王亞婷，張 宇，杜宇凡，王 璽，趙天啟，古 琛，陳萬杰，趙萌莉(.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)生態(tài)環(huán)境學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 0008；.內(nèi)蒙古鄂爾多斯市環(huán)保局，內(nèi)蒙古 鄂爾多斯0600)

不同載畜率下短花針茅草原土壤水分空間異質(zhì)性的分析

王亞婷1，張 宇2，杜宇凡1，王 璽1，趙天啟1，古 琛1，陳萬杰1，趙萌莉1
(1.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)生態(tài)環(huán)境學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010018；2.內(nèi)蒙古鄂爾多斯市環(huán)保局，內(nèi)蒙古 鄂爾多斯016100)

以短花針茅(Stipabreviflora)草原為研究對(duì)象，采用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)和地統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法對(duì)不同載畜率樣地(不放牧、輕度放牧、中度放牧和重度放牧)的土壤水分進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、半變異函數(shù)及空間插值分析，旨在研究載畜率對(duì)荒漠草原土壤水分空間異質(zhì)性的影響。結(jié)果表明，01)各處理的土壤含水量均隨載畜率的增大而逐漸升高，各處理的變異系數(shù)(CV)在7.29%～9.79%，均呈弱變異性。2)半變異函數(shù)分析顯示各處理的土壤水分含量均呈指數(shù)模型，不放牧的結(jié)構(gòu)比為74.4%，屬于中等程度變異。輕度、中度、重度放牧處理的結(jié)構(gòu)比分別為94.4%、91.2%和96.0%，具有強(qiáng)烈的空間自相關(guān)性；3)利用克里格插值法對(duì)各樣地的未知采樣點(diǎn)進(jìn)行插值分析，發(fā)現(xiàn)重度放牧處理土壤水分的空間變異程度最大，不放牧處理土壤水分的空間變異程度最低。所以，載畜率對(duì)土壤水分的空間分布有明顯的影響。

家畜放牧；短花針茅；土壤水分；空間異質(zhì)性；變異系數(shù)；克里格插值；半變異函數(shù)

土壤水分是分析土壤-植物-大氣關(guān)系的關(guān)鍵因子，是影響荒漠草原植被恢復(fù)和生態(tài)建設(shè)的主要限制因子之一[1]，受土壤理化性質(zhì)、植被特征、地形狀況等自然因素以及放牧等人為因素的干擾表現(xiàn)出高度的空間異質(zhì)性[2-6]。植物的生長(zhǎng)速率、分布格局、群落結(jié)構(gòu)及整個(gè)生態(tài)系統(tǒng)因土壤水分的異質(zhì)性而存在差異[7]。異質(zhì)性的生態(tài)學(xué)效應(yīng)對(duì)科學(xué)研究產(chǎn)生很多積極的影響，在各方面都有不同的成果[8-9]，有關(guān)土壤水分的空間異質(zhì)性問題受到較多研究者的關(guān)注[10-11]。

土壤水分空間異質(zhì)性在大空間尺度上受氣候和土壤條件地帶性分異的影響[12-13]，而在小空間尺度上受微地形、人為干擾以及生物地球化學(xué)循環(huán)等因素的影響[14-15]。目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者就不同空間尺度、取樣深度以及土壤水分含量等對(duì)土壤水分空間異質(zhì)性的影響進(jìn)行了不同程度的研究，表明土壤水分的空間變異性隨空間尺度或取樣尺度的增大而增強(qiáng)，隨表層土壤含水量的增多而減弱[16-20]。放牧是草地生態(tài)系統(tǒng)最重要的擾動(dòng)因素[21]，關(guān)于不同放牧強(qiáng)度對(duì)空間異質(zhì)性的影響研究多集中于植被[22]和土壤養(yǎng)分[23]方面，而有關(guān)土壤水分空間異質(zhì)性的研究較少。短花針茅(Stipabreviflora)草原生態(tài)脆弱，對(duì)自然因素和人類生產(chǎn)活動(dòng)的干擾較為敏感，而土壤水分又是影響植被生長(zhǎng)和分布的關(guān)鍵因素[6]，因此，研究不同放牧梯度下土壤水分空間異質(zhì)性對(duì)荒漠草原的合理利用有重要意義。

本研究依托不同取樣尺度下荒漠草原土壤水分空間異質(zhì)性分析，選取適當(dāng)?shù)娜映叨龋瑢⒉煌d畜率與荒漠草原土壤水分空間格局的關(guān)系作為切入點(diǎn)，描述結(jié)構(gòu)性因素和人類活動(dòng)等隨機(jī)性因素對(duì)溫性荒漠草原土壤水分變化的影響，旨在闡明不同載畜率對(duì)土壤水分變異的影響程度，以期了解不同載畜率下土壤水分空間分布的變化趨勢(shì)和范圍，為草地的可持續(xù)利用提供參考。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

試驗(yàn)基地位于內(nèi)蒙古四子王旗短花針茅草原(地理位置41°47′07″ N，111°53′46″ E)，海拔為1 450 m。四子王旗位于內(nèi)蒙古中部、陰山北麓和烏蘭察布草原北部，屬于中溫帶大陸性季風(fēng)氣候。試驗(yàn)基地年均氣溫3.4 ℃，6、7和8月的平均溫度均高于其它月份，≥10 ℃的年積溫為2 200～2 500 ℃·d，無霜期為90～120 d，平均日照時(shí)數(shù)為3 117.7 h。年均降水量為280 mm，年均蒸發(fā)量約為2 300 mm。植物群落為短花針茅、冷蒿(Artemisiafrigida)、無芒隱子草(Cleistogenessongorica)，伴生有銀灰旋花(Convolvulusammanni)、木地膚(Kochiaprostrata)、羊草(Leymuschinesis)、細(xì)葉韭(Alliumtenuissimum)等。土壤類型為淡栗鈣土。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.2.1 樣地設(shè)置 放牧試驗(yàn)始于2003年6月，利用完全隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)劃分試驗(yàn)小區(qū)，將其分為3個(gè)區(qū)組，每個(gè)區(qū)組設(shè)置4種不同處理，分別為不放牧(CK)、輕度放牧(LG)、中度放牧(MG)、重度放牧(HG)，每個(gè)處理3次重復(fù)。4個(gè)處理的載畜率依次為每公頃0、0.91、1.82和2.71羊單位，羊只數(shù)分別為0、4、8和12只羊，均為當(dāng)?shù)爻赡昝晒鹏删d羊，每3年更換一批，以保證其正常的采食和消化能力，減少因客觀誤差對(duì)試驗(yàn)造成的影響。每年放牧期為6月1日到11月30日，為期半年。06:00將各小區(qū)綿羊趕入，18:00趕回。

1.2.2 取樣方法 2014年8月中旬生物量高峰期，于降雨第3天后，在各個(gè)處理小區(qū)內(nèi)，選擇地形條件一致且地勢(shì)相對(duì)平坦的部位，規(guī)劃一塊5 m×10 m的試驗(yàn)區(qū)，測(cè)量時(shí)將試驗(yàn)區(qū)利用0.5 m×0.5 m的小樣方進(jìn)行均勻劃分，按照S形順序使用TDR-300水分速測(cè)儀在劃分的小樣方中心位置測(cè)定0-12 cm深度的土壤水分含量。

1.3 數(shù)據(jù)分析

使用Excel 2010對(duì)所測(cè)得的水分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行整理計(jì)算，在SPSS 13.0中使用經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，采用K-S檢驗(yàn)驗(yàn)證是否屬于正態(tài)分布(α=0.05)，若Pk-s>0.05，則認(rèn)為服從。使用SAS對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析，計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)。差異顯著水平為α=0.05。變異系數(shù)公式如下：

使用地統(tǒng)計(jì)學(xué)(geo-statistical)對(duì)土壤水分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行處理，觀測(cè)土壤水分的空間異質(zhì)性。通過半方差函數(shù)的計(jì)算，來比較各采樣地空間異質(zhì)性的大小，半方差函數(shù)用公式表示為:

式中：半方差函數(shù)用r(h)表示，N(h)代表在取樣間隔為h時(shí)，樣本對(duì)的總數(shù)目，Z(xi)和Z(xi+h)各指在空間位置xi和xi+h上變量Z的值。本研究利用地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件GS+計(jì)算r(h)，擬合半方差函數(shù)，獲得最合適的擬合模型。地統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件對(duì)半方差函數(shù)進(jìn)行擬合的模型通常有指數(shù)、高斯、球狀模型等。其中，模型擬合中的塊金值C0、基臺(tái)值(C0+C)和變程A均由軟件自動(dòng)計(jì)算得出。

在實(shí)際試驗(yàn)中，采樣點(diǎn)的數(shù)值是有限的，為了更直觀地反映不同放牧處理整個(gè)樣地的土壤水分空間異質(zhì)性，需要進(jìn)行空間插值，來估計(jì)未采樣點(diǎn)的含水量，本研究采用克里格插值法根據(jù)已采集變量數(shù)據(jù)的分析來對(duì)其周圍的變量分布進(jìn)行預(yù)測(cè)和估計(jì)，推斷整個(gè)研究區(qū)域變量分布的情況。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤水分特征

土壤含水量均值隨放牧強(qiáng)度的增強(qiáng)而升高，且4個(gè)處理間差異顯著(P<0.05)(表1)。變異系數(shù)(CV)隨載畜率的增大呈先減小后增大的變化趨勢(shì)，重度放牧的CV最大，為9.79%，中度放牧的CV最小，為7.29%。不放牧和輕度放牧的CV分別為7.68%和7.30%，各處理的土壤水分均表現(xiàn)出弱的變異性。

表1 土壤水分統(tǒng)計(jì)分析及正態(tài)分布檢驗(yàn)Table 1 Descriptive statistics and basic testing for soil water content

注：同行不同小寫字母表示不同處理間差異顯著(P<0.05)。

Note：Different lowercase letters within the same row indicate significant difference between treatments at the 0.05 level.

采用K-S法對(duì)各處理的土壤含水量進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)。結(jié)果表明，各處理的土壤含水量均服從正態(tài)分布(P>0.05)，滿足對(duì)其進(jìn)行半變異函數(shù)分析的條件。

2.2 土壤水分的半方差函數(shù)

土壤水分半方差函數(shù)分析(圖1)表明，各處理的土壤水分含量均符合指數(shù)模型。

塊金值C0表示隨機(jī)因素引起的變異大小，對(duì)比分析各處理C0，不放牧的C0最大，為0.074，表明其空間變異受隨機(jī)因素的影響最大(表2)；而重度放牧的C0最小，為0.014，表明在該小區(qū)由隨機(jī)因素引起的空間變異最??；輕度和中度放牧的C0分別為0.019和0.026，表明受隨機(jī)因素引起的空間變異介于對(duì)照區(qū)和重度放牧區(qū)兩者之間。

圖1 不同載畜率下土壤水分半方差圖Fig. 1 The semi-variogram of soil water content under different grazing intensity

表2 土壤水分半變異函數(shù)分析Table 2 The semi-variance functional analysis of soil water content

基臺(tái)值(C0+C)是用來表征變量變異大小，重度放牧的變異程度最大，為0.354；不放牧的變異程度最小，為0.289；輕度放牧區(qū)的變異值為0.338；中度放牧區(qū)的變異值為0.296(表2)。4個(gè)處理的變異程度表現(xiàn)為重度放牧>輕度放牧>中度放牧>不放牧。

變程A表示發(fā)生變異的有效距離，通?？梢愿鶕?jù)變程確定取樣點(diǎn)的間距，在此范圍內(nèi)數(shù)據(jù)的斑塊性相似，空間變量表現(xiàn)出自相關(guān)性，否則不表現(xiàn)自相關(guān)性。變程A的值顯示，不放牧的自相關(guān)尺度為0.590 m(表2)；輕度放牧在0.810 m的間隔距離內(nèi)存在自相關(guān)性；中度和重度放牧區(qū)空間自相關(guān)范圍分別為0.630和0.180 m。4個(gè)處理的空間自相關(guān)范圍大小順序?yàn)檩p度放牧>中度放牧>不放牧>重度放牧。

結(jié)構(gòu)比表示因系統(tǒng)結(jié)構(gòu)性因素產(chǎn)生變異占總變異的比例。結(jié)構(gòu)比小于25%，說明自相關(guān)性較弱；在25%～75%之間，說明具有中等程度的空間自相關(guān)性；大于75%，代表強(qiáng)烈的自相關(guān)性。各樣地結(jié)構(gòu)比顯示：不放牧、輕度放牧、中度放牧和重度放牧區(qū)的結(jié)構(gòu)比依次分別為74.4%、94.4%、91.2%和96.0%，不放牧地的結(jié)構(gòu)比小于75%，空間自相關(guān)性中等，隨機(jī)因素和結(jié)構(gòu)性因素均能引起各處理土壤水分的空間變異，其它處理的結(jié)構(gòu)比值均大于75%，具有強(qiáng)烈的空間自相關(guān)性，表明在這些地區(qū)中由結(jié)構(gòu)性因素引起的變異比較大。

2.3 土壤水分的空間自相關(guān)Moran’s I分析

不放牧的Moran’s I系數(shù)介于0.016 1～0.032 1，正的空間自相關(guān)性和負(fù)的空間自相關(guān)性占的比例基本相同(圖2)；輕度放牧的Moran’s I系數(shù)多集中于0.056～0.113，隨著距離的增加，由正的空間自相關(guān)性逐漸變?yōu)樨?fù)的空間自相關(guān)性；中度放牧的Moran’s I系數(shù)的分布位于0.027 3～0.054 5，負(fù)的空間自相關(guān)性多于正的空間自相關(guān)性；重度放牧的Moran’s I系數(shù)分布在0.058～0.115，有部分樣點(diǎn)分布在0附近，說明該樣地存在著周期性的空間變異特征。

圖2 不同載畜率下土壤水分含量Moran’s I圖Fig. 2 Moran’s I index map of soil water content different grazing intensity

2.4 土壤水分的空間分布

采用克立格法對(duì)采樣點(diǎn)周圍地區(qū)做最優(yōu)化內(nèi)插并繪制不同載畜率下0-12 cm土壤水分的三維圖(圖3)，從而更加直觀地表示不同載畜率下土壤水分分布的時(shí)空格局。可以看出，不同載畜率下各樣地土壤水分的時(shí)空分布存在差異。不放牧處理水分分布以較大的斑塊向周圍擴(kuò)散，有部分閉合的圓點(diǎn)代表水分含量高，整體的梯度不明顯，水分的空間連續(xù)性較差，土壤水分空間結(jié)構(gòu)受樣地植被影響較大；中度和輕度放牧的水分分布格局部分細(xì)化、碎化，隨機(jī)因子占影響土壤水分分布因素的比重偏大；重度放牧斑塊化程度高，水分梯度明顯，起伏劇烈，峰谷變化較為平緩，水分的空間變異相對(duì)較強(qiáng)。

3 討論

生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性在很大程度上依靠土壤水分的平衡來維持，而土壤水分的平衡又受地形、微地貌、降雨、植被和人類活動(dòng)等因素影響[24]。近幾年載畜率的增大對(duì)土壤水分的平衡造成巨大的影響[9]。放牧通過家畜的采食、踐踏等行為改變了群落結(jié)構(gòu)[25]，群落生物量隨著載畜率的增大而降低，土壤水分的儲(chǔ)存和蒸發(fā)散受到影響，從而引起整個(gè)生態(tài)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)平衡水平大幅度降低，最終土壤水分的空間異質(zhì)性發(fā)生變化[26]；同時(shí)，放牧的干擾對(duì)土壤結(jié)構(gòu)造成巨大的影響，大量動(dòng)物對(duì)表土層的踩踏增加了土壤緊實(shí)度，破壞了土壤儲(chǔ)存水分的條件，導(dǎo)致土壤水分的含量發(fā)生變化[9]。干擾通過改變表層土壤水分的空間異質(zhì)性組成，進(jìn)而改變土壤水分的空間格局[27]。放牧樣地動(dòng)物的選擇性采食以及長(zhǎng)年不放牧引起的灌叢化使各處理小區(qū)表現(xiàn)出程度不均一的灌叢化，另外，灌叢植物根系在0-30 cm深度土壤分布較廣，而本研究中測(cè)量的是表層土壤水分，所以，灌叢化是導(dǎo)致本研究中土壤水分呈現(xiàn)不同程度斑塊分布的重要原因。

圖3 不同載畜率下土壤水分分布空間圖Fig. 3 3-D spatial pattern map of soil water content different grazing intensity

額爾登傲其爾[28]發(fā)現(xiàn)，過度放牧使植被的地上枝葉和地下根系均被動(dòng)物采食，植物從土壤中吸收生理需水及植物的蒸騰作用降低。過度放牧使得土壤容重增加，表層土壤的滲透率降低，水分含量高；同時(shí)，牲畜的踐踏破壞土壤表層結(jié)構(gòu)，土壤表層和地下層之間的毛管被破壞，毛管水蒸發(fā)的水量降低，從而使土壤水分含量升高。本研究中對(duì)土壤水分特征值的分析表明不放牧和重度放牧的土壤水分含量差異顯著，且重度放牧區(qū)的變異系數(shù)最大，即變異性最高，土壤水分含量均隨著載畜率的增大而增加，土壤水分含量與植被有很大關(guān)系，載畜率的增大降低了草地植被蓋度，土壤水分經(jīng)植被蒸騰作用而散失水分的含量減少。王忠武等[11]認(rèn)為草地土壤含水量隨載畜率增大而降低?；诓煌Y(jié)果的出現(xiàn)，初步猜想可能是由于本試驗(yàn)是在降雨后第3天進(jìn)行，動(dòng)物的踐踏使重度放牧區(qū)表層土壤緊實(shí)度增加，水分蒸發(fā)受到限制，土壤水分下滲速度緩慢，雨水停留在表層土壤，所以重度放牧區(qū)表層土壤水分的含量高于其它放牧強(qiáng)度處理的表層土壤水分含量，有關(guān)隨著放牧強(qiáng)度增加土壤水分含量變化的內(nèi)在機(jī)理還有待于進(jìn)一步的研究證實(shí)。

土壤水分空間異質(zhì)性受土壤入滲、地表徑流和蒸散以及植被分布等的影響[29]。在表層土壤中，機(jī)械組成和水文結(jié)構(gòu)因過度放牧而發(fā)生改變，土壤水分的空間變異性隨之發(fā)生變化[30]。本研究通過對(duì)土壤水分進(jìn)行半變異函數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，重度放牧土壤水分的空間變異性程度最高，不放牧處理變異性最低，這一現(xiàn)象表明隨載畜率增加，土壤水分空間異質(zhì)性的變異增大；另外，從結(jié)構(gòu)比的變化可知，重度放牧的空間自相關(guān)性強(qiáng)，結(jié)構(gòu)性因素引起的空間變異所占比例大，這是因?yàn)檫^度放牧使地表結(jié)構(gòu)破壞嚴(yán)重，一方面植被的分布發(fā)生變化，植被覆蓋對(duì)降雨和表層地下水的截留作用發(fā)生了改變，另一方面土壤母質(zhì)對(duì)土壤水分的涵養(yǎng)能力發(fā)生改變，從而使得土壤水分的空間格局發(fā)生改變。

對(duì)空間自相關(guān)Moran’s I系數(shù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)隨著滯后距離的增大，中度放牧和重度放牧的Moran’s I系數(shù)偏向負(fù)值，逐漸轉(zhuǎn)移到負(fù)空間自相關(guān)，不放牧和輕度放牧Moran’s I系數(shù)在正負(fù)方分布比較均一，說明土壤水分相關(guān)性斑塊在不放牧和輕度放牧處理中的分布差異較大，而中度和重度放牧土壤水分的空間異質(zhì)性較為復(fù)雜，受多種因素的影響，這與上述的半變異函數(shù)分析得出的結(jié)果類似。

長(zhǎng)期的休牧對(duì)荒漠草原的成長(zhǎng)會(huì)造成很大的影響，基本上會(huì)使得草原植物灌叢化，而高水平的灌叢化植物會(huì)使得土壤水分分布很大程度上受到灌叢分布的影響；劉忠寬等[31]對(duì)不同載畜率樣地休牧3年后的土壤養(yǎng)分空間異質(zhì)性的分析表明，休牧?xí)r間越長(zhǎng)，植被產(chǎn)生的灌叢化態(tài)勢(shì)越明顯。本研究采用克立格插值法繪制土壤水分分布的空間分布圖，對(duì)其進(jìn)行分析可知，不放牧土壤水分含量的細(xì)小斑塊很多，很有可能是長(zhǎng)期的休牧使得小葉錦雞兒(Caraganamicrophylla)等灌木在優(yōu)質(zhì)的生存條件下生長(zhǎng)迅速，灌叢效應(yīng)導(dǎo)致部分區(qū)域土壤水分含量多。在輕度和中度放牧，家畜對(duì)草地的影響強(qiáng)度大，持續(xù)時(shí)間短，隨機(jī)因素的影響較為明顯，而結(jié)構(gòu)性因素對(duì)其影響作用較弱[25]。在重度放牧處理中，過度的放牧使得草地破壞嚴(yán)重，家畜的踐踏和采食使得植被覆蓋降低，植被分布發(fā)生改變，土壤結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，從而使得自相關(guān)部分引起的變異起到了決定性的作用。

4 結(jié)論

4個(gè)載畜率處理的變異系數(shù)在7.29%～9.79%，呈現(xiàn)出弱變異性。

對(duì)4個(gè)載畜率處理進(jìn)行半變異函數(shù)分析，顯示各處理的土壤水分含量均符合指數(shù)模型，不放牧的樣地結(jié)構(gòu)比為74.4%，其值小于75%，屬于中等程度變異，輕度到重度放牧區(qū)的結(jié)構(gòu)比分別為94.4%、91.2%、96.0%，其值均大于75.0%，具有強(qiáng)烈的空間自相關(guān)性，結(jié)構(gòu)性變異比較大。

利用克里格插值法對(duì)各處理的未知采樣點(diǎn)進(jìn)行插值分析，表明重度放牧區(qū)土壤水分的空間變異最大，不放牧變異程度最低。

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(責(zé)任編輯 茍燕妮)

Spatial heterogeneity of soil moisture inStipabrevifloragrasslands under different stocking rates

Wang Ya-ting1, Zhang Yu2, Du Yu-fan1, Wang Xi1, Zhao Tian-qi1，Gu Chen1, Chen Wan-jie1, Zhao Meng-li1
(1.College of Ecology and Environmental Science, Inner Mongolia Agricultural University, Hohhot 010018, China;2.Inner Mongolia Erdos Municipal Environmental Protection Bureau, Erdos 016100, China)

The effects of stocking rates on spatial heterogeneity of soil moisture in aStipabrevifloradesert steppe ecosystem were investigated. Both classical statistics and geo-statistical methods were adopted to generate descriptive statistics, semi-variogram analysis, and spatial interpolation methods for soil moisture in four types of sample plots. The results indicated: 1) The mean value of soil moisture in all different sample plots increased with increase in stocking rates, the coefficient of variation (CV) in each sample plot changed within the range of 7.29% to 9.79%, presenting weak variability. 2) The semi-variogram analysis indicated that the content of soil moisture in each sample plot was found to be in line with the exponential model, the structural variation ratio of non-grazing was 74.4%, its value was less than 75%, which corresponded to moderate variability. The C/(C0+ C) values of lightly, moderately and heavily grazed areas were 94.4%, 91.2%, and 96.0%, respectively; all values were larger than 75%, which corresponded to strong spatial auto-correlation. 3) The Kriging interpolation method was used to deal with interpolative analysis for unknown sampling points of each sample plot, and the results showed that the spatial variability of soil moisture for heavily grazed area was largest, while that for non-grazing was lowest. Our analyses showed that different stocking rates had different impacts on spatial patterns of soil moisture.

livestock grazing;Stipabreviflora; soil moisture; spatial heterogeneity; coefficient of variation; kriging interpolation method; semi-variogram

Zhao Meng-li E-mail：nmgmlzh@126.com

2016-09-13 接受日期：2017-01-03

國(guó)家自然科學(xué)基金(31460110、31170446)；內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)草地資源教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室

王亞婷(1990-)，山西河曲人，在讀碩士生，研究方向?yàn)椴莸厣鷳B(tài)學(xué)。E-mail:791831520@qq.com

趙萌莉(1963-)，陜西華陰人，教授，博導(dǎo)，博士，研究方向?yàn)椴莸厣鷳B(tài)學(xué)。E-mail：nmgmlzh@126.com

10.11829/j.issn.1001-0629.2016-0474

S812.2

A

1001-0629(2017)06-1159-09

王亞婷,張宇,杜宇凡,王璽,趙天啟,古琛,陳萬杰,趙萌莉.不同載畜率下短花針茅草原土壤水分空間異質(zhì)性的分析.草業(yè)科學(xué),2017,34(6)：1159-1167.

Wang Y T,Zhang Y,Du Y F,Wang X,Zhao T Q,Gu C,Chen W J,Zhao M L.Spatial heterogeneity of soil moisture inStipabrevifloragrasslands under different stocking rates.Pratacultural Science，2017,34(6)：1159-1167.