茂蘭喀斯特常綠落葉闊葉林土壤養(yǎng)分空間分布特征

楊再梅, 譚 偉, 戚玉嬌, 柴宗政, 王 科

(1.貴州大學(xué)林學(xué)院；2.林業(yè)信息工程研究中心，貴州 貴陽(yáng) 550025)

土壤養(yǎng)分是供給植物生長(zhǎng)發(fā)育所必需的營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)[1]，受到多種因素如地形、母質(zhì)、生物、時(shí)間、氣候等的重要影響[2-4]，其具有復(fù)雜的空間分布特征.深入探討土壤養(yǎng)分的空間異質(zhì)性不僅有助于對(duì)土壤形成機(jī)制、分布格局的進(jìn)一步了解，還可以為深入研究土壤養(yǎng)分平衡機(jī)制、森林植被恢復(fù)及群落構(gòu)建等提供參考.

國(guó)內(nèi)外對(duì)土壤空間特征研究主要集中在其物理和化學(xué)性質(zhì)等領(lǐng)域.土壤物理性質(zhì)的研究有土壤的顆粒組成、水分、溫度、團(tuán)聚體大小、毛管持水量、容重、楔入阻力和孔隙度等空間異質(zhì)性[5-6].土壤化學(xué)性質(zhì)的研究，內(nèi)容相對(duì)較豐富，主要有土壤養(yǎng)分元素(如有機(jī)質(zhì)、全氮、堿解氮、速效磷、速效鉀、交換性鉀、交換性磷)、pH等空間變異性及分布格局[5,7-12].研究方法逐步精確化，由傳統(tǒng)的定性分析逐步轉(zhuǎn)向空間定量分析，最初研究者們運(yùn)用Fisher[13]創(chuàng)立的傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)方法對(duì)土壤性質(zhì)的空間差異性進(jìn)行定性分析，但后來(lái)有研究者發(fā)現(xiàn)土壤養(yǎng)分在一定空間范圍內(nèi)存在相關(guān)性，對(duì)傳統(tǒng)方法提出質(zhì)疑.經(jīng)大量研究，Bugress及Webster把區(qū)域化變量的理論引入該研究，以定量分析養(yǎng)分的空間分布特征[14-15].Needelman et al[16]進(jìn)一步擬合土壤磷空間分布模型，用3種不同的模型對(duì)空間變異及其空間自相關(guān)性進(jìn)行比較.張有山、秦耀東等[17-18]對(duì)土壤養(yǎng)分空間變異特征進(jìn)行定量分析和空間變異結(jié)構(gòu)研究，并且用點(diǎn)方法繪制具有空間變異結(jié)構(gòu)的元素等值線圖.張淑娟[19]等進(jìn)行了土壤特性隨機(jī)性和結(jié)構(gòu)性的半方差和空間分布的研究，表明土壤養(yǎng)分空間分布主要受結(jié)構(gòu)性因子影響(海拔、坡度等),并繪制了表達(dá)這些土壤特性隨機(jī)性和結(jié)構(gòu)性的半方差圖和空間分布圖.這些方法結(jié)合了地統(tǒng)計(jì)學(xué)和GIS對(duì)土壤養(yǎng)分開(kāi)展了空間變異性特征研究，能更加直觀地表達(dá)土壤養(yǎng)分的空間分布特征.相關(guān)研究區(qū)域遍布全球，如美國(guó)東部、意大利中部[12,20]，但大多集中在常態(tài)地貌上，少有研究特殊的喀斯特地貌.

貴州是我國(guó)西南喀斯特發(fā)育典型的省區(qū)之一，大部分區(qū)域是由碳酸鹽巖發(fā)育形成的喀斯特(karst)高原、山地和丘陵.喀斯特地區(qū)生境特殊，生態(tài)環(huán)境脆弱，母巖成土緩慢，植被生長(zhǎng)緩慢[21]，凸顯了土壤養(yǎng)分對(duì)植被生長(zhǎng)的重要性.針對(duì)這種特殊生境的土壤養(yǎng)分分布情況，許多學(xué)者研究貴州省內(nèi)的土壤養(yǎng)分的空間結(jié)構(gòu)特征，如分別開(kāi)展了黔中地區(qū)土壤質(zhì)量及空間異質(zhì)性研究[3,22].任京辰等[23]研究了貴州花江谷地典型植被群落下喀斯特土壤養(yǎng)分庫(kù)在生態(tài)系統(tǒng)退化中的演化特點(diǎn).胡忠良、符裕紅[3,24]等研究黔中土壤養(yǎng)分、空間異質(zhì)性及土壤質(zhì)量.本研究對(duì)土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的探索，揭示其空間分布規(guī)律，以期為喀斯特生態(tài)脆弱區(qū)生態(tài)建設(shè)提供數(shù)據(jù)參考，為喀斯特地區(qū)植被恢復(fù)、生態(tài)持續(xù)性發(fā)展、森林經(jīng)營(yíng)管理提供依據(jù).

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)域?yàn)橘F州省茂蘭國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)，此區(qū)位于貴州省黔南布依族苗族自治州荔波縣境內(nèi)，與廣西壯族自治區(qū)環(huán)江縣接壤，毗鄰廣西木倫國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū).地理位置為東經(jīng)107°52′10″—108°05′40″，北緯25°09′20″—25°20′50″，面積21 285 hm2.保護(hù)區(qū)處于中亞熱帶季風(fēng)濕潤(rùn)氣候區(qū)，年平均氣溫為18.3℃，全年降水量1 752.5 mm，年平均相對(duì)濕度83%，年日照時(shí)數(shù)1 272.8 h[25].區(qū)內(nèi)地勢(shì)西北高，東南低，海拔430～1 078 m.研究區(qū)內(nèi)土壤以碳酸鹽巖發(fā)育的黑色石灰土為主，pH值呈中性到弱堿性，土壤層僅20～40 cm，土層薄，土被不連續(xù)，多存在于巖石縫隙[26].研究區(qū)森林為常綠落葉闊葉混交林，主要樹(shù)種有樸樹(shù)(Celtissinensis)、黃連木(Pistaciachinensis)、腺葉山礬(Symplocosadenophylla)、香葉樹(shù)(Linderacommunis)、圓果化香樹(shù) (Platycaryalongipes)、貴州石楠(Photiniabodinieri)、云貴鵝耳櫪(Carpinuspubescens)等.

1.2 樣品采集與測(cè)定

在保護(hù)區(qū)的緩沖區(qū)設(shè)置12 800 m2樣地，機(jī)械式布點(diǎn)128個(gè)，間隔距離為10 m(圖1)，記錄各點(diǎn)的海拔、坡度、坡向等信息.坡向分級(jí)為東北、東、東南、南、西南、西、西北、北，坡度分級(jí)為平坡、緩坡、急坡、陡坡.在布點(diǎn)處用土鉆取0～10 cm土壤表層樣品，混勻，帶回實(shí)驗(yàn)室自然風(fēng)干，除石塊、動(dòng)植物殘?bào)w等雜質(zhì)后，磨細(xì)分別過(guò)0.25和2.00 mm篩，裝入密封袋，備測(cè)土壤氮、磷和鉀等養(yǎng)分含量.土壤表面是巖石的樣點(diǎn)共55個(gè)，其養(yǎng)分含量記為零.各指標(biāo)及測(cè)定方法[27]如下：土壤全氮(total nitrogen, TN)含量采用半微量凱氏法；土壤全磷(total phosphorus, TP)含量采用氫氧化鈉堿熔-鉬銻比色法；土壤全鉀(total potassium, TK)含量采用氫氟酸消煮-氫氧化鈉熔融法；土壤堿解氮(available nitrogen, AN)含量采用氫氧化鈉堿解擴(kuò)散法；土壤有效磷(available phosphorus, AP)含量采用碳酸氫鈉浸提法；土壤有效鉀(available potassium, AK)含量采用NH4OAc浸提-火焰光度計(jì)法.

圖1 研究區(qū)采樣點(diǎn)分布Fig.1 Distribution of sampling points in the study region

1.3 數(shù)據(jù)分析與處理

(1)局部莫蘭指數(shù)(local Moran′sI):全局莫蘭指數(shù)大小是土壤養(yǎng)分指標(biāo)的空間自相關(guān)(spatial autocorrelation)程度的量化體現(xiàn).Moran′sI指經(jīng)過(guò)方差歸一化之后，其值為-1.0～1.0.Moran′sI>0表示空間正相關(guān)性，該值越大，空間相關(guān)性就越明顯；Moran′sI<0表示空間負(fù)相關(guān)性，其值越小，空間差異越大；Moran′sI=0，空間呈隨機(jī)性.局部莫蘭指數(shù)是全局莫蘭指數(shù)的一個(gè)分解形式，其高值表明有相似變量值的面積單元在空間集聚，低值表明不相似變量的面積單元在空間集聚[28].公式如下：

n為要素總數(shù)，ωij是要素i與j之間的空間權(quán)重，Zi、Zj分別是要素i、j的屬性與平均值的偏差，S0是所有空間權(quán)重的聚合.

(2)半方差函數(shù):半方差函數(shù)也稱半變異函數(shù)，指兩點(diǎn)實(shí)測(cè)值之差的方差的一半，它是研究土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的關(guān)鍵函數(shù).通過(guò)離散樣本數(shù)據(jù)的直觀特征和不同變量之間的差異性，用直線或曲線方程擬合半方差函數(shù)的理論模型.通過(guò)半方差函數(shù)，可以反映不同距離觀測(cè)值之間的變化量，能夠擬合出樣本空間變異模型及相關(guān)參數(shù)值，是空間插值的必要前提.其表達(dá)式如下：

式中：r(h)表示間距為h的半方差變量，也稱步長(zhǎng)；Z(xi)表示第i樣點(diǎn)對(duì)應(yīng)的土壤養(yǎng)分含量值，N(h)是以h為間距的所有觀測(cè)點(diǎn)對(duì)數(shù)量.

在一定范圍之內(nèi)，半方差函數(shù)值隨樣本間距h的增大而增大，當(dāng)測(cè)定樣本點(diǎn)間距大于最大相關(guān)距離時(shí)，該值趨于穩(wěn)定[29].半方差函數(shù)有5個(gè)重要參數(shù)：塊金值(nugget,C0)、變程Range、基臺(tái)值(sill,C0+C)、殘差RSS和決定系數(shù)R2.其中塊金值由最小取樣間距內(nèi)樣本特性的空間變異性和測(cè)量誤差引起.變程則反映樣本空間變異特性：在變程內(nèi)樣本具有空間相關(guān)性，在變程外樣本空間獨(dú)立，不具有相關(guān)性.基臺(tái)值反映區(qū)域化變量的先驗(yàn)方差，不同采樣間距內(nèi)存在的半方差最大值.塊金值與基臺(tái)值之比C0/(C0+C)表示由隨機(jī)部分引起的空間變異占總體變異的比例，即空間變異性程度[30]，該值≤25%，空間自相關(guān)強(qiáng)烈；在25%～75%時(shí)，空間自相關(guān)中等；>75%時(shí)，空間自相關(guān)較弱.殘差和決定系數(shù)是表征函數(shù)模型擬合度高低的重要參數(shù)，RSS值越小，決定系數(shù)R2越接近1，說(shuō)明擬合模型程度越好.

(3)克里格空間插值:克里格插值實(shí)質(zhì)上是利用區(qū)域化變量的原始數(shù)據(jù)和變異函數(shù)的結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，對(duì)未采樣的區(qū)域化變量的取值進(jìn)行線性無(wú)偏最優(yōu)估計(jì)的一種方法[31].如果變異函數(shù)和相關(guān)分析的結(jié)果表明某一屬性的空間相關(guān)性存在，則可以利用普通克里格進(jìn)行插值.克里格假設(shè)模型為：

Z(s)=μ+ε(s)

其中，Z(s)是測(cè)量值，μ是一個(gè)未知常量，ε(s)是誤差.

采用GS+7.0對(duì)土壤養(yǎng)分含量進(jìn)行莫蘭指數(shù)(Moran′sI)、半方差模型(semivariogram)計(jì)算分析，ArcGIS 10.2的克里格插值(kriging interpolation)進(jìn)行養(yǎng)分空間分布圖的繪制.Excel、SPSS 23.0對(duì)土壤養(yǎng)分結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析和圖表繪制.

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤養(yǎng)分的特征值分析

土壤養(yǎng)分TN、TP、TK含量較低(表1)，分別為(3.046±1.236)g·kg-1、(0.335±0.103)g·kg-1、(1.112±0.612) g·kg-1.AK含量處于中等，平均值為(16.684±6.699 )mg·kg-1，AN含量最高(586.5 mg·kg-1).6種養(yǎng)分表現(xiàn)為高中度變異，變異系數(shù)分別為AP(89.95%)、TK(55.04%)、TN(40.58%)、AK(40.15%)、AN(33.02%)、TP(30.75%).在5%檢驗(yàn)水平下，土壤養(yǎng)分均服從正態(tài)分布，表明所測(cè)數(shù)據(jù)滿足統(tǒng)計(jì)學(xué)分析的要求.

表1 6種土壤養(yǎng)分的統(tǒng)計(jì)學(xué)特征及K-S檢驗(yàn)1)Table 1 Statistical characteristics and K-S test of the 6 soil nutrient indicators

2.2 土壤養(yǎng)分的空間自相關(guān)

研究區(qū)土壤養(yǎng)分的空間依賴性隨滯后距離增加逐漸降低，空間自相關(guān)程度依次為AP>TP>TK>AK>AN>TN(圖2).土壤AP的Moran′sI范圍是-0.583～0.583，TP范圍為-0.490～0.490，兩者M(jìn)oran′sI相對(duì)較大，表明土壤磷元素對(duì)空間的依賴程度較大.TN和AN的自相關(guān)程度較小，Moran′sI值相近且與滯后距的變化趨勢(shì)相似.TK的Moran′sI最大是0.432，AK系數(shù)較小且在零值上下波動(dòng)，其自相關(guān)程度小.土壤TN、AN、TP、AP和TK養(yǎng)分元素的滯后距在50 m出現(xiàn)拐點(diǎn)，空間自相關(guān)轉(zhuǎn)為負(fù)，表明研究區(qū)50 m以內(nèi)這5個(gè)元素的空間自相關(guān)較好.AK的Moran′sI在約20 m出現(xiàn)2個(gè)拐點(diǎn)，表明AK空間異質(zhì)性較大.

圖2 研究區(qū)土壤養(yǎng)分空間自相關(guān)圖Fig.2 Spatial autocorrelation analysis of soil nutrients in the study area

2.3 土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性分析

擬合得出TN和TK半方差模型最好的為指數(shù)模型，決定系數(shù)(R2)分別為0.876和0.706，殘差(RSS)分別為0.148和2.337×10-3；TP和AN半方差模型最好的為高斯模型，R2值為0.957和0.78，RSS為2.656×10-6和0.153；AP半方差模型最好的為線性模型，預(yù)測(cè)誤差R2值最大是0.880，RSS最小為6.943×10-7；AK擬合得到球面模型，最大R2、最小RSS分別0.679、20.50.RSS均很小，R2均在0.679以上(表2)，這說(shuō)明理論模型能較好地反映土壤養(yǎng)分的空間結(jié)構(gòu)特征.塊金系數(shù)表明TN和AP為強(qiáng)烈空間自相關(guān)程度，空間變異主要是受結(jié)構(gòu)因素影響，其余元素為中等程度的空間自相關(guān)，空間變異受結(jié)構(gòu)因素和隨機(jī)性因素影響.TP、TK、AN、AP的變程分別為138.7、632.70、265.5和83.1 m(圖3)，這4種養(yǎng)分在空間上具有相關(guān)性且空間自相關(guān)范圍較大，表明土壤養(yǎng)分具有較好的均質(zhì)性.而TN和AK變程較小，為19.5和54.6，說(shuō)明其在很小的范圍內(nèi)具有空間自相關(guān)性.

表2 土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)理論模型相關(guān)參數(shù)Table 2 Relevant parameters for the theoretical semivariogram models of soil nutrients

圖3 研究區(qū)土壤養(yǎng)分半方差函數(shù)Fig.3 Semivariogram functions of soil nutrients in the study area

2.4 土壤養(yǎng)分的空間分布特征分析

研究區(qū)土壤TN含量呈帶狀分布，其高值區(qū)在研究區(qū)中部，向東西部逐漸降低.中部TP含量較高，破碎化嚴(yán)重，呈塊狀分布，AP從下坡位向上坡位逐漸降低，土壤TP、AP空間分布規(guī)律相似.TK含量分布帶狀不明顯，從東北向西南逐漸增高，西部為較高含量區(qū).AN在研究區(qū)的分布界限較模糊，呈塊狀分布.AK在整個(gè)區(qū)域內(nèi)的分布為帶狀，中部為高值區(qū)，東、西部含量較低(圖4).

2.5 地形對(duì)土壤養(yǎng)分含量影響分析

坡度、坡向、海拔等地形因子制約土壤養(yǎng)分的空間分布.如相關(guān)分析(表3)，海拔與AN、TP呈顯著負(fù)相關(guān)(-0.416**、-0.773**).坡度與TP 呈顯著負(fù)相關(guān)(-0.394**).坡向與TK也為顯著負(fù)相關(guān)(-0.361**).

圖4 土壤養(yǎng)分空間分布圖Fig.4 Spatial distribution of soil nutrients

表3 土壤不同養(yǎng)分及地形因子的相關(guān)性分析1)Table 3 Correlation analysis of soil nutrients and topographic factors

元素與元素之間也有相關(guān)性，如TN與AN呈顯著負(fù)相關(guān)性(-0.190*)；TP與AN呈顯著正相關(guān).TK與AP相關(guān)性顯著(0.292**).相比較而言，相關(guān)性最顯著的是AP與海拔、AP與AN，分別為-0.773**和0.515**(表3).其余土壤養(yǎng)分元素間及其與地形因子間存在相關(guān)性，但均不顯著.

3 討論

3.1 土壤養(yǎng)分含量特征

土壤養(yǎng)分全量，結(jié)合該元素在土壤中各種形態(tài)的含量，一定程度上代表土壤養(yǎng)分供應(yīng)的潛在水平[24].本研究區(qū)森林土壤養(yǎng)分平均含量低于西南地區(qū)及其他常態(tài)地貌平均水平[32-36](表4)，與毗鄰的廣西喀斯特森林及貴州北盤江河谷混交林所處的氣候帶、地貌特征和森林類型相似，土壤氮含量也接近[4,37-40].該區(qū)域土層淺薄稀缺、土壤酸溶作用強(qiáng)、淋失率高，對(duì)于相對(duì)活潑的N、P、K元素，一部分被植物根系吸收進(jìn)行養(yǎng)分循壞周轉(zhuǎn)[25]，另一部分則大量遷移和流失[41]；前者是植被對(duì)土壤養(yǎng)分氮、磷、鉀在空間上的異質(zhì)化產(chǎn)生影響，后者導(dǎo)致研究區(qū)土壤因子的基本特征與其他森林有所不同.喀斯特地區(qū)土壤全磷含量均值遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全球，全鉀含量則均高于全球.大部分鉀元素通常以原生礦物形態(tài)分布于土壤表層粗粒部分，故很難被植被吸收利用[42].

表4 貴州茂蘭喀斯特森林與其他研究區(qū)域土壤N、P、K含量Table 4 Contents of soil N, P and K in Maolan Karst Forest and other research areas

3.2 土壤養(yǎng)分空間分布規(guī)律

對(duì)半方差函數(shù)擬合模型精度評(píng)價(jià)得出TN和TK為指數(shù)模型，TP和AN為高斯模型，AP為線性模型，AK為球面模型.5種養(yǎng)分TN、TP、TK、AN、AP在空間上具有自相關(guān)性，且自相關(guān)范圍較大，在空間分布上由很多大的斑塊組成，說(shuō)明這5種土壤養(yǎng)分在該研究區(qū)具有較好的均質(zhì)性.分析顯示研究區(qū)各土壤養(yǎng)分基臺(tái)值較大，說(shuō)明土壤養(yǎng)分具有明顯的空間依賴性和良好的空間分布結(jié)構(gòu)，在大尺度上(如自然恢復(fù)區(qū)),地形、母質(zhì)等因素對(duì)土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)的影響可能更大[43],而在小尺度上(如山丘),植被對(duì)土壤養(yǎng)分含量的空間異質(zhì)性具有顯著影響[24]，灌草叢、灌木林及喬木林等植物群落的組成結(jié)構(gòu)和分布格局制約著土壤各養(yǎng)分組成過(guò)程，導(dǎo)致土壤養(yǎng)分分布異質(zhì)化.在本研究區(qū)，除地貌、地形、氣候等結(jié)構(gòu)因素影響土壤養(yǎng)分的異質(zhì)性外.土壤養(yǎng)分的空間分布可能還受森林林木的分布及枯落物的調(diào)節(jié)再分配影響[44].還可能是因?yàn)檠芯繀^(qū)森林為典型的喀斯特常綠落葉闊葉混交林，具有明顯的空間分層結(jié)構(gòu)，樹(shù)種多樣性較強(qiáng)，對(duì)土壤養(yǎng)分的異質(zhì)化過(guò)程產(chǎn)生了重要作用.

土壤養(yǎng)分總體變異程度為中高等變異(30.75%～89.95%)，這可能受降雨、海拔及養(yǎng)分元素的可遷移性、存在形態(tài)、周轉(zhuǎn)速率等影響.有研究表明，降雨條件下，坡地產(chǎn)生的地表徑流會(huì)導(dǎo)致P元素轉(zhuǎn)化為結(jié)合態(tài)、N元素在下坡沉積[41].Pearson相關(guān)性分析結(jié)果顯示，TN與AN呈顯著負(fù)相關(guān)性，這是因?yàn)門N包括有機(jī)氮和無(wú)機(jī)氮，根據(jù)能量守恒定理，氮的存在總量不變，土壤中氨化、硝化、反硝化、礦化、作物吸收以及氨揮發(fā)等過(guò)程均對(duì)氮的存在形態(tài)產(chǎn)生影響[45].李丹維[46]等研究了太白山土壤TN、TP發(fā)現(xiàn)，土壤全氮含量隨海拔梯度升高先增后降，土壤TP含量空間變異較小.土壤P元素是生命遺傳的主要元素，其缺乏會(huì)限制植物生長(zhǎng)和繁殖.因此，N元素的循環(huán)與P元素含量(遷移量、庫(kù)存量)直接相關(guān)[47].適量的K能促進(jìn)植物光合作用[48]，P元素參與植物光合作用，在一定范圍內(nèi)，K含量增加能提高P元素的代謝速率.

AN與海拔、TP與海拔、TK與坡向、TP與坡度間均呈顯著負(fù)相關(guān)，這與王華等[39]的研究結(jié)果相同，即較低海拔、較緩坡度上的點(diǎn)，土壤養(yǎng)分含量較高.土壤養(yǎng)分的空間分布特征表明，研究區(qū)土壤TP、TK、TN和AP在空間上呈帶狀分布，空間分布較為規(guī)律，均質(zhì)性較好.AN和AK呈塊狀，破碎化嚴(yán)重，空間異質(zhì)性較高.土壤TP、AP含量從下坡位向上坡位呈規(guī)則的帶狀，可能的原因有：一是AP空間自相關(guān)性范圍較小，AP只有在很小的范圍內(nèi)存在很強(qiáng)的空間相關(guān)性，致使形成較小的斑塊；二是AP本身變異性較大，含量分布均勻；三是因?yàn)橥寥繮元素具沉積現(xiàn)象[44].TK含量分布帶狀不明顯，但依舊表現(xiàn)從東北向西南逐漸增高趨勢(shì).AN在研究區(qū)的分布具明顯的塊狀分布特征.AK在整個(gè)區(qū)域內(nèi)的分布最為細(xì)碎化，異質(zhì)性最高，主要受結(jié)構(gòu)性因素影響[3].喀斯特石灰?guī)r不同地下生境土壤質(zhì)量的差異，與此區(qū)特殊的地質(zhì)背景、巖石種類的基本性質(zhì)、巖石產(chǎn)狀及土壤分布特點(diǎn)等差異較大有關(guān).養(yǎng)分在空間上各異性可能與其相應(yīng)的土壤及植被分布有關(guān)，已有研究表明土壤養(yǎng)分的空間分布因植被指數(shù)不同而呈現(xiàn)出異質(zhì)性[49-50].此外，山東省丘陵地區(qū)的馬蒂峪流域全氮的地統(tǒng)計(jì)特征值與土地利用現(xiàn)狀、空間地形結(jié)構(gòu)密切相關(guān)[51].經(jīng)進(jìn)一步研究表明，土地利用類型對(duì)土壤化學(xué)性質(zhì)的影響起主要作用[52].該研究區(qū)森林土壤養(yǎng)分的空間分布異質(zhì)性主要受海拔、坡度的影響.

4 結(jié)論

在特殊的喀斯特地貌上，研究區(qū)6種土壤養(yǎng)分含量相對(duì)較缺乏，均為中等程度變異，變異系數(shù)最大為AP(89.95%)、最小是TP(30.75%)；經(jīng)模型精度評(píng)價(jià)，土壤養(yǎng)分AP半方差模型為線性模型，TN、TK為指數(shù)模型，TP、AN為高斯模型，AK為球面模型；研究區(qū)的土壤養(yǎng)分TN、TK、AK、AP在空間上呈帶狀分布，中下部含量最高，北部含量最低.TP、AN呈不規(guī)則的塊狀分布，破碎化程度較高，分布不均勻；喀斯特森林土壤養(yǎng)分空間分布受地形因子的影響，其中海拔、坡度對(duì)養(yǎng)分元素的空間異質(zhì)性影響最深.