楊振奇，秦富倉(cāng)，李 龍，錢(qián)秋穎

(1水利部牧區(qū)水利科學(xué)研究所，呼和浩特 010020；2內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)沙漠治理學(xué)院，呼和浩特 010018)

砒砂巖區(qū)集中分布于黃河流域晉陜蒙接壤的中心地帶，砒砂巖是一種成巖程度較低的巖石互層，礦物顆粒膠結(jié)強(qiáng)度差，在風(fēng)水復(fù)合侵蝕作用下極易風(fēng)化潰散[1]。砒砂巖區(qū)土壤貧瘠，氣候干旱，天然植被稀疏，侵蝕模數(shù)高達(dá)3×104~ 4×104t/(km2·a)，是黃河流域中游段主要的粗砂來(lái)源區(qū)[2]。開(kāi)展該區(qū)域土壤有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性的研究，對(duì)于科學(xué)指導(dǎo)植被建設(shè)、改善區(qū)域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、減少入黃泥沙有重要現(xiàn)實(shí)意義。從現(xiàn)有的研究來(lái)看，國(guó)內(nèi)外關(guān)于土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的研究成果較為豐富[3-5]，但針對(duì)土壤養(yǎng)分空間自相關(guān)性的研究相對(duì)較少。2000年前后主要包括對(duì)土壤微量元素、土壤重金屬和土壤有機(jī)碳的空間自相關(guān)性的研究[6-8]，以及近年高鳳杰等[9-10]對(duì)黑土區(qū)土壤含水量和pH空間自相關(guān)性的研究，而砒砂巖區(qū)地形和土地利用方式等因素對(duì)表土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性的影響機(jī)理尚不明確?；谝陨媳尘?，本研究選取砒砂巖區(qū)典型小流域?yàn)檠芯繉?duì)象，應(yīng)用地統(tǒng)計(jì)和灰色關(guān)聯(lián)度的理論方法，研究砒砂巖區(qū)小流域表土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)格局及影響因素，以期為砒砂巖區(qū)土壤養(yǎng)分的空間預(yù)測(cè)提供數(shù)據(jù)支撐，并為該區(qū)生態(tài)修復(fù)工作提供科學(xué)依據(jù)。

空間自相關(guān)性是指在特定空間范圍內(nèi)的觀測(cè)變量之間存在的潛在相互依賴性。任何變量間都存在相互聯(lián)系，且這種聯(lián)系隨著距離的縮短而愈加緊密，這個(gè)理論便是具有劃時(shí)代意義的地理學(xué)第一定律[11]。土壤是地表上結(jié)構(gòu)和功能最為復(fù)雜的生態(tài)系統(tǒng)之一，同時(shí)具備生態(tài)要素和地理要素的特征，地理學(xué)第一定律同樣適用于土壤。地統(tǒng)計(jì)學(xué)與土壤學(xué)的結(jié)合為土壤有機(jī)質(zhì)的空間預(yù)測(cè)和不確定性分析提供了有效工具[12-13]，然而大多數(shù)專家學(xué)者的研究多集中在土壤空間異質(zhì)性(即現(xiàn)象描述)的研究上[14-15]，卻忽視了產(chǎn)生空間異質(zhì)現(xiàn)象的本質(zhì)正是土壤的空間自相關(guān)性。土壤有機(jī)質(zhì)作為土壤系統(tǒng)中功能和性質(zhì)最活躍的組成物質(zhì)之一，對(duì)土壤中養(yǎng)分循環(huán)和生態(tài)功能的穩(wěn)定發(fā)揮有重要影響。表層土壤有機(jī)質(zhì)更容易受到氣候、地形和人類(lèi)活動(dòng)等外環(huán)境的干擾，從而表現(xiàn)出局部空間的聚集或離散特征[16-17]。研究表層土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性及其對(duì)區(qū)域環(huán)境的響應(yīng)機(jī)制，是土地資源可持續(xù)利用和區(qū)域生態(tài)環(huán)境修復(fù)等重大策略決策的基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)鮑家溝流域行政上隸屬于內(nèi)蒙古準(zhǔn)格爾旗暖水鄉(xiāng)，位于110′31′ ~ 110°35′E，39°46′ ~ 39°48′N(xiāo)，海拔1 110 ~ 1 300 m，流域面積12.64 km2，地形北高南低；屬于溫帶大陸性氣候，冬季漫長(zhǎng)干燥，夏季短暫溫?zé)?，年均氣?.2 ℃，年降水量400 mm；流域面積較小，土壤類(lèi)型為栗鈣土。研究區(qū)自20世紀(jì)80年代末陸續(xù)開(kāi)展生態(tài)移民搬遷，完全隔離人為干擾，封育禁牧并大面積營(yíng)造人工植被，土地利用類(lèi)型以林地、天然草地和裸地為主。主要人工植被有：油松(Pinus tabuliformis)、側(cè)柏(Platycladus orientalis)、檸條(Caragana korshinskii)以及沙棘(Hippophae rhamnoides)等；草本植物主要有羊草(Leymus chinensis)、豬毛菜(Salsola nitraria)和阿爾泰狗娃花(Heteropappus altaicus)等。

1.2 樣品采集及測(cè)定

以研究區(qū)1∶10 000地形圖和2017年土地利用現(xiàn)狀圖(1∶10 000)為基礎(chǔ)，根據(jù)研究流域地形特征和各類(lèi)用地面積，布設(shè)取樣點(diǎn)150個(gè)，樣點(diǎn)布設(shè)情況如圖1所示。野外土壤樣品采集于2018年7月，用手持GPS采集樣點(diǎn)坐標(biāo)，并詳細(xì)記錄周?chē)匦螚l件、基巖裸露情況、植被蓋度和土層厚度信息。研究流域基巖出露面積較大，部分地區(qū)土層厚度小于10 cm，下伏砒砂巖。用環(huán)刀和鋁盒采集0 ~ 10 cm土樣，每一取樣點(diǎn)隨機(jī)采集3份土樣，土壤樣品帶回室內(nèi)風(fēng)干、處理以供分析測(cè)定。土壤有機(jī)質(zhì)的測(cè)定采用K2CrO7外加熱法，土壤容重和含水量的測(cè)定采用烘干法。

1.3 環(huán)境因子的選取

本研究小流域面積較小，流域內(nèi)氣候和土壤類(lèi)型基本一致，且流域內(nèi)無(wú)村民居住且無(wú)生產(chǎn)開(kāi)發(fā)建設(shè)項(xiàng)目，人類(lèi)活動(dòng)較少，因此本研究不考慮氣候、土壤類(lèi)型和人類(lèi)活動(dòng)因素。參考前人的研究成果[18-19]，地形和土地利用因素是影響干旱半干旱區(qū)小流域土壤養(yǎng)分變化的主要因素，因此本研究將從地形和土地利用2個(gè)方面選取環(huán)境因子。砒砂巖區(qū)小流域具有丘陵溝壑地貌特征，局部區(qū)域地形的起伏和褶皺會(huì)引起水熱資源的再分配，可以通過(guò)坡面所處的空間位置和方位角即坡位、坡向來(lái)反映。因此地形方面選取了海拔、坡位和坡向3個(gè)因子，坡向按照方位角可以劃分為陰坡、陽(yáng)坡和平地，坡位按照地形地貌特征可以分為溝谷、坡面和山脊[20]。同時(shí)，考慮到研究區(qū)地形破碎且侵蝕劇烈的特性，加入能綜合反映坡度和徑流侵蝕特征的TWI(地形濕度指數(shù))共5個(gè)因子。TWI的計(jì)算公式如下[21]：

式中：Ac為垂直與特定水流方向的匯流面積，α為坡度。

1.4 分析方法

空間自相關(guān)性常用全局和局部?jī)深?lèi)指標(biāo)度量，全局指標(biāo)可以反映研究區(qū)整體的空間模式，局部指標(biāo)則體現(xiàn)了每一個(gè)空間單元與鄰近單元就某一屬性的相關(guān)程度。本研究應(yīng)用Moran指數(shù)的全局性IG和局部性IL對(duì)表土有機(jī)質(zhì)的全局空間自相關(guān)性和局部空間自相關(guān)性進(jìn)行描述。

全局性IG、局部性IL指數(shù)和Z值得分的計(jì)算過(guò)程如下：

式中：n為空間數(shù)據(jù)的個(gè)數(shù)，xi和xj分別為i區(qū)和j區(qū)的要素屬性值，為所有數(shù)據(jù)的平均值，wij為空間權(quán)重矩陣元素。Moran’s I >0表示空間正相關(guān)性，Moran’s I <0表示空間負(fù)相關(guān)性，其值越大，空間相關(guān)性越明顯，相反，相關(guān)性越差；而當(dāng)Moran’s I = 0，空間呈隨機(jī)性。

采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)和灰色關(guān)聯(lián)分析法相結(jié)合，運(yùn)用GeoDa1.12和GS+9.0進(jìn)行半方差函數(shù)和空間自相關(guān)性分析，利用ArcGIS10.2進(jìn)行克里格插值成圖，并進(jìn)行空間交叉驗(yàn)證，應(yīng)用DPS15.10軟件子進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)度分析，數(shù)據(jù)可視化在Orgin9.0下完成。

2 結(jié)果與分析

2.1 表土有機(jī)質(zhì)空間分布特征

土壤有機(jī)質(zhì)在空間上的變異規(guī)律可以用半方差函數(shù)的理論模型來(lái)描述。表1為研究區(qū)表土有機(jī)質(zhì)含量的基本描述性統(tǒng)計(jì)特征，研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)含量的平均值為9.56 g/kg，K-S檢驗(yàn)的P值為0.442>0.05，數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，可以進(jìn)行下一步分析。圖2A為半方差函數(shù)的擬合圖，研究小流域土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的半方差函數(shù)擬合模型為指數(shù)模型，擬合的決定系數(shù)R2為0.792，能夠較為準(zhǔn)確地反映研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異特征。塊金值可以反映空間距離小于抽樣尺度時(shí)區(qū)域變量的突異程度，基臺(tái)值則表征了總體的變異程度，研究流域不同土層深度半方差函數(shù)的塊金值為5.85，基臺(tái)值為14.87；塊金效應(yīng)可以說(shuō)明變量的空間相關(guān)程度，研究區(qū)塊金效應(yīng)值為60.66%，屬中等程度的空間相關(guān)性。變程衡量了相似斑塊的空間連續(xù)范圍即土壤有機(jī)質(zhì)空間相關(guān)性范圍，土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的變程為1 579 m。綜合來(lái)看，研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)的空間變異是結(jié)構(gòu)因素和隨機(jī)因素綜合作用的結(jié)果。

表1 表土有機(jī)質(zhì)描述性統(tǒng)計(jì)特征Table 1 Descriptive statistics of topsoil SOM

克里格插值生成表土有機(jī)質(zhì)的空間分布圖(圖2B)，可直觀地反映出土壤有機(jī)質(zhì)的空間分布特征。交叉驗(yàn)證結(jié)果顯示，標(biāo)準(zhǔn)平均值誤差為0.028，標(biāo)準(zhǔn)均方根誤差為1.046，插值效果良好。研究流域地形西高東低，有機(jī)質(zhì)的高值區(qū)集中在地勢(shì)平緩的流域中部，有機(jī)質(zhì)的低值區(qū)集中在分水嶺地帶和流域出口區(qū)域，總體呈溝道>坡面>山脊的規(guī)律。表層土壤有機(jī)質(zhì)含量空間差異明顯，呈明顯的斑塊化和島狀聚集趨勢(shì)，這可能與研究區(qū)的土地利用方式和基巖裸露程度有關(guān)。

2.2 表土有機(jī)質(zhì)整體空間格局分析

地統(tǒng)計(jì)學(xué)中常用Moran指數(shù)來(lái)判斷變量是否在空間中存在聚集特征。研究區(qū)表土有機(jī)質(zhì)全局空間自相關(guān)性分析結(jié)果顯示，全局Moran指數(shù)Z值得分為2.80，大于臨界值1.96(P<0.01)，具有顯著的空間自相關(guān)性。進(jìn)一步對(duì)其空間自相關(guān)性與空間距離的關(guān)系進(jìn)行分析，各向同性分析結(jié)果(圖3A)顯示，隨著滯后距離的增加，空間自相關(guān)性由正相關(guān)轉(zhuǎn)向負(fù)相關(guān)；當(dāng)滯后距離為0.2 km時(shí)，表土有機(jī)質(zhì)Moran指數(shù)最高為0.606，其空間相關(guān)性最強(qiáng)；當(dāng)滯后距離處于1.1 ~ 1.9 km范圍時(shí)，表土有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)性最弱，Moran指數(shù)接近0，有機(jī)質(zhì)在空間上呈隨機(jī)分布；滯后距離大于2.2 km時(shí)，Moran指數(shù)均轉(zhuǎn)為負(fù)值，土壤有機(jī)質(zhì)含量由相對(duì)聚集轉(zhuǎn)向離散分布。

各向異性分析結(jié)果(圖3B)顯示，在90°和135°(西北、東南和正東正西)方向上，在0.15 km處表土有機(jī)質(zhì)具有強(qiáng)烈的正向空間自相關(guān)性，在1.3 km處的空間自相關(guān)性最弱，而后隨著滯后距離增加，空間自相關(guān)性由正相關(guān)轉(zhuǎn)向負(fù)相關(guān)，結(jié)合流域的地形特征來(lái)看，主溝的徑流流向?yàn)橛晌鞅敝翓|南，此方向表土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性與主溝徑流流向一致。在45° 即東北、西南方向上，表土有機(jī)質(zhì)整體呈正向自相關(guān)關(guān)系，當(dāng)距離達(dá)到3 km時(shí)，空間自相關(guān)性達(dá)到最大，Moran指數(shù)為0.689，而支溝徑流流向?yàn)橛蓶|北至西南以及西南至東北方向，此方向表土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性與支溝徑流流向一致。而在0° 即正南正北方向上，Moran指數(shù)圍繞坐標(biāo)軸周期性波動(dòng)，表土有機(jī)質(zhì)的空間自相關(guān)性沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的變化趨勢(shì)。綜上，全局空間自相關(guān)性的分析結(jié)果，可以確定砒砂巖區(qū)表土有機(jī)質(zhì)在空間上存在聚集趨勢(shì)，且這種聚集趨勢(shì)與流域的徑流流動(dòng)方向有關(guān)，但并不能說(shuō)明產(chǎn)生聚集的具體位置和聚集機(jī)制，需要通過(guò)進(jìn)一步的局部自相關(guān)性的分析。

2.3 表土有機(jī)質(zhì)局部空間格局分析

表土有機(jī)質(zhì)的局部空間自相關(guān)特征可以用Moran散點(diǎn)圖來(lái)表示。圖4A為以貝葉斯標(biāo)準(zhǔn)化土壤有機(jī)質(zhì)為X軸，空間滯后向量為Y軸，制作的Moran散點(diǎn)圖，該圖的4個(gè)象限分別代表了高值聚集(HH)、低高值異常(LH)、低值聚集(LL)和高低值異常(HL)4種局部關(guān)聯(lián)形式，散點(diǎn)圖的斜率即為局部空間自相關(guān)的Moran指數(shù)(0.186 1)，可以看出圖中大部分散點(diǎn)都分布于HH區(qū)和LL區(qū)，表明相鄰點(diǎn)位的土壤有機(jī)質(zhì)差異較小，空間自相關(guān)性較強(qiáng)，也表明土壤有機(jī)質(zhì)呈明顯的高值聚集和低值聚集趨勢(shì)。相反，分布在二四象限的散點(diǎn)相對(duì)較少，說(shuō)明出現(xiàn)高值和低值聚集的異?，F(xiàn)象的概率較低。

表土有機(jī)質(zhì)的局部聚集特征可以通過(guò)空間關(guān)聯(lián)局部指標(biāo)的表示，計(jì)算Moran指數(shù)的Z值，將在顯著性水平(α=0.05)的條件下通過(guò)檢驗(yàn)的為正的Z值區(qū)域標(biāo)注在圖上。圖4B直觀地反映了土壤有機(jī)質(zhì)高低值的聚集區(qū)域和異常區(qū)域的具體位置，研究流域大部分區(qū)域土壤有機(jī)質(zhì)的局部Moran指數(shù)未達(dá)到顯著性水平(α=0.05)，空間分布呈隨機(jī)分布狀態(tài)。而達(dá)到顯著性水平的區(qū)域其土壤有機(jī)質(zhì)含量與鄰近區(qū)域的關(guān)聯(lián)性較強(qiáng)，以高值聚集和低值聚集類(lèi)型為主。此外，還存在少量的高低值聚集異常區(qū)。

2.4 表土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性與環(huán)境因子的灰色關(guān)聯(lián)分析

基于表土有機(jī)質(zhì)局部空間自相關(guān)特征(圖4)，對(duì)聚集區(qū)域和異常區(qū)域相應(yīng)的地形因子和土地利用因子進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，見(jiàn)表2。由表2可以看出：聚集區(qū)和異常區(qū)主要分布在海拔1 146.56 ~ 1 289.85 m范圍區(qū)域，其余海拔高度區(qū)域?yàn)椴町惒伙@著區(qū)域。其中，高值聚集區(qū)其海拔在1 146.56 ~ 1 220.64 m范圍，地形濕度指數(shù)為3.96 ~ 13.84，坡向特征包括陽(yáng)坡和平面2類(lèi)，坡位特征包含溝谷和坡面2類(lèi)，土地利用方式包含林地類(lèi)型1類(lèi)；低值聚集區(qū)其海拔在1 190.00 ~1 260.00 m范圍，地形濕度指數(shù)為4.43 ~ 6.49，坡向特征包括陰坡和平面2類(lèi)，坡位特征包含溝谷、坡面和山脊3類(lèi)，土地利用方式包含林地、草地和裸地類(lèi)型3類(lèi)；高低值異常區(qū)，其海拔在1 162.50 ~ 1 289.85 m范圍，坡向在8.85° ~ 247.30°，地形濕度指數(shù)為3.50 ~14.89，坡向特征包括陽(yáng)坡、陰坡和平面3類(lèi)，坡位特征包含溝谷、坡面和山脊3類(lèi)，土地利用方式包含林地和草地類(lèi)型2類(lèi)。綜合來(lái)看，高值聚集區(qū)主要出現(xiàn)在流域中部水分條件較好的溝谷且分布著喬木林地的地帶；低值聚集區(qū)主要集中在流域的下部以及出口處水分條件相對(duì)較差的坡面的裸露區(qū)域；而高低值聚集的異常區(qū)在流域的各坡位特征上均有分布，主要集中在坡面的草地類(lèi)型區(qū)。說(shuō)明高低值聚集異常區(qū)雖然在空間上分布較為隨機(jī)，但其產(chǎn)生與局部區(qū)域環(huán)境的轉(zhuǎn)變有關(guān)，如土壤侵蝕引起的地形變化和養(yǎng)分流失。

土壤有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性與環(huán)境因子具有各自的變化態(tài)勢(shì)，對(duì)二者間的關(guān)系進(jìn)行定量描述可以應(yīng)用灰色關(guān)聯(lián)分析法來(lái)進(jìn)行分析。表3中給出了表土有機(jī)質(zhì)聚集和異常區(qū)的局部Moran指數(shù)(IL)與地形因子和土地利用因子的灰色關(guān)聯(lián)系數(shù)。高值聚集區(qū)地形和土地利用因子與土壤有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性的關(guān)聯(lián)系數(shù)均為正值，按關(guān)聯(lián)程度大小依次為地形濕度指數(shù)(0.498)>海拔(0.323)>坡向(0.267)>土地利用方式(0.202)>坡位(0.137)；低值聚集區(qū)地形和土地利用因子與局部Moran指數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系，關(guān)聯(lián)程度呈坡位(0.489)>土地利用方式(0.463)>海拔(0.417)>地形濕度指數(shù)(0.327)>坡向(0.205)的排列關(guān)系；而高低值異常區(qū)與IL關(guān)聯(lián)程度最大的因子是土地利用方式(0.329)，其余依次為坡位、地形濕度指數(shù)、海拔和坡向。綜上可知，地形濕度指數(shù)是土壤有機(jī)質(zhì)高值聚集區(qū)形成的主導(dǎo)因素，坡位因子是土壤有機(jī)質(zhì)低值聚集區(qū)形成的主要因素，而土地利用方式則是干擾土壤有機(jī)質(zhì)高/低值空間聚集的關(guān)鍵因素。

表2 聚集和異常區(qū)地形及土地利用特征統(tǒng)計(jì)Table 2 Statistics of topographic characteristics and land use types in cluster and outlier regions

表3 聚集和異常區(qū)局部Moran指數(shù)與環(huán)境因子灰色關(guān)聯(lián)度Table 3 Grey relational grades between local Moran’s I and environmental factors in cluster and outlier regions

3 討論

相關(guān)研究表明，土壤有機(jī)質(zhì)空間異質(zhì)性可以通過(guò)半變異函數(shù)模型進(jìn)行描述，本研究得出，砒砂巖區(qū)小流域表土有機(jī)質(zhì)含量的半變異函數(shù)模型為指數(shù)模型，這與薛志婧等[22]的研究結(jié)果一致。在此基礎(chǔ)上，本研究加強(qiáng)了土壤有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性以及局部空間自相關(guān)性的研究，對(duì)局部變異的不穩(wěn)定性進(jìn)行了分析[23]，并結(jié)合流域徑流和土壤侵蝕現(xiàn)象對(duì)局部變異事件進(jìn)行了解釋。根據(jù)半變異函數(shù)和空間插值可以對(duì)土壤空間結(jié)構(gòu)和變異規(guī)律進(jìn)行描述和預(yù)測(cè)，但是無(wú)法準(zhǔn)確反映出發(fā)生變異的具體位置和變異機(jī)制，亦不能判別某一環(huán)境因素變異過(guò)程中的作用效果[24]。與前人研究有所不同的是，本研究在確定表土有機(jī)質(zhì)半變異函數(shù)最優(yōu)模型為指數(shù)模型的基礎(chǔ)上，對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)局部空間自相關(guān)性進(jìn)行了研究，得出砒砂巖區(qū)表土有機(jī)質(zhì)空間上呈高值聚集、低值聚集和高/低值異常的狀態(tài)，并通過(guò)計(jì)算空間關(guān)聯(lián)局部指標(biāo)定位了聚集和異常發(fā)生的具體區(qū)域，最終利用灰色關(guān)聯(lián)度分析法分析了環(huán)境因素對(duì)表土有機(jī)質(zhì)局部自相關(guān)性的影響，實(shí)現(xiàn)了對(duì)砒砂巖區(qū)表土有機(jī)質(zhì)空間變異現(xiàn)象描述的同時(shí)，闡述其空間變異的形成機(jī)制。

土壤有機(jī)質(zhì)的積累和分解過(guò)程對(duì)環(huán)境條件極為敏感，其空間異質(zhì)性是土壤在自然界中長(zhǎng)期演變的結(jié)果。相關(guān)研究表明，環(huán)境因子對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)空間變異的影響具有明顯的尺度效應(yīng)，大尺度的研究認(rèn)為氣候和地形因素是決定土壤有機(jī)質(zhì)空間分布特征的主導(dǎo)因素，中小尺度的研究則將影響因素歸結(jié)為地形和人類(lèi)活動(dòng)因素兩方面[25-26]。本研究以砒砂巖區(qū)小流域?yàn)檠芯繉?duì)象，表土有機(jī)質(zhì)半方差函數(shù)模型的塊基比為60.66%，屬中等程度的空間相關(guān)，說(shuō)明表土有機(jī)質(zhì)空間變異來(lái)源于結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素。參考了前人的研究，在小流域尺度且土壤類(lèi)型一致的前提下，結(jié)構(gòu)性因素主要來(lái)源于地形差異，隨機(jī)性因素則來(lái)源于土地利用方式的演變和土壤侵蝕的干擾[18,27]。本研究中表土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性和灰色關(guān)聯(lián)分析的結(jié)果表明，土壤有機(jī)質(zhì)整體的空間自相關(guān)性與流域徑流流向有關(guān)，局部性的高值和低值聚集區(qū)的形成與地形濕度指數(shù)和坡位有關(guān)，而土地利用方式則會(huì)影響聚集區(qū)的形成促成異常區(qū)的產(chǎn)生。這與砒砂巖區(qū)的地理特征有關(guān)，該區(qū)溝壑密布，侵蝕劇烈，表土細(xì)顆粒物質(zhì)由山脊和坡面隨著徑流的沖刷搬運(yùn)沉積在溝底地帶，因此表土有機(jī)質(zhì)空間自相關(guān)性與徑流流向的關(guān)系極為密切，這也是高值聚集區(qū)多形成在溝谷平坦地帶，而低值區(qū)多形成于山脊處和流速較大溝口地帶的原因。自20世紀(jì)80年代末起，砒砂巖區(qū)大面積開(kāi)展人工植被建設(shè)，土地利用類(lèi)型以林地為主，林地大量蓄積的枯枝落葉為有機(jī)質(zhì)的形成提供了豐富的來(lái)源[28]，所以林地土壤有機(jī)質(zhì)含量高于草地和裸地。因此，在區(qū)域地形要素一致時(shí)，土地利用方式的改變會(huì)造成相鄰單元土壤有機(jī)質(zhì)的空間差異，從而干擾空間自相關(guān)性的穩(wěn)定狀態(tài)，在生產(chǎn)實(shí)踐中，掌握土壤有機(jī)質(zhì)整體的空間變異規(guī)律以及局部聚集和異常區(qū)形成機(jī)制，可以通過(guò)適當(dāng)?shù)娜藶楦蓴_，改善造林區(qū)域的土壤水肥條件，促使生態(tài)修復(fù)工作向理想化方向發(fā)展。

4 結(jié)論

1)砒砂巖區(qū)小流域表土有機(jī)質(zhì)半方差函數(shù)為指數(shù)模型，有機(jī)質(zhì)空間呈明顯的斑塊化和島狀聚集趨勢(shì)，總體呈溝道>坡面>山脊的規(guī)律。

2)砒砂巖區(qū)小流域表土有機(jī)質(zhì)全局空間自相關(guān)性與徑流流向關(guān)系密切，局部空間自相關(guān)特征的高值聚集區(qū)分布溝谷和林地，低值聚集區(qū)分布在水分條件相對(duì)較差的裸露坡面，高低值異常區(qū)分布在水分和侵蝕特征多變的坡面草地。

3)地形因素是促使砒砂巖區(qū)小流域表土有機(jī)質(zhì)高值聚集區(qū)形成的主導(dǎo)因素，坡位對(duì)于表土有機(jī)質(zhì)低值聚集區(qū)形成起決定作用，土地利用能夠影響表土有機(jī)質(zhì)高/低值聚集區(qū)的形成。

4)基于砒砂巖區(qū)表土有機(jī)質(zhì)的空間變異規(guī)律和局部空間自相關(guān)特征，建議在生產(chǎn)實(shí)踐中，對(duì)于土壤養(yǎng)分基礎(chǔ)較差的山脊和陡坡地帶，應(yīng)以封育禁牧保護(hù)天然草地為主；對(duì)于水肥條件相對(duì)較好的緩坡坡面，可以營(yíng)造合理密度的灌木林草帶，并配合水平溝和魚(yú)鱗坑等坡面徑流調(diào)控工程；而對(duì)于水肥條件適宜的溝谷地帶和喬木林帶，可以發(fā)展適當(dāng)?shù)霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)和林下經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)。