陳樟昊 余坤勇 劉健 林同舟 何平

(福建農(nóng)林大學，福州，350002)

閩西竹林土壤物理性質(zhì)的空間變異格局1)

陳樟昊 余坤勇 劉健 林同舟 何平

(福建農(nóng)林大學，福州，350002)

采用地統(tǒng)計學與GIS分析方法，分析閩西永安市6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的毛竹林地的土壤含水量、土壤密度、最大持水量、最小持水量和土壤總孔隙度等6個物理性質(zhì)的空間變異規(guī)律與分布格局。6個土壤物理指標變異系數(shù)介于0.12～0.30，均屬中等變異；土壤含水量、最大持水量和毛管持水量最佳半方差函數(shù)模型均為球狀模型，變程依次為3 970、4 360、4 710 m，土壤密度、最小持水量和毛管總孔隙度最佳半方差函數(shù)模型均為指數(shù)模型，變程分別為5 490、5 310、6 690 m，均大于1 000 m采樣距離，且各指標隨機性變異占總變異比例低于25%，分形維數(shù)趨近2，均呈現(xiàn)強空間相關性；除土壤密度呈各向同性且以0°方向(西—東)為優(yōu)勢格局外，其余5個指標呈各向異性且均以45°方向(西南—東北)為優(yōu)勢格局。土壤含水量與土壤密度的分布呈相反趨勢，最大持水量、最小持水量和毛管總孔隙度分布格局相似，毛管持水量分布與研究區(qū)海拔密切相關，6個物理性質(zhì)空間變異呈顯著相關。

毛竹；土壤物理性質(zhì)；空間異質(zhì)性

土壤物理性質(zhì)空間異質(zhì)性深刻影響林地土壤質(zhì)量和土壤物質(zhì)循環(huán)[1]，是森林分布及其演變的主要原因之一[2]。土壤作為非均一性和變化的時空連續(xù)體，其物理特性作為土壤物質(zhì)循環(huán)的載體，對土壤中水、氣、肥和熱的運輸和傳導具有重要的作用[3-4]。在氣候、地形、生物、人為與自然干擾等因素的共同作用下，土壤物理性質(zhì)存在高度的空間異質(zhì)性[5-6]。不同尺度上土壤物理性質(zhì)的空間變異影響要素存在著差異，小尺度范圍內(nèi)土壤微生物是主導影響要素，中尺度范圍內(nèi)土壤動物的活動與植被根系的分布是主導影響因素，而地形、母質(zhì)與降水蒸發(fā)格局則是大尺度范圍內(nèi)決定土壤物理性質(zhì)生態(tài)過程的主要原因[7-8]。當前，土壤物理性質(zhì)的空間異質(zhì)性是研究土壤生態(tài)學過程的熱點之一，主要采用地統(tǒng)計學方法，對草地、松林區(qū)以及熱帶雨林區(qū)中小尺度空間變異進行研究[9-11]，為土壤理化性質(zhì)的空間變異提供了重要的理論參考。由于中小尺度空間變異較為微弱，受隨機變異影響較大[12]，研究大尺度土壤物理特性空間變異效應對其分布格局預測具有重要借鑒作用。

毛竹資源在我國分布廣泛，是南方重要的森林資源。但受知識結構落后、經(jīng)濟利益刺激等因素影響，當前集體林區(qū)的竹資源經(jīng)營中，林農(nóng)主體以施肥、劈草等較為粗放的經(jīng)營措施為主。這些粗放的人為經(jīng)營，已導致竹資源林地的土壤硬結、水土流失、結構破壞等現(xiàn)象發(fā)生，使得林地生產(chǎn)承載力逐年下降。福建省永安市是我國毛竹的主要產(chǎn)區(qū)，20世紀80年代開始，該市大規(guī)模推行毛竹林集約化經(jīng)營[13]，毛竹產(chǎn)業(yè)得到進一步的發(fā)展。但當?shù)亓洲r(nóng)未能了解土壤特性及其空間格局對竹產(chǎn)量的影響，仍堅持以短期收益為目的的傳統(tǒng)經(jīng)營管理技術，使得產(chǎn)區(qū)毛竹密度由4 035株/hm2下降到目前1 900株/hm2；雖然竹筍產(chǎn)量增加，但總體上存在廣種薄收，竹林產(chǎn)量和質(zhì)量較前幾年有嚴重下降的趨勢[14]。土壤水分及孔隙等物理性質(zhì)影響植物根系呼吸與養(yǎng)分吸收，其空間格局進而影響植物根系分布，并決定毛竹林生長狀態(tài)與更新，以及人類經(jīng)營管理模式的選擇。因而探討毛竹林地的土壤物理性質(zhì)空間變異及規(guī)律對于指導我國南方集體林區(qū)的竹資源林地利用和優(yōu)化經(jīng)營具有重要指導意義。以永安市6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的毛竹林為例，在大尺度范圍內(nèi)，研究毛竹林土壤物理性質(zhì)的空間變異特征，并插值預測各物理性質(zhì)指標的空間分布格局，以期揭示竹林土壤物理性質(zhì)空間變化規(guī)律，為今后竹林土壤物理性質(zhì)最佳采樣尺度研究以及竹林生產(chǎn)過程提供科學依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

永安市地處福建省西部的三明市，東經(jīng)116°56′～117°47′，北緯25°33′～26°12′。研究區(qū)位于永安市竹林覆蓋率高的東部和南部，包括貢川鎮(zhèn)、上坪鄉(xiāng)、西洋鎮(zhèn)、青水畬族鄉(xiāng)、洪田鎮(zhèn)、小陶鎮(zhèn)6個鄉(xiāng)鎮(zhèn)。氣候?qū)僦衼啛釒ШＱ笮约撅L氣候，年平均氣溫19.3 ℃，年降水量1 600 mm。地勢由東北向西南逐漸升高，地表切割性強，結構破碎，地形復雜，山川溪流交錯分布。研究區(qū)毛竹覆蓋度高，尤其是上坪鄉(xiāng)毛竹資源豐富，現(xiàn)有竹林面積6 666.7 hm2，人均擁有量居全省第一；貢川鎮(zhèn)毛竹林面積達4 533 hm2，蓄積量大、生產(chǎn)效益突出；小陶鎮(zhèn)與西洋鎮(zhèn)毛竹林面積均達4 500 hm2以上；青水畬族鄉(xiāng)西部與洪田鎮(zhèn)南部均有豐富的毛竹資源。研究區(qū)土壤類型構成主要為紅壤、山地黃壤、山地黃紅壤、山地草甸土、石灰石。

2 材料與方法

以落入研究區(qū)的森林資源清查固定樣地為基礎，按公里網(wǎng)進行1 km×1 km加密設置和隨機設置，提取優(yōu)勢樹種為毛竹的樣地138個(圖1)。

圖1 研究區(qū)采點布置示意圖

2013年7月14—8月1日在各個樣點用環(huán)刀對土壤進行分層采樣，分別采集A層(0

采用SPSS 21.0篩選出土壤樣本均值加減3個標準差區(qū)間外的離群值，并剔除離群值，進而統(tǒng)計各土壤樣本物理性質(zhì)的最大值、最小值、極差、均值、標準差、變異系數(shù)以及采用單樣本K-S檢驗土壤樣品的正態(tài)性。其中，變異系數(shù)反映隨機變量離散程度，即土壤物理性質(zhì)空間異質(zhì)性的強弱，CV<0.1表現(xiàn)為變量的弱變異性；0.1≤CV≤1為中等變異性；CV>1則反映出變量具有強變異性[16]?？紤]常規(guī)的描述性統(tǒng)計量僅能反映出土壤物理性質(zhì)指標總體差異程度，忽略了由于樣本間空間方位變化所產(chǎn)生的變異性，無法描述土壤物理性質(zhì)的結構性和隨機性。土壤物理性質(zhì)的空間分布是一個連續(xù)性過程，可用地統(tǒng)計學的半方差函數(shù)分析區(qū)域化變量的空間變異特征和空間分布特征，半方差模型為

(1)

式中：h為兩樣本點空間距離；r(h)為樣本距離的半方差函數(shù)；Z(xi)為Z(x)在樣本點xi的實測值；Z(xi+h)為Z(x)在xi處距離偏離h的實測值[i=1,2,…，N(h)]；N(h)是空間距離為h的樣本點對數(shù)。半方差函數(shù)涉及塊金值、塊基比和變程3個主要參數(shù)。其中，塊金值反映隨機性變異，塊基比表示隨機性變異占空間總變異的比重大小，變程則體現(xiàn)區(qū)域變量的空間自相關性的距離大小[17-18]。

3 結果與分析

3.1 土壤物理性質(zhì)描述性統(tǒng)計特征

將采樣點3層土壤物理性質(zhì)各指標的平均值作為相應指標全剖面的數(shù)值。由表1可以看出，土壤物理性質(zhì)各指標的最大值/最小值在1.94～10.72，變幅較大，說明研究區(qū)不同區(qū)域土壤物理性質(zhì)各指標差異明顯。研究區(qū)土壤物理性質(zhì)各指標變異系數(shù)介于0.12～0.30；土壤含水量最大，為0.30；毛孔總孔隙度最小，為0.12，變異程度從小到大依次為毛管總孔隙度、土壤密度、最大持水量、最小持水量、毛管持水量、土壤含水量，均屬于中等變異性。整體表明，研究區(qū)毛竹林地土壤物理性質(zhì)中的土壤含水量、最大持水量、最小持水量與毛管持水量變異程度相近，土壤密度與毛管總孔隙度變異程度相近，而水分指標變異均高于土壤密度與土壤總孔隙度的變異程度。

表1 描述統(tǒng)計量

注：樣本數(shù)n=123。

3.2 土壤物理性質(zhì)空間異質(zhì)性分析

表1的K-S檢驗數(shù)值表明，土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量、毛管總孔隙度和非毛管孔隙度均服從正態(tài)分布(p>0.05)，均符合地統(tǒng)計學分析的條件。為此，利用地統(tǒng)計學定量分析土壤水分指標的空間分異情況。

3.2.1 半方差函數(shù)擬合分析

對各土壤物理性質(zhì)半方差函數(shù)進行擬合，選取最優(yōu)半方差函數(shù)模型，其擬合參數(shù)見表2。

表2 毛竹林土壤物理性質(zhì)半方差函數(shù)擬合參數(shù)

注：樣本數(shù)n=123。

6個土壤物理性質(zhì)最優(yōu)半方差模型所對應的決定系數(shù)和殘差平方和分別介于0.557～0.878、1.97×10-6～2.22×10-4，決定系數(shù)較高且殘差趨近于0，表明各指標擬合精度較高，利用半方差函數(shù)能較好地反映區(qū)域各物理性質(zhì)的空間變化特征。土壤含水量、最大持水量和毛管持水量最佳半方差函數(shù)模型為球狀模型，土壤密度、最小持水量和毛管總孔隙度最佳半方差函數(shù)模型為指數(shù)模型。

研究區(qū)土壤水分各指標其塊金值均趨近于0，表明受取樣尺度、測量和實驗誤差等隨機性因素所引發(fā)的變異程度小。根據(jù)文獻[6]，土壤含水量、土壤密度、最大持水量、最小持水量、毛管持水量、毛管總孔隙度和非毛管孔隙度的塊基比在0.002～0.121，均小于25%的劃分標準，表現(xiàn)為強空間相關性[19]。從變程看來，各指標空間變異距離幅度大(3 970～6 690 m)，說明土壤物理性質(zhì)存在較大范圍的空間自相關性，其中非毛管孔隙度的變程達到6 690 m，反映出其空間連續(xù)性強，且土壤水分各指標的變程均大于平均采樣距離(1 000 m)，可利用空間插值以期分析區(qū)域變量的分布特征。

圖2 毛竹林土壤物理性質(zhì)各指標變異函數(shù)

3.2.2 不同方向物理性質(zhì)變異分析

從0°(東西方向)、45°(東北—西南方向)、90°(南北方向)、135°(西北東南方向)4個方向，采用標準變異函數(shù)研究竹林6個土壤物理性質(zhì)在空間不同方向上變異尺度，結果見圖3。標準變異函數(shù)值大于1，表明土壤物理性質(zhì)變異程度較大；標準變異函數(shù)值小于1，表明土壤物理性質(zhì)變異程度較小[20]。從圖3的土壤含水量標準變異函數(shù)可以看出，土壤含水量4個方向變異程度差異性大，0°方向在24 528.45 m處標準變異函數(shù)值大于1，且變異程度達最大；45°方向各步長的標準變異函數(shù)值小于1，表明在此方向變異程度均較??；90°方向上6 782、24 585.06 m兩處變異較大,標準變異函數(shù)值大于1，其中6 782 m處變異最大；在135°方向上，0～15 591.54 m尺度內(nèi)變異程度較大，在接近28 701.54 m處變異達到最大，其余尺度變異程度均較??；這表明，土壤含水量在不同方向的變異程度與變異尺度呈現(xiàn)明顯的各向異性。

由圖3b可看出，土壤密度在不同方向的標準變異函數(shù)曲線變化趨勢較為一致，且標準變異函數(shù)值大致分布于1左右，這表明，土壤密度在空間各個方向的變異趨于一致，表現(xiàn)為較強的各向同性。0°方向上，6種物理性質(zhì)的標準變異函數(shù)值隨步長的增加整體呈現(xiàn)增加的態(tài)勢，土壤含水量、土壤密度、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度分別在24 528.45、28 564.03、28 550.33、28 537.74、28 558.86和24 669.84 m處變異程度達到最大，其中土壤含水量和毛管總孔隙度變異尺度較為接近，而土壤密度、最大持水量、最小持水量和毛管持水量的變異尺度較為接近；在45°方向上，6種物理性質(zhì)隨尺度增大，標準變異函數(shù)值呈現(xiàn)出較為一致的變化趨勢，區(qū)別在于土壤含水率標準變異函數(shù)值均小于1，土壤密度、最大持水量、最小持水量和毛管持水量均在20 000 m附近尺度變異程度最大，毛管總孔隙度則在15 952.43 m處達到最大；90°方向上的土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度變化趨勢極為一致，均在5 000～10 000 m范圍內(nèi)出現(xiàn)變異高峰值，表現(xiàn)為較強的空間變異性，在10 000～25 000 m范圍內(nèi)出現(xiàn)變異低谷，變異程度??；在135°方向上，土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度的標準變異曲線也具有相似性，其變異趨勢由小增大后，再次減小再增大。以上說明，土壤密度表現(xiàn)為較為明顯的各項同性，土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量與毛管總孔隙度均呈現(xiàn)出明顯的各項異性，且同一方向上變異規(guī)律較為一致。

圖3 毛竹林土壤物理性質(zhì)不同方向變異函數(shù)

3.3 土壤物理性質(zhì)分形分析

對6個竹林土壤物理指標的分形維數(shù)的分析，可比較不同變量間的空間自相關性的強弱程度，當分形維數(shù)值越接近2，則說明指標的變異程度越顯著。分形維數(shù)值越小，表明土壤物理性質(zhì)各指標值差異程度越大；分形維數(shù)越大，表明各指標均一程度越好[21]。通過計算0°、45°、90°、135°以及全方位的分形維數(shù)，可以看出6個土壤物理性質(zhì)的分形維數(shù)均趨近于2，各土壤物理性質(zhì)指標在不同方向上的分形維數(shù)均出現(xiàn)不同程度的波動，表明土壤物理性質(zhì)有較強的空間自相關性，變異程度顯著(見表3)。土壤含水量與毛管總孔隙度的分形維數(shù)在135°方向上均一程度最高，在0°方向上均一程度較差；最大持水量和最小持水量在90°方向上均一程度最高，在0°方向上均一程度較差；毛管持水量在45°方向上均一程度最高，在135°方向均一程度較差；土壤密度在90°方向上均一程度最高，在90°方向均一程度較差。從決定系數(shù)看，除土壤密度以45°方向(西南—東北)為優(yōu)勢格局，土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度均以0°方向(西—東)為優(yōu)勢格局。從全方位的角度看，土壤含水量的分形維數(shù)值最大，達1.972，說明其空間分布格局較其他土壤物理性質(zhì)復雜，空間依賴性較弱；土壤密度的分形維數(shù)值最小，為1.939，說明其空間分布格局較為簡單，空間依賴性強。

表3 毛竹林土壤物理性質(zhì)分形維數(shù)

3.4 土壤物理性質(zhì)空間分布特征

采用Kriging最優(yōu)插值法對毛竹林6個土壤物理性質(zhì)進行插值并交叉驗證，各土壤物理性質(zhì)的均方根誤差均與平均標準誤差相接近，標準平均值均趨近于0，標準均方根預測誤差均趨近于1(見表4)。結果表明，各土壤水分指標Kriging插值精度均較高，可用于預測分析6個土壤物理性質(zhì)的空間分布特征，并繪制各指標空間分布格局圖(圖4)。

表4 Kriging插值交叉驗證參數(shù)

由圖4a可知，土壤含水量呈片狀及條帶狀分布，呈現(xiàn)出隨緯度升高而上升的趨勢。研究區(qū)地勢由西南向東北降低且閩江支流沙溪水域流經(jīng)此處，且研究區(qū)北部竹林覆蓋度較高的貢川鎮(zhèn)、上坪鄉(xiāng)2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)土壤含水量處于高值區(qū)，而竹林覆蓋程度高的洪田鎮(zhèn)南部未有水系流經(jīng)，土壤含水量較低，說明竹林生長消耗土壤水分，其分布格局在一定程度上影響土壤含水量分布格局。土壤密度分布規(guī)律則與土壤含水量大致呈相反趨勢，整體分布隨緯度升高而減少，說明兩者之間存在直接或間接作用。土壤密度在小陶鎮(zhèn)呈現(xiàn)較為明顯的帶狀分布，在小陶鎮(zhèn)南部的高海拔區(qū)達最高值，西洋鎮(zhèn)、青水畬族鄉(xiāng)和洪田鎮(zhèn)部分區(qū)域多呈斑塊狀分布。最大持水量、最小持水量和毛管總孔隙度分布格局較為一致，均在貢川鎮(zhèn)、上坪鄉(xiāng)和青水畬族呈現(xiàn)大面積高值區(qū)，且呈東北向西南方向呈遞減趨勢，斑塊之間過渡較不明顯。在研究區(qū)東北部，竹林覆蓋度高，根系的發(fā)達與林下枯枝落葉層的增多，使其最大持水量、最小持水量和毛管總孔隙度較大，這與邱治軍[22]研究竹林土壤水分物理性質(zhì)的結果相一致。毛管持水量在研究區(qū)中部與東部青水畬族鄉(xiāng)呈高值現(xiàn)象，呈片狀及斑塊狀分布，大致由研究區(qū)中部向西擴散遞減，這與區(qū)域海拔有較強的相關性。

圖4 竹林土壤物理性質(zhì)各指標空間分布格局圖

3.5 土壤物理性質(zhì)各指標間的相關性

從表5可以看出，土壤密度與土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度呈負相關，說明土壤密度與其余5個土壤物理性質(zhì)的空間變異存在相反性規(guī)律；土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度兩兩之間的空間變異密切相關，且達到顯著水平，說明5個指標之間相互作用較大。這主要由于竹林地受人為干擾程度較大，土壤的通透性影響土壤孔隙度及土壤持水量的空間分布格局。

表5 毛竹林土壤物理性質(zhì)空間變異的相關性

注：** 在置信度(雙測)為0.01時顯著相關。

4 討論

土壤物理性質(zhì)的空間變異是氣候、母質(zhì)與地形等結構性因素，以及人為干擾、土壤生物活動等隨機性因素綜合作用的結果[23]。以毛竹林地土壤含水量、土壤密度、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度等6個指標為對象，研究了土壤物理性質(zhì)空間變異，各個指標變程均大于1 000 m的采樣間距，表明采樣尺度合理。研究區(qū)毛竹林土壤物理性質(zhì)6個指標塊金值介于1.00×10-4～4.00×10-3，說明在當前的研究尺度下，存在由于取樣誤差及人為干擾引起的隨機性誤差等因素引起的空間變異；而6個指標的塊金值均較小，說明當前的采樣密度可充分揭示研究區(qū)土壤物理性質(zhì)各指標的空間結構[24]。采樣尺度的不同也將影響土壤物理性質(zhì)空間變異程度，李巖[25]等研究闊葉紅松林微環(huán)境土壤物理性質(zhì)時采樣尺度為2 m，其土壤物理性質(zhì)變程介于1～4 m；蘇松錦[10]等對黃山松林研究中，土壤水分-物理性質(zhì)的采樣尺度為10 m，其土壤水分-物理性質(zhì)的變程介于14.90～19.40 m；高強偉[17]等在蜀南竹海研究土壤物理性質(zhì)的采樣尺度為1 000 m，其中土壤密度、最大持水量、最小持水量和毛管持水量變程介于404.9～1 514.6 m。本研究6個指標變程介于3 970～6 690 m，大于高強偉[17]等研究結果，這是因為本研究直接分析0～60 cm全剖面土壤物理性質(zhì)，未進行分層分析，深層土壤受外界干擾小，因此表現(xiàn)出較大的空間連續(xù)性。據(jù)此可以看出，土壤物理性質(zhì)的空間變異與觀測距離、土壤深度密切相關，其空間分布特征在特定的采樣尺度、深度表現(xiàn)出不同的變化規(guī)律。研究區(qū)位于竹林高產(chǎn)區(qū)，竹林更新頻率高，人為干擾強度大，但本研究的研究尺度并未對土壤物理性質(zhì)的原有空間分布格局造成破壞，因此研究區(qū)土壤物理性質(zhì)6個指標的塊基比最大僅有0.121，分形維數(shù)趨近于2，表現(xiàn)為強空間相關性。這說明研究區(qū)結構性因素影響土壤物理性質(zhì)空間變異占主導作用，而隨機性因素對其的影響相對較小。土壤含水量、最大持水量和毛管持水量的空間作用尺度較小，是由于不同類型撫育措施[26]以及地形、海拔，氣候等環(huán)境因素[27]的影響；而土壤密度、最小持水量、毛管總孔隙度的空間作用尺度較大，與土壤結構、質(zhì)地[28]關系密切。6個物理指標的變程均大于取樣尺度(1 000 m)，因此今后在研究區(qū)毛竹林地土壤物理性質(zhì)采樣尺度可控制在3 000 m以上，且可根據(jù)研究指標選擇相應的取樣尺度，其中土壤含水量、最大持水量和毛管持水量以3 000～4 000 m為宜，土壤密度、最小持水量、毛管總孔隙度以5 000～6 000 m為宜。尺度效應是當前國內(nèi)外研究的熱點，研究不同尺度變量空間變異情況，可更好地把握土壤物理性質(zhì)空間變異對尺度的依賴性以及更加準確地描述空間分布格局[29-31]。同時對尺度效應臨界點判定有利于提高土壤調(diào)查的效率，因此今后需進一步研究毛竹林土壤物理性質(zhì)空間異質(zhì)性的最佳尺度效應問題。

采用標準變異函數(shù)揭示出研究區(qū)竹林土壤物理性質(zhì)不同方向變異程度，其中土壤密度各向同性較為顯著，其余5個指標呈現(xiàn)較為顯著的各向異性的現(xiàn)象。一方面受毛竹本身生物學特性影響，其根系發(fā)達，對不同方向上土壤物理性質(zhì)的空間變異造成影響；另一方面，由于研究區(qū)地形結構復雜，海拔差異明顯，以及山地區(qū)域陰坡與陽坡水分蒸發(fā)量的差異，水分與土壤孔隙的物理特性各向異性明顯。土壤含水量、最大持水量、最小持水量、毛管持水量和毛管總孔隙度兩兩之間的空間變異顯著相關，且從分形維數(shù)來看，均以0°方向(西—東)為優(yōu)勢格局。這是因為地勢由西至東升高，竹林土壤受人為干擾減弱，地形破碎程度較其他方向低。最大持水量、最小持水量和毛管總孔隙度分布格局相似，由于受研究區(qū)土壤特點以及植被覆蓋程度不一的影響(多為紅壤少黃壤)，使得3種指標受結構性影響空間變異占主導因素。毛管持水量分布格局與研究區(qū)海拔密切相關，這是因為毛管持水量受地下水補給作用的影響，在低海拔區(qū)毛管持水量較高海拔區(qū)大。而土壤密度空間變異與其他5個指標呈明顯的負相關，在45°方向(西南—東北)為優(yōu)勢格局，且土壤密度空間分布格局由西南—東北方向遞減，其分布規(guī)律呈現(xiàn)高海拔高密度的特點。由于海拔升高，溫度降低，高海拔土壤較低海拔土壤板結程度大，但在上坪鄉(xiāng)與貢川鎮(zhèn)高海拔區(qū)由于毗鄰沙溪水系土壤密度未出現(xiàn)偏大的現(xiàn)象。因此，把握物理性質(zhì)特征對毛竹生長以及經(jīng)營過程極為關鍵，尤其是水分是竹筍的主要組成成分[32]。綜合以上分析，在毛竹林經(jīng)營中，利用合理的采樣尺度對研究區(qū)物理性質(zhì)的分布格局進行預測，科學調(diào)配毛竹林地水分；對于高海拔竹林區(qū)及土壤密度偏大易板結區(qū)域，應適當調(diào)整竹林土壤孔隙度使毛竹林地土壤疏松，提高土壤透氣透水性，以期提高竹林地水源涵養(yǎng)能力，并改善竹林地生產(chǎn)力。

5 結論

毛竹林土壤物理性質(zhì)各指標均為中等變異(0.1≤CV≤1)，變異程度從大到小依次為土壤含水量、毛管持水量、最大持水量、最小持水量、土壤密度、毛管總孔隙度，各指標均具有強空間相關性，且結構性變異占總變異的87.9%～99.8%。其中土壤密度表現(xiàn)為各向同性的變異特征，土壤含水量、毛管持水量、最大持水量、最小持水量、毛管總孔隙度均呈各向異性。6個物理性質(zhì)空間變異范圍為3 970～6 690 m，均大于采樣尺度(1 000 m)，毛竹林地土壤含水量、最大持水量和毛管持水量較優(yōu)采樣間距可控制在3 000～4 000 m的范圍內(nèi)，而土壤密度、最小持水量、毛管總孔隙度則控制在5 000～6 000 m范圍內(nèi)。土壤密度的優(yōu)勢格局為0°方向(西—東)，其余5個物理性質(zhì)的優(yōu)勢格局為45°方向(西南—東北)，研究區(qū)毛竹林地呈高含水量低密度，最大持水量、最小持水量和毛管總孔隙度空間格局相似及高海拔低毛管持水量的分布特點。不同物理性質(zhì)空間變異存在相關性和差異性，可根據(jù)指標間的空間聯(lián)系及其影響因素，針對性指導毛竹林地土壤水分調(diào)配等生產(chǎn)措施，實現(xiàn)毛竹林精準化發(fā)展。

[1] 金愛武,呂玉龍,潘春霞,等.竹林土壤特性空間變異的研究綜述[J].林業(yè)科技開發(fā),2007,21(5):5-8.

[2] 史麗麗,趙成章,高福元,等.基于地統(tǒng)計學的甘肅臭草群落土壤水分空間異質(zhì)性[J].山地學報,2011,29(6):649-653.

[3] WANG Y Q, SHAO M A. Spatial variability of soil physical properties in a region of the loess plateau of Pr China subject to wind and water erosion[J]. Land Degradation & Development,2013,24(3):296-304.

[4] 王高敏,楊宗儒,查同剛,等.晉西黃土區(qū)退耕還林20年后典型林地的持水能力[J].北京林業(yè)大學學報,2015,37(5)：88-95.

[5] BERNDTSSON R, BAHRI A, JINNO K. Spatial dependence of geochemical elements in a semiarid agricultural field: ii. geostatistical properties[J]. Soil Science Society of America Journal,1993,57(5):289-295.

[6] BRADY N C, WEIL R R. The nature and properties of soils. 11th ed.[J]. Soil Science,1996,74(4):333.

[7] YAO X L, FU B J, Lü Y H, et al. Comparing of four spatial interpolation methods for estimating soil moisture in a complex terrain catchment[J]. PLOS One,2013,8(1):1-13.

[8] 時雷雷.海南尖峰嶺熱帶山地雨林原始林土壤理化性質(zhì)空間異質(zhì)性研究[D].北京:中國林業(yè)科學研究院,2012.

[9] 趙麗麗,王普昶,張錦華,等.貴州喀斯特暖性草叢土壤物理因子空間異質(zhì)性分析[J].草業(yè)科學,2011,28(7):1234-1238.

[10] 蘇松錦,劉金福,陳文偉,等.戴云山黃山松林土壤水分物理性質(zhì)空間變異特征與格局[J].資源科學,2014,36(11):2423-2430.

[11] 段文標,陳立新,顏永強.蓮花湖庫區(qū)紅松水源涵養(yǎng)林土壤水分-物理性質(zhì)的空間分布特征[J].自然資源學報,2011,26(7):1227-1235.

[12] 路鵬,彭佩欽,宋變蘭,等.洞庭湖平原區(qū)土壤全磷含量地統(tǒng)計學和GIS分析[J].中國農(nóng)業(yè)科學,2005,38(6):1204-1212.

[13] 顧琪,陳霜霜,彭悅,等.集約經(jīng)營模式下毛竹的空間分布格局[J].南京林業(yè)大學學報(自然科學版),2016,40(2):1-8.

[14] 何平,劉健,余坤勇,等.南方竹林地土壤有機碳空間異質(zhì)性研究[J].土壤通報,2016,47(2):278-286.

[15] 張萬儒,楊光瀅,屠星南,等.森林土壤分析方法[M].北京:中國標準出版社,2000.

[16] GOOVAERTS P. Geostatistical modelling of uncertainty in soil science[J]. Geoderma,2001,103(1):3-26.

[17] 張文敏,姜小三,吳明,等.杭州灣南岸土壤有機碳空間異質(zhì)性研究[J].土壤學報,2014,51(5):1087-1095.

[18] 蘇松錦,劉金福,何中聲,等.格氏栲天然林土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性[J].生態(tài)學報,2012,32(18):5673-5682.

[19] CAMBARDELLA C A, MOORMAN T B, NOVAK J M, et al. Field-scale variability of soil properties in central Iowa soils[J]. Soil Science Society of America Journal,1994,58(5):1501-1511.

[20] 李曉燕,張樹文,王宗明,等.吉林省德惠市土壤特性空間變異特征與格局[J].地理學報,2004,59(6):989-997.

[21] 龔元石,廖超子,李保國.土壤含水量和容重的空間變異及其分形特征[J].土壤學報,1998,35(1):10-15.

[22] 邱治軍,曾震軍,周光益,等.流溪河小流域3種林分的土壤水分物理性質(zhì)[J].南京林業(yè)大學學報(自然科學版),2010,34(3):62-66.

[23] 高強偉,代斌,羅承德,等.蜀南竹海毛竹林土壤物理性質(zhì)空間異質(zhì)性[J].生態(tài)學報,2016,36(8):2255-2263.

[24] MCGRATH D, ZHANG C S, CARTON O T. Geostatistical analyses and hazard assessment on soil lead in Silvermines area, Ireland[J]. Environmental Pollution,2004,127(2):239-248.

[25] 李巖,段文標,陳立新.闊葉紅松林林隙土壤物理性質(zhì)微環(huán)境異質(zhì)性分析[J].中國水土保持科學,2007,5(3):52-58.

[26] 高志勤,傅懋毅.不同毛竹林土壤水分物理性質(zhì)的特征比較[J].林業(yè)科技開發(fā),2005,19(6):12-15.

[27] 陳曉燕,葉建春,陸桂華,等.全國土壤田間持水量分布探討[J].水利水電技術,2004,35(9):113-117.

[28] 龐學勇,包維楷,張詠梅,等.岷江柏林下土壤物理性質(zhì)及其地理空間差異[J].應用與環(huán)境生物學報,2004,10(5):596-601.

[29] NICHOLAS J T, PETER M A. Modelling scale in geographical information science[M]. New York: Wiley Interscience,2001.

[30] 孟斌,王勁峰.地理數(shù)據(jù)尺度轉(zhuǎn)換方法研究進展[J].地理學報,2005,60(2):277-288.

[31] 任海保,張林艷,馬克平.不同植物類群物種豐富度垂直格局分形特征的比較[J].植物生態(tài)學報,2005,29(6):35-43.

[32] 周榮妹.毛竹高產(chǎn)均年竹林培育技術研究[J].世界竹藤通訊,2013,11(6):21-25.

Spatial Heterogeneity of Soil Physical Properties ofPhyllostachysheterocyclacv.PubescensForest, Western Fujian//

Chen Zhanghao, Yu Kunyong, Liu Jian, Lin Tongzhou, He Ping

(Fujian Agricultural and Forestry University, Fuzhou 350002, P. R. China)

//Journal of Northeast Forestry University，2017,45(8)：49-56.

The Classical Theory of Statistics, Geostatistics and Geographic Information Systems were performed to analyze spatial variability and distribution pattern of the six soil physical properties ofPhyllostachysheterocyclacv.Pubescensforest including soil moisture, soil density, maximum moisture holding, minimum moisture holding, capillary water capacity and soil porosity in six towns of Yongan City. The coefficient of variation of six soil physical properties were between 0.12 and 0.30, which exhibited moderate variation. The best semivariance model of soil moisture, maximum moisture holding and capillary water capacity were spherical model, while the best semivariance model of soil density, minimum moisture holding and soil porosity were exponential model. Effective variation range of six soil physical properties were from 3 970 to 6 690 m, all of which were greater than sampling scale of 1 000 m. Also, random variation of six soil physical properties in total variation were less than 25%, and fractal dimension of every research index approaches 2, which suggested that intensive spatial autocorrelation. In addition to reflecting isotropic regularity in soil density and dominant pattern of 0° direction (from west to east), the rest of five soil physical properties reflected anisotropic regularity and dominant pattern of 45° (from southwest to northeast). There was opposite trend of distribution between soil moisture and soil density, meanwhile, there was similar pattern of distribution among maximum moisture holding, minimum moisture holding and soil porosity. The capillary water capacity was closely tied with elevation in the study area. Among the six soil physical properties there were significant correlation.

Phyllostachysheterocyclacv.Pubescens; Soil physical properties; Spatial heterogeneity

1)福建省科技引導性項目(2016N0003)；林業(yè)科技成果國家級推廣項目(KH1130006)。

陳樟昊，男，1993年11月生，福建農(nóng)林大學林學院，碩士研究生。E-mail：fafuchenzh@163.com。

余坤勇，福建農(nóng)林大學林學院，副教授。E-mail：yuyky@126.com。

2017年3月1日。

S153.6

責任編輯：戴芳天。