柳富坤, 袁知洋, 孫志國(guó), 鄧邦良, 郭曉敏*

(1.貴州師范大學(xué) 地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院,貴州 貴陽(yáng) 550000; 2.湖北省地質(zhì)科學(xué)研究院,湖北 武漢 430034; 3.湖北科技學(xué)院 資源環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院,湖北 咸寧 437000; 4.江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 江西省森林培育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,江西 南昌 330045)

基于GIS的武功山山地草甸土壤有機(jī)質(zhì)空間變異研究

柳富坤1, 袁知洋2, 孫志國(guó)3, 鄧邦良4, 郭曉敏4*

(1.貴州師范大學(xué) 地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院,貴州 貴陽(yáng) 550000; 2.湖北省地質(zhì)科學(xué)研究院,湖北 武漢 430034; 3.湖北科技學(xué)院 資源環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院,湖北 咸寧 437000; 4.江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 江西省森林培育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,江西 南昌 330045)

以江西萍鄉(xiāng)武功山核心景區(qū)的金頂—吊馬樁一帶的區(qū)塊狀山地草甸土壤為研究對(duì)象,對(duì)試驗(yàn)區(qū)草甸上(0～20 cm)和下(20～40 cm)兩層土壤采用30 m×30 m網(wǎng)格共采117個(gè)樣點(diǎn),測(cè)定土壤有機(jī)質(zhì),采用常規(guī)統(tǒng)計(jì)和地統(tǒng)計(jì)學(xué)進(jìn)行了土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異分析,并且基于GIS進(jìn)行了普通克里金插值成圖,通過(guò)對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)的分布特征以及空間異質(zhì)性研究分析,得出結(jié)論如下:①根據(jù)常規(guī)描述性統(tǒng)計(jì)分析,試驗(yàn)區(qū)草甸土壤上層(0～20 cm)大體屬于2類有機(jī)質(zhì)土壤,下層(20～40 cm)大體達(dá)到3類有機(jī)質(zhì)土壤,整體性分布較好;②在采樣距離為30 m的背景下,試驗(yàn)區(qū)草甸的上、下層土壤有機(jī)質(zhì)的自相關(guān)距離A0分別為474.6 m和260.2 m,都遠(yuǎn)>30 m的采樣間距,說(shuō)明有機(jī)質(zhì)空間區(qū)塊性分布明顯,采樣合理有效;③試驗(yàn)區(qū)上、下層草甸土壤中有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)性系數(shù)(C0/C0+C)分別為27.85%和28.66%,屬于中等偏下程度的空間自相關(guān),土壤有機(jī)質(zhì)空間變異受人類因素和自然因素雙重影響;④通過(guò)普通克里格空間插值成圖,圖中呈現(xiàn)出來(lái)的土壤有機(jī)質(zhì)空間分布在地形和土地利用格局下都具有地區(qū)差異性,初步分析可知,造成這種差異的原因主要為海拔、地形、旅游活動(dòng)、土壤垂直發(fā)育等因素。

武功山草甸;土壤有機(jī)質(zhì);空間變異;地統(tǒng)計(jì)學(xué);GIS空間插值

土壤是在地球陸地表層形成的,受自然因素以及人為因素共同作用而形成的不均和變化的疏松連續(xù)體,具有高度的空間變異性[1],土壤的有機(jī)質(zhì)隨之發(fā)現(xiàn)變異,土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異性指土壤中所含的有機(jī)質(zhì)在空間不同位置中所表現(xiàn)出的差異性以及趨勢(shì)性,土壤的變異是客觀存在的,其變異的根本因素是自然因素和人類活動(dòng),變異類型包括結(jié)構(gòu)分異和隨機(jī)變異兩種[2]。土壤的形成經(jīng)過(guò)一系列自然過(guò)程[3-4](地形、母質(zhì)、土壤類型、地質(zhì)過(guò)程等),自然因素是土壤特性的空間結(jié)構(gòu)分異的內(nèi)源動(dòng)力。一些研究結(jié)果表明,土壤中不論是有機(jī)質(zhì)還是大量、中量或者微量養(yǎng)分元素的空間變異性,受土壤母質(zhì)、地形影響較為顯著[5-7],因此自然因素是影響?zhàn)B分空間異質(zhì)性的內(nèi)在動(dòng)力;人類因素對(duì)土壤養(yǎng)分特性的空間變異也有較大影響,人類對(duì)土壤理化性質(zhì)的改變是多方位的,有添加養(yǎng)分作用,有造成養(yǎng)分流失的加速作用,有帶來(lái)污染物的作用等。

為研究江西省萍鄉(xiāng)市武功山山地草甸土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異狀況,本文以武功山核心景區(qū)的金頂—吊馬樁一帶的區(qū)域塊狀山地草甸為研究對(duì)象,對(duì)試驗(yàn)區(qū)草甸土壤上(0～20 cm)和下(20～40 cm)兩層進(jìn)行采樣并運(yùn)用ASI土壤養(yǎng)分狀況系統(tǒng)分析法[8-10]測(cè)定土壤有機(jī)質(zhì),采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)[11-14]進(jìn)行了土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異分析,并且基于GIS進(jìn)行了草甸土壤有機(jī)質(zhì)的普通克里金插值成圖,通過(guò)對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)的分布特征以及空間異質(zhì)性研究分析,揭示武功山試驗(yàn)區(qū)草甸土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異規(guī)律,了解試驗(yàn)區(qū)草甸土壤養(yǎng)分狀況,不僅可以為科學(xué)施肥、實(shí)行山地草甸養(yǎng)分的分區(qū)管理提供重要依據(jù),且有助于揭示退化草甸生態(tài)系統(tǒng)中土壤有機(jī)質(zhì)的變異實(shí)質(zhì),為亞熱帶地區(qū)退化山地草甸植被恢復(fù)技術(shù)及豐富亞熱帶山地草甸土壤有機(jī)質(zhì)管理理論提供科學(xué)參考。

1 材料與方法

1.1 武功山試驗(yàn)樣地概況

試驗(yàn)樣地位于武功山主峰金頂(N27°27′19′′,E114°10′24′′,1 918.3 m)—吊馬樁(N27°27′59′′,E114°10′31′′,1 598 m)景區(qū)處的成片區(qū)山地草甸,草甸禾本科植物中,芒類(Miscanthus sinensis)作為主要群落其分布面積較大,是整個(gè)植物群落的優(yōu)勢(shì)種,其次是野古草(Arundinella anomala)為亞優(yōu)勢(shì)種,伴生茅根(Perotis indica)等,還有少量蓼科(Polygonaceae)、薔薇科(Rosaceae)、唇形科(Labiatae)和十字花科(Cruciferae)植物[15]。如圖1所示,該地區(qū)草甸景觀面積較為廣闊,美學(xué)價(jià)值較高,是武功山山地草甸的旅游核心區(qū),是游客上山旅游活動(dòng)的首要目的地,且金頂區(qū)域有成片區(qū)的旅館和餐飲設(shè)施,因此此片區(qū)的草甸成為受到旅游活動(dòng)等干擾最為劇烈的地區(qū),草甸土壤養(yǎng)分可能受到不同程度的干擾而發(fā)生變異。

圖1 武功山金頂采樣區(qū)衛(wèi)星圖和采樣示意圖Fig.1 Satellite image of sampling area and map of sample spots in Jingding meadow of Wugong Mountain

1.2 樣品采集方法

在武功山金頂草甸試驗(yàn)區(qū)的采樣設(shè)計(jì):選取武功山山地草甸土壤上(0～20 cm)、下(20～40 cm)兩層為研究對(duì)象,在地圖上初步劃定試驗(yàn)區(qū)的大面積的草甸片區(qū),在該片區(qū)內(nèi)按順序選取了117個(gè)草甸土壤采樣點(diǎn),每個(gè)采樣點(diǎn)間距控制為30 m左右,進(jìn)行網(wǎng)格狀取樣,且用手持式GPS記錄儀記錄下每個(gè)采樣點(diǎn)的經(jīng)緯度,以及海拔、坡度、退化程度等地理概況,在每個(gè)采樣網(wǎng)格的中間點(diǎn)和四周距離為3 m的四個(gè)點(diǎn)分別取樣,每個(gè)點(diǎn)取上(0～20 cm)、下(20～40 cm)兩層土壤,分別將五個(gè)點(diǎn)上、下兩層土壤分層混合均勻,取適量進(jìn)行標(biāo)記、裝袋,并及時(shí)帶回實(shí)驗(yàn)室,預(yù)先晾干、篩選、研磨等處理,繼而應(yīng)用ASI土壤養(yǎng)分狀況系統(tǒng)分析法進(jìn)行化學(xué)分析,測(cè)出每個(gè)土樣的有機(jī)質(zhì)指標(biāo),代表該網(wǎng)格區(qū)的草甸土壤有機(jī)質(zhì)含量狀況。

1.3 樣品測(cè)定與數(shù)據(jù)分析方法

1.3.1 土壤樣品有機(jī)質(zhì)測(cè)定的實(shí)驗(yàn)方法

本研究中的土壤樣品的有機(jī)質(zhì)測(cè)定主要基于ASI土壤養(yǎng)分狀況系統(tǒng)研究法[9]的測(cè)定方法,操作如下:堿溶有機(jī)質(zhì)(ASI-OM)采用0.2 mol /L NaOH-0.01 mol/LEDTA-2%甲醇浸提劑浸提,分光光度計(jì)420 nm光波測(cè)定,用腐殖酸做標(biāo)準(zhǔn)曲線測(cè)定。

1.3.2 數(shù)據(jù)處理與統(tǒng)計(jì)方法

試驗(yàn)數(shù)據(jù)采用Excel2003、SPSS17.0、半方差分析軟件平臺(tái)GS+7.0(Gamma Design Software)、ArcGIS Desktop9.3、Photoshop CS3等分析軟件進(jìn)行分析,具體操作如下:應(yīng)用Excel 2003和SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)進(jìn)行基于ASI的描述性統(tǒng)計(jì)分析;顯著性水平設(shè)定為α=0.01、α=0.05兩個(gè)水平,對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn);應(yīng)用地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件GS+對(duì)網(wǎng)格取樣樣地的土壤有機(jī)質(zhì)的整體數(shù)據(jù)進(jìn)行半方差函數(shù)分析,得出其空間異質(zhì)性參數(shù);應(yīng)用ArcGIS的克里格空間插值模塊對(duì)樣地土壤有機(jī)質(zhì)指標(biāo)進(jìn)行地理空間插值,得出空間養(yǎng)分分布狀況圖,圖片后期處理利用Photoshop CS3進(jìn)行分辨率處理,圖表和文本均采用Microsoft Excel 2003完成。

2 結(jié)果與分析

在分析土壤養(yǎng)分有機(jī)質(zhì)的空間變異之前,需要對(duì)所采樣點(diǎn)的土壤有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)值進(jìn)行傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)分析,這是武功山草甸土壤有機(jī)質(zhì)的空間異質(zhì)性分析的基礎(chǔ),因此在基于ASI土壤養(yǎng)分分析系統(tǒng)測(cè)定下,對(duì)117個(gè)采樣點(diǎn)的上、下層土壤樣本進(jìn)行土壤有機(jī)質(zhì)的描述性統(tǒng)計(jì)分析。

2.1 武功山山地草甸土壤有機(jī)質(zhì)含量的統(tǒng)計(jì)特征分析

結(jié)合中國(guó)第二次土壤普查結(jié)果,數(shù)據(jù)表中的統(tǒng)計(jì)項(xiàng)目包括最大值、最小值、平均值、中值、標(biāo)準(zhǔn)差、方差、偏斜度、變異系數(shù)等,分析結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 武功山金頂片區(qū)山地草甸土壤養(yǎng)分描述性統(tǒng)計(jì)分析及正態(tài)分布檢驗(yàn)(土壤0～20 cm和20～40 cm)Table 1 Descriptive statistical analysis and normal distribution test of meadow soil nutrients in Jingding area of Wugong Mountain(soil layers:0～20 cm & 20～40 cm)

注:有機(jī)質(zhì)(OM)的單位為%,下表2同。

表2 中國(guó)土壤養(yǎng)分分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)(第二次全國(guó)土壤普查)Table 2 Classification standard of soil nutrients in China(from the second national soil survey)

從表1和表2可以得出:

(1) 土壤有機(jī)質(zhì)含量的變化范圍。117個(gè)采樣點(diǎn)的土壤有機(jī)質(zhì)數(shù)據(jù)的最大值和最小值的差即其養(yǎng)分含量變化范圍。有機(jī)質(zhì)的含量是判斷土壤肥力的重要一環(huán),上層土壤中其最大值和最小值分別為9.56%和0.94%,均值為3.57%;下層土壤中其最大值和最小值分別為9.97%和0.96%,均值為2.95%。按照中國(guó)第二次土壤養(yǎng)分的分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)(如表2),在有機(jī)質(zhì)方面,武功山實(shí)驗(yàn)區(qū)金頂草甸上層土壤在第5類—第1類有機(jī)質(zhì)土均有分布,大體上達(dá)到了2級(jí)有機(jī)質(zhì)土的標(biāo)準(zhǔn);下層土壤為第5類—第1類有機(jī)質(zhì)土均有分布,武功山草甸的下層土壤大體上達(dá)到了3級(jí)有機(jī)質(zhì)土的標(biāo)準(zhǔn),但是有機(jī)質(zhì)在變化范圍上下層均出現(xiàn)了變化范圍較大的情況,其最大值是最小值10倍左右的變幅。

(2)變異程度是為了直觀地表示土壤養(yǎng)分在試驗(yàn)區(qū)分布的離散程度,用CV值表示變異系數(shù)。按照反映117個(gè)的樣點(diǎn)土壤養(yǎng)分含量值離散程度的變異系數(shù)大小,也可以將土壤變異性分級(jí):①土壤養(yǎng)分變異系數(shù)CV數(shù)值<10%,為弱變異性;②土壤養(yǎng)分變異系數(shù)CV在10%～100%之間,為中等變異性;③土壤養(yǎng)分變異系數(shù)CV>100%,屬于強(qiáng)變異性。

(1)

根據(jù)表1中的試驗(yàn)區(qū)草甸土壤有機(jī)質(zhì)指標(biāo)的變異系數(shù)CV統(tǒng)計(jì)表明,上層(0～20 cm)和下層(20～40 cm)草甸土壤養(yǎng)分變異系數(shù)分別為38.38%和51.19%,均為中度變異。

(3) 為了直觀地表示土壤養(yǎng)分分布的偏移量,以P值表示其偏斜程度:

(2)

當(dāng)土壤養(yǎng)分分布服從正態(tài)分布時(shí),中值等于平均值,P=0,若以P值為5%作為分界線,>5%為偏斜,<5%為不偏斜。

通過(guò)表1可以看出,主景區(qū)金頂草甸土壤上下層有機(jī)質(zhì)偏斜度分別為7.28%和10.17%,均>5%,有機(jī)質(zhì)含量整體上均表現(xiàn)為一定的偏斜。

2.2 武功山土壤養(yǎng)分的空間變異特征分析

草甸土壤養(yǎng)分的傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)分析,可以從總體上概括土壤養(yǎng)分的含量狀況。既然是總體上的特征,必然在局部土壤特征上缺少反映,也不能定量地描述草甸土壤養(yǎng)分的隨機(jī)分布和結(jié)構(gòu)特征,土壤養(yǎng)分的空間獨(dú)立性和相關(guān)性的反映也缺乏數(shù)據(jù)支撐。為了填補(bǔ)傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)上的不足,必須進(jìn)一步利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對(duì)草甸土壤養(yǎng)分的空間變異性進(jìn)行分析和探討。地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析空間變異性分兩個(gè)步驟:①對(duì)土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)用單樣本柯?tīng)柲缏宸颉姑字Z夫 Kolmogorov-Smirnov test(K-S)法進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn);②變異函數(shù)的計(jì)算、定義和檢驗(yàn)。

2.2.1 武功山草甸土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)的正態(tài)分布檢驗(yàn)

對(duì)金頂草甸區(qū)117個(gè)取樣點(diǎn)的土壤有機(jī)質(zhì)分上下層進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分布的單樣本柯?tīng)柲缏宸颉姑字Z夫Kolmogorov-Smimov(K-S)法正態(tài)分布檢驗(yàn),得到顯著性概率,即雙側(cè)漸近顯著性值{Asymp.Sig(2-tailed)}。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示,以0.05為分界線,當(dāng)顯著性概率PK-S>0.05時(shí),則服從正態(tài)分布;當(dāng)PK-S<0.05時(shí),則不成正態(tài)分布,需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。

從表3可看出,武功山主景區(qū)金頂草甸上層土壤有機(jī)質(zhì)的PK-S>0.05,表明上層土壤有機(jī)質(zhì)在95%的置信下達(dá)到顯著水平,呈正態(tài)分布,可以直接進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)學(xué)變異函數(shù)分析。下層土壤有機(jī)質(zhì)的PK-S<0.05,不服從正態(tài)分布,需經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換以服從正態(tài)分布,然后進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)學(xué)變異函數(shù)分析。

表3 土壤有機(jī)質(zhì)的SPSS柯?tīng)柲缏宸颉姑字Z夫正態(tài)分布檢驗(yàn)(土壤層0～20 cm和20～40 cm)Table 3 Kolmogorov-Smirnov’s normal distribution test in SPSS for soil organic matter(soil layer:0～20 cm & 20～40 cm)

注:Sig=Significance,即顯著性值。

2.2.2 試驗(yàn)區(qū)草甸土壤有機(jī)質(zhì)的半方差函數(shù)分析

基于武功山草甸土壤區(qū)土壤采樣的網(wǎng)格坐標(biāo)分布和所測(cè)土壤有機(jī)質(zhì)含量值數(shù)據(jù),在GS+7.0中進(jìn)行數(shù)據(jù)模擬和輸入,在軟件中自動(dòng)選擇最優(yōu)半方差函數(shù)模型下分析計(jì)算得出了草甸土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的量化指標(biāo),即土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的自相關(guān)距離和土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的空間自相關(guān)程度,并且生成各個(gè)養(yǎng)分指標(biāo)的半方差函數(shù)模型圖(圖2),提取其中的參數(shù)形成表4。

圖2 武功山試驗(yàn)區(qū)草甸土壤有機(jī)質(zhì)指標(biāo)半方差函數(shù)圖Fig.2 Isotropic varigram of soil organic matter of Wugong Mountain meadow(0～20 cm & 20～40 cm soil layer)

表4 武功山試驗(yàn)區(qū)山地草甸土壤有機(jī)質(zhì)含量半方差函數(shù)特征參數(shù)表Table 4 Semivariance function characteristic parameters of soil organic matter(OM)in Wugong Mountain meadow

2.2.3 草甸土壤養(yǎng)分空間變異的自相關(guān)距離狀況

土壤養(yǎng)分空間變異的自相關(guān)距離A0也叫變程(Range)或者獨(dú)立間距,它能夠表示土壤養(yǎng)分的空間分布特性及養(yǎng)分空間自相關(guān)的范圍大小,當(dāng)變量之間的采樣距離小于其空間自相關(guān)距離時(shí),說(shuō)明變量之間存在空間相關(guān)性;當(dāng)變量之間的采樣距離大于其空間自相關(guān)距離時(shí),說(shuō)明變量之間相互獨(dú)立。本研究的采樣點(diǎn)的間距即變量之間的距離約為30 m,從表4可以得出結(jié)論:試驗(yàn)區(qū)草甸上層土壤有機(jī)質(zhì)的自相關(guān)距離A0為474.6 m,下層為260.2 m,均遠(yuǎn)>30 m的采樣間距,說(shuō)明采樣過(guò)程中30 m的取樣間距合理有效,有機(jī)質(zhì)呈200 m半徑以上的區(qū)塊狀分布,整體性強(qiáng)。

2.2.4 草甸土壤養(yǎng)分空間變異的空間自相關(guān)程度狀況

塊金值(C0)是變異函數(shù)在原點(diǎn)處的數(shù)值,可以理解成土壤養(yǎng)分受人為因素影響程度,通常表示由實(shí)驗(yàn)誤差和小于最小實(shí)驗(yàn)取樣尺度引起的隨機(jī)變異。基臺(tái)值即C0+C表示系統(tǒng)屬性或區(qū)域化變量的最大變異,即系統(tǒng)內(nèi)的總變異,包括結(jié)構(gòu)性變異和隨機(jī)性變異,(C0/C0+C)則反映自相關(guān)部分的空間變異性占總空間變異性的程度,因此可作為研究因子空間相關(guān)的分類依據(jù)[19]。

(1) 當(dāng)(C0/C0+C)>75%,屬于強(qiáng)的空間自相關(guān),因此數(shù)據(jù)具有很好的空間結(jié)構(gòu)性,這可能是由于人為活動(dòng)削弱了結(jié)構(gòu)性因素所造成的自相關(guān)作用;

(2) 當(dāng)25%≤(C0/C0+C)≤75%,屬于中等程度空間自相關(guān),空間相關(guān)性中等;

(3) 當(dāng)(C0/C0+C)<25%,屬于弱的空間自相關(guān),空間相關(guān)性強(qiáng)。反映隨機(jī)部分即自然因素引起的空間異質(zhì)性程度起主要作用。

從表4中可知,試驗(yàn)樣地武功山金頂?shù)貐^(qū)的土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征如下:上、下層草甸土壤中有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)性系數(shù)(C0/C0+C)為27.85%和28.66%,屬于中等偏下程度的空間自相關(guān),說(shuō)明人為因素和自然因素對(duì)草甸土壤有機(jī)質(zhì)空間變異均產(chǎn)生了作用,人為作用目前的影響偏弱。

2.3 武功山山地草甸土壤養(yǎng)分的空間分布格局

武功山山地草甸試驗(yàn)樣地取樣設(shè)置呈南北走向的成片狀,從南端的最高峰金頂?shù)奖倍说牡躐R樁景區(qū),中間有V型谷地,在此處的草甸覆蓋區(qū)獲得有限而且盡量規(guī)則的樣點(diǎn)數(shù)據(jù),通過(guò)之前的半方差函數(shù)的模擬分析得出的結(jié)果可以知道,對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)指標(biāo)進(jìn)行空間插值是可行和精確的,因此在土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)理論及結(jié)構(gòu)分析的基礎(chǔ)上,利用ArcGIS中的Kriging空間插值模塊對(duì)試驗(yàn)樣地的土壤有機(jī)質(zhì)含量和周圍區(qū)域進(jìn)行插值估計(jì),因此通過(guò)面積上或者權(quán)重上的局部加權(quán)平均,可以得出最優(yōu)無(wú)偏估計(jì),繪制出土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布格局圖,如圖3所示。

先做出采樣點(diǎn)的邊界輪廓和采樣點(diǎn)平面分布圖,如圖1所示。試驗(yàn)地位于武功山主景區(qū)金頂—吊馬樁一帶,采樣地邊界范圍約為12 000 m2。然后運(yùn)行ArcGIS下的“MapGIS—地理分析—克里金(Kriging)”模塊,將金頂草甸采樣地塊圖與土壤有機(jī)質(zhì)分布進(jìn)行插值處理,不同顏色色階的疊加渲染,做出土壤有機(jī)質(zhì)空間分布圖(圖3),從圖上插值結(jié)果看,可以得出以下具體分析:土壤的有機(jī)質(zhì)方面,與常規(guī)統(tǒng)計(jì)和地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析結(jié)果類似,從插值的色階區(qū)間來(lái)看,在圖中草甸土壤上下層的有機(jī)質(zhì)含量均比較穩(wěn)定,沒(méi)有多大的上下層差異,在南部的金頂一側(cè)有機(jī)質(zhì)較高于吊馬樁一側(cè),出現(xiàn)在金頂一側(cè)有機(jī)質(zhì)在峽谷區(qū)較高,金頂—吊馬樁之間的V型谷底的土壤有機(jī)質(zhì)含量也較周邊高。

圖3 草甸土壤有機(jī)質(zhì)指標(biāo)空間插值圖Fig.3 Spatial interpolation of soil organic matter of Wugong Mountain meadow

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié)論

(1) 描述性統(tǒng)計(jì)分析得出其結(jié)論為試驗(yàn)區(qū)草甸土壤大體屬于2類有機(jī)質(zhì)土壤。

(2) 在采樣距離為30 m的背景下,試驗(yàn)區(qū)草甸的上、下層土壤有機(jī)質(zhì)的自相關(guān)距離A0分別為474.6 m和260.2 m,都遠(yuǎn)>30 m的采樣間距,說(shuō)明有機(jī)質(zhì)空間區(qū)塊性分布明顯,采樣合理有效。

(3) 試驗(yàn)區(qū)草甸上、下層土壤有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)性系數(shù)C0/(C0+C)均呈現(xiàn)出中等偏下強(qiáng)度的空間自相關(guān),主要受自然因素的影響,但開(kāi)始有被人類活動(dòng)因素所打破的趨勢(shì)。

(4) 通過(guò)普通克里金空間插值成圖,圖中呈現(xiàn)出來(lái)的土壤有機(jī)質(zhì)空間分布在地形和土地利用格局下都具有地區(qū)差異性,在金頂和V型谷的土壤均出現(xiàn)了有機(jī)質(zhì)含量較高的集中區(qū),在旅游密集區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量高且呈破碎化分布,初步分析可知,造成這種差異的原因主要為海拔、地形、旅游活動(dòng)、土壤垂直發(fā)育等因素。

3.2 討論

從本研究的結(jié)論上看,總體上目前武功山山地草甸土壤有機(jī)質(zhì)受到自然因素和人類活動(dòng)雙重影響,其空間結(jié)構(gòu)受到一定破壞,主要原因可以歸納為:

(1) 養(yǎng)分的空間變異主要影響因素為武功山獨(dú)特的山體地形和氣候條件;

(2) 目前旅游活動(dòng)對(duì)武功山山地草甸的破壞時(shí)間不夠長(zhǎng),干擾和破壞處于初期,在近幾年才陸續(xù)被觀察到,并且結(jié)合空間插值圖可以發(fā)現(xiàn),在金頂旅游活動(dòng)區(qū),這類土壤有機(jī)質(zhì)的破碎化分布開(kāi)始展現(xiàn),說(shuō)明局部地區(qū)受到了干擾,這是不容忽視的現(xiàn)狀,并且這種破壞有加強(qiáng)的趨勢(shì)。因此后續(xù)的工作應(yīng)該更加細(xì)化,加強(qiáng)在金頂景區(qū)的養(yǎng)分管理和旅游管理,切實(shí)做好垃圾清理、旅館經(jīng)營(yíng)和游客行為管理的工作,防止進(jìn)一步對(duì)土壤環(huán)境的污染。

綜上所述,武功山的山地草甸土壤研究工作還處于起步階段,主要有關(guān)于常規(guī)養(yǎng)分和養(yǎng)分影響的自然因素研究[16-22],后續(xù)的研究工作需要更加細(xì)致化和多樣化,利用半方差函數(shù)與Moran’s I的結(jié)合分析[23],運(yùn)用GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件等先進(jìn)技術(shù)精準(zhǔn)化、常態(tài)化管理山地草甸的養(yǎng)分。進(jìn)行植被修復(fù)等工作時(shí),需要長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)和分析土壤養(yǎng)分空間變異狀況。值得特別注意的是,對(duì)于土壤微生物環(huán)境和土壤碳的研究應(yīng)該是后續(xù)工作的重點(diǎn)。

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(責(zé)任編輯：于繼紅)

Spatial Variability of Meadow Soil Organic Matter onWugong Mountain Based on GIS

LIU Fukun1, YUAN Zhiyang2, SUN Zhiguo3, DENG Bangliang4, GUO Xiaomin4
(1.SchoolofGeography&EnvironmentalScience,GuizhouNormalUniversity,Guiyang,Guizhou550000; 2.HubeiInstituteofGeosciences,Wuhan,Hubei430034; 3.SchoolofResourcesEnvironmentalScienceandEngineering,HubeiUniversityofScienceandTechnology,Xianning,Hubei437100; 4.KeyLaboratoryofTreeBreedingandCultivationofJiangxiProvincial,JiangxiAgriculturalUniversity,Nanchang,Jiangxi330045)

The authors take the soil in a block mountain meadow of the core scenic area of Wugong Mountain from Jinding to Diaomazhuang area as the research object,There are 117 sampling spots located at 30 m×30 m grid in the two layers,(0～20 cm)and(20～40 cm),of meadow in the test region.Through soil organic matter determination,spatial variation analysis of soil nutrients is analyzed by the conventional statistics and geological statistical methods,the Ordinary Kriging interpolation mapping is built based on GIS.Through the research and analysis on distribution characteristics and spatial heterogeneity of soil nutrients,it draws the conclusions as follows:①General descriptive statistical analysis concludes that the upper soil layer(0～20 cm)generally belongs to 2nd classes of organic matter soil,the lower part(20～40 cm)is to third class,and good integrity distribution is in the whole test region meadow.②Under the background of sampling distance of 30 m,the autocorrelation distance of the lower soil organic matter A0is 474.6 m and 260.2 m respectively in the test region meadow,which are far more than 30 m sampling spacing.It means that the organic matter spatial block distribution is obvious,and the sampling is reasonable and effective.③The correlation coefficients of the meadow organic matter in the two layers of test region(C0/C0+C)were 27.85% and 28.66% respectively,which is below the average level degree of spatial autocorrelation.And the spatial variability of soil organic matter would be affected by both human factors and natural factors.④According to Ordinary Kriging interpolation space mapping,the regional differences between the landform and the land use pattern of soil organic matter spatial distribution have been shown in the figure.The preliminary analysis shows that the causes of these differences mainly for altitude,landform,tourism activities,soil factors such as the vertical development and so on.

Wugong Mountain meadow; soil organic matter; spatial variation; geological statistics; GIS spatial interpolation

2016-01-26;改回日期:2016-09-18

國(guó)家科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目(2012BAC11B06);國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(31360177)。

柳富坤(1987-),男,碩士,研究方向:山地環(huán)境及地理科學(xué)研究。E-mail:278584130@qq.com

*通訊作者:郭曉敏(1956-),女,教授,主要從事土壤營(yíng)養(yǎng)與施肥、地力維持、植被恢復(fù)、城市林業(yè)等領(lǐng)域的教學(xué)和科研工作。E-mail:gxmjxau@163.com

S153.6+21; P208

A

1671-1211(2017)02-0158-07

10.16536/j.cnki.issn.1671-1211.2017.02.008

數(shù)字出版網(wǎng)址:http://www.cnki.net/kcms/detail/42.1736.X.20170314.0820.004.html 數(shù)字出版日期:2017-03-14 08:20