柳富坤, 袁知洋, 孫志國, 鄧邦良, 郭曉敏*

(1.貴州師范大學 地理與環(huán)境科學學院,貴州 貴陽 550000; 2.湖北省地質科學研究院,湖北 武漢 430034; 3.湖北科技學院 資源環(huán)境科學與工程學院,湖北 咸寧 437000; 4.江西農業(yè)大學 江西省森林培育重點實驗室,江西 南昌 330045)

基于GIS的武功山山地草甸土壤有機質空間變異研究

柳富坤1, 袁知洋2, 孫志國3, 鄧邦良4, 郭曉敏4*

(1.貴州師范大學 地理與環(huán)境科學學院,貴州 貴陽 550000; 2.湖北省地質科學研究院,湖北 武漢 430034; 3.湖北科技學院 資源環(huán)境科學與工程學院,湖北 咸寧 437000; 4.江西農業(yè)大學 江西省森林培育重點實驗室,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象,對試驗區(qū)草甸上(0～20 cm)和下(20～40 cm)兩層土壤采用30 m×30 m網格共采117個樣點,測定土壤有機質,采用常規(guī)統(tǒng)計和地統(tǒng)計學進行了土壤有機質的空間變異分析,并且基于GIS進行了普通克里金插值成圖,通過對土壤有機質的分布特征以及空間異質性研究分析,得出結論如下:①根據常規(guī)描述性統(tǒng)計分析,試驗區(qū)草甸土壤上層(0～20 cm)大體屬于2類有機質土壤,下層(20～40 cm)大體達到3類有機質土壤,整體性分布較好;②在采樣距離為30 m的背景下,試驗區(qū)草甸的上、下層土壤有機質的自相關距離A0分別為474.6 m和260.2 m,都遠>30 m的采樣間距,說明有機質空間區(qū)塊性分布明顯,采樣合理有效;③試驗區(qū)上、下層草甸土壤中有機質的空間自相關性系數(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,土壤有機質空間變異受人類因素和自然因素雙重影響;④通過普通克里格空間插值成圖,圖中呈現(xiàn)出來的土壤有機質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、土壤垂直發(fā)育等因素。

武功山草甸;土壤有機質;空間變異;地統(tǒng)計學;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],土壤的有機質隨之發(fā)現(xiàn)變異,土壤有機質的空間變異性指土壤中所含的有機質在空間不同位置中所表現(xiàn)出的差異性以及趨勢性,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,變異類型包括結構分異和隨機變異兩種[2]。土壤的形成經過一系列自然過程[3-4](地形、母質、土壤類型、地質過程等),自然因素是土壤特性的空間結構分異的內源動力。一些研究結果表明,土壤中不論是有機質還是大量、中量或者微量養(yǎng)分元素的空間變異性,受土壤母質、地形影響較為顯著[5-7],因此自然因素是影響?zhàn)B分空間異質性的內在動力;人類因素對土壤養(yǎng)分特性的空間變異也有較大影響,人類對土壤理化性質的改變是多方位的,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質的空間變異狀況,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象,對試驗區(qū)草甸土壤上(0～20 cm)和下(20～40 cm)兩層進行采樣并運用ASI土壤養(yǎng)分狀況系統(tǒng)分析法[8-10]測定土壤有機質,采用地統(tǒng)計學[11-14]進行了土壤有機質的空間變異分析,并且基于GIS進行了草甸土壤有機質的普通克里金插值成圖,通過對土壤有機質的分布特征以及空間異質性研究分析,揭示武功山試驗區(qū)草甸土壤有機質的空間變異規(guī)律,了解試驗區(qū)草甸土壤養(yǎng)分狀況,不僅可以為科學施肥、實行山地草甸養(yǎng)分的分區(qū)管理提供重要依據,且有助于揭示退化草甸生態(tài)系統(tǒng)中土壤有機質的變異實質,為亞熱帶地區(qū)退化山地草甸植被恢復技術及豐富亞熱帶山地草甸土壤有機質管理理論提供科學參考。

1 材料與方法

1.1 武功山試驗樣地概況

試驗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,是整個植物群落的優(yōu)勢種,其次是野古草(Arundinella anomala)為亞優(yōu)勢種,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,美學價值較高,是武功山山地草甸的旅游核心區(qū),是游客上山旅游活動的首要目的地,且金頂區(qū)域有成片區(qū)的旅館和餐飲設施,因此此片區(qū)的草甸成為受到旅游活動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區(qū)的采樣設計:選取武功山山地草甸土壤上(0～20 cm)、下(20～40 cm)兩層為研究對象,在地圖上初步劃定試驗區(qū)的大面積的草甸片區(qū),在該片區(qū)內按順序選取了117個草甸土壤采樣點,每個采樣點間距控制為30 m左右,進行網格狀取樣,且用手持式GPS記錄儀記錄下每個采樣點的經緯度,以及海拔、坡度、退化程度等地理概況,在每個采樣網格的中間點和四周距離為3 m的四個點分別取樣,每個點取上(0～20 cm)、下(20～40 cm)兩層土壤,分別將五個點上、下兩層土壤分層混合均勻,取適量進行標記、裝袋,并及時帶回實驗室,預先晾干、篩選、研磨等處理,繼而應用ASI土壤養(yǎng)分狀況系統(tǒng)分析法進行化學分析,測出每個土樣的有機質指標,代表該網格區(qū)的草甸土壤有機質含量狀況。

1.3 樣品測定與數據分析方法

1.3.1 土壤樣品有機質測定的實驗方法

本研究中的土壤樣品的有機質測定主要基于ASI土壤養(yǎng)分狀況系統(tǒng)研究法[9]的測定方法,操作如下:堿溶有機質(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420 nm光波測定,用腐殖酸做標準曲線測定。

1.3.2 數據處理與統(tǒng)計方法

試驗數據采用Excel2003、SPSS17.0、半方差分析軟件平臺GS+7.0(Gamma Design Software)、ArcGIS Desktop9.3、Photoshop CS3等分析軟件進行分析,具體操作如下:應用Excel 2003和SPSS17.0統(tǒng)計軟件對土壤有機質數據進行基于ASI的描述性統(tǒng)計分析;顯著性水平設定為α=0.01、α=0.05兩個水平,對土壤有機質數據進行正態(tài)分布檢驗;應用地統(tǒng)計學軟件GS+對網格取樣樣地的土壤有機質的整體數據進行半方差函數分析,得出其空間異質性參數;應用ArcGIS的克里格空間插值模塊對樣地土壤有機質指標進行地理空間插值,得出空間養(yǎng)分分布狀況圖,圖片后期處理利用Photoshop CS3進行分辨率處理,圖表和文本均采用Microsoft Excel 2003完成。

2 結果與分析

在分析土壤養(yǎng)分有機質的空間變異之前,需要對所采樣點的土壤有機質數據值進行傳統(tǒng)統(tǒng)計分析,這是武功山草甸土壤有機質的空間異質性分析的基礎,因此在基于ASI土壤養(yǎng)分分析系統(tǒng)測定下,對117個采樣點的上、下層土壤樣本進行土壤有機質的描述性統(tǒng)計分析。

2.1 武功山山地草甸土壤有機質含量的統(tǒng)計特征分析

結合中國第二次土壤普查結果,數據表中的統(tǒng)計項目包括最大值、最小值、平均值、中值、標準差、方差、偏斜度、變異系數等,分析結果見表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)計分析及正態(tài)分布檢驗(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:有機質(OM)的單位為%,下表2同。

表2 中國土壤養(yǎng)分分級標準(第二次全國土壤普查)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) 土壤有機質含量的變化范圍。117個采樣點的土壤有機質數據的最大值和最小值的差即其養(yǎng)分含量變化范圍。有機質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%。按照中國第二次土壤養(yǎng)分的分級標準(如表2),在有機質方面,武功山實驗區(qū)金頂草甸上層土壤在第5類—第1類有機質土均有分布,大體上達到了2級有機質土的標準;下層土壤為第5類—第1類有機質土均有分布,武功山草甸的下層土壤大體上達到了3級有機質土的標準,但是有機質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)分在試驗區(qū)分布的離散程度,用CV值表示變異系數。按照反映117個的樣點土壤養(yǎng)分含量值離散程度的變異系數大小,也可以將土壤變異性分級:①土壤養(yǎng)分變異系數CV數值<10%,為弱變異性;②土壤養(yǎng)分變異系數CV在10%～100%之間,為中等變異性;③土壤養(yǎng)分變異系數CV>100%,屬于強變異性。

(1)

根據表1中的試驗區(qū)草甸土壤有機質指標的變異系數CV統(tǒng)計表明,上層(0～20 cm)和下層(20～40 cm)草甸土壤養(yǎng)分變異系數分別為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)

當土壤養(yǎng)分分布服從正態(tài)分布時,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。

通過表1可以看出,主景區(qū)金頂草甸土壤上下層有機質偏斜度分別為7.28%和10.17%,均>5%,有機質含量整體上均表現(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)分的隨機分布和結構特征,土壤養(yǎng)分的空間獨立性和相關性的反映也缺乏數據支撐。為了填補傳統(tǒng)統(tǒng)計學上的不足,必須進一步利用地統(tǒng)計學方法對草甸土壤養(yǎng)分的空間變異性進行分析和探討。地統(tǒng)計學分析空間變異性分兩個步驟:①對土壤養(yǎng)分數據用單樣本柯爾莫哥洛夫—斯米諾夫 Kolmogorov-Smirnov test(K-S)法進行正態(tài)分布檢驗;②變異函數的計算、定義和檢驗。

2.2.1 武功山草甸土壤養(yǎng)分數據的正態(tài)分布檢驗

對金頂草甸區(qū)117個取樣點的土壤有機質分上下層進行統(tǒng)計分布的單樣本柯爾莫哥洛夫—斯米諾夫Kolmogorov-Smimov(K-S)法正態(tài)分布檢驗,得到顯著性概率,即雙側漸近顯著性值{Asymp.Sig(2-tailed)}。檢驗結果如表3所示,以0.05為分界線,當顯著性概率PK-S>0.05時,則服從正態(tài)分布;當PK-S<0.05時,則不成正態(tài)分布,需要對數據進行對數轉換。

從表3可看出,武功山主景區(qū)金頂草甸上層土壤有機質的PK-S>0.05,表明上層土壤有機質在95%的置信下達到顯著水平,呈正態(tài)分布,可以直接進行地統(tǒng)計學變異函數分析。下層土壤有機質的PK-S<0.05,不服從正態(tài)分布,需經過對數轉換以服從正態(tài)分布,然后進行地統(tǒng)計學變異函數分析。

表3 土壤有機質的SPSS柯爾莫哥洛夫—斯米諾夫正態(tài)分布檢驗(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 試驗區(qū)草甸土壤有機質的半方差函數分析

基于武功山草甸土壤區(qū)土壤采樣的網格坐標分布和所測土壤有機質含量值數據,在GS+7.0中進行數據模擬和輸入,在軟件中自動選擇最優(yōu)半方差函數模型下分析計算得出了草甸土壤養(yǎng)分空間異質性的量化指標,即土壤有機質空間變異的自相關距離和土壤有機質空間變異的空間自相關程度,并且生成各個養(yǎng)分指標的半方差函數模型圖(圖2),提取其中的參數形成表4。

圖2 武功山試驗區(qū)草甸土壤有機質指標半方差函數圖Fig.2 Isotropic varigram of soil organic matter of Wugong Mountain meadow(0～20 cm & 20～40 cm soil layer)

表4 武功山試驗區(qū)山地草甸土壤有機質含量半方差函數特征參數表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距離狀況

土壤養(yǎng)分空間變異的自相關距離A0也叫變程(Range)或者獨立間距,它能夠表示土壤養(yǎng)分的空間分布特性及養(yǎng)分空間自相關的范圍大小,當變量之間的采樣距離小于其空間自相關距離時,說明變量之間存在空間相關性;當變量之間的采樣距離大于其空間自相關距離時,說明變量之間相互獨立。本研究的采樣點的間距即變量之間的距離約為30 m,從表4可以得出結論:試驗區(qū)草甸上層土壤有機質的自相關距離A0為474.6 m,下層為260.2 m,均遠>30 m的采樣間距,說明采樣過程中30 m的取樣間距合理有效,有機質呈200 m半徑以上的區(qū)塊狀分布,整體性強。

2.2.4 草甸土壤養(yǎng)分空間變異的空間自相關程度狀況

塊金值(C0)是變異函數在原點處的數值,可以理解成土壤養(yǎng)分受人為因素影響程度,通常表示由實驗誤差和小于最小實驗取樣尺度引起的隨機變異。基臺值即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)內的總變異,包括結構性變異和隨機性變異,(C0/C0+C)則反映自相關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的分類依據[19]。

(1) 當(C0/C0+C)>75%,屬于強的空間自相關,因此數據具有很好的空間結構性,這可能是由于人為活動削弱了結構性因素所造成的自相關作用;

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

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

從表4中可知,試驗樣地武功山金頂地區(qū)的土壤有機質空間變異特征如下:上、下層草甸土壤中有機質的空間自相關性系數(C0/C0+C)為27.85%和28.66%,屬于中等偏下程度的空間自相關,說明人為因素和自然因素對草甸土壤有機質空間變異均產生了作用,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樣地取樣設置呈南北走向的成片狀,從南端的最高峰金頂到北端的吊馬樁景區(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)則的樣點數據,通過之前的半方差函數的模擬分析得出的結果可以知道,對土壤有機質指標進行空間插值是可行和精確的,因此在土壤養(yǎng)分半方差函數理論及結構分析的基礎上,利用ArcGIS中的Kriging空間插值模塊對試驗樣地的土壤有機質含量和周圍區(qū)域進行插值估計,因此通過面積上或者權重上的局部加權平均,可以得出最優(yōu)無偏估計,繪制出土壤有機質的空間分布格局圖,如圖3所示。

先做出采樣點的邊界輪廓和采樣點平面分布圖,如圖1所示。試驗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質分布進行插值處理,不同顏色色階的疊加渲染,做出土壤有機質空間分布圖(圖3),從圖上插值結果看,可以得出以下具體分析:土壤的有機質方面,與常規(guī)統(tǒng)計和地統(tǒng)計學分析結果類似,從插值的色階區(qū)間來看,在圖中草甸土壤上下層的有機質含量均比較穩(wěn)定,沒有多大的上下層差異,在南部的金頂一側有機質較高于吊馬樁一側,出現(xiàn)在金頂一側有機質在峽谷區(qū)較高,金頂—吊馬樁之間的V型谷底的土壤有機質含量也較周邊高。

圖3 草甸土壤有機質指標空間插值圖Fig.3 Spatial interpolation of soil organic matter of Wugong Mountain meadow

3 結論與討論

3.1 結論

(1) 描述性統(tǒng)計分析得出其結論為試驗區(qū)草甸土壤大體屬于2類有機質土壤。

(2) 在采樣距離為30 m的背景下,試驗區(qū)草甸的上、下層土壤有機質的自相關距離A0分別為474.6 m和260.2 m,都遠>30 m的采樣間距,說明有機質空間區(qū)塊性分布明顯,采樣合理有效。

(3) 試驗區(qū)草甸上、下層土壤有機質的空間自相關性系數C0/(C0+C)均呈現(xiàn)出中等偏下強度的空間自相關,主要受自然因素的影響,但開始有被人類活動因素所打破的趨勢。

(4) 通過普通克里金空間插值成圖,圖中呈現(xiàn)出來的土壤有機質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)了有機質含量較高的集中區(qū),在旅游密集區(qū)土壤有機質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、土壤垂直發(fā)育等因素。

3.2 討論

從本研究的結論上看,總體上目前武功山山地草甸土壤有機質受到自然因素和人類活動雙重影響,其空間結構受到一定破壞,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特的山體地形和氣候條件;

(2) 目前旅游活動對武功山山地草甸的破壞時間不夠長,干擾和破壞處于初期,在近幾年才陸續(xù)被觀察到,并且結合空間插值圖可以發(fā)現(xiàn),在金頂旅游活動區(qū),這類土壤有機質的破碎化分布開始展現(xiàn),說明局部地區(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的趨勢。因此后續(xù)的工作應該更加細化,加強在金頂景區(qū)的養(yǎng)分管理和旅游管理,切實做好垃圾清理、旅館經營和游客行為管理的工作,防止進一步對土壤環(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致化和多樣化,利用半方差函數與Moran’s I的結合分析[23],運用GIS和地統(tǒng)計學軟件等先進技術精準化、常態(tài)化管理山地草甸的養(yǎng)分。進行植被修復等工作時,需要長期動態(tài)監(jiān)測和分析土壤養(yǎng)分空間變異狀況。值得特別注意的是,對于土壤微生物環(huán)境和土壤碳的研究應該是后續(xù)工作的重點。

[1] 程先富,史學正,于東升,等.江西省興國縣土壤全氮和有機質的空間變異及其分布格局[J].應用與環(huán)境生物學報,2004,10(1):64-67.

[2] 張法升,劉作新.分形理論及其在土壤空間變異研究中的應用[J].應用生態(tài)學報,2011,22(5):1351-1358.

[3] 黃昌勇.土壤學[M].北京:中國農業(yè)出版社,2000.

[4] 陸欣.土壤肥料學[M].北京:中國農業(yè)大學出版社,2002.

[5] 秦松,樊燕,劉洪斌,等.地形因子與土壤養(yǎng)分空間分布的相關性研究[J].水土保持研究,2008,15(1):46-52.

[6] 程先富,史學正,王洪杰.紅壤丘陵區(qū)耕層土壤顆粒的分形特征[J].地理科學,2003,23(5):618-621.

[7] 鐘曉蘭,周生路,李江濤,等.長江三角洲地區(qū)土壤重金屬污染的空間變異特征——以江蘇省太倉市為例[J].土壤學報,2007,44(1):33-40.

[8] 楊玉玲,文啟凱,田長彥,等.土壤空間變異研究現(xiàn)狀及展望[J].干旱區(qū)研究,2001,18(2):51-55.

[9] 熊桂云,劉冬碧,陳防,等.ASI法測定土壤有效磷、有效鉀和銨態(tài)氮與我國常規(guī)分析方法的相關性[J].中國土壤與肥料,2007(3):73-76.

[10] 金繼運,張寧,梁鳴早,等.土壤養(yǎng)分狀況系統(tǒng)研究法在土壤肥力研究及測土施肥中的應用[J].植物營養(yǎng)與肥料學報,1996(1):8-14.

[11] 杜森,黃青青,李花粉.土壤通用浸提劑與有效養(yǎng)分測試研究進展[J].現(xiàn)代農業(yè)科技,2010(16):286-291.

[12] A.G.Journel and C.J.Huijbregts.Mining Geostatistics[M].New York,NY,USA:Academic Press,1978.

[13] Webster R,Burgess T M.Spatial variation in soil and the role of kriging[J].Agricultural Water Management,1983,6(2):111-122.

[14] 李亮亮,依艷麗,凌國鑫,等.地統(tǒng)計學在土壤空間變異研究中的應用[J].土壤通報,2005,36(2):265-268.

[15] 秦耀東.土壤空間變異研究中的半方差問題[J].農業(yè)工程學報,1998(12):42-47.

[16] 袁知洋,鄧邦良,郭曉敏,等.武功山山地草甸土壤全量氮磷鉀分布格局及對不同退化程度的響應[J].西北林學院學報,2015,30(3):14-20.

[17] 袁知洋,鄧邦良,李志,等.武功山草甸土壤堿解氮含量分布影響因素研究[J].江蘇農業(yè)科學,2015,43(5):318-320.

[18] 袁知洋,鄧邦良,陳煦,等.武功山草甸區(qū)植被小群落下土壤活性有機碳和總有機碳的分布及關系[J].西南農業(yè)學報,2015,28(5):2166-2171.

[19] 袁知洋,鄧邦良,張學玲,等.武功山草甸植被小群落土壤活性有機碳與土壤養(yǎng)分的典型相關分析[J].中南林業(yè)科技大學學報,2016,36(2):84-90.

[20] 溫衛(wèi)華,鄧邦良,牛德奎,等.武功山草甸土壤微生物分布影響因素研究[J].湖北農業(yè)科學,2015,54(8):1844-1847.

[21] 鄧邦良,袁知洋,郭曉敏.武功山草甸土壤微量元素分布及對人為干擾的響應[J].草業(yè)科學,2015,32(10):1555-1560.

[22] 鄧邦良,袁知洋,溫衛(wèi)華,等.武功山山地草甸土壤有機質、全氮及堿解氮分布格局及關系[J].江蘇農業(yè)科學,2015,43(11):414-417.

[23] 劉慶,夏江寶,謝文軍.半方差函數與Moran’s I在土壤微量元素空間分布研究中的應用——以壽光市為例[J].武漢大學學報(信息科學版),2011,36(9):1129-1133.

(責任編輯：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

國家科技支撐計劃項目(2012BAC11B06);國家自然科學基金項目(31360177)。

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

*通訊作者:郭曉敏(1956-),女,教授,主要從事土壤營養(yǎng)與施肥、地力維持、植被恢復、城市林業(yè)等領域的教學和科研工作。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

數字出版網址:http://www.cnki.net/kcms/detail/42.1736.X.20170314.0820.004.html 數字出版日期:2017-03-14 08:20