張子胥,于倚龍,李永強(qiáng),*,焦樹英,董 智,韓國棟,徐子云

1 山東農(nóng)業(yè)大學(xué)，資源與環(huán)境學(xué)院，土肥資源高效利用國家工程實驗室，泰安 271018 2 山東農(nóng)業(yè)大學(xué)，林學(xué)院，泰山森林生態(tài)站，泰安 271018 3 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)草原與資源環(huán)境學(xué)院, 呼和浩特 010018

草原生態(tài)系統(tǒng)是陸地生態(tài)系統(tǒng)重要組成部分,其碳儲量約占陸地生態(tài)系統(tǒng)總碳量的34%[1]。土壤有機(jī)碳也是評估土壤肥力和土壤退化的重要指標(biāo),影響著土壤的理化性質(zhì)和生物特性[2]。Dlamini等在2016年總結(jié)全球范圍內(nèi)55項研究中的628個土壤樣品的分析結(jié)果后發(fā)現(xiàn)：在氣候干燥地區(qū)(降水量小于600 mm),退化草地土壤有機(jī)碳含量較退化前減少了16%,在氣候潮濕地區(qū)(降水量大于1000 mm)這一比例僅為8%,干旱地區(qū)土壤退化伴隨的有機(jī)碳流失問題更加嚴(yán)重[3]。因此,關(guān)于干旱區(qū)草地土壤有機(jī)碳流失問題的研究具有重要意義。

放牧是荒漠草原的主要利用方式之一,放牧強(qiáng)度過大被認(rèn)為是引起草原區(qū)土壤退化的主要原因,放牧和土壤侵蝕導(dǎo)致的土壤碳流失問題受到廣泛關(guān)注[4],關(guān)于放牧強(qiáng)度對土壤有機(jī)碳影響的研究逐漸增加。目前,這類研究主要集中在土壤碳組分、土壤有機(jī)碳與土壤微生物數(shù)量和酶活性之間的互作關(guān)系等方面[5-7],對土壤有機(jī)碳空間異質(zhì)性影響的研究相對較少。土壤空間異質(zhì)性是土壤的重要屬性之一[8],在干旱或半干旱生態(tài)系統(tǒng)中有機(jī)碳的空間異質(zhì)性通常表現(xiàn)為土壤有機(jī)碳含量的斑塊化分布；地統(tǒng)計學(xué)方法是研究土壤養(yǎng)分空間格局最常用的方法之一,通過地統(tǒng)計學(xué)中的半方差分析可以檢驗隨取樣間距增大測量值的變化情況,同時反映斑塊平均大小和破碎程度等信息,解釋土壤養(yǎng)分的空間分布特征[9-11]。

本研究采用高密度取樣結(jié)合半方差分析研究土壤有機(jī)碳在不同放牧強(qiáng)度影響下的空間分布特征,并結(jié)合地形因素和其它土壤養(yǎng)分指標(biāo)探究放牧與有機(jī)碳空間異質(zhì)性的關(guān)系,以期為退化荒漠草原恢復(fù)、草地放牧生態(tài)系統(tǒng)可持續(xù)性管理提供數(shù)據(jù)和理論支撐。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

試驗區(qū)位于內(nèi)蒙古自治區(qū)烏蘭察布市內(nèi)蒙古農(nóng)牧業(yè)科學(xué)院四子王旗基地(111°54′E、41°47′N,1456 m)。該地區(qū)屬典型中溫帶大陸性季風(fēng)氣候,冬季漫長寒冷,夏季短促干燥,降水稀少而集中,多年平均降水量280 mm,晝夜溫差大,多年平均氣溫3.4℃,7月份平均氣溫最高,無霜期90—120 d。試驗區(qū)屬短花針茅荒漠草原,植物群落由近30種植物種組成,建群種為短花針茅(Stipabreviflora),優(yōu)勢種為冷蒿(Artemisiafrigida)、無芒隱子草(Cleistogenessongorica)、冰草(Agropyroncristatum)、銀灰旋花(Convolvulusammannii)。荒漠草原植被高度、蓋度和地上生物量季節(jié)變化明顯,植物群落特征采用生物量最高的8月份數(shù)據(jù)(表1)。試驗區(qū)土壤類型為淡栗鈣土,土層厚度較淺,鈣積層位于地表下40 cm左右,土體堅硬,滲透能力較差。

表1 8月份試驗區(qū)植被特征

1.2 試驗設(shè)計

試驗區(qū)屬長期定位試驗基地,2002年7月份開始進(jìn)行圍欄放牧,進(jìn)行前期定量放牧觀測。于2004年采用隨機(jī)區(qū)組試驗方法將試驗小區(qū)分成3個區(qū)組,每個區(qū)組包含輕度放牧(Lightly grazed,LG)、中度放牧(Moderately grazed,MG)、重度放牧(Heavily grazed,HG)和對照樣地(CK)4個處理。每個處理3個重復(fù),共12個小區(qū)?；诋?dāng)?shù)氐臍夂蝾愋秃湍撩駥Σ莸氐睦脧?qiáng)度,設(shè)定4個放牧強(qiáng)度為0(CK)、0.93(LG)、1.82(MG)和2.71(HG)羊單位 hm-2(a/2)-1。每個小區(qū)面積約為4.4 hm2,區(qū)組內(nèi)隨機(jī)排列。每年于6月初到11月底放牧6個月,每天7:00將家畜趕入放牧區(qū)讓其自由采食,19:00將其趕回畜圈。

1.3 樣品的采集和分析

2016年9月選取縱向長度基本一致的小區(qū)CK1、LG1、MG1和HG1進(jìn)行土壤取樣。鑒于長條狀的小區(qū)設(shè)置,本研究采用線性取樣。由南向北在每個小區(qū)中線處設(shè)置長度為497.5 m的樣線,為減少羊群進(jìn)出小區(qū)對土壤理化性質(zhì)的影響,每個小區(qū)樣線起始點設(shè)置在距離小區(qū)入口50 m處。樣點依樣線布設(shè),樣點間隔2.5 m。在每個樣點進(jìn)行GPS定位,并記錄經(jīng)緯度、海拔等地形因子,樣點所在樣線的海拔變化如圖1所示。用長20 cm、內(nèi)徑7 cm的土壤取樣器按0—10、10—20、20—30 cm分層采集土壤樣品,樣品數(shù)量共2400個,另外每50 m用環(huán)刀在取樣點附近取一份土壤樣品用于容重測定。

圖1 不同放牧強(qiáng)度下樣線海拔變化

土壤樣品經(jīng)室內(nèi)風(fēng)干后除去凋落物和根系等雜物,先過2 mm篩,取一半2 mm土壤樣品研磨過80目篩后分別裝袋密封保存。于2017年3月開始進(jìn)行土壤樣品測定,全氮和全磷含量采用全自動化學(xué)分析儀Smartchem-200進(jìn)行測定；土壤有機(jī)碳含量用重鉻酸鉀-濃硫酸油浴外加熱法測定；環(huán)刀內(nèi)土壤樣品經(jīng)烘箱65℃烘至恒重后進(jìn)行稱重,計算土壤容重。

1.4 數(shù)據(jù)處理

(1)土壤有機(jī)碳密度計算：

SOCstock,i= SOCi×Di×Hi×(1-Gi)×1000

式中,SOCstock,i為i層的土壤有機(jī)碳密度(g/m2)；SOCi為i層的土壤有機(jī)碳含量(g/kg)；Di為i層土壤容重(g/cm3)；Hi為i層的土層厚度(cm)；Gi為i層的礫石含量；因供試土壤為沙質(zhì)淡栗鈣土,礫石含量極低,遠(yuǎn)小于10%[12],因此計算時忽略Gi。

(2)土壤有機(jī)碳含量半方差分析：首先用Excel 2016軟件和SPSS 19.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析,再進(jìn)行K-S檢驗驗證土壤有機(jī)碳含量是否符合正態(tài)分布。變異系數(shù)(CV)反映區(qū)域化變量的離散程度,劃分為3個變異等級：CV<10%,弱變異；10%100%,強(qiáng)變異[13]。用閾值法(均值加減3倍標(biāo)準(zhǔn)差)檢驗特異值,若存在特異值,均值加3倍標(biāo)準(zhǔn)差作為最大值,均值減3倍標(biāo)準(zhǔn)差作為最小值。

正態(tài)分布檢驗后,對不符合正態(tài)分布的數(shù)據(jù)集進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換,然后運(yùn)用GS+7.0計算半方差函數(shù)對土壤有機(jī)碳空間變異特征進(jìn)行描述,通過半方差函數(shù)得到散點圖,對散點圖采用球狀模型、高斯模型、指數(shù)模型和線性模型等方法進(jìn)行擬合,選取擬合度最佳的模型。由模型可以導(dǎo)出4個重要參數(shù)分別是變程(a)：指示異質(zhì)性斑塊的平均大小；塊金值(C0)：樣本之間的隨機(jī)方差和最小采樣尺度內(nèi)的變化；基臺值(C0+C)：包括實驗誤差和空間結(jié)構(gòu)異質(zhì)性引起的方差,指示樣地范圍內(nèi)最大的空間異質(zhì)性程度；結(jié)構(gòu)比：空間結(jié)構(gòu)變異占總變異的比例,可以反映空間結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的大小[14],用C/(C0+C)表示。當(dāng)結(jié)構(gòu)比C/(C0+C)<25%時,則說明系統(tǒng)具有較弱的空間相關(guān)性；如果該比值在25%—75%,則說明系統(tǒng)具有中等程度的空間相關(guān)性；如果C/(C0+C)>75%,則說明系統(tǒng)具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性[10]。

半方差函數(shù)的計算公式:

式中,γ(h)為半方差函數(shù)；h為兩個樣本的間隔距離；N(h)是間距為h的觀測樣點的數(shù)量；Z(xi)和Z(xi+h)為變量Z在空間位置xi和xi+h處的實測值,在一定范圍內(nèi),γ(h)隨著h的增大而增大,當(dāng)達(dá)到最大相關(guān)距離時,趨于平穩(wěn)[15]。

2 結(jié)果與分析

2.1 不同放牧強(qiáng)度對土壤氮、磷含量的影響

土壤全氮全磷含量是指示土壤養(yǎng)分狀況的關(guān)鍵指標(biāo)。中度放牧和重度放牧?xí)档屯寥廊?但重度放牧較中度放牧的土壤全氮含量會出現(xiàn)上升,且在10—20 cm和20—30 cm土層達(dá)到顯著水平(P<0.05)。全磷含量在不同放牧強(qiáng)度下呈現(xiàn)出先下降后升高的現(xiàn)象,但全磷含量隨土層變化并未出現(xiàn)顯著差異(圖2)。

圖2 不同放牧強(qiáng)度下土壤全氮含量和全磷含量變化

2.2 不同放牧強(qiáng)度對有機(jī)碳的影響

放牧導(dǎo)致土壤有機(jī)碳含量在0—20 cm土層顯著降低(P<0.05),LG、MG和HG依次降低了9.19%、9.79%、8.31%,三個放牧處理之間不存在顯著差異(圖3)。從數(shù)據(jù)分布情況來看,土壤有機(jī)碳含量的數(shù)據(jù)樣本K-S檢驗結(jié)果大于5%顯著水平,數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布。從變異系數(shù)來看,不同放牧小區(qū)各土層有機(jī)碳含量均表現(xiàn)為中等程度的變異(10%

圖3 不同放牧強(qiáng)度下土壤有機(jī)碳含量和密度變化

在0—10 cm土層土壤碳氮比在LG和MG較CK沒有出現(xiàn)顯著變化(圖4)。在HG出現(xiàn)了顯著降低(P<0.05),較對照處理降低了約10.14%。在10—30 cm土層各放牧強(qiáng)度碳氮比均未出現(xiàn)顯著變化。在各放牧強(qiáng)度下碳氮比的垂直變化均是隨土層深度加深逐漸減小。

圖4 不同放牧強(qiáng)度下土壤碳氮比

2.3 土壤有機(jī)碳含量半方差模型

利用地統(tǒng)計軟件GS+7.0對全部采樣點的土壤有機(jī)碳含量數(shù)據(jù)進(jìn)行半方差分析(在半方差分析中有機(jī)碳含量數(shù)據(jù)采用三層土壤的平均值)。由表2和圖5可以看出,研究區(qū)不同放牧強(qiáng)度下土壤有機(jī)碳含量最優(yōu)擬合模型不同,其中對照和輕度放牧為球狀模型,中度放牧和重度放牧為指數(shù)模型。

圖5 不同放牧強(qiáng)度下土壤有機(jī)碳含量半方差函數(shù)

由表2可知,塊金值隨著放牧強(qiáng)度的增加先降低后升高,CK與HG明顯高于其它處理,說明引起變異的不確定成分即隨機(jī)性因素作用較大。同時CK的基臺值明顯高于其它處理,說明禁牧情況下總的變異程度明顯大于放牧。變程隨放牧強(qiáng)度增加先降低后升高,但HG的變程仍遠(yuǎn)低于LG。各處理之間結(jié)構(gòu)比的變化范圍是66.00%—77.70%,表明土壤有機(jī)碳呈現(xiàn)中度到高度的空間相關(guān)性。同時放牧處理的結(jié)構(gòu)比均高于CK,并且MG的[C/(C0+C)]值達(dá)到77.70%,具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性。

表2 不同放牧強(qiáng)度下土壤有機(jī)碳含量半方差函數(shù)模型參數(shù)

2.4 土壤有機(jī)碳含量與土壤氮、磷含量和海拔的相關(guān)性

選取海拔、全氮和全磷作為因子與有機(jī)碳進(jìn)行線性擬合,研究不同放牧強(qiáng)度下海拔、全氮和全磷同有機(jī)碳互作關(guān)系。為了排除土壤層級之間的變化影響相關(guān)性結(jié)果,使用受放牧擾動最劇烈的表層0—10 cm土層的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性擬合。由圖6可知,有機(jī)碳含量與全氮含量在4個放牧強(qiáng)度下均呈極顯著正相關(guān)(P<0.01),相關(guān)性由大到小為對照樣地>中度放牧>重度放牧>輕度放牧。有機(jī)碳含量與全磷含量在4個處理均呈現(xiàn)極顯著正相關(guān)(P<0.01),相關(guān)性隨放牧強(qiáng)度增強(qiáng)逐漸增強(qiáng)。CK、LG和MG的有機(jī)碳含量與海拔呈極顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01),而HG有機(jī)碳含量同海拔的相關(guān)性不顯著。

圖6 不同放牧強(qiáng)度下土壤有機(jī)碳含量與海拔、全氮含量和全磷含量線性擬合

3 討論

有研究表明放牧?xí)雇寥牢⑸锘钚栽鰪?qiáng),加速氮素循環(huán),導(dǎo)致土壤全氮含量降低[16],在本試驗區(qū)進(jìn)行的氮礦化試驗也得出類似結(jié)論[17]。當(dāng)放牧強(qiáng)度由中度增加到重度時,土壤全氮含量較中度放牧出現(xiàn)小幅上升,導(dǎo)致重度放牧區(qū)表層土壤碳氮比顯著下降,這可能是由家畜的采食和排泄行為會加速植物中的氮素進(jìn)入土壤導(dǎo)致的[18]。土壤中全磷的主要來源為枯落物分解[19],放牧活動造成的生物量降低(表1)直接導(dǎo)致枯落物減少,磷的輸入量也隨之減少,從而引起土壤全磷含量較對照樣地降低。土壤全氮、全磷含量的垂直變化在四個處理區(qū)的趨勢基本一致,表明放牧強(qiáng)度變化對全氮、全磷的垂直分布影響較小。由于土壤環(huán)境和結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性,以及土壤有機(jī)碳動態(tài)過程的復(fù)雜性,使得放牧對土壤有機(jī)碳含量變化的研究結(jié)果不盡一致[20]。在本研究中,放牧降低了土壤有機(jī)碳含量,出現(xiàn)此現(xiàn)象的主要原因是長期放牧降低植被覆蓋率,減少了凋落物和地下根系生物量。凋落物和地下根系是土壤碳的主要輸入源[21],導(dǎo)致放牧區(qū)土壤有機(jī)碳含量顯著降低。本試驗中三個放牧處理間土壤有機(jī)碳含量沒有顯著差異,表明該地區(qū)土壤有機(jī)碳含量對放牧強(qiáng)度變化的響應(yīng)并不靈敏,這可能是由于本試驗樣地所處荒漠草原,生態(tài)環(huán)境脆弱且生態(tài)系統(tǒng)承載力低[22],輕度放牧就已經(jīng)破壞土壤有機(jī)碳釋固平衡；也有其它學(xué)者研究表明草原有機(jī)碳含量隨放牧強(qiáng)度增大持續(xù)降低[23-24],原因可能是不同草地類型對放牧強(qiáng)度響應(yīng)存在著差異。有研究認(rèn)為草地生態(tài)系統(tǒng)具有一定的滯后性和彈性[25],荒漠草原生態(tài)系統(tǒng)彈性較低,易受人為干擾影響。本研究中三個放牧處理均出現(xiàn)了顯著的碳損失,損失幅度約5%左右。但繼續(xù)增加放牧強(qiáng)度對荒漠草原土壤有機(jī)碳輸入/輸出平衡關(guān)系的影響需要進(jìn)一步研究。不同土壤養(yǎng)分指標(biāo)對于放牧強(qiáng)度變化的響應(yīng)有所不同,在本試驗設(shè)置的最低放牧強(qiáng)度下土壤有機(jī)碳和全磷含量已出現(xiàn)顯著降低(P<0.05),這也一定程度反映了荒漠草原的脆弱性。因此,降低放牧強(qiáng)度的同時進(jìn)行短期禁牧和季節(jié)性休牧等放牧管理措施可能是促進(jìn)荒漠草原生態(tài)系統(tǒng)土壤養(yǎng)分積累更有效措施[26]。

不同放牧強(qiáng)度會導(dǎo)致荒漠草原植被和表層土壤理化性質(zhì)的不同程度變化,同時也影響有機(jī)碳的空間結(jié)構(gòu)分布[10]。本研究表明隨放牧強(qiáng)度的增加,塊金值和基臺值均呈現(xiàn)不同程度的上升,反映出隨機(jī)性因素和總變異程度逐漸增加,這可能與放牧強(qiáng)度增加導(dǎo)致采食強(qiáng)度、踐踏強(qiáng)度和家畜糞便分布等隨機(jī)因素增加有關(guān)。而對照樣地土壤有機(jī)碳的結(jié)構(gòu)異質(zhì)性占比最低,可能與對照樣地內(nèi)灌木優(yōu)勢度增加有關(guān)。樣地內(nèi)冷蒿、木地膚等灌木的蓋度顯著高于其它3個放牧區(qū),灌叢促使草原“沃島”現(xiàn)象的發(fā)育,可能會促使有機(jī)碳空間變異中的隨機(jī)性因素增強(qiáng)[27],從而降低結(jié)構(gòu)性因素占總變異的比例。中度放牧區(qū)土壤有機(jī)碳含量具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性且變程最小,反映出中度放牧的空間異質(zhì)性大且有機(jī)碳異質(zhì)性斑塊的破碎化嚴(yán)重,可能是家畜選擇性采食適口性較好的冷蒿、木地膚直接導(dǎo)致試驗區(qū)生物多樣性降低[28],有機(jī)碳空間變異中的隨機(jī)性因素所占比例也隨之降低。重度放牧區(qū)因采食強(qiáng)度高而導(dǎo)致其植被蓋度和高度降低,高踐踏強(qiáng)度下草原地面裸露導(dǎo)致地表風(fēng)蝕增強(qiáng)[29],隨機(jī)性因素對土壤有機(jī)碳含量的影響逐漸增強(qiáng),空間相關(guān)性逐漸降低。對照區(qū)與重度放牧區(qū)有較高的塊金值,說明它們可能存在更小尺度的空間格局,需進(jìn)一步研究[30]。三個放牧處理的有機(jī)碳空間分布均呈現(xiàn)出中等到強(qiáng)的空間自相關(guān)性。土壤有機(jī)碳含量的空間變異程度受地形、水文和成土母質(zhì)等結(jié)構(gòu)性因素影響[31]。在輕度放牧和中度放牧土壤有機(jī)碳含量與海拔呈極顯著負(fù)相關(guān)(P<0.01),而重度放牧的結(jié)構(gòu)比較小且有機(jī)碳含量與海拔沒有顯著相關(guān)性。重度放牧下羊群采食、踐踏、排泄等行為(隨機(jī)性因素)致使地面出現(xiàn)了大面積裸露和土壤板結(jié),地表徑流向草地破碎斑塊聚集,可能導(dǎo)致空間異質(zhì)性程度增強(qiáng)[32],稀釋了結(jié)構(gòu)性因素對有機(jī)碳總空間變異的影響。

放牧對土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的影響主要是通過影響?zhàn)B分的移動和再分配來實現(xiàn)的[33],并且土壤有機(jī)碳礦化對土壤氮、磷的增加存在響應(yīng)機(jī)制[34]。本試驗中土壤全氮含量與土壤有機(jī)碳含量在四個處理中均呈極顯著正相關(guān),這與相關(guān)研究中碳氮具有耦合效應(yīng)的結(jié)論一致[35-37]。放牧導(dǎo)致的土壤氮含量變化通過這種耦合效應(yīng)也間接影響土壤有機(jī)碳含量,以及作為隨機(jī)性因素影響有機(jī)碳含量的空間分布。土壤全磷含量與土壤有機(jī)碳含量在LG、MG和HG呈極顯著正相關(guān),且相關(guān)性隨放牧強(qiáng)度的增加而增強(qiáng)。有研究表明土壤有機(jī)碳、全磷的含量變化均與凋落物分解有關(guān)[38],放牧?xí)怪参锷锪恐?7%—60%的干物質(zhì)返還到土壤中[33],而返還物的有機(jī)質(zhì)含量和品質(zhì)差異可能是土壤關(guān)鍵元素相關(guān)性隨放牧強(qiáng)度變化的主要原因。

4 結(jié)論

(1)放牧導(dǎo)致0—20 cm土層的土壤有機(jī)碳含量顯著降低,對20—30 cm土層沒有顯著性影響,有機(jī)碳密度呈現(xiàn)出同含量相近的變化趨勢,放牧區(qū)較對照區(qū)在0—10 cm、10—20 cm和20—30 cm的碳損失依次為4.96%、4.97%、5.91%；中度放牧能夠顯著降低土壤的全氮含量,重度放牧顯著降低0—10 cm土層土壤的碳氮比。

(2)土壤有機(jī)碳含量的空間異質(zhì)性由大到小依次是中度放牧>輕度放牧>重度放牧>對照,空間分布的破碎程度由大到小為中度放牧>重度放牧>輕度放牧>對照,其中中度放牧下土壤有機(jī)碳含量具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性且異質(zhì)性斑塊呈破碎化分布；對照區(qū)和重度放牧區(qū)引起空間變異的隨機(jī)性因素較多,需縮小取樣尺度后進(jìn)一步研究。

(3)有機(jī)碳含量與海拔高度在對照、輕度放牧、中度放牧區(qū)呈極顯著負(fù)相關(guān),在重度放牧區(qū),有機(jī)碳含量和海拔高度的相關(guān)性減弱；有機(jī)碳含量與全氮和全磷含量在4個放牧強(qiáng)度均呈極顯著正相關(guān),且相關(guān)性隨放牧強(qiáng)度增加而增強(qiáng)。