鄂西南亞熱帶常綠落葉闊葉混交林土壤空間異質(zhì)性

馮 廣,姚 蘭,2,*,艾訓(xùn)儒,黃繼紅,路興慧,丁 易,臧潤國

1 湖北民族學(xué)院林學(xué)園藝學(xué)院,恩施 445000 2 北京林業(yè)大學(xué)自然保護(hù)區(qū)學(xué)院,北京 100083 3 中國林業(yè)科學(xué)院研究院森林生態(tài)環(huán)境與保護(hù)所,國家林業(yè)局森林生態(tài)環(huán)境重點實驗室,北京 100091 4 南京林業(yè)大學(xué)南方現(xiàn)代林業(yè)協(xié)同創(chuàng)新中心, 南京 210037

鄂西南亞熱帶常綠落葉闊葉混交林土壤空間異質(zhì)性

馮 廣1,姚 蘭1,2,*,艾訓(xùn)儒1,黃繼紅3,4,路興慧3,4,丁 易3,4,臧潤國3,4

1 湖北民族學(xué)院林學(xué)園藝學(xué)院,恩施 445000 2 北京林業(yè)大學(xué)自然保護(hù)區(qū)學(xué)院,北京 100083 3 中國林業(yè)科學(xué)院研究院森林生態(tài)環(huán)境與保護(hù)所,國家林業(yè)局森林生態(tài)環(huán)境重點實驗室,北京 100091 4 南京林業(yè)大學(xué)南方現(xiàn)代林業(yè)協(xié)同創(chuàng)新中心, 南京 210037

大樣地是監(jiān)測森林生物多樣性及生態(tài)因子動態(tài)變化的重要平臺,以湖北木林子國家級自然保護(hù)區(qū)常綠落葉闊葉混交林為對象,依托15 hm2動態(tài)監(jiān)測樣地,對每個400 m2樣方進(jìn)行取樣并測定7個化學(xué)性質(zhì)指標(biāo),運用地統(tǒng)計與多元統(tǒng)計方法,分析了該大樣地內(nèi)不同土壤因子的富集程度、空間格局、變異性、相關(guān)性。結(jié)果如下：1)研究區(qū)土壤酸性較強(qiáng),有機(jī)質(zhì)、有效氮、全氮、有效鉀豐富,有效磷、全磷虧缺;2)有效氮、全氮、有效磷呈東高西低,pH呈西高東低,有效鉀呈斑塊狀分布,有機(jī)質(zhì)呈中間高,西北與東南低的“凸”型分布,其中以有效鉀空間結(jié)構(gòu)最復(fù)雜(A=50 m,D=1.96),pH空間結(jié)構(gòu)最簡單(A=180 m,D=1.83);3)土壤因子的塊基比范圍為0.14—0.69,14對因子顯著相關(guān)(P<0.05),其中以全磷的空間自相關(guān)最強(qiáng),并與其余因子顯著相關(guān);4)土壤因子的變異系數(shù)范圍為0.05—0.34,其中全磷、有效磷變異系數(shù)最高,分別為0.29和0.34,pH變異系數(shù)最低(0.05),土壤全磷在主成分中具有最大載荷(2.27)。結(jié)果表明:1)木林子常綠落葉闊葉混交林土壤酸性較強(qiáng),除了磷素虧缺,其余土壤養(yǎng)分富集;2)土壤的變異性不強(qiáng),空間分布具有明顯的自相關(guān)特征,并具有一定的尺度效應(yīng);3)除了土壤有效磷以外的土壤因子之間存在較為普遍的相互聯(lián)系;4)土壤全磷對于土壤的綜合變異最具代表性。

常綠落葉闊葉混交林;大型森林動態(tài)監(jiān)測樣地;土壤空間異質(zhì)性;半方差分析;Moran′s I系數(shù)

土壤是自然地理要素之一,成土過程既受其他自然地理要素(植被、地形、氣候、母質(zhì))影響,也與人類生產(chǎn)活動有關(guān),由于這些因素在空間分布上并不均勻,導(dǎo)致土壤也存在空間分布上的變異[1],即空間異質(zhì)性。生態(tài)系統(tǒng)具有多個層次的結(jié)構(gòu)與功能,因此土壤空間分布的影響機(jī)制復(fù)雜,在不同生態(tài)系統(tǒng)、不同的研究尺度中均可能存在差異。了解土壤的空間變異特征對于因地制宜改良生態(tài)系統(tǒng)經(jīng)營模式具有重要作用,它已經(jīng)成為生態(tài)學(xué)領(lǐng)域的研究熱點[2- 3]。近年來,結(jié)合描述性統(tǒng)計與地統(tǒng)計方法在國內(nèi)開展的土壤空間變異研究的主要對象為人工林和農(nóng)田等人工經(jīng)營生態(tài)系統(tǒng)[4- 5],而關(guān)于森林生態(tài)系統(tǒng)的相關(guān)研究則開展不多。

揭示土壤的空間變異特征及其影響因素對于理解森林生物多樣性的維持機(jī)制具有重要意義。近年來我國已有學(xué)者基于大型森林動態(tài)監(jiān)測樣地開展了一系列植被特征方面的研究,主要包括物種分布格局和生物多樣性等,然而在土壤空間異質(zhì)性方面的研究卻屈指可數(shù)[6],例如,郭曉偉等[7]依托60 hm2熱帶山地雨林樣地的研究發(fā)現(xiàn),不同深度的土壤有機(jī)碳含量因局部水熱分配不均而具有顯著差異;張儷文[8]依托24 hm2亞熱帶常綠闊葉林樣地的研究發(fā)現(xiàn),土壤全碳、全氮、全磷空間分布均主要受到海拔影響,且具有相似的分布格局;張娜等[9]依托20 hm2亞熱帶常綠闊葉林樣地的研究發(fā)現(xiàn),不同生境中土壤性質(zhì)的變異性達(dá)到顯著,凹凸度與海拔對土壤變異最具解釋能力;范夫靜等[10]依托6 hm2喀斯特植被樣地的研究發(fā)現(xiàn),多數(shù)土壤因子的空間分布規(guī)律相似。這些研究有助于深入認(rèn)識亞熱帶、熱帶常綠闊葉林土壤的空間變異特征,然而還不能滿足對亞熱帶常綠落葉闊葉混交林土壤空間變異特征的認(rèn)識,因而對此展開研究極為必要。

中亞熱帶山地植被以及亞熱帶低海拔基帶至垂直高度1800 m(秦嶺南坡)區(qū)域的植被往往因適應(yīng)低溫環(huán)境而出現(xiàn)不同程度的落葉,從而形成亞熱帶常綠落葉闊葉混交林[11- 12]。湖北西南部地區(qū)是華中地區(qū)最重要的天然林分布區(qū)之一,亞熱帶常綠落葉闊葉混交林是該地區(qū)最具代表性的森林類型,木林子國家級自然保護(hù)區(qū)是鄂西南亞熱帶常綠落葉闊葉混交林保存最完好的地區(qū)之一。本文以亞熱帶常綠落葉闊葉混交林為對象,建立森林動態(tài)監(jiān)測樣地——湖北木林子15 hm2樣地,結(jié)合地統(tǒng)計和多元統(tǒng)計方法分析該林區(qū)土壤因子的富集程度、空間格局、相關(guān)性與變異性等特征,以期為深入分析該森林的結(jié)構(gòu)、動態(tài)與多樣性維持機(jī)制奠定基礎(chǔ),為開展此類森林的生態(tài)系統(tǒng)經(jīng)營提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究地點

研究地點位于湖北木林子國家自然保護(hù)區(qū),該保護(hù)區(qū)位于湖北省西南部恩施州鶴峰縣境內(nèi),屬武陵山脈東北端的石門支脈,地理坐標(biāo)29°55′59″—30°10′47″ N,109°59′30″—110°17′58″ E,海拔范圍1100—2095.6 m,保護(hù)區(qū)面積20838 hm2。該地區(qū)屬中亞熱帶濕潤季風(fēng)氣候,年均氣溫15.5℃,絕對高溫39℃,絕對低溫-17.1℃,年均降水量1700—1900 mm,年均相對濕度82%,無霜期270—279 d。代表性植被類型為亞熱帶常綠落葉闊葉混交林,分布在海拔1300—1800 m范圍內(nèi),高海拔主要以落葉闊葉林為主。地帶性土壤為黃壤,高海拔區(qū)域分布山地黃壤。成土母質(zhì)為綠色砂頁巖、紫色砂頁巖和泥質(zhì)頁巖[13]。

2 研究方法

2.1 樣地概況

樣地建設(shè)于2013年12月至次年1月完成。在木林子國家級自然保護(hù)區(qū)的亞熱帶常綠落葉闊葉混交林內(nèi),按照熱帶林業(yè)科學(xué)中心(CTFS)的標(biāo)準(zhǔn)和技術(shù)規(guī)范[14],建立東西水平距離長300 m、南北長500 m的15 hm2固定樣地。采用實時動態(tài)測量儀(RTK)將15 hm2大樣地劃分為375個20 m×20 m的樣方,樣方4個角用水泥樁做永久標(biāo)記。每個20 m×20 m的樣方再細(xì)分為4個10 m×10 m和16個5 m×5 m的小樣方。

圖1 樣地地形特征Fig.1 The topographic characteristic of our plot

樣地的整體地勢自東北角向西南角逐漸抬升,無明顯斷崖與尖(圖1)。在20 m×20 m樣方水平上的海拔、坡度、凹凸度變化范圍分別為1583.4—1785.2 m、13.6°—39.6°、-17.4—14.4。樣地內(nèi)植被均為天然林,該區(qū)域在20世紀(jì)初期為附近居民主要的薪炭林區(qū),曾遭受一定程度的人為干擾。樣地內(nèi)植被特征如下[15]：胸徑≥1 cm的木本植物84189株,分屬于57科118屬237種;群落物種組成中最主要的科為殼斗科(Fagaceae)和山茶科(Theaceae);樣地內(nèi)重要值排名前10位的物種依次為翅柃(Euryaalata)、多脈青岡(Cyclobalanopsismultinervis)、川陜鵝耳櫪(Carpinusfargesiana)、小葉青岡(C．myrsinifolia)、石灰花楸(Sorbusfolgneri)、四照花(Cornuskousa)、錐栗(Castaneahenryi)、白櫟(Quercusfabri)、山礬(Symplocossumuntia)、光亮山礬(S．lucida);上層喬木以小葉青岡和多脈青岡為主,中、下層的翅柃個體數(shù)量最多,達(dá)到19667株;樣地內(nèi)稀有種比例極高,有116種,占物種總數(shù)的50.88%,個體數(shù)量僅占總個體數(shù)量的0.14%;樣地內(nèi)的取樣面積達(dá)到6 hm2時,1 cm和10 cm徑級的起測個體所包含的物種數(shù)均達(dá)到樣地總物種數(shù)的80%。重要值排名前6的物種空間分布格局如下[16]：翅柃主要分布在樣地的中部和東部,而海拔較高的樣地西部分布較少,多脈青岡、川陜鵝耳櫪和小葉青岡幾乎分布在整個樣地,石灰花楸和四照花分布范圍較廣但樣地東北部的山谷位置分布較少,均呈強(qiáng)烈的空間聚集格局。

2.2 土壤取樣與測定

土壤取樣時間為2014年8月。由于森林空間異質(zhì)性較強(qiáng),考慮到平均水平和統(tǒng)計上的需要,采用對角線取樣法進(jìn)行樣點布置,以每個20 m×20 m的樣方為單位,在樣方中心以及兩個10 m×10 m小樣方中心各取1鉆,即每個樣地鉆取3個樣本。森林土壤取樣深度的確定應(yīng)以植被因素為主要考慮,故選取表層0—15 cm土壤利用土鉆取樣,取樣前移除凋落物與石礫。運用四分法將各個樣地所鉆取的3個樣本篩選為1個最終樣本,帶回實驗室經(jīng)過自然風(fēng)干、碾磨、過篩等預(yù)處理后進(jìn)行土壤化學(xué)性質(zhì)測定,方法如下[17]：土壤pH值用電位法測定,土壤有機(jī)質(zhì)含量用重鉻酸鉀容量法測定,土壤有效氮含量用有效擴(kuò)散法測定,有效磷含量用雙酸法浸提-鉬銻抗比色法測定,有效鉀含量用乙酸銨浸提-火焰光度法測定,全氮含量用半微量凱氏定氮法測定,全磷含量用硫酸-高氯酸消解法測定。

2.3 數(shù)據(jù)處理

本研究通過計算原始數(shù)據(jù)均值、方差、變異系數(shù)、峰度、偏度了解土壤因子的基本特征。為避免信息重疊造成統(tǒng)計誤差,還使用偏相關(guān)分析控制協(xié)變量影響研究土壤因子間的真實相關(guān)性,并用主成分分析辨析各因子對土壤總體變異的貢獻(xiàn)能力。除在描述性統(tǒng)計中使用土壤原始數(shù)據(jù)之外,其余統(tǒng)計過程中均使用經(jīng)轉(zhuǎn)化后滿足正態(tài)分布的數(shù)據(jù),利用Shapiro-Wilk法進(jìn)行正態(tài)性檢驗。土壤因子的描述性統(tǒng)計、數(shù)據(jù)預(yù)轉(zhuǎn)化、Shapiro-Wilk正態(tài)性檢驗、偏相關(guān)分析及其顯著性檢測、主成分分析、克里格差值地圖的繪制在R(3.1.1)軟件中的“ggm”、“multcomp”、“vegan”、“sgeostat”包中進(jìn)行。

使用半方差分析和基于Moran′s I系數(shù)的空間自相關(guān)分析兩種地統(tǒng)計方法對土壤空間變異特征進(jìn)行研究,在GS +(version 9.0)軟件中完成。半方差分析是地統(tǒng)計學(xué)中研究因子空間變異的方法,用來表示區(qū)域化變量的空間依賴性,并能夠利用函數(shù)擬合的方法準(zhǔn)確地歸納變異特征,并可作為預(yù)測手段使用[18]。其公式如下：

式中,γ(h)為滯后距離為h的半方差函數(shù),N(h)為相距h的樣點對數(shù)量,Zi和Zi+h分別為區(qū)域化變量Z在位置i和i+h處的實測值。該式滯后距離設(shè)定在不超過最大取樣間隔的1/2內(nèi)才有意義。塊金值(C0)、基臺值(C0+C)和變程(A)為半方差分析的重要參數(shù)。塊金值表示變量在滯后距離很小時的變異程度,變程表示半方差達(dá)到基臺值的樣本間距,用來衡量空間自相關(guān)發(fā)生的范圍?；_值為半方差值隨滯后距離增加達(dá)到穩(wěn)定時對應(yīng)的值,是區(qū)域化變量總體特征的體現(xiàn)。塊基比用來表示空間變異程度,若比例<25%,說明變量具有強(qiáng)烈的空間自相關(guān)性,在25%—75%之間,變量具有中等的空間自相關(guān); >75%時,變量具有微弱的空間自相關(guān)。分形維數(shù)(D)可以提供被研究對象空間格局的尺度及層次性和空間異質(zhì)性在不同尺度間的相互關(guān)系等方面的信息。分形維數(shù)越小,空間格局的空間依賴性就越強(qiáng),結(jié)構(gòu)越好,空間格局相對簡單。根據(jù)殘差平方和(RSS)與回歸系數(shù)(R2)的大小判斷模型擬合能力[19]。

此外,使用基于Moran′s I系數(shù)的空間自相關(guān)分析旨在進(jìn)一步探究土壤因子空間分布的尺度效應(yīng)。該系數(shù)旨在衡量鄰面積單元上單元屬性值的相似程度,是生態(tài)學(xué)研究中對于空間自相關(guān)變量的常用測度,其優(yōu)勢體現(xiàn)在對于自相關(guān)的正負(fù)關(guān)系能有所區(qū)分,并且研究尺度不同于半方差分析,并不受限于最大取樣間隔的一半。其計算公式如下：

式中,I(h)為滯后距離為h的自相關(guān)函數(shù),其余參數(shù)含義同上。空間自相關(guān)分析中的Moran′s I系數(shù)大于0表示正的空間自相關(guān),反映相似的屬性在相鄰區(qū)域存在空間聚集。該系數(shù)小于0表示負(fù)的空間自相關(guān),反映差異性的屬性在相鄰區(qū)域存在空間聚集。該系數(shù)等于0表示無空間自相關(guān),即變量在相鄰區(qū)域隨機(jī)分布。

3 結(jié)果

3.1 亞熱帶常綠落葉闊葉混交林大樣地內(nèi)土壤因子的基本特征

土壤因子的描述性統(tǒng)計參數(shù)如表1顯示。土壤因子的變異系數(shù)介于0.05與0.34之間。pH的變異系數(shù)最低(0.05),為弱度變異。全磷、有效磷變異系數(shù)最高(分別為0.29和0.34),為中度變異。土壤有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷含量均值分別為9.86%、6.26 g/kg、0.56 g/kg,土壤有效磷、有效鉀、有效氮含量均值分別為0.35、150.1、307.49 mg/kg,pH均值為4.33,酸性較強(qiáng)。

表1 土壤因子的描述性統(tǒng)計特征

OM: Organic matter; AK: Available K; TP: Total P; AN: Available N; TN: Total N; AP: Available P

3.2 亞熱帶常綠落葉闊葉混交林大樣地內(nèi)土壤因子的空間變異特征分析3.2.1 大樣地內(nèi)不同土壤因子空間變化的半方差分析

半方差函數(shù)的擬合參數(shù)如表2所示。所有土壤因子的半方差函數(shù)擬合結(jié)果均具有高決定系數(shù)和低殘差平方和。各土壤因子的變程如下：pH(180 m)>全磷(160 m)>有效氮(158 m)>全氮(118 m)>有機(jī)質(zhì)(107 m)>有效磷(93 m)>有效鉀(50 m)。土壤因子的塊基比值范圍為0.14—0.69,全磷的塊基比值最小,呈強(qiáng)烈空間自相關(guān),其余因子均為中度空間自相關(guān)。各因子分維數(shù)大小順序：有效鉀(1.96)>有效磷(1.94)>有機(jī)質(zhì)(1.93)>全氮(1.91)>有效氮(1.88)>全磷(1.84)>pH(1.83)。

表2 土壤因子半方差函數(shù)參數(shù)模擬

①: 自然對數(shù)Natural logarithm; ②: 平方根 Square root; Ⅰ: 指數(shù)模型 Exponential model; Ⅱ: 高斯模型 Gaussian model

3.2.2 大樣地內(nèi)不同土壤因子的空間分布

樣地內(nèi)不同土壤因子的空間分布格局存在差異(圖2)?？傮w來說,土壤pH在樣地內(nèi)呈現(xiàn)西高東低,全氮、有效氮、有效磷含量東高西低,全磷含量西北角低,東南角高。有機(jī)質(zhì)含量在樣地西北與東南含量低。有效鉀呈“島”狀分布,連續(xù)性差、破碎性高。所有土壤因子在樣地中點以北50 m處與其東北區(qū)域土壤相似性高,卻與其西北或東南區(qū)域的土壤差異性強(qiáng)。

3.2.3 大樣地內(nèi)不同土壤因子的空間自相關(guān)分析

基于Moran′s I系數(shù)的空間自相關(guān)分析顯示(圖3),在0—80 m滯后距離內(nèi),所有土壤因子該系數(shù)隨距離增加而大幅度降低, 各土壤因子的Moran′s I系數(shù)最大值均出現(xiàn)在短滯后距上,全磷該值最高(0.513)。在80—170 m滯后距離中,除了有效磷的該系數(shù)存在較大波動以外,其余土壤因子該系數(shù)均小幅降低或無明顯變化。在170 m滯后距離外,全磷該系數(shù)隨距離增加遞減為負(fù),有效鉀的Moran′s I系數(shù)在0值附近穩(wěn)定,其余因子該系數(shù)在0附近呈現(xiàn)先下降、再上升、再下降的小幅波動。各土壤因子Moran′s I系數(shù)雖然在一定滯后距離內(nèi)均存在明顯下降,然而數(shù)值接近于0時的滯后距離為：全磷(220 m)>有效氮(170 m)>pH(140 m)>全氮(110 m)>有機(jī)質(zhì)(85 m)>有效磷(83 m)>有效鉀(55 m)。

圖2 樣地土壤因子空間分布地圖Fig.2 The spatial distribution maps of soil factors across our plot

圖3 Moran′s I空間自相關(guān)分析Fig.3 The spatial autocorrelation analysis by Moran′s I

3.3 亞熱帶常綠落葉闊葉混交林大樣地內(nèi)土壤因子間的偏相關(guān)分析

大樣地內(nèi)不同土壤因子間的偏相關(guān)分析結(jié)果顯示(圖4),14對土壤因子之間的偏相關(guān)系數(shù)達(dá)到顯著(P<0.05)。土壤全磷與其余因子的偏相關(guān)系數(shù)均達(dá)到顯著,與pH、有機(jī)質(zhì)存在顯著負(fù)相關(guān),與其余土壤因子存在顯著正相關(guān)。而有效磷則僅與全磷存在顯著正相關(guān)。除此之外,有效鉀與有機(jī)質(zhì)、pH,有效氮與pH、全氮之間存在顯著正相關(guān),pH還與有機(jī)質(zhì)、全氮存在顯著負(fù)相關(guān),全氮與有機(jī)質(zhì)存在顯著正相關(guān)。

圖4 土壤因子偏相關(guān)分析Fig.4 The partial correlation analysis of soil factors 圖中灰色與黑色分別對應(yīng)正相關(guān)與負(fù)相關(guān),虛線與實線分別表示顯著水平：P<0.05和P<0.01

3.4 亞熱帶常綠落葉闊葉混交林大樣地內(nèi)土壤因子的主成分分析

主成分分析中,前3個主成分的特征根大于1,共能代表72.8%的土壤變異(分別為42.2%、16.0%、14.6%),可反映主要的土壤變異特征。土壤全磷、有效氮、全氮在第一主成分上載荷量最大(表3),分別為2.27、2.09、2.05,即第一主成分主要反映這三個因子的變化。土壤有效磷和pH在第二主成分上的載荷值最大,分別為1.50和-1.47,即第二主成分主要反映這兩個因子的變化。土壤有效磷在第三主成分上的載荷值最大 (1.70),說明第三主成分主要反映有效磷的變化。

4 討論與分析

4.1 土壤因子的基本特征

根據(jù)全國第二次土壤普查分類標(biāo)準(zhǔn)[20],鄂西南亞熱帶常綠落葉闊葉混交林大樣地內(nèi)土壤有機(jī)質(zhì)、全氮、有效氮平均含量達(dá)到一級(極豐富),有效鉀含量達(dá)到二級(豐富),全磷均值屬于五級(虧缺),有效磷屬于六級(極虧缺)。研究區(qū)常綠落葉闊葉混交林土壤因子的基本特征與其他亞熱帶、熱帶季風(fēng)森林有所不同。與廣西常綠落葉闊葉混交林土壤相比[21],研究區(qū)土壤pH值、全磷、有效磷、有效氮含量均值低于廣西木論常綠落葉闊葉混交林水平,有機(jī)質(zhì)相似,全氮、有效鉀相對更高。與海南熱帶山地雨林土壤相比[22],研究區(qū)土壤有效磷含量較低,pH值相似,其余養(yǎng)分含量均較高。與浙江常綠闊葉林土壤相比[9],本研究區(qū)土壤pH值與其相似,全氮相對更高,全磷更低?？傮w來說,鄂西南亞熱帶常綠落葉闊葉混交林土壤酸性強(qiáng),有機(jī)質(zhì)、全氮、有效氮、有效鉀豐富,而全磷、有效磷虧缺。

表3 土壤因子主成分分析

各主成分上高載荷的參數(shù)加粗

4.2 土壤因子的空間異質(zhì)性

本文使用半方差擬合與基于Moran′s I系數(shù)的空間自相關(guān)分析對土壤的空間特征進(jìn)行研究取得了良好的效果。半方差模型對土壤空間變異具有極高的擬合度,表明研究區(qū)土壤具有良好的空間結(jié)構(gòu)。pH具有最大的變程與最小的分形維數(shù)與變異系數(shù),表明其空間格局簡單,連續(xù)性強(qiáng)。該結(jié)果與廣西及貴州常綠落葉闊葉混交林的同類研究相比具有相同點與不同點[21- 23]：相同點在于均發(fā)現(xiàn)土壤pH的變異系數(shù)相對其他因子較低,不同點在于本文發(fā)現(xiàn)土壤pH的半方差變程最大,而廣西與貴州同類森林中土壤pH較其他因子的半方差擬合的變程相對較小。上述相同之處表明,相比其余土壤因子,pH不易受其他因素影響。有關(guān)研究表明[24],僅有少數(shù)高程因子對土壤pH分布存在影響,但是其他土壤因子受到高程因子、立地因子、土地利用方式等多個因素的耦合影響。上述不同點與喀斯特生態(tài)系統(tǒng)具有獨特的二元水文結(jié)構(gòu)及復(fù)雜的微生境有關(guān),生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)與功能對土壤空間分布格局產(chǎn)生重要影響。土壤有效鉀具有最小的變程與最大的分形維數(shù),表明有效鉀的空間格局復(fù)雜,在不同尺度下具有不同的格局,與天目山常綠闊葉林的有關(guān)研究發(fā)現(xiàn)一致[25]。半方差變程與Moran′s I正值區(qū)間相似,均顯示全磷、有效氮、pH在較大的空間范圍內(nèi)存在自相關(guān),全氮、有機(jī)質(zhì)、有效磷在中等的空間范圍內(nèi)存在自相關(guān),有效鉀在較小的空間范圍內(nèi)存在自相關(guān)。此外,根據(jù)Moran′s I系數(shù)的尺度效應(yīng)特征以及半方差塊基比值均可得出全磷變異主要受到結(jié)構(gòu)因素影響,而其余因子還受隨機(jī)因素影響,與浙江天童常綠闊葉林的有關(guān)研究一致[9]。

影響土壤空間變異的結(jié)構(gòu)因素為母質(zhì)、氣候、地形等自然地理要素,隨機(jī)因素則為取樣設(shè)計、測定誤差與干擾等人為原因。有研究表明,氣候與母質(zhì)因素往往在大、中空間尺度中存在差異,地形是造成小尺度上土壤因子空間變異的根本結(jié)構(gòu)因素[26-27]。微環(huán)境受局部地形條件支配,生態(tài)系統(tǒng)各組分之間的物質(zhì)、能量再分配均與之關(guān)聯(lián)。樣地東側(cè)的土壤養(yǎng)分較為富集,可能與地形條件有關(guān)。西側(cè)處于上坡位的高地,東側(cè)處于下坡位的洼地,降水沖刷使養(yǎng)分易隨地表徑流向地勢低洼處積累。此外,樣地內(nèi)地勢起伏較小,相鄰區(qū)域相似的微生境造成土壤因子的分布普遍存在空間自相關(guān),不同土壤因子的空間變異特征呈現(xiàn)出不同的尺度效應(yīng),說明土壤受到多種空間異質(zhì)性不同的環(huán)境因子(如坡向、凹凸度、林冠郁閉度)的綜合影響,具體機(jī)制還需進(jìn)一步研究。此外,樣地雖然設(shè)在保護(hù)區(qū)內(nèi),但保護(hù)區(qū)成立于1995年,該區(qū)域在20世紀(jì)初期曾遭受一定程度的人為采伐。生態(tài)系統(tǒng)雖然具備一定的自我調(diào)節(jié)功能,但人為干擾對于土壤性質(zhì)的影響深遠(yuǎn),受損的生態(tài)系統(tǒng)在恢復(fù)過程中極易受隨機(jī)因素影響[28]。

4.3 土壤因子的相關(guān)性與變異性

土壤酸堿度與有機(jī)質(zhì)是導(dǎo)致土壤其他特征變異的根本原因之一。土壤有機(jī)質(zhì)與各養(yǎng)分因子的偏相關(guān)程度可以作為判斷后者來源的依據(jù)。本研究中,土壤全氮、有效氮、有效鉀均與有機(jī)質(zhì)呈顯著正相關(guān),說明有機(jī)質(zhì)分解是以上養(yǎng)分的主要來源之一。土壤全磷、有效磷與有機(jī)質(zhì)并無顯著正相關(guān),這說明本研究區(qū)土壤磷元素多以無機(jī)態(tài)存在,可能主要來源于土壤母質(zhì),其富集程度受母質(zhì)類型與成土作用影響。此外,除了有效磷,其余土壤因子均與pH顯著相關(guān),而pH的變異程度最弱,可能是土壤養(yǎng)分的轉(zhuǎn)化與釋放等多個過程對pH變化具有敏感的響應(yīng)。

主成分為少量互不相關(guān)卻能反映主要變異特征的綜合變量,本文發(fā)現(xiàn)兩個主成分均主要反映土壤有效磷的變異特征,反映其復(fù)雜的影響因素。由于全磷在第一主成分上載荷量最大,全磷是唯一與其余因子偏相關(guān)均為顯著的土壤因子,此外,土壤磷元素虧缺,可能是植物生長發(fā)育的限制因子。綜上所述,可以認(rèn)為全磷對于研究區(qū)土壤的綜合變異最具代表性。

5 結(jié)論

湖北木林子常綠落葉闊葉混交林土壤酸性較強(qiáng),除了磷素虧缺外其余養(yǎng)分富集程度高;土壤的整體變異不強(qiáng)烈,空間分布具有明顯的自相關(guān)特征;除了土壤有效磷以外,其余的土壤因子之間存在較為普遍的相互聯(lián)系;土壤全磷對于土壤的綜合變異最具代表性。

[1] Lin H S, Wheeler D, Bell J, Wilding L. Assessment of soil spatial variability at multiple scales. Ecological Modelling, 2005, 182(3/4): 271- 290.

[2] Parker S S, Seabloom E W, Schimel J P. Grassland community composition drives small-scale spatial patterns in soil properties and processes. Geoderma, 2012, 170: 269- 279.

[3] Turrión M B, López O, Lafuente F, Mulas R, Ruipérez C, Puyo A. Soil phosphorus forms as quality indicators of soils under different vegetation covers. Science of the Total Environment, 2007, 378(1/2): 195- 198.

[4] Umali B P, Oliver D P, Forrester S, Chittleborough D J, Hutson J L, Kookana R S, Ostendorf B. The effect of terrain and management on the spatial variability of soil properties in an apple orchard. Catena, 2012, 93: 38- 48.

[5] Jackson R D, Bell M M, Gratton C. Assessing ecosystem variance at different scales to generalize about pasture management in southern Wisconsin. Agriculture, Ecosystems & Environment, 2007, 122(4): 471- 478.

[6] 李旭, 王海燕, 丁國棟, 劉玲, 任麗娜, 楊曉娟. 華北土石山區(qū)森林土壤養(yǎng)分空間變異研究. 干旱區(qū)資源與環(huán)境, 2014, 28(6): 136- 142.

[7] 郭曉偉, 駱土壽, 李意德, 許涵, 陳德祥, 林明獻(xiàn), 周璋, 楊懷. 海南尖峰嶺熱帶山地雨林土壤有機(jī)碳密度空間分布特征. 生態(tài)學(xué)報, 2015, 35(23): 7878- 7886.

[8] 張儷文. 環(huán)境空間異質(zhì)性對物種空間分布和群落結(jié)構(gòu)的影響[D]. 北京: 中國科學(xué)院研究生院, 2010.

[9] 張娜, 王希華, 鄭澤梅, 馬遵平, 楊慶松, 方曉峰, 謝玉彬. 浙江天童常綠闊葉林土壤的空間異質(zhì)性及其與地形的關(guān)系. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報, 2012, 23(9): 2361- 2369.

[10] 范夫靜, 宋同清, 黃國勤, 曾馥平, 彭晚霞, 杜虎, 鹿士楊, 時偉偉, 譚秋錦. 西南峽谷型喀斯特坡地土壤養(yǎng)分的空間變異特征. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報, 2014, 25(1): 92- 98.

[11] 中國植被編輯委員會. 中國植被. 北京: 科學(xué)出版社, 1980: 279- 282.

[12] 黃永濤, 姚蘭, 艾訓(xùn)儒, 呂世安, 丁易. 鄂西南兩個自然保護(hù)區(qū)亞熱帶常綠落葉闊葉混交林類型及其常綠和落葉物種組成結(jié)構(gòu)分析. 植物生態(tài)學(xué)報, 2015, 39(10): 990- 002.

[13] 葛繼穩(wěn), 胡鴻興, 李博. 湖北木林子自然保護(hù)區(qū)森林生物多樣性研究. 北京: 科學(xué)出版社, 2009.

[14] Condit R. Tropical forest census plots: methods and results from Barro Colorado Island, Panama and a comparison with other plots. Berlin: Springer Science & Business Media, 1998.

[15] 姚蘭, 崔國發(fā), 易詠梅, 黃永濤, 馮廣, 劉峻城, 艾訓(xùn)儒. 湖北木林子保護(hù)區(qū)大樣地的木本植物多樣性. 林業(yè)科學(xué), 2016, 52(1): 1- 9.

[16] 姚蘭. 湖北木林子保護(hù)區(qū)15 hm2大樣地森林群落結(jié)構(gòu)及多樣性[D]. 北京: 北京林業(yè)大學(xué), 2016.

[17] 中國科學(xué)院南京土壤研究所. 土壤理化分析. 上海: 上?？茖W(xué)技術(shù)出版社, 1978.

[18] Goovaerts P. Geostatistics in soil science: state-of-the-art and perspectives. Geoderma, 1999, 89(1/2): 1- 45.

[19] Trangmar B B, Yost R S, Uehara G. Application of geostatistics to spatial studies of soil properties. Advances in Agronomy, 1986, 38: 45- 94.

[20] 全國土壤普查辦公室. 中國土壤. 北京: 中國農(nóng)業(yè)出版社, 1998.

[21] 劉璐, 曾馥平, 宋同清, 彭晚霞, 王克林, 覃文更, 譚衛(wèi)寧. 喀斯特木論自然保護(hù)區(qū)土壤養(yǎng)分的空間變異特征. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報, 2010, 21(7): 1667- 1673.

[22] 許涵, 李意德, 駱土壽. 海南尖峰嶺熱帶山地雨林——群落特征、樹種及其分布格局. 北京: 中國林業(yè)出版社, 2015.

[23] 張忠華, 胡剛, 祝介東, 倪健. 喀斯特森林土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性及其對樹種分布的影響. 植物生態(tài)學(xué)報, 2011, 35(10): 1038- 1049.

[24] 張偉, 陳洪松, 王克林, 蘇以榮, 張繼光, 易愛軍. 喀斯特峰叢洼地土壤養(yǎng)分空間分異特征及影響因子分析. 中國農(nóng)業(yè)科學(xué), 2006, 39(9): 1828- 1835.

[25] 杜華強(qiáng), 湯孟平, 崔瑞蕊. 天目山常綠闊葉林土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性. 浙江農(nóng)林大學(xué)學(xué)報, 2011, 28(4): 562- 568.

[26] Tateno R, Takeda H. Forest structure and tree species distribution in relation to topography-mediated heterogeneity of soil nitrogen and light at the forest floor. Ecological Research, 2003, 18(5): 559- 571.

[27] Schwanghart W, Jarmer T. Linking spatial patterns of soil organic carbon to topography-a case study from south-eastern Spain. Geomorphology, 2011, 126(1/2): 252- 263.

[28] Grieve I C. Human impacts on soil properties and their implications for the sensitivity of soil systems in Scotland. Catena, 2001, 42(2/4): 361- 374.

Analysis of soil spatial variability in a subtropical evergreen and deciduous broad-leaved mixed forest in southwest Hubei Province

FENG Guang1, YAO Lan1,2,*, AI Xunru1, HUANG Jihong3,4, LU Xinghui3,4, DING Yi3,4, ZANG Runguo3,4

1SchoolofForestryandHorticulture,HubeiUniversityforNationalities,Enshi445000,China2SchoolofNaturalConservation,BeijingForestryUniversity,Beijing100083,China3InstituteofForestEcology,EnvironmentandProtection,ChineseAcademyofForestry,KeyLaboratoryofForestEcologyandEnvironmentoftheStateForestryAdministration,Beijing100091,China4Co-InnovationCenterforSustainableForestryinSouthernChina,NanjingForestryUniversity,Nanjing210037,China

A large forest dynamics plot (FDP) is an important platform for monitoring dynamics of forest biodiversity and ecological factors. Research on soil spatial variability in large FDPs has aided in the elucidation of mechanisms of biodiversity maintenance in forests. In this study, we detected soil spatial variability in subtropical evergreen and deciduous broad-leaved mixed forests in a 15-hm2FDP in Mulinzi National Natural Reserve, Hubei Province. Based on measurements of seven soil chemical properties, including AN, AP, AK, TN, TP, OM, and pH from each 400-m2subplot, we analyzed the spatial pattern, structure, variability, and correlation of soil factors by using geostatistics and multiple statistics. Our results indicated that 1) The soil was low in pH and abundant in OM, TN, AN, and AK. However, AP and TP were insufficient. 2) Distribution patterns for soil factors fit semi-variogram analysis models with high R2values. Soil AN, TN, AP, and TP were generally higher in the eastern portion of the plot, whereas pH was higher in the western portion. OM was insufficient in northwestern and southeastern portions. The distribution pattern of AK was fragmented and patchy. Soil pH presented a simple spatial pattern with the longest semi-variogram range (180 m) and the lowest fractal dimension (1.83). In contrast, AK presented a complex spatial pattern with the shortest range (50 m) and the highest fractal dimension (1.96). 3) Significant correlations were found between 14 pairs of factors. TP was significantly correlated with all the others. Spatial autocorrelations were found in all factors. TP, with the lowest nugget-sill ratio (0.14), had strong spatial autocorrelation, which was primarily affected by structure factors. The other factors, with a ratio range from 0.32 to 0.69, exhibited moderate spatial autocorrelations, which were primarily affected by the joint effect of structure and stochastic factors. 4) The coefficient of variation (CV) ranged from 0.05 to 0.34. pH had the lowest CV (0.05), whereas AP and TP exhibited moderate variability and had the highest CV (0.34 and 0.29, respectively). We concluded that: 1) The soil was acidic and rich in nutrients, except for the lack of P; 2) The soil exhibited a significant distribution of autocorrelations and weak variation; 3) Overall, soil factors are correlated with each other, except for AP; and 4) TP was the most representative factor for overall soil variation.

deciduous and evergreen broad-leaved mixed forest; forest dynamics plot; soil variability; semi-variogram analysis; moran′s I

湖北省林學(xué)重點(特色)學(xué)科及楚天學(xué)者計劃資助項目(2013XKJS_10517);湖北省教育廳重點資助項目(D20122901);湖北民族學(xué)院研究生學(xué)位論文培優(yōu)基金資助項目(PY201507)

2015- 12- 08;

2016- 06- 06

10.5846/stxb201512082453

*通訊作者Corresponding author.E-mail: hbmyyl@163.com

馮廣,姚蘭,艾訓(xùn)儒,黃繼紅,路興慧,丁易,臧潤國.鄂西南亞熱帶常綠落葉闊葉混交林土壤空間異質(zhì)性.生態(tài)學(xué)報,2016,36(23):7635- 7643.

Feng G, Yao L, Ai X R, Huang J H, Lu X H, Ding Y, Zang R G.Analysis of soil spatial variability in a subtropical evergreen and deciduous broad-leaved mixed forest in southwest Hubei Province.Acta Ecologica Sinica,2016,36(23):7635- 7643.