黃金華　葉代全　張志才　何禎祥　成向榮

（1.福建省洋口國有林場，福建順昌353211；2.南京大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院，江蘇南京210093；3.中國林業(yè)科學(xué)研究院亞熱帶林業(yè)研究所，浙江杭州311400）

光皮樹幼林坡地土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性和分布格局研究

黃金華1葉代全1張志才1何禎祥2成向榮3

（1.福建省洋口國有林場，福建順昌353211；2.南京大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院，江蘇南京210093；3.中國林業(yè)科學(xué)研究院亞熱帶林業(yè)研究所，浙江杭州311400）

采用地統(tǒng)計學(xué)的方法研究閩北光皮樹幼林坡地土壤養(yǎng)分（0～20 cm）的空間異質(zhì)性和分布格局。結(jié)果表明：光皮樹幼林坡地土壤有機(jī)質(zhì)、易氧化有機(jī)碳、水解氮、有效磷和速效鉀均有較好的空間自相關(guān)性，其自相關(guān)函數(shù)均為由正相關(guān)向負(fù)相關(guān)方向發(fā)展，拐點為35～66 m；不同土壤養(yǎng)分的空間變異特征差異較大，易氧化有機(jī)碳的最佳擬合模型為指數(shù)模型，其余指標(biāo)的最佳擬合模型均為高斯模型；除土壤有機(jī)質(zhì)塊金值/基臺值的比值大于25%，呈現(xiàn)中等程度空間變異外，其余4個速效養(yǎng)分指標(biāo)的塊金值/基臺值比值均小于25%，具有強(qiáng)烈的空間自相關(guān)，其空間變異主要由結(jié)構(gòu)性變異引起，隨機(jī)因素的影響較小；SOM、ROC和AP空間分布的連續(xù)性相對較好，其次為AN，AK的空間連續(xù)性較差，破碎化程度高，在小尺度上形成強(qiáng)烈的變異；坡面尺度土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性，不僅與坡位、微地形等環(huán)境因素有關(guān)，研究區(qū)采伐殘余物輸入的空間不均一性和煉山也可能對養(yǎng)分的空間變異有重要影響。

土壤；養(yǎng)分；空間變異；分布格局；光皮樹

土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性是土壤屬性空間異質(zhì)性的重要內(nèi)容，大量研究表明，在不同尺度上均存在土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性［1］。通常在一定區(qū)域內(nèi)，氣候條件相對一致，隨著生態(tài)系統(tǒng)的自身演替，土壤性質(zhì)由母質(zhì)差異等引起的空間異質(zhì)性逐漸減小，而人為經(jīng)營活動和小生境對土壤養(yǎng)分狀況有顯著影響［2］。地形是導(dǎo)致森林土壤養(yǎng)分異質(zhì)性的重要因素之一［3-4］，此外土壤養(yǎng)分的空間變異也受植被的顯著影響，植物生物量的累積與森林土壤養(yǎng)分的形成和維持密切相關(guān)，而森林土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性又影響植物生長和分布［1，5-7］。因此，開展不同尺度上森林土壤養(yǎng)分的空間變異規(guī)律研究，對于森林培育和經(jīng)營具有重要意義。

盡管國內(nèi)外在不同尺度開展了大量土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性研究［8］，但Cambarde11a等［9］指出小尺度下研究土壤性質(zhì)的變異更具有理論和實用價值。以往小尺度土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的研究多見于農(nóng)地和草地，林地坡面尺度土壤養(yǎng)分空間變異性研究相對較少［10］，且研究對象主要為郁閉的林分［10-11］。我國南方山地杉木人工林皆伐后，通常采伐殘余物的輸入具有較高的空間不均一性；即使部分地區(qū)進(jìn)行煉山也會影響采伐殘余物的空間分布，因而，短期內(nèi)可能會加劇新造林地表層土壤的空間異質(zhì)性。近期的研究也發(fā)現(xiàn)，土壤有機(jī)碳的空間變異與林地凋落物密切相關(guān)［11］，葉凋落物C/N是引起土壤C/N空間變異的主要因素［12］。為此，本研究以閩北杉木（Cunninghamia lanceolata）皆伐后栽植的1.5年生光皮樹 （Swida wilsoniana）幼林坡地為研究對象，分析不同土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性和分布格局，探討杉木皆伐后短期內(nèi)坡面土壤養(yǎng)分的空間變異特征，同時也為光皮樹優(yōu)良家系篩選和幼林的科學(xué)經(jīng)營提供參考。

1　研究地概況

研究地位于閩北福建省洋口國有林場打鐵坑工區(qū)11林班7大班5小班（26°47′N，117°55′E），屬于杉木中心產(chǎn)區(qū)，系武夷山支脈的低山丘陵地貌，屬亞熱帶氣候。年平均氣溫18.5℃，極端最高氣溫40.3℃，極端最低氣溫-6.8℃。年平均降水量1 880 mm，無霜期280 d，相對濕度82%。試驗地海拔249～319 m，平均坡度13°～16°，土壤為山地紅壤，質(zhì)地為黏質(zhì)壤土，含石礫少，肥力中等。

研究地前茬為杉木人工林，2012年夏季皆伐，冬季煉山后挖穴整地。整個試驗地位于同一坡面，坡向東南，坡長128 m，寬251 m。2013年春栽植1年生光皮樹優(yōu)良家系苗，共20個優(yōu)良家系 （來自于廣東省樂昌市龍山林場收集和建立的光皮樹基因庫），每個家系苗木約100株，按照家系塊狀隨機(jī)栽植，栽植密度2 m×3 m。

2　研究方法

2.1采集及測定方法

2014年7月在每個家系區(qū)塊內(nèi)按照地形特點設(shè)置3個取樣點，在每個樣點周圍3 m范圍內(nèi)隨機(jī)采取3個0～20 cm表層土樣作為1個混合樣，共采集60個土樣。每個采樣點在坡面的位置通過測距儀和GPS來確定。采集的土壤自然風(fēng)干后，研磨過篩，用于土壤養(yǎng)分的測定。土壤有機(jī)質(zhì)（SOM）采用重鉻酸鉀氧化-外加熱法測定、土壤易氧化有機(jī)碳（ROC）采用高錳酸鉀氧化法，水解氮 （AN）采用堿解擴(kuò)散吸收法，有效磷 （AP）用鉬銻抗比色法測定，速效鉀（AK）用火焰光度計法測定［13］。

2.2分析方法

計算土壤養(yǎng)分的最大值、最小值、平均值、誤差值和變異系數(shù)，采用SPSS 17.0統(tǒng)計軟件對各參數(shù)進(jìn)行K-S正態(tài)分布檢驗（取顯著水平α=0.05，若Pk-s＞0.05，則認(rèn)為是正態(tài)分布）。土壤養(yǎng)分含量的空間自相關(guān)分析采用Moran，s I系數(shù)法。用半方差函數(shù)分析土壤養(yǎng)分含量的空間變異特征，分別用球狀模型、指數(shù)模型、高斯模型和線性模型等理論模型來擬合半方差函數(shù)值隨樣本滯后距離變化的散點圖［14］。

半方差函數(shù)計算公式：

式中：γ（h）是半方差函數(shù)值，N（h）時間距為向量h的點對總數(shù)，Z（χi）是系統(tǒng)某屬性Z在空間位置xi處的值，Z（χi+h）是在（χi+h）處值的一個區(qū)域化變量［15］。

根據(jù)決定系數(shù)R2及殘差平方和（RSS，residua1 sum of squares）來選擇散點圖最適合的理論模型，R2越大，RSS越小，模型擬合精度越高［15］。通過模型擬合可以得到3個評價空間變異程度的重要參數(shù)：塊金值 （C0）、基臺值 （C0+C）和變程 （A0）。A0表示空間變異的尺度，在變程內(nèi)說明某一變量具有空間自相關(guān)性，反之則不存在空間相關(guān)性［15-16］。塊金值與基臺值的比值C0/（C0+C）反映了土壤屬性的空間自相關(guān)度，可度量空間自相關(guān)的變異所占的比例。當(dāng)C0/（C0+C）＜25%，表明系統(tǒng)具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性；如果C0/（C0+C）為25%～75%，表明系統(tǒng)具有中等空間相關(guān)性；C0/（C0+C）＞75%，說明系統(tǒng)空間相關(guān)性很弱［16-17］。

異常值對變異函數(shù)的影響很大，本試驗采用閾值法處理，剔除樣本均值加減3倍標(biāo)準(zhǔn)差區(qū)間外的樣點。土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性特征的模型擬合、主要參數(shù)（塊金值、基臺值和變程等）計算、土壤養(yǎng)分的空間插值（Kriging插值法）均采用地統(tǒng)計學(xué)軟件GS+7.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析和處理。

3　結(jié)果與分析

3.1土壤養(yǎng)分的基本特征

從表1可以看出，光皮樹幼林坡地土壤有機(jī)質(zhì)（SOM）含量中等，土壤水解氮 （AN）含量較為豐富，有效磷（AP）和速效鉀（AK）含量相對較低，尤其是AP含量處于極其虧缺狀況。整個坡面5個指標(biāo)的變異系數(shù)均較高，其中AP和AK變異系數(shù)高達(dá)0.51和0.55，各土壤養(yǎng)分指標(biāo)變異程度大小為AK＞AP＞ROC＞SOM＞AN。經(jīng)檢驗，SOM、ROC、AP和AN均服從正態(tài)分布，AK經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換后也服從正態(tài)分布。

表1　坡面土壤養(yǎng)分基本統(tǒng)計特征Tab1e 1　Basic statistica1 characteristics of soi1 nutrients in s1oPing fie1d

3.2土壤養(yǎng)分的空間自相關(guān)性

從圖1可以看出，光皮樹幼林坡地土壤SOM、ROC、AN、AP和AK的空間結(jié)構(gòu)分布差別較大。隨著滯后距離增大，SOM的Moran，s I系數(shù)逐漸下降，60 m后呈負(fù)相關(guān)且繼續(xù)緩慢下降至115 m。ROC的Moran，s I系數(shù)隨著滯后距離的增大持續(xù)下降，至60 m處呈負(fù)相關(guān)，之后快速下降至115 m。AN的Moran，s I系數(shù)隨著滯后距離的增大快速下降，至66 m處下降到最大值，達(dá)到最大負(fù)相關(guān)，之后緩慢上升，在90 m處又逐漸下降至115 m。AP的Moran，s I系數(shù)隨著滯后距離的增大也快速下降，至50 m處呈負(fù)相關(guān)逐漸下降，66 m之后又快速上升，此后逐漸降低至 115 m處。AK的Moran，s I系數(shù)隨滯后距離增加也快速下降，在35 m后呈負(fù)相關(guān)且繼續(xù)緩慢下降。

3.3土壤養(yǎng)分的空間結(jié)構(gòu)分析

SOM、ROC、AN、AP和AK的半方差函數(shù)見圖2。光皮樹幼林坡地的ROC的最佳擬合模型均為指數(shù)模型，其余4個養(yǎng)分指標(biāo)的最佳擬合模型均為高斯模型（表2）。決定系數(shù)（R2）和殘差平方和（RSS）的數(shù)值表明總體上這5個指標(biāo)擬合程度均較高。SOM的塊金值（C0）為24.60，塊金值/基臺值比值（C0/ （C0+C））為0.334，表明SOM由隨機(jī)因素引起的空間異質(zhì)性占總空間異質(zhì)性的33.4%，而由空間自相關(guān)引起的空間異質(zhì)性占總空間異質(zhì)性的66.6%。ROC、AN和AP的C0/（C0+C）比值均小于0.25，說明這3個指標(biāo)均具有強(qiáng)烈的空間自相關(guān)性，隨機(jī)因素對ROC、AN和AP空間變異的影響較小，主要由結(jié)構(gòu)性變異（如地形等自然因素）引起。AK的C0接近0，遠(yuǎn)小于基臺值（C），C0/（C0+C）比值僅為0.000 4，表現(xiàn)為純塊金效應(yīng)，說明AK的空間變異幾乎不受隨機(jī)因素的影響，主要受結(jié)構(gòu)性變異控制。ROC的變程（A0）相對較高，為40.7 m；AK的A0最低，僅為21.7 m；SOM、AN和AP的A0接近，均為30 m左右，這表明ROC的空間連續(xù)性相對較好，其次為SOM、AN和AP、AK的空間連續(xù)性最差。

圖1　土壤養(yǎng)分的空間相關(guān)關(guān)系Fig.1　SPatia1 corre1ograms of soi1 nutrients

圖2　土壤養(yǎng)分的半方差函數(shù)Fig.2　Semivariograms of soi1 nutrients

表2　土壤養(yǎng)分的半方差函數(shù)模型及參數(shù)Tab1e 2　Semivariogram theoretica1 mode1s and Parameters of soi1 nutrients

3.4土壤養(yǎng)分的空間格局

根據(jù)Kriging插值法得到研究區(qū)土壤養(yǎng)分的空間分布格局（圖3）。SOM、ROC和AP變化趨勢類似，均是從研究區(qū)東北向西南逐漸降低；AP則是從上至下逐漸降低，但西南角出現(xiàn)高值區(qū)；AK的空間連續(xù)性較差，破碎化程度高，在小尺度上形成強(qiáng)烈的變異。

圖3　土壤養(yǎng)分含量的空間分布Fig.3　SPatia1 distribution of soi1 nutrients

4　結(jié)論與討論

對閩北光皮樹幼林坡地土壤養(yǎng)分的研究表明，試驗區(qū)總體上土壤養(yǎng)分狀況處于中下水平，SOM為中等程度變異，而速效養(yǎng)分（ROC、AN、AP和AK）呈強(qiáng)度空間變異。本研究樣地中SOM的平均含量為22.53 g/kg，遠(yuǎn)低于順昌縣森林土壤的SOM平均值 （43.94 g/kg）［18］，但略高于亞熱帶紅壤低山地區(qū)（17.75 g/kg）［11］。速效養(yǎng)分中AN和AK含量低于鄰近的針闊混交林［19］，AP含量接近，處于極其貧乏狀況。因此，在今后的林木培育過程中應(yīng)加強(qiáng)施肥管理，尤其要增施磷肥。

本研究發(fā)現(xiàn)光皮樹幼林坡地不同養(yǎng)分均具有較強(qiáng)的空間自相關(guān)性，土壤養(yǎng)分的正負(fù)空間自相關(guān)反映了性質(zhì)不同的兩大斑塊，其中SOM、ROC、AN和AP的拐點較大，AK的較??；同時研究區(qū)土壤養(yǎng)分具有較好的空間結(jié)構(gòu)，半方差擬合模型能很好地反映土壤的空間變異特征，其中ROC的最佳擬合模型為指數(shù)模型，其余指標(biāo)的最佳擬合模型均為高斯模型。除SOM的C0/（C0+C）大于25%，呈現(xiàn)中等程度空間變異外，其余4個速效養(yǎng)分指標(biāo)的C0/（C0+C）均小于25%，尤其是AK僅為0.04%，表明速效養(yǎng)分具有強(qiáng)度空間變異性，而且空間變異主要由結(jié)構(gòu)性變異引起，隨機(jī)因素的影響較小。SOM、ROC和AP空間分布的連續(xù)性相對較好，其次為AN，而AK的空間連續(xù)性較差，破碎化程度高，在小尺度上形成強(qiáng)烈的變異。由此可見，紅壤丘陵地區(qū)坡面小尺度范圍內(nèi)土壤養(yǎng)分存在著明顯的空間變異和分布。對喀斯特坡地和混交林坡地土壤養(yǎng)分空間變異的研究也得出類似結(jié)論［2，10］。已有的研究證實，土壤性質(zhì)的空間變異是環(huán)境因子和人為活動共同作用的結(jié)果［20-21］。研究區(qū)栽植光皮樹之前為杉木純林，植被群落結(jié)構(gòu)較為單一。因而，坡面尺度土壤養(yǎng)分的空間變異一方面與環(huán)境因素 （坡位、微地形）密切相關(guān)，另一方面人為活動干擾（采伐）也有重要影響。根據(jù)地表采伐殘余物分布狀況，推測采伐殘余物輸入的空間不均一性也可能對養(yǎng)分的空間變異有重要影響，至少在短期內(nèi)增加了土壤速效養(yǎng)分的空間異質(zhì)性。此外，由于冬季煉山不徹底，同樣使得采伐殘余物空間分布不均，因而煉山不僅增加了土壤速效鉀含量，同時也增大了土壤速效鉀的空間變異。由此可見，坡面尺度上開展的林木品種或家系對比試驗有必要考慮土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性，至少在幼林期土壤養(yǎng)分空間變異對林木生長有重要影響；但是，皆伐后林地土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性隨時間延長將如何變化，以及對林木生長的影響還有待于進(jìn)一步研究。因此，土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性與人為干擾密切相關(guān)，其與林業(yè)生產(chǎn)的關(guān)系也更為緊密。

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（責(zé)任編輯張坤）

SPatia1 Heterogeneity and Distribution Patterns of Soi1 Nutrients in S1oPing Fie1d of Swida wilsoniana Young P1antation

Huang Jinhua1，Ye Daiquan1，Zhang Zhicai1，He Zhenxiang2，Cheng Xiangrong3

（1.Yangkou State-owned Forest Farm，Shunchang Fujian 353211，China；2.Co11ege of Life sciences，Nanjing University，Nanjing Jiangsu 210093，China；3.Institute of SubtroPica1 Forestry，Chinese Academy of Forestry，Hangzhou Zhejiang 311400，China）

SPatia1 heterogeneity and distribution Patterns of soi1 nutrients（0-20 cm）in s1oPing fie1d were studied by geostatistica1 method in a Swida wilsoniana young P1antation in northern Fujian Province.The resu1ts showed that soi1 organic matter，readi1y oxidized organic carbon，hydro1yzed nitrogen，avai1ab1e PhosPhorus and avai1ab1e Potassium in s1oPing fie1d have a good sPatia1 autocorre1ation，the autocorre1ation functions Performed the same Pattern of deve1oPing from Positive to negative direction with inf1ection Point from 35 m to 66 m.SPatia1 variabi1ity of different soi1 nutrients was great.The best-fitting mode1 for readi1y oxidized organic carbon is exPonentia1 mode1，and gaussian mode1 is oPtima1 mode1 for the other soi1 nutrients.The ratio of nugget/si11 for soi1 organic matter was higher than 25%，showing a moderate sPatia1 variabi1ity.The other 4 ratios of nugget/si11 for the soi1 avai1ab1e nutrients were 1ower than 25%，and they had sPatia1 autocorre1ation of intensity，sPatia1 variabi1ity of these soi1 avai1ab1e nutrients main1y caused by structura1 variation and 1ess affected by random factors.The sPatia1 distribution of SOM，ROC and AP had a re1ative1y good continuity，fo11owed by AN and AK had a Poor sPatia1 continuity withhigher degree of fragmentation，a strong variation was formed on the sma11 sca1e.In this study，sPatia1 variabi1ity of soi1 nutrients in s1oPe fie1d was main1y re1ated to s1oPe Position，micro-toPograPhy and other environmenta1 factors，additiona11y，the inPut of uneven 1ogging residue and Prescribed burning may a1so have a significant imPact on sPatia1 variabi1ity of soi1 nutrients.

soi1，nutrients，sPatia1 variation，distribution Pattern，Swida wilsoniana

S714.5

A

2095-1914（2016）04-0030-06

10.11929/j.issn.2095-1914.2016.04.005

2015-10-19

福建省林業(yè)廳項目（閩林科 ［2013］5號）資助。
第1作者：黃金華（1970—），男，高級工程師。研究方向：林木培育及育種研究。Emai1：yk1c888@126.com。

成向榮（1979—），男，博士，副研究員。研究方向：生態(tài)恢復(fù)與生態(tài)工程。Emai1：chxr@caf.ac.cn。