席小康, 朱仲元, 郝祥云

(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 水利與土木建筑工程學(xué)院, 呼和浩特 010018)

錫林河流域土壤有機碳空間變異分析

席小康, 朱仲元, 郝祥云

(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 水利與土木建筑工程學(xué)院, 呼和浩特 010018)

為了探索錫林河流域土壤有機碳的空間變異規(guī)律，基于半方差函數(shù)理論和普通克里格插值研究了0—10 cm，20—30 cm，40—50 cm土壤有機碳變異特征及分布格局。結(jié)果表明，(1) 0—10 cm，20—30 cm，40—50 cm層土壤有機碳的最優(yōu)擬合模型依次是高斯模型、高斯模型、指數(shù)模型。(2) 隨著土層深度的增加，土壤有機碳空間分布相關(guān)性增強，0—10 cm層土壤有機碳存在中等空間分布相關(guān)性，20—30 cm與40—50 cm層土壤有機碳具有強烈的空間分布相關(guān)性，自相關(guān)距離分別為25.81 km，20.26 km，45.00 km。(3) 各向異性分析表明：各方向土壤有機碳變異程度隨著土層深度增加而減弱，同層不同方向半方差變化明顯，各向異性顯著，不同層西南—東北45°方向以及東南—西北135°方向半方差變化最為明顯，而各層45°方向變異程度卻表現(xiàn)出相似性。(4) 各層土壤有機碳分布具有一致性，流域南部邊緣到東部以及東北部為土壤有機碳含量較高區(qū)域，北部、西北部以及上游的中南部是全流域土壤有機碳含量最低的區(qū)域，西部以及西南部土壤有機碳含量處于相對中等水平，流域地形與植被分布特征決定了土壤有機碳這種分布特點。

土壤有機碳; 空間變異; 地統(tǒng)計學(xué); 各向異性

土壤是植被生長的重要載體，由于受母質(zhì)、氣候、生物、地形、時間和人為因素共同作用而具有高度的空間變異性[1-2]。土壤養(yǎng)分空間變異是土壤特性空間變異特征的重要組成部分[3]。因此，對土壤養(yǎng)分空間變異的研究可為土壤資源合理利用、土壤肥力評價、土壤養(yǎng)分管理以及頒布因地制宜的生態(tài)恢復(fù)政策提供基礎(chǔ)和依據(jù)。目前對于土壤特性的空間變異研究主要集中在不同方法、不同研究對象、不同尺度、不同土地類型與地形因子上土壤養(yǎng)分的空間變異特征。從研究方法來看，經(jīng)典統(tǒng)計學(xué)法、地統(tǒng)計學(xué)法、空間插值法、隨機模擬法、時序分析法、分形方法等是研究土壤有機碳空間變異的主要方法，但在所有的研究方法中地統(tǒng)計分析被認為是分析土壤特性空間分布特征及其變異規(guī)律最廣泛最有效的方法之一，它不僅能夠揭示土壤特性分布規(guī)律及其變異特征，而且能夠解釋自然和人為活動對土壤特性空間變異的影響[4]。從研究對象來看，國內(nèi)外對土壤特性變異的研究已經(jīng)涉及到土壤物理化學(xué)性質(zhì)以及土壤重金屬等的各個方面，例如土壤飽和導(dǎo)水率、滲透率、土壤容重、機械組成等土壤物理性質(zhì)；有機碳、氮、磷、鉀等土壤養(yǎng)分指標；汞、鎘、鉛、砷等重金屬污染源[5-6]。對于土壤養(yǎng)分空間變異的尺度方面，在田間小尺度上，張法升等和Mabit and Bernard以農(nóng)田土壤為研究對象，運用地統(tǒng)計學(xué)分析了土壤有機質(zhì)的變異性與空間分布規(guī)律以及在不同取樣幅度和間距下土壤有機質(zhì)空間變異大小[7-8]。在流域尺度上，張春霞等研究了黃土高原臺塬區(qū)小流域尺度上多種土壤養(yǎng)分指標分布特征并比較了不同坡度和土地利用方式下的土壤養(yǎng)分分布趨勢[9]。王軍等以安塞縣大南溝小流域為研究對象，采用克里格空間插值得到了土壤全氮、全磷、有效氮和有效磷等養(yǎng)分指標的空間分布格局[10]。在區(qū)域尺度上，劉吉平[11]，徐媛[12]，陳伏生[13]等分別對黃土高原土壤有機碳、榆林市農(nóng)田土壤堿解氮、森林土壤無機氮、沙地土壤全氮的空間變異性以及分布特征進行了研究。近年來，對錫林郭勒草原土壤養(yǎng)分的研究得到了許多成果，許中旗等研究了放牧、開墾和禁牧對典型草原土壤N，P，K以及土壤有機質(zhì)養(yǎng)分含量的影響[14]；鄭云玲研究表明圍欄內(nèi)的各樣地土壤全氮，全磷含量以及牧草氮、磷含量基本高于圍欄外[15]；劉忠寬等在錫林河中游二級臺的典型草原上，對不同放牧率草地休牧3 a后的土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性和植物群落的數(shù)量變化特征進行了研究[16]。

由于受空間、時間、人力、物力的限制，對土壤特性變異研究多集中在小流域與小尺度范圍內(nèi)，對錫林郭勒草原土壤養(yǎng)分總體分布及綜合評價尚未見報道，地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)分析方法是否適合在草原流域上應(yīng)用尚不明確，此外大多土壤特性變異研究缺乏對不同方向和不同深度變異程度差異的分析。針對以上問題，在實地調(diào)查與室內(nèi)試驗分析的基礎(chǔ)上，運用地統(tǒng)計分析研究了錫林河流域土壤有機碳在不同土層深度、不同方向上的變異規(guī)律及空間分布特征。

1 研究區(qū)概況

錫林河屬于內(nèi)蒙古草原典型內(nèi)陸河，發(fā)源于赤峰市克什克騰旗，流域全長268 km，地理位置在43°26′—44°39′N，115°32′—117°12′E，自東南流向西北，最終自然消失在查干諾爾濕地，全流域面積10 542 km2。地勢東南高西北低，東南部的嘆順烏拉峰是流域的最高處，海拔達1505.6 m，最低處位于西北部的錫林河下游，海拔不足900 m，全流域相對高差達600 m。流域以高平原為主，多種地形地貌共存，分別為崗地與山丘、河谷、塔拉、熔巖臺地、風成沙地以及扇形地等6種類型。流域土壤呈顯著的地帶性分布，由東南向西北依次為渡性紅砂土、石灰性黑鈣土、石灰性紅砂土、松軟潛育土、淋溶性栗鈣土、石灰性黑土、普通栗鈣土等。該流域西北地區(qū)主要為普通栗鈣土，為流域最干旱的土壤類型，流域中部分布著大量的淋溶性栗鈣土，流域東部的丘陵地區(qū)以及南部玄武巖焰巖臺地主要分布著石灰性黑鈣土，它是全流域最濕潤的土壤類型[17]。

根據(jù)中國地面氣候資料日值數(shù)據(jù)集錫林浩特站(43°57′N，116°07′E)1958—2015年的逐日氣象資料統(tǒng)計表明：流域多年平均氣溫2.68℃，春季多年平均氣溫3.65℃，夏季多年平均氣溫19.21℃，秋季多年平均氣溫2.32℃，冬季多年平均氣溫零下16.70℃[18]。

流域植被以草地為主，占流域總面積的89%。主要區(qū)系成分為達烏里—蒙古種，旱生草本植物。該流域共有種子植物629種，分屬于74科，291屬。其中裸子植物有4屬，6種；被子植物有287屬，623種。

2 材料與方法

2.1 樣品采集與分析

2015年7月31—8月7號根據(jù)植被類型、地形、土壤類型等差異，在研究區(qū)選取55個采樣點，在每個采樣點開挖1個剖面，除去表層覆蓋物后，分別在0—10 cm，20—30 cm，40—50 cm處用塑封袋取混合均勻的原狀土，取樣完成后將樣品帶回實驗室進行土壤物理化學(xué)特性測試。采集的樣品經(jīng)室內(nèi)自然風干后，挑揀出參雜的植物根系殘體物，然后碾碎過篩，根據(jù)(GB7857—87)采用重鉻酸鉀氧化—外加熱法測定土壤有機碳含量。

2.2 研究方法

將符合正態(tài)分布的各層土壤有機碳數(shù)據(jù)導(dǎo)入GS+9.0地統(tǒng)計分析軟件，根據(jù)實測的半方差函數(shù)散點圖，分別運用線性模型(Linear Model)，球狀模型(Spherical Model)，指數(shù)模型(Exponential Model)，高斯模型(Gaussian Model)進行擬合計算，根據(jù)殘差平方和(RSS)與決定系數(shù)R2來得到半方差函數(shù)的最優(yōu)擬合模型，以最優(yōu)擬合模型提供的參數(shù)進行普通克里格插值，并采用交叉驗證法判斷模擬精度。

(1) 地統(tǒng)計學(xué)分析及半方差函數(shù)。地統(tǒng)計學(xué)借助半方差函數(shù)來揭示土壤特性的空間結(jié)構(gòu)特征，反映土壤性質(zhì)的不同距離觀測值之間的變化以及通過對各個方向上的半方差函數(shù)研究土壤特性是否具有各向異性[19]。該函數(shù)有3個重要參數(shù)：塊金方差(C0)，結(jié)構(gòu)方差(C)，變程(Range)，其中C0+C稱為基臺值，C0稱為塊金值，反映由測量誤差、種植方式、施肥等隨機部分引起的空間變異性；結(jié)構(gòu)方差C反映由空間地形、氣候、土壤母質(zhì)等空間自相關(guān)部分引起的結(jié)構(gòu)性變異。通常情況下，采用空間異質(zhì)比即塊金值(C0)與基臺值(C0+C)的比值來反映土壤特性的空間相關(guān)性，該比值越低，說明隨機因素引起的空間變異程度較小，即空間自相關(guān)部分導(dǎo)致了土壤特性的空間變異；反之，該比值越大，隨機因素導(dǎo)致的變異占總變異的比例就越高，引起的空間變異程度較大。當C0/(C0+C)≥0.75時，研究變量有較弱的空間分布相關(guān)性，當0.25

(2) 普通克里格插值及交叉驗證。利用最優(yōu)擬合的半方差函數(shù)參數(shù)對各層土壤有機碳進行普通克里格插值，并采用交叉驗證法評價擬合效果，最后利用插值結(jié)果分析錫林河流域不同深度土壤有機碳含量的空間分布。并采用擬合相關(guān)圖法、相關(guān)系數(shù)r、平均偏差MBE、均方根誤差RMSE評價交叉驗證結(jié)果。

2.3 數(shù)據(jù)處理平臺

本文利用SPSS 17.0軟件對數(shù)據(jù)分布進行柯爾莫哥洛夫—斯米諾夫(K-S檢驗)，當p>0.05時，表明數(shù)據(jù)服從正太分布；當p<0.05，表明數(shù)據(jù)不服從正態(tài)分布。利用GS+9.0地統(tǒng)計分析軟件進行半變異函數(shù)擬合和地統(tǒng)計學(xué)分析。插值分析采用ArcGIS 10.2。

3 結(jié)果與分析

3.1 土壤有機碳描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)55個采樣點的0—10 cm，20—30 cm，40—50 cm層土壤樣品有機碳含量數(shù)據(jù)，采用經(jīng)典統(tǒng)計學(xué)分析方法得到表1所示統(tǒng)計結(jié)果。錫林河流域不同層土壤有機碳含量具有很大的差異，0—10 cm，20—30 cm，40—50 cm土層有機碳變化范圍依次為1.18～30.17 g/kg，0.29～21.57 g/kg，0.49～16.11 g/kg，均值為11.35 g/kg，7.59 g/kg，6.35 g/kg，即土壤有機碳含量隨著土層深度的增加而降低。由單因素方差分析(ANOVA)可知，不同層土壤有機碳含量具有顯著差異(p<0.05)，表層0—10 cm有機碳含量顯著大于其他兩層，而20—30 cm與40—50 cm層有機碳含量差異不顯著(p=0.09)，分析認為這主要是因為表層土壤有大量植被的凋落物、植被根系殘留物積累和土層良好的透氣性所致，這與史激光對錫林郭勒草地土壤主要養(yǎng)分狀況及評價結(jié)果一致[22]。

表1中CV值表明各層土壤有機碳含量變異系數(shù)較為相近，均屬于中等變異程度，在垂直方向上，隨著土層深度的增加變異系數(shù)降低，這與已有的一些研究成果相同[23-25]，因為表層土壤相比于深層土壤更容易受到人類活動影響且更敏感，加之流域內(nèi)植被覆蓋度差異明顯，故而表層土壤有機碳具有更大的空間變異性。

地統(tǒng)計學(xué)分析的前提是輸入數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，當輸入數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布時，可能會導(dǎo)致比例效應(yīng)，使得變異函數(shù)產(chǎn)生畸變，從而導(dǎo)致基臺值(C0+C)和塊金(C0)變大，這將影響插值結(jié)果的準確性。所以原始數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布時需將其進行對數(shù)轉(zhuǎn)換或博克斯—考克斯變換[26]。從K-S檢驗結(jié)果可知有機碳含量數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布，可以進行地統(tǒng)計學(xué)分析與插值分析。

表1 不同土層土壤有機碳含量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

注：均值后不同字母表示不同土層間差異顯著(p<0.05)。

3.2.1 土壤有機碳的變異性分析 由于土壤數(shù)據(jù)不是等間距的網(wǎng)格數(shù)據(jù)，所以在進行半方差計算時需要對最大步長(Active lag Distance)和分類步長間距(Lag Class Distance)進行參數(shù)設(shè)置。若點對之間的距離小于分類步長間距，則將該步長范圍內(nèi)所有點對距離的平均值作為分離距離，并計算該組數(shù)據(jù)的半方差。因此，最大步長一定時，分類步長間距增加會導(dǎo)致分類組數(shù)的減少。隨著分離距離的增加變異函數(shù)值所起的作用逐漸減弱，為將分離距離控制在有意義的研究范圍內(nèi)，一般取最大步長h=L/2，L為采樣點間的最大距離。本文采樣點最大間距為146 095.42 m，故選取最大步長值73 047.71 m進行半方差分析。雖然適當減小分類步長間距可能會提高模型擬合精度，但根據(jù)樣本數(shù)量以及每1個分類步長間距上用來計算樣本半方差函數(shù)的點對數(shù)量，決定了分類步長間距取值不宜過小，基于以上原則，在對土壤樣本數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)分析時，經(jīng)過多次分類步長間距參數(shù)設(shè)置的比較，確定分類步長間距為8 869.85 m，得到8個分類步長組。

根據(jù)GS+9.0對樣本半方差散點圖的擬合計算結(jié)果(表2)可得，不同層土壤有機碳的最佳擬合模型不同，0—10 cm與20—30 cm層有機碳的最佳擬合模型是高斯模型，決定系數(shù)分別為0.842，0.851，40—50 cm層的最佳擬合模型是指數(shù)模型，決定系數(shù)達到0.906，表明用該兩種模型可以很好的反映這3層土壤有機碳的空間結(jié)構(gòu)特征。

從上到下各層土壤有機碳塊金值與基臺的比值C0/(C0+C)分別為29.01%，17.76%，14.17%，只有0—10 cm土壤有機碳的C0/(C0+C)大于25%，即該層土壤有機碳存在中等空間分布相關(guān)性，這種相關(guān)性表現(xiàn)在25.81 km的范圍內(nèi)，超出該范圍空間分布相關(guān)性失效，隨機因素與結(jié)構(gòu)因素共同導(dǎo)致了該層土壤有機碳含量的空間變異；20—30 cm與40—50 cm土壤有機碳的C0/(C0+C)均小于25%，該兩層土壤有機碳具有強烈的空間分布相關(guān)性，這種相關(guān)性分別表現(xiàn)在20.26 km與45.00 km的范圍內(nèi)，主要是結(jié)構(gòu)因素導(dǎo)致了這兩層土壤有機碳含量的空間變異，而隨機因素影響很小。由各層土壤有機碳的變程來看40—50 cm層比0—10 cm與20—30 cm層具有更大的空間變異范圍。從整體來看，隨著土層深度的增加，C0/(C0+C)值逐漸減小，空間分布相關(guān)性增強，導(dǎo)致土壤有機碳空間變異的因素由隨機性因素與結(jié)構(gòu)性因素共同作用到結(jié)構(gòu)性因素占主導(dǎo)地位的轉(zhuǎn)化。從傳統(tǒng)的經(jīng)典統(tǒng)計學(xué)來看，三層土壤有機碳含量具有相似的變異系數(shù)CV，即變異程度相當。但從地統(tǒng)計學(xué)來看，0—10 cm層有機碳的總變異(基臺值)是20—30 cm和40—50 cm層有機碳含量總變異的2倍多，表層有機碳隨機變異(塊金值)更是遠遠大于其他兩層。

表2 不同土層土壤有機碳(SOC)含量的半方差函數(shù)模型與參數(shù)

地統(tǒng)計學(xué)上將土壤養(yǎng)分在相同間距不同方向上存在不同半方差值的現(xiàn)象稱之為各向異性，相反，在相同間距內(nèi)，半方差值不隨方向變化而變化的現(xiàn)象稱之為各項同性[27]。以此為依據(jù)，對土壤養(yǎng)分不同方向變異程度進行分析，在分析各向異性時，以0°方向為始，45°為間隔，分為東—西0°方向、西南—東北45°方向、南—北90°方向、東南—西北135°方向4個方向。

各層土壤有機碳各向同性分析：從各層土壤有機碳含各向同性半方差函數(shù)擬合圖1來看，40—50 cm層具有與0—10 cm，20—30 cm層不同的半方差擬合函數(shù)，但都具有相同的變化趨勢，半方差函數(shù)值隨著空間距離的增加而增大，當距離增加到一定程度后，函數(shù)值趨于穩(wěn)定。從擬合曲線來看，當步長值為零時，各層半方差大小依次為：0—10 cm層>20—30 cm層>40—50 cm層，說明隨著土層深度的增加，隨機性因素導(dǎo)致的土壤有機碳空間變異在減弱；在一定步長范圍內(nèi)，增加相同步長時，半方差變化范圍隨著土層深度增加而增小，即土壤有機碳變異程度隨著土層深度增加而減弱。

圖1土壤有機碳各向同性半方差函數(shù)

0—10 cm土壤有機碳各向異性分析：根據(jù)0—10 cm土壤有機碳0°，45°，90°，135°方向的半方差函數(shù)圖(圖2)，有機碳在南—北90°方向上的變異程度明顯小于其他3個方向，表明東—西0°方向、西南—東北45°方向以及東南—西北135°方向的變異較為復(fù)雜，這可能是由于流域河流走向以及土壤類型帶狀分布特征所致。在45°和90°方向上，土壤有機碳半方差隨步長具有相似的變化趨勢，表現(xiàn)為同性。在135°方向上，土壤有機碳變異程度大而復(fù)雜，半方差隨步長增加而高低交替，這可能是由草地類型、土壤類型、地形等多重因素影響所致。

20—30 cm土壤有機碳各向異性分析：根據(jù)20—30 cm層土壤有機碳0°，45°，90°，135°方向的半方差函數(shù)圖(圖3)，20—30 cm層各方向土壤有機碳變異程度相比0—10 cm層明顯減弱，南—北90°方向上的變異程度明顯小于其他3個方向。在45°方向上，土壤有機碳半方差隨步長具有線性的變化趨勢，但在步長約為48 km時半方差值較大。在0°和135°方向上，土壤有機碳變化趨勢同0—10 cm土層相似。

圖20-10cm層土壤有機碳各向異性半方差函數(shù)

圖320-30cm層土壤有機碳各向異性半方差函數(shù)

40—50 cm土壤有機碳各向異性分析：40—50 cm土壤有機碳各向異性分析：根據(jù)40—50 cm層土壤有機碳0°，45°，90°，135°方向的半方差函數(shù)圖(圖4)，40—50 cm層各方向土壤有機碳變異程度比0—10 cm層和20—30 cm層明都要弱。在0°和90°方向上半方差值變化較小，變化趨勢不明顯，變異程度較低，可能是該方向地形簡單、水熱差異較小所致。在45°與135°方向上，土壤有機碳半方差隨步長總體上具明顯上升變化趨勢，但45°方向呈現(xiàn)指數(shù)形勢增長，而135°方向在步長較小時變異程度明顯，隨著步長增加逐漸趨于穩(wěn)定，這可能與水熱、土壤類型、地形等變化的方向性有關(guān)。

各層土壤有機碳各向異性分析表明：隨著土層深度增加，各方向土壤有機碳變異程度逐漸減弱，但各層不同方向變方差變化明顯，各向異性顯著，尤其是西南—東北45°方向以及東南—西北135°方向表現(xiàn)的最為明顯，在不同層同一方向上，各層45°方向變異程度表現(xiàn)出一致性。

3.2.2 有機碳空間插值結(jié)果有效性檢驗 0—10 cm，20—30 cm，40—50 cm土壤有機碳實測值與模擬值的擬合相關(guān)圖見圖5，三者的實測值與模擬值基本落在45°線周圍，說明各層土壤插值結(jié)果具有較好的一致性。從定性的角度分析，40—50 cm層土壤有機碳的實測值與模擬值間的一致性最好，20—30 cm層次之，0—10 cm層是最差的。

由表3可知，三層土壤有機碳的插值結(jié)果與實測值之間的相關(guān)關(guān)系(r)都較高且達到極顯著相關(guān)水平(p<0.01)，且隨著深度增加相關(guān)性越好。平均偏差(MBE)介于0.1與0.25之間，插值結(jié)果稍偏大于實測值，且隨著深度增加偏離程度越小。各層均方根誤差RMSE稍微偏大，大介于1.7與3.5之間，0—10 cm層>20—30 cm層>40—50 cm層。以上表明，各層土壤有機碳插值結(jié)果基本準確可靠，但從插值精度來說，40—50 cm層最好，20—30 cm層次之，0—10 cm層稍差。

圖440-50cm層土壤有機碳各向異性半方差函數(shù)

3.3 土壤有機碳的空間分布特征

根據(jù)各層土壤有機碳空間分布圖(圖6)可以看出，不同土層深度土壤有機碳含量具有相似的塊狀和帶狀分布特點，但總體來看各層有機碳含量都相對較低，流域內(nèi)絕大部分區(qū)域有機碳含量<11.68 g/kg，且隨著深度增加有機碳含量明顯降低。流域南部邊緣到東部以及東北部為土壤有機碳含量較高區(qū)域，北部、西北部以及上游的中南部是全流域土壤有機碳含量最低的區(qū)域，西部以及西南部土壤有機碳含量處于相對中等水平。流域地形與植被分布特征決定了土壤有機碳這種分布特點，流域南部邊緣、東部以及東北部是全流域海拔最高的地區(qū)，水分相對充沛，植被覆蓋度較高，人類活動較少，地表殘積物積累較多，減少了有機碳的流失并利于積累；北部、西北部以及上游的中南部是流域海拔最低的地區(qū)，其中上游的中南部更是錫林浩特市區(qū)周邊，該區(qū)域人類活動劇烈，放牧強度大，草地沙化嚴重，降低了生態(tài)系統(tǒng)的生產(chǎn)力，不利于有機質(zhì)積累且流失嚴重。

注：圖中虛線為45°線，實線為線性回歸線。

圖5 各層土壤有機碳模擬值與實測值的擬合相關(guān)

注：**表示極顯著相關(guān)(p<0.01)。

圖6各層土壤有機碳含量空間分布

4 討論與結(jié)論

土壤有機碳含量是反映草原土壤肥力的重要指標，它的分布特征及變化趨勢對植物群落類型和草地生產(chǎn)力具有重要影響，本文通過各層土壤有機碳的地統(tǒng)計分析以及普通克里格插到以下結(jié)論:

錫林河流域不同層土壤有機碳含量都較低，0—10 cm層有機碳含量顯著大于其他兩層(p<0.05)，而20—30 cm與40—50 cm土層有機碳含量差異不顯著(p>0.05)。CV值表明各層土壤有機碳含量均屬于中等變異程度，且隨著土層深度的增加變異程度降低。地統(tǒng)計分析表明：0—10 cm，20—30 cm，40—50 cm層土壤有機碳的最佳擬合模型依次是高斯模型、高斯模型、指數(shù)模型，決定系數(shù)分別為0.842，0.851，0.906。

從空間分布相關(guān)性來看，0—10 cm層土壤有機碳存在中等空間分布相關(guān)性，這種相關(guān)性表現(xiàn)在25.81 km的范圍內(nèi)，隨機因素與結(jié)構(gòu)因素共同導(dǎo)致了該層土壤有機碳含量的空間變異；20—30 cm與40—50 cm層土壤有機碳具有強烈的空間分布相關(guān)性，這種相關(guān)性分別表現(xiàn)在20.26 km與45.00 km的范圍內(nèi)，主要是結(jié)構(gòu)因素導(dǎo)致了這兩層土壤有機碳含量的空間變異，而隨機因素影響很小。從整體來看，隨著土層深度的增加，空間分布相關(guān)性增強，導(dǎo)致土壤有機碳空間變異的因素由隨機性因素與結(jié)構(gòu)性因素共同作用到結(jié)構(gòu)性因素占主導(dǎo)地位的轉(zhuǎn)化。各層土壤有機碳各向異性分析表明：隨著土層深度增加，各方向土壤有機碳變異程度逐漸減弱，但各層不同方向半方差變化明顯，各向異性顯著，尤其是西南—東北45°方向以及東南—西北135°方向表現(xiàn)的最為明顯，在不同層同一方向上，各層45°方向變異程度表現(xiàn)出一致性。

交叉驗證結(jié)果表明:各層土壤插值結(jié)果具有較好的一致性，但預(yù)測結(jié)果稍偏大且隨著深度增加偏離程度越小。各層均方根誤差RMSE稍微偏大，總體來說，40—50 cm層插值精度最好，20—30 cm層次之，0—10 cm層稍差，這與表層土壤受到較大隨機因素影響所致。各層均方根誤差RMSE稍微偏大可能是由采樣時不是等間距采樣而導(dǎo)致一些采樣點間距偏大所致。各層土壤有機碳分布具有一致性，流域南部邊緣到東部以及東北部為土壤有機碳含量較高區(qū)域，北部、西北部以及上游的中南部是全流域土壤有機碳含量最低的區(qū)域，西部以及西南部土壤有機碳含量處于相對中等水平。流域地形與植被分布特征決定了土壤有機碳這種分布特點。

大量研究表明土壤有機碳含量受到土壤物理化學(xué)性質(zhì)、地形、植被，氣候以及人類活動等眾多因素共同作用。例如土壤容重和機械組成決定著土壤的物理結(jié)構(gòu)、排水性能以及透氣狀況，進而影響土壤有機碳的轉(zhuǎn)化過程[28-29]。海拔與坡度等地形因素影響局部水熱平衡以及土壤侵蝕程度，從而影響土壤有機碳的輸入與輸出過程[30]。充沛的降雨有利于植被生長，從而使土壤獲得更多有機質(zhì)[31]。年均氣溫控制土壤微生物活動，影響土壤有機碳分解速率[32]。此外大量研究表明，土壤碳素和氮素在復(fù)雜的生物地球化學(xué)過程中緊密聯(lián)系在一起[33]。氮素是植被生長重要的營養(yǎng)元素之一，很大程度上影響植被的生長狀況，進而影響枯落物以及根系分泌物進入土壤的有機物的質(zhì)量和數(shù)量，此外導(dǎo)致土壤有機碳含量差異的因素還有很多。錫林河流域土壤、植被類型多樣、草地利用方式與管理手段也各不相同。本研究野外采樣過程中，只考慮了土壤類型的差異，植被類型和蓋度差異也只是通過目測得到。并且沒有系統(tǒng)分析導(dǎo)影響土壤有機碳空間分布差異的影響因素。今后，需要更加系統(tǒng)和長期的研究，全面的揭示各類環(huán)境因素對土壤有機碳空間變異的影響。

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SpatialVariabilityofSoilOrganicCarboninXilinRiverBasin

XI Xiaokang, ZHU Zhongyuan, HAO Xiangyun

(CollegeofWaterConservancyandCivilEngineering,InnerMongoliaAgriculturalUniversity,Hohhot010018,China)

In order to explore the spatial variability of soil organic carbon in the Xilin River Basin, the variation characteristics and distribution pattern of 0—10 cm, 20—30 cm, 40—50 cm soil organic carbon were studied based on semivariance function theory and ordinary Kriging interpolation. The results showed that: (1) the best fitting models of soil organic carbon in 0—10 cm, 20—30 cm and 40—50 cm layers were Gaussian model, Gaussian model and Exponential model; (2) with the increase of soil depth, the spatial distribution of soil organic carbon increased, the spatial distribution of soil organic carbon in 0—10 cm layer was moderate, and the spatial distribution of soil organic carbon in 20—30 cm and 40—50 cm layers had a strong spatial distribution correlation and autocorrelation distances were 25.81 km, 20.26 km and 45.00 km, respectively; (3) anisotropy analysis showed that the variation degree of soil organic carbon in all directions was weakened with the increase of soil depth, and the half-variance of the same layer changed significantly in different directions, and the anisotropy was significant, the 45 ° direction from southwest to northeast and the southeast, the variance of the 45° direction showed the similarity; (4) the distribution of soil organic carbon in each layer was consistent; the soil organic carbon contents were higher in the southern part of the basin, in the north and north of the basin, and the middle and the south of the upper part of the basin. Soil organic carbon contents in the west and southwest was at the relatively moderate status, and topographic and vegetation distribution characteristics determine the distribution characteristics of soil organic carbon.

soil organic carbon; spatial variability; geostatistics; anisotropy

S153.6+21

A

1005-3409(2017)06-0097-08

2016-12-30

2017-01-20

國家自然科學(xué)基金“基于冰雪水轉(zhuǎn)換過程與—植被—土壤水熱互饋機制的牧草生物量模型構(gòu)建”(51669018)

席小康(1991—),男,陜西省漢中市人,碩士研究生,主要從事干旱區(qū)水資源可持續(xù)利用與規(guī)劃方面的研究。E-mail:354925114@qq.com

朱仲元(1956—),男,內(nèi)蒙古涼城縣人,教授,博士生導(dǎo)師,主要從事水文水資源與草原生態(tài)等方面的研究。E-mail:nmgzzy@tom.com