（東北林業(yè)大學(xué) 森林持續(xù)經(jīng)營與環(huán)境微生物工程黑龍江省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，黑龍江 哈爾濱 150040）

土壤能涵養(yǎng)水源、保持水土，為森林中生物生長和繁衍提供物質(zhì)基礎(chǔ)和能量保證[1-3]。土壤質(zhì)量的好壞與森林內(nèi)林木的正常生長密切相關(guān)，兩者互相作用，互相影響：土壤養(yǎng)分質(zhì)量直接影響著林木生長的速度和持續(xù)性，而林木生長情況又反作用于土壤養(yǎng)分質(zhì)量[4-5]。

近年來，大興安嶺林區(qū)由于自然和人為因素的雙重影響，出現(xiàn)大面積的林木質(zhì)量低下、水土流失嚴(yán)重的低質(zhì)殘次林[6-7]，其主要特點(diǎn)是所在森林郁閉度低、生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)定性差、抵抗自然災(zāi)害的能力較弱，任由其發(fā)展，大興安嶺林區(qū)應(yīng)發(fā)揮的生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)效益都將大打折扣[8-9]。因此，對大興安嶺林區(qū)林分進(jìn)行合理的誘導(dǎo)改造是十分迫切的。所以很多專家對大興安嶺林區(qū)的低質(zhì)林改造進(jìn)行了相關(guān)的研究，其中最具有代表性的是：曾翔亮等[10]對大興安嶺蒙古櫟低質(zhì)林進(jìn)行了帶狀和林窗改造，并對改造后的土壤養(yǎng)分狀況進(jìn)行分析，結(jié)果表明林窗改造的改造效果要優(yōu)于帶狀改造，且20 m×20 m的林窗改造方式最有益于土壤養(yǎng)分的積累；毛波等[11]對大興安嶺林區(qū)的白樺低質(zhì)林進(jìn)行了帶狀和林窗改造，然后對改造后的土壤肥力進(jìn)行分析，得出了林窗面積為G4（20 m×20 m）時誘導(dǎo)改造中土壤肥力綜合評價最高，帶寬為S3（14 m）時帶狀誘導(dǎo)改造中土壤肥力綜合評價值最高的結(jié)論。但是二者的研究都是基于誘導(dǎo)改造后單一年份的土壤養(yǎng)分指標(biāo)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)說服力不夠強(qiáng)，近年來關(guān)于大興安嶺林區(qū)低質(zhì)林誘導(dǎo)改造的相關(guān)研究中沒有對改造后連續(xù)多年的土壤養(yǎng)分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。

綜上所述，本研究以大興安嶺林區(qū)蒙古櫟低質(zhì)林為研究對象，經(jīng)過不同帶寬的帶狀改造和不同林窗面積的林窗改造后，采用模糊綜合指數(shù)法[12]對改造后7 a內(nèi)的土壤養(yǎng)分指標(biāo)進(jìn)行時空變化分析和綜合評價，通過分析土壤養(yǎng)分的時空變化規(guī)律，確定最適合于大興安嶺蒙古櫟低質(zhì)林的誘導(dǎo)改造方法，為大興安嶺低質(zhì)林的林地土壤改良提供可行性建議。

1 試驗(yàn)區(qū)概況和樣地設(shè)置

1.1 試驗(yàn)區(qū)概況

試驗(yàn)區(qū)位于黑龍江省大興安嶺林區(qū)的加格達(dá)奇林業(yè)局（50°34″9.17″～ 50°34″32.00″N，124°23″47.8″～ 124°24″35.1″E），所屬翠峰林場174林班。地勢平緩，坡向東南，坡度8°。立地條件較好，土壤為棕森土，較為肥沃，土壤厚度22 cm。年平均氣溫為-1.2 ℃，冬季寒冷漫長，夏季時間較短，氣候分明，屬于典型的溫帶大陸性氣候。試驗(yàn)區(qū)內(nèi)林分主要類型為蒙古櫟Quercus mongolica低質(zhì)林，平均樹高在11 m左右，郁閉度約為0.5，灌木主要為胡枝子Lespedeza bicolor，蓋度15%，地被物主要為蒼術(shù)Atractylodes lancea，蓋度30%。

1.2 樣地設(shè)置

2009年春季，在試驗(yàn)林區(qū)內(nèi)對蒙古櫟低質(zhì)林進(jìn)行林窗和帶狀誘導(dǎo)改造。其中6個林窗改造試驗(yàn)區(qū)的面積分別為5 m×5 m(G1)、10 m×10 m (G2)、15 m×15 m(G3)、20 m×20 m(G4)、25 m×25 m(G5)、30 m×30 m(G6)，林窗沿橫坡方向排列（如圖1所示）。帶狀改造為順山皆伐改造，原則上每條皆伐帶設(shè)置在同一海拔高度，皆伐帶帶長均為300 m，帶寬分別為6 m(S1)、10 m(S2)、14 m(S3)、18 m(S4)[13]4種（如圖2所示）。在未采伐的林地內(nèi)設(shè)置30 m×30 m的對照樣地，分別取5個樣本點(diǎn)。對改造區(qū)針葉幼樹全部保留，對其它非目的闊葉樹種進(jìn)行全部清理并在采伐樣地內(nèi)補(bǔ)植樟子松Pinus sylvestris、西伯利亞紅松Pinus sibirica、興安落葉松Larix gmelinii。

圖1 蒙古櫟低質(zhì)林林窗改造樣地示意Fig.1 Sketch of forest gap reforms about Quercus mongolica low-quality forest

圖2 蒙古櫟低質(zhì)林帶狀改造樣地示意Fig.2 Sketch of forest stripreforms about Quercus mongolica low-quality forest

2010—2016年7、8月份在不同改造模式下實(shí)地取樣，按照“S”型布點(diǎn)法在改造樣地和對照樣地內(nèi)各選擇4個面積為1 m2的樣方，每個樣方內(nèi)選擇5個取樣點(diǎn)取土，按照四分法混合取樣，在每個實(shí)驗(yàn)樣點(diǎn)取土壤剖面深度為0～10 cm的土壤樣本1 kg，帶回實(shí)驗(yàn)室。對土壤樣本進(jìn)行風(fēng)干處理，研磨過篩，然后對反映土壤養(yǎng)分的元素含量進(jìn)行測定。測定方法如表1所示。實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)運(yùn)用Excel進(jìn)行初步處理和運(yùn)算，利用SPSS軟件進(jìn)行差異性分析和評價模型的構(gòu)建，繪圖用ORIGIN軟件完成。

表1 森林土壤元素含量的測定方法Table 1 Method for determination of elements in forest soil

2 土壤綜合評價方法

土壤養(yǎng)分質(zhì)量的優(yōu)劣是一個相對模糊的概念，因?yàn)橥寥婪饰峙c貧瘠并不存在明顯的分界線，因此，本研究嘗試?yán)媚：C合指數(shù)法對土壤養(yǎng)分進(jìn)行綜合評價。而各項(xiàng)指標(biāo)對土壤養(yǎng)分造成的影響是有區(qū)別的，因此指標(biāo)權(quán)重分配是不同的[14]。主觀賦權(quán)法多以專家對不同指標(biāo)的認(rèn)知為依據(jù)，存在很大程度的主觀性、隨意性，依賴于專家經(jīng)驗(yàn)[15]。而客觀賦權(quán)法是根據(jù)實(shí)驗(yàn)指標(biāo)值間尋找內(nèi)在規(guī)律，具有較強(qiáng)的數(shù)學(xué)依據(jù)和客觀性，由于缺乏經(jīng)驗(yàn)指導(dǎo)，往往不能如實(shí)反映指標(biāo)的重要性[16-17]。因此，選用兼顧專家實(shí)踐指導(dǎo)和試驗(yàn)指標(biāo)值之間客觀信息的主客觀綜合賦權(quán)法將能結(jié)合雙方優(yōu)點(diǎn)，規(guī)避不足，且已經(jīng)在眾多領(lǐng)域中都得到應(yīng)用[18-19]。

2.1 模糊綜合指數(shù)法

（1）確定評價標(biāo)準(zhǔn)

首先，確定土壤養(yǎng)分的評價指標(biāo)U=(有機(jī)質(zhì)，全氮，全磷，全鉀，水解氮，有效磷，速效鉀)，其次確定土壤養(yǎng)分的等級分級V=(一級，二級，三級，四級，五級，六級)，從而確定n個養(yǎng)分指標(biāo)q個級別的標(biāo)準(zhǔn)特征值矩陣S。S=(sij)n×q，其中sij表示第i項(xiàng)養(yǎng)分指標(biāo)第j個級別的標(biāo)準(zhǔn)特征值。

（2）確定隸屬函數(shù)矩陣

在U和V均確定后，各樣本土壤養(yǎng)分因子與評價等級之間的模糊關(guān)系可用模糊矩陣R表示。R=(rij)n×q(i=1，2，…，n；j=1，2，…，q)。其中，rij表示第i種土壤養(yǎng)分指標(biāo)對第j個級別的隸屬度。其隸屬關(guān)系實(shí)際應(yīng)用中常采用直線段來模擬，為了便于計算，文中用折線型分段函數(shù)模擬S型隸屬函數(shù)。

對于第一級土壤養(yǎng)分質(zhì)量分?jǐn)?shù)，即j=1，其隸屬函數(shù)為：

對于第二級到第五級土壤養(yǎng)分質(zhì)量分?jǐn)?shù)，即j=2～5，其隸屬函數(shù)為：

對于第六級土壤養(yǎng)分質(zhì)量分?jǐn)?shù)，即j=6，其隸屬函數(shù)為：

（3）確定指標(biāo)權(quán)重

本研究選用主客觀綜合賦權(quán)法，采用層次分析法和熵權(quán)法結(jié)合的方式確定土壤養(yǎng)分指標(biāo)權(quán)重。

（4）計算綜合評價結(jié)果

已知模糊關(guān)系矩陣R和由主客觀綜合賦權(quán)確定的權(quán)重W后，對于n種土壤養(yǎng)分因子，可得到其多指標(biāo)模糊綜合評價矩陣B。

對于本文來說，因?yàn)橥寥鲤B(yǎng)分因子權(quán)重接近，運(yùn)用加權(quán)平均型計算比較合適，綜合考慮各個指標(biāo)對土壤養(yǎng)分的影響。

采取將綜合評價結(jié)果純量化的形式，轉(zhuǎn)換為綜合評價值。

2.2 主客觀綜合賦權(quán)法

（1）層次分析法確定主觀權(quán)重

設(shè)置目標(biāo)層和系統(tǒng)層：土壤養(yǎng)分G為目標(biāo)層，設(shè)置土壤有機(jī)量A1、土壤全量A2、土壤有效量A3為3個系統(tǒng)層。按照遞階層次結(jié)構(gòu)，指標(biāo)層即為本文中選取的7個反映土壤養(yǎng)分性質(zhì)的指標(biāo)：土壤有機(jī)質(zhì)B1、土壤全氮B2、土壤全磷B3、土壤全鉀B4、土壤速效氮B5、土壤有效磷B6、土壤速效鉀B7。經(jīng)過綜合多名專家的評價結(jié)果，得到比較判斷矩陣Aij。

根據(jù)土壤養(yǎng)分綜合評價的相關(guān)研究結(jié)果，選用方根法計算其單層指標(biāo)權(quán)重：

式中：n表示比較判斷矩陣的階數(shù)；Wi表示單層次中第i行的指標(biāo)權(quán)重。

然后計算組合權(quán)重，計算公式如下：

判斷矩陣是否具有一致性[20]：只有矩陣具有一致性，才能利用層次分析法確定指標(biāo)權(quán)重，因此要檢驗(yàn)比較判斷矩陣的一致性。

根據(jù)表2確定比較判斷矩陣的平均隨機(jī)一致性指標(biāo)（IR）。

表2 平均隨機(jī)一致性指標(biāo)IR值Table 2 IR value of average random consistency index

計算出隨機(jī)一致性比（RC）并進(jìn)行判斷：

如果RC＜0.1，則說明比較判斷矩陣滿足一致性要求，否則認(rèn)為不滿足一致性要求，需要對比較判斷矩陣進(jìn)行調(diào)整，直到RC＜0.1為止。

（2）熵權(quán)法確定客觀權(quán)重

確定原始矩陣：由m個樣地的n個評價指標(biāo)實(shí)測值組成原始矩陣Dm×n。

采用線性比例變換中的正向指標(biāo)型，即各樣地的指標(biāo)實(shí)測值與對應(yīng)的指標(biāo)最大值的比值，見式(10)，并記標(biāo)準(zhǔn)化后的矩陣為R′。

再通過公式（11）、（12）、（13）計算出土壤養(yǎng)分指標(biāo)的權(quán)重：

式中：pij表示第j個指標(biāo)下第i個樣地的指標(biāo)值；ej表示第j個指標(biāo)的熵值；wj表示第j個指標(biāo)的權(quán)重。

（3）確定綜合權(quán)重

結(jié)合主觀權(quán)向量和客觀權(quán)向量的結(jié)果，采取線性綜合賦權(quán)確定綜合權(quán)重，其計算公式為：

式中：W3表示土壤養(yǎng)分指標(biāo)綜合權(quán)向量；W1表示土壤養(yǎng)分指標(biāo)主觀權(quán)向量；W2表示土壤養(yǎng)分指標(biāo)客觀權(quán)向量；μ表示偏好系數(shù)，取值范圍為0～1。

3 結(jié)果與分析

3.1 土壤養(yǎng)分各指標(biāo)時間變化分析

不同林窗和不同林帶的樣地各土壤養(yǎng)分指標(biāo)的時間變化如圖3、4所示。

S1、S3、S4、G2樣地不同年份土壤中有機(jī)質(zhì)含量有較大的差異，其他的改造樣地和對照樣地也有差異，但差異性較小?？傮w而言，各個改造樣地在改造后第1年有機(jī)質(zhì)含量較高，后出現(xiàn)下降，在改造后第5、6年土壤中有機(jī)質(zhì)含量又達(dá)到最高，改造后第7年又出現(xiàn)小幅度的下降，呈現(xiàn)出波動性。方差分析發(fā)現(xiàn)，改造后第7年，G1、G3、G5、G6、S3、S4改造樣地中有機(jī)質(zhì)含量與改造后第1年土壤中的有機(jī)質(zhì)含量存在顯著差異（P＜0.05）。

各改造樣地的全氮含量隨著時間變化規(guī)律不明顯。G1、G4樣地不同年份土壤中全氮含量有較大的差異，其它的改造樣地和對照樣地也有差異，但差異性較小。不同的改造樣地在時間連續(xù)中土壤全氮含量出現(xiàn)不同的變化情況，與年份相關(guān)性較小。到改造后第7年，G1、G2、S2、S4改造樣地土壤全氮含量與改造后第1年差異顯著（P＜0.05），改造效果明顯。

G1樣地改造后第7年土壤中全磷含量最高，與前幾年差異顯著（P＜0.05）。其他改造樣地土壤全磷隨著時間的推移基本呈先上升后下降再上升的趨勢，改造后第1、2年土壤中全磷含量較高，后土壤中全磷含量下降，到改造后第6年、第7年土壤全磷含量又上升。其中，G2、G4、G6改造樣地改造后第7年土壤中的全磷含量明顯高于改造后第1年土壤中的全磷含量。

圖3 帶狀改造土壤養(yǎng)分各指標(biāo)隨時間的變化Fig.3 Temporal change of soil nutrient indexes in strip reforms

圖4 林窗改造土壤養(yǎng)分各指標(biāo)隨時間的變化Fig.4 Temporal change of soil nutrient indexes in gap reforms

改造樣地G2、G3、G4土壤中全鉀含量隨著時間變化呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，改造后第2年有小幅度上升，其中有一定的波動，到改造后第6年開始下降；其它改造樣地土壤全鉀含量隨著時間的推移呈現(xiàn)出先上升后下降再上升的趨勢，改造后第7年土壤中全鉀含量達(dá)到最高，且在這些改造樣地中與改造后第1年的土壤全鉀含量差異性顯著（P＜0.05）。

S1、S3、S4、G2樣地不同年份土壤中速效氮含量有較大的差異，其它的改造樣地和對照樣地也有差異，但差異性較小。改造樣地G1、G3、S3總體上隨時間推移呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，在改造初期土壤中速效氮含量有所下降，之后呈上升趨勢，略有波動，但波動不大，到改造后第7年土壤速效氮含量達(dá)到最大。其它改造樣地的速效氮含量隨時間變化波動較大，但無明顯規(guī)律性。除改造樣地S4、G5、G6外，其它樣地改造后第7年土壤速效氮含量與改造后第1年差異顯著（P＜0.05）。

G2、G4、G5、S1改造樣地不同年份土壤中有效磷含量有較大的差異，其它的改造樣地和對照樣地也有差異，但差異性較小。改造樣地隨時間變化規(guī)律不明顯，其中G3、G4、G5、G6、S1、S2、S4樣地在改造后第1年土壤中有效磷含量最低，之后呈波動型的增長。改造后第7年全部改造樣地土壤的有效磷含量與改造后第1年差異性顯著（P＜0.05）。

G4、S1、S2、S3改造樣地不同年份土壤中速效鉀含量有較大的差異，其它的改造樣地和對照樣地也有差異，但差異性較小。隨著時間的變化，其含量出現(xiàn)波動，但未表現(xiàn)出明顯的規(guī)律。經(jīng)分差分析發(fā)現(xiàn)改造后第7年，G4、G5、S1、S2、S3樣地土壤中速效鉀含量與改造后第1年土壤中的速效鉀含量存在顯著差異（P＜0.05）。

不同養(yǎng)分指標(biāo)隨時間變化的規(guī)律無明顯的相似性，單個指標(biāo)的變化情況對于評價土壤養(yǎng)分無關(guān)鍵的作用，整體無規(guī)律可言，所以從單個指標(biāo)的時間變化看總體土壤養(yǎng)分的質(zhì)量變化是不可行的。

3.2 土壤養(yǎng)分各指標(biāo)空間變化分析

改造后7 a內(nèi)各土壤養(yǎng)分指標(biāo)的空間變化如圖5、6所示。

圖5 帶狀改造土壤養(yǎng)分各指標(biāo)的空間變化Fig.5 Spatial change of soil nutrient indexes in strip reforms

圖6 林窗改造土壤養(yǎng)分各指標(biāo)的空間變化Fig.6 Spatial change of soil nutrient indexes in gap reforms

有機(jī)質(zhì)：改造后第1、2年，對照樣地有機(jī)質(zhì)含量與多數(shù)改造樣地之間差異性不顯著，與S4樣地差異性顯著（P＜0.05）。改造后第3年，林窗改造樣地有機(jī)質(zhì)含量普遍優(yōu)于帶狀改造，對照樣地與G2、G4、G6樣地差異性顯著，與其它樣地差異性不明顯。改造后第4、5年，G6樣地與對照樣地差異性顯著，有機(jī)質(zhì)含量較高。改造后第6年和改造后第7年，S3樣地與其它樣地差異性顯著，對照樣地與S2、S3差異性顯著，S3有機(jī)質(zhì)含量最高。

全氮：改造后第1、2年，對照樣地全氮含量最高，與多數(shù)改造樣地差異性顯著（P＜0.05），改造樣地中S3樣地全氮含量較高。改造后第3、4年，各樣地間差異性不顯著（P＞0.05）。改造后第5年，對照樣地與G3、S4樣地差異性顯著，與其它樣地差異性不顯著。改造后第6年，各樣地間差異性不顯著，G5樣地全氮含量最高。改造后第7年，對照樣地與G1、S3、G5樣地差異性顯著，林窗改造樣地G5全氮含量最高，與除S3之外的帶狀改造樣地相比差異性顯著。

全磷：改造后第1、3年，對照樣地與多數(shù)改造樣地的全磷含量具有顯著性差異（P＜0.05），G2樣地全磷含量較高，G5樣地全磷含量較低。改造后第2、4年，對照樣地與所有改造樣地全磷含量差異性顯著，對照樣地全磷含量最高，明顯高于改造樣地。改造后第5、6年，對照樣地與多數(shù)改造樣地差異性不顯著（P＞0.05）。改造后第7年，對照樣地全磷含量明顯高于G4、G5、G6改造樣地，G2樣地全磷含量明顯高于對照樣地。

全鉀：改造后第1年對照樣地全鉀含量與S1、S2、S4、G3改造樣地?zé)o顯著差異，與其它改造樣地相比差異顯著（P＜0.05）。改造后第2、3年，對照樣地除與G2、G4樣地差異顯著外，與其它改造樣地差異性不顯著（P＞0.05）。改造后第4、5年，對照樣地與部分改造樣地全鉀含量存在顯著性差異，且各改造樣地間也存在較大的差異。改造后第6年和第7年，對照樣地與全部改造樣地全鉀含量差異性不顯著，改造后第7年G2、G6樣地全鉀含量較高。

速效氮：改造后第1年，對照樣地除與S4、G2樣地差異性顯著（P＜0.05）外，與其它改造樣地差異性不明顯。改造后第2年，對照樣地與G2、G4、G6樣地差異性不顯著（P＞0.05），與其他樣地有明顯的差異。改造后第3年，對照樣地速效氮含量低于改造樣地，G4、G5樣地速效氮含量較高，且與其它樣地差異性顯著。改造后第4、5年，G2樣地速效氮含量較低，且與多數(shù)改造樣地差異性顯著,對照樣地與多數(shù)改造樣地差異性顯著。改造后第6、7年，G5、G6樣地速效氮含量較低，S2樣地土壤中速效氮含量較高。

有效磷：改造后第1、2年，對照樣地與個別改造樣地（S2、S3、G3）含量差異性較大，且各改造樣地中有效磷含量存在較大差距。改造后第3年，對照樣地與G1、G2、G5、G6樣地有效磷含量差異不明顯。改造后第4年，對照樣地與多數(shù)改造樣地中有效磷含量差異顯著（P＜0.05）。改造后第5年，各樣地間差異不大，對照樣地與部分改造樣地間存在顯著性差異。改造后第6年，對照樣地有效磷含量與多數(shù)改造樣地間存在差異，G2樣地有效磷含量最高，且與其它改造樣地差異性顯著。改造后第7年，對照樣地的有效磷含量最低，且G2、G4、G5土壤有效磷含量要明顯高于對照樣地。

速效鉀：改造后第1年，對照樣地速效鉀含量較高，S2、S3樣地速效鉀含量高于對照樣地，但差異性不顯著（P＞0.05），對照樣地與其它改造樣地有顯著差異（P＜0.05）。改造后第2年，對照樣地與除S4樣地以外的改造樣地土壤有效鉀含量差異性顯著，G6、S1樣地含量較高。改造后第3—第5年，部分改造樣地速效鉀含量高于對照樣地，部分改造樣地速效鉀含量低于對照樣地，且存在明顯的差距，但具體樣地每年都有不同。改造后第6年、7年，G4、G6樣地中土壤速效鉀含量較高，其中改造后第6年G2樣地速效鉀含量明顯低于對照樣地，改造后第7年S1樣地速效鉀含量較低，但與對照樣地差異性不顯著。

不同養(yǎng)分指標(biāo)空間變化的規(guī)律也無明顯的相似性，單個指標(biāo)的變化情況對于評價土壤養(yǎng)分無關(guān)鍵的作用，整體無規(guī)律可言，所以從單個指標(biāo)的空間變化看總體土壤養(yǎng)分的質(zhì)量變化是不可行的。因此，綜合評價土壤養(yǎng)分的時空變化對實(shí)際改造效果的土壤肥力評價才是有意義的。

3.3 土壤養(yǎng)分時空變化綜合評價

3.3.1 土壤各項(xiàng)養(yǎng)分的權(quán)重

（1）層次分析法

經(jīng)過專家討論和一致性檢驗(yàn)，得到土壤各項(xiàng)養(yǎng)分的比較判斷矩陣，結(jié)果如表3～表6所示。

表3 G-A比較判斷矩陣Table 3 Comparison judgment matrix of G-A

表4 A1-B比較判斷矩陣Table 4 Comparison judgment matrix of A1-B

表5 A2-B比較判斷矩陣Table 5 Comparison judgment matrix of A2-B

表6 A3-B比較判斷矩陣Table 6 Comparison judgment matrix of A3-B

根據(jù)公式（6），求出各單層次的指標(biāo)權(quán)重；根據(jù)公式（7）計算組合權(quán)重，得到土壤各指標(biāo)的權(quán)重，即土壤養(yǎng)分主觀權(quán)向量W1=（0.1768，0.1310，0.1158，0.1068，0.1732，0.1525，0.1439）。

（2）熵權(quán)法

土壤養(yǎng)分指標(biāo)的熵值越小，說明其在綜合評價時的作用越大，應(yīng)該賦以較高的權(quán)重[21]。

通過公式（11）、（12）、（13）計算出土壤養(yǎng)分指標(biāo)的權(quán)重。運(yùn)用MATLAB軟件計算出土壤養(yǎng)分權(quán)重W2，即土壤養(yǎng)分客觀權(quán)向量W2=（0.1465，0.1454，0.1528，0.1170，0.1312，0.1549，0.1522）。

（3）綜合賦權(quán)

根據(jù)公式（14）計算綜合權(quán)重，本研究中μ取0.5，從而得到土壤養(yǎng)分評價指標(biāo)的綜合權(quán)重W3=（0.162，0.138，0.134，0.112，0.152，0.154，0.148）。將綜合賦權(quán)所得的權(quán)重值作為最終土壤養(yǎng)分各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重。

3.3.2 土壤養(yǎng)分模糊綜合評價

（1）確定評價標(biāo)準(zhǔn)

本研究的土壤養(yǎng)分評價標(biāo)準(zhǔn)選用全國第二次土壤普查養(yǎng)分分級標(biāo)準(zhǔn)[22]，可以得到標(biāo)準(zhǔn)特征值矩陣S。

（2）確定隸屬函數(shù)矩陣

根據(jù)公式（1）、（2）、（3），可求出各誘導(dǎo)改造樣地和對照樣地的隸屬關(guān)系矩陣，以改造后第7年為例進(jìn)行計算。

（3）確定指標(biāo)權(quán)重

綜合權(quán)重W=(0.162,0.138,0.134,0.112,0.152,0.154,0.148)。

（4）計算綜合評價值

利用上述求得的隸屬關(guān)系矩陣R以及各指標(biāo)的綜合權(quán)重W，根據(jù)公式（4）、（5）計算出不同改造模式的綜合評價結(jié)果。綜合評價值越低，說明土壤養(yǎng)分等級越高，土壤養(yǎng)分質(zhì)量越好。2010—2016年7 a內(nèi)11塊樣地（包括1塊對照樣地，10塊改造樣地）的綜合評價值如表7所示。

表7 各樣地連續(xù)7年綜合評價值Table 7 Comprehensive evaluation values for the past seven years

總體而言，對照樣地和各改造樣地在改造后第1年和第2年土壤養(yǎng)分綜合評價值較高，土壤養(yǎng)分等級處在第三等級左右，土壤養(yǎng)分質(zhì)量較差。改造后第5年至第7年，各改造樣地土壤養(yǎng)分綜合評價值空間變化規(guī)律明顯，S2、S3、G4改造效果優(yōu)勢明顯，且各樣地土壤養(yǎng)分等級均處在2以下，土壤肥沃，說明誘導(dǎo)改造在5 a后對土壤養(yǎng)分有明顯的改善作用。

在帶狀改造中，S2、S3在7 a內(nèi)變化趨勢基本一致，總體呈先下降后上升的趨勢，且趨勢較平緩，在改造后第5年綜合評價值達(dá)到最小值，分別為1.668、1.565。S1、S4變化趨勢較為一致，在改造后第4年綜合評價值最小，分別為1.697、1.676。帶狀改造中前3 a包括對照樣地在內(nèi)的5個實(shí)驗(yàn)區(qū)土壤養(yǎng)分綜合評價值較為接近，從改造后第4年起，改造后的樣地土壤養(yǎng)分出現(xiàn)優(yōu)于對照樣地的趨勢。改造后第5年最小值出現(xiàn)在S3樣地，為1.565；改造后第6年和第7年最小值均出現(xiàn)在S2樣地，為1.693。S2樣地的改造方式是最適宜的帶狀改造模式。

在林窗改造中，G2和G4在7 a內(nèi)變化趨勢基本一致，趨勢較為平緩，在改造后第5年達(dá)到最小值，分別為1.563、1.579。G1、G3、G5、G6土壤養(yǎng)分綜合評價值變化趨勢基本一致，在改造后的一兩年內(nèi)，土壤養(yǎng)分質(zhì)量下降，改造3 a后土壤養(yǎng)分綜合評價值開始減小，G3與G5在改造后第6年達(dá)到最小值，G1與G6在改造后第5年達(dá)到最小值，在第6、7年略有增大。在林窗改造中G4效果較好，改造后第6、7年，所有林窗改造綜合評價值均低于對照樣地。

4 結(jié)論與討論

土壤養(yǎng)分是土壤肥力綜合評價的核心所在，是土壤肥力的根本[23]。林分經(jīng)改造后，森林中的氣候發(fā)生較大的變化，光照、溫度、濕度改變，微生物活動加劇，使土壤養(yǎng)分情況受到影響[24]。本文中以大興安嶺蒙古櫟低質(zhì)林誘導(dǎo)改造后連續(xù)7 a的土壤養(yǎng)分觀測數(shù)據(jù)為切入點(diǎn)，研究不同誘導(dǎo)改造方式對土壤養(yǎng)分的影響，尋找最適合大興安嶺蒙古櫟林的經(jīng)營方式。

選取科學(xué)的方法對土壤養(yǎng)分各指標(biāo)權(quán)重進(jìn)行合理分配，有利于提升土壤養(yǎng)分質(zhì)量分?jǐn)?shù)等級評價的準(zhǔn)確性和精度。本研究在賦權(quán)時采用主客觀綜合賦權(quán)，既能發(fā)揮專家的經(jīng)驗(yàn)優(yōu)勢，又能夠利用客觀實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，使得指標(biāo)權(quán)重更具有科學(xué)性。權(quán)重結(jié)果從高到低排列為有機(jī)質(zhì)（0.162）＞有效磷（0.154）＞速效氮（0.152）＞速效鉀（0.148）＞全氮（0.138）＞全磷（0.134）＞全鉀（0.112），說明有機(jī)質(zhì)和有效磷是大興安嶺蒙古櫟林土壤養(yǎng)分重要的影響因子。

同一改造樣地土壤養(yǎng)分各項(xiàng)指標(biāo)隨時間變化規(guī)律不明顯，且同一年內(nèi)不同改造樣地的土壤養(yǎng)分各項(xiàng)指標(biāo)的變化也無明顯規(guī)律，很難直觀對土壤養(yǎng)分質(zhì)量優(yōu)劣進(jìn)行判斷。文中采用模糊綜合指數(shù)法建立綜合評價模型，得到各誘導(dǎo)改造方式的土壤養(yǎng)分綜合評價值，以此對誘導(dǎo)改造效果進(jìn)行分析。結(jié)果表明在帶狀改造中各改造樣地綜合評價值年間變化較為一致，改造后第4年、第5年土壤綜合評價值達(dá)到最小值，后有小幅度的增大，但趨勢平緩。林窗改造中各樣地綜合評價值時間趨勢較為一致，改造后第5年、第6年達(dá)到最小值，土壤養(yǎng)分情況較好，隨后年份中評價值有所上升。改造初期采伐改變了森林中的氣候條件，土壤養(yǎng)分質(zhì)量較差，隨著時間的變化，大量的枯枝落葉得以保留，土壤中微生物活躍，這在一定程度上提高了土壤養(yǎng)分質(zhì)量，一段時間后土壤養(yǎng)分變化趨勢變緩，甚至出現(xiàn)下降趨勢。在7 a內(nèi)，森林生態(tài)系統(tǒng)得以重新構(gòu)建并趨于穩(wěn)定，土壤養(yǎng)分質(zhì)量良好。改造后的第7年，經(jīng)誘導(dǎo)改造后的樣地土壤養(yǎng)分綜合評價值均低于對照養(yǎng)地。在帶狀改造中，10 m帶寬的改造方式優(yōu)勢明顯，林窗改造中20 m×20 m林窗改造效果最好。這主要是因?yàn)殡S著改造帶寬和林窗面積的增加，林地內(nèi)的光照溫濕度等微氣候環(huán)境發(fā)生改變，林地內(nèi)枯落物加快分解，土壤養(yǎng)分明顯升高，促進(jìn)地上植被生長，而當(dāng)改造帶寬和林窗面積過大時，林分郁閉度低，改造后林木的生長量遠(yuǎn)不及改造時失去的生物量，林冠對降雨的截留作用弱，容易引起地表徑流，土壤易受侵蝕，造成水土流失，導(dǎo)致土壤養(yǎng)分降低。

大興安嶺蒙古櫟低質(zhì)林在誘導(dǎo)改造7 a后各樣地土壤養(yǎng)分質(zhì)量分?jǐn)?shù)等級均在2級左右，說明經(jīng)誘導(dǎo)改造后各樣地土壤非常肥沃，這與大興安嶺林區(qū)實(shí)際情況是比較吻合的。但值得注意的是，由于植物生長周期較長等客觀因素的影響，森林生態(tài)系統(tǒng)的循環(huán)更新也將是一個漫長的過程，本研究的研究年限僅局限在7 a內(nèi)，此外林地土壤狀態(tài)除受到土壤養(yǎng)分影響外，還與土壤的含水率、容重、微生物活動等有關(guān)，因此這就需要對土壤養(yǎng)分進(jìn)行長期觀測，同時要對土壤的其它特性進(jìn)行監(jiān)測，這將是今后研究的側(cè)重點(diǎn)，為更好地改良林地內(nèi)土壤提供科學(xué)指導(dǎo)。

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