劉洪華+龔加利+李發(fā)平+蘇仕開+李云俊+張儒和+段連艷+楊錫永

摘 要：為了對施甸植煙土壤養(yǎng)分進行分析與綜合評價，該文利用SPSS軟件對72個土壤樣品的9項理化指標進行統(tǒng)計分析。結(jié)果表明，土壤肥力最高的10個樣本（占總樣本的13.89%），綜合得分F∈[0.565 8，1.982 6]；土壤肥力較高的25個樣本（占總樣本的34.72%），綜合得分F∈[0.005 3，0.473 8]；土壤肥力較低的24個樣本（占總樣本的33.33%），綜合得分F∈[-0.498 5，-0.044 5]；土壤肥力最低的13個樣本（占總樣本的18.06%），綜合得分F∈[-0.884 2，-0.517 4]。因此，鑒于全縣植煙土壤肥力存在著較大差異，對土壤肥力較高的田地，要施用適量有機肥和復(fù)合肥；而土壤肥力處于較低水平的，則要足量、配合施用有機肥和復(fù)合肥。

關(guān)鍵詞：施甸煙區(qū)；因子分析；系統(tǒng)聚類分析；土壤肥力

中圖分類號 S15 文獻標識碼 A 文章編號 1007-7731（2014）05-13-04

Application of Factor Analysis and Cluster Analysis to Evaluation of Soil Fertility in Shidian

Liu Honghua et al.

（Shidian Tobacco Company，Shidian 678200，China）

Abstract：The contents of 9 components in 72 soil samples were analyzed and evaluated by the method of factor and system cluster with SPSS softwate in this paper，in order to evaluate the soil fertility in Shidian tobacco-growing areas. The results showed that the soil fertility of ten samples（13.89% of the total）was the highest with comprehensive scores from 0.565 8 to 1.982 6；thirty-two samples（34.72% of the total）was the second with comprehensive scores from 0.005 3 to 0.473 8；twenty-three samples（33.33% of the total）was the third with comprehensive scores from -0.498 5 to -0.044 5；fourteen samples（18.06% of the total）was the lowest with comprehensive scores from -0.884 2 to -0.517 4. Therefore，in view of great difference in soil fertility through Shidian tobacco-growing areas，the right amount of organic fertilizer and compound fertilizer are applied to the fields of high soil fertility，and plenty of organic fertilizer and compound fertilizer are used for the fields of low soil fertility.

Key words：Shidian tobacco-growing areas；Factor analysis；System cluster analysis；Soil fertility

土壤養(yǎng)分含量是評價土壤肥力的重要標志，其豐缺狀況和供應(yīng)強度則直接影響著煙草的生長發(fā)育、產(chǎn)量和品質(zhì)表現(xiàn)[1]。土壤肥力評價既是獲取土地質(zhì)量狀況的重要手段，又是烤煙生產(chǎn)穩(wěn)定健康可持續(xù)發(fā)展必不可少的一項重要工作，可為植煙土壤合理利用提供科學(xué)依據(jù)[2-3]。近年來，國內(nèi)外有很多關(guān)于土壤肥力質(zhì)量評價方法的論述，國外專家主要運用土壤質(zhì)量動力學(xué)方法、土壤質(zhì)量綜合評分法、多變量指標克立格法等[4-6]，而國內(nèi)的大多數(shù)專家學(xué)者則運用因子分析法、主成分分析法、聚類分析法等[7-9]統(tǒng)計方法，來綜合評價土壤肥力質(zhì)量。本文則采用了主成分分析法和系統(tǒng)聚類分析法對施甸煙區(qū)土壤肥力進行綜合評價，旨在闡明該煙區(qū)土壤肥力狀況，為優(yōu)質(zhì)煙葉生產(chǎn)及合理施肥提供科學(xué)的理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 土樣采集 2013年，在施甸縣的太平（16）、水長（3）、由旺（2）、老麥（2）、仁和（3）、何元（18）、甸陽（4）、木老元（5）、姚關(guān)（7）、擺榔（2）、萬興（5）、酒房（3）、舊城（2）等13個烤煙種植鄉(xiāng)鎮(zhèn)，采用隨機布點法采集植煙土壤耕層0～20cm土壤樣品共72個，采集時間選在煙草尚未施用任何肥料前，確保能夠真實地反映采樣地塊的養(yǎng)分狀況和供肥能力，同時注意避開雨季。采集的土樣經(jīng)風(fēng)干后，磨細、過篩、混勻、裝瓶備用。

1.2 測定項目及其方法 土壤pH值采用pH計法測定（水土質(zhì)量比為2.5∶1）；有機質(zhì)含量采用重鉻酸鉀滴定法測定；堿解氮含量采用堿解擴散法測定；速效磷含量采用鉬銻抗比色法測定；速效鉀含量采用NH4AC浸提-火焰光度法測定；有效硼采用沸水浸提-甲亞胺（水土比為2∶1）比色法測定；有效鋅含量采用DTPA浸提-原子吸收法測定；水溶性氯離子采用（水土比為5∶1）浸提-AgNO3滴定法測定；有效鎂采用用1mol/L CH3COONH4交換-原子吸收分光光度法測定[10]。

1.3 分析軟件 試驗數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析采用軟件Excel 2003和SPSS 19.0。

2 結(jié)果與分析

2.1 標準化后的土壤養(yǎng)分指標相關(guān)系數(shù)矩陣 將土壤養(yǎng)分各項理化指標數(shù)值經(jīng)標準化處理后，計算其相關(guān)系數(shù)（表1）。由表1可知，大部分養(yǎng)分指標之間存在顯著或極顯著相關(guān)。因此，直接利用養(yǎng)分指標進行土壤肥力綜合評價，結(jié)果將出現(xiàn)較大偏差，也無法真實的反應(yīng)土壤肥力情況。

表1 各指標間相關(guān)系數(shù)矩陣

[養(yǎng)分指標＼&pH＼&有機質(zhì)＼&堿解氮＼&速效磷＼&速效鉀＼&有效硼＼&有效鎂＼&有效鋅＼&水溶性氯＼&pH＼&1＼&0.077＼&-0.092＼&0.018＼&0.027＼&-0.093＼&0.093＼&-0.015＼&-0.007＼&有機質(zhì)＼&＼&1＼&0.882**＼&0.424**＼&0.414**＼&0.526**＼&0.319**＼&0.465**＼&0.024＼&堿解氮＼&＼&＼&1＼&0.493**＼&0.480**＼&0.498**＼&0.367**＼&0.540**＼&0.076＼&速效磷＼&＼&＼&＼&1＼&0.537**＼&0.706**＼&0.446**＼&0.546**＼&0.023＼&速效鉀＼&＼&＼&＼&＼&1＼&0.702**＼&0.262*＼&0.372**＼&0.085＼&有效硼＼&＼&＼&＼&＼&＼&1＼&0.286*＼&0.452**＼&0.025＼&有效鎂＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&1＼&0.450**＼&0.148＼&有效鋅＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&1＼&0.080＼&水溶性氯＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&＼&1＼&]

注：“*”代表5%顯著水平，“**”代表1%顯著水平

2.2 土壤養(yǎng)分指標的因子分析

2.2.1 Bartlett球度檢驗 利用SPSS軟件中的Bartlett球度檢驗法檢驗養(yǎng)分指標原始數(shù)據(jù)，得出的相伴概率為0，小于顯著性水平0.05。因此拒絕Bartlett球度檢驗的零假設(shè)，認為適合做因子分析。

2.2.2 特征根值、方差貢獻率及累計貢獻率 利用SPSS軟件對各土壤樣品的9項養(yǎng)分指標進行因子分析，得出主成分、特征值及貢獻率（表2）和方差極大正交旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣（表3）。由表2、表3可見，前5個主成分的累積貢獻率達到了86.80%，基本保留了原變量的特征、差異和相互關(guān)系。因此，從眾多的特征根中提取5個主成分，其中：第1主成分的貢獻率為44.32%，主要反映了速效磷、速效鉀、有效硼的作用；第2主成分的貢獻率為12.18%，主要反映了土壤有機質(zhì)、堿解氮的作用；第3主成分的貢獻率為11.33%，主要反映了有效鋅的作用；第4主成分的貢獻率為9.81%，主要反映了有效鎂、水溶性氯的作用；第5主成分的貢獻率為9.16%，主要反映了土壤pH的作用，以上5個主因子的累積貢獻率達到了86.80%。因此，利用以上5個主因子從不同的方面對土壤肥力進行綜合評價，是切實可行和合理的。

表2 5個主成分的特征值、方差貢獻率及累積貢獻率

[主成分＼&特征值＼&方差貢獻率（%）＼&累積貢獻率（%）＼&1＼&3.988＼&44.32＼&44.32＼&2＼&1.096＼&12.18＼&56.50＼&3＼&1.020＼&11.33＼&67.83＼&4＼&0.883＼&9.81＼&77.64＼&5＼&0.824＼&9.16＼&86.80＼&]

表3 方差極大正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

[＼&F1＼&F2＼&F3＼&F4＼&F5＼&pH＼&-0.013＼&-0.001＼&-0.006＼&0.046＼&0.997＼&有機質(zhì)＼&0.245＼&0.924＼&0.150＼&0.104＼&0.086＼&堿解氮＼&0.323＼&0.873＼&0.216＼&0.146＼&-0.101＼&速效磷＼&0.700＼&0.133＼&0.440＼&0.299＼&0.014＼&速效鉀＼&0.872＼&0.220＼&0.021＼&0.049＼&0.056＼&有效硼＼&0.842＼&0.323＼&0.182＼&0.070＼&-0.103＼&有效鎂＼&0.158＼&0.169＼&0.184＼&0.945＼&0.054＼&有效鋅＼&0.231＼&0.291＼&0.881＼&0.189＼&-0.010＼&水溶性氯＼&0.024＼&0.014＼&0.029＼&0.067＼&-0.006＼&]

2.2.3 構(gòu)建因子得分函數(shù)模型 根據(jù)養(yǎng)分指標的得分系數(shù)矩陣（表4）計算5個主成分（F1、F2、F3、F4、F5），主成分得分等于得分系數(shù)與相對應(yīng)的標準化變量（Zxi）之積，其數(shù)學(xué)模型如下：

F1=0.017Zx1-0.162Zx2-0.116Zx3+0.327Zx4+0.584Zx5+0.474Zx6-0.094Zx7-0.199Zx8-0.002Zx9

F2=0.006Zx1+0.663Zx2+0.570Zx3-0.264Zx4-0.100Zx5-0.051Zx6-0.048Zx7-0.098Zx8-0.015Zx9

F3=0.033Zx1-0.153Zx2-0.090Zx3+0.291Zx4-0.308Zx5-0.101Zx6-0.264Zx7+1.121Zx8+0.011Zx9

F4=-0.067Zx1-0.060Zx2-0.024Zx3+0.096Zx4-0.086Zx5

0.106Zx6+1.106Zx7-0.237Zx8-0.067Zx9

F5=-0.977Zx1+0.092Zx2-0.091Zx3+0.021Zx4+0.079Zx5

-0.073Zx6-0.055Zx7+0.028Zx8+0.006Zx9

表4 主成分得分系數(shù)矩陣

[＼&F1＼&F2＼&F3＼&F4＼&F5＼&pH＼&0.017＼&0.006＼&0.033＼&-0.067＼&0.977＼&有機質(zhì)＼&-0.162＼&0.663＼&-0.153＼&-0.060＼&0.092＼&堿解氮＼&-0.116＼&0.570＼&-0.090＼&-0.024＼&-0.091＼&速效磷＼&0.327＼&-0.264＼&0.291＼&0.096＼&0.021＼&速效鉀＼&0.584＼&-0.100＼&-0.308＼&-0.086＼&0.079＼&有效硼＼&0.474＼&-0.051＼&-0.101＼&-0.106＼&-0.073＼&有效鎂＼&-0.094＼&-0.048＼&-0.264＼&1.106＼&-0.055＼&有效鋅＼&-0.199＼&-0.098＼&1.121＼&-0.237＼&0.028＼&水溶性氯＼&-0.002＼&-0.015＼&0.011＼&-0.067＼&0.006＼&]

以上5個公式中的Zx1、Zx2、Zx3、Zx4、Zx5、Zx6、Zx7、Zx8、Zx9分別是pH、有機質(zhì)、堿解氮、速效磷、速效鉀、有效硼、有效鋅、有效鎂、水溶性氯經(jīng)標準化處理后的數(shù)據(jù)。

將各養(yǎng)分標準化處理后的數(shù)據(jù)帶入上述5個公式，可以求出各樣品的因子得分F1、F2、F3、F4、F5的值。

2.2.4 主成分因子得分 依據(jù)主成分因子的權(quán)重計算方法，以5個主因子各自的方差貢獻率與入選因子累計貢獻率的比例為權(quán)數(shù)進行加權(quán)綜合，可以得出施甸植煙土壤肥力綜合得分評價數(shù)學(xué)模型：

F=a1F1+a2F2+a3F3+a4F4+a5F5

由表2可以計算得到，a1、a2、a3、a4、a5代表的權(quán)重分別為0.511、0.140、0.131、0.113、0.105。把求出的各樣品F1、F2、F3、F4、F5帶入公式，可得出各樣品的土壤肥力綜合得分F值。求出的各樣品綜合得分可以顯示出土壤肥力的好壞，得分值越高，土壤肥力越好；相反，得分值越低，土壤肥力越差。

2.3 土壤肥力的聚類分析 對土壤樣品主成分綜合得分采用重心法進行系統(tǒng)聚類分析，劃分為4類（表5）：第Ⅰ類包括10個樣本（占總樣本的13.89%），綜合得分F∈[0.565 8，1.982 6]，該類可視為土壤肥力最高；第Ⅱ類包括25個樣本（占總樣本的34.72%），綜合得分F∈[0.005 3，0.473 8]，該類可視土壤肥力較高；第Ⅲ類包括24個樣本（占總樣本的33.33%），綜合得分F∈[-0.498 5，-0.044 5]，該類可視為土壤肥力較差；第Ⅳ類包括13個樣本（占總樣本的18.06%），綜合得分F∈[-0.884 2，-0.517 4]，該類可視為土壤肥力差。由表5還可以看出，在全縣范圍內(nèi)，土壤肥力處于較高水平以上的土壤占土壤樣品總數(shù)的48.61%，但全縣還有51.39%的土壤存在肥力不足或較差的問題，包括太平、何元、舊城3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分土壤。由此得出，全縣植煙土壤肥力高與低幾乎各占一半，即使同一區(qū)域的土壤，其土壤肥力也存在著較大差異，這與以往研究結(jié)果[11]基本一致。

表5 各樣品的主成分綜合得分系統(tǒng)聚類結(jié)果

[鄉(xiāng)鎮(zhèn)＼& Ⅰ ＼& Ⅱ ＼& Ⅲ ＼& Ⅳ ＼&0.565 8≤F

≤1.982 6＼&0.005 3≤F

≤0.473 8＼&-0.498 5≤F

≤-0.044 5＼&-0.884 2≤F

≤-0.517 4＼&太平＼&1＼&4＼&7＼&4＼&水長＼&3＼&＼&＼&＼&由旺＼&＼&＼&1＼&1＼&老麥＼&＼&2＼&＼&＼&仁和＼&＼&3＼&＼&＼&何元＼&1＼&7＼&5＼&5＼&甸陽＼&＼&2＼&2＼&＼&木老元＼&＼&4＼&1＼&＼&姚關(guān)＼&3＼&1＼&3＼&＼&擺榔＼&＼&1＼&＼&1＼&萬興＼&＼&1＼&4＼&＼&酒房＼&2＼&＼&1＼&＼&舊城＼&＼&＼&＼&2＼&全縣＼&10＼&25＼&24＼&13＼&]

3 結(jié)論與討論

本文通過因子分析法和系統(tǒng)聚類分析法研究分析了施甸縣土壤肥力狀況：土壤肥力最高的有10個樣本，占總樣本的13.89%；土壤肥力較高的25個樣本，占總樣本的34.72%；土壤肥力較差的24個樣本，占總樣本的33.33%；土壤肥力最差的13個樣本，占總樣本的18.06%。由此表明，全縣植煙土壤肥力因不同的地域、不同的田塊存在著較大差異。因此，要依據(jù)不同地塊的土壤分析結(jié)果，制定相應(yīng)的施肥方案，做到科學(xué)合理施肥，對于土壤肥力處于較高水平以上的，要施用適量的有機肥和復(fù)合肥，確保土壤肥力的持久、恒定；而對于土壤肥力處于較低水平的，要確保有機肥和復(fù)合肥的足量、配合施用。

此文僅從部分土壤養(yǎng)分指標和單一的統(tǒng)計方法對全縣土壤肥力進行了綜合評價，可能忽略了物理、生物和環(huán)境等因素對土壤肥力的影響。為能更準確、清晰地反映出土壤肥力狀況，對土壤物理、生物和環(huán)境等因素的研究需待進一步完善。

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（上接15頁）

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（責(zé)編：施婷婷）

表4 主成分得分系數(shù)矩陣

[＼&F1＼&F2＼&F3＼&F4＼&F5＼&pH＼&0.017＼&0.006＼&0.033＼&-0.067＼&0.977＼&有機質(zhì)＼&-0.162＼&0.663＼&-0.153＼&-0.060＼&0.092＼&堿解氮＼&-0.116＼&0.570＼&-0.090＼&-0.024＼&-0.091＼&速效磷＼&0.327＼&-0.264＼&0.291＼&0.096＼&0.021＼&速效鉀＼&0.584＼&-0.100＼&-0.308＼&-0.086＼&0.079＼&有效硼＼&0.474＼&-0.051＼&-0.101＼&-0.106＼&-0.073＼&有效鎂＼&-0.094＼&-0.048＼&-0.264＼&1.106＼&-0.055＼&有效鋅＼&-0.199＼&-0.098＼&1.121＼&-0.237＼&0.028＼&水溶性氯＼&-0.002＼&-0.015＼&0.011＼&-0.067＼&0.006＼&]

以上5個公式中的Zx1、Zx2、Zx3、Zx4、Zx5、Zx6、Zx7、Zx8、Zx9分別是pH、有機質(zhì)、堿解氮、速效磷、速效鉀、有效硼、有效鋅、有效鎂、水溶性氯經(jīng)標準化處理后的數(shù)據(jù)。

將各養(yǎng)分標準化處理后的數(shù)據(jù)帶入上述5個公式，可以求出各樣品的因子得分F1、F2、F3、F4、F5的值。

2.2.4 主成分因子得分 依據(jù)主成分因子的權(quán)重計算方法，以5個主因子各自的方差貢獻率與入選因子累計貢獻率的比例為權(quán)數(shù)進行加權(quán)綜合，可以得出施甸植煙土壤肥力綜合得分評價數(shù)學(xué)模型：

F=a1F1+a2F2+a3F3+a4F4+a5F5

由表2可以計算得到，a1、a2、a3、a4、a5代表的權(quán)重分別為0.511、0.140、0.131、0.113、0.105。把求出的各樣品F1、F2、F3、F4、F5帶入公式，可得出各樣品的土壤肥力綜合得分F值。求出的各樣品綜合得分可以顯示出土壤肥力的好壞，得分值越高，土壤肥力越好；相反，得分值越低，土壤肥力越差。

2.3 土壤肥力的聚類分析 對土壤樣品主成分綜合得分采用重心法進行系統(tǒng)聚類分析，劃分為4類（表5）：第Ⅰ類包括10個樣本（占總樣本的13.89%），綜合得分F∈[0.565 8，1.982 6]，該類可視為土壤肥力最高；第Ⅱ類包括25個樣本（占總樣本的34.72%），綜合得分F∈[0.005 3，0.473 8]，該類可視土壤肥力較高；第Ⅲ類包括24個樣本（占總樣本的33.33%），綜合得分F∈[-0.498 5，-0.044 5]，該類可視為土壤肥力較差；第Ⅳ類包括13個樣本（占總樣本的18.06%），綜合得分F∈[-0.884 2，-0.517 4]，該類可視為土壤肥力差。由表5還可以看出，在全縣范圍內(nèi)，土壤肥力處于較高水平以上的土壤占土壤樣品總數(shù)的48.61%，但全縣還有51.39%的土壤存在肥力不足或較差的問題，包括太平、何元、舊城3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分土壤。由此得出，全縣植煙土壤肥力高與低幾乎各占一半，即使同一區(qū)域的土壤，其土壤肥力也存在著較大差異，這與以往研究結(jié)果[11]基本一致。

表5 各樣品的主成分綜合得分系統(tǒng)聚類結(jié)果

[鄉(xiāng)鎮(zhèn)＼& Ⅰ ＼& Ⅱ ＼& Ⅲ ＼& Ⅳ ＼&0.565 8≤F

≤1.982 6＼&0.005 3≤F

≤0.473 8＼&-0.498 5≤F

≤-0.044 5＼&-0.884 2≤F

≤-0.517 4＼&太平＼&1＼&4＼&7＼&4＼&水長＼&3＼&＼&＼&＼&由旺＼&＼&＼&1＼&1＼&老麥＼&＼&2＼&＼&＼&仁和＼&＼&3＼&＼&＼&何元＼&1＼&7＼&5＼&5＼&甸陽＼&＼&2＼&2＼&＼&木老元＼&＼&4＼&1＼&＼&姚關(guān)＼&3＼&1＼&3＼&＼&擺榔＼&＼&1＼&＼&1＼&萬興＼&＼&1＼&4＼&＼&酒房＼&2＼&＼&1＼&＼&舊城＼&＼&＼&＼&2＼&全縣＼&10＼&25＼&24＼&13＼&]

3 結(jié)論與討論

本文通過因子分析法和系統(tǒng)聚類分析法研究分析了施甸縣土壤肥力狀況：土壤肥力最高的有10個樣本，占總樣本的13.89%；土壤肥力較高的25個樣本，占總樣本的34.72%；土壤肥力較差的24個樣本，占總樣本的33.33%；土壤肥力最差的13個樣本，占總樣本的18.06%。由此表明，全縣植煙土壤肥力因不同的地域、不同的田塊存在著較大差異。因此，要依據(jù)不同地塊的土壤分析結(jié)果，制定相應(yīng)的施肥方案，做到科學(xué)合理施肥，對于土壤肥力處于較高水平以上的，要施用適量的有機肥和復(fù)合肥，確保土壤肥力的持久、恒定；而對于土壤肥力處于較低水平的，要確保有機肥和復(fù)合肥的足量、配合施用。

此文僅從部分土壤養(yǎng)分指標和單一的統(tǒng)計方法對全縣土壤肥力進行了綜合評價，可能忽略了物理、生物和環(huán)境等因素對土壤肥力的影響。為能更準確、清晰地反映出土壤肥力狀況，對土壤物理、生物和環(huán)境等因素的研究需待進一步完善。

參考文獻

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（上接15頁）

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（責(zé)編：施婷婷）

表4 主成分得分系數(shù)矩陣

[＼&F1＼&F2＼&F3＼&F4＼&F5＼&pH＼&0.017＼&0.006＼&0.033＼&-0.067＼&0.977＼&有機質(zhì)＼&-0.162＼&0.663＼&-0.153＼&-0.060＼&0.092＼&堿解氮＼&-0.116＼&0.570＼&-0.090＼&-0.024＼&-0.091＼&速效磷＼&0.327＼&-0.264＼&0.291＼&0.096＼&0.021＼&速效鉀＼&0.584＼&-0.100＼&-0.308＼&-0.086＼&0.079＼&有效硼＼&0.474＼&-0.051＼&-0.101＼&-0.106＼&-0.073＼&有效鎂＼&-0.094＼&-0.048＼&-0.264＼&1.106＼&-0.055＼&有效鋅＼&-0.199＼&-0.098＼&1.121＼&-0.237＼&0.028＼&水溶性氯＼&-0.002＼&-0.015＼&0.011＼&-0.067＼&0.006＼&]

以上5個公式中的Zx1、Zx2、Zx3、Zx4、Zx5、Zx6、Zx7、Zx8、Zx9分別是pH、有機質(zhì)、堿解氮、速效磷、速效鉀、有效硼、有效鋅、有效鎂、水溶性氯經(jīng)標準化處理后的數(shù)據(jù)。

將各養(yǎng)分標準化處理后的數(shù)據(jù)帶入上述5個公式，可以求出各樣品的因子得分F1、F2、F3、F4、F5的值。

2.2.4 主成分因子得分 依據(jù)主成分因子的權(quán)重計算方法，以5個主因子各自的方差貢獻率與入選因子累計貢獻率的比例為權(quán)數(shù)進行加權(quán)綜合，可以得出施甸植煙土壤肥力綜合得分評價數(shù)學(xué)模型：

F=a1F1+a2F2+a3F3+a4F4+a5F5

由表2可以計算得到，a1、a2、a3、a4、a5代表的權(quán)重分別為0.511、0.140、0.131、0.113、0.105。把求出的各樣品F1、F2、F3、F4、F5帶入公式，可得出各樣品的土壤肥力綜合得分F值。求出的各樣品綜合得分可以顯示出土壤肥力的好壞，得分值越高，土壤肥力越好；相反，得分值越低，土壤肥力越差。

2.3 土壤肥力的聚類分析 對土壤樣品主成分綜合得分采用重心法進行系統(tǒng)聚類分析，劃分為4類（表5）：第Ⅰ類包括10個樣本（占總樣本的13.89%），綜合得分F∈[0.565 8，1.982 6]，該類可視為土壤肥力最高；第Ⅱ類包括25個樣本（占總樣本的34.72%），綜合得分F∈[0.005 3，0.473 8]，該類可視土壤肥力較高；第Ⅲ類包括24個樣本（占總樣本的33.33%），綜合得分F∈[-0.498 5，-0.044 5]，該類可視為土壤肥力較差；第Ⅳ類包括13個樣本（占總樣本的18.06%），綜合得分F∈[-0.884 2，-0.517 4]，該類可視為土壤肥力差。由表5還可以看出，在全縣范圍內(nèi)，土壤肥力處于較高水平以上的土壤占土壤樣品總數(shù)的48.61%，但全縣還有51.39%的土壤存在肥力不足或較差的問題，包括太平、何元、舊城3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分土壤。由此得出，全縣植煙土壤肥力高與低幾乎各占一半，即使同一區(qū)域的土壤，其土壤肥力也存在著較大差異，這與以往研究結(jié)果[11]基本一致。

表5 各樣品的主成分綜合得分系統(tǒng)聚類結(jié)果

[鄉(xiāng)鎮(zhèn)＼& Ⅰ ＼& Ⅱ ＼& Ⅲ ＼& Ⅳ ＼&0.565 8≤F

≤1.982 6＼&0.005 3≤F

≤0.473 8＼&-0.498 5≤F

≤-0.044 5＼&-0.884 2≤F

≤-0.517 4＼&太平＼&1＼&4＼&7＼&4＼&水長＼&3＼&＼&＼&＼&由旺＼&＼&＼&1＼&1＼&老麥＼&＼&2＼&＼&＼&仁和＼&＼&3＼&＼&＼&何元＼&1＼&7＼&5＼&5＼&甸陽＼&＼&2＼&2＼&＼&木老元＼&＼&4＼&1＼&＼&姚關(guān)＼&3＼&1＼&3＼&＼&擺榔＼&＼&1＼&＼&1＼&萬興＼&＼&1＼&4＼&＼&酒房＼&2＼&＼&1＼&＼&舊城＼&＼&＼&＼&2＼&全縣＼&10＼&25＼&24＼&13＼&]

3 結(jié)論與討論

本文通過因子分析法和系統(tǒng)聚類分析法研究分析了施甸縣土壤肥力狀況：土壤肥力最高的有10個樣本，占總樣本的13.89%；土壤肥力較高的25個樣本，占總樣本的34.72%；土壤肥力較差的24個樣本，占總樣本的33.33%；土壤肥力最差的13個樣本，占總樣本的18.06%。由此表明，全縣植煙土壤肥力因不同的地域、不同的田塊存在著較大差異。因此，要依據(jù)不同地塊的土壤分析結(jié)果，制定相應(yīng)的施肥方案，做到科學(xué)合理施肥，對于土壤肥力處于較高水平以上的，要施用適量的有機肥和復(fù)合肥，確保土壤肥力的持久、恒定；而對于土壤肥力處于較低水平的，要確保有機肥和復(fù)合肥的足量、配合施用。

此文僅從部分土壤養(yǎng)分指標和單一的統(tǒng)計方法對全縣土壤肥力進行了綜合評價，可能忽略了物理、生物和環(huán)境等因素對土壤肥力的影響。為能更準確、清晰地反映出土壤肥力狀況，對土壤物理、生物和環(huán)境等因素的研究需待進一步完善。

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（上接15頁）

USA： Soil Science Society of America，1994：3-21.

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[8]趙麗娟，韓曉增，王守宇，等.黑土長期施肥及養(yǎng)分循環(huán)再利用的作物產(chǎn)量及土壤肥力變化[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報，2006，17（5）：817-821.

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（責(zé)編：施婷婷）