王紅梅，王仲良，王 堃，陳 歡，劉安樂

(1.寧夏大學(xué)農(nóng)學(xué)院，銀川 750021;2.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)動(dòng)物科技學(xué)院，北京 100094)

生態(tài)學(xué)家過去在對不同勻質(zhì)系統(tǒng)的生態(tài)特征和過程研究時(shí)，常避免對它們之間的異質(zhì)性空間，即生態(tài)界面(Ecological boundary)的研究，往往將它忽略或視為生態(tài)系統(tǒng)間的邊界線［1］。而在景觀生態(tài)中，生態(tài)界面則是異質(zhì)性景觀鑲嵌體中固有特征，對鄰近生態(tài)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)變化和功能發(fā)揮都具有重要作用［2］。由于生態(tài)界面理論發(fā)展遠(yuǎn)超過其實(shí)踐應(yīng)用，因此生態(tài)學(xué)家亟待需要有不同生態(tài)系統(tǒng)間和不同研究尺度下的界面結(jié)構(gòu)和功能研究實(shí)例來證實(shí)其理論假設(shè)［3-10］。而在我國農(nóng)牧交錯(cuò)帶地區(qū)存在大量人為農(nóng)田-草地鑲嵌體，使得原有草地景觀破碎化，該鑲嵌體不僅影響著原有草地生態(tài)系統(tǒng)功能發(fā)揮，而且其本身也發(fā)揮特有的生態(tài)功能，不同程度地影響著農(nóng)牧交錯(cuò)帶區(qū)域生態(tài)環(huán)境的變化［11-13］。農(nóng)田-草地鑲嵌體功能的體現(xiàn)往往是生物和非生物因子共同作用結(jié)果，其中土壤水分異質(zhì)性作為非生物土壤因子的重要屬性之一，在不同尺度上影響著陸地與大氣之間的水分循環(huán)以及植物生長，已受到生態(tài)學(xué)家的關(guān)注。土壤水分異質(zhì)性在較大尺度上受氣候和土壤條件地帶性分異的影響［14-5］，而在較小空間尺度上則受微地形、人為干擾以及生物地球化學(xué)循環(huán)等因素的共同作用［16-17］。同時(shí)，有研究表明各種植被類型內(nèi)部的小尺度土壤水分分配以及植物斑塊的空間異質(zhì)性也可能是維持較大尺度的群落生物多樣性、初級(jí)生產(chǎn)力和穩(wěn)定性的重要因素［10，18-19］，即不同尺度下土壤水分異質(zhì)性的影響因素造成了土壤水分格局具有空間依賴性［20］。因此，對于具體研究對象，需要考慮尺度相關(guān)的采樣范圍和采樣的粒度才能更好地理解所要研究的空間格局和功能［21］。而針對農(nóng)牧交錯(cuò)帶內(nèi)部的農(nóng)田-草地鑲嵌體的土壤水分異質(zhì)性則需要了解其內(nèi)部農(nóng)田-草地邊界以及相鄰農(nóng)田、草地生態(tài)系統(tǒng)土壤水分空間異質(zhì)性特征才可更好的反映其空間特征，為此，通過對農(nóng)田-草地鑲嵌體內(nèi)部的農(nóng)田、草地、農(nóng)田-草地邊界0—20 cm土壤水分進(jìn)行不同粒度(0.5 m×0.5 m，1 m×1 m，2 m×2 m)的采樣試驗(yàn)，測定和分析農(nóng)田、草地、以及農(nóng)田-草地邊界土壤水分空間異質(zhì)性特征，以期揭示草地景觀破碎化過程中產(chǎn)生的農(nóng)田-草地鑲嵌體內(nèi)部的土壤水分空間異質(zhì)性、分布格局以及生態(tài)界面特征。

1 實(shí)驗(yàn)方法

1.1 樣地介紹

研究區(qū)位于華北農(nóng)牧交錯(cuò)帶的河北沽源國家草地生態(tài)系統(tǒng)野外科學(xué)觀測研究站。該站地處于內(nèi)蒙古典型草原東南舌延伸地帶，116°14'E，41°37'N，屬半干旱大陸季風(fēng)氣候帶，除夏季受東南暖濕氣流的影響外，較長時(shí)間收內(nèi)蒙古高壓寒冷的氣候控制，年均溫1℃，無霜期85 d，平均年降水量430.7 mm，主要集中在7—9月份，占全年的79%，年蒸發(fā)量1735.7 mm，年日照時(shí)數(shù)2930.9 h，主要的土壤類型為栗鈣土;草地植被的主要草種為羊草(Leymus chinensis)、克氏針茅(Stipa krylovii)、冰草(Agropyron cristatum)、豬毛菜(Salsola collina)、狗尾草(Setaria viridis)、鵝絨萎陵菜(Poten tillaanserina)、糙隱子草(Cleistogenes squarrosa)、星毛萎陵菜(Poten tillaacaulis)和胡枝子(Lespedeza bicolor)等，冰草為建群種。實(shí)驗(yàn)選取人工恢復(fù)圍封草地和玉米地(Zea mays L)的鑲嵌區(qū)域作為研究樣地，玉米地開墾于1995年，面積為7.1 hm2，無灌溉。

1.2 采樣方法

橫跨農(nóng)田-草地邊界設(shè)置3條長120 m的樣線(間隔20 m)，在農(nóng)田-草地邊界分別向農(nóng)田、草地內(nèi)部分別以0.5 m(0—6 m)、1 m(6—12 m)、2 m(12—30 m)、5 m(30—60 m)間隔依次采樣(圖1①)，對0—20 cm土層取樣，共計(jì)取樣186個(gè);同時(shí)利用嵌套柵格分別在農(nóng)田-草地鑲嵌體的農(nóng)田、草地、農(nóng)田-草地邊界以0.5 m×0.5 m，1 m×1 m，2 m×2 m不同粒度進(jìn)行采樣。具體方法如下:在農(nóng)田和草地設(shè)置14 m×14 m的樣地各1塊，分別在其內(nèi)部采用嵌套網(wǎng)格方法分別布設(shè)36個(gè)粒度為0.5 m×0.5 m樣方、49個(gè)粒度為1 m×1 m的樣方、49個(gè)粒度為2 m×2 m樣方;跨越農(nóng)田-草地界面的采樣設(shè)置14 m(南北)×40 m(東西)的樣地一塊，采用嵌套網(wǎng)格方法分別布設(shè)120個(gè)粒度為0.5 m×0.5 m樣方，140個(gè)粒度為1 m×1 m樣方，140個(gè)粒度為2 m×2 m樣方。對0—20 cm土層取樣，農(nóng)田采樣134個(gè)，草地采樣134個(gè)，農(nóng)田-草地界面采樣400個(gè)，共取樣668個(gè)。農(nóng)田、草地內(nèi)部采樣地距農(nóng)田-草地邊界距離為70 m(圖1②)。

1.3 土壤樣品分析項(xiàng)目及方法

為了便于分析比較，并減少其他環(huán)境因子的影響，本文選擇在雨后至少3—4 d的晴天進(jìn)行集中采樣，取樣時(shí)間為2011年的8月，在一天內(nèi)盡量將同一大小樣方的土樣采集完畢。在樣方內(nèi)部取樣時(shí)，先除去表層枯枝落葉，然后用直徑3 cm的土鉆隨機(jī)選擇小樣方中點(diǎn)位置的3個(gè)點(diǎn)混合取樣，剔除明顯的植物根段和枯落物等雜質(zhì)，裝入編號(hào)的鋁盒中，帶回實(shí)驗(yàn)室。采用烘干法對所有土樣的土壤含水量進(jìn)行測定:將稱量后的土壤樣品(精確到0.01 g)在105℃的烘箱內(nèi)烘至12 h，取出后稱量，計(jì)算土壤水分含量。

1.4 數(shù)據(jù)分析

計(jì)算農(nóng)田-草地鑲嵌體內(nèi)部的農(nóng)田、草地、農(nóng)田-草地邊界0—20 cm土層土壤水分的平均值、標(biāo)準(zhǔn)偏差和變異系數(shù)，以此來衡量各類型的土壤水分平均狀況和總變異程度(利用柵格數(shù)據(jù)進(jìn)行分析)。變異系數(shù)(CV)的大小可反映特征變量的空間變異度，即CV＜0.1為弱變異，CV在0.1—1.0為中等變異，CV＞1.0為強(qiáng)變異［22］。

根據(jù)農(nóng)田-草地鑲嵌體內(nèi)部的農(nóng)田、草地、農(nóng)田-草地邊界土壤水分含量和空間位置數(shù)據(jù)，用變異函數(shù)r(h)分析方法建立變異函數(shù)理論模型。變異函數(shù)的計(jì)算公式如下:

圖1 農(nóng)田-草地鑲嵌體(農(nóng)田、農(nóng)田-草地邊界、草地)土壤水分采樣圖Fig．1 Sketch map of sampling location for soil moisture in the study area農(nóng)田-草地邊界為南北走向，①樣線東西跨越農(nóng)田-草地邊界，②柵格采樣 о:2 m×2 m，*:1 m×1 m，+:0.5 m×0.5 m，◆:農(nóng)田-草地邊界

式中，r(h)是變異函數(shù)，Z為區(qū)域化隨機(jī)變量，Z(xi)和Z(xi+h)分別為變量Z在空間位置xi和xi+h上的取值，N(h)是取樣間隔為h時(shí)的樣本對總數(shù)。本文變異函數(shù)擬合成球狀理論模型、指數(shù)模型、線性模型，計(jì)算可得到4個(gè)重要的參數(shù)，即基臺(tái)值C0+C、塊金值C0、結(jié)構(gòu)方差比C/(C0+C)和變程A0。基臺(tái)值表示樣本總變異，塊金值表示區(qū)域變量在比采樣尺度更小尺度上的隨機(jī)變異，主要來源小于抽樣尺度的空間結(jié)構(gòu)變異和測量隨機(jī)誤差，結(jié)構(gòu)方差比即空間異質(zhì)性大小(MSH Magnitude of spatial heterogeneity)則可用來衡量空間自相關(guān)結(jié)構(gòu)因素對變量總變異的影響程度其可作為研究變量空間相關(guān)的分類依據(jù)，該值大于75%屬于強(qiáng)空間自相關(guān)，說明變量具有很好的空間結(jié)構(gòu)性，該值在25%—75%屬于中等程度的空間自相關(guān)，小于25%屬于弱空間自相關(guān)，說明隨機(jī)變異是引起空間異質(zhì)性的主要作用，變程為研究變量存在空間自相關(guān)特性的平均最大距離［23］。通過變異函數(shù)模型參數(shù)，模擬和比較農(nóng)田-草地鑲嵌體內(nèi)部農(nóng)田、草地、農(nóng)田-草地邊界土層0—20 cm土壤水分空間分布格局特征。本文數(shù)據(jù)分別用SPSS 11.0，SIGMAPLOT 10.0和地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件GS+5.1進(jìn)行處理。

2 結(jié)果

2.1 農(nóng)田-草地鑲嵌體土壤水分變異系數(shù)

土壤水分含量表現(xiàn)為農(nóng)田＞農(nóng)田-草地邊界＞草地，且差異顯著(P＜0.05)，農(nóng)田與草地表現(xiàn)為極顯著差異(P＜0.001)(表1)，農(nóng)田向草地過渡過程中在邊界處土壤水分變化劇烈且標(biāo)準(zhǔn)偏差(SD)較大，均高于農(nóng)田、草地的土壤含水量的標(biāo)準(zhǔn)偏差(圖2，表2)。農(nóng)田-草地鑲嵌體在采樣粒度0.5 m×0.5 m、1 m×1 m和2 m×2 m下，其內(nèi)部農(nóng)田土壤水分變異系數(shù)分別為0.10、0.18、0.22，草地分別為0.11、0.16、0.22和農(nóng)田-草地邊界分別為0.29、0.26、0.24，均屬中等變異，且在3種采樣粒度下農(nóng)田-草地邊界土壤水分含量變異系數(shù)與農(nóng)田、草地土壤水分變異系數(shù)存在顯著差異性(P=0.046，P=0.042)，表現(xiàn)為農(nóng)田-草地邊界＞草地＞農(nóng)田(表2)。在農(nóng)田-草地鑲嵌體尺度下的農(nóng)田-草地邊界與采樣粒度間的土壤含水量變異系數(shù)存在顯著相關(guān)(P=0.047)，而農(nóng)田、草地土壤含水量變異系數(shù)與不同采樣粒度間相關(guān)性不顯著(P=0.097)(圖3)，尤其草地相關(guān)性最低(P=0.82)。

表1 不同采樣粒度農(nóng)田-草地鑲嵌體(農(nóng)田、農(nóng)田-草地邊界、草地)土壤含水量差異分析Table 1 Analysis of differences for soil moisture of cropland，cropland-grassland boundary and grassland in different sampling grain sizes

2.2 農(nóng)田-草地鑲嵌體土壤水分空間異質(zhì)性

對農(nóng)田、草地、農(nóng)田-草地邊界的0—20 cm土層的土壤水分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行非參數(shù)的K-S正態(tài)分布檢驗(yàn)，所得數(shù)據(jù)均符合正態(tài)分布，滿足地統(tǒng)計(jì)學(xué)所要求的平穩(wěn)假設(shè)條件，可直接進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。

在采樣粒度0.5 m×0.5 m下，農(nóng)田-草地邊界土壤水分符合球狀模型，自相關(guān)距離為15.44 m，空間異質(zhì)性大小(結(jié)構(gòu)方差/基臺(tái)值)為0.814，決定系數(shù)r2為0.934，屬強(qiáng)空間自相關(guān);草地土壤水分符合指數(shù)模型，自相關(guān)距離為6.01 m;空間的異質(zhì)性大小為0.537，r2為0.357，中等空間自相關(guān)性;農(nóng)田土壤水分表現(xiàn)為完全隨機(jī)的純金塊效應(yīng);空間異質(zhì)性大小表現(xiàn)為農(nóng)田-草地邊界＞草地＞農(nóng)田(表2)。

在采樣粒度1 m×1 m下，農(nóng)田-草地邊界土壤水分符合球狀模型，自相關(guān)距離為27.24 m，空間異質(zhì)性大小為0.763，r2為0.991，屬強(qiáng)空間自相關(guān)性;草地符合球狀模型，自相關(guān)距離12.74 m，空間異質(zhì)性大小為0.837，r2為0.839，屬強(qiáng)空間自相關(guān)性;農(nóng)田為完全隨機(jī)的純金塊效應(yīng);空間異質(zhì)性大小表現(xiàn)為草地＞農(nóng)田-草地邊界＞農(nóng)田(表2)。

圖2 農(nóng)田-草地邊界處土壤水分分布圖Fig．2 Spatial distribution ofsoilmoistureforcroplandgrassland boundary負(fù)值代表農(nóng)田，正值代表草地

表2 不同采樣粒度農(nóng)田-草地鑲嵌體(農(nóng)田、農(nóng)田-草地邊界、草地)土壤含水量變異函數(shù)理論模型及相關(guān)統(tǒng)計(jì)參數(shù)Table 2 Semivariaogram model and statistics parameters for soil moisture of cropland-grassland mosaic in different sampling grain sizes

在采樣粒度2 m×2 m下，農(nóng)田-草地邊界0—20 cm的土壤水分符合球狀模型，自相關(guān)距離19.09 m，空間異質(zhì)性大小為0.876，r2為0.954，屬強(qiáng)空間自相關(guān)性;農(nóng)田符合球狀模型，自相關(guān)距離27.28 m，空間異質(zhì)性大小為0.706，r2為0.948，屬中等空間自相關(guān)性;草地符合球狀模型，自相關(guān)距離30.99 m，空間的異質(zhì)性大小為0.650，r2為0.905;空間異質(zhì)性大小表現(xiàn)為農(nóng)田-草地邊界＞農(nóng)田＞草地(表2)。在3種采樣粒度下，農(nóng)田、農(nóng)田-草地界面、草地三者的土壤水分空間異質(zhì)性存在顯著差異(P＜0.05);除農(nóng)田在0.5 m×0.5 m、1 m×1 m采樣粒度下的土壤水分呈純金塊效應(yīng)，農(nóng)田-草地邊界、草地土壤水分空間異質(zhì)性大小均隨著采樣粒度的增加存在差異且略有增加趨勢，但與3種采樣粒度間不存在顯著線性相關(guān)性(P＞0.05)(圖4)。

圖3 不同采樣粒度農(nóng)田-草地鑲嵌體(農(nóng)田、農(nóng)田-草地邊界、草地)土壤水分變異系數(shù)Fig．3 Linear regression between CV(Coefficent of variation)for soil moisture of cropland-grassland mosaic and different sampling grain sizes

圖4 不同采樣粒度農(nóng)田-草地鑲嵌體(農(nóng)田、農(nóng)田-草地邊界、草地)土壤水分空間異質(zhì)性變化Fig．4 Linear regression between MSH(Magnitude of spatial heterogeneity)for soil moisture of cropland-grassland mosaic and different sampling grain sizes

2.3 農(nóng)田-草地鑲嵌體土壤水分空間格局

農(nóng)田-草地邊界在3種采樣粒度下土壤水分呈明顯的斑塊狀，農(nóng)田在0.5 m×0.5 m、1 m×1 m農(nóng)田土壤含水量的破碎化程度較草地高，草地的斑塊變化較為穩(wěn)定(圖5)，同時(shí)土壤水分含量在農(nóng)田-農(nóng)田-草地邊界-草地的界面過程中表現(xiàn)為先升高又下降的劇烈變化，說明農(nóng)田-草地邊界上土壤水分的空間分布不同于農(nóng)田和草地內(nèi)部土壤水分變化表現(xiàn)為伴有劇烈變化界面效應(yīng)(圖 2)。

3 結(jié)論與討論

3.1 農(nóng)田-草地鑲嵌體的界面過程中的土壤水分空間變異系數(shù)

國內(nèi)外學(xué)者對土壤水分的空間變化性特征也進(jìn)行了大量的研究，但對于影響土壤水分空間變化性的因素一直有爭論，其中土壤水分含量對土壤水分空間變化性的影響是一個(gè)爭論的焦點(diǎn)，不同的學(xué)者得出的研究結(jié)果不盡相同，有研究表明土壤水分空間變異性隨著平均水分含量降低而降低［24］;Owe和左小安等人研究表明土壤含水量空間變異系數(shù)(CV)隨著平均土壤含水量的增大而降低［25-26］。Hill和Reynold提出一個(gè)選擇性的假想，認(rèn)為土壤水分空間變異性的峰值出現(xiàn)在土壤平均水分含量適中情況下，當(dāng)迅速變干的小面積土壤和濕潤面積共存時(shí)，土壤水分存在最大的空間變異性［27］。以上研究結(jié)果都是針對同一個(gè)生態(tài)系統(tǒng)同一個(gè)尺度下進(jìn)行，在本研究中，農(nóng)田-草地鑲嵌體的土壤水分表現(xiàn)為農(nóng)田內(nèi)部、農(nóng)田-草地邊界、草地內(nèi)部均為中等程度變異，且農(nóng)田-草地邊界＞草地＞農(nóng)田，主要是由于農(nóng)田具有較高的土壤水分含量，因此在同一采樣粒度下農(nóng)田較草地具較低的土壤水分變異系數(shù)，

圖5 不同采樣粒度農(nóng)田-草地鑲嵌體(農(nóng)田、農(nóng)田-草地界面、草地)土壤水分空間格局Fig．5 Spatial pattern of soil moisture for cropland-grassland mosaic in different sampling grain sizes橫坐標(biāo)為正值為草地，負(fù)值為農(nóng)田;C:農(nóng)田;B:農(nóng)田-草地邊界;G:草地

與部分研究具相同結(jié)果即土壤含水量越低土壤水分變異系數(shù)越高，其原因是在地形，降雨等相同情況下，單一作物的農(nóng)田地下根系特性、地上部分的莖葉特征避免更多的水分蒸發(fā)，從而使得農(nóng)田的含水量高于草地，從而導(dǎo)致較低的變異系數(shù)［28］。草地之所以含水量低是因?yàn)椴莸刂参锶郝浠旧鲜嵌嗄晟参锴矣质窃谏L季，容易對其周圍土壤水分吸收形成土壤資源缺乏區(qū)域所致，研究表明多年生草本植物群落較一年生植物往往維持較低的土壤含水量［29-30］。然而農(nóng)田-草地邊界處土壤水分含量介于農(nóng)田、草地土壤含水量之間，卻表現(xiàn)出高于農(nóng)田、草地的土壤水分變異系數(shù)，則不符合土壤水分越高變異系數(shù)越小觀點(diǎn)，說明農(nóng)田-草地界面的土壤水分的變異系數(shù)有不同于鄰近生態(tài)系統(tǒng)的特征，不僅存在土壤水分含量這一影響因素還存在其他引起空間變異系數(shù)變化的原因，如界面土壤本身特有一些異質(zhì)性結(jié)構(gòu)、土壤蒸發(fā)、土壤入滲特征或地上植被冠層、植物種類組成等特征差異引起的界面效應(yīng)［31］，仍需要進(jìn)一步研究確定影響農(nóng)田-草地鑲嵌體尺度下界面特性的因素，該結(jié)果驗(yàn)證了Cadenasso等提出的生態(tài)界面結(jié)構(gòu)、組成以及發(fā)生生態(tài)過程往往不同于鄰近斑塊系統(tǒng)的假設(shè)［2］，其原因就土壤水分含量影響而言可能與Hill和Reynold假設(shè)相似，即農(nóng)田土壤濕潤和草地土壤干旱這樣的過渡共存現(xiàn)象導(dǎo)致了農(nóng)田-草地界面有了較高的土壤水分變異系數(shù)。因此對于農(nóng)田-草地鑲嵌體土壤水分變異系數(shù)來說，在同一研究尺度下比較相對異質(zhì)的農(nóng)田-草地邊界和相對勻質(zhì)的農(nóng)田、草地生態(tài)系統(tǒng)三者的土壤水分變異系數(shù)時(shí)往往表現(xiàn)為土壤含水量與土壤水分變異系數(shù)呈非線性的關(guān)系，表現(xiàn)為農(nóng)田-草地界面土壤水分變異系數(shù)＞草地＞農(nóng)田。

3.2 不同采樣粒度下農(nóng)田-草地鑲嵌體土壤水分空間異質(zhì)性

土壤水分在任何尺度都存在空間異質(zhì)性，主要受氣候土壤質(zhì)地、植被、地形［32］、土壤含水量，地下水位及其他氣候因子［18］的影響，了解土壤水分的空間異質(zhì)性對可進(jìn)一步理解研究區(qū)域的水文、生態(tài)、地理分布格局過程。而往往土壤水分的時(shí)空變化具有非線性與復(fù)雜性的特點(diǎn)，則需要了解土壤水分空間異質(zhì)性的尺度效應(yīng)，以便更好地理解不同尺度下的水文和生態(tài)過程［17］。對于本實(shí)驗(yàn)中的農(nóng)田-草地鑲嵌體尺度下的不同采樣粒度的農(nóng)田內(nèi)部、農(nóng)田-草地邊界、草地內(nèi)部土壤水分變異系數(shù)存在差異，說明了除降雨、土壤質(zhì)地、地下水位影響外，農(nóng)田、草地的植物種類(植物種類、根系情況等)對水分利用和吸收的差別是引起土壤水分空間總變異的主要原因。在干旱和半干旱的草地生態(tài)系統(tǒng)中土壤特性常常表現(xiàn)為小到單個(gè)植物大到整個(gè)采樣區(qū)域的空間異質(zhì)性尺度差異［33-34］，因?yàn)閱我恢参锖椭参锶郝湓诓煌臻g尺度上會(huì)影響土壤特性空間異質(zhì)性［35］，農(nóng)田-草地鑲嵌體是草原被人為干擾的產(chǎn)物，農(nóng)作物的單一化，使得原有草原植被形成的土壤特性的空間格局破壞而形成新農(nóng)田土壤特性的空間格局，并產(chǎn)生農(nóng)田-草地鑲嵌體不同尺度下土壤特性格局，本研究中反映農(nóng)田在較小粒度0.5 m×0.5 m、1 m×1 m下呈完全隨機(jī)分布的純金塊效應(yīng)，無空間自相關(guān)性，無格局存在，說明原有草地植被被農(nóng)田替代后，并沒有在更小尺度上形成異質(zhì)性格局而呈隨機(jī)狀態(tài)，該結(jié)果與Guo等研究得出干擾過后生態(tài)系統(tǒng)的土壤異質(zhì)性格局不會(huì)產(chǎn)生小于原有生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)生異質(zhì)性結(jié)論相似［28］。因此，農(nóng)田只有在采樣粒度2 m×2 m下表現(xiàn)出中等程度的空間自相關(guān)性，變程為27.28 m，說明農(nóng)田單一的植被類型在該尺度下能夠影響土壤水分空間異質(zhì)性;草原部分自始至終都表現(xiàn)為較好的空間異質(zhì)性，因?yàn)槠湓贾脖患霸蟹拍粮蓴_后恢復(fù)影響下的空間異質(zhì)性在多年生草本及個(gè)別單一優(yōu)勢種對土壤資源的作用下形成草地土壤水分相對穩(wěn)定的空間異質(zhì)性，草地土壤水分在0.5 m×0.5 m采樣粒度下符合指數(shù)模型，值為0.537。其它粒度1 m×1 m、2 m×2 m的粒度下符合球狀模型，空間異質(zhì)性值為0.837和0.650，表現(xiàn)較強(qiáng)度空間自相關(guān)性;農(nóng)田-草地界面的土壤水分符合球狀模型且在3個(gè)采樣粒度下都呈強(qiáng)空間自相關(guān)性，證明了相鄰生態(tài)系統(tǒng)之間的異質(zhì)區(qū)域存在有生態(tài)界面的假設(shè)，且不同采樣粒度下的土壤水分空間異質(zhì)性大小表現(xiàn)為在農(nóng)田-草地界面＞草地＞農(nóng)田。農(nóng)田-草地鑲嵌體中的草地土壤水分較農(nóng)田表現(xiàn)明顯的空間異質(zhì)性結(jié)構(gòu)，其主要原因是兩者地上植被的差異，農(nóng)田主要是1年生禾本科植物，而草地則是多年生草本，Parker等研究表明多年生植物蓋度的增加更容易使得土壤水分異質(zhì)性程度增加，因?yàn)槎嗄晟参镙^1年生植物更容易吸收更多的水分而形成資源耗竭區(qū)域從而使得土壤資源異質(zhì)性結(jié)構(gòu)更加穩(wěn)定［36］。在本研究中草地表現(xiàn)較穩(wěn)定的空間異質(zhì)性結(jié)構(gòu)，農(nóng)田在較小粒度下表現(xiàn)為完全的隨機(jī)性符合以上結(jié)果的假設(shè)。說明在較小尺度上土壤水分異質(zhì)性主要受是植物群落或個(gè)體影響。

農(nóng)田由于人為開墾，土壤自有空間結(jié)構(gòu)性受植物生長過程以及人為干擾影響而形成較低的空間自相關(guān)性，而草地植被本身多年形成了空間自相關(guān)性受隨機(jī)因子影響較小，其主導(dǎo)因子是由結(jié)構(gòu)因子引起較高的空間異質(zhì)性。農(nóng)田-草地邊界表現(xiàn)出較高的空間自相關(guān)性，說明其具有不同于農(nóng)田、草地的空間異質(zhì)性程度，在空間異質(zhì)性方面表現(xiàn)出一定的界面效應(yīng)，同時(shí)從土壤水分空間分布圖來看(圖3)，土壤水分從農(nóng)田向草地表現(xiàn)為劇烈變化的過渡類型。Rosenthal等研究表明在干旱地區(qū)，降雨造成較大尺度的土壤水分異質(zhì)性，但是對于較小尺度下的土壤水分異質(zhì)性主要是受土壤質(zhì)地，植被蓋度等因素造成的，在沙地與沙丘生態(tài)界面過程中，在土壤和植被特性方面往往表現(xiàn)出在比鄰近系統(tǒng)更為劇烈的變化特征［9］，其可能的原因是界面過程中利于土壤水分和養(yǎng)分的有效吸收的特征決定的。本次研究中，在地形，土壤結(jié)構(gòu)等外界環(huán)境相同的情況下，植被類型的差別和人為耕作是造成農(nóng)田、草地、農(nóng)田-草地邊界0—20 cm土層土壤水分空間異質(zhì)性差異的主要原因，還需進(jìn)一步確定其土壤結(jié)構(gòu)、土壤入滲，地上植物種類水分利用特性以及地上植物群落特性等因素對農(nóng)田-草地鑲嵌體的生態(tài)界面效應(yīng)的作用研究。

［1］ Fortin M J，Olson R J，F(xiàn)erson S，Iverson L，Hunsaker C，Edwards G，Levine D，Butera K，Klemas V.Issue related to the detection of boundaries.Landscape Ecology，2000，15(5):453-466.

［2］ Cadenasso M L，Pickett S T A，Weathers K C，Jones C G.A framework for a theory of ecological boundaries.BioScience，2003，53(8):750-758.

［3］ Cademasso M L，Traynor M M，Pickett S T A.Functional location of forest edges:gradients of multiple physical factors.Canadian Journal of Forest Research，1997，27(5):774-782.

［4］ Cadenasso M L，Pickett S T A.Linking forest edge structure to edge functions:Mediation of herbivore damage.Journal of Ecology，2000，88(1):31-44.

［5］ Ries L，F(xiàn)agan W.Habitat edges as a potential ecological trap for an insect predator.Ecological Entomology，2003，28(5):567-572.

［6］ Alain B，Gilles P，Yannick D.Factors driving small rodents assemblages from field boundaries in agricultural landscapes of western France.Landscape Ecology，2006，21(3):449-461.

［7］ Wang Y G，Xiao D N，Li Y.Temporal-spatial change in soil degradation and its relationship with landscape types in a desert-oasis ecotone:a case study in the Fubei region of Xinjiang Province，China.Environmental Geology，2007，51(6):1019-1028.

［8］ Fonseca C R，Jone F.Two-Sided edge effect studies and the restoration of endangered ecosystems.Restoration Ecology，2007，15(4):613-619.

［9］ Rosenthal D M，Ludwig F，Donovan L A.Plant responses to an edaphic gradient across an active sand dune/desert boundary in the great basin desert.International Journal of Plant Sciences，2005，166(2):247-255.

［10］ Li H D，Shen W S，Zou C X，Jiang J，F(xiàn)u L N，She G G.Spatio-temporal variability of soil moisture and its effect on vegetation in a desertified aeolian riparian ecotone on the Tibetan Plateau，China.Journal of Hydrology，2013，479:215-225.

［11］ Wang K.Study on space evolvement mechanism of grassland and field community in ecotone between agriculture and animal husbandry in North China.Acta Agrestia Sinica，2000，8(4):267-272.

［12］ Cao Y H，Lin C C，Wang D L.Spatial characteristics of vegetation rehabilitation in landscape boundary.Journal of Northeast Normal University:Natural Science Edition，2003，35(2):74-79.

［13］ Liu H L，Wang Y M，Dou X，Xu M Y，Wang K.Progress and perspective of agro-pasturage ecotone.Acta Ecologica Sinica，2009，29(8):4420-4425.

［14］ Lakhankar T，Jones A S，Combs C L，Sengupta M，Vonder Haar T H，Khanbilvardi R.Analysis of large scale spatial variability of soil moisture using a geostatistical method.Sensors，2010，10(1):913-932.

［15］ Brocca L，Melone F，Moramarco T，Morbidelli R.Spatial-temporal variability of soil moisture and its estimation across scales.Water Resources Research，2010，46(2):w02516.

［16］ Brocca L，Tullo T，Melone F，Moramarco T，Morbidelli R.Catchment scale soil moisture spatial-temporal variability.Journal of Hydrology，2012，422-423:63-75.

［17］ Western A W，Grayson R B，Bl?schl G.Scaling of soil moisture:A Hydrologic Perspective.Annual Review of Earth and Planetary Sciences，2002，30(1):149-180.

［18］ Famiglietti J S，Ryu D，Berg A A，Rodell M，Jackson T J.Field observations of soil moisture variability across scales.Water Resources Research，2008，44(1):w01423.

［19］ Bauerle T L，Smart D R，Bauerle W L，Stockert C，Eissenstatbl D M.Root foraging in response to heterogeneous soil moisture in two grapevines that differ in potential growth rate.New Phytologist，2008，179(3):857-866.

［20］ Zhao Y，Peth S，Hallett P，Wang X Y，Giese M，Gao Y Z，Horn R.Factors controlling the spatial patterns of soil moisture in a grazed semi-arid steppe investigated by multivariate geostatistics.Ecohydrology，2011，4(1):36-48.

［21］ Fagan W F，F(xiàn)ortin M J，Soykan C.Integrating edge detection and dynamic modeling in quantitative analyses of ecological boundaries.BioScience，2003，53(8):730-738.

［22］ Yonker C M，Schimel D S，Paroussis E，Heil R E.Patterns of organic carbon accumulation in a semiarid shortgrass steppe，Colorado.Soil Science Society of America Journal，1988，52(2):478-483.

［23］ Cambardella C A，Moorman T B，Parkin T B，Karlen D L，Novak J M，Turco R F，Konopka A E.Field-scale variability of soil properties in central Iowa Soils.Soil Science Society of America Journal，1994，58(5):1501-1511.

［24］ Robinson M，Dean T J.Measurement of near surface soil water content using a capacitance probe.Hydrological Process，1993，7(1):77-86.

［25］ Owe M，Jones E B，Schmugge T J.Soil moisture variation patterns observed in hand county，South Dakota.Water Resource Bulletin，1982，18(6):949-954.

［26］ Zuo X A，Zhao X Y，Zhao H L，Li Y L，Yi X Y，Huang G.Spatial variability of soil moisture responding to drought and rainfall in sandy grassland of Horqin.Journal of Soil and Water Conservation，2005，19(1):140-144.

［27］ Hills R C，Reynolds S G.Illustrations of soil moisture variability in selected areas and plots of different sizes.Journal of Hydrology，1969，8(1):27-47.

［28］ Guo D L，Mou P，Jones R H，Mitchell R J.Temporal changes in spatial patterns of soil moisture following disturbance:An experimental approach.Journal of Ecology，2002，90(2):338-347.

［29］ Holmes T H，Rice K J.Patterns of growth and soil-water utilization in some exotic annuals and native perennial bunchgrasses of California.Annals of Botany，1996，78(2):233-243.

［30］ Seabloom E W，Harpole W S，Reichman O J，Tilman D.Invasion，competitive dominance，and resource use by exotic and native California grassland species.Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America，2003，100(23):13384-13389.

［31］ Seyfried M S，Wilcox B P.Scale and the nature of spatial variability:Field examples having implications for hydrologic modeling.Water Resources Research，1995，31(1):173-184.

［32］ Entin J K，Robock A，Vinnikov K Y，Hollinger S E，Liu S X，Namkhai A.Temporal and spatial scales of observed soil moisture variations in the extratropics.Journal of Geophysical Research，2000，105(D9):11865-11877.

［33］ Hook P B，Burke I C，Lanenroth W R.Heterogeneity in soil and plant N and C associated with individual plants and openings in North American shortgrass steppe.Plant and Soil，1991，138(2):247-256.

［34］ Chapin III F S，Matson P A，Mooney H A.Principles of Terrestrial Ecosystem Ecology.New York:Springer，2002.50-57.

［35］ Parker S，Schimel J P.Nassella pulchra and spatial patterns in soil resources in native California grassland.Grasslands，2010，10:11-15.

［36］ Parker S，Seabloom E W，Schimel J P.Grassland community composition drives small-scale spatial patterns in soil properties and processes.Geoderma，2012，170:269-279.

參考文獻(xiàn):

［11］ 王堃.華北農(nóng)牧交錯(cuò)帶草原——農(nóng)田群落空間演變機(jī)制的研究.草地學(xué)報(bào)，2000，8(4):267-272.

［12］ 曹勇宏，林長純，王德利，張寶田.農(nóng)田-草原景觀界面中植被恢復(fù)的空間特征.東北師大學(xué)報(bào):自然科學(xué)版，2003，35(2):74-79.

［13］ 劉洪來，王藝萌，竇瀟，徐敏云，王堃.農(nóng)牧交錯(cuò)帶研究進(jìn)展.生態(tài)學(xué)報(bào)，2009，29(8):4420-4425.

［26］ 左小安，趙學(xué)勇，趙哈林，李玉霖，移小勇，黃剛.科爾沁沙地沙質(zhì)草場土壤水分對干旱和降雨響應(yīng)的空間變異性.水土保持學(xué)報(bào)，2005，9(1):140-144.