趙麗麗，王普昶，張錦華，宋高翔，李晨瓊，陳燕萍

(1.貴州大學(xué)動(dòng)物科學(xué)學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550025；2.貴州省草業(yè)研究所，貴州 貴陽(yáng) 550006)

我國(guó)西南喀斯特地區(qū)是特殊地質(zhì)背景制約的脆弱生態(tài)帶，與黃土高原、荒漠、寒漠地區(qū)并列為我國(guó)四大生態(tài)脆弱區(qū)?？λ固赝寥谰哂袕?qiáng)烈的空間異質(zhì)性，土地利用方式、地貌部位和微地貌形態(tài)是影響土壤理化性質(zhì)的重要因素[1]。貴州喀斯特暖性草叢作為西南喀斯特草地的重要組成部分，與其他脆弱草原區(qū)一樣，持續(xù)惡化的趨勢(shì)不僅制約著草原畜牧業(yè)發(fā)展，更為嚴(yán)重的是，草地生態(tài)系統(tǒng)的退化加劇了水土流失和石漠化的蔓延，直接威脅到國(guó)家生態(tài)安全[2]。

土壤空間異質(zhì)性是土壤的重要屬性之一[3-8]。土壤的水分、容重和孔隙度是重要的土壤物理因子。在草地土壤中這些因子的空間變化影響著草地植被的根系進(jìn)而影響草地植被的生長(zhǎng)[1,9]。研究這些因子的空間異質(zhì)性，對(duì)深入了解草地植被的結(jié)構(gòu)，變異規(guī)律和生長(zhǎng)具有十分重要的意義。對(duì)土壤空間異質(zhì)性的研究始于20世紀(jì)70年代，當(dāng)時(shí)主要側(cè)重于定性的描述；80年代成為土壤研究的熱點(diǎn)，并逐漸從定性描述向定量研究轉(zhuǎn)變；90年代地統(tǒng)計(jì)學(xué)的發(fā)展對(duì)土壤空間異質(zhì)性的研究起了極大的促進(jìn)作用；從此空間異質(zhì)性的研究被應(yīng)用到多個(gè)學(xué)科領(lǐng)域[3]。經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)由于其基本假設(shè)的限制，在研究空間異質(zhì)性方面具有較多缺陷，而地統(tǒng)計(jì)學(xué)(geostatistics)則為空間異質(zhì)性分析提供了非常重要的理論工具。研究空間異質(zhì)性的地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法可以解決3個(gè)基本問(wèn)題：1)具有重要生物學(xué)意義區(qū)域化變量的變化范圍；2)空間因素占總變異的比例；3)特定的空間格局所對(duì)應(yīng)的尺度。因而，通過(guò)對(duì)土壤屬性和植被屬性空間異質(zhì)性的研究，可以探索空間上的結(jié)構(gòu)性對(duì)生態(tài)系統(tǒng)功能和過(guò)程的影響[7-11]。為此，本研究采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)的理論和方法，定量研究草地土壤上層(0～5和15～20 cm)的水分、容重和孔隙度的空間異質(zhì)性，為深入研究土壤空間異質(zhì)性與草地植被格局關(guān)系和防治草原水土流失提供重要的參考。

1 材料與方法

1.1研究區(qū)概況 研究區(qū)位于黔中腹地龍里縣，境內(nèi)丘陵、低山、中山與河谷槽地南北相間排列，呈波狀起伏。樣地選擇在貴州龍里縣哪嗙鄉(xiāng)谷冰村，地處26°34′26″ N和107°02′11″ E，海拔1 490 m，屬于中亞熱帶濕潤(rùn)季風(fēng)氣候，年均氣溫14 ℃，年均降水量1 100 mm，年度間降水量和熱量變幅不大。該區(qū)地帶性植被為亞熱帶暖性草叢草地，建群種為白健稈(Eulaliakunth)、野古草(Arundinellahirta)、十字苔草(Carexcruciata)、藎草(Arthraxonhispidus)、朝天罐(Osbeckiaopipara)等。

1.2研究方法

1.2.1空間取樣設(shè)計(jì)和分析 取樣點(diǎn)在面積為50 m×50 m的區(qū)域內(nèi)，標(biāo)定x軸和y軸，按最小距離1 m的間隔隨機(jī)取樣30個(gè)(圖1)，在每一個(gè)樣點(diǎn)處挖一個(gè)臨時(shí)剖面，在0～5 cm(代表表層土壤特征)和15～20 cm(代表草本植物根系主要分布區(qū))處用環(huán)刀取樣，同時(shí)取土樣作土壤含水量分析。容重和孔隙度的測(cè)量采用環(huán)刀法，土壤含水量采用烘干法。

圖1 樣地土壤取樣位置圖

1.2.2數(shù)據(jù)分析 半方差分析:利用半方差函數(shù)分析土壤物理因子的空間異質(zhì)性，不同空間位置草地土壤的水分、容重和孔隙度具有較大的差別，但是這些差別與樣點(diǎn)的空間位置有關(guān)。土壤樣品分0～5和15～20 cm層次計(jì)算每一因子的變異函數(shù)，繪制變異函數(shù)曲線(xiàn)圖，然后建立變異函數(shù)的理論模型。試驗(yàn)數(shù)據(jù)采用地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件GS+進(jìn)行計(jì)算，其中半方差函數(shù)的計(jì)算公式采用下式：

式中,γ(h)為取樣范圍內(nèi)間距為h的所有點(diǎn)的方差；Z(xi)為點(diǎn)xi的值；Z(xi+h)為xi與間距為h的點(diǎn)的值；N(h)為相距h的所有點(diǎn)對(duì)的數(shù)目。γ(h)是取樣距離h的函數(shù)，以γ(h)為縱軸、h為橫軸繪制出的γ(h)隨h增加的變化曲線(xiàn)，為半方差圖。

分形分析:將半方差圖取雙對(duì)數(shù)坐標(biāo)就得到雙對(duì)數(shù)半方差圖，變量的分維(D)可用下面的公式來(lái)估計(jì)：

D=2-m/2。

式中，m為雙對(duì)數(shù)半方差圖的斜率，可通過(guò)對(duì)數(shù)距點(diǎn)的直線(xiàn)擬合來(lái)得到。分維是衡量一個(gè)變量的空間依賴(lài)性程度的指數(shù)，也反映了變量的小尺度變異和大尺度變異的相對(duì)重要性，D值大，說(shuō)明小尺度上的變異顯著；D值小，說(shuō)明大尺度上的變異顯著。

2 結(jié)果與分析

2.1基本統(tǒng)計(jì)描述 土壤含水量在0～5 cm土層為14.946%，15～20 cm土層為13.723%，而0～5 cm土層土壤水分變異小于5～20 cm土層(表1)?？梢钥闯觯?～5和15～20 cm土層的土壤含水量偏態(tài)系數(shù)均大于0，因此其頻率分布屬于正偏。0～5和15～20 cm土層的土壤含水量的峰值系數(shù)均小于3，因此其頻率分布屬于低闊峰(表1)。

土壤容重在0～5 cm土層的平均值小于15～20 cm土層，其變異系數(shù)卻大于15～20 cm土層。其土壤容重偏態(tài)系數(shù)值均大于0，為正偏，峰值系數(shù)值均小于3，因此其頻率分布屬于低闊峰(表1)。土壤孔隙度上、下層的變化趨勢(shì)和容重相反，0～5 cm土層的平均值為52.103，大于15～20 cm土層的孔隙度(48.388)，其變異系數(shù)和土壤容重變異系數(shù)也相反，是0～5 cm土層變異系數(shù)小于15～20 cm土層。偏態(tài)系數(shù)值0～5和15～20 cm土層小于0，因此其頻率分布屬于負(fù)偏。峰值系數(shù)值和土壤含水量、容重一致，0～5和15～20 cm土層的土壤孔隙度的峰值系數(shù)均小于3，因此其頻率分布也屬于低闊峰(表1)。

表1 土壤物理性質(zhì)統(tǒng)計(jì)分析

2.2土壤物理因子的空間結(jié)構(gòu)特征分析 半方差函數(shù)中的變程(A0)是描述空間異質(zhì)性尺度的有效參數(shù)[11]。變程的確定可以為以后研究選樣尺度提供理論依據(jù)。從空間異質(zhì)性的組成分析，塊金值(C0)表示隨機(jī)部分的空間異質(zhì)性，拱高(C)表示系統(tǒng)變異的空間異質(zhì)性，拱高與基臺(tái)值(C0+C)之比反映自相關(guān)部分的空間異質(zhì)性占總空間異質(zhì)性的程度[7-12]。0～5 cm土層土壤含水量結(jié)構(gòu)性方差占樣本方差的85.9%，說(shuō)明85.9%的空間異質(zhì)性由隨機(jī)因素引起，主要存在于1 m小尺度內(nèi)，而由空間自相關(guān)部分引起的空間異質(zhì)性占14.1%，在14.22 m內(nèi)(圖2a)；15～20 cm土層的C/(C0+C)值為0.484，即空間異質(zhì)性的隨機(jī)因素為48.4%，說(shuō)明自相關(guān)因素是引起其異質(zhì)性的主要因素，在30.63 m內(nèi)。有效變程0～5 cm土層小于15～20 cm土層(圖2b)。

圖2 空間分布半方差圖

表2 土壤物理因子空間分布的半方差統(tǒng)計(jì)參數(shù)

土壤容重半方差表明(表2)，0～5 cm土層土壤容重半方差函數(shù)表現(xiàn)為球面模型(圖2c)，結(jié)構(gòu)方差占樣本方差的81.1%，說(shuō)明81.1%的空間異質(zhì)性由隨機(jī)因素引起的；土壤容重在15～20 cm土層的C/(C0+C)值為0.465，說(shuō)明其空間異質(zhì)性的存在主要是由空間自相關(guān)引起的，其范圍存在于12.87 m內(nèi)(圖2d)。從半方差分析結(jié)果得知(表2)，0～5 cm土層土壤孔隙度的半方差圖(圖2e)和容重的非常一致，在變程10.54 m內(nèi)有顯著的自相關(guān)性，結(jié)構(gòu)性方差占樣本方差的61.5%。土壤孔隙度在15～20 cm土層的C/(C0+C)值為0.471，說(shuō)明空間異質(zhì)性的存在主要是由空間自相關(guān)引起的，其范圍是存在于30.635 m內(nèi)(圖2f)。

2.3土壤物理因子的分形分析 表3是喀斯特暖性草叢草地土壤含水量、容重和孔隙度空間分布的分形分析結(jié)果。結(jié)果顯示，喀斯特暖性草叢草地土壤含水量、容重和孔隙度的分維數(shù)都較大(大于或接近1.8)。其中，又以土壤容重(0～5 cm)和土壤孔隙度(0～5 cm)的分維數(shù)相對(duì)較高，土壤含水量的分維數(shù)相對(duì)較小。

表3 土壤物理因子空間分布的分形分析

3 討論與結(jié)論

喀斯特地區(qū)作為脆弱生態(tài)區(qū)，土壤存在較強(qiáng)的時(shí)空變異性，標(biāo)準(zhǔn)差表示的是絕對(duì)變異，變異系數(shù)反映的是相對(duì)變異[2-3]。本研究發(fā)現(xiàn)土壤含水量、容重、孔隙度在0～5 cm土層變異性均大于15～20 cm土層，說(shuō)明表層受到外界影響更強(qiáng)烈些。半方差函數(shù)是地統(tǒng)計(jì)學(xué)所特有的，是區(qū)域化變量在分割距離上樣本空間變異的量度，空間異質(zhì)性是尺度的函數(shù)。本研究結(jié)果表明，貴州暖性草叢草地土壤物理性質(zhì)具有高度的空間異質(zhì)性。在一定的空間范圍內(nèi)土壤水分、容重和孔隙度具有明顯的空間自相關(guān)現(xiàn)象。這些因子的空間異質(zhì)性尺度在0～5 cm土層中為4～15 m，在15～20 cm土層中為12～30 m。上層的土壤空間異質(zhì)性小于下層。土壤物理性質(zhì)隨機(jī)部分的空間異質(zhì)性相對(duì)較大，存在于1～14 m以下的小尺度中；下層的土壤物理性質(zhì)的空間異質(zhì)性主要是由空間自相關(guān)引起的，主要存在于1～30 m的中尺度范圍內(nèi)。這表明土壤水分、容重、毛管持水量和孔隙度在空間分布上具有明顯的結(jié)構(gòu)特征。

作為衡量一個(gè)變量的空間依賴(lài)性程度的指數(shù)，分維能夠反映變量在小尺度和大尺度上變異的相對(duì)重要性。其大小可以用來(lái)說(shuō)明是小尺度上的變異還是大尺度上的變異控制景觀(guān)格局[13-14]。在本研究中，各個(gè)變量的分維都較大，這說(shuō)明更小的尺度上生態(tài)學(xué)過(guò)程在各個(gè)變量要素的空間格局的形成中起控制作用。需要指出的是由于空間異質(zhì)性的尺度變化特征，僅僅一個(gè)分維值往往不能給復(fù)雜的斑塊結(jié)構(gòu)一個(gè)全面的描述，所以需要根據(jù)其變化特點(diǎn)進(jìn)行分段分析，得到幾個(gè)不同尺度范圍內(nèi)的分維，能夠反映空間異質(zhì)性的等級(jí)斑塊結(jié)構(gòu)，可以對(duì)不同尺度上的空間異質(zhì)性進(jìn)行比較，比單一的分維值更能反映空間異質(zhì)性的變化全貌。

[1]張成霞，南志標(biāo)．放牧對(duì)草地土壤理化特性影響的研究進(jìn)展[J]．草業(yè)學(xué)報(bào)，2010,19(4)：204-211.

[2]劉淑娟，張偉，王克林，等．桂西北喀斯特峰叢洼地土壤物理性質(zhì)的時(shí)空分異及成因[J]．應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2010，21(9):2249-2256.

[3]嚴(yán)冬春，文安邦，鮑玉海，等．巖溶坡地土壤空間異質(zhì)性的表述與調(diào)查方法[J]．地球與環(huán)境，2008，36(2):130-136.

[4]胡旭，王海濤，盧建國(guó)，等．干旱和半干旱區(qū)油蒿對(duì)土壤空間異質(zhì)性的響應(yīng)[J]. 中國(guó)沙漠，2007，27(4):588-592.

[5]陳玉福，董鳴．毛烏素沙地景觀(guān)的植被與土壤特征空間格局及其相關(guān)分析[J].植物生態(tài)學(xué)報(bào)，2001，25(3):265-269.

[6]初玉，楊慧玲，朱選偉，等．渾善達(dá)克沙地小葉錦雞兒灌叢的空間異質(zhì)性[J]. 生態(tài)學(xué)報(bào)，2005，25(12):3295-3302.

[7]Miller R E,Ver Hoe J M,Fowler N L.Spatial heterogeneity in eight central Texas grasslands[J].Journal of Ecology,1995,83:919-928.

[8]Levin S A.The problem of pattern and scale in ecology[J].Ecology,1992,73:1943-1967.

[9]肖洪浪，李新榮．沙坡頭站雨養(yǎng)人工生物防護(hù)體系水平衡研究五十年[J]．中國(guó)沙漠，2005，25(2)：166-172.

[10]王政權(quán)，王慶成．森林土壤物理性質(zhì)的空間異質(zhì)性研究[J]．生態(tài)學(xué)報(bào)，2000，20(6):945-950.

[11]馬風(fēng)云，李新榮．沙坡頭固沙植被若干土壤物理因子的空間異質(zhì)性研究[J]．中國(guó)沙漠，2005，25(2):207-215.

[12]李新榮．干旱沙區(qū)土壤空間異質(zhì)性變化對(duì)植被恢復(fù)的影響[J]．中國(guó)科學(xué)：D輯，2005，35(4)：361-370.

[13]金曉明，韓國(guó)棟．放牧對(duì)草甸草原植物群落結(jié)構(gòu)及多樣性的影響[J]．草業(yè)科學(xué)，2010,27(4)：7-10.

[14]劉楠，張英?。拍翆?duì)典型草原土壤有機(jī)碳及全氮的影響[J]．草業(yè)科學(xué)，2010,27(4)：11-14.