黃玉杰，劉道純，趙師成

（信陽(yáng)農(nóng)林學(xué)院，河南 信陽(yáng) 464000）

土壤含水量是土壤的重要物理屬性之一，直接影響植物生長(zhǎng)和土壤物質(zhì)循環(huán)[1]，其廣泛受到土壤性質(zhì)、降水、植被類型[2-3]和土壤管理等因素的綜合影響。果園是土地農(nóng)業(yè)化利用的重要類型之一，水分條件是影響果樹正常生長(zhǎng)和果實(shí)品質(zhì)形成的重要因素，故廣大學(xué)者就科學(xué)管理措施、改善土壤水分條件、保持水土等方面開展大量研究。Keesstra等[4]研究了耕作、除草劑處理和種草處理對(duì)土壤水土流失的影響，結(jié)果表明，種草可顯著提高土壤含水量和土壤有機(jī)質(zhì)含量，除草劑處理則顯著促進(jìn)了表層土壤的侵蝕。亦有采用秸稈覆蓋、地膜覆蓋、枝葉覆蓋[5]等處理措施提高土壤含水量方面的研究實(shí)踐。其中，通過(guò)種草或自然生草法增加表層土壤生物量和覆蓋度，減少水分的蒸發(fā)損失，是改善表層土壤結(jié)構(gòu)和性質(zhì)，實(shí)現(xiàn)水分科學(xué)管理的一個(gè)重要措施，被廣泛研究和應(yīng)用[6-7]。如白崗栓等[8]的研究結(jié)果表明果園自然生草可顯著提高0～80 cm土壤水分含量。然而土壤水分含量屬于土壤易變屬性，具有高度的時(shí)空變異性[9]，其在時(shí)間動(dòng)態(tài)上受到植被物候期、溫度、降水等因素的影響，在區(qū)域或點(diǎn)尺度上受到地形條件、植被蓋度、土壤質(zhì)地[10]等因素的綜合影響。這就為準(zhǔn)確評(píng)價(jià)和預(yù)測(cè)土壤含水量及其時(shí)空變異特征造成了困難。地統(tǒng)計(jì)學(xué)為研究和預(yù)測(cè)土壤某一特征因子在空間分布上的特征提供了有效工具，得到廣大學(xué)者的廣泛應(yīng)用。Bárdossy等[11]分別采用普通克里格法、指示克里格法、貝葉斯-馬爾科夫法等方法對(duì)流域尺度土壤含水量空間變異特征進(jìn)行模擬，Hu等[12]用地統(tǒng)計(jì)學(xué)工具研究了小流域尺度上0～20 cm層次土壤含水量的空間分布特征。

然而目前關(guān)于自然生草措施下果園和草地生物量空間分布特征的研究報(bào)道較為鮮見，這不利于從土壤水分空間變異角度闡釋表層土壤水分與草地生物量之間的關(guān)系。為闡明果園短期生草對(duì)表層土壤含水量的影響效應(yīng)，在項(xiàng)目組對(duì)信陽(yáng)五月鮮桃進(jìn)行主要生理指標(biāo)和果實(shí)品質(zhì)指標(biāo)研究的基礎(chǔ)上[13-14]，本研究中以信陽(yáng)特有桃品種五月鮮桃為研究對(duì)象，采用春季自然生草的方式，研究果園生草對(duì)表層土壤含水量的影響，并采用空間地統(tǒng)計(jì)學(xué)工具對(duì)點(diǎn)尺度上土壤含水量進(jìn)行空間分布特征模擬，旨在為果園土壤水分管理提供參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)位于河南省信陽(yáng)市龍井鄉(xiāng)，距離信陽(yáng)市區(qū)約30 km，位于淮河上游，屬亞熱帶季風(fēng)氣候，日照充足，年均降水量為900～1 400 mm，且絕大多數(shù)降水發(fā)生在5—9月，無(wú)霜期220 d。林業(yè)發(fā)展較好，桃、李、杏、石榴為主的小雜果林種植面積達(dá)400多hm2，是河南省重要的林產(chǎn)品基地之一。

1.2 樣地設(shè)置與數(shù)據(jù)采集

采樣地點(diǎn)為龍井鄉(xiāng)范山村天順桃園（108°45′E，36°23′N）。采樣桃園管理措施為當(dāng)?shù)爻Ｒ姽芾矸椒?，灌溉方式為機(jī)電井水漫灌，施肥方式為秋季條狀施基肥，于冬季開展整形修剪。供試樹種為盛果期信陽(yáng)五月鮮桃，樹齡10 a。2008年4月定植實(shí)生毛桃苗，株行距3.5 m×5 m，行向南北向，2009年3月用切接法嫁接信陽(yáng)五月鮮桃的接穗。在果園中選擇微地形、樹齡、樹勢(shì)生長(zhǎng)一致的區(qū)域?yàn)檠芯繀^(qū)，并設(shè)置一個(gè)10 m×11 m的林地樣方，冬春季不耕作，保持自然生草，并于2018年4月按照1 m×1 m網(wǎng)格法設(shè)置采樣點(diǎn)，同時(shí)以采樣點(diǎn)為中心設(shè)置20 cm×20 cm的地上生物量采樣樣方，共有132個(gè)土壤含水量采樣點(diǎn)和132個(gè)地上生物量采樣樣方。使用土壤水分測(cè)定儀（Wet-2型，英國(guó)Delta-T設(shè)備公司）獲取表層0～5 cm土壤含水量數(shù)據(jù)，所得含水量為體積含水量。測(cè)定土壤含水量的同時(shí)，采用收獲法進(jìn)行地上生物量調(diào)查，把樣方內(nèi)草本植被地上部分用剪刀齊地刈割后，裝入自封袋中貼上標(biāo)簽后帶回。在實(shí)驗(yàn)室內(nèi)，將草樣放置于80 ℃恒溫的烘箱內(nèi)，連續(xù)烘干至恒質(zhì)量后，用電子天平（精度0.01 g）稱量其干質(zhì)量。

1.3 研究方法

1.3.1 經(jīng)典統(tǒng)計(jì)分析和變異系數(shù)

利用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)方法分析土壤含水量和地表生物量的極小值、極大值、平均值、極差、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)等指標(biāo)。其中變異系數(shù)（coefficient of variation，Cv）為數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)差與其平均值的比值。變異系數(shù)在0～10%屬于弱變異，在10%～100%為中等變異，大于100%為強(qiáng)變異。

1.3.2 地統(tǒng)計(jì)分析和半方差函數(shù)

以地統(tǒng)計(jì)學(xué)中的半方差函數(shù)研究土壤含水量及草地生物量的變異性。半方差函數(shù)又稱半變異函數(shù)，表示了一定范圍內(nèi)變量屬性的空間依賴性，其計(jì)算公式如下。

式中：r(h)為半方差函數(shù)，是所有空間相距h的點(diǎn)對(duì)的平均方差；h為2個(gè)樣本點(diǎn)的分隔距離；N(h)是取樣間隔為h時(shí)的樣點(diǎn)對(duì)總數(shù)；Z(xi)和Z(xi+h)分別為區(qū)域化變量在空間位置xi和xi+h處的實(shí)測(cè)值。

1.3.3 半方差函數(shù)模型

常用的半方差函數(shù)模型有球狀模型（spherical model）、指數(shù)模型（exponential model）、高斯模型（Gaussian model）等，其表達(dá)式分別為

其中，C0稱為塊金值（nugget），反映間距小于抽樣距離時(shí)的空間變異和隨機(jī)誤差；C0+C稱為基臺(tái)值（sill），反映區(qū)域變量變化幅度的大小；a為變程（range），反映采樣數(shù)據(jù)間存在相關(guān)性的距離上限。土壤含水量空間依賴性采用空間模型塊金值與基臺(tái)值的比值C0/(C0+C)進(jìn)行評(píng)價(jià)，該值＜0.25表示較強(qiáng)的空間依賴性，比值為0.25～0.75時(shí)空間相關(guān)性中等，比值＞0.75時(shí)空間相關(guān)性較弱。

1.4 數(shù)據(jù)分析與處理

土壤含水量和地上生物量數(shù)據(jù)采用Excel 2010軟件進(jìn)行整理，采用SPSS軟件K-S檢驗(yàn)法進(jìn)行正態(tài)檢驗(yàn)，采用GS+9.0軟件擬合半方差函數(shù)模型，制函數(shù)圖，并分析空間插值，其中空間插值采用克里格（Kriging）法進(jìn)行分析，空間分布半方差函數(shù)模型的選擇按照模型決定系數(shù)（R2）大小進(jìn)行，選擇R2值最大的模型作為最優(yōu)模型。

2 結(jié)果與分析

2.1 桃園表層土壤含水量分布特征

2.1.1 桃園表層土壤含水量的統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

研究樣區(qū)果園表層0～5 cm土壤含水量平均值為10.08%，在空間分布上較為集中，95%置信區(qū)間含量為9.84%～10.32%，變異系數(shù)為13.63%，即具有較小的空間變異性。對(duì)所采集的132個(gè)樣點(diǎn)土壤含水量數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布K-S檢驗(yàn)，K-S檢驗(yàn)結(jié)果見表1。由表1可知，K-S檢驗(yàn)Z值為0.618，漸近顯著性為0.839，即桃園表層土壤水分?jǐn)?shù)據(jù)在95%的顯著水平上均服從正態(tài)分布，可直接使用原始數(shù)據(jù)做進(jìn)一步的地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析與插值分析，無(wú)須對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。

表1 桃園表層土壤含水量和草地地上生物量的正態(tài)檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Normal test results of topsoil water content and aboveground grass biomass in peach orchard

2.1.2 桃園表層土壤含水量的空間分布特征

桃園表層土壤含水量及地上草地生物量半方差函數(shù)模型及參數(shù)值見表2。根據(jù)決定系數(shù)（R2）最大、殘差（RSS）最小的篩選原則，選取最佳擬合模型。由表2可知，指數(shù)模型的R2值為0.898，在3個(gè)模型中最大，RSS值為0.03，在3個(gè)模型中最小，故桃園表層土壤含水量的空間變異最符合指數(shù)模型，其半方差函數(shù)如圖1所示。

桃園表層土壤含水量的塊金值C0=1.01，這表明研究區(qū)內(nèi)存在某種不容忽略的生態(tài)過(guò)程對(duì)桃園表層土壤含水量的空間分布產(chǎn)生影響。模型基臺(tái)值C0+C=2.11，這表明桃園表層土壤含水量在研究區(qū)域內(nèi)具有平穩(wěn)特性或近平穩(wěn)特性。模型中塊金系數(shù)C0/(C0+C)=0.523，即表層0～5 cm土壤含水量具有中等程度的空間依賴性。該研究區(qū)土壤含水量的變程為7.20 m，與王紅梅等[15]采用不同采樣尺度下土壤含水量的變程一致，其研究得出農(nóng)牧交錯(cuò)帶農(nóng)田-草地界面土壤水分空間分布的變程范圍為2.93～15.4 m，與王普昶等[16]在放牧草地上的研究結(jié)果也相一致，其研究結(jié)果表明，不同放牧條件下，草地土壤含水量變程為2.77～15.61 m。但土壤水分的空間變異性和變程又依賴于土地利用類型，如孔達(dá)等[17]關(guān)于農(nóng)田的研究結(jié)果表明，土壤含水量空間變程范圍為25.8～123.6 m，即本研究中自然草地表層土壤水分的空間變程顯著小于農(nóng)田。由此可知，在小空間尺度上，本研究中土壤水分采樣空間尺度1 m具有其合理性，同時(shí)進(jìn)行土壤水分空間變異研究時(shí)，應(yīng)充分考慮空間變程的差異。

表2 桃園表層土壤含水量和草地地上生物量的半方差函數(shù)模型及參數(shù)值Table 2 Half-variance function models and parameter values of topsoil water content and aboveground grass biomass in peach orchard

圖1 桃園表層土壤含水量和草地地上生物量的半方差函數(shù)Fig.1 Half-variance functions of topsoil water content and aboveground grass biomass in peach orchard

2.1.3 桃園表層土壤含水量的空間插值分析

空間插值能夠更加直觀全面地反映桃園表層土壤含水量的空間分布特征，利用半方差指數(shù)模型對(duì)表層土壤含水量進(jìn)行克里格（Kriging）插值繪圖，在將桃樹標(biāo)記后，得到研究區(qū)表層土壤含水量的空間分布圖，如圖2所示。由圖2可見，桃園表層土壤含水量的空間分布呈現(xiàn)明顯的不規(guī)則斑塊分布特征，總體上含量較高的區(qū)域主要分布在研究區(qū)的株行之間，行距間體現(xiàn)尤為明顯，但是個(gè)別株行之間的含水量出現(xiàn)較低的斑塊，即0～5 cm層次土壤含水量空間分布與果樹位置有關(guān)，主要表現(xiàn)為樹穴周邊土壤含水量相對(duì)較低，在距離樹體較遠(yuǎn)的行間則較高。

2.2 桃園草地地上生物量分布特征

2.2.1 桃園草地地上生物量的統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

在20 cm×20 cm樣方中草地地上生物量見表1。由表1可知，草地地上生物量平均值為9.17 g，95%置信區(qū)間為8.27～10.06 g，具有中等程度的空間變異性，變異系數(shù)為56.71%。正態(tài)分布檢驗(yàn)結(jié)果表明，草地地上生物量分布峰值和偏度值分別為3.77和1.42，K-S檢驗(yàn)Z值為1.252，漸近顯著性為0.087，即草地地上生物量符合近似正態(tài)分布。

2.2.2 桃園草地地上生物量的空間分布特征

采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法，對(duì)草地地上生物量空間分布進(jìn)行分析，其半方差函數(shù)符合指數(shù)函數(shù)模型，模型塊金值（C0）為15.10，基臺(tái)值（C0+C）為30.21，塊金/基臺(tái)值為0.499 8，該比值小于0.75，即草地地上生物量具有中等程度的空間依賴性，隨機(jī)化因素影響相對(duì)較小。

草地地上生物量和表層（0～5 cm）土壤含水量的塊金值/基臺(tái)值表現(xiàn)為前者大于后者，分別為0.499 8和0.477 3，均屬于中等程度空間變異，但生物量的空間依賴性強(qiáng)于土壤含水量，而含水量的空間自相關(guān)距離（7.20 m）表現(xiàn)為大于生物量（2.51 m），空間變異系數(shù)分別為13.63%和56.71%，這均說(shuō)明，自然生草果園空間上，草地地上生物量具有更強(qiáng)的空間變異性，在進(jìn)行草地生物量空間分布特征研究時(shí)，應(yīng)適當(dāng)縮小采樣距離。

圖2 桃園表層土壤含水量和草地地上生物量的空間分布Fig.2 Spatial distributions of topsoil water content and aboveground grass biomass in peach orchard

2.2.3 桃園草地地上生物量的空間插值分析

根據(jù)半方差函數(shù)模型，對(duì)草地地上生物量空間分布進(jìn)行克里格插值分析。結(jié)果表明，區(qū)域上草地呈斑塊狀分布，在空間分布上與表層（0～5 cm） 土壤含水量相似，表現(xiàn)為果樹行間空地地上部草生物量較大，靠近樹體位置則相對(duì)較小。這主要是由于行間空間具有良好的通風(fēng)透光條件，促進(jìn)草種子的萌發(fā)和植物的生長(zhǎng)。同時(shí)由圖2可知，在靠近果園邊界處，果園草地具有較高的地上生物量，即表現(xiàn)出明顯的邊界效應(yīng)。

2.3 桃園草地地上生物量與表層土壤含水量的相關(guān)性

桃園草地地上生物量與表層土壤含水量的相關(guān)性見圖3。由圖3可知，各樣點(diǎn)20 cm×20 cm小樣方草地地上生物量與表層土壤含水量間的回歸方程為y=0.090x+9.269，R=0.317 3，可知草地地上生物量與表層土壤含水量之間極顯著正相關(guān)（P＜0.001），即草地地上生物量顯著影響表層（0～5 cm）土壤含水量，桃園短期自然生草可有效提高表層土壤含水量。這主要是由于草地上部分對(duì)土壤的遮陰作用，降低了土表水分的蒸發(fā)量，同時(shí)草地植物根系主要集中在表層，也增加了土壤的水分含量。

3 結(jié)論與討論

與清耕相比，田間生草可有效增加地表植被蓋度，減少表層土壤受風(fēng)、水侵蝕的風(fēng)險(xiǎn)，提高土壤含水量，改善土壤養(yǎng)分和生物學(xué)性質(zhì)[18-19]，是果園土壤管理中一項(xiàng)常用措施。本研究中，冬春季節(jié)短期自然生草可有效提高表層土壤含水量，表層（0～5 cm）土壤含水量與草地生物量之間極顯著正相關(guān)（P＜0.001），即在本研究點(diǎn)尺度上，地表草地生物量越高，表層土壤含水量越高。這與白崗栓等[8]關(guān)于渭北旱塬果園的研究結(jié)果一致，郭燕云等[20]的研究結(jié)果亦表明自然草地地上生物量與表層（0～5 cm）土壤含水量之間顯著正相關(guān)。這是由于果園短期生草可有效增加地表覆蓋度，促進(jìn)降水向下層土壤遷移，同時(shí)可有效減少表土水分的蒸發(fā)，起到有效保水的作用。但亦有研究表明，在土壤水分蒸散旺盛的夏季（7—8月），果園生草導(dǎo)致表層（0～40 m）土壤含水量下降，生草處理和清耕處理土壤含水量分別為9.5%和8.8%。Fang等[21]，曹銓等[22]的研究亦表明，夏季經(jīng)歷長(zhǎng)期干旱后，果園種植牧草會(huì)使果園各層次土壤水分含量顯著降低。這些研究結(jié)果與本研究結(jié)果不同，可能主要是由于本研究中短期生草時(shí)間主要為冬春季的低溫階段，該階段土壤水分蒸散作用弱，水分散失少，相比于旺盛生長(zhǎng)期生草，具有更好的保水作用。同時(shí)生草可有效促進(jìn)土壤微團(tuán)聚結(jié)構(gòu)的形成，增加土壤孔隙度[23]，有利于降水向下層土壤的入滲，提高土壤水分含量。由此可知，冬春季生草可能更有益于果園土壤水分保持，同時(shí)還田后可有效增加土壤有機(jī)質(zhì)和養(yǎng)分含量。

圖3 桃園草地地上生物量與表層土壤含水量的相關(guān)性Fig.3 Correlation of aboveground grass biomass and topsoil water content in peach orchard

在田塊的小空間尺度上，果園表層土壤含水量具有較小的空間變異性，95%置信區(qū)間體積含水量為9.84%～10.32%，變異系數(shù)為16.36%，而草地地上生物量空間變異性較土壤含水量大，變異系數(shù)為56.71%，表明果園草地生物量可能更多地受到微地形、與果樹距離等因素的影響?？臻g分布上，表層（0～5 cm）土壤含水量和草地地上生物量與果樹位置之間存在一定的相關(guān)性，表現(xiàn)為距離樹體越遠(yuǎn)相關(guān)性越高的特點(diǎn)，即在受果樹根系和樹冠影響較小的行間，有利于草的生長(zhǎng)和表層土壤含水量的提高，而在距離樹體較近的位置，受樹冠遮陰及根系生長(zhǎng)的影響，可能不利于草的生長(zhǎng)。這與其他學(xué)者的研究結(jié)果相似，如郭秀明等[24]的研究結(jié)果表明，果樹周圍土壤體積含水量隨與樹根距離的增加而增加，即樹基部土壤含水量較低。這可能主要是由于樹冠覆蓋范圍內(nèi)，不利于草的生長(zhǎng)，使地表裸露，增加了表層土壤水分的蒸發(fā)，另一方面由于果樹淺根系生長(zhǎng)對(duì)水分的吸收消耗，降低了表層土壤水分含量，這也表明在研究果園草地生物量和土壤含水量時(shí)，還應(yīng)充分考慮空間樣點(diǎn)布設(shè)位置及采樣密度。

土壤水分與植被之間具有的耦合效應(yīng)，決定了土壤含水量和植物生物量空間上的分布規(guī)律[25]。半方差函數(shù)分析結(jié)果表明，本研究中小區(qū)域空間尺度上，短期自然生草果園表層（0～5 cm）土壤含水量和地上部草地生物量空間分布均符合指數(shù)函數(shù)模型。但程曉莉等[26]關(guān)于自然退化草地的研究得出，不同植被群落地上生物量空間分布符合球狀模型，這可能主要是由于本研究中草地生長(zhǎng)除受地形、土壤等因素的影響外，還受桃樹生長(zhǎng)的影響。土壤含水量及草地地上生物量均具有中等程度的空間依賴性，空間模型塊金值/基臺(tái)值分別為0.477 3和0.499 8，空間自相關(guān)距離分別為7.20 m和2.51 m，即草地地上生物量較表層土壤含水量具有更強(qiáng)的空間依賴性。因此，在較小的空間尺度上，分析果園草地地上生物量空間分布時(shí)，應(yīng)適當(dāng)降低采樣點(diǎn)間距，增加采樣點(diǎn)數(shù)量。

為給果園科學(xué)生草及水分的管理提供參考，本研究在田塊尺度上，系統(tǒng)分析了冬春季短期生草草地地上生物量和表層（0～5 cm）土壤含水量的空間分布特征。但本研究中，田間自然生草時(shí)間主要集中在冬春季，缺乏更長(zhǎng)生長(zhǎng)季條件下對(duì)土壤水分空間分布的影響及相關(guān)機(jī)制的研究，同時(shí)土壤含水量測(cè)定土壤層較淺，尚未系統(tǒng)反映區(qū)域土壤、氣候條件下自然生草對(duì)果園土壤含水量及貯水量的影響效應(yīng)。為給區(qū)域果樹節(jié)水生產(chǎn)提供參考，下一步將加強(qiáng)果園短期自然生草對(duì)不同深度土壤含水量及水分儲(chǔ)量的影響研究。