董佳琦,張 勇,傅偉軍,劉海英,王 增,呂聯(lián)江,謝秉樓,蔣仲龍,*

1 浙江農(nóng)林大學(xué)亞熱帶森林培育國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室培育基地,杭州 311300 2 浙江省公益林和國(guó)有林場(chǎng)管理總站,杭州 310020 3 紹興市自然資源和規(guī)劃局,紹興 312000 4 浙江省森林資源監(jiān)測(cè)中心,杭州 310020

土壤是人類(lèi)賴以生存的重要資源,是植物所需營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的重要供給源[1]。了解土壤特性不僅能避免土壤養(yǎng)分失衡,還有助于保持土壤肥力水平從而提高作物品質(zhì)和產(chǎn)量[2]。然而近幾十年來(lái),不科學(xué)的經(jīng)營(yíng)管理方式導(dǎo)致我國(guó)許多地區(qū)的林地土壤養(yǎng)分失衡,土壤退化的趨勢(shì)日益明顯[3- 4]。而土壤養(yǎng)分失衡不僅會(huì)導(dǎo)致作物生長(zhǎng)受阻產(chǎn)量下降,還會(huì)造成環(huán)境污染[5]。 因此,了解土壤養(yǎng)分現(xiàn)狀及其影響因素能為科學(xué)土壤管理提供理論依據(jù)。

香榧 (Torreyagrandiscv.Merrillii)為榧樹(shù) (TorreyagrandisFortuneexLindley)中的人工栽植品種,是我國(guó)特有的珍貴經(jīng)濟(jì)樹(shù)種,其果實(shí)具有較高的食用、藥用和經(jīng)濟(jì)價(jià)值[6]。長(zhǎng)期食用可降低患心、腦血管疾病的風(fēng)險(xiǎn),同時(shí)還可以明目健腦[7]。成年香榧林每年每畝產(chǎn)值超過(guò)1萬(wàn)元,其栽培效益居經(jīng)濟(jì)林之首[8]。由于其較高的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,使得現(xiàn)階段香榧產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速。然而快速的發(fā)展也帶來(lái)了弊端,當(dāng)前香榧林地土壤經(jīng)營(yíng)中存在著許多問(wèn)題[7]。儲(chǔ)開(kāi)江等[9]發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致香榧枝條黃化現(xiàn)象的原因不是病蟲(chóng)害,而是不適應(yīng)的生長(zhǎng)環(huán)境所產(chǎn)生不良反應(yīng)。戴文圣等[6]也報(bào)道了大量的施肥,導(dǎo)致香榧產(chǎn)量和質(zhì)量顯著下降。目前有關(guān)香榧的研究主要集中于繁殖栽培、生態(tài)習(xí)性以及病蟲(chóng)害防治等方面,關(guān)于區(qū)域性土壤養(yǎng)分狀況及影響因素的研究較少[10- 12]。

地統(tǒng)計(jì)學(xué)和克里格插值法在土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性研究中得到了廣泛的應(yīng)用。許多學(xué)者將GIS和地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法相結(jié)合,系統(tǒng)揭示了特定區(qū)域土壤養(yǎng)分的空間分布特征,該領(lǐng)域的研究已成為土壤學(xué)和農(nóng)業(yè)生態(tài)學(xué)的熱點(diǎn)之一[13- 15],例如Chen等[5]采用克里格法對(duì)亞熱帶平原糧食生產(chǎn)區(qū)土壤性狀和肥力進(jìn)行研究,以此進(jìn)行針對(duì)性指導(dǎo)施肥。但大部分研究集中于農(nóng)作物和蔬菜土壤,缺乏對(duì)經(jīng)濟(jì)林土壤的研究。

以浙江香榧主產(chǎn)區(qū)土壤為研究對(duì)象,采用土壤綜合肥力評(píng)價(jià)法計(jì)算研究區(qū)土壤養(yǎng)分水平,利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)合GIS技術(shù)繪制研究區(qū)養(yǎng)分指標(biāo)分布圖,探明土壤養(yǎng)分空間分布特征及其影響因素,為香榧林地土壤可持續(xù)發(fā)展提供數(shù)據(jù)支持及對(duì)策。

1 研究區(qū)概況

本研究以浙江省香榧主產(chǎn)區(qū)為研究區(qū)域,選取了位于浙江會(huì)稽山區(qū)的諸暨、嵊州、柯橋及東陽(yáng)四市(區(qū))。香榧性喜溫暖潮濕、山谷縱橫、溪流迂回交叉的生態(tài)環(huán)境,主要分布在海拔200—800 m 的丘陵山地[8]。該研究區(qū)屬于亞熱帶季風(fēng)氣候,年平均氣溫14—17℃,年平均降水量1100—1700 mm,年平均日照時(shí)數(shù)1900 h,無(wú)霜期207—240 d[10]。成土母巖主要包括流紋巖、凝灰?guī)r和流紋質(zhì)凝灰?guī)r等,土壤類(lèi)型以紅壤、黃壤和黃紅壤為主[6]。近年來(lái)浙江省香榧種植面積約為1.33萬(wàn)hm2,年產(chǎn)量800—1500 t,占全國(guó)總產(chǎn)量的94%[16],其中研究區(qū)所在諸暨、嵊州、柯橋、東陽(yáng)等會(huì)稽山脈香榧種植面積占全省的65%,產(chǎn)量占全省的80%[17-18]。

圖1 采樣點(diǎn)分布圖Fig.1 Spatial distribution map of soil sampling sites

2 研究方法

2.1 樣品采集和實(shí)驗(yàn)分析

本研究綜合考慮了樣點(diǎn)分布的均勻性及代表性,在香榧林地主產(chǎn)區(qū)以1.0 km×1.0 km網(wǎng)格布設(shè)土壤采樣點(diǎn),并進(jìn)行準(zhǔn)確定位。結(jié)合香榧主產(chǎn)區(qū)實(shí)際種植和分布狀況于2019年5月,共采集121個(gè)土壤樣本。在選定的樣點(diǎn)上,按“梅花”形狀布點(diǎn),在半徑為10 m的范圍內(nèi),采集5個(gè)子樣點(diǎn)的表層(0—20 cm)土壤樣品,混合均勻組成一個(gè)土壤樣品,重量約為1 kg。同時(shí)記錄香榧林地采樣點(diǎn)的立地條件、農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)管理和香榧產(chǎn)量等信息。

將土壤樣品帶回實(shí)驗(yàn)室并進(jìn)行自然風(fēng)干,撿去石塊和動(dòng)、植物殘?bào)w等,研磨并通過(guò)2 mm的篩子。從中取出一部分,用瑪瑙研缽研磨過(guò)0.149 mm的篩子,并密封在聚乙烯袋中,貼好標(biāo)簽,保存待分析。

土壤pH采用土水比為1∶2.5的懸濁液測(cè)定；土壤有機(jī)質(zhì)選取重鉻酸鉀氧化法測(cè)定；土壤堿解氮、有效磷和速效鉀分別采用堿解擴(kuò)散法、Olsen法和乙酸銨浸提-火焰光度法測(cè)定[19]。

2.2 空間自相關(guān)分析

空間自相關(guān)分析現(xiàn)今已被廣泛的應(yīng)到地理學(xué)的研究中[20]。Moran′sI指數(shù)能系統(tǒng)的揭示研究變量的空間自相關(guān)性,通常包括全局和局部Moran′sI[21]。全局Moran′sI用來(lái)描述整個(gè)研究區(qū)域的空間自相關(guān)性,并通過(guò)單一值反映區(qū)域空間變量的相似性,其取值范圍是-1到1,大于0表示正相關(guān),反之則表示負(fù)相關(guān),等于0則表示不相關(guān)[22]。而局部Moran′sI主要是用來(lái)計(jì)算每個(gè)特定位置的空間自相關(guān)程度,可以識(shí)別出局部空間的聚類(lèi)并進(jìn)行異常值的分析,彌補(bǔ)全局性分析的不足[23]。全局和局部Moran′sI的公式如下：

全局Moran′sI：

(1)

局部Moran′sI：

(2)

2.3 地統(tǒng)計(jì)分析

地統(tǒng)計(jì)學(xué)是一種基于區(qū)域化變量理論,以半變異函數(shù)為研究工具的空間分析方法,是一門(mén)研究空間變異與結(jié)構(gòu)的自然現(xiàn)象的方法[22]。

克里格插值法是通過(guò)區(qū)域化變量的原始數(shù)據(jù)和半方差函數(shù)的結(jié)構(gòu)性,對(duì)未采樣點(diǎn)區(qū)域化變量值進(jìn)行的無(wú)偏最佳估算的一種廣義線性回歸的方法[5]。半方差函數(shù)(semi-variance)是地統(tǒng)計(jì)學(xué)的基礎(chǔ),被廣泛的應(yīng)用于定量描述土壤變量空間結(jié)構(gòu)的變異性[24]。其公式如下：

(3)

式中：γ(h)為樣點(diǎn)空間間隔距離為h時(shí)的半方差函數(shù)；Z(xi)和Z(xi+h)分別是變量Z(x)在xi和xi+h位置的實(shí)測(cè)值；N(h)是樣點(diǎn)空間間隔距離為h時(shí)的所有觀測(cè)樣點(diǎn)的成對(duì)數(shù)目。在實(shí)際應(yīng)用中,當(dāng)半方差函數(shù)γ(h)隨著空間間隔距離h的增加而增加時(shí),從非零值達(dá)到基本穩(wěn)定的常數(shù),這個(gè)常數(shù)被稱(chēng)為基臺(tái)值(C0+C)；在h=0時(shí)的半方差函數(shù)值稱(chēng)為塊金值(C0),這可能是因采樣誤差和小于采樣尺度的隨機(jī)因素引起的[15]。指數(shù)模型、球狀模型、高斯模型和線性模型是常用的變異函數(shù)理論模型[22]。

2.4 土壤肥力評(píng)價(jià)方法

土壤肥力一詞由來(lái)已久,幾個(gè)世紀(jì)以來(lái)一直被用來(lái)指土壤支持作物生長(zhǎng)的能力。建立完整的土壤評(píng)價(jià)結(jié)構(gòu)有以下三個(gè)步驟：(1)評(píng)價(jià)指標(biāo)選擇；(2)計(jì)算指標(biāo)隸屬度值和權(quán)重；(3)計(jì)算綜合肥力。

2.4.1評(píng)價(jià)指標(biāo)選擇

基于前人的研究成果,本研究選取了能夠最大限度代表土壤肥力質(zhì)量的重要指標(biāo),包括pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀。

2.4.2指標(biāo)隸屬度值和權(quán)重

不同肥力指標(biāo)實(shí)測(cè)值的量綱各異,為消除其影響需將各肥力指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化,本研究采用隸屬度函數(shù)方法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行歸一化處理,將每個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為0.1到1的無(wú)量綱值[25]。因植物的效應(yīng)曲線不同,將隸屬度函數(shù)分成S型和拋物線型兩種,并將曲線型函數(shù)轉(zhuǎn)換成折線型函數(shù)。結(jié)合前人研究以及林地土壤的肥力特征[26],各指標(biāo)在折線型函數(shù)中折線點(diǎn)的取值見(jiàn)表1。

本研究中僅有pH一種指標(biāo)屬于拋物線型,其余四種指標(biāo)均屬于S型函數(shù),其公式如下：

拋物線型：

(4)

S型：

(5)

式中：Wi是指標(biāo)隸屬度；x是指標(biāo)的測(cè)量值；x1、x2、x3和x4是指標(biāo)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。

表1 拋物線和S型函數(shù)各指標(biāo)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)

土壤評(píng)價(jià)指標(biāo)的權(quán)重通過(guò)因子分析法確定。各評(píng)價(jià)指標(biāo)的公因子方差所占的比例為權(quán)重值[26]。

2.4.3土壤綜合肥力評(píng)價(jià)指數(shù)

在對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)后,需將單因素評(píng)價(jià)結(jié)果轉(zhuǎn)換為由各指標(biāo)所構(gòu)成的綜合土壤肥力評(píng)價(jià)結(jié)果。本文采用加法合成的方法,將各指標(biāo)的隸屬度值進(jìn)行加權(quán)求和,以計(jì)算土壤綜合肥力評(píng)價(jià)指數(shù)[5],其公式如下：

(6)

式中：IFI為土壤綜合肥力評(píng)價(jià)指數(shù)；Wi為第i項(xiàng)土壤肥力指標(biāo)的隸屬度值；Ni為第i項(xiàng)土壤肥力指標(biāo)的權(quán)重值。

2.5 數(shù)據(jù)處理

本文采用Kolmogorov-Smirnov(K-S)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)集的正態(tài)性,K-Sp> 0.05表示該數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布,需對(duì)不符合正態(tài)的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。采用Pearson相關(guān)分析法研究土壤各項(xiàng)養(yǎng)分指標(biāo)間的相關(guān)性。

采用SPSS 20.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、正態(tài)分布檢驗(yàn)和多元統(tǒng)計(jì)分析。利用Geoda軟件來(lái)分析和識(shí)別空間聚類(lèi)和異常值以及計(jì)算空間自相關(guān)系數(shù)；采用GS+ 9.0軟件進(jìn)行半方差分析；采用R3.3.3進(jìn)行相關(guān)分析；所有土壤理化指標(biāo)空間分布圖均使用ArcGIS 10.2軟件繪制。

3 結(jié)果與討論

3.1 香榧林地土壤養(yǎng)分的描述性分析

如表2所示,浙江香榧主產(chǎn)區(qū)土壤pH值的范圍為3.58—6.81,平均值為4.91。戴文圣等[27]研究表明pH值會(huì)影響香榧的生長(zhǎng)發(fā)育,過(guò)度酸黏的土壤會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)量降低,品質(zhì)變差,pH值為5.2時(shí)最佳。本研究區(qū)土壤酸度的變幅雖較小,但過(guò)度酸化不利于提升香榧的產(chǎn)量和品質(zhì),應(yīng)及時(shí)引起當(dāng)?shù)亓洲r(nóng)和有關(guān)部門(mén)的重視[7]。研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)平均值為30.60 g/kg,堿解氮、有效磷和速效鉀的平均值分別為136.77、15.02、153.42 mg/kg,參照《浙江林業(yè)土壤》土壤養(yǎng)分分級(jí)標(biāo)準(zhǔn),研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀含量偏高[28]。根據(jù)實(shí)地調(diào)查顯示,大多數(shù)地區(qū)林農(nóng)大量施用復(fù)合肥(N∶P2O5∶K2O=15∶15∶15/17∶17∶17)和除草劑。大量施肥雖使土壤養(yǎng)分含量總體提高,但過(guò)高的氮和磷會(huì)影響香榧產(chǎn)量和質(zhì)量,導(dǎo)致落葉落果[28]。土壤鉀含量過(guò)高對(duì)植物生長(zhǎng)雖影響較小,但會(huì)造成資源浪費(fèi)和環(huán)境污染等一系列問(wèn)題。在浙江省其他經(jīng)濟(jì)林種植園(山核桃、竹子和茶葉)中,不科學(xué)的肥料配比也導(dǎo)致了土壤養(yǎng)分失衡[29- 31]。

變異系數(shù)(CV)值可以用來(lái)描述研究變量的變異度,能更好的反映離散程度。根據(jù)王政權(quán)等[32]的研究報(bào)道, 當(dāng)變異系數(shù)<10%時(shí),為弱變異; 當(dāng)10%≤變異系數(shù)≤30%時(shí),為中度變異; 變異系數(shù)>30%時(shí),為高度變異。如表2所示,僅pH屬于中度變異,其余4種養(yǎng)分元素均表現(xiàn)為高度變異,表明香榧林地土壤肥力之間的差異較大。

表2 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.2 空間聚類(lèi)和空間異常值分析

圖2 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分的LISA局部空間自相關(guān)類(lèi)型Fig.2 Local indicators of spatial association for soil nutrients in main plantations of Torreya grandis cv. Merrillii

土壤pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的全局Moran′sI值均大于0,分別為0.14、0.24、0.20、0.29、0.23,呈現(xiàn)了顯著正的空間自相關(guān)性(P<0.05),說(shuō)明在整個(gè)研究區(qū)域土壤pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的目標(biāo)值和它們臨近的采樣點(diǎn)具有一定的相似性。

局部Moran′sI的空間分布特征表明了土壤pH的高值集聚區(qū)主要分布在諸暨市,低值集聚區(qū)主要分布在柯橋區(qū)(圖2)。土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的空間自相關(guān)分布較為相似,高值集聚區(qū)主要分布在柯橋區(qū)和嵊州市,低值集聚區(qū)主要分布在諸暨市和東陽(yáng)市。不同地區(qū)的施肥方式存在差異且沒(méi)有規(guī)范統(tǒng)一的科學(xué)管理措施,是產(chǎn)生空間格局異質(zhì)性的主要原因[33- 35]。而大多數(shù)高-低空間異常值主要分布在低值集聚區(qū)的附近區(qū)域,與之相反,低-高空間異常值主要分布在高值集聚區(qū)的附近地區(qū)。

3.3 香榧林地土壤養(yǎng)分的空間變異結(jié)構(gòu)特征

采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對(duì)浙江香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分進(jìn)行空間結(jié)構(gòu)和變異特征分析,進(jìn)行半方差函數(shù)擬合,并根據(jù)最大R2選取最佳擬合模型[15]。如圖3和表3可知,土壤pH符合高斯模型；土壤有機(jī)質(zhì)和堿解氮符合指數(shù)模型；土壤有效磷和速效鉀符合球狀模型。

圖3 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分的半方差分析圖Fig.3 The semivariograms for soil nutrients in main plantatios of Torreya grandis cv. Merrillii

塊基比又稱(chēng)為基臺(tái)效應(yīng),即塊金值與基臺(tái)值的比值,可以衡量空間依賴的程度。Cambardella等[36]將塊基比比值分類(lèi)為25%、25%—75%和75%,分別表示強(qiáng)、中、弱的空間相關(guān)性。變程也是半方差函數(shù)中的一個(gè)重要的指標(biāo),它主要反映了在一定區(qū)域尺度下空間自相關(guān)性的作用和影響范圍[20]。從表3可知,土壤 pH、有機(jī)碳、堿解氮、有效磷和速效鉀的塊基比均在25%—75%之間,表示中等變異程度的空間相關(guān)性。土壤養(yǎng)分的分布是自然因素和人為活動(dòng)共同作用的結(jié)果。自然因素會(huì)增強(qiáng)土壤養(yǎng)分變量的空間相關(guān)性,而人為活動(dòng)將削弱其空間相關(guān)性并向均質(zhì)化方向發(fā)展[34,37]。根據(jù)塊基比(表3)可知,這些變量受到自然因素(地形、土壤類(lèi)型、母質(zhì)、氣候等)和人為經(jīng)營(yíng)(施肥、除草等)的共同影響。五種變量的變程均較小,其中pH的變程最小為3.29 km,有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的變程較為相似,分別為8.52、5.84、8.82、6.49 km,表明各變量與人類(lèi)活動(dòng)密切相關(guān)[22]。

表3 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分變異函數(shù)理論模型及其相關(guān)參數(shù)

3.4 香榧林地土壤養(yǎng)分的空間分布格局

圖4 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分的空間分布圖Fig.4 Spatial distribution map of soil nutrients in main plantations of Torreya grandis cv. Merrillii

土壤養(yǎng)分狀況需要借助土壤養(yǎng)分水平分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)來(lái)進(jìn)行評(píng)價(jià)。目前對(duì)香榧林地土壤的研究較少,迄今還沒(méi)有相應(yīng)的土壤養(yǎng)分分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)來(lái)衡量香榧土壤養(yǎng)分狀況。本研究基于浙江林業(yè)常用的養(yǎng)分等級(jí)劃分標(biāo)準(zhǔn)將土壤pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀劃分為四級(jí)[28]。通過(guò)普通克里格插值法,繪制香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分的空間分布圖。如圖4所示,土壤pH低值區(qū)主要分布在柯橋區(qū)和嵊州市,高值區(qū)主要分布在諸暨市和東陽(yáng)市?？傮w來(lái)說(shuō),大部分地區(qū)的土壤pH值較低,柯橋區(qū)和嵊州市的土壤酸化情況尤為嚴(yán)重。香榧林地土壤pH值會(huì)受到成土母巖以及人為施肥等因素的共同影響,尤其是長(zhǎng)期濫用化學(xué)肥料會(huì)導(dǎo)致土壤酸化日趨嚴(yán)重[7]。馬閃閃等[31]報(bào)道了采用生石灰、土壤調(diào)理劑有利于改良臨安山核桃土壤酸化。研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的空間分布格局具有一定的相似性,高值區(qū)主要分布在柯橋區(qū)和嵊州市,少數(shù)分布在諸暨市東部,低值區(qū)主要分布在諸暨市和東陽(yáng)市。諸暨東部為早期的香榧種植區(qū),長(zhǎng)期集約經(jīng)營(yíng)造成了土壤養(yǎng)分的富集[38]。土壤養(yǎng)分受氣候和地形等自然條件以及人為因素的共同作用[34]。本研究中4個(gè)區(qū)域的自然氣候和地理?xiàng)l件相似,地形均以丘陵為主,因此經(jīng)營(yíng)管理措施的不同是導(dǎo)致本研究區(qū)土壤養(yǎng)分差異的主要因素。研究區(qū)土壤養(yǎng)分空間分布特征與上述局部Moran′sI所揭示的空間分布特征一致。

3.5 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤肥力指標(biāo)相關(guān)性分析

相關(guān)性分析是揭示土壤養(yǎng)分元素和環(huán)境變量關(guān)系的有效方法。如圖5所示,海拔僅與土壤有機(jī)質(zhì)呈顯著的正相關(guān)(P<0.01),而其他地形變量(坡度和坡向)與土壤養(yǎng)分元素的相關(guān)性較弱。這一結(jié)果表明,地形變量不是影響土壤pH和養(yǎng)分的主要因素,這與Dai等[15]的研究結(jié)果一致。從圖5可知,林齡與土壤pH呈顯著負(fù)相關(guān),與有效磷呈極顯著正相關(guān)(P<0.01),與有機(jī)質(zhì)、堿解氮和速效鉀呈顯著正相關(guān)(P<0.05)。表明林齡對(duì)土壤pH、有機(jī)質(zhì)和堿解氮含量具有顯著影響。

圖5 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤養(yǎng)分的相關(guān)分析Fig.5 Correlation analysis of soil nutrients in main plantations of Torreya grandis cv. Merrillii

本研究區(qū)所有的土壤養(yǎng)分元素兩兩間均呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)性(P<0.01)。其中土壤pH與有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀均呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明在一定程度上,土壤酸化會(huì)影響土壤養(yǎng)分的供給,過(guò)量施肥使林地土壤養(yǎng)分含量提高的同時(shí)也會(huì)導(dǎo)致土壤酸化[8]。土壤有機(jī)質(zhì)與pH、堿解氮、有效磷和速效鉀均呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,其中與堿解氮的相關(guān)系數(shù)(0.747)最高,表明土壤有機(jī)質(zhì)含量與土壤的供氮能力密切相關(guān)。張建杰等[39]進(jìn)一步研究了土壤氮素和有機(jī)質(zhì)的空間變異規(guī)律,表明土壤氮素絕大部分來(lái)自于有機(jī)質(zhì)。而土壤堿解氮、有效磷和速效鉀的分析結(jié)果具有相似性,與pH的相關(guān)系數(shù)相對(duì)較低,與其余元素的相關(guān)系數(shù)較高且差異不大。這一結(jié)果可能是由于在人為經(jīng)營(yíng)條件下,肥料是調(diào)控土壤氮磷鉀三要素有效態(tài)水平的主要因素[15]。

3.5.1林齡的影響

不同林齡條件下各地區(qū)香榧林地土壤養(yǎng)分含量的差異性如圖6所示。根據(jù)各地區(qū)林齡實(shí)際情況,將林齡分為<10年、10—30年、30—100年和>100年。由圖6可知, 土壤pH隨著林齡的增長(zhǎng)有降低的趨勢(shì),且<10年和>100年的土壤pH差異顯著。表明隨著香榧林地種植年限的增長(zhǎng),土壤呈現(xiàn)出酸化的趨勢(shì)[8]。對(duì)于土壤肥力質(zhì)量而言,土壤的進(jìn)一步酸化不利于實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)。隨著林齡的增長(zhǎng)土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮和有效磷含量也在逐漸增加,且幼林(<10年)均與古榧林(>100年)差異顯著。林地經(jīng)營(yíng)年限的增長(zhǎng),立地環(huán)境基本穩(wěn)定,有機(jī)質(zhì)的積累速率逐漸大于分解速率,再加上有機(jī)肥的施用等經(jīng)營(yíng)措施,使土壤有機(jī)質(zhì)和堿解氮含量逐漸增長(zhǎng)[7]；磷素在土壤中移動(dòng)性較弱,所以隨著林地經(jīng)營(yíng)年限的增長(zhǎng)有效磷在土壤中得到了富集[40]。土壤速效鉀含量與其他養(yǎng)分含量變化規(guī)律不同,沒(méi)有隨經(jīng)營(yíng)年限的增長(zhǎng)得到明顯的累積。鉀素在土壤中的移動(dòng)性較強(qiáng),易受水土流失、淋溶流失、徑流流失的影響[7]。不同年份氣候狀況的差異導(dǎo)致不同的徑流和淋溶效應(yīng),使各林齡下土壤速效鉀含量具有差異。

圖6 林齡對(duì)香榧林地土壤pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀的影響 Fig.6 Effects of forest ages on soil pH, organic matter, available nitrogen, available phosphorus and available potassium in Torreya grandis cv. Merrillii

3.6 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤綜合肥力評(píng)價(jià)

土壤綜合肥力評(píng)價(jià)法有助于各地區(qū)農(nóng)業(yè)管理者、相關(guān)研究人員和決策者更加深入的了解區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理系統(tǒng)的土壤質(zhì)量狀況。本研究選取pH、有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀5個(gè)指標(biāo),通過(guò)土壤綜合肥力指數(shù)法(IFI)計(jì)算土壤肥力。采用隸屬度函數(shù)并根據(jù)每個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)的閾值將變量轉(zhuǎn)化為0.1—1.0之間的值(表1)。通過(guò)因子分析法得出各評(píng)價(jià)指標(biāo)的公因子方差值和權(quán)重值(表4)。各變量被分配到的權(quán)重值差異不大,pH和有機(jī)質(zhì)分配到的權(quán)重較高(0.215和0.209),堿解氮、有效磷和速效鉀的權(quán)重分別是0.185、0.194和0.197。

表4 各項(xiàng)肥力指標(biāo)的公因子方差和權(quán)重

圖7 香榧主產(chǎn)區(qū)土壤肥力等級(jí)空間分布圖 Fig.7 Soil fertility level distribution map of Torreya grandis cv. MerrilliiIFI: 土壤綜合服力評(píng)價(jià)指數(shù)Integrated soil fertility index

根據(jù)土壤綜合肥力評(píng)價(jià)方法(IFI)計(jì)算研究區(qū)土壤肥力指數(shù),并通過(guò)克里格插值法繪制出土壤肥力空間分布圖(圖7)。土壤肥力指數(shù)(IFI)>0.47屬于中、高質(zhì)量[5],本研究區(qū)有61%地區(qū)的土壤肥力屬于中、高質(zhì)量,有39%地區(qū)的土壤肥力水平相對(duì)較低。如圖7所示,高肥力土壤主要分布在柯橋區(qū)和嵊州市,少數(shù)分布在諸暨市東部,低肥力土壤主要分布在諸暨市和東陽(yáng)市。表明研究區(qū)香榧林地土壤肥力水平總體較高,大多數(shù)已達(dá)到肥沃水平,少數(shù)地區(qū)土壤綜合肥力指數(shù)較低。根據(jù)實(shí)地調(diào)查,近年來(lái)各地區(qū)林農(nóng)大量施用復(fù)合肥(N∶P2O5∶K2O=15∶15∶15/17∶17∶17)以達(dá)到提高產(chǎn)量的目的。雖使香榧林地土壤養(yǎng)分得到了明顯提升,但一味的追求高產(chǎn)量,而不注重成本和肥效不僅會(huì)使肥料浪費(fèi)環(huán)境污染,還會(huì)導(dǎo)致果實(shí)質(zhì)量和產(chǎn)量下降[34,41- 42]。土壤肥力水平不僅取決于土壤養(yǎng)分和作物吸收能力,還受各因子協(xié)調(diào)程度的影響。因此,應(yīng)根據(jù)香榧林地土壤肥力的實(shí)際狀況,采用測(cè)土配方施肥制定施肥結(jié)構(gòu)和用量,以滿足實(shí)際生產(chǎn)需要,又不污染環(huán)境,最終實(shí)現(xiàn)香榧產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

4 結(jié)論

香榧林地土壤有機(jī)質(zhì)、堿解氮、有效磷和速效鉀低值區(qū)主要分布在諸暨市和東陽(yáng)市,高值區(qū)主要分布在柯橋區(qū)和嵊州市,而pH的空間分布格局則與之相反。土壤綜合肥力指數(shù)表明柯橋區(qū)和嵊州市土壤較為肥沃,諸暨市和東陽(yáng)市土壤綜合肥力指數(shù)較低。香榧主產(chǎn)區(qū)土壤酸化以及養(yǎng)分失衡現(xiàn)象較為嚴(yán)重,建議采用生石灰、土壤調(diào)理劑等進(jìn)行酸化土壤改良,在施肥過(guò)程中采用“穩(wěn)氮降磷控鉀”等方式,以調(diào)節(jié)香榧林地土壤養(yǎng)分,滿足香榧不同生長(zhǎng)階段的養(yǎng)分需求。