太岳山植物群落土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性及其對(duì)植被分布的影響

趙倩， 李婷婷， 張欽弟

山西師范大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院， 山西 臨汾 041000

土壤是植被賴以生存的基礎(chǔ)和前提[1，2].土壤養(yǎng)分狀況是植物營(yíng)養(yǎng)的主要來(lái)源.由于受到地形、氣候、原土母質(zhì)等多方面因素的影響[3]，土壤養(yǎng)分在空間分布上存在一定差異，并且由于植被對(duì)土壤資源的偏好利用和生態(tài)位的分化[4]，使得土壤養(yǎng)分的組成和空間分布差異可以直接影響和調(diào)控植被的物種組成、群落構(gòu)建和生物量格局[5，6].因此，研究土壤養(yǎng)分的空間分異特征，不僅可以進(jìn)一步了解土壤的養(yǎng)分組成和分布規(guī)律[7]，還可以闡明植被與土壤養(yǎng)分之間的關(guān)系，為生態(tài)系統(tǒng)植被恢復(fù)提供合理化建議.

太岳山是山西省最大的國(guó)家級(jí)森林公園，其野生動(dòng)植物豐富，種類(lèi)繁多.為合理保護(hù)該區(qū)的自然資源，近年來(lái)已有許多學(xué)者對(duì)該區(qū)的植被及土壤條件進(jìn)行研究，如張甍等研究了太岳山植被的空間隨海拔的空間格局分析[8]；馬曉勇等研究了太岳山群落的物種多樣性[9].而該區(qū)土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性及其對(duì)植被分布的影響研究卻相對(duì)較少，本文采取典型的地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法——半方差函數(shù)來(lái)研究該區(qū)土壤養(yǎng)分的空間分布差異，并通過(guò)典范對(duì)應(yīng)分析表征典型植被與土壤養(yǎng)分分布的相關(guān)關(guān)系，為太岳山植被多樣性保護(hù)和資源恢復(fù)提供科學(xué)依據(jù).

1 研究地概況和研究方法

1.1 研究地概況

太岳山國(guó)家級(jí)森林公園位于山西腹地，動(dòng)植物資源豐富，是山西省最大的國(guó)家級(jí)森林公園.研究樣地選取太岳山南端山脈興唐寺林場(chǎng)(111°40′～ 112°21′E，36°21′～36°45′N(xiāo))，海拔范圍600 m～1 450 m.屬暖溫帶季風(fēng)氣候，雨熱同期，年平均氣溫為9.3 ℃～12.3 ℃，年降水量約500 mm～700 mm[10].樣地內(nèi)主要物種包括：遼東櫟(Quercuswutaishanica)、白樺(BetutaplatypHylla)、油松(Pinustabuliformis)、鵝耳櫪(Carpinusturczaninowii)、色木槭(Acermono)和野山楂(Cartaeguscuneata)[6].

1.2 樣地布置和土樣采集

2014年7月，在太岳山保護(hù)區(qū)興唐寺林場(chǎng)內(nèi)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)調(diào)查和取樣.選擇具有代表性的林地(海拔1 747.1 m～1 873 m)建立一個(gè)4×104m2的固定監(jiān)測(cè)樣地.并用全站儀(GTS-102N, Topcon Corporation, Tokyo, Japan)將樣地劃分成100個(gè)20 m×20 m的小樣方，在每個(gè)小樣方按照五點(diǎn)取樣法采集土樣[6].具體采集方法為0 m～0.6 m內(nèi)每0.2 m進(jìn)行一次土壤樣品的采集，最后將分層土樣按1∶1∶1均勻混合，用以土壤元素的測(cè)定，土壤元素的測(cè)定采用袁楠[11]的方法，測(cè)定如下指標(biāo).

表1 土壤因子的測(cè)定方法[6]Tab.1 Method for determination of soil factors[6]

1.3 數(shù)據(jù)處理

1.3.1 半方差函數(shù)

由于土壤養(yǎng)分描述性統(tǒng)計(jì)只能說(shuō)明養(yǎng)分含量的基本狀況，無(wú)法明確土壤養(yǎng)分在空間結(jié)構(gòu)上的隨機(jī)性、相關(guān)性和獨(dú)立性[12]，因此需要采取地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法來(lái)對(duì)土壤養(yǎng)分含量的空間異質(zhì)性進(jìn)行進(jìn)一步的研究[13].半方差函數(shù)是地統(tǒng)計(jì)學(xué)中研究土壤空間異質(zhì)性的常用函數(shù).本文采用半方差函數(shù)對(duì)該區(qū)土壤養(yǎng)分分布特征進(jìn)行表征，為使實(shí)驗(yàn)結(jié)果更加簡(jiǎn)明清晰，在運(yùn)算前對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換[14].

其中，r(h)是半方差函數(shù)值；h為樣點(diǎn)間的距離叫作步長(zhǎng)；N(h)代表樣點(diǎn)距離為h時(shí)的點(diǎn)對(duì)總數(shù)；Z(xi)和Z(xi+h)分別表示系統(tǒng)屬性樣點(diǎn)Z在位置xi和xi+h的測(cè)量值[6,15].半方差函數(shù)的運(yùn)算在地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件(GS+Version 7.0)中進(jìn)行.

1.3.2 典范相關(guān)分析

典范對(duì)應(yīng)分析CCA(Canonical Correspondence analysis)用來(lái)表征該區(qū)植被群落與土壤養(yǎng)分之間的相關(guān)關(guān)系.CCA分析在軟件Canoco 4.5中完成.

2 結(jié)果

2.1 土壤養(yǎng)分的描述性統(tǒng)計(jì)

表2表示該區(qū)土壤養(yǎng)分的基本含量狀況.從表中可以看出，土壤pH在7.28～8.46間、有機(jī)質(zhì)含量為3.79～24.6、全氮含量0.224～0.79、全磷含量0.49～2.53、堿解氮12.89～40.37、有效磷3.5～19.5、速效鉀12.23～65.90.研究發(fā)現(xiàn)該區(qū)各土壤元素的變異系數(shù)在27.37～56.35之間，呈現(xiàn)中等程度的變異，其中，變異程度最小的為pH，變異程度最大的是有機(jī)質(zhì).各土壤養(yǎng)分指標(biāo)的變異程度排序?yàn)椋河袡C(jī)質(zhì)>速效鉀>有效磷>堿解氮>全氮>全磷>pH.

2.2 土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性

全部土壤養(yǎng)分指標(biāo)經(jīng)卡方檢驗(yàn)后均滿足對(duì)數(shù)正太分布，不會(huì)影響半方差函數(shù)的精確性，其中塊金值(Co)表示土壤養(yǎng)分在空間分布上無(wú)法解釋的隨機(jī)性[16]，導(dǎo)致這種無(wú)法解釋的隨機(jī)性的原因可能是實(shí)驗(yàn)誤差.基臺(tái)值(Co +C)表示研究尺度上空間變異的程度.塊基比Co /(Co +C)表示隨機(jī)性在總空間變異中所占的比例[17].一般情況下，塊基比小于25 %時(shí)，表明土壤養(yǎng)分各指標(biāo)具有較強(qiáng)的空間自相關(guān)；塊基比在25 %～75 %之間時(shí)，具備中等程度的空間自相關(guān)；大于75 %則表示其自相關(guān)程度相對(duì)較弱[18].

表2 研究樣地土壤營(yíng)養(yǎng)成分的描述性統(tǒng)計(jì)[6]Tab.2 Descriptive statistics of soil nutrients in study area[6]

從表3可以看出，該區(qū)各指標(biāo)的塊金值都比較小，說(shuō)明該區(qū)土壤養(yǎng)分受隨機(jī)性影響不大.土壤pH、有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷、堿解氮、有效磷的塊基比均小于25 %，說(shuō)明這6種土壤因子空間自相關(guān)性強(qiáng)，可能是成土母質(zhì)、氣候、地形等的系統(tǒng)變異導(dǎo)致的，而速效鉀塊基比高達(dá)89.25 %.其中，pH值符合高斯模型、有機(jī)質(zhì)、全氮、堿解氮符合球狀模型，全磷和有效磷符合指數(shù)模型，速效鉀符合線性模型.根據(jù)決定系數(shù)R2和殘差RSS顯示，這些模型擬合程度很高[6].說(shuō)明，其能較好地反映土壤養(yǎng)分的空間分異狀況[19].

表3 研究區(qū)土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)模型及地統(tǒng)計(jì)學(xué)參數(shù)[6]Tab.3 Soil nutrient semivariogram function model and geostatistical parameters in study area[6]

圖1表示土壤因子半方差函數(shù)圖，除速效鉀和有機(jī)質(zhì)外，其余5種土壤因子的擬合線都經(jīng)過(guò)原點(diǎn).并且除速效鉀外，其余土壤養(yǎng)分指標(biāo)的半方差值均隨步長(zhǎng)距離的增加而增大，隨后漸漸趨于平穩(wěn)，這說(shuō)明土壤養(yǎng)分各指標(biāo)之間隨著空間尺度的增大，空間自相關(guān)逐漸減弱，當(dāng)達(dá)到一定程度時(shí)則在保持空間上的相互獨(dú)立[20].

2.3 植被群落與土壤養(yǎng)分的相關(guān)性

圖2中CCA排序圖表示植被群落與土壤養(yǎng)分之間的相關(guān)關(guān)系.CCA排序前，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行DCA(Detrended Correspondence analysis)排序分析，排序結(jié)果第一軸大于3，表明CCA排序方法更適合植被群落與土壤養(yǎng)分之間的相關(guān)性研究.最終分析結(jié)果表示，油松與土壤全氮和土壤中的有機(jī)質(zhì)呈正相關(guān)關(guān)系，野山楂、遼東櫟和土壤有效磷、pH負(fù)相關(guān)關(guān)系，和速效鉀呈正相關(guān)關(guān)系，白樺和有效磷呈正相關(guān)關(guān)系，鵝耳櫪與土壤堿解氮呈正相關(guān)關(guān)系.

圖1 研究區(qū)土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)圖
Fig.1 Semi-variance function diagram of soil nutrient in study area

3 結(jié)論和討論

(1)土壤養(yǎng)分的空間分異是多方面因素綜合作用的結(jié)果.充分了解太岳山土壤養(yǎng)分的空間分布狀況是該地區(qū)生態(tài)環(huán)境保護(hù)的前提.本文對(duì)太岳山南端山脈的土壤養(yǎng)分狀況進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述研究.了解到該地區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷、堿解氮、有效磷、速效鉀等均表現(xiàn)為中等程度的變異(27.37

(2)通過(guò)半方差函數(shù)對(duì)該區(qū)土壤養(yǎng)分狀況進(jìn)行良好的擬合.研究發(fā)現(xiàn)土壤pH、有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷、堿解氮、有效磷均表現(xiàn)出較強(qiáng)的空間自相關(guān).說(shuō)明這幾種土壤因子更易受到地形、成土母質(zhì)、植被凋落物堆積、氣候變化等的影響[21]，這幾種土壤因子的空間分布研究不能忽略小尺度格局對(duì)其產(chǎn)生的影響[22]，而速效鉀的空間自相關(guān)性較弱，說(shuō)明其隨機(jī)性更大.產(chǎn)生隨機(jī)性的原因可能是實(shí)驗(yàn)過(guò)程存在的誤差，也有可能是土壤因子的自變異導(dǎo)致的，而這種空間異質(zhì)性可以影響植被物種的空間分布，降低物種間的資源競(jìng)爭(zhēng)，豐富群落結(jié)構(gòu).

圖2 物種分布與土壤營(yíng)養(yǎng)元素的CCA排序圖
Fig.2 Ordination of the species and soil nutrient factor in CCA biplot

注：遼東櫟(Quercuswutaishanica)、白樺(BetutaplatypHylla)、油松(Pinustabuliformis)、鵝耳櫪(Carpinusturczaninowii)、色木槭(Acermono)、野山楂(Crataeguscuneata)

(3)研究表明植被與土壤養(yǎng)分的相關(guān)關(guān)系明顯，這是由于不同植被類(lèi)型對(duì)土壤資源和生長(zhǎng)環(huán)境的偏好和生態(tài)位差異所引起的[23，24]，而土壤的空間異質(zhì)性可以降低植被的空間競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)物種共存.當(dāng)然植被也反過(guò)來(lái)影響土壤養(yǎng)分的空間分布格局[25].油松主要分布在土壤全氮和有機(jī)質(zhì)資源豐富的土壤中，野山楂、遼東櫟主要分布在速效鉀含量比較豐富的地區(qū)，白樺主要分布在有效磷含量豐富的地區(qū)，鵝耳櫪主要分布在土壤堿解氮豐富的地區(qū).該結(jié)果可以為太岳山植被破壞地區(qū)(如采礦區(qū))的生態(tài)恢復(fù)重建奠定一定的理論基礎(chǔ).