復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征及其影響因素

張萬濤，許明祥,，李彬彬，吉靜怡

(1.西北農(nóng)林科技大學(xué)林學(xué)院，陜西 楊凌 712100；2.中國(guó)科學(xué)院水利部水土保持研究所，黃土高原土壤侵蝕與旱地農(nóng)業(yè)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，陜西 楊凌 712100；3.西北農(nóng)林科技大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，陜西 楊凌 712100)

土壤有機(jī)質(zhì)(SOM)是土壤肥力的基礎(chǔ)，農(nóng)田SOM是具有高度變異性的時(shí)空連續(xù)體，有一定的空間變異性[1]。農(nóng)田SOM空間變異性和空間自相關(guān)性的研究是精準(zhǔn)農(nóng)業(yè)實(shí)施定量施肥管理的基礎(chǔ)和重要環(huán)節(jié)，掌握其空間變異規(guī)律，可為耕地管理和土壤肥力提升提供依據(jù)，對(duì)實(shí)現(xiàn)耕地土壤可持續(xù)發(fā)展具有重要意義[2-5]。

農(nóng)田SOM空間變異受多種因素綜合作用，與地形地貌有一定的相關(guān)性[6]，地貌類型的差異會(huì)導(dǎo)致海拔、水熱條件等環(huán)境因子發(fā)生變化，進(jìn)而引起農(nóng)田SOM在空間分布的差異。劉世梁等[7]從兩種尺度對(duì)黃土高原土壤養(yǎng)分空間變異進(jìn)行研究，提出坡度是影響土壤養(yǎng)分的重要因子；孫文義等[8]從小流域尺度對(duì)黃土丘陵區(qū)SOM空間分布研究發(fā)現(xiàn)，地形部位對(duì)表層SOM含量有極顯著影響(P<0.01)，表現(xiàn)為溝坡>峁坡>峁頂。鄧歐平等[9]通過4種地形因子的組合研究地形對(duì)SOM的影響。雖然國(guó)內(nèi)外關(guān)于農(nóng)田SOM空間變異方面做了大量的研究，但主要集中在平原[6,9]、丘陵[10]等單一地貌區(qū)域，針對(duì)復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田SOM空間變異特征方面研究較少，對(duì)環(huán)境因子間的相互作用解析度還不夠，對(duì)環(huán)境因子引起的農(nóng)田SOM空間變異的驅(qū)動(dòng)鏈及其內(nèi)在機(jī)制認(rèn)識(shí)還需深入。

陜西省寶雞市位于多省、多地貌交匯區(qū)域，北部為黃土丘陵區(qū)，中部為關(guān)中平原區(qū)，南部為秦嶺山地，由多種地貌單元復(fù)合而成，其地貌形態(tài)的復(fù)雜性為本研究提供了良好的素材。因此，本研究基于定量化的地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法，采用定點(diǎn)監(jiān)測(cè)，從整體到局部的角度探討復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田SOM的空間變異特征，通過隨機(jī)森林和通徑分析明確地貌形態(tài)對(duì)農(nóng)田SOM的影響程度及其驅(qū)動(dòng)鏈，揭示復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田SOM空間變異特征及其影響因素，以期為復(fù)合地貌區(qū)域農(nóng)田管理和定點(diǎn)監(jiān)測(cè)提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

陜西省寶雞市地處106°18′-108°03′E，33°35′-35°06′N，位于關(guān)中平原西部，是陜、甘、寧、川省(區(qū))結(jié)合部，處于西安、蘭州、銀川、成都4個(gè)省會(huì)城市的中心位置。屬內(nèi)陸中緯度、半干旱與半濕潤(rùn)區(qū)的交界地帶，具有明顯的大陸性季風(fēng)氣候。地表結(jié)構(gòu)復(fù)雜，海拔高度差異懸殊，氣候的經(jīng)向差異和垂直差異均很顯著。北部為低山丘陵，中部為渭河平原以及川、塬地貌，南部和西部分為秦嶺山地和關(guān)山山地。全區(qū)年均氣溫約13℃，年均降水量570.98～803.80 mm，全年日照時(shí)數(shù)1 685.52～2 146.55 h，年均蒸發(fā)量800 mm 左右。全市總土地面積1 957 173.55 hm2，總耕地面積320 771.28 hm2。種植作物以玉米、小麥為主。寶雞市耕地土壤類型主要是黃綿土、褐土、新積土、潮土和紅土，還有少量粗骨土、棕壤、黑壚土、水稻土和石質(zhì)土等。

1.2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.2.1 采樣點(diǎn)布設(shè)及測(cè)定方法 以2015年陜西省行政區(qū)劃分圖(1∶5萬)、土壤圖(1∶5萬)、土地利用現(xiàn)狀圖(1∶5萬)數(shù)字化疊加，根據(jù)圖斑個(gè)數(shù)、面積、作物種類、產(chǎn)量水平等因素進(jìn)行采樣布點(diǎn)，從而確保采樣的全面性、均衡性和客觀性。耕地質(zhì)量監(jiān)測(cè)采樣點(diǎn)覆蓋全市所有農(nóng)田，布點(diǎn)均勻，樣點(diǎn)數(shù)共計(jì)530個(gè)，平均每606.37 hm2布設(shè)一個(gè)采樣點(diǎn)(圖1)。于2018年10—11月完成0～20 cm耕層土壤樣品采集。采用重鉻酸鉀-外加熱法對(duì)土壤有機(jī)質(zhì)(SOM)進(jìn)行室內(nèi)分析。通過文獻(xiàn)整合獲取全國(guó)不同地區(qū)第二次土壤普查和測(cè)土配方施肥項(xiàng)目農(nóng)田耕層土壤有機(jī)質(zhì)含量[11-12]。

1.2.2 數(shù)據(jù)處理 基于30 m分辨率DEM數(shù)據(jù)(http：//www.gscloud.cn/csearch.jsp)，選取海拔、坡度、坡向、坡度變化率、坡向變化率、平面曲率、剖面曲率、地表切割深度、地形起伏度、高程變異系數(shù)、地表粗糙度等地形因子，并通過極差法對(duì)其統(tǒng)一量綱，采用相關(guān)矩陣和雪式熵值法篩選出兩種最優(yōu)組合因子，按照《中國(guó)1∶100萬地貌制圖規(guī)范》[13]對(duì)研究區(qū)農(nóng)田地貌單元進(jìn)行劃分(圖2)。用域法[14]對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行異常值剔除。運(yùn)用SPSS 25.0 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析、正態(tài)性分布檢驗(yàn)、相關(guān)分析、K-S檢驗(yàn)、單因素方差分析、通徑分析；用R語言中random forest包對(duì)經(jīng)度、緯度、海拔、坡度、坡向、坡度變化率、坡向變化率、累計(jì)曲率、平面曲率、剖面曲率、地表起伏度、地表切割度、地表粗糙度、高程變異系數(shù)、溫度、降雨等16個(gè)影響因子進(jìn)行重要性排序，采用序列后向搜索的方法對(duì)各特征因子進(jìn)行降維處理；Origin 2018進(jìn)行圖形繪制；GS+(Version9.0)進(jìn)行半方差函數(shù)計(jì)算[15]、各向異性分析、理論模型擬合及其相關(guān)參數(shù)計(jì)算等；ArcGIS 10.2軟件進(jìn)行空間最優(yōu)插值、趨勢(shì)分析；GeoDa軟件進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析、莫蘭指數(shù)的計(jì)算、蒙特卡羅模擬檢驗(yàn)。

Moran’s I是用來衡量集聚特征的一個(gè)綜合性評(píng)價(jià)統(tǒng)計(jì)特征參數(shù)，可以用于檢驗(yàn)?zāi)骋豢臻g要素在空間上是否存在依賴關(guān)系[16-17]。局部空間相關(guān) Moran’s I 系數(shù)的公式為：

(1)

式中,n為空間數(shù)據(jù)的個(gè)數(shù),Xi和Xj分別為i區(qū)、j區(qū)的空間要素的屬性值，X為所有空間數(shù)據(jù)的平均值,Wij為空間權(quán)重矩陣的元素，空間權(quán)重矩陣一般為對(duì)稱矩陣，且Wij=0。

對(duì)于局部Mora’s I，一般使用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z(I)來檢驗(yàn)空間要素空間自相關(guān)性的顯著性水平，其公式為：

(2)

式中，Var(I)為Moran’s I的理論方差；E(I)為Moran’s I的理論期望值。在0.05水平下，當(dāng)|Z|>1.96 時(shí)，表明該空間要素存在空間自相關(guān)，否則不存在空間自相關(guān)。

2 結(jié)果與分析

2.1 復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)及其空間分布特征

研究區(qū)耕地主要位于中部渭河平原地區(qū)，其次是北部淺山丘陵區(qū)，南部耕地面積相對(duì)較少，由平原、臺(tái)地、丘陵等多種地貌復(fù)合而成(圖2)。北部和南部地區(qū)的耕地地貌類型較為復(fù)雜，連通性較差，呈斑塊狀鑲嵌分布，而中部地區(qū)主要以低海拔平原、臺(tái)地為主，呈條帶狀分布。研究區(qū)農(nóng)田SOM含量3～34.23 g·kg-1(表1)，平均值為18.23 g·kg-1，對(duì)比研究區(qū)2009—2012年測(cè)土配方施肥項(xiàng)目監(jiān)測(cè)結(jié)果[12]，耕層SOM含量增加了2.63 g·kg-1，但較全國(guó)其他地區(qū)(圖3)有機(jī)質(zhì)含量仍較低。依照第二次土壤普查養(yǎng)分分類標(biāo)準(zhǔn)(表2)，其含量屬于四級(jí)水平，變異系數(shù)為25.73 %，呈中等變異程度。其中低海拔平原農(nóng)田SOM含量顯著高于中海拔地區(qū)，低海拔臺(tái)地農(nóng)田SOM含量顯著高于中海拔平原和中海拔臺(tái)地，中海拔地區(qū)各地貌類型農(nóng)田SOM含量之間沒有顯著的差異。不同地貌耕層SOM變異系數(shù)表現(xiàn)為：中海拔丘陵>低海拔丘陵>中海拔臺(tái)地>中海拔平原>低海拔平原>低海拔臺(tái)地，均呈中等程度變異。從研究區(qū)農(nóng)田SOM空間分布來看(圖4)，斑塊狀高值區(qū)域主要分布在寶雞西南部的鳳縣地區(qū)、東部的扶風(fēng)縣地區(qū)和中部陳倉地區(qū)，而低值地區(qū)主要位于寶雞北部和南部的丘陵地區(qū)。

表1 研究區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)含量分布特征Table 1 Characteristics of SOM in the field of the study area

表2 第二次土壤普查養(yǎng)分分類標(biāo)準(zhǔn)Table 2 Classification criteria of nutrients for the second soil census

2.2 復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)空間變異特征

2.2.1 土壤有機(jī)質(zhì)半方差函數(shù)分析 通過不同模型對(duì)SOM進(jìn)行半方差函數(shù)擬合，其最佳理論模型為指數(shù)模型(表3)，擬合度為86%，殘差為13.1，擬合效果較好，因此采用指數(shù)模型進(jìn)行空間插值具有一定可信度。研究區(qū)農(nóng)田SOM含量的塊金系數(shù)為0.41，呈中等程度空間自相關(guān)性，結(jié)構(gòu)性因子對(duì)SOM空間異質(zhì)性的影響高于隨機(jī)性因子。此外，研究區(qū)農(nóng)田SOM最大變程為211 km，遠(yuǎn)大于采樣點(diǎn)間距離，從全局來看，存在強(qiáng)烈的空間相關(guān)性。

表3 研究區(qū)土壤有機(jī)質(zhì)屬性半方差函數(shù)模型結(jié)構(gòu)及其參數(shù)Table 3 Semi-variance structures of SOM and their parameters in the region

2.2.2 土壤有機(jī)質(zhì)含量趨勢(shì)及各向異性分析 研究區(qū)農(nóng)田SOM含量存在一定程度的趨勢(shì)特征(圖5)，表現(xiàn)為從北到南、從東到西逐漸增加的趨勢(shì)。考慮到研究區(qū)的地形地貌條件較為復(fù)雜，本研究從0°、45°、90°、135°等方向?qū)OM的各向異性進(jìn)行分析(圖6)，分析表明當(dāng)間距<20 km時(shí)，南北方向和東西方向均有較大的變異，20～80 km之間除東西方向以外，整體變化上呈現(xiàn)各向同性。當(dāng)間隔的距離逐漸變大時(shí)，南北方向的變異程度較大，東西方向的變異程度較小，并且從整體上看，南北方向的變異程度比東西方向的變異程度大。

2.2.3 農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)局部空間自相關(guān)分析 局部相關(guān)性可以將全局空間自相關(guān)性分解到更小的空間單元，可以進(jìn)一步量化具體空間要素與周圍要素之間的差異程度及其顯著性，彌補(bǔ)統(tǒng)計(jì)分析無法反映局部空間變異的不足。研究區(qū)農(nóng)田SOM的Moran’s I=0.06，存在局部空間正相關(guān)性。從不同地貌單元來看，除了低海拔平原和高海拔丘陵為空間正相關(guān)外，其他地區(qū)均呈空間負(fù)相關(guān)(圖7)。局部Moran’s I 散點(diǎn)圖表明，整體上呈近似均勻地分布在4個(gè)象限內(nèi)，表現(xiàn)出各象限積聚并存。對(duì)局部Moran’s I 系數(shù)進(jìn)行蒙特卡羅模擬檢驗(yàn)(表4)，研究區(qū)Z(I)值為3.2377>1.96，表明研究區(qū)耕層SOM存在空間自相關(guān)性。但各地貌類型區(qū)Z(I)值的絕對(duì)值均小于1.96，不存在空間相關(guān)性。

2.3 復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)空間變異影響因素

方差分析表明，地貌類型對(duì)研究區(qū)耕層SOM含量影響達(dá)到顯著水平(P<0.05)(表5)。但是地貌類型對(duì)SOM含量的影響不是孤立存在的，而是各種地形因子之間相互作用的復(fù)雜關(guān)系，這種關(guān)系用簡(jiǎn)單的相關(guān)關(guān)系和方差分析并不能完全說明。隨機(jī)森林既可以不受多重線性關(guān)系影響，又可以起到降噪和防止過度擬合的作用，因此本研究利用隨機(jī)森林importance函數(shù)對(duì)各影響因子進(jìn)行分析，其中均方誤差增加和節(jié)點(diǎn)純度越大, 表示影響因子越重要。研究區(qū)耕層SOM含量主要受5種因子影響，其重要性排列順序?yàn)椋壕暥?經(jīng)度>溫度>降水>海拔(圖8)。通經(jīng)分析表明(表6)，研究區(qū)各影響因子對(duì)SOM含量直接作用順序?yàn)椋?緯度>海拔>溫度 >降水>經(jīng)度，間接作用順序?yàn)椋簻囟?降水>經(jīng)度>海拔>緯度。其中經(jīng)度對(duì)SOM含量的直接效應(yīng)較低，主要是通過其它因子產(chǎn)生間接作用；緯度對(duì)SOM含量的影響主要表現(xiàn)為直接負(fù)效應(yīng)，以及溫度和海拔對(duì)其間接負(fù)效應(yīng)影響；降雨和溫度對(duì)SOM含量的直接影響較少，主要受緯度和海拔的間接作用影響。海拔對(duì)農(nóng)田SOM含量的影響主要表現(xiàn)為直接的正效應(yīng)，以及緯度和溫度對(duì)其間接的負(fù)效應(yīng)。

表5 農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)方差分析Table 5 Analysis of SOM variance in farmland

表6 影響因子對(duì)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)含量的通徑分析Table 6 Path analysis of topographic factors on farmland SOM content

3 討 論

傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)對(duì)SOM含量空間變異分析一般用變異系數(shù)來表示，主要是定性地對(duì)SOM含量數(shù)值大小統(tǒng)計(jì)分析。基于地統(tǒng)計(jì)的變異分析則可從空間結(jié)構(gòu)上對(duì)變異特征(半方差函數(shù)、空間趨勢(shì)、空間自相關(guān)性等)進(jìn)行定量表征，能比較詳細(xì)地刻畫地形地貌差異導(dǎo)致的土壤屬性空間變異性。研究區(qū)農(nóng)田土壤有機(jī)質(zhì)含量的空間變異性高于平原和丘陵等單一地貌區(qū)域[18-19]，與土壤有效磷、速效鉀等速效養(yǎng)分相比，SOM含量具有較小的空間變異性，屬于中等程度變異[20-22]。眾多研究表明，在單一地貌類型區(qū)，描述SOM含量空間變異的最優(yōu)半方差函數(shù)為指數(shù)模型，具有一定的趨勢(shì)特征和弱空間相關(guān)性[18-19]。本研究結(jié)果表明，在復(fù)雜地貌類型區(qū)，描述土壤SOM含量空間變異的最優(yōu)半方差函為指數(shù)函數(shù)，由于SOM含量的空間分布受多因素影響，呈現(xiàn)出明顯的趨勢(shì)特征和各向異性，同時(shí)其空間分布與地貌具有一定的相似性。從復(fù)合地貌整體來看，農(nóng)田SOM含量具有顯著的空間相關(guān)性，但從單一地貌區(qū)域來看，均無顯著的空間相關(guān)性。可見，在復(fù)合地貌區(qū)，農(nóng)田SOM含量的空間變異受地貌類型的影響，且整體和局部之間在空間上存在明顯差異。一方面，可能是研究區(qū)地貌單元的復(fù)雜結(jié)構(gòu)導(dǎo)致耕作管理、水熱分布等空間差異，進(jìn)而造成土壤屬性的結(jié)構(gòu)性差異，使其具有較強(qiáng)空間異質(zhì)性和局部空間自相關(guān)性[19,23]；另一方面可能是研究區(qū)不同地貌景觀格局不同所致[24]，研究區(qū)中部的農(nóng)田景觀斑塊類型單一，且連通性較好，而南部和北部地區(qū)農(nóng)田景觀破碎化嚴(yán)重。因此相比于傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)學(xué)，地統(tǒng)計(jì)學(xué)方法分析復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田SOM含量空間變異更具優(yōu)勢(shì)。

農(nóng)田SOM含量的空間變異性受自然的結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同作用，結(jié)構(gòu)性因素會(huì)導(dǎo)致土壤養(yǎng)分空間相關(guān)性較強(qiáng)，隨機(jī)性因素使土壤養(yǎng)分空間相關(guān)性減弱，朝均一化方向發(fā)展[25]。在地貌單一的地區(qū)，主要受施肥、耕作制度、種植制度、作物類型等隨機(jī)因子的影響[18]。在地貌復(fù)雜的地區(qū)，農(nóng)田SOM含量主要受海拔、土壤類型等結(jié)構(gòu)性因素影響[18]。研究區(qū)農(nóng)田SOM含量的塊金值為41%，受結(jié)構(gòu)性因子和隨機(jī)性因子共同作用，且受前者影響更大。其中經(jīng)度、緯度、降雨、溫度、海拔為主要影響因子，緯度和海拔因子對(duì)農(nóng)田耕層SOM含量的直接作用大于間接作用，溫度、降雨和經(jīng)度的間接效應(yīng)大于直接作用。其中緯度和海拔是影響農(nóng)田SOM含量的直接原因。不同經(jīng)緯度反映了平原、臺(tái)地、丘陵等地形差異。地貌的差異是自然形成的，不易改變，且對(duì)耕作管理有一定影響[26]。如在平原區(qū)，利于集約化經(jīng)營(yíng)；在丘陵區(qū)，土地景觀破碎、連通性差，土地利用和管理上更多樣化，一定程度上影響有機(jī)質(zhì)投入[27]，可能帶來較大的隨機(jī)變異。同時(shí)，地形影響光照、溫度和水分，進(jìn)而影響有機(jī)質(zhì)分解和微生物的礦化[28-30]。海拔對(duì)有機(jī)質(zhì)的影響，更多體現(xiàn)在降雨和溫度方面。一般地，海拔越高，降雨越多，溫度越低，利于有機(jī)質(zhì)累積[31-32]。就本研究而言，海拔與農(nóng)田SOM含量呈顯著負(fù)相關(guān)，相較于地形的影響，海拔對(duì)有機(jī)質(zhì)變異的影響較小。這與以往人們的研究結(jié)果不同[19,23,33]。可能與研究尺度和研究區(qū)地貌分布的復(fù)雜程度有關(guān)[34]。本研究區(qū)為多地貌單元復(fù)合區(qū)，農(nóng)田地貌特征多樣，且耕地海拔較低，主要處于低海拔平原地區(qū)，受人為及其他因素干擾[35]，海拔因子對(duì)農(nóng)田SOM限制較小。

理解農(nóng)田SOM含量的空間變異特征對(duì)農(nóng)田土壤監(jiān)測(cè)、評(píng)估和管理有重要意義。本研究探討了在復(fù)合地貌區(qū)，農(nóng)田SOM含量的空間變異影響因素以及其內(nèi)在的驅(qū)動(dòng)鏈，為其他相似地貌或不同土地利用方式下土壤SOM含量空間變異方面研究提供了新的思路和借鑒。在未來復(fù)合地貌區(qū)的樣點(diǎn)布設(shè)中應(yīng)充分考慮結(jié)構(gòu)性因子對(duì)農(nóng)田SOM含量的影響，而在單一地貌區(qū)域樣點(diǎn)布設(shè)中應(yīng)充分考慮隨機(jī)性因子對(duì)農(nóng)田土壤SOM含量的影響，從而確保樣本更具代表性。采樣布點(diǎn)過程當(dāng)中應(yīng)充分考慮局部的空間相關(guān)性，即相關(guān)性高的區(qū)域減少樣本數(shù)量，相關(guān)性低的區(qū)域增加采樣數(shù)量，從而減少人力和物力的無效損耗。但農(nóng)田耕層SOM含量空間變異的影響因素還有很多，各因素之間及其與地貌類型之間內(nèi)在影響機(jī)制還不明確，未來需要進(jìn)一步深入研究。

4 結(jié) 論

1)復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田SOM含量變異特征表現(xiàn)為中等程度變異，變異系數(shù)表現(xiàn)為：中海拔丘陵>低海拔丘陵>中海拔臺(tái)地>中海拔平原>低海拔平原>低海拔臺(tái)地；SOM含量具有明顯趨勢(shì)性特征，各個(gè)方向存在各向異性，南北方向的空間變異性大于東西方向。

2)與單一地貌類型區(qū)相比，復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田耕層SOM空間分布具有更強(qiáng)的空間自相關(guān)性，SOM含量空間變異受結(jié)構(gòu)因子影響更大。

3)復(fù)合地貌區(qū)農(nóng)田SOM含量空間變異受地形、降水、溫度、海拔等因子綜合作用，其中地形和海拔主要表現(xiàn)為直接作用，其他因子主要表現(xiàn)為間接作用。