این ترتیب میهاي دشت اردبیل معلول کاهش بارندگی چاهسطح آب

هاي آب رویه آب از چاهاشت بینبوده بلکه به برد-نتایج نشان داد که در تمام ماه. ارتباط داردزیرزمینی

ات تراز آب زیرزمینی در سطح هاي سال روند تغییرباشد ولیکن این موضوع همگن می% 5داري معنی

چون پایین رفتن . ها صحت ندارددرخصوص ایستگاه

د باشزیرزمینی معلول کاهش بارندگی نمیتراز آب هاي لی از چاهبرداري غیراصوتوان بهرهبنابراین، می

حفر شده در دشت اردبیل را عامل افت تراز آب ویه راگر برداشت بیدر نتیجه . زیرزمینی معرفی کرد

همین ترتیب ادامه یابد بدون شک در آینده عواقب آب بهنامطلوب در مورد منابع آب زیرزمینی دشت اردبیل و

هاي اجتماعی، اقتصادي و سیاسی در به تبع آن بحران تغذیه مصنوعی سفره آب .اتفاق خواهد افتادمنطقه

زیرزمینی دشت اردبیل و تجدید نظر در میزان بهره برداري از آب زیرزمینی آبخوان مربوطه، افزایش

آب می راندمان آبیاري، پوشش انهار و صرفه جویی دررویه سطح آب دشت اردبیل تواند تا حدودي از افت بی

.جلوگیري کند


ستفادهمنابع مورد ا

پایان نامه .رنیشابو دشت زمینی زیر آب منابع بر اخیر هايخشکسالی اثرات بررسی .1382، ح محمدي بیضایی ع و . دانشگاه تهرانجغرافیا، دانشکده ،کارشناسی ارشد جغرافیایی طبیعی

هایی طرح تحقیقاتی، ارتباط خشکسالی و منابع آب زیرزمینی دشت تبریز، گزارش ن. 1388 جهانبخش س و کرمی ف، .دانشگاه تبریز

، تاثیر خشکسالی بر کمیت و 1388چیت سازان م، میرزایی ي، محمدي بهزاد ح م، شبان م، غفاري ح ر و موسوي م، دومین همایش ملی اثرات خشکسالی و .558 تا 551هاي هصفح. کیفیت منابع آب هاي زیرزمینی دشت خویس

.اصفهان اردیبهشت،راهکارهاي مدیریت آن،

مطالعه نوسانات سفره هاي آب زیرزمینی کم عمق حاشیه پالیا . 1380زحمتکش ق ا، علوي پناه ك و زهتابیان غ ر، .30 تا 15صفحه هاي . 2مجله بیابان، جلد ششم، شماره . مطالعه مورد سمنان

نی مطالعه موردي دشت هاي ارزیابی اثرات خشکسالی ها بر منابع آب هاي زیرزمی. 1382شمسی پور ع ا و حبیبی ك، .130 تا 115 صفحات . 45، شماره 35پژوهش هاي جغرافیایی دوره . شمال همدان

مجله پژوهشهاي جغرافیایی، شماره . ارتباط خشکسالی هاي اخیر و مابع آب زیرزمینی در دشت قزوین. 1382، عزیزي ق .143 تا 131 صفحه هاي .چهل و ششم

تآثیر خشکسالی در افت منابع آب زیرزمینی دشت سراب، گزارش نهایی طرح . 1388 کرمی ف و بیاتی خطیبی م، .تحقیقاتی، دانشگاه تبریز

. بهبهان با نگاهی به خشکسالی اخیردشت ایستابی بررسی نوسانات سطح.1388 ،م ح و باقرزاده س کالنتري ن، رحیمی . اصفهاناردیبهشت، هاي مدیریت آن، دومین همایش ملی اثرات خشکسالی و راهکار. 30 تا 23هاي صفحه

. ثیر خشکسالی بر منابع آب زیر زمینی دشت عقیلیتأ. 1388نجاتی جهرمی ز، چیت سازان م، میرزایی ي و عبودي ط، . اصفهاناردیبهشت، دومین همایش ملی اثرات خشکسالی و راهکارهاي مدیریت آن، . 109 تا 102هاي صفحه

هاي صفحه. در منطقه مبارکه لنجان) آب هاي زیرزمینی(تحلیل خشکسالی هیدرولوژیک . 1388یزدانی م ح و خدا قلی م، .اصفهاناردیبهشت، همایش ملی اثرات خشکسالی و راهکارهاي مدیریت آن، دومین . 997 تا 990

Almedeij J and Al-Ruwaih F, 2006. Periodic behavior of groundwater level fluctuations in residential areas. Journal of Hydrology 328: 677-684.

Chen Z, Grasby S and Osadetz KG, 2004. Relation between climate variability and groundwater level in the upper carbonate aquifer, south Manitoba, Canada. Journal of Hydrology 290: 43-62.

Gan TY, 1998, Hydro climatic trends and possible climatic warming in the Canadian Prairies. Water Resour 34: 3009-3015.


Gehrels JC, van Geer FC and de Vries JJ, 1994. Decomposition of groundwater level fluctuations using transfer modelling in an area with shallow to deep unsaturated zones. Journal of Hydrology 157: 105-138.

Jan C-D, Chen T-H and Lo W-C, 2007. Effects of rainfall intensity and distribution on groundwater level fluctuations. Journal of Hydrology 332: 348-360.

Kendall MG, 1975. Rank Correlation Measures. Charles Griffin Inc. London.

Kumar S, Merwade V, Kam J and Thurner K, 2009. Streamflow trends in Indiana: Effects of long term persistence, precipitation and sub surface drains. Journal of Hydrology 374: 171-183.

Lee JY, Yi MJ, Moon SH, Cho M, Won JH, Ahn KH and Lee JM, 2007. Causes of the changes in groundwater levels at Daegu, Korea: the effect of subway excavations. Bull Eng Geol Environ 66: 251-258.

Mann HB, 1945. Non-parametric test against trend. Econometrica 13:245-259.

Panda K, Mishra A, Jena SK, James BK and Kumar A, 2007. The influence of drought and anthropogenic effects on groundwater levels in Orissa, India. Journal of Hydrology 343: 140-153.

Partal T and Kahya E, 2006. Trend analysis in Turkish precipitation data, Hydrol Process 20: 2011-2026.

Sen Pk, 1966. Estimates of the regression coefficients based on Kendall’s tau. Journal of the American Statistical Association 63: 1379-1389.

Shahid S and Hazarika MK, 2009. Groundwater drought in the northwestern districts of Bangladesh, Water Resour Manag 24:1989-2006.

Theil H, 1950. A rank invariant method of linear and Polynomial regression analysis, Part3. Netherlands Akademic van Wettenschappen, Proceedings, 53: 1379-1412.

Van Belle G and Hughes JP, 1984. Nonparametric tests for trend in water quality. Water Resour. 20: 127-136.

Xu ZX, Takeuchi K and Ishidaira H, 2003. Monotonic trend and step changes in Japanese precipitation. Journal of Hydrology 279: 144-150.

Zhang W, Yan Y, Zheng J, Li L, Dong X and Cai H, 2009. Temporal and spatial variability of annual extreme water level in the Pearl River Delta region, China. Journal of the Global and Planetary Change 69: 35-47.

أ

مقاله و شرایط پذیرش راهنماي تهیه

پژوهـشی در زمینـه وهـاي علمـی مقالـه آب و خاكمجله دانش :پذیردبا رعایت موارد زیر می راوابسته به خاك و آب علوم

شرایط پذیرش -1 یـا یچ مجلـه هـ در کـه شود اي براي چاپ پذیرفته می مقاله -1-1

.باشدارسال نشده براي چاپ زمان همو یا نشده منتشر نشریه در یک صفحه جداگانـه کـه بـه نگارندگان رتیب اسامی ت -1-2

، بـا مـشخص کـردن مـسئول مکاتبـه رسیده اسـت آنانامضاي ــ مــسئولیت.ضــمیمه شــود ــه ب ــدرج در مقال ــب من ــده همطال عه

.استآن رندگان گانمحترم حق رد، داوران توجه به نظر ضمن ت تحریریه ئهی -1-3

. را داردلهش مقاو یا ویرای قبول عودت داده نخواهـد ، اصل مقاله ارسال شده به دفتر مجله -1-4 . شد

نحوه نگارش و تدوین -2 موارد کلی-2-1به صـورت صفحه 10و حد اکثر در A4مقاله در کاغذ -2-1-1از بـاال ( و حاشـیه متـر فاصله سطور یک سـانتی با ی ستون تک

تـورفتگی بـه و ) متـر انتی سـ 5/1، چـپ 5/2، راست 2ایین پ ،5/3 و به صورت فایل باشدهافاصله پنج حرف در شروع پاراگراف

(Word 2003)فایـل عـالوه بـر همچنـین الزم اسـت . گـردد تهیه هـا هـا و شـکل جدولفایل اصلی و مقاله مشخصات فایل مقاله،

مقالـه از . جداگانه ضـمیمه شـوند که قابل اصالح باشند به طور [email protected]بـه آدرس کترونیکـی پـست ال طریق

.ارسال گرددشـود هنگـام ارسـال از نویسندگان محترم درخواست می :توجه .سه نفر داور نیز معرفی نمایندمقاله

تایپ شده و اندازه قلـم بـه شـرح B Yagutقلم مقاله با -2-1-2 : ودزیر خواهد ب

) پررنگ( براي عنوان مقاله 14 و متن مقاله ) پررنگ(هاي فرعی براي عنوان12 ، اسامی) پررنگ(ها ها و شکل براي عنوان جدول11 ،هاي کلیدينویسندگان مقاله، منابع مورد استفاده و واژه . قیپاور و هاها و شکلها و اعداد داخل جدولبراي کلمه 10 Times با قلمانگلیسی يهاها و جمله حروف، کلمههی کل-2-1-3

New Romanده و اندازه قلم آنها دو شـماره کمتـر از نوشته ش . باشد در متنکلمات فارسی

خارجی در متن مقاله، به استثناي اسـامی واژههر نوع -2-1-4معادل انگلیـسی آن بـه صـورت علمی، به فارسی نوشته شده و

نویـسندگان منـابع هـاي نـام .شودنوشته )Footnote (یسزیرنو بـدون زیرنـویس بـه زبـان فارسـی و زی ن خارجی در متن مقاله

.دنشو مینوشتهسـی و رهـاي فا چکیـده ی در مـتن مقالـه، مـ عل هـاي نام -2-1-5

اي کلیـدي و منـابع مـورد اسـتفاده بـا حـروف هـ انگلیسی، واژه .شوندایتالیک تایپ می

هـا در زیـر آنهـا شـکل نا در باال و عنو ها جدول ناعنو -2-1-6بدون استفاده از پارانتز و بعد از شـماره مسلـسل و خـط تیـره

هـا و شـکل ها جدول عنوان .گرددیشده و به نقطه ختم م نوشته . کامل و گویا باشدستیبایم

،در متن به آن بالفاصله پس از ارجاع هر جدول یا شکل :توجه .آورده شود

-بیندر سیستم ا متغیرههايواحدها، ها و شکل در جدول :توجه . نوشته شود)در داخل پارانتز ( و به انگلیسی)SI(المللی

مانند نمودار، تصویر، عکس، نقـشه ییهاناعنو ي به جا -2-1-7هـا نـام متغیرهـا و در شـکل . شود استفاده "شکل" واژه از... و

بان فارسـی نوشـته به ز هر دو محور افقی و عمودي هايعنواندو محور عمودي و افقـی بـه صـورت خـط الزم است هر .شود

هـا بـدون چـارچوب و زمینـه شکلدر ضمن .چینباشد نه نقطه .نمونه یک شکل مناسب در زیر آورده شده است. باشند

j

ihi i hi

ghfg

f

ede de

cd

de

c

abb

a a

1

3

5

7

9

11

0 5 10 15 20 25 30روزهاي پس از غرقاب شدن خاك

( mg/

kgب (

جذبل

قانزنگم

شاهد(30g/kg) کود دامی(30g/kg) لجن فاضالب

جذب خـاك پـس از غرقـاب در تیمارهـاي تغییرات منگنز قابل -1شکل .مختلف

عمودي رسم شده و يهافاده از خط است بدون هاجدول -2-1-8 یـا واحـدها هـا ناافقی نیز فقـط بـراي جـدا کـردن عنـو يهاخط

مناسـب در زیـر آورده شـده جـدول نمونـه یـک .استفاده شوند .است


ب

هاي خاك مورد مطالعه برخی ویژگی-1جدول گروه پتاسیم فسفر

بافت ماده آلی

(%) pH

)1:1( ECe

(dS/m) (mg/kg) 6/89 8/9 11/0 63/7 11/0 یشن

در مـتن مقالـه بـدون درج ها و شکل هاارجاع به جدول -2-1-9

که شماره آنهـا در آخـر جملـه و بـه مگر این ،انجام شود پارانتز :مثال. جدول و شکل ذکر گرددواژههمراه

. دهدرا نشان میدو متغیر خطی رابطه 2شکل - .)2 شکل(رابطه دو متغیر خطی است -

در )دار بودنهردر صورت شما( هاشماره کلیه فرمول -2-1-10 .داخل کروشه درج گردد

بــا اولــین کلمــه،)Footnote (انگلیــسیزیرنــویس در -2-1-11 .شود ف بزرگ شروعرحو سـال نویسنده نام روش درج منابع در متن مقاله با -2-1-12

دگی انوا در ایـن روش سـال انتـشار بعـد از نـام خـ .شود انجامگان بیش از نداگر تعداد نویس. آیدمینویسندگان در داخل پارانتز

و"دو نفر باشد، ابتدا نام خانوادگی نویسنده اول و سپس عبارت منبـع مـورد اسـتفاده در کـه یدر صورت . شودقید می "همکاران

نــام خــانوادگی ،ان جملــه و در داخــل پــارانتز آورده شــودیــپا و یابتـدا منـابع فارسـ (ار منبـع برحسب سال انتـش سندگانینو

تمـام منـابع . شـود نوشـته مـی یبه فارسـ ) یسپس منابع خارج درج در بخش منابع مورد استفاده نیـز ستیبایممندرج در متن

.دنشو : مثال

با استفاده از روش مونت کارلو، ) 1975(هال و دراکوپ - کیل عملکرد ی تحلي برايان ورودی جريهادروگرافیه .م کردندی را ترسی مخزن آبرسان

،عیاز اندازه ژنوم متوسط، رشد سرکالیفرنیایی صنوبر - از يا به دامنهی و امکان دسترسيورز دستیسهولت نسب استتلر و برادشاو ( برخوردار است یکی ژنتيزارهاب ا .)2004توسکان و همکاران ، 1996

شـامل نـام خـانوادگی و نـام ات مقالـه برگ مشخص -2-1-13رنده یا نگارندگان مقاله، مرتبه علمی، محـل خـدمت و نـشانی انگسی و انگلیسی به همراه شماره تلفن، بـه ر به هر دو زبان فا آنها

و آدرس پست الکترونیکی به دفتر مجله ارسال ویژه تلفن همراه .شود

از آوردن )در مـتن اصـلی مقالـه (در زیـر عنـوان مقالـه :توجه .گردداسامی و مشخصات نگارندگان خودداري

هاي مختلف مقاله و نحوه تدوین آنهاترتیب بخش -2-2خالصه، روان و گویاي محتوي به صورت ان مقالهو عن-2-2-1

آوردن اسـامی . کلمـه تنظـیم شـود 20ثر در کمقاله بوده و حـدا وري ر ضـ یعمـوم ن نـام داشت تدر صور علمی موجودات زنده

در هـاي شـیمیایی نیـز اختصاري و فرمول يهامتاز عال . ستنیبـردن کلمـاتی ماننـد را بـه کـ ،همچنـین . شودنـ عنـوان اسـتفاده

. گرددنمی توصیه در ابتداي عنوان"بررسی" و "مطالعه"- در یک پاراگراف تهیه شده و مجموعـه چکیده فارسی -2-2-2هاي یافته، هاشرو ،هاهدف فشرده و گویا از مقاله با تاکید بر اي

کلمـه 250 حـداکثر در چکیـده . بنـدي اسـت پژوهش و جمـع مهم ز ارجـاع بـه منـابع، شـماره شـکل و ادر این بخش .دگرد نظیمت

بهتــر اســت از همچنــین، . اجتنــاب شــود یــا زیرنــویسو جــدول) استاندارد يهاعالمتبه جز ( اختصاري يهامت و عال هالهمعاد

می علمـی و ار صورت عدم ذکـر اسـ د. دنگرددر چکیده استفاده چکیـده درج در را آنهـا تـوان یم ،در عنوان هاي شیمیایی لوفرم .دکربـه صـورت و کلمـه هفتثر در ک حدا هاي کلیدي واژه -2-2-3

بالفاصله بعد از )انگلیسی و سپس سیرفاهاي ابتدا واژه (الفبایی .نوشته شوند یفارس چکیده

پـژوهش، سـوابق کـار و شامل طـرح موضـوع مقدمه -2-2-4 در آخـر آن علمی مرتبط با موضوع پژوهش بوده و بعامرور من

.ذکر گرددهدف از پژوهش به طور گویا در برگیرنـده ستیبایم هامواد و روش -5 -2-2

-د، ابـزار کـار، روش شرح موا هاي محل اجراي آزمایش، ویژگیایشی هاي آزمطرح اري وهاي آم از جمله روش هاي به کار رفته

پــژوهش دری کــه یهــا روشحیتوضــ از ، در ایــن بخــش.دنباشــ بهتر ،عالوه براین. استفاده نشده است، خودداري گردد موردنظر

ي متداول اجتناب و بـه ذکـر منـابع هال روش ماست از شرح کا روش .آنهـا اکتفـا شـود مورد استفاده و تغییرات انجام یافته در

سـایر تـا و روشـن باشـد واضح ی به حد کاف ستیبایمکار نیز .بتوانند آن را تکرار نماینداز ینپژوهشگران در صورت

حاصـل از پـژوهش هايیافته مشتمل بر و بحث یجا نت -2-2-6گیـري کلـی و نتیجه لدبه صورت متن، جدول و شکل، بحث مست

هاي یا ذکر مواد و روش در این بخش از تکرار و.آخر است درداراي زمان هم نباید هاها و جدول شکل. ددانجام یافته اجتناب گر

ز یـ نها و شکل هایات جدول ئ از شرح جز .اطالعات تکراري باشند

ت

نتایج .تفا گردد کنها ا آخودداري شده و فقط به آوردن نکات مهم هاي آماري بهتر است به صورت جدول یا شـکل تجزیه و تحلیل

مناسـب يهـا عالمت با نیز دارهاي معنی منعکس شده و اختالف .دنمشخص شو

هـا و ش، ذکـر علـت ی آزمـا يهال داده ی شامل تحل بحث. باشدی م ی و عمل ينظر در ابعاد ی احتمال يها و کاربردها معلول

یـز در نهاي دیگـر پژوهـشگران از یافته است الزم نیعالوه بر ا ، با وجود ایـن .شود تحلیل نتایج و غنا بخشیدن به بحث استفاده

یـا مطابقـت " ماننـد ییهاعبارت تنها ذکر دلمستبراي یک بحث هـارنظر ظو ا کافی نیـست "یج دیگران ابا نت هاعدم مطابقت یافته

يغنـا توانـد بـه یمها تفاوتها و شابهتمی این گرد چگون ودر م که ییهالهت تحریریه از پذیرش مقا هیئن،ینابراب .دیبحث کمک نما

.معذور است ،منابع در این بخش هستندارجاع به فاقد نم و یا جداگانه تـدوی ألت تو اتوان به ح نتایج و بحث را می : تبصره رتکـرا نبایـد بحـث ، بخـش ن دو یـ اولی در صورت جدا کـردن کرد

.ه شودئنتایج ارال یو تحل مفاهیم ، بلکه کلیات،باشد مجدد نتایجمکاري و مساعدت هتوان از می ي سپاسگزار بخشدر -2-2-7

.ي نمودر در انجام پژوهش سپاسگزایقوق و حیقیحق اشخاص از منابع فارسـی یسترشامل فه منابع مورد استفاده -2-2-8

و به ترتیب حـروف الفبـا و منابع خارجی بوده سپس در آغاز و تدوین این بخـش ر د کات زیر ن .گذاري تنظیم شوند ارهبدون شم

:گرددرعایت متن مقالـه در منابع ارجاع شدهشاملتنها بخش نای -2-2-8-1

ه اسـت نـشد ه آنها اشـار هو از آوردن منابعی که در متن ب بوده .خودداري شود

نام فپس مخف سدر کلیه منابع ابتدا نام خانوادگی و -2-2-8-2قبـل تا اسامی نویسندگان ،در یک منبع . آورده شود ویسندگان ن

. جدا شودبقیهاز " و"حرف با و نفر آخر ویرگول بانفر آخر از منبـع هـر اسـامی کلیـه نویـسندگان منابع در بخش -2-2-8-3

درج )انگلیـسی در منـابع .et al ("همکـاران و"بدون ذکر عبارت .گردد

سنده چنــد منبــع مــورد یــک نویــ کــه از یدر صــورت -2-2-8-4 يهـا لـه مقا و سـپس منفـرد يهـا لـه رد، ابتدا مقا یاستفاده قرار گ

بر حـسب حـروف الفبـا يسندگان بعد ینام نو بیبه ترت مشترك برخوردار یکسانیسندگان یا چند منبع از نو ی اگر دو .دندرج شو م ید تنظـ یـ م بـه جد ین منابع برحسب سال انتشار از قـد یباشند، ا

ر، منـابع مـذکور بـا نتشاشوند و در صورت مشابه بودن سال ا

انگلیسیدر منابع در مقابل سال ...و a ، b ، cقرار دادن حروف .ز گردندیمتماهم از)یآنها در منابع فارسو معادل ( و نـام یشار بالفاصله بعـد از نـام خـانوادگ نتسال ا -2-2-8-5 قبل از سال عالمت ویرگـول و بعـد از آن .ذکر گردد سندگان ینو

. نقطه درج شود . ستفاده کرداتوان به عنوان منبع ی نمیجزوه درساز -2-2-8-6 گفتـه پیش عالوه بر موارد یم عل هدر مورد مقاله مجل -2-2-8-7

در و نام مجله، شـماره جلـد و صـفحه اول و آخـر مقالـه ،شده، محـل ي، مـاه برگـزار شیهمـا عنـوان ی علم شیهمامورد مقاله اول و آخـر مقالـه و در مـورد يهـا ه و شـماره صـفح يبرگزارها نام ناشـر در آخـر منبـع مـورد اسـتفاده نگاشتها و تک کتاب

. آورده شودــابع -2-2-8-8 ــارجدر من ــو یخ ــه اول عن ــانا کلم ــامه ی و اس

، هـا و کتـاب کلمات مربوط به نـام مجـالت یز تمام ینگارندگان و ن سسات با حـروف بـزرگ ؤن و م ا و نام ناشر هاشی هما هايناعنو

. شروع شود . نیستمعتبراستناد به منابع اینترنتی -2-2-8-9

: مورد استفادههایی از نحوه درج منابع در بخش منابعنمونه ی علميهامقاله مندرج در مجله -

عنـوان . سـال انتـشار سندگان، یـ نـام نو مخفـف و ینام خانوادگ .هاه دامنه صفح.، شماره جلدمقاله، نام مجله

ــو ــادقيعل ــماعی ص ــ . 1385 ، میلی ح و اس ــانات یبررس نوسن یـی بـه منظـور تع Laspeyresia pomonellaب یت کرم سـ یجمع

،ران، جلـد سـوم یـ ا يمجله علوم کـشاورز . ارزهوقت مناسب مب .112 تا 83 يه هاصفح. 4 و 3، 2، 1 يهاشماره

Schweizer LE, Nyquist WE, Santini JB and Kimes TM, 1986. Soybean cultivar mixtures in a narrow-row, noncultivatable production system. Crop Science 26: 1043-1046.

را بـه صـورت هتـوان نـام مجلـ ی مـ یمنابع خارج در :حیتوضنـام با این حال،. ذکر کردهمجلآن و براساس استاندارد مخفف

ا کامـل یـ از دو صورت مخفـف یکیفقط به در یک مقاله مجالت : مثال. نوشته شود

Plant Dis (Plant Disease) Agric Econ (Agricultural Economics)

ها شیهماالت مقامقاله مندرج در مجموعه عنـوان .سندگان، سـال انتـشار یـ نـام نو مخفـف و ینام خانوادگ

در صورت (نام برگزار کننده .شی، نام هما هاه دامنه صفح .مقاله .يو شهر محل برگزارماه ) وجود

ث

يهـا خـاك يزی حاصـلخ یکیولـوژ یعوامـل ب . 1373 ، ب يشکورگـره ن کن ی سوم يدی کل يهالهمقا. 157 تا 144 يهاهصفح. یزراع

.، تبریززیدانشگاه تبر. رانیعلوم زراعت و اصالح نباتات اHabibi M, 1997. Calculating sediment discharge using a developed computer package. Pp. 854-864. Proceedings of the 8th International Conference on Rainwater Catchment Systems. Tehran, Iran.

کتابا چند یک یمشترك توسط به طور ک کتاب ی يهاه فصلیاگر کل -

: استر یب زینفر نوشته شود، ذکر منبع به ترتسندگان، سـال انتـشار، عنـوان یـ نـام نو مخفـف و ینام خانوادگ

کتاب، نام ناشر . شارات دانشگاه تهرانتان). ترجمه (یمیاگروش. 1369 ، فيهاد

Hay KM and Robert R, 1989. An Introduction to the Physiology of Crop Yield. Leonard Hill, London.

ا نگارنـدگان جداگانـه ینگارنده يداراک کتاب، ی يهااگر فصل -ن یتـدو ا چند نفر هماهنگ کننده یک ی کل کتاب توسط و بوده يا

: استر ی روش درج آن منبع به شرح ز،گردد سـال انتـشار، عنـوان سندگان،یـ نـام نو مخفـف و ینام خانوادگ

و نـام هماهنـگ ی فـصل، نـام خـانوادگ يهـا هفصل، دامنه صفح عنوان کتاب و نام ناشر کنندگان کتاب،

Knuiman MW and Laird NM, 1990. Parameter estimation in variance component models for binary response data. Pp. 177-189. In: Gianola D and Hammond K (eds). Advances in statistical methods for genetic improvement of livestock. Springer- Verlag.

ان نامه یپاان یـ اسنده، سال انتشار، عنـوان پ ینام نو مخفف و ینام خانوادگ

دانشگاه و ، نام دانشکده یلینامه، مقطع تحصدر وري و همبستگی صفات رتعیین درصد خودبا . 1373 ،مقدم ع

نامه کارشناسی ارشـد اصـالح نباتـات، پایان. ده رقم آفتابگردان . دانشکده کشاورزي دانشگاه تبریز

(Patent)اختراع و اکتشاف ثبت Titcomb ST and Tuers AA, 1976. Reduced calorie bread and method of making same. USA Patent 3 979 323. Date issued: 7 September, 2010.

نام يبه جاست یسنده مشخص ن ی نو ي که دارا یدر مورد منبع - "Anonymous" و از ی در منبـع فارسـ "نامیب"سنده از کلمه ینو

. استفاده شودیدر منبع خارجــ ــامیب ــ ايآمارنامــه کــشاورز. 1371 ،ن اداره کــل آمــار و . رانی

.، تهرانياطالعات وزارت کشاورزAnonymous, 1992. Maize in human nutrition. FAO Food and Nutrition Series No. 25. FAO, Rome.

فاقـد ی ولـ ی علم يهاهه شده به مجل ئ ارا يها از درج مقاله :وجهت در قسمت منابع هاه صفح محدوده شماره شماره جلد و ،رشیپذ

ن نوع منابع در متن مقاله پـس از ذکـر یارجاع به ا . اجتناب شود "یمکاتبـه شخـص " عبارت دیبا ق ) عا منبع اطال ی(نام صاحب اثر

. در داخل پارانتز خواهد بودد و ترجمه یآین بخش مقاله می در آخریسیده انگل ی چک -2-2-9 یسیـ ده انگلیه چکیر در تهی نکات ز.است یده فارس ی از چک یکامل :شوندت یرعا

در مـورد یده فارسـ ی چک يبراه اصول ذکر شده یکل -2-2-9-1 . اظ شودز لحی نیسیده انگلیچک

يبـه اسـتثنا هـا کلمهه یحرف اول کل در عنوان مقاله -2-2-9-2 . ف ربط، با حرف بزرگ نوشته شودوحر

ــاواژه -2-2-9-3 ــ کليه ــ يدی ــا تنظ ــر حــسب حــروف الفب م ی ب .شوند

-رعایت دستور خط فارسـی از جملـه دسـتورهاي نقطـه : وجهتدر ایـن مـورد بـه . گذاري در نوشتار مـتن مقالـه الزامـی اسـت

چـه کتاب قبل از تهیـه مقالـه، شودنویسندگان محترم پیشنهاد می از انتــشارات فرهنگــستان زبــان و ادب "فارســیدســتور خــط "

.فارسی را مطالعه فرمایند

WATER AND SOIL SCIENCE FACULTY OF AGRICULTURE, UNIVERSITY OF TABRIZ

Liscence Holder: Faculty of Agriculture, University of Tabriz, Iran

Managing Director:

Hosseinzadeh Dalir A Associate Prof., Dept. of Water Eng., Univ. of Tabriz Editor:

Neyshabouri MR Professor, Dept. of Soil Science, Univ. of Tabriz Coordinating Manager:

Najafi N Assistant Prof., Dept. of Soil Science, Univ. of Tabriz Scope of Journal

Water and Soil Science

Editorial Board:

Fakheri Fard A Professor, Dept. of Water Eng., Univ. of Tabriz Farhoudi J Professor, Dept. of Water Eng., Univ. of Tehran Hosseinzadeh Dalir A Associate Prof., Dept. of Water Eng., Univ. of Tabriz Jafarzadeh AA Professor, Dept. of Soil Science, Univ. of Tabriz Karimian Eghbal M Associate Prof., Dept. of Soil Science, Univ. of Tarbiat Modares Sadeghi HR Prof., Dept. of Watershed Eng., Univ. of Tarbiat Modares Towfighi H Associate Prof., Dept. of Soil Science Eng., Univ. of Tehran

Consultant Board : Abdollah Pour Sh Associate Prof., Dept. of Agricultural Machinery Eng., Univ. of Tabriz

Aliasgharzad N Professor, Dept. of Soil Science, Univ. of Tabriz

Farsadizadeh D Associate Prof., Dept. of Water Eng., Univ. of Tabriz

Najafi N Assistant Prof., Dept. of Soil Science, Univ. of Tabriz

Navid H Assistant Prof., Dept. of Agricultural Machinery Eng., Univ. of Tabriz

Nazemi AH Professor, Dept. of Water Eng., Univ. of Tabriz

Oustan SH Associate Prof., Dept. of Soil Science, Univ. of Tabriz

Sadraddini AA Associate Prof., Dept. of Water Eng., Univ. of Tabriz

Assistant Editor: Nazemi AH Professor, Dept. of Water Eng., Univ. of Tabriz

Printed by: University of Tabriz

Vol. 21, No. 4 2012 ISSN: 2008-5133

CONTENTS

1

S Marofi, M Mahmoodi, S Soleymani and B Jafari Assessment of Flood Spreading Sites Using Index of Overlay Maps, Boolean and Fuzzy Logic Operators in GIS Media (Case Study: Poshtkoh Basin) ………………………………………………

17 A Moussavi and H Asadi

Nitrate Removal from Groundwater by Purolite A-400 Resin in a Fixed Bed Column ………………

35

H Froughifar, AA Jafarzadah, H Torabi Gelsefidi and N Aliasgharzadah Effect of Different Landforms on Spatial Variability and Frequency Distribution of Soil Biological Properties in Tabriz Plain ……………………………………………………………………………...

53 P Shahinrokhsar and S Raeisi

Optimization of Water Consumption of Soybean under Drought Conditions ………………………...

65

H Rezaei, F Shahbazi, AA Jafarzadeh and SS Alavikia

Statistical Analysis of Results of Parametric Methods and Almagra Model in Land Suitability Evaluation ……………………………………………………………………………………………..

81

J Aminifar, MH Biglouei, G Mohsenabad and H Samiezadeh

Effect of Deficit Irrigation on Yield and Water Productivity of Seven Soybean Cultivars in Rasht Region …………………………………………………………………………………………………

93

S Tolouei, A Hosseinzadeh Dalir, MA Gorbani, A Fakheri Fard and F Salmasi Spatial and Temporal Estimation of Suspended Sediment Load in Aji-chay River Using Geostatistics and Artificial Neural Network …………………………………………………………...

105 H Bayat, N Davatgat and S Moallemi

Using of Specific Surface to Improve the Prediction of Soil CEC by Artificial Neural Networks …...

121

S Besharat, AH Nazemi, AA Sadraddini and S Shahmorad Applications of HYDRUS and the Proposed SWMRUM Software in Simulating Water Flow with Root Water Uptake Through Soils …………………………………………………………………….

139

AV Khaledi Darvishan, SHR Sadeghi and L Gholami

Effects of Erosion Sensitivity and Different Land Uses on Morphometric Characteristics of Bed Sediments (Case Study: Vazrood River) ……………………………………………………………...

153 F Salmasi, D Farsadizade and H Mohit Experimental Evaluation of Energy Dissipation over Gabion Stepped Spillway ……………………..

165 F Daneshvar Vousoughi, Y Dinpashoh and M Aalami

Effect of Drought on Groundwater Level in the Past Two Decades (Case study: Ardebil Plain) …….

ﻲﻠﻠﻤﻟﺍ ﻦﻴﺑ ﺩﺭﺍﺪﻧﺎﺘﺳﺍ ﻩﺭﺎﻤﺷ...

Documents