甘靜靜，曾思齊，肖化順，劉發(fā)林，彭其龍

（中南林業(yè)科技大學(xué)，湖南長(zhǎng)沙410004）

木荷次生林地土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性研究

甘靜靜，曾思齊，肖化順，劉發(fā)林，彭其龍

（中南林業(yè)科技大學(xué)，湖南長(zhǎng)沙410004）

基于GIS與地統(tǒng)計(jì)學(xué)原理，使用ArcGIS地統(tǒng)計(jì)分析模塊研究了湖南省青石岡林場(chǎng)土壤(0～60cm) pH值、有機(jī)質(zhì)、水解性氮、全氮、全磷和全鉀空間變異情況。結(jié)果表明：實(shí)驗(yàn)區(qū)土壤為酸性，pH值為4.36，有機(jī)質(zhì)、水解性氮、全氮、全磷和全鉀平均含量依次為20.47 g/kg、206.41 mg/kg、1.02 g/kg、0.32 g/kg和11.80g/kg，該地區(qū)pH值變異系數(shù)最小，屬于小變異，其他土壤養(yǎng)分變異系數(shù)在35%以上，為高度變異，變異強(qiáng)度為全鉀(72.26%)＞有機(jī)質(zhì)(68.96%)全氮(66.96%)＞全磷(47.06%)＞水解性氮(37.16%)。全鉀(49.58%)＞全氮(46.08%)＞水解性氮(40.09%)＞全磷(35.38/%)＞有機(jī)質(zhì)(33.85%)；半方差最優(yōu)模型擬合分析表明，全氮、全鉀的分布符合指數(shù)模型，pH值和水解性氮符合高斯模型，有機(jī)質(zhì)符合球狀模型，全磷符合有理二次函數(shù)模型；從空間結(jié)構(gòu)特征看，pH值和全鉀表現(xiàn)出強(qiáng)烈的空間相關(guān)性，其變異主要由地形、土壤母質(zhì)、氣候等自然因素(結(jié)構(gòu)性因素)引起，有機(jī)質(zhì)、全氮和全磷表現(xiàn)出中等空間相關(guān)性，主要是結(jié)構(gòu)因素及隨機(jī)因素共同影響造成，而水解性氮空間相關(guān)性很弱，表明隨機(jī)因素對(duì)其空間分布的貢獻(xiàn)較大；土壤養(yǎng)分的空間分布特征:有機(jī)質(zhì)、全氮、水解性氮和全磷整體分布趨勢(shì)比較相似，水解性氮的分布情況相對(duì)簡(jiǎn)單，等值線與等高線基本平行，但5種養(yǎng)分均在低海拔富集，有機(jī)質(zhì)和全氮的分布圖零碎，受人為及外界干擾明顯。采用克里格插值方法進(jìn)行最優(yōu)內(nèi)插，繪制了養(yǎng)分含量分布圖，可更直觀地了解縣域的土壤養(yǎng)分豐缺狀況，為土壤可持續(xù)利用、次生林的恢復(fù)與重建提供科學(xué)依據(jù)。

木荷次生林；土壤養(yǎng)分；空間異質(zhì)性

土壤受自然因子和人為因素的影響使得其空間變異廣泛存在[1]，這方面的研究已經(jīng)成為土壤科學(xué)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)之一[2]?？臻g異質(zhì)性（spatial heterogeneity）在各種尺度上普遍存在[3]，其研究結(jié)果不但對(duì)了解土壤的形成過(guò)程、功能和結(jié)構(gòu)具有重要的理論意義，對(duì)了解土壤與植物的關(guān)系，如養(yǎng)分和水分對(duì)根系的影響、更新過(guò)程以及植物的空間格局等也有重要的參考價(jià)值[4]。揭示土壤養(yǎng)分空間變異性，掌握土壤養(yǎng)分的空間分布，對(duì)林地土壤養(yǎng)分的管理及采取合理的施肥方式具有重要意義，同時(shí)也是實(shí)現(xiàn)森林可持續(xù)利用和可持續(xù)發(fā)展的前提[5]，已經(jīng)被證明分析土壤特性變異規(guī)律及其空間分布特征最為有效的方法之一就是地統(tǒng)計(jì)學(xué)，它能夠解釋人為和自然過(guò)程對(duì)變量空間變異的影響，揭示隨機(jī)變量在空間上的分布特征，彌補(bǔ)傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)的不足[6-8]。它通過(guò)有限的土壤樣本采集，利用空間內(nèi)插的方法掌握土壤養(yǎng)分狀況，不僅節(jié)省人力物力，還能更好地推動(dòng)測(cè)土配方施肥工程的開展[9-12]。

木荷Schima superba是我國(guó)東部亞熱帶和南方集體林區(qū)常綠闊葉林的主要優(yōu)勢(shì)樹種之一[13]。湖南木荷次生林作為該地區(qū)重要的林分類型之一，在森林生態(tài)系統(tǒng)演替和自然更新中發(fā)揮著重要作用，有研究表明林木的生長(zhǎng)與土壤中的全磷、全氮和全鉀等養(yǎng)分含量均存在顯著或極顯著正相關(guān)關(guān)系[14-15]，因此，對(duì)該地區(qū)土壤養(yǎng)分的分布情況的研究具有重要現(xiàn)實(shí)意義。本研究利用ArcGIS 9.3軟件中地統(tǒng)計(jì)分析模塊，選取pH值、有機(jī)質(zhì)、水解性氮、全氮、全磷和全鉀等6種土壤養(yǎng)分，對(duì)其含量的空間變異性進(jìn)行研究，揭示次生林土壤養(yǎng)分的空間變異規(guī)律，為該地土壤養(yǎng)分有效管理與利用提供依據(jù)，提高養(yǎng)分利用率，實(shí)現(xiàn)次生林的健康發(fā)展和高效利用，同時(shí)也為我國(guó)南方次生林高效利用和可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)參考。

1 研究地區(qū)與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

湖南省炎陵縣青石 岡國(guó)有林場(chǎng)位于羅霄山 脈 中 段， 井 岡 山 西 麓， 地 處 113°34′45"～114°07′15″E、26°03′03"～ 26°38′30" N 之間。全場(chǎng)屬中亞熱帶季風(fēng)濕潤(rùn)氣候區(qū)，年均氣溫17.3℃，年均降水量1 496.7 mm，降雨集中期為每年的4～9月份，其降雨量約占全年降雨量的67%～73%。林場(chǎng)內(nèi)成土母巖主要是花崗巖，其次是板頁(yè)巖。土壤垂直帶譜明顯，海拔1 200m以下土壤的土層較深厚，層次完整，土壤肥力較高。本研究的樣地所處的海拔在1 000～1 400m處，此海拔高度上主要是以黃棕壤為主。該研究區(qū)主要為天然次生林，分布的主要樹種有木荷Schima superba、 杉 木Cunninghamia lanceolata、 馬 尾松Pinus massomana、 甜 櫧Castanopsis eyre、 櫻桃Prunus pseudocerasus、 檫 木Sassafras tsumu、白 櫟Quercus fabri、 合 歡Albizzia julibrissin、 茅栗Castanea seguinii、細(xì)葉青岡Cyclobalanopsis gracilis、長(zhǎng)葉石櫟Lithocarpus henryi、椆Cyclobalanopsis glauca、 山 蒼 子Litsea cubeba、雷公鵝耳櫪Carpinus viminea、紅楠Machilus thunbergii、板栗Castanea mollissima、漆樹Rhus vernicif l ua等，主要分布在海拔1 600m以下的地區(qū)。

1.2 材料與方法

1.2.1 樣地設(shè)置及數(shù)據(jù)采集

2012 年 7～9月，在木荷次生林片區(qū)（見(jiàn)圖1）采用隨機(jī)布點(diǎn)的方法在研究區(qū)設(shè)置96個(gè)采樣點(diǎn)，每個(gè)點(diǎn)平行設(shè)定3個(gè)采樣點(diǎn)，每個(gè)樣點(diǎn)分別在0～15、15～30、30～45和45～60cm 4個(gè)土層平行取2個(gè)土壤樣，混合均勻后裝袋保存，共采集土樣1 152個(gè)。每個(gè)樣點(diǎn)均用手持 GPS 定位，記錄樣點(diǎn)經(jīng)緯度、坡位、海拔和植被類型等相關(guān)立地因子。

圖1 研究區(qū)位置Fig. 1Location of the study area

1.2.2 土樣分析方法

采回的土樣一批烘干后挑出大的石塊和植物根莖，過(guò)100目篩存放于鋁盒保存到干燥器內(nèi)備用，用于測(cè)定全P和全K。另一批自然風(fēng)干，過(guò)60目篩后存放于鋁盒，用于測(cè)定有機(jī)碳、水解性氮和全N。pH用酸度計(jì)測(cè)定，有機(jī)質(zhì)用重鉻酸鉀水合加熱法測(cè)定，全N和水解性氮分別采用凱氏定氮儀法和擴(kuò)散吸收發(fā)測(cè)定，土壤全P用鉬銻抗顯色后在72型光電分光光度計(jì)上測(cè)定，全K用火焰光度法測(cè)定[16]。

1.2.3 數(shù)據(jù)處理方法

土壤養(yǎng)分的性統(tǒng)計(jì)特征值采用SPSS 18軟件計(jì)算；地統(tǒng)計(jì)分析部分在ArcGIS的地統(tǒng)計(jì)分析模塊進(jìn)行，將研究區(qū)內(nèi)96個(gè)樣點(diǎn)土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)輸入到計(jì)算機(jī)形成與樣點(diǎn)地理坐標(biāo)匹配的屬性數(shù)據(jù)，即點(diǎn)位圖數(shù)字化，運(yùn)用ArcGIS 技術(shù)，建立基于位置的空間屬性數(shù)據(jù)庫(kù)，并進(jìn)行投影變換，投影類型為高斯投影，投影坐標(biāo)系：Beijing_1954_3_Degree_GK_Zone_37，地理坐標(biāo)系：GCS_Beijing_1954。最后生成地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析的土壤樣點(diǎn)文件，考慮特異值會(huì)使連續(xù)表面離散、半方差函數(shù)發(fā)生畸變，甚至?xí)谏w變量固有的空間結(jié)構(gòu)特征[17-19]，因此本文中采用單樣本Kolmogorov-Smirnov 檢驗(yàn)（取顯著水平α= 0.05，若 Pk-S＞0.05，則認(rèn)為是正態(tài)分布） 其是否服從正態(tài)分布，通過(guò)軟件ArcGIS 9.3地統(tǒng)計(jì)學(xué)模塊（Geostatistical Analyst）擬合半方差模型，并繪制半方差函數(shù)圖和土壤養(yǎng)分空間分布插值圖（Kriging插值法）[20]。

1.2.4 研究方法

半方差函數(shù)在空間格局描述工具中應(yīng)用廣泛[21-23]，其公式為：

式中：γ（h）是變異函數(shù)，Z為區(qū)域化隨機(jī)變量，Z（xi）和Z（xi+h）分別為變量Z在空間位置xi和xi+h上的取值，N（h）是取樣間隔為h時(shí)的樣本對(duì)總數(shù)。依據(jù)變異函數(shù)計(jì)算結(jié)果，擬合理論模型，然后依據(jù)模型參數(shù)，定量分析土壤氮素含量和更新苗的空間異質(zhì)性特征。其中，用塊金值估計(jì)小于抽樣尺度的隨機(jī)變異和測(cè)量誤差；用基臺(tái)值衡量空間異質(zhì)性程度；利用變程估計(jì)空間自相關(guān)特性的尺度變化，它表示了在某種觀測(cè)尺度下空間相關(guān)性的作用范圍；利用結(jié)構(gòu)方差比衡量空間自相關(guān)因素對(duì)變量總變異的影響程度。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤養(yǎng)分的統(tǒng)計(jì)特征

實(shí)驗(yàn)區(qū)0～60cm土層內(nèi)土壤為酸性，pH值為4.36（見(jiàn)表1），有機(jī)質(zhì)、水解性氮、全氮、全磷和全鉀平均含量依次為：20.47 g/kg、206.41 mg/kg、1.02 g/kg、0.32 g/kg和 11.80g/kg，按照全國(guó)第二次（1979年）土壤普查土壤分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)，水解性氮的含量屬豐富型，有機(jī)質(zhì)、全氮和全鉀的含量屬中等水平，全磷含量偏低；其中表層土壤pH值略低于深層的pH值，土壤有機(jī)質(zhì)、水解性氮和全氮的含量隨土層的加深而減少，減少速度由快到慢依次為水解性氮、有機(jī)碳、全N和全P；全K含量隨土層的變化不大；從變異系數(shù)看，如果按照Wilding對(duì)土壤性質(zhì)的變異系數(shù)進(jìn)行的分類[21]，該地區(qū)土壤pH值變異系數(shù)為5.32%（見(jiàn)表2），屬于小變異，6種土壤養(yǎng)分變異系數(shù)均在35%以上，為高度變異，變異強(qiáng)度為全鉀（72.26%）＞有機(jī)質(zhì)（68.96%）全氮（66.96%）＞全磷（47.06%）＞水解性氮（37.16%）；經(jīng)檢驗(yàn)，土壤養(yǎng)分均服從正態(tài)分布。

表1 不同土層土壤養(yǎng)分分布特征?Table 1Distribution characteristics of soil nutrients in each soil layer

對(duì)土壤養(yǎng)分做相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)6種養(yǎng)分與全鉀的相關(guān)性都很弱以外，與其他養(yǎng)分都有很強(qiáng)的相關(guān)性，其中pH值與有機(jī)質(zhì)、水解性氮、全氮和全磷呈負(fù)相關(guān)性（P=0.01），有機(jī)質(zhì)與水解性、全氮和全磷呈顯著性（P=0.01）正相關(guān)關(guān)系，水解性氮與全磷也呈顯著性（P=0.01）正相關(guān)關(guān)系。

表2 研究區(qū)土壤養(yǎng)分的描述性統(tǒng)計(jì)特征Table 2Descriptive statistics characteristics of soil nutrients in the study area (n=96)

表3 土壤養(yǎng)分的相關(guān)性分析?Table 3Correlation coefficients between soil nutrients

2.2 土壤空間變異及結(jié)構(gòu)特征

2.2.1 土壤養(yǎng)分空間變異的半方差函數(shù)擬合

聯(lián)系電話：025-82296279（主任室），025-82296069（編輯室），025-82296108（財(cái)務(wù)、收稿、發(fā)行）。

半方差函數(shù)曲線圖反應(yīng)了一個(gè)采樣點(diǎn)與其相鄰采樣點(diǎn)的空間關(guān)系。在采樣尺度上具有空間依賴性（或者空間相關(guān)性）的變量，半方差函數(shù)會(huì)隨著滯后距的增加而增大，但在超過(guò)一定距離（變程）后逐漸趨近于基臺(tái)值（Partial Sill）或圍繞基臺(tái)值波動(dòng)[22]。以γ為縱軸，h為橫軸，即可得半方差函數(shù)圖（見(jiàn)圖2），其中塊金值、基臺(tái)值、有效變程是半方差函數(shù)圖3個(gè)主要參數(shù)。由圖2可以看出，研究區(qū)土壤養(yǎng)分除全鉀外均具有明顯的空間依賴性和空間結(jié)構(gòu)。

空間變異參數(shù)中的塊金值和結(jié)構(gòu)方差可用于描述土壤養(yǎng)分受人為因素和自然因素的影響程度[23]。圖2中縱坐標(biāo)中的基臺(tái)值（C+C0）表示系統(tǒng)內(nèi)包括結(jié)構(gòu)性變異和隨機(jī)性變異的總變異，測(cè)量誤差和小于最小取樣尺度引起的隨機(jī)變異通常由塊金值（C0）表示，說(shuō)明塊金比[C0/(C0+C)]表示隨機(jī)部分引起的空間異質(zhì)性占系統(tǒng)總變異的比例，也稱基底效應(yīng)，若此值大于75%說(shuō)明系統(tǒng)空間相關(guān)性很弱，小于25%說(shuō)明系統(tǒng)具有強(qiáng)空間相關(guān)性[24]；橫坐標(biāo)表示采樣點(diǎn)的的距離，表示空間相關(guān)性的作用范圍。從表4可知，研究區(qū)pH值和全磷的塊金值均較小，均接近0，說(shuō)明這兩種養(yǎng)分的隨機(jī)變異由實(shí)驗(yàn)誤差和小于取樣尺度而引起的誤差小，有機(jī)質(zhì)、全氮、水解性氮塊金值大，pH值和全鉀的塊基比均小于25%，表出強(qiáng)烈的空間相關(guān)性，其變異主要由地形、土壤母質(zhì)、氣候等自然因素（結(jié)構(gòu)性因素）引起[25]；有機(jī)質(zhì)、全氮和全磷的塊基比介于25%和75%之間，表現(xiàn)出中等空間相關(guān)性，主要是結(jié)構(gòu)因素及隨機(jī)因素共同影響造成，而水解性氮空間相關(guān)性很弱，表明受隨機(jī)因素影響強(qiáng)烈。該地區(qū)土壤養(yǎng)分的有效變程在1 000m左右，較大，說(shuō)明具有良好的空間連續(xù)性，但是塊金值很大，要適當(dāng)減少采樣點(diǎn)的間距。

ArcGIS 9.3 地統(tǒng)計(jì)分析模塊提供了Tetraspherical、 Pentaspherical、Circular、Spherical、Gaussian、Exponential 等 11 種半變異函數(shù)模型，各土壤養(yǎng)分指標(biāo)通過(guò)比較分析得出的最佳擬合模型的決定系數(shù)都大于0.9，土壤養(yǎng)分空間結(jié)構(gòu)特征均能很好地被各擬合模型反應(yīng)出來(lái)（見(jiàn)表4）。水解性氮和pH值符合高斯模型，全氮、全鉀符合指數(shù)模型，有機(jī)質(zhì)符合球狀模型，全磷符合有理二次函數(shù)模型。除了水解性氮和全氮的殘差和偏大以外，其他養(yǎng)分的指標(biāo)的擬合度效果顯著，各模型都能很好地反應(yīng)該地區(qū)的養(yǎng)分空間結(jié)構(gòu)。

2.2.2 土壤養(yǎng)分趨勢(shì)面特征

土壤養(yǎng)分趨勢(shì)圖采用趨勢(shì)面分析得土壤養(yǎng)分趨勢(shì)（見(jiàn)圖3） ，可以從不同角度分析采樣點(diǎn)養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)集的全局趨勢(shì)。該圖是將研究點(diǎn)的屬性值轉(zhuǎn)換為高度的三維透視圖，趨勢(shì)分析圖中每根豎棒代表一個(gè)樣點(diǎn)的養(yǎng)分含量，將這些點(diǎn)投影到東西-南北（EW-SN）兩個(gè)正交平面，再通過(guò)投影點(diǎn)集作一條最佳擬合線（淺灰色線和深灰色線）來(lái)模擬特定方向上存在的趨勢(shì)。如果該線平直，說(shuō)明無(wú)全局趨勢(shì)。

從圖3可知，6個(gè)土壤養(yǎng)分指標(biāo)在東西方向均有明顯的二階趨勢(shì)，有機(jī)質(zhì)、水解性氮、全氮和全磷表現(xiàn)出東西高中間低的凹形特征，pH值和全鉀表現(xiàn)出上凸的特征，相比之下，pH值和全鉀的二階趨勢(shì)更加明顯；南北方向上，全鉀和pH值呈平滑下降趨勢(shì)，全鉀表現(xiàn)出一定的二階趨勢(shì)，pH值沒(méi)有明顯的二階趨勢(shì)，水解性氮、有機(jī)質(zhì)、全磷和全氮由北向南有遞增的趨勢(shì)，其中有機(jī)質(zhì)、全氮和全磷線條平滑，線條中段有略微的下凹，無(wú)全局趨勢(shì)，而水解性氮趨勢(shì)線中段略微隆起，有二階趨勢(shì)。

圖2 次生林林土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)曲線Fig.2Semi-variograms of soil nutrients in secondary forest

表4 土壤養(yǎng)分變異函數(shù)理論模型的相關(guān)參數(shù)Table 4Parameters of theoretical variogram models for soil nutrients

2.2.3 土壤養(yǎng)分空間分布規(guī)律

圖3 次生林土壤養(yǎng)分趨勢(shì)Fig.3Trend analysis of soil nutrients in secondary forest位置:0°；水平方向:120°；垂直方向:-13°；淺灰色表示東西方向；深灰色表示南北方向。

土壤是演化過(guò)程和形態(tài)都十分復(fù)雜的自然綜合體，受成土地形、母質(zhì)、植被、氣候等成土因素及人為干擾活動(dòng)的影響，具有空間變異性和復(fù)雜性[26]。

建立半方差函數(shù)，應(yīng)用ArcGIS軟件中Kriging插值法繪制空間等值分布圖，更深刻、全面和直觀地反映土壤養(yǎng)分在空間上的分布特征。

該地區(qū)土壤養(yǎng)分服從正態(tài)分布，在 ArcGIS9.3的 Geo-statistical Analyst 地統(tǒng)計(jì)模塊支持下，結(jié)合半方差函數(shù)參數(shù)及趨勢(shì)分布圖，采用普通Kriging插值法獲得各土壤養(yǎng)分空間分布插值圖（見(jiàn)圖4）。

3 結(jié)論與討論

3.1 土壤養(yǎng)分描述性統(tǒng)計(jì)特征

變異系數(shù)（Cv） 指標(biāo)能表征樣本的離散程度，該地區(qū)除了pH值之變異系數(shù)最小，屬于小變異外，其他變異系數(shù)大，屬于中等變異，其中全鉀的變異系數(shù)最大。土壤養(yǎng)分對(duì)林分更新格局和過(guò)程影響是通過(guò)影響植物對(duì)有效養(yǎng)分的吸收與利用而產(chǎn)生的，研究區(qū)土壤全磷缺乏，是制約該地次生林健康持續(xù)發(fā)展的主要制約因素[27]，施加磷肥促進(jìn)林木的生長(zhǎng)發(fā)育，有效促進(jìn)該地次生林的高效利用。pH值和全鉀在垂直剖面上呈遞增規(guī)律，有機(jī)質(zhì)、水解性氮、全氮和全磷平均含量豐富，但均隨土層深度的增加而減小，即土壤養(yǎng)分集中表現(xiàn)為在土壤表層富集的現(xiàn)象，而且穩(wěn)定性差，與樊后保等[28]研究結(jié)果相一致，由此可見(jiàn)，該地頻繁的人為活動(dòng)和其他自然災(zāi)害對(duì)表層植被的破壞，也影響到了維持土壤養(yǎng)分庫(kù)的穩(wěn)定性。

3.2 土壤養(yǎng)分空間結(jié)構(gòu)特征

圖4 次生林土壤養(yǎng)分含量空間分布等值線Fig.4Spatial distribution of soil nutrients in secondary forest

土壤養(yǎng)分在山頂至山腳的垂直方向（南北方向）以及沿等高線的水平方向（東西方向）上的分布均有明顯差異，除了地勢(shì)及海拔變化，植被、地形及人類活動(dòng)對(duì)這種差異也造成一定影響。養(yǎng)分的基臺(tái)值在有效變程以后有略微波動(dòng)，這與地形的起伏變化以及該山體中由北向南的一條溝壑有關(guān)系。土壤全氮的基臺(tái)值較大，表明受小于最小取樣尺度的隨機(jī)變異性強(qiáng)，但是塊基比較小，說(shuō)明空間相關(guān)性較強(qiáng)，表明樣本間的變異更多的是由結(jié)構(gòu)因素引起，受地形、土壤礦物質(zhì)等影響明顯，該特點(diǎn)在空間分布圖中被直觀反映出來(lái)。水解性氮空間相關(guān)性較弱，表明其受隨機(jī)因素的影響較強(qiáng)。林地土壤養(yǎng)分結(jié)構(gòu)因林地的水循環(huán)和水平衡、養(yǎng)分循環(huán)、有機(jī)物及金屬元素的分解、積累、傳輸?shù)壬鷳B(tài)過(guò)程的作用而發(fā)生變化，土壤養(yǎng)分也因這種生態(tài)過(guò)程使得各自在一定范圍內(nèi)保持一定的相關(guān)性，即相似性，但這種空間相關(guān)性的作用有一定的空間范圍，即土壤養(yǎng)分空間的有效變程，且不同養(yǎng)分的有效變程差異很大，有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷和全鉀的有效變程均集中在1 000～1 200m，而pH值的生態(tài)過(guò)程在850m范圍內(nèi)起作用，水解性氮的生態(tài)過(guò)程尺度最小，為726 m，在這些有效變程以外的點(diǎn)之間的生態(tài)過(guò)程幾乎沒(méi)有空間相關(guān)性。因此，要通過(guò)同一批土樣采集多個(gè)土壤養(yǎng)分指標(biāo)，須用尺度嵌套的網(wǎng)格模式才能滿足土壤取樣設(shè)計(jì)的要求。

3.3 土壤養(yǎng)分空間分布特征

地統(tǒng)計(jì)學(xué)模塊分析能有效地揭示區(qū)域變異特征及變量空間分布特征，將生態(tài)過(guò)程與空間格局聯(lián)系起來(lái)能更加有效地解釋空間格局對(duì)生態(tài)功能與生態(tài)過(guò)程的影響，這種方法也被視為土壤空間異質(zhì)性的研究方法中最為有效的方法之一[29]。土壤養(yǎng)分具有明顯的空間異質(zhì)性，相對(duì)平緩的地形導(dǎo)致地面累積較厚的凋落物，有機(jī)質(zhì)、全氮、水解性氮和全磷整體分布趨勢(shì)比較相似，均在植被豐富、地勢(shì)平緩的山腳富集，但水解性氮和全磷的變異情況相對(duì)簡(jiǎn)單，養(yǎng)分含量的等值線與山體等高線基本平行，有機(jī)質(zhì)和全氮因受到人為干擾，其分布圖相對(duì)零碎?？傮w上四種養(yǎng)分均在山體東南部的山腳富集，這里不僅海拔低，且地勢(shì)平坦，有利于土壤養(yǎng)分的富集，而西北角地勢(shì)險(xiǎn)峻，海拔高，且植被稀少，加上人為干擾嚴(yán)重，養(yǎng)分含量偏低；pH值的分布和水解性氮的分布剛剛好相反，主要是因?yàn)樯巾攷r石裸露率高、土層薄，加上巖溶作用，山頂pH值高，而在巖石裸露較少，坡度相對(duì)平緩，土層較厚且相對(duì)潮濕的山腳，土壤pH值較低?？傮w上地形因子在決定土壤養(yǎng)分的空間分布上扮演著重要角色，但也不能忽視人為外界因素的影響，因此要加強(qiáng)人為維護(hù)和管理，并對(duì)養(yǎng)分含量相對(duì)稀薄的地方加強(qiáng)管理，適當(dāng)施肥，提高林地的生產(chǎn)效率。

本研究通過(guò)探索森林土壤空間變異特征，了解了土壤養(yǎng)分的整體水平及空間分布特征，對(duì)提高林地生產(chǎn)力，提高管理效率，促進(jìn)次生林的生態(tài)恢復(fù)，更快、更好的發(fā)揮次生林的生態(tài)效益有重要意義。

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Spatial variability of soil nutrients in Schima superba secondary forests

GAN Jing-jing, ZENG Si-qi, XIAO Hua-shun, LIU Fa-lin, PENG Qi-long
(Central South University of Forestry & Technology, Changsha 410004, Hunan, China)

Combined the methods and geo-statistics with GIS, the spatial variability of soil nutrients in Hunan province, such as pH,organic matter(OM), hydrolyzable nitrogen(HN), total nitrogen(TN), total phosphorus (TP), Total potassium (TK), were analyzed with ArcGIS geo-statistical analyst. In this study area, soil is acidic. The average content of pH, organic matter(OM), hydrolyzable nitrogen(HN), total nitrogen(TN), total phosphorus (TP) and Total potassium (TK) are 4.36, 20.47 g/kg, 206.41 mg/kg, 1.02 g/kg, 0.32 g/kg and 11.80g/kg. The results show that the pH had a weak variation, and the variation coeff i cients of fi ve kinds of soil nutrients over 35%, belong to highly variation. The variation intensity of soil nutrients and soil pH ranked from high to low as follows: total potassium (72.26%), organic matter (68.96%) total nitrogen (66.96%), total phosphorus (47.06%), hydrolysable nitrogen (37.16%)..The parameters of theoretical variogram models for soil nutrients show that the distributions of soil pH and total potassium fitted the exponential model，the pH and hydrolyzable nitrogen fitted Gaussian model, the organic matter fitted Pentaspherical model,the total phosphorous fi tted Ratonal Quadratic model. In terms of spatial structure, the pH and total potassium showed high spatial autocorrelation, which was resulted from topography, soil parent material and climate (structural factors) factors. The organic matter,total nitrogen and total phsphorous indicated medium spatial correlation each other, which mainly due to structural factors and random factors, but thr hydrolyzable nitrogen’s spatial autocorrelation was very weak, it was intensive affected by human and outside factors.The random factors made a bigger contribution to the spatial distribution. The spatial distributions of soil nutrients had different characteristics. Organic matter, total nitrogen, hydrolyzable nitrogen and total phosphorous had similar overall distribution trend, but the distribution of hydrolysis nitrogen was relatively simple. The lines of constant altitude and contour line on a map were basically parallel.However, the fi ve kinds of nutrients had obvious enrichment phenomenon at low altitude. The distribution of organic matter and total nitrogen was a little complex, was signif i cantly inf l uenced by humanity. It was more directly to understand the soil nutrients status of Schima superba secondary forests with distribution maps of the nutrients content which were drew by the Bestinterpolation of Krigingmethod. And it also may give a scientif i c foundation for sustainable use of soil and the recovery and reconstruction of secondary forests.

Schima superbasecondary forests; soil nutrient; spatial heterogeneity

S714.8

A

1673-923X(2014)05-0009-08

2014-03-10

國(guó)家林業(yè)局林業(yè)公益性行業(yè)項(xiàng)目 “南方集體林區(qū)次生林撫育間伐與高效利用技術(shù)研究”（201004032)）

甘靜靜（1987-），女，湖北宜昌人，碩士研究生，主要從事森林可持續(xù)經(jīng)營(yíng)等方面的研究；

E-mail：ganjingjing0514@126.com

曾思齊（1957-），男，湖南新化人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事林學(xué)、林業(yè)工程方面的教學(xué)與研究：

E-mail：zengsiqi@21cn.com

[本文編校：吳 毅]