鄭佳華,趙萌莉*,王 琪,張 峰,張 彬,張 軍
(1. 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)草原與資源環(huán)境學(xué)院,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010019; 2. 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,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010019; 3. 內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010019)
生物多樣性與生態(tài)系統(tǒng)功能的關(guān)系一直是生態(tài)學(xué)研究的熱點(diǎn)問(wèn)題[1],生態(tài)系統(tǒng)的價(jià)值在于其能提供多種功能和服務(wù)的能力,即生態(tài)系統(tǒng)多功能性(Ecosystem multifunctionality,EMF)[2]。土壤養(yǎng)分循環(huán)相關(guān)指標(biāo)通常用于評(píng)價(jià)生態(tài)系統(tǒng)多功能性,主要是因?yàn)橥寥篮椭脖皇歉叨葟?fù)雜且相關(guān)的系統(tǒng),在很大程度上反映了多種生態(tài)系統(tǒng)功能,如碳、氮、磷儲(chǔ)存以及支持植物生長(zhǎng)的能力[3-4]。雖然已有研究表明植物多樣性是影響生態(tài)系統(tǒng)多功能性的重要因素[3,5],但非生物因素也起到重要的中介作用,生物多樣性對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性的影響可能通過(guò)土壤非生物因素傳遞[6]。目前,不同利用方式下生物和非生物因素對(duì)典型草原生態(tài)系統(tǒng)多功能性的影響尚不明確,開(kāi)展此方面的研究對(duì)草地生物多樣性和生態(tài)系統(tǒng)功能的保護(hù)以及探索草地可持續(xù)利用方式具有重要意義。
人類活動(dòng)導(dǎo)致的土地利用變化是導(dǎo)致生物多樣性喪失和多種生態(tài)系統(tǒng)功能改變的重要因素[7]。利用方式的改變可以通過(guò)改變土壤理化性質(zhì)直接影響生態(tài)系統(tǒng)過(guò)程[8],也可以通過(guò)改變植物以及土壤微生物群落結(jié)構(gòu)和多樣性間接影響[9]。放牧、刈割和圍封是內(nèi)蒙古草原最常見(jiàn)的草地管理措施[10-11]。放牧通過(guò)選擇性采食、踐踏和家畜的排泄物等多種機(jī)制影響植物群落和生態(tài)系統(tǒng)功能[12]。一般來(lái)說(shuō),重度放牧對(duì)典型草原生態(tài)系統(tǒng)有負(fù)面影響,有研究表明,放牧的增加導(dǎo)致優(yōu)勢(shì)種重要值降低,同時(shí)顯著降低了土壤養(yǎng)分含量[13]。湯永康等[14]的研究也發(fā)現(xiàn),土壤含水量、草地蒸散速率、土壤有機(jī)碳含量和土壤呼吸速率均與放牧強(qiáng)度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明重度放牧降低了典型草原生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)及功能。刈割主要通過(guò)非選擇性去除植物地上部分影響植物群落和生態(tài)系統(tǒng)功能,這可能會(huì)增強(qiáng)植物的補(bǔ)償性生長(zhǎng)和土壤養(yǎng)分的礦化,顯著增加土壤中的有機(jī)碳以及微生物生物量碳和氮含量[15]。也有研究表明,一年一次的刈割是維持內(nèi)蒙古典型草原土壤肥力和微生物群落功能的最佳措施,有利于維持或改善土壤功能[16-17]。圍封是內(nèi)蒙古恢復(fù)退化草地的主要方式[18]。然而,圍封可能對(duì)草地生態(tài)系統(tǒng)功能和服務(wù)產(chǎn)生一系列負(fù)面影響,其對(duì)退化草地的恢復(fù)效果以及草地生態(tài)系統(tǒng)功能的影響仍然存在爭(zhēng)議[19]。因此,研究不同利用方式對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性的影響有重要意義。
大針茅草原作為典型草原最具代表性的類型,長(zhǎng)期受到放牧及刈割等人為活動(dòng)的干擾,對(duì)草地生態(tài)系統(tǒng)造成了深遠(yuǎn)的影響,然而,不同利用方式對(duì)大針茅草原生態(tài)系統(tǒng)多功能性的影響尚不明確。本試驗(yàn)以大針茅草原為研究對(duì)象,研究不同利用方式對(duì)大針茅草原生態(tài)系統(tǒng)多功能性的影響以及植物多樣性和土壤非生物因素與生態(tài)系統(tǒng)多功能性的關(guān)系,為指導(dǎo)當(dāng)?shù)厣a(chǎn)實(shí)踐以及草地合理利用提供理論依據(jù)。
本研究在內(nèi)蒙古錫林浩特市毛登牧場(chǎng)(116.03°~116.50° E,44.80°~44.82° N)進(jìn)行。該地區(qū)屬溫帶干旱大陸性氣候;年平均氣溫2.25℃,月平均氣溫1月最低(-19.6℃),7月最高(21.8℃);年平均降水量281.39 mm,大部分降水集中在6~9月,占全年降水量的80%以上;年蒸發(fā)量2 000~2 700 mm;光照、熱、降水同期出現(xiàn)。大針茅典型草原的土壤類型主要是栗鈣土。天然植被以大針茅(Stipagrandis)為建群種,優(yōu)勢(shì)種有羊草(Leymuschinensis)和知母(Anemarrhenaasphodeloides),主要伴生種有黃囊苔草(Carexkorshinskyi)、黃花黃芪(Astragalusluteolus)、冰草(Agropyroncristatum)以及冷蒿(Artemisiafrigida)等[20]。
本研究包括的利用方式為放牧(Grazing)、刈割(Mowing)以及圍封(Enclosed),各個(gè)樣地在地形地貌、土壤組分、氣候及原生群落組成與類型上基本一致。放牧樣地位于毛登牧場(chǎng)的牧民草場(chǎng),全年自由放牧,主要放牧家畜為綿羊,2014—2020年通過(guò)在家庭牧場(chǎng)設(shè)置9個(gè)移動(dòng)圍籠測(cè)定樣地利用率為63.5%,屬于重度放牧,該樣地放牧年限超過(guò)20年。其中刈割樣地和圍封樣地于2014年開(kāi)始圍建,采用隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì),各3次重復(fù),每個(gè)小區(qū)面積為50 m×30 m,每年的8月31號(hào)使用打草機(jī)對(duì)刈割樣地進(jìn)行打草并禁牧,留茬高度為5 cm。該試驗(yàn)樣地在圍建之前與放牧樣地的利用方式和強(qiáng)度完全相同。
于2020年8月中旬對(duì)不同利用方式下的樣地進(jìn)行了植物群落的采樣。在刈割和對(duì)照樣地各個(gè)重復(fù)小區(qū)內(nèi)隨機(jī)設(shè)置3個(gè)1 m×1 m的樣方,在放牧樣地內(nèi)的移動(dòng)圍籠內(nèi)設(shè)置1個(gè)1 m×1 m的樣方,分種剪取樣方中出現(xiàn)的所有物種并記錄其高度、蓋度和密度,裝入信封中帶回實(shí)驗(yàn)室。將植物地上部分放在65℃的烘箱中烘干48 h至恒重,稱重后使用球磨儀磨成草粉,用于測(cè)定植物營(yíng)養(yǎng)元素含量,植物磷含量使用鉬銻抗比色法測(cè)定,植物氮和植物碳含量使用元素分析儀測(cè)定。在每個(gè)樣方內(nèi)使用內(nèi)徑7 cm的根鉆收集3個(gè)0~20 cm的土壤樣品計(jì)算植物的地下生物量,使用2 mm的篩子沖洗樣品,將植物根在65℃烘干48 h后稱重,作為地下生物量。
在每個(gè)樣方中剪去植物地上部分后,使用土鉆采集3個(gè)0~20 cm的土壤樣品,并混合成一個(gè)樣品。使用2 mm的篩子篩去根和石頭,然后分成2份保存運(yùn)回實(shí)驗(yàn)室,一份放在4℃冰盒中用于土壤速效氮的測(cè)定,另一份帶回實(shí)驗(yàn)室風(fēng)干后用于其他土壤理化性質(zhì)指標(biāo)的測(cè)定。完成土壤樣品采集后,在每個(gè)小區(qū)內(nèi)使用快速檢測(cè)溫度計(jì)隨機(jī)測(cè)定3處20 cm深度的土壤溫度,計(jì)算平均值記為該小區(qū)的土壤溫度。使用烘干稱重法測(cè)定土壤含水量。
土壤全磷含量使用鉬銻抗比色法測(cè)定;土壤銨態(tài)氮、硝態(tài)氮含量使用連續(xù)流動(dòng)分析儀AA3測(cè)定;土壤有機(jī)碳含量使用重鉻酸鉀容量法-外加熱法測(cè)定;土壤有效磷含量使用0.5 mol·L-1NaHCO3法測(cè)定;土壤電導(dǎo)率使用電導(dǎo)儀測(cè)定;土壤pH使用pH計(jì)測(cè)定。以上指標(biāo)均嚴(yán)格按照《土壤農(nóng)化分析》手冊(cè)中的實(shí)驗(yàn)步驟測(cè)定[21]。
本研究中的植物物種多樣性指數(shù)包括:物種豐富度指數(shù)(Margalef指數(shù))、Simpson指數(shù)、Shannon-Wiener指數(shù)和物種均勻度指數(shù)(Pielou指數(shù)),計(jì)算公式如下:
Margalef指數(shù):M=(S-1)/lnN
Pielou指數(shù):SE=H′/lnS
上式中,S是樣方內(nèi)的物種數(shù)目是第i個(gè)物種的相對(duì)密度,N為樣方中所有物種的個(gè)體數(shù)。
本研究共選擇10個(gè)生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)計(jì)算生態(tài)系統(tǒng)多功能性,這10個(gè)指標(biāo)分別與碳循環(huán)(土壤有機(jī)碳含量、植物碳含量),氮循環(huán)(土壤銨態(tài)氮含量、土壤硝態(tài)氮含量、植物氮含量),磷循環(huán)(土壤總磷含量、土壤有效磷含量、植物磷含量)以及生產(chǎn)力(地上生物量、地下生物量)有關(guān)(表1)。利用單功能法和平均值法量化生態(tài)系統(tǒng)多功能性[4,6]。
表1 生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)及其重要性Table 1 Ecosystem function indicators and their importance
使用Z得分法標(biāo)準(zhǔn)化樣方內(nèi)每個(gè)生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo),即用測(cè)定值減去平均值后除以標(biāo)準(zhǔn)差,具體計(jì)算公式為:
Zij=(Xij-ui)/σj
式中,Zij為第i個(gè)樣方第j種生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)的Z得分;Xij為第i個(gè)樣方第j種生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)的測(cè)定值;uj為第j種生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)在所有樣方內(nèi)的平均值;σj為第j種生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)在所有樣方內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差。
單個(gè)功能指數(shù)計(jì)算公式為:
式中,F(xiàn)ij為第i個(gè)樣方第j種生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)的功能指數(shù);n為該功能包含的生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)數(shù)量。
生態(tài)系統(tǒng)多功能性指數(shù)為樣方內(nèi)所有單個(gè)功能指數(shù)的平均值;單一生態(tài)系統(tǒng)功能指數(shù)為其所包括的單個(gè)功能指數(shù)的平均值。即生產(chǎn)力指數(shù)為地上生物量和地下生物量的單個(gè)功能指數(shù)的平均值;碳循環(huán)指數(shù)為土壤總碳含量、土壤有機(jī)碳含量和植物碳含量的單個(gè)功能指數(shù)的平均值;氮循環(huán)指數(shù)為土壤總氮含量、土壤銨態(tài)氮含量、土壤硝態(tài)氮含量和植物氮含量的單個(gè)功能指數(shù)的平均值;磷循環(huán)指數(shù)為土壤總磷含量、土壤有效磷含量和植物磷含量的單個(gè)功能指數(shù)的平均值。
對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)和方差齊性檢驗(yàn),本試驗(yàn)的數(shù)據(jù)均符合正態(tài)分布且通過(guò)了方差齊性檢驗(yàn),采用方差分析法分析不同利用方式對(duì)植物多樣性及生態(tài)系統(tǒng)功能指標(biāo)的影響,并進(jìn)行差異顯著性檢驗(yàn)(Duncan法,α=0.05);采用皮爾遜相關(guān)分析法分析單一生態(tài)系統(tǒng)功能與植物多樣性的關(guān)系;采用一元線性回歸分析植物多樣性和土壤環(huán)境因子與生態(tài)系統(tǒng)多功能性的關(guān)系;建立線性混合效應(yīng)模型分析生態(tài)系統(tǒng)多功能性的主要影響因素。以上數(shù)據(jù)分析均采用SPSS 23.0進(jìn)行,采用Origin 2019作圖。
與圍封和刈割相比,放牧顯著降低了土壤硝態(tài)氮、有效磷、有機(jī)碳含量,但顯著提高了植物磷含量(P<0.05)(表2)。與圍封和刈割相比,放牧顯著降低了土壤含水量、溫度和pH,刈割下土壤pH顯著高于圍封和放牧(P<0.05)(表3)。
刈割下Shannon-Wiener指數(shù)和Margalef指數(shù)顯著高于放牧,Shannon-Wiener指數(shù)表示植物群落的復(fù)雜程度,Margalef指數(shù)表示植物群落的豐富度,說(shuō)明刈割導(dǎo)致植物群落豐富度顯著增加且群落復(fù)雜程度增高。與圍封和刈割相比,放牧顯著降低了Simpson指數(shù)(P<0.05),Simpson指數(shù)表示植物群落中優(yōu)勢(shì)植物的優(yōu)勢(shì)度大小,說(shuō)明放牧顯著降低了群落中優(yōu)勢(shì)植物的優(yōu)勢(shì)度(圖1)。
表2 不同利用方式對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性指標(biāo)的影響Table 2 The effects of different management regimes on the variables used to compute ecosystem multifunctionality
表3 不同利用方式對(duì)土壤環(huán)境因子的影響Table 3 The effects of different management regimes on the soil environment factor
圖1 不同利用方式對(duì)植物多樣性的影響Fig.1 The effects of different management regimes on the plant diversity注:不同小寫(xiě)字母表示處理間差異顯著(P<0.05),下圖同Note:Diferent small letters indicated significant difference at 0.05 level,the same as below
圍封和刈割下生態(tài)系統(tǒng)多功能性顯著高于放牧(P<0.05)(圖2)。對(duì)于單一生態(tài)系統(tǒng)功能而言(圖3)圍封和刈割下碳循環(huán)指數(shù)和氮循環(huán)指數(shù)顯著高于放牧(P<0.05)。說(shuō)明放牧降低了碳循環(huán)功能和氮循環(huán)功能以及生態(tài)系統(tǒng)多功能性。
圖2 不同利用方式對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性的影響Fig.2 The effects of different management regimes on the multifunctionality index
圖3 不同利用方式對(duì)與C,N,P循環(huán)及植物生產(chǎn)力有關(guān)功能的影響Fig.3 The effects of different management regimes on the different functional indices related to the C,N,P cycles and plant productivity
相關(guān)分析的結(jié)果表明,氮循環(huán)指數(shù)和植物多樣性指數(shù)呈顯著正相關(guān)關(guān)系,碳循環(huán)指數(shù)和Simpson指數(shù)及Shannon-Wiener指數(shù)呈顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.05)(圖4)。植物多樣性指數(shù)與生態(tài)系統(tǒng)多功能性指數(shù)線性回歸的結(jié)果表明,Shannon-Wiener指數(shù)、Simpson指數(shù)及Pielou指數(shù)均與生態(tài)系統(tǒng)多功能性呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(P<0.05)(圖5),其中,Shannon-Wiener指數(shù)與生態(tài)系統(tǒng)多功能性擬合的方程結(jié)果最好,解釋量達(dá)到了57.5%(P<0.001)。
圖4 C,N,P循環(huán)及生產(chǎn)力指數(shù)與植物多樣性的關(guān)系Fig.4 Relationships between C,N,P cycling and Productivity indices and the diversity of plant注:“*”表示顯著相關(guān)(P<0.05)Note:" * " indicates significant correlation at the 0.05 level
圖5 生態(tài)系統(tǒng)多功能性指數(shù)與植物多樣性的關(guān)系Fig.5 Relationships between grassland multifunctionality and plant diversity
使用植物多樣性指數(shù)和土壤環(huán)境因子與生態(tài)系統(tǒng)多功能性建立線性混合效應(yīng)模型。模型整體R2為0.727 5,說(shuō)明植物多樣性和土壤環(huán)境因子共解釋了生態(tài)系統(tǒng)多功能性72.75%的變化。結(jié)果表明,Shannon-Wiener指數(shù)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性有顯著的正向影響(P<0.05)。且回歸系數(shù)絕對(duì)值最大(0.722),說(shuō)明Shannon-Wiener指數(shù)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性的影響最大。同時(shí),Pielou指數(shù)(0.481)和土壤含水量(0.093)也對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性有顯著的正向影響,此外,土壤pH(-0.312)對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性有顯著的負(fù)向影響(P<0.05)(表4)。
表4 植物多樣性和土壤環(huán)境因子對(duì)多功能性影響的線性混合效應(yīng)模型Table 4 Summary of the linear mixed-effects model for the effects of plant biodiversity and soil environment factors on grassland multifunctionality
本研究表明,重度放牧顯著降低了生態(tài)系統(tǒng)多功能性,Zhang等[25]對(duì)我國(guó)短花針茅荒漠草原的研究表明,重度放牧顯著降低了生態(tài)系統(tǒng)多功能性,Ren等[26]的研究也表明,內(nèi)蒙古典型草原生態(tài)系統(tǒng)多功能性隨放牧壓力的增加而下降。上述研究與本研究結(jié)果一致,這主要?dú)w因于重度放牧條件下碳、氮養(yǎng)分循環(huán)顯著降低。植物根系和凋落物分解是土壤有機(jī)碳的主要來(lái)源,一方面,放牧家畜對(duì)地上植被持續(xù)的采食作用導(dǎo)致植物將更多資源分配到地上部分,導(dǎo)致地下生物量的減少,從而減少了對(duì)土壤的碳輸入[27];另一方面,放牧導(dǎo)致土壤呼吸作用增強(qiáng),加速向大氣釋放二氧化碳[28],進(jìn)而導(dǎo)致土壤有機(jī)碳含量降低。同時(shí),本研究表明,重度放牧顯著降低了土壤硝態(tài)氮含量(P<0.05),這與頓沙沙等[15]的研究結(jié)果一致??赡苁怯捎诜拍疗茐牧送寥辣韺咏Y(jié)構(gòu),地表暴露,最終由于風(fēng)蝕加劇了土壤養(yǎng)分的流失[29],此外,植物主要吸收利用土壤中的硝態(tài)氮,放牧刺激下植物對(duì)土壤中硝態(tài)氮的吸收加劇,導(dǎo)致放牧下土壤硝態(tài)氮含量顯著降低[30]。本研究表明,圍封和刈割間生態(tài)系統(tǒng)多功能性以及各生態(tài)系統(tǒng)單一功能均無(wú)顯著差異,這是由于刈割導(dǎo)致僅有很少的枯落物歸還于土壤,土壤的資源流失得不到補(bǔ)充,長(zhǎng)期圍封也導(dǎo)致地面堆積過(guò)厚的枯落物,不利于凋落物的分解進(jìn)而補(bǔ)充土壤養(yǎng)分[31]。同時(shí),有研究表明,與圍封相比,刈割下具有更高的土壤養(yǎng)分循環(huán)速率,所以有更高的生態(tài)系統(tǒng)多功能性[32],這說(shuō)明與圍封和重度放牧相比,刈割可能更有利于維持草地生態(tài)系統(tǒng)多功能性。
在本研究中,刈割下植物多樣性指數(shù)顯著高于圍封和重度放牧,說(shuō)明在刈割條件下,植物群落豐富度最大,群落最復(fù)雜。刈割移除了地上植被和立枯物,從而增加了光有效性,有利于種子萌發(fā),并且刈割主要收獲高大的優(yōu)勢(shì)種,為低矮的植物提供生長(zhǎng)和繁殖的空間,從而提高植物的多樣性和生物量[33-34]。同時(shí),植物多樣性和生物量增加也通過(guò)增加植物根系、根系分泌物和光合產(chǎn)物的有機(jī)碳和氮輸入提高了土壤碳和氮儲(chǔ)量[18],本研究中土壤碳、氮循環(huán)指數(shù)與植物多樣性指數(shù)顯著正相關(guān)也證明了這一觀點(diǎn)。植物多樣性的增加導(dǎo)致C4植物種類增加,有利于土壤氮礦化和積累[32],這表明植物多樣性對(duì)于維持與碳和氮循環(huán)相關(guān)的生態(tài)系統(tǒng)功能,進(jìn)而維持碳氮固存和土壤肥力尤為重要[35]。此外,放牧顯著降低了植物多樣性指數(shù),主要是由于本研究的放牧強(qiáng)度屬于重度放牧,導(dǎo)致植物低矮,分蘗減少,一些物種大量減少甚至消失,進(jìn)而導(dǎo)致多樣性指數(shù)降低。
目前,大量研究表明植物多樣性是生態(tài)系統(tǒng)多功能性的主要驅(qū)動(dòng)因素,且往往與生態(tài)系統(tǒng)多功能性正相關(guān)[4,5,32,36],與本研究結(jié)果一致。植物多樣性指數(shù)均與生態(tài)系統(tǒng)多功能性呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(P<0.05),其中Shannon-Wiener指數(shù)的擬合結(jié)果最好,解釋量達(dá)到了57.5%,說(shuō)明了植物多樣性對(duì)于維持生態(tài)系統(tǒng)多功能性的重要性。這一結(jié)果可能與植物群落生態(tài)位互補(bǔ)效應(yīng)有關(guān)[37],植物多樣性的增加有利于植物群落物種生態(tài)位的分化[38],有利于植物更有效地利用生態(tài)系統(tǒng)中的資源和空間,進(jìn)而維持高水平的生態(tài)系統(tǒng)多功能性。
本研究表明,土壤含水量對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性有顯著的正效應(yīng)。一項(xiàng)對(duì)歐洲森林生態(tài)系統(tǒng)的研究也表明,生態(tài)系統(tǒng)多功能性存在強(qiáng)烈的環(huán)境依賴性,水分可用性等環(huán)境因子起到至關(guān)重要的作用[39]。較高的土壤水分通常與較高的地上凈初級(jí)生產(chǎn)力和較高的養(yǎng)分有效性相關(guān),這有利于植物對(duì)資源的利用,進(jìn)而維持更高的生態(tài)系統(tǒng)多功能性[10]。此外,土壤pH對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性有顯著的負(fù)效應(yīng)。這與Jing等[10]的研究結(jié)果一致,土壤酸化會(huì)抑制土壤有機(jī)碳的分解,從而增強(qiáng)草地生態(tài)系統(tǒng)的多種功能[40]。本研究中多元線性回歸方程結(jié)果表明,當(dāng)綜合考慮植物多樣性及土壤環(huán)境因子時(shí),生態(tài)系統(tǒng)多功能性的解釋量達(dá)到了72.75%,高于任一單獨(dú)因素的解釋量。因此,在評(píng)價(jià)草地生態(tài)系統(tǒng)多功能性時(shí),必須綜合考慮植物多樣性和土壤環(huán)境因子,以促進(jìn)草地生態(tài)系統(tǒng)的保護(hù)和可持續(xù)管理。
本研究表明,持續(xù)重度放牧顯著降低了生態(tài)系統(tǒng)多功能性,導(dǎo)致草地生態(tài)系統(tǒng)功能加劇惡化;長(zhǎng)期圍封下草地略有恢復(fù);刈割下草地生態(tài)系統(tǒng)功能和多樣性恢復(fù)最佳。植物多樣性是生態(tài)系統(tǒng)多功能性的主要驅(qū)動(dòng)因素,但是結(jié)合土壤環(huán)境因子有利于提高對(duì)生態(tài)系統(tǒng)多功能性的解釋量,能夠更有效地預(yù)測(cè)生態(tài)系統(tǒng)多功能性。