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青藏高原生态系统脆弱，对全球气候变化非常敏感，高寒草甸是青藏高原极具代表性的生态系统和主要牧场[1]。放牧是高寒草甸的主要利用方式[2]，但过度放牧已对高寒草甸生态系统产生较大影响，致使草地退化严重[3]。由于人类活动已影响到高寒草甸生态系统的可持续性，因此，探索放牧利用方式对高寒草甸的影响机制，成为迫切需要解决的问题[3]。
土壤酶是由植物根、微生物分泌和动植物残体分解释放的活性物质[4]，能够调控和反映土壤微生物和植物对养分的需求[5−7]。土壤酶主要分为氧化还原酶、水解酶、转移酶、裂合酶、连接酶和异构酶共6类[4]，其中土壤水解酶参与土壤养分的水解，在土壤微生物和植物养分供应上发挥着重要的作用[4, 8]。相较于土壤理化指标，土壤水解酶活性对外界环境的变化更为敏感，能较早地预警生态系统的改变[5]。土壤水解酶活性和土壤功能紧密相关[9]，能够反映环境胁迫下土壤功能的退化程度[10−11]。
家畜采食是对高寒草甸影响面积最广、最主要的放牧行为[12−14]。现阶段，对家畜采食行为的研究集中在其对牧草品质、土壤有机碳储量、土壤养分、地上地下生物量的影响[15−16]等方面，并且研究对象主要在低海拔地区[17−18]。关于采食行为对土壤水解酶活性的影响存在较大争议[18]，产生争议的原因可能是草地生态系统的不同，也可能是采食时间和采食强度上的不同。例如，在内蒙古草地生态系统中，家畜秋季采食对碳获取水解酶活性无显著影响[19]；加拿大平原草原生态系统中，家畜在草地生长季采食会降低碳获取β-葡萄糖苷酶、纤维素酶活性，提高磷获取酸性磷酸酶活性[20]；在高寒草甸生态系统生长季初期，家畜轻度采食会提高亮氨酸氨基肽酶、N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶活性，但重度采食会降低N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶活性[21]。但关于不同采食强度对高寒草甸土壤水解酶活性的系统性研究极为缺乏。
本研究以青藏高原东缘高寒草甸为研究对象，通过刈割留茬模拟家畜不同采食强度，研究3 a禁牧牧场夏季家畜采食行为对土壤水解酶活性的影响。研究的土壤水解酶包括：碳获取水解酶(蔗糖酶、β-葡萄糖苷酶、β-木糖苷酶、纤维二糖水解酶)，氮获取水解酶(脲酶、亮氨酸氨基肽酶、N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶)和酸性磷酸酶。通过分析生长季家畜不同采食强度下高寒草甸土壤水解酶活性和土壤理化性质的变化规律，阐明在家畜不同采食强度下土壤水解酶活性变化的主要控制因子，为指导高寒草甸合理有效利用提供理论依据。
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研究区位于四川省阿坝藏族羌族自治州红原县若尔盖草原(32°58′08″N，102°37′08″E，海拔为3 500 m)。该草原处于青藏高原东缘，属于高寒温带湿润-半湿润季风气候，多年平均气温＜1.0 ℃，最冷1月平均气温为−10.3 ℃，最热7月平均气温为10.9 ℃，年均降水量为690.0 mm，80%的降水发生在生长期(5—8月)，年际波动较大[22]。草地类型为高寒草甸，土壤为高山草甸土。植被优势种是小嵩草Kobresia pygmaea、垂穗披碱草Elymus nutans和矮嵩草Kobresia humilis[23]。
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高寒草甸生长季通常为每年5月初至9月底，当地夏季牧场放牧一般开始于7月，结束于9月。本研究选取禁牧3 a，生长状况良好且牲畜适口性高的草甸作为试验样地，开展不同采食强度的模拟试验。参照李晓刚等[24]和YAN等[25]的方法，本研究共设3个处理：未放牧(ck，不刈割)，轻度采食(LD，刈割留茬3 cm)，重度采食(HD，刈割留茬1 cm)。用剪刀刈割LD和HD小区的所有植被。因本试验不考虑地上凋落物分解的影响，在试验开展前将样地中未分解的凋落叶移出样地，刈割后的植物残体也移出样地。每个样地面积为2 m×2 m，间距1 m，每个处理重复4次，共12个样地。完全随机区组设计。模拟采食试验于2020年7月1日开始，之后每月1日刈割，到9月1日结束。土壤样品采集时间为每月刈割后的第7天，共采土样3次。在各样地随机选取5个土壤采样点，在0~10 cm土层，用土钻取土，混合得到1个样品，即每个处理每次采集土壤样品取得3个处理4次重复。去除样品中肉眼可见的植物残体，过2 mm筛后，将土样分为2份，一份置于−20 ℃保存用于测定土壤水解酶活性，另一份风干后用于测定土壤基本理化性质。
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使用手持式土水仪(AZS-100，北京澳作生态仪器有限公司)测定采样时表层0~5 cm土壤含水量(SWC)和土壤温度(Ts)。用1 mol·L−1盐酸去除土壤样品中的无机碳[26]，再用碳氮元素分析仪(vario MACRO cube)测定有机碳。土壤铵态氮(NH4 +-N)和硝态氮(NO3 −-N)均采用2 mol·L−1 盐酸浸提，采用靛酚蓝可见分光光度法测定铵态氮，采用氨基磺酸紫外分光光度法测定硝态氮，采用氯仿熏蒸法测土壤微生物量碳(MBC)和土壤微生物量氮(MBN)[27]。将土壤鲜样m(水)∶m(土)=5∶1以超纯水浸提，用TOC分析仪(Multi N/C 3100)测定土壤溶解性有机碳(DOC)和水溶性氮(WSN)。电极法测定土壤pH [m(水)∶m(土)=2.5∶1.0，pH酸度计]。
土壤酶活性的测定采用微孔板荧光法[28]。用荧光物质4-羟基甲-7-香豆素(4-methylumbelliferone，MUB)作为β-葡萄糖苷酶、β-木糖苷酶、纤维二糖水解酶、N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶、酸性磷酸酶活性的标准对照物，用7-氨基-4-甲基香豆素(7-amino-4-methylcoumarin，MUC，AMC)作亮氨酸氨基肽酶标酶活性准对照物，具体步骤参考张海阔等[29]。将−20 ℃的土样置于4 ℃冰箱里放置5 d，取1.5 g鲜土，放入125 mL醋酸钠溶液中(pH为5.0)，置于磁力搅拌器上均匀搅拌约1 min得到土壤浆液，用8通道移液器吸取200 μL土壤浆液置于96孔微孔板上的样品组，加上对应酶的反应底物50 μL，对照组分别为醋酸、标准对照物和特定底物，将加样微孔板放置于25 ℃的培养箱，培养3 h，迅速用酶标仪(Synergy H1)在365和 450 nm激发光下测定读数。用铵态氮释放法和靛酚蓝比色法测定脲酶活性[27]。用水浴加热比色法测定蔗糖酶活性[30]。
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采用Excel 2019进行数据整理，用R 3.6.2进行数据正态检验(S—W 检验)，对不正态的数据进行数据转换优化数据，进行单因素方差分析(one-way ANOVA)、双因素方差分析(two-way ANOVA)和最小显著差数法(LSD)分析，模拟采食强度和采样时间对土壤理化性质和土壤酶活性的影响，各指标均在0.05的水平下检测差异显著性。采用Pearson相关分析探索土壤水解酶和土壤理化性质的关系。用R语言中vegan数据包以土壤酶活性为响应变量，以土壤理化指标、微生物量碳和微生物量氮为环境因子进行冗余分析(RDA)。用Origin 9.0和Canoco 5.0作图。图表中的数据为平均值±标准误。
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双因素方差分析显示：模拟采食对土壤溶解性有机碳和硝态氮有显著影响(P＜0.05)，但是这种影响在不同采样时间下存在显著差异(P＜0.05)(表1和表2)。总体上，采食行为主要影响9月土壤的理化性质，并且会显著提高土壤溶解性有机碳和硝态氮的质量分数(P＜0.05)，不同采食强度对高寒草甸土壤有机碳质量分数有不同影响，LD处理显著提高土壤有机碳质量分数，而HD处理显著降低土壤有机碳质量分数(P＜0.05)；高寒草甸土壤温度、pH、有机碳、溶解性有机碳、铵态氮、全氮、水溶性氮和微生物量碳存在显著的时间波动，但是这些指标在不同采食强度下差异不显著，其中土壤有机碳、溶解性有机碳、硝态氮质量分数在采食强度和时间共同作用下存在显著交互效应(P＜0.05)(表1、表2和图1)。
表 1 不同采样时间和采食强度下的土壤理化性质
Table 1. Soil physical and chemical properties under different defoliation intensity and sampling time
月份 采食
行为土壤含
水量/%土壤温
度/℃pH 土壤有机碳/
(g·kg−1)可溶性有机碳/
(mg·kg−1)铵态氮/
(mg·kg−1)硝态氮/
(mg·kg−1)全氮/
(g·kg−1)水溶性氮/
(mg·kg−1)7 ck 17.98±0.98 Aa 23.60±2.50 Aa 5.71±0.02 Ba 63.84±3.90 Ab 67.78±6.35 Aa 36.33±3.42 Aa 10.68±0.69 Ba 7.07±0.15 Aa 17.66±1.11 Aa LD 17.18±1.41 Ba 23.13±2.65 Aa 5.56±0.05 Ba 54.57±1.34 Cc 63.63±4.11 Ba 35.67±2.90 ABa 9.59±0.56 Ba 7.02±0.26 Aa 19.54±0.82 Ba HD 19.40±1.10 Aa 23.05±2.81 Aa 5.72±0.04 Aa 71.68±0.70 Aa 75.59±1.47 Aa 39.74±4.67 ABa 8.93±1.42 Ca 7.51±0.23 Aa 15.69±1.61 Ca 8 ck 19.18±0.63 Aa 18.20±1.22 ABa 5.81±0.03 Aa 70.14±2.73 Aa 53.45±6.51 Aab 16.37±1.14 Ba 14.54±2.60 Ba 6.26±0.15 Ba 32.17±3.87 Ba LD 15.90±1.07 Ba 18.13±0.89 ABa 5.82±0.03 Aa 71.35±2.39 Ba 46.10±3.75 Cb 27.37±2.23 Ba 13.90±1.52 Ba 6.27±0.14 Ba 33.83±1.99 Aa HD 18.35±1.28 Aa 18.33±0.78 ABa 5.73±0.03 Aa 73.14±1.54 Aa 68.53±6.35 Aa 22.36±6.03 BCa 10.87±1.76 Ba 6.09±0.11 Ba 33.82±3.66 Aa 9 ck 18.20±2.24 Aa 13.25±0.69 Ba 5.42±0.03 Ca 72.57±0.45 Ab 55.81±4.70 Ab 7.25±1.66 Ca 24.54±2.90 Ab 5.30±0.12 Cab 20.93±1.20 Ba LD 22.33±0.98 Aa 13.20±0.74 Ba 5.49±0.03 Ca 77.64±1.01 Aa 79.62±1.48 Aa 10.18±2.57 Ca 25.15±1.42 Aab 5.54±0.11 Ca 21.69±1.96 Ba HD 20.00±0.82 Aa 13.33±0.80 Ba 5.47±0.05 Ba 66.98±0.53 Bc 75.78±2.99 Aa 12.93±2.49 Ca 32.93±3.06 Aa 5.22±0.05 Cb 25.51±1.65 Ba 说明：不同大写字母表示同一采食强度不同时间差异显著(P＜0.05)；不同小写字母表示同一时间不同采食强度间差异显著(P＜0.05) 表 2 双因素方差分析检验采食强度和采样时间对土壤理化性质的影响
Table 2. Two-way ANOVA of the effects of defoliation intensity and sampling time on soil physicochemical properties
因素 土壤含水量 土壤温度 pH 土壤有机碳 可溶性有机碳 铵态氮 硝态氮 全氮 水溶性氮 微生物量碳 微生物量氮 采食强度 0.404 0.003 0.175 1.511 7.711** 1.345 0.385 0.171 0.406 0.830 0.188 采样时间 3.131 24.117** 62.138** 19.465** 8.957** 38.195** 69.507** 101.126** 38.269** 9.595** 3.170 采食强度×采样时间 2.523 0.033 1.330 12.816** 4.009* 1.648 3.232* 2.104 0.863 1.864 0.873 说明：数值为方差分析的F值；*表示P＜0.05；**表示P＜0.01 
图 1 不同采样时间和采食强度下土壤微生物量碳和微生物量氮
Figure 1. Soil microbial C and N concentration under different defoliation intensity and sampling time
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由表3和图2可以看出：土壤水解酶活性在不同采样时间下均存在显著的时间变异(P＜0.05)，并且采食强度对土壤碳获取水解酶纤维二糖水解酶和氮获取水解酶亮氨酸氨基肽酶、N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶活性有显著影响(P＜0.05)。其中：LD处理会增加碳获取纤维二糖水解酶的活性(9月)(P＜0.05)，而HD处理会降低碳获取酶纤维二糖水解酶的活性(8月)(P＜0.05)；采食行为(特别是LD处理)总体上会增加土壤氮获取酶亮氨酸氨基肽酶、N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶以及磷获取酶酸性磷酸酶的活性(P＜0.05)。
表 3 双因素方差分析检验采食强度和采样时间对土壤胞外酶活性的影响
Table 3. Two-way ANOVA of the effects of defoliation intensity and sampling time on soil extracellular enzyme activities
因素 蔗糖酶 β-葡萄糖苷酶 β-木糖苷酶 纤维二糖水解酶 脲酶 亮氨酸氨基肽酶 N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶 酸性磷酸酶 采食强度 1.749 0.435 1.534 9.232** 1.108 12.470** 32.906** 0.324 采样时间 94.212** 24.420** 46.811** 59.608** 9.623** 358.530** 6.536** 11.718** 采食强度×采样时间 0.759 1.920 1.898 2.117 1.028 50.590** 8.497** 12.521** 说明：数值为方差分析的F值；**表示P＜0.01 
图 2 不同采食强度下土壤水解酶活性
Figure 2. Soil hydrolytic enzyme activities under different defoliation intensities
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由表4可见：蔗糖酶活性与铵态氮、全氮、微生物量碳、土壤温度呈极显著正相关(P＜0.01)，与硝态氮呈极显著负相关(P＜0.01)。β-葡萄糖苷酶活性与铵态氮、土壤温度呈显著正相关(P＜0.05)，与全氮呈极显著正相关(P＜0.01)，与水溶性氮呈显著负相关(P＜0.05)。β-木糖苷酶活性与铵态氮、全氮、土壤温度呈极显著正相关(P＜0.01)，与硝态氮呈显著负相关(P＜0.05)。纤维二糖水解酶活性与全氮呈极显著正相关(P＜0.01)，与水溶性氮呈极显著负相关(P＜0.01)。亮氨酸氨基肽酶活性与全氮、土壤温度呈显著负相关(P＜0.05)，与pH、微生物量碳呈极显著负相关(P＜0.01)。由图3中红色箭头表示土壤环境因子，黑色箭头表示土壤酶活性。可以看出：环境因子共同解释了土壤水解酶活性的66.88%，且全氮、pH、微生物量碳、硝态氮是解释度较高的4个环境因子，其中，全氮解释了土壤酶活性变异的42.3%，是土壤酶活性变化的最关键因子。整体来看，冗余分析同相关分析一致，全氮与大部分碳获取相关水解酶呈正相关。水溶性氮与所有碳、氮、磷获取相关的水解酶活性呈负相关。硝态氮与土壤碳获取水解酶活性呈负相关。微生物量碳与蔗糖酶活性呈正相关。
表 4 土壤水解酶活性和土壤环境因子的关系
Table 4. Correlations between soil hydrolytic enzyme activities and the environmental factors
土壤性质 蔗糖酶 β-葡萄糖苷酶 β-木糖苷酶 纤维二糖水解酶 亮氨酸氨基肽酶 硝态氮 −0.74** −0.32 −0.67** −0.38 0.38 铵态氮 0.74** 0.61* 0.63** 0.55 −0.52 全氮 0.79** 0.69** 0.83** 0.76** −0.59* pH 0.45 0.22 0.51 0.22 −0.72** 水溶性氮 −0.28 −0.58* −0.37 −0.64** 0.36 微生物量碳 0.64** 0.17 0.48 0.13 −0.80** 土壤温度 0.83** 0.61* 0.67** 0.47 −0.60* 说明：*表示P＜0.05；**表示P＜0.01 
图 3 土壤水解酶活性与环境因子的冗余分析
Figure 3. Redundancy analysis of soil hydrolytic enzyme activity and environmental factors
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放牧是草地生态系统中一种典型的人为干扰，不仅会直接改变地表植被状况，还将影响诸多生物地球化学循环过程[31−33]。家畜采食是放牧行为中对草地影响面积最大、作用时间最长的放牧行为[12, 34]。目前，通常采用刈割来模拟家畜采食行为对草地生态系统的影响[16]。本研究发现：LD处理会显著增加纤维二糖水解酶、亮氨酸氨基肽酶、N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶以及酸性磷酸酶的活性。类似的结果在以往研究中也有报道。例如，LIU等[21]研究发现：轻度采食(刈割)会增加高寒草甸土壤亮氨酸氨基肽酶和N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶活性；HEWINS等[20]研究也表明：轻度采食(刈割)会提高加拿大天然草原土壤酸性磷酸酶的活性。家畜采食行为直接降低植物叶面积，导致光合效率的降低[35]，进而造成地下根系分泌物量减少和根系的凋亡增加[36−37]。但这也可能会改变植物生长策略，例如将光合产物大部分转移到根部，产生更多的根系分泌物[21]，进而促进土壤微生物分泌碳、氮、磷获取酶来降解土壤有机物质以获取养分。这可能就促使家畜采食植物后土壤水解酶活性恢复到采食前(补偿效应)，甚至高于采食前(过度补偿效应)[31]。本研究表明：模拟采食处理下土壤溶解性有机碳和硝态氮质量分数会显著高于对照组处理，这进一步印证了采食(刈割)后的“过度补偿效应”。然而，在本研究中HD处理显著降低了土壤纤维二糖水解酶的活性，但增加了土壤氮获取酶亮氨酸氨基肽酶的活性。LIU等[21]和HEWINS等[20]结果显示：重度采食(刈割)会降低土壤纤维二糖水解酶活性。当家畜采食超过一定的限度时，植物的地上组织被大量移除，这会导致植物根部大量凋亡[21]，减少根系分泌物的产生，进而抑制土壤碳获取水解酶纤维二糖水解酶的活性[38]。土壤水解酶活性由土壤底物浓度和土壤水解酶共同决定的[5]，当全氮质量分数充足时，全氮质量分数与氮获取水解酶活性没有相关性[39]；而当全氮质量分数降低时，会激发土壤氮获取酶活性[5]。本研究中，全氮是影响土壤酶活性的关键因子之一，HD处理会显著降低9月份土壤全氮质量分数。可能是家畜重度采食后牧草再生长会吸收大量土壤氮素，造成全氮降低，进而促进土壤氮获取水解酶亮氨酸氨基肽酶的活性[18]。此外，由于重度采食后地表裸露程度增加，青藏高原地区的极端气候以及高紫外辐射也可能会显著降低土壤的水解酶活性[31, 40−41]。
本研究发现：在同一模拟采食处理下，土壤水解酶活性存在显著的时间变异。总体上，碳获取酶蔗糖酶、β-葡萄糖苷酶、β-木糖苷酶和纤维素酶活性呈现7月最高、9月最低。土壤温度是高海拔地区控制土壤酶活性时间变化的关键因子。例如，D’ALÒ等[42]研究发现高海拔地区温度升高会显著促进土壤纤维素活性。本研究中，土壤碳获取酶总体上和土壤温度呈显著正相关。因此，高寒草甸土壤碳获取酶主要受7、8、9月气温的递减影响而表现出酶活性递减的时间性变异。而高寒草甸土壤氮获取酶的时间变异表现为随月份递增。这可能是因为7—9月高寒草甸的大部分牧草主要进行生殖生长，该过程需要消耗土壤氮素[43]，引起土壤氮养分(硝态氮和全氮)降低，激发土壤氮获取酶的活性，以分解释放有机质中的氮养分[39, 44]。
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青藏高原东缘高寒草甸夏季牧场家畜采食行为会对土壤水解酶产生显著影响，其中，轻度采食行为增加纤维素酶、亮氨酸氨基肽酶、N-乙酰-β-D氨基葡萄糖苷酶以及酸性磷酸酶的活性，而重度采食会降低纤维素酶活性、增加亮氨酸氨基肽酶活性；土壤碳获取酶、氮获取酶、磷获取酶都表现出时间性变异，其中碳获取酶的活性主要受土壤温度的影响，而氮获取酶主要受土壤全氮质量分数的影响。本研究表明：轻度采食行为可能会提高土壤水解酶活性，有助于维持高寒草甸土壤质量。
Responses of soil enzyme activities to different defoliation intensities in alpine meadow
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摘要:
目的 探究家畜采食对高寒草甸土壤酶活性的影响，为揭示人为干扰下高寒草甸的退化机制提供依据。 方法 用刈割留茬模拟家畜轻度采食(LD)和重度采食(HD)行为，以未放牧的草地为对照(ck)，测定土壤碳、氮、磷获取的酶活性以及土壤理化性质变化特征。 结果 总体上，土壤碳获取酶土壤蔗糖酶、β-葡萄糖苷酶和土壤氮获取酶脲酶的活性在不同采食强度下不存在显著差异，但呈现明显的时间变异； LD处理可显著提高纤维素二糖水解酶活性(P＜0.05)，而HD处理能降低纤维素二糖水解酶活性；LD处理也会提高氮获取酶亮氨酸氨基肽酶、N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶以及磷获取酸性磷酸酶的活性；家畜的采食行为可能通过改变土壤养分来影响土壤酶活性；高寒草甸土壤酶活性的时间变异受控于土壤温度和土壤养分的变化。 结论 轻度采食行为可能会提高土壤水解酶活性，有助于维持土壤质量。图3表4参44 Abstract:Objective This study aims to investigate the effects of livestock defoliation on soil enzyme activities of alpine meadow, so as to provide evidence for revealing the degradation mechanisms of alpine meadow under human disturbance. Method Livestock defoliation behaviors, including light-intensity defoliation (LD) and heavy-intensity defoliation (HD) were simulated by cutting plants, and the non-grazed meadow was taken as the control (ck). The activity of enzymes obtained by carbon, nitrogen, and phosphorus, as well as the change characteristics of soil physical and chemical properties were measured. Result Generally, the activities of invertase, β-glucosidase (BG), and urease did not show any significant differences under different defoliation intensities, but there was significant time variation. The activity of cellobiohydrolase (CBH) increased in LD treatment (P＜0.05), while it decreased in HD treatment. LD treatment also enhanced the activities of leucine aminopeptidase (LAP), N-acetyl-beta-D-glucosaminidase (NAG) and acid phosphatase (AP). Defoliation behavior of livestock might affect soil enzyme activity by changing soil nutrients. The temporal variation of soil enzyme activity in alpine meadow was controlled by the changes of soil temperature and soil nutrients. Conclusion Mild defoliation behavior may increase soil hydrolase activities, which helps maintain soil quality. [Ch, 3 fig. 4 tab. 44 ref.] -
Key words:
- grazing /
- defoliation /
- soil hydrolase /
- alpine meadow
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榧树Torreya grandis是红豆杉科Taxaceae榧属Torreya中国特有的植物，呈片状分布于浙江、福建、江西、湖南、安徽等省的丘陵地带[1]。榧树雌雄异株，稀同株，种内变异十分丰富[2]。香榧T. grandis ‘Merrillii’是雌性榧树的一个优良栽培类型，其结实所需花粉来自雄性榧树天然居群。然而雄株因不结实而往往遭受随意砍伐，数量大幅度减少[3]。近年来随着香榧产业的发展，人们认识到充分优质的授粉对雌株种实产量及品质影响极大，日益重视在香榧丰产造林中配置授粉雄株的作用。因此，对榧树雄株开展调查与选优是提高香榧产量及质量的重要因素之一。表型性状多样性是植物多样性最直观的反映，是衡量生物多样性的重要指标，也是了解遗传变异的重要线索[4]。在板栗Castanea mollissima[5]、樱桃Cerasus pseudocerasus[6]、椰枣Phoenix dactylifera[7]、李Prunus divaricata[8]、玉米Zea mays[9]等物种中都开展了表型性状多样性研究。榧树雌雄异株，天然杂交，且生长地理环境存在差异，使得天然群体内榧树变异十分丰富[10]。近年来对榧树的研究主要集中在病害[11]、生物学特性[12]、栽培管理技术[13]、分子标记[14]等方面。由于香榧具有极高的经济价值，研究多集中在雌性香榧上，而雄性榧树的研究鲜见报道。董雷鸣等[15]探讨榧树雄株若干性状的变异发现：叶片与雄球花各指标均有较大的变异系数，且不同来源的花粉对香榧幼果坐果率有显著影响，表明榧树雄株具有很大的选育潜力。本研究以来自5个雄性榧树天然居群的121个单株为研究材料，对叶片、雄球花等10个表型性状指标进行多样性分析，并在此基础上初选雄性榧树优株，为今后雄性榧树资源保护、授粉树配置及新品种选育提供科学依据。
1. 材料与方法
1.1 材料
浙江省与安徽省是榧树主要的天然分布区。榧树目前主要生产与利用的是其种子，野生雄株天然居群除采种外受到的人为干扰较少。本研究在基本呈野生状态的雄性榧树天然居群开展，分布点分别为浙江省淳安县半夏村(淳安)、杭州市临安区洪岭村(临安)、杭州市富阳区洞桥村(富阳)、浙江嵊州市榆树村(嵊州)及安徽省黄山市呈坎村(黄山)开展。在分布点的雄性榧树林中各选取10~30株生长旺盛，彼此间距不小于50 m，无病虫害，树龄50~200 a的实生雄性榧树作为研究对象，用于试验观测与采样，同时利用全球卫星定位系统(GPS)定位采样点(表1)。各单株采集新鲜叶片即时装入加硅胶的自封袋中，带回实验室置于−80 ℃冰箱保存。各单株采集20个带雄球花的1年生幼枝，枝条底部用湿纸巾包裹后置于采样袋，带回实验室进行水培。
表 1 5个雄性榧树天然居群的地理位置及采样数Table 1 Geographic locations of five natural populations in T. grandis居群 采样数量/株 样品编号 纬度(N) 经度(E) 海拔/m 淳安 17 CA01~CA17 29°55′20″ 119°12′06″ 320~430 临安 24 LA01~LA24 29°59′30″ 119°12′32″ 305~360 富阳 24 FY01~FY24 30°05′47″ 119°38′42″ 360~410 嵊州 24 SZ01~SZ24 29°42′28″ 120°33′22″ 280~420 黄山 32 HS01~HS32 29°57′52″ 118°14′18″ 350~500 1.2 方法
1.2.1 叶片性状测定
各单株选取20个叶片，用游标卡尺测量(精确至0.01 mm)叶宽和叶长，并计算叶形指数(叶宽/叶长)；用托盘天平(PB1502-L，瑞士)称取叶质量。
1.2.2 雄球花表型性状测定
各单株随机选取30个雄球花，用游标卡尺测量雄球花横径、纵径，并计算花形指数(球花横径/纵径)，同时用托盘天平称取雄球花质量。
1.2.3 雄球花水培及散粉时间观察
各单株选取3个雄球花数量较多且长势良好的枝条插入水中，置于浙江农林大学校园，培养条件设置为温度20 ℃，湿度75%，光强400 μmol·m−2·s−1，二氧化碳摩尔分数520 μmol·mol−1，2 d更换1次水，每天定期观察并记录花枝散粉情况。当雄球花的小孢子叶松散，颜色变黄，花粉囊纵裂，部分花苞散出黄色花粉时记为始花期，直至完全散粉。大约3 d时间。
1.2.4 花粉得率测定
每个单株各选30个即将散粉(即各小孢子叶松散，花苞颜色变黄，花粉囊开始纵裂)的雄球花，置干燥玻璃培养皿中，放置在室内干燥桌面上，使雄球花自然散粉。待雄球花完全开放，抖落所有花粉，收集花粉称量，计算花粉得率。花粉得率=[花粉质量/(花粉质量+撒粉后球花质量)]×100%。
1.2.5 花粉生活力测定
在全程避光的条件下，用荧光染料反应法(fluorescein diaectate reaction，二乙酸荧光素染色)测定花粉生活力[16]。随机观测3个不同视野，统计有活力花粉(呈绿色)数量和花粉总数(绿色和黑色)。花粉生活力=(有活力花粉数量/花粉总数)×100%。
1.3 数据处理
运用Excel和SPSS 17.0对各指标进行数据统计和方差分析、t检验及相关性分析等。
2. 结果与分析
2.1 雄性榧树叶片与雄球花表型性状的差异显著性分析
方差分析表明：叶片性状的叶长在居群间有显著差异(P＜0.05)，雄球花性状的花粉得率在居群间呈极显著性差异(P＜0.01)，其他指标均无显著差异(表2)。t检验分析结果显示：在居群内单株间10个表型性状均差异极显著(P＜0.01)，表明雄性榧树表型性状的变异可能主要来源于居群内。
表 2 雄性榧树5个居群叶片与雄球花相关指标的方差分析Table 2 ANOVA in leaf- and male flower-associated parameters among five natural populations in T. grandis指标 平方和 自由度 均方 F P 指标 平方和 自由度 均方 F P 叶质量 0.000 4 0.000 0.434 0.784 球花横径 0.354 4 0.089 0.310 0.871 叶宽 0.298 4 0.075 0.792 0.533 球花纵径 2.138 4 0.543 0.421 0.793 叶长 51.915 4 12.979 2.498 0.046* 花形指数 0.010 4 0.003 0.240 0.915 叶形指数 0.002 4 0.001 0.820 0.515 花粉得率 0.170 4 0.043 4.980 0.001** 球花质量 0.001 4 0.000 0.686 0.603 花粉生活力 0.095 4 0.024 0.355 0.840 说明：*表示差异显著(P＜0.05)，**表示差异极显著(P＜0.01) 多重比较分析发现：叶长在5个居群间差异显著(P＜0.05)，5个居群中淳安居群的叶片平均最长(18.99 mm)，显著长于其他居群；嵊州与黄山居群的叶片最短，且2个居群间无显著差异；临安与富阳居群的叶片长度居中，2个居群间无显著差异(图1A)。花粉得率在5个居群间差异极显著(P＜0.01)，嵊州和富阳居群的花粉得率较高，显著高于其他居群，且2个居群间无显著差异；而淳安与临安居群花粉得率最低且无显著差异(图1B)。
图 1 雄性榧树5个居群叶长(A)和花粉得率(B)的变化Figure 1 Varieties among five natural populations in the leaf length(A) and pollen yield(B) in T. grandis数值为平均值±标准差；图柱上方不同字母表示不同居群间差异显著(P＜0.05)变异系数与性状的离散程度呈正相关，变异系数越大表明个体间的差异越大，多样性越丰富，选择的潜力就越大[17]。本研究表明：同一性状在不同居群中变异系数不同；同一居群中不同性状的变异系数也存在差异。5个雄性榧树居群间叶片的变异程度由大到小依次为叶质量、叶长、叶形指数、叶宽；雄球花的变异程度由大到小依次为花粉生活力、花粉得率、球花质量、球花纵径、球花横径、花形指数。花粉生活力的变异最为丰富，5个居群的花粉生活力为51.70%~58.51%，变异系数为39.04%~45.40%，平均值为42.36%；其次是花粉得率(31.03%~37.77%)，平均达34.13%；叶宽和球花横径变异系数较小，分别为10.82%和12.13%(表3)。
表 3 5个雄性榧树居群叶片与雄球花指标的极值与变异Table 3 Extreme values and variation in the parameters of leaves and male flowers of five natural populations in T. grandis居群 叶质量 叶宽 最大值/g 最小值/g 平均值±标准差/g 变异系数/% 最大值/mm 最小值/mm 平均值±标准差/mm 变异系数/% 淳安 0.024 0.015 0.018±0.003 14.06 3.794 2.267 2.941±0.336 11.42 临安 0.025 0.012 0.018±0.003 19.44 3.775 2.400 2.901±0.345 11.90 富阳 0.023 0.013 0.017±0.003 15.36 3.422 2.344 2.850±0.281 9.86 嵊州 0.029 0.013 0.018±0.004 20.34 3.254 2.186 2.791±0.334 11.97 黄山 0.026 0.012 0.017±0.003 16.68 3.340 2.385 2.829±0.253 8.96 居群 叶长 叶形指数 最大值/mm 最小值/mm 平均值±标准差/mm 变异系数/% 最大值 最小值 平均值±标准差 变异系数/% 淳安 22.319 16.124 18.99±1.82 9.58 0.174 0.137 0.155±0.012 7.91 临安 25.475 13.650 18.41±2.84 15.45 0.228 0.107 0.161±0.029 18.27 富阳 25.139 15.360 18.05±2.51 13.93 0.205 0.130 0.159±0.015 9.68 嵊州 22.082 13.399 17.17±2.17 12.64 0.243 0.135 0.164±0.023 13.97 黄山 20.800 14.000 17.28±1.88 10.90 0.192 0.139 0.165±0.015 9.06 居群 球花质量 球花横径 最大值/g 最小值/g 平均值±标准差/g 变异系数/% 最大值/mm 最小值/mm 平均值±标准差/mm 变异系数/% 淳安 0.071 0.038 0.056±0.010 18.71 4.883 3.267 4.288±0.440 10.26 临安 0.078 0.032 0.058±0.014 24.51 5.344 2.947 4.369±0.594 13.61 富阳 0.089 0.034 0.054±0.014 25.96 6.283 3.714 4.452±0.551 12.37 嵊州 0.093 0.033 0.052±0.016 31.49 5.975 3.589 4.321±0.542 12.54 黄山 0.089 0.033 0.053±0.014 27.06 6.147 3.640 4.330±0.514 11.86 居群 球花纵径 花形指数 最大值/mm 最小值/mm 平均值±标准差/mm 变异系数/% 最大值 最小值 平均值±标准差 变异系数/% 淳安 6.937 4.425 5.671±0.718 12.66 0.893 0.656 0.760±0.060 7.84 临安 7.890 4.166 5.988±1.100 18.37 0.872 0.555 0.740±0.090 12.11 富阳 8.555 4.768 6.121±1.016 16.59 0.928 0.602 0.736±0.088 11.91 嵊州 10.884 4.458 5.900±1.423 24.12 0.938 0.434 0.753±0.110 14.57 黄山 9.889 4.516 5.907±1.146 19.40 0.854 0.588 0.745±0.083 11.04 居群 花粉得率 花粉生活力 最大值/% 最小值/% 平均值±标准差/% 变异系数/% 最大值/% 最小值/% 平均值±标准差/% 变异系数/% 淳安 26.38 5.82 17.00±5.28 31.03 92.71 21.61 58.51±25.05 42.80 临安 32.19 8.32 17.38±6.11 35.16 97.26 19.34 51.70±21.52 41.62 富阳 45.12 11.54 23.31±8.12 34.84 92.55 16.73 52.19±22.40 42.93 嵊州 41.39 10.23 25.08±7.99 31.85 92.08 11.09 56.70±25.74 45.40 黄山 36.56 8.72 20.67±7.81 37.77 94.30 23.90 56.56±22.08 39.04 居群差异体现了居群对当地环境的不同适应状况，数值大小反映了不同居群对不同环境的适应性[18]。基于叶片的表型指标分析发现：5个天然居群的变异系数临安(16.27%)最大，其次是嵊州(14.73%)，淳安(10.74%)最小；而雄球花是嵊州(26.82%)和黄山(26.42%)的变异系数较高，淳安(19.49%)最小。本研究中榧树雄株的生殖器官花的变异系数大于营养器官叶。
2.2 雄球花散粉时间的变异
榧树雄株的散粉时间不仅与遗传有关[15]，也与地域气候、环境差异有关。榧树的雌雄花期不集中，且雄株花期比雌株早[19]，散粉时间一般在4月中旬[20]。因此在新造林中要配置适当花期的雄性授粉树，满足雌花充分受粉的要求[15]。
经温室水培雄球花枝观测统计，雄球花散粉时间在4月7−17日，散粉周期约10 d。中花型所占比例最大(47株)，占总样本数的38.84%，散粉时间在4月11−15日；晚花型比例最小(30株，24.79%)，散粉时间在4月15−17日(表4)。5个居群中，淳安、临安、黄山这3个居群的中花型偏多，分别有11、13、13株，而富阳和嵊州的早花型略多，花期为4月7−11日(表4)。
表 4 5个天然居群榧树雄株散粉期比较Table 4 Pollen availability of male flowers in T. grandis居群 花期 花期类型 株数/株 群内比例/% 居群 花期 花期类型 株数/株 群内比例/% 淳安 4月9−17日 早 2 11.76 嵊州 4月7−15日 早 17 70.84 中 11 64.71 中 5 20.83 晚 4 23.53 晚 2 8.33 临安 4月9−17日 早 6 25.00 黄山 4月7−17日 早 7 21.87 中 13 54.17 中 13 40.63 晚 5 20.83 晚 12 37.50 富阳 4月7−15日 早 12 50.00 中 5 20.83 晚 7 29.17 2.3 雄性榧树叶片表型性状间的相关性分析
叶质量、叶长与叶形指数均呈极显著负相关(P＜0.05)，而其他指标间均为显著正相关(P＜0.05)(表5)。这与董雷鸣等[15]的研究结果一致。
表 5 雄性榧树叶片各指标之间的相关系数Table 5 Correlation coefficients among indexes of leaves in male T. grandis指标 叶质量 叶宽 叶长 叶形指数 叶质量 1 叶宽 0.381** 1 叶长 0.804** 0.476** 1 叶形指数 −0.626** 0.376** −0.513** 1 说明：**表示差异极显著(P＜0.01) 球花质量与球花大小及花粉得率呈显著正相关(P＜0.05)，球花大小与花粉得率均显著正相关(P＜0.05)，花粉活力与花粉得率呈极显著正相关(P＜0.01)，而球花质量和球花纵径都与花形指数呈极显著负相关，其他指标间相关性不显著(表6)。
表 6 榧树雄球花及各指标间的相关系数Table 6 Correlation coefficients among indexes of male flowers in T. grandis指标 球花
质量球花
横径球花
纵径花形
指数花粉
得率花粉
生活力球花质量 1 球花横径 0.735** 1 球花纵径 0.788** 0.693** 1 花形指数 −0.412** −0.020 −0.701** 1 花粉得率 0.209* 0.238* 0.296* −0.164 1 花粉生活力 0.103 0.010 0.035 −0.081 0.441** 1 说明：*表示差异显著(P＜0.05)，**表示差异极显著(P＜0.01) 2.4 雄性榧树优株的初选
花粉会对植株坐果率高低、果实大小以及产量等产生直接影响[21−22]。筛选适宜的雄性优株可以提供香榧基地授粉雄株不足、香榧树体坐果率低的现状，从而促进香榧产业健康发展。营养器官叶片受环境影响较大，因而榧树可基于生殖器官的性状初选核心种质[23]。本研究主要依据榧树雄株散粉时间、花粉生活力、花粉量的多少等综合进行雄株优株的筛选。早花类型中表现较好的优株有富阳居群的雄9、嵊州居群的雄5以及黄山居群的雄23，花粉生活力分别高达92.55%、92.08%、90.01%，花粉得率也在20%以上；中花类型表现最佳的优株有临安居群的雄22、嵊州居群的雄1，花粉活力均在90%以上，花粉得率也不低；而晚花类型中，淳安居群的雄3、临安居群的雄18以及黄山居群的雄1花粉生活力分别为92.71%、92.61%、91.65%，共初选36个单株作为优良授粉树，占所有供试材料的29.75%(表7)。
表 7 雄性榧树优株的初选Table 7 Screening of male elite trees in T. grandis居群 开花类型 编号 花粉生活力/% 花粉得率/% 花形指数 淳安 早花型 CA09 65.35 26.38 0.656 中花型 CA07 76.97 21.95 0.790 CA10 82.59 21.70 0.736 CA15 87.36 19.27 0.736 CA16 85.91 15.74 0.754 晚花型 CA01 86.00 22.19 0.743 CA03 92.71 19.98 0.826 CA17 82.05 22.16 0.735 临安 早花型 LA03 66.86 18.92 0.764 中花型 LA13 87.31 32.19 0.802 LA22 97.26 20.05 0.653 晚花型 LA17 87.00 20.98 0.818 LA18 92.61 23.91 0.850 富阳 早花型 FY03 70.56 34.28 0.782 FY06 81.58 32.29 0.822 FY09 92.55 23.02 0.605 FY14 85.04 30.23 0.660 FY19 69.44 33.37 0.602 晚花型 FY01 84.07 33.24 0.671 嵊州 早花型 SZ02 89.09 34.48 0.750 SZ05 92.08 38.23 0.725 SZ13 66.39 20.71 0.730 SZ16 86.05 30.28 0.799 SZ17 82.96 25.74 0.588 SZ24 88.63 25.67 0.766 中花型 SZ01 91.53 23.79 0.859 黄山 早花型 HS21 68.89 35.01 0.754 HS23 90.01 30.98 0.764 HS28 62.25 29.76 0.607 中花型 HS13 81.59 23.91 0.751 HS15 68.19 21.01 0.745 HS18 89.42 20.76 0.797 HS19 81.83 23.92 0.850 晚花型 HS02 91.65 25.67 0.705 HS04 87.61 21.98 0.595 HS29 87.16 24.81 0.801 3. 结论与讨论
本研究发现：在居群间，叶片与雄球花的10个表型指标，只有叶长和花粉得率差异显著，而居群内，单株间10个指标均差异极显著，表明居群内的变异比居群间更加丰富。该结果与刘浩凯等[24]研究雌性榧树居群遗传多样性的结果基本一致。因此，为配置香榧授粉树的榧树雄株选育可选择优良单株。
变异系数是衡量各观测性状变异程度的一个统计指标。本研究各指标的相对极差和变异系数的变化趋势完全不同，表明榧树雄株表型性状存在丰富的表型多样性。经过长期的自然选择，不同数量性状对环境形成了不同的适应能力。相关分析表明：雄性榧树的大部分表型性状相关性达显著或极显著水平，说明这些性状在环境适应中表现出相互调节的作用。
雄性榧株以提供花粉为主要利用目的，花粉得率和花粉生活力在居群间和个体间变异大，且比较稳定，不仅有利于选择，选择结果也相对可靠。本研究显示：雄球花各指标变异系数大，球花大小与花粉得率呈显著正相关，直接影响花粉得率。因此优株初选应从花粉生活力、花粉得率及球花大小等综合考虑。基于上述指标初步筛选出36个优良雄性单株，其中8个单株的花粉生活力在90%以上。在今后的育种工作中，这些雄性优株应是优先考虑的对象。本研究所有单株的花粉得率最高值为38.23%，与董雷鸣等[15]的研究结果类似。
居群内的变异主要受遗传因素的影响，而居群间的变异则与遗传和环境2个因素相关[25]。由于榧树雄株不结果，以往人为破坏严重，部分地区的雄株资源已濒临绝迹，雌雄比例严重失调。易官美等[26]对榧树资源分布进行调查发现：雌雄株比例在江西岩泉自然保护区为4∶1，在福建建瓯玉山镇居群为29∶1；在安徽居群为19∶1；在浙江诸暨赵家镇居群为99∶1。因此，加强雄性榧树资源保护刻不容缓，需加大种质资源调查与收集力度，建立雄性榧树优株资源库。
本研究仅对雄性榧树的表型多样性进行初步研究，后续的研究将扩大居群选择的范围及居群个数，并结合分子生物学从DNA水平深入揭示雄性榧树天然居群的遗传变异特点和规律。
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图 1 不同采样时间和采食强度下土壤微生物量碳和微生物量氮
Figure 1 Soil microbial C and N concentration under different defoliation intensity and sampling time
图 2 不同采食强度下土壤水解酶活性
Figure 2 Soil hydrolytic enzyme activities under different defoliation intensities
图 3 土壤水解酶活性与环境因子的冗余分析
Figure 3 Redundancy analysis of soil hydrolytic enzyme activity and environmental factors
表 1 不同采样时间和采食强度下的土壤理化性质
Table 1. Soil physical and chemical properties under different defoliation intensity and sampling time
月份 采食
行为土壤含
水量/%土壤温
度/℃pH 土壤有机碳/
(g·kg−1)可溶性有机碳/
(mg·kg−1)铵态氮/
(mg·kg−1)硝态氮/
(mg·kg−1)全氮/
(g·kg−1)水溶性氮/
(mg·kg−1)7 ck 17.98±0.98 Aa 23.60±2.50 Aa 5.71±0.02 Ba 63.84±3.90 Ab 67.78±6.35 Aa 36.33±3.42 Aa 10.68±0.69 Ba 7.07±0.15 Aa 17.66±1.11 Aa LD 17.18±1.41 Ba 23.13±2.65 Aa 5.56±0.05 Ba 54.57±1.34 Cc 63.63±4.11 Ba 35.67±2.90 ABa 9.59±0.56 Ba 7.02±0.26 Aa 19.54±0.82 Ba HD 19.40±1.10 Aa 23.05±2.81 Aa 5.72±0.04 Aa 71.68±0.70 Aa 75.59±1.47 Aa 39.74±4.67 ABa 8.93±1.42 Ca 7.51±0.23 Aa 15.69±1.61 Ca 8 ck 19.18±0.63 Aa 18.20±1.22 ABa 5.81±0.03 Aa 70.14±2.73 Aa 53.45±6.51 Aab 16.37±1.14 Ba 14.54±2.60 Ba 6.26±0.15 Ba 32.17±3.87 Ba LD 15.90±1.07 Ba 18.13±0.89 ABa 5.82±0.03 Aa 71.35±2.39 Ba 46.10±3.75 Cb 27.37±2.23 Ba 13.90±1.52 Ba 6.27±0.14 Ba 33.83±1.99 Aa HD 18.35±1.28 Aa 18.33±0.78 ABa 5.73±0.03 Aa 73.14±1.54 Aa 68.53±6.35 Aa 22.36±6.03 BCa 10.87±1.76 Ba 6.09±0.11 Ba 33.82±3.66 Aa 9 ck 18.20±2.24 Aa 13.25±0.69 Ba 5.42±0.03 Ca 72.57±0.45 Ab 55.81±4.70 Ab 7.25±1.66 Ca 24.54±2.90 Ab 5.30±0.12 Cab 20.93±1.20 Ba LD 22.33±0.98 Aa 13.20±0.74 Ba 5.49±0.03 Ca 77.64±1.01 Aa 79.62±1.48 Aa 10.18±2.57 Ca 25.15±1.42 Aab 5.54±0.11 Ca 21.69±1.96 Ba HD 20.00±0.82 Aa 13.33±0.80 Ba 5.47±0.05 Ba 66.98±0.53 Bc 75.78±2.99 Aa 12.93±2.49 Ca 32.93±3.06 Aa 5.22±0.05 Cb 25.51±1.65 Ba 说明：不同大写字母表示同一采食强度不同时间差异显著(P＜0.05)；不同小写字母表示同一时间不同采食强度间差异显著(P＜0.05) 
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表 2 双因素方差分析检验采食强度和采样时间对土壤理化性质的影响
Table 2. Two-way ANOVA of the effects of defoliation intensity and sampling time on soil physicochemical properties
因素 土壤含水量 土壤温度 pH 土壤有机碳 可溶性有机碳 铵态氮 硝态氮 全氮 水溶性氮 微生物量碳 微生物量氮 采食强度 0.404 0.003 0.175 1.511 7.711** 1.345 0.385 0.171 0.406 0.830 0.188 采样时间 3.131 24.117** 62.138** 19.465** 8.957** 38.195** 69.507** 101.126** 38.269** 9.595** 3.170 采食强度×采样时间 2.523 0.033 1.330 12.816** 4.009* 1.648 3.232* 2.104 0.863 1.864 0.873 说明：数值为方差分析的F值；*表示P＜0.05；**表示P＜0.01
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表 3 双因素方差分析检验采食强度和采样时间对土壤胞外酶活性的影响
Table 3. Two-way ANOVA of the effects of defoliation intensity and sampling time on soil extracellular enzyme activities
因素 蔗糖酶 β-葡萄糖苷酶 β-木糖苷酶 纤维二糖水解酶 脲酶 亮氨酸氨基肽酶 N-乙酰-β-D-氨基葡萄糖苷酶 酸性磷酸酶 采食强度 1.749 0.435 1.534 9.232** 1.108 12.470** 32.906** 0.324 采样时间 94.212** 24.420** 46.811** 59.608** 9.623** 358.530** 6.536** 11.718** 采食强度×采样时间 0.759 1.920 1.898 2.117 1.028 50.590** 8.497** 12.521** 说明：数值为方差分析的F值；**表示P＜0.01
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表 4 土壤水解酶活性和土壤环境因子的关系
Table 4. Correlations between soil hydrolytic enzyme activities and the environmental factors
土壤性质 蔗糖酶 β-葡萄糖苷酶 β-木糖苷酶 纤维二糖水解酶 亮氨酸氨基肽酶 硝态氮 −0.74** −0.32 −0.67** −0.38 0.38 铵态氮 0.74** 0.61* 0.63** 0.55 −0.52 全氮 0.79** 0.69** 0.83** 0.76** −0.59* pH 0.45 0.22 0.51 0.22 −0.72** 水溶性氮 −0.28 −0.58* −0.37 −0.64** 0.36 微生物量碳 0.64** 0.17 0.48 0.13 −0.80** 土壤温度 0.83** 0.61* 0.67** 0.47 −0.60* 说明：*表示P＜0.05；**表示P＜0.01
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