段必挺　楊錫永　李發(fā)平

摘要 為了給施甸縣煙區(qū)特色優(yōu)質(zhì)煙葉生產(chǎn)提供科學合理施肥方案，本文利用因子分析法和系統(tǒng)聚類分析法對施甸縣植煙土壤養(yǎng)分進行了分析與綜合評價。結果表明，土壤肥力最高的12個樣本（占總樣本的14.81%），綜合得分F∈[0.623 6，1.261 3]；土壤肥力較高的32個樣本（占總樣本的 39.51%），綜合得分F∈[0.008 4，0.503 0]；土壤肥力較低的23個樣本（占總樣本的28.40%），綜合得分F∈[-0.514 1， -0.051 8]；土壤肥力最低的14個樣本（占總樣本的17.28%），綜合得分F∈[-1.043 7，-0.565 3]。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合肥。

關鍵詞 因子分析；系統(tǒng)聚類分析；土壤肥力；綜合評價；云南施甸

中圖分類號 S572；S158 文獻標識碼 A 文章編號 1007-5739（2016）07-0228-03

Abstract The soil nutrient was analysed and evaluated by the method of factor and system cluster in this paper，in order to provide scientific and reasonable fertilization scheme for characteristic and high-quality tobacco production in Shidian tobacco-growing areas.The results showed that the soil fertility of twelve samples（14.81% of the total）was the highest with comprehensive scores from 0.623 6 to 1.261 3；thirty-two samples（39.51% of the total）was the second with comprehensive scores from 0.008 4 to 0.503 0；twenty-three samples（28.40% of the total）was the third with comprehensive scores from -0.514 1 to -0.051 8；fourteen samples（17.28% of the total）was the lowest with comprehensive scores from -1.043 7 to -0.565 3.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 factor analysis；system cluster analysis；soil fertility；integrated evaluation；Shidian Yunnan

適宜的土壤肥力是煙草優(yōu)質(zhì)、適產(chǎn)的重要基礎[1]，而對土壤的肥力水平進行評價的重要標注為土壤中的養(yǎng)分含量，其量是否充足及供應的強度，均會對煙草的生長、品質(zhì)等產(chǎn)生直接的影響[2-3]。當土壤中的氮素和有機質(zhì)的含量在過低或者過高的水平時，均會對烤煙的品質(zhì)產(chǎn)生不利的影響；pH值也會對煙草根系的生長環(huán)境、煙葉的香氣等品質(zhì)產(chǎn)生影響；土壤中的鉀元素的含量也會影響到烤煙根系的生長、植株對逆境的抗性以及煙葉的質(zhì)量等；土壤中鎂元素的含量在很大程度上影響煙葉的產(chǎn)量及品質(zhì)[4-5]；土壤種氯含量過高或者過低，都不利于煙葉的生長[6]。因此，要科學地利用土壤中的養(yǎng)分對土壤的肥力水平進行科學、合理地評價。目前，對土壤的肥力水平進行評價的方法包括很多，國外主要運用土壤健康積分卡[7]、土壤質(zhì)量和健康評價的分析方法[8]、土壤質(zhì)量動力學方法[9]、土壤質(zhì)量綜合評分法[10]、多變量指標克立格法[11]等，國內(nèi)則主要運用主成分分析法、因子分析法、模糊綜合評價法、聚類分析法等多元統(tǒng)計方法，以對土壤的肥力水平進行綜合評價[12-14]，并且都取得了一定成果。

1 材料與方法

1.1 土樣采集

2012年，在施甸縣選擇13個煙葉種植煙區(qū)，即太平、水長、由旺、老麥、仁和、何元、甸陽、木老元、姚關、擺榔、萬興、酒房、舊城，采用隨機布點法，對植煙土壤耕層中的0～20 cm進行采樣，13個煙區(qū)采集的樣品數(shù)分別為9、3、6、4、11、8、15、3、6、2、2、2、10份。在煙草沒有施入任何肥料以前進行采集，以對土壤中的養(yǎng)分水平及肥料供應能力進行真實地反映，注意采集的時間要避開雨季。土壤采集回來后，經(jīng)過風干、研磨、過篩等處理后裝入瓶中待用。

1.2 測定項目及其方法

土壤中的pH值測定的方法為pH計法（水土質(zhì)量比為2.5∶1）；有機質(zhì)含量的測定方法為重鉻酸鉀滴定法；速效磷含量的測定方法為鉬銻抗比色法；堿解氮含量的測定方法為堿解擴散法；有效硼的測定的方法為沸水浸提-甲亞胺（水土比為2∶1）比色法；速效鉀含量的測定方法為N H4 AC浸提-火焰光度法；溶性氯離子測定方法為浸提-AgNO3（水土比為5∶1）滴定法；有效鋅含量的測定方法為DTPA浸提-原子吸收法；水有效鎂含量的測定方法為1 mol/L CH3COONH4交換-原子吸收分光光度法[15]。

1.3 分析軟件

用Excel 2003和SPSS 19.0軟件對試驗中得到的數(shù)據(jù)進行分析比較。

2 結果與分析

2.1 標準化后的土壤養(yǎng)分指標相關系數(shù)矩陣

將測定的土壤pH值、速效磷、有效硼、有效鎂、堿解氮、有機質(zhì)、有效鋅、速效鉀、水溶性氯等數(shù)據(jù)經(jīng)過標準化方式進行處理后，再對其相關系數(shù)進行計算，結果見表1。由相關系數(shù)矩陣可知，大部分養(yǎng)分指標之間的關系達到顯著或者極顯著水平。由此得出，將土壤中的養(yǎng)分指標分布情況直接對土壤的肥力水平進行評價時，將導致信息發(fā)生重疊現(xiàn)象，評價結構的偏差與實際之間存在較大的差異。

2.2 土壤養(yǎng)分指標的因子分析

2.2.1 Bartlett球度檢驗。土壤中養(yǎng)分含量指標的原始數(shù)據(jù)采用SPSS軟件中的Bartlett球度檢驗法進行檢測，推算出的相伴概率為0，比顯著性水平0.05要小。因此，拒絕Bartlett球度檢驗的零假設，認為進行因子分析較為合適。

2.2.2 特征根值、方差貢獻率及累計貢獻率。對土壤中的pH值、有機質(zhì)、速效氮、水溶性氯、速效磷、有效鋅、有效硼、速效鉀、有效鎂等養(yǎng)分含量用SPSS軟件做因子方面的分析，結果見表2、3。由表2可知，前5個主成分的累積貢獻率為85.25%，基本保留了原變量的特征、差異和相互關系。因此，在所有的特征根中提取了5個主成分。

2.2.3 主成分載荷矩陣。由表2、3可知，第1主成分的方差貢獻率為43.66%，主要反映了有機質(zhì)、有效鋅、有效硼、堿解氮的作用；第2主成分的方差貢獻率為15.07%，主要反映了土壤中的pH值、有效鎂的作用；第3主成分的方差貢獻率為10.37%，主要對速效磷的作用進行了反映；第4主成分的方差貢獻率為8.81%，主要對水溶性氯進行了反映；第5主成分的方差貢獻率為7.34%，主要對土壤中的速效鉀進行了反映，這5個主因子經(jīng)過累積，總的貢獻率達到了85.25%。因此，從不同的方面選擇以上5個主因子綜合地對土壤的肥力水平進行評價，是合理的，與實際情況較為符合。

2.2.4 構建因子得分函數(shù)模型。由養(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)與相對應的標準化變量（Zxi）之積，其數(shù)學模型如下：

F1=-0.398Zx1+0.236Zx2+0.404Zx3-0.116Zx4-0.11Zx5+0.408

Zx6+0.225Zx7+0.102Zx8-0.023Zx9

F2=0.538Zx1+0.217Zx2-0.02Zx3-0.064Zx4+0.09Zx5-0.235Zx6-

0.082Zx7+0.603Zx8-0.142Zx9

F3=0.332Zx1-0.033Zx2-0.167Zx3+0.919Zx4-0.062Zx5-0.158

Zx6+0.282Zx7-0.364Zx8-0.193Zx9

F4=0.354Zx1-0.096Zx2-0.05Zx3-0.13Zx4+0.074Zx5+0.001Zx6-

0.036Zx7-0.354Zx8+0.921Zx9

F5=-0.101Zx1-0.198Zx2-0.102Zx3-0.026Zx4+0.91Zx5+0.175

Zx6-0.112Zx7-0.27Zx8+0.101Zx9

上述公式中的Zx1、Zx2、Zx3、Zx4、Zx5、Zx6、Zx7、Zx8、Zx9分別代表經(jīng)過標準化相關處理后的pH值、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。將各種養(yǎng)分經(jīng)過標準化處理后，代入以上的5個公式中，分別得出各個樣品的因子得分F1、F2、F3、F4、F5。

2.2.5 主成分因子得分。結合相關加權綜合后，對施甸縣植煙土壤肥力水平的綜合得分進行評價，得出評價數(shù)學模型：

F=a1F1+a2F2+a3F3+a4F4+a5F5

根據(jù)表2進行計算，a1、a2、a3、a4、a5分別為0.512、0.177、0.122、0.103、0.086。將求出的F1、F2、F3、F4、F5分別地帶入公式中進行計算，進而得到各個樣品的土壤肥力水平綜合得分，即為F值。此F值可對土壤的肥力水平進行反映，一般較好的得分，即表示土壤的肥力水平高；較低的得分，即表示土壤的肥力水平不高。

2.3 土壤肥力的聚類分析

利用重心法對土壤樣本主成分綜合得分進行系統(tǒng)聚類分析，將81個樣本的綜合得分按距離系數(shù)5劃為4類（表5）：第Ⅰ類包括12個樣本（占總樣本的14.81%），綜合得分F∈[0.623 6，1.261 3]，這一類表示土壤中的肥力水平最高；第Ⅱ類包括32個樣本（占總樣本的39.51%），綜合得分F∈[0.008 4，0.503 0]，這一類表示土壤中的肥力水平較高；第Ⅲ類包括23個樣本（占總樣本的28.40%），綜合得分F∈[-0.514 1，-0.051 8]，這一類表示土壤中的肥力水平較差；第Ⅳ類包括14個樣本（占總樣本的17.28%），綜合得分F∈[-1.043 7，-0.565 3]，這一類表示土壤中的肥力水平差。由表5可知，在施甸縣內(nèi)，土壤的肥力水平達到較稿的土壤在總的土壤樣品數(shù)中占比達到54.32%，包括水長、仁和、甸陽、姚關、萬興、酒房等鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分土壤，還有45.68%的土壤的肥力水平不夠，或較差，包括太平、何元、舊城3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分土壤?？芍?，施甸縣全縣烤煙種植區(qū)土壤肥力水平高、低占比各為1/2，有的位于同一區(qū)域內(nèi)，土壤的肥力水平差異也較大，與以前的研究[16]基本一致。

3 結論與討論

通過采用因子分析法和系統(tǒng)聚類分析法，對施甸縣土壤中的肥力水平進行了研究，結果表明，在抽取的81個樣本中，土壤肥力水平高、較高、較差、差的樣本數(shù)分別為12、32、23、14個，分別占14.81%、39.51%、28.40%、17.28%。在全縣范圍內(nèi)，水長、仁和、甸陽、姚關、萬興、酒房等鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分土壤肥力較高，但太平、何元、舊城3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的大部分土壤肥力不足或較差的問題。由此表明，施甸縣種植烤煙的區(qū)域內(nèi)，土壤的肥力水平存在的差異較大。因此，對不同的土壤進行分析，結合分析的結果，制定出合適的施肥方法，確保施肥的科學、合理；若土壤中的肥力水平為較高或者高，施肥的種類選擇復合肥、有機肥，適量施入，以長久地維持土壤中的肥力水平；若土壤中的肥力水平較低，施肥的種類選擇復合肥、有機肥，施入量要充足。

本文在對施甸縣的土壤肥力水平進行分析時，僅選擇了土壤中的部分養(yǎng)分指標，選擇的統(tǒng)計方法也較為單一，對其他的包括生物、環(huán)境等方面可能對土壤肥力水平的影響并未考慮進去，需要進一步研究。

4 參考文獻

[1] 王彥亭，謝劍平，李志宏.中國煙草種植區(qū)劃[M].北京：科學出版社，2010：28-35.

[2] 曹志洪.優(yōu)質(zhì)烤煙生產(chǎn)的土壤與施肥[M].南京：江蘇科學技術出版社，1991.

[3] 周健民.農(nóng)田養(yǎng)分平衡與管理[M].南京：河海大學出版社，2000.

[4] 王林，盧秀萍，許自成，等.瀏陽植煙土壤肥力狀況的綜合評價[J].河南農(nóng)業(yè)大學學報，2006，40（6）：597-601.

[5] 胡國松，鄭偉，王震東，等.烤煙營養(yǎng)原理[M].北京：科學出版社，2000：57-89.

[6] 黃燕翔，劉淑欣，熊德中，等.福建煙區(qū)土壤條件與烤煙品質(zhì)的關系[J].福建農(nóng)業(yè)大學學報，1995，24（2）：201-204.

[7] ROM D E，GARLYNDM J，HARRIS R F.Farmer-based Assessment of Soi Quality：A Soil Health Scorecard[C]//DORAN J W，JONES A J.Methods for AssessingSoil Quality.Madison，USA：Soil Science Society of America，1996：39-60.

[8] REGANOLD J P.Comparison of Soil Properties as Influenced by Organic and Conventional Farming System[J].Am J Alternative Agric，1989，3：144-155.

[9] LARSON W E，PIERCE F J.The Dynamics of Soil Quality as a Measure of Sustainable Management[C]//DORAN J W，COLEMAN D C，BEZDICK D F，et al.Defining Soil Quality for a Sustainable Environment.Madison，USA：Soil Science Society of America，1994：37-52.

[10] DORAN J W，PARKIN T B.Defining and AssessingSoil Quality[C]//Doran J W，Coleman D C，Bezdick D F，et al.Defining Soil Quality for a Sus-tainable Environment.Madison，USA：Soil Science Soci-ety of America，1994：3-21.

[11] SMITH J L，HALVORSON J J，PAPENDICK R I.Using Multiple-variable Indicator Kriging for Evaluating Soil Quality[J].Soil Science Society of America Journal，1993，57：743-749.

[12] 闞文杰，吳啟堂.一個定量綜合評價土壤肥力的方法初探[J].土壤通報，1994，25（6）：245-247.

[13] 劉夢云，安韶山，常慶瑞，等.寧南山區(qū)不同土地利用方式土壤質(zhì)量評價方法研究[J].水土保持研究，2005，12（3）：41-44.

[14] 張貞，魏朝富，高明，等.土壤質(zhì)量評價方法進展[J].土壤通報，2006，37（5）：999-1007.

[15] 鮑士旦.土壤農(nóng)化分析[M].北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，2000：64-237.

[16] 段必挺，蘇仕開，張儒和，等.云南施甸煙區(qū)植煙土壤肥力綜合評價[J].江西農(nóng)業(yè)學報，2012，24（3）：122 -124.