包玲鳳,楊明英,尹興盛,楊光偉,裴衛(wèi)華,林躍平,施竹鳳,沈廣材,張 慶,濮永瑜,楊佩文

(1.云南省農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)環(huán)境資源研究所,昆明 650205;2.云南省煙草公司保山市公司,云南 保山 678000)

【研究意義】土壤是農(nóng)作物賴以生存的根基,良好的土壤環(huán)境能有效保證作物群落健康、促進(jìn)生長,其質(zhì)量的好壞直接影響整個生物圈的可持續(xù)發(fā)展[1-2]。煙草是云南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要支柱性產(chǎn)業(yè)之一,而優(yōu)良的土壤環(huán)境是保障優(yōu)質(zhì)煙葉生產(chǎn)的必要條件[3]。土壤質(zhì)量是指土壤在生態(tài)系統(tǒng)邊界內(nèi)保持或改善動植物生產(chǎn)力、水和空氣質(zhì)量以及支持人類健康、生活的能力[4]。土壤肥力狀況、土壤質(zhì)量的優(yōu)劣程度可通過土壤質(zhì)量評價實現(xiàn)[5]。因此,科學(xué)、合理的評價植煙區(qū)土壤質(zhì)量并判斷其主要障礙因子,對明確植煙區(qū)土壤質(zhì)量現(xiàn)狀及存在的問題,科學(xué)改良植煙土壤和促進(jìn)優(yōu)質(zhì)煙葉生產(chǎn)具有重要指導(dǎo)意義?！厩叭搜芯窟M(jìn)展】目前,常用的土壤肥力質(zhì)量評價方法主要有主成分分析法、聚類分析法、因子加權(quán)綜合法、模糊數(shù)學(xué)模型和最小數(shù)據(jù)集法等[6-9]。黃婷等[10]通過對主成分分析法和最小數(shù)據(jù)集法的研究,發(fā)現(xiàn)這2種方法計算所得的土壤綜合質(zhì)量指數(shù)有較高的一致性。李強等[11]利用統(tǒng)計學(xué)方法和模糊數(shù)學(xué)模型對曲靖植煙土壤進(jìn)行綜合分析評價,得出各土壤養(yǎng)分指標(biāo)含量豐度。由于選取的參評指標(biāo)和研究者的側(cè)重點不同,所以土壤質(zhì)量評價并沒有統(tǒng)一的評價標(biāo)準(zhǔn)[1]。土壤質(zhì)量評價指標(biāo)的選擇應(yīng)遵循主導(dǎo)性、敏感性、實用性、獨立性等原則[12]。土壤本身所具有的屬性和復(fù)雜多相性,導(dǎo)致土壤質(zhì)量評價必須由能夠代表土壤理化生的復(fù)雜指標(biāo)組成,而非單一指標(biāo)表示[2,13-14]。通常來說,選取的評價指標(biāo)越多越能反映土壤的綜合質(zhì)量,但對大量的土壤質(zhì)量指標(biāo)進(jìn)行試驗分析是比較困難的,而且許多指標(biāo)之間存在高度相關(guān)性,容易造成指標(biāo)間數(shù)據(jù)冗余問題[15-16]。因此,需要通過適當(dāng)?shù)姆椒◤木C合評價指標(biāo)中篩選出具有典型性和代表性的評價指標(biāo),建立最小數(shù)據(jù)集(MDS)。李鵬飛等[17]的研究采用主成分分析法結(jié)合Norm值構(gòu)建最小數(shù)據(jù)集評價了黃土高原礦區(qū)復(fù)墾土壤質(zhì)量?！颈狙芯壳腥朦c】保山市是云南省重要的煙草種植區(qū),目前關(guān)于該地區(qū)植煙土壤質(zhì)量評價和障礙因子診斷的研究較少。【擬解決的關(guān)鍵問題】本研究以土壤pH、有機質(zhì)、全氮、全磷、全鉀、堿解氮、有效磷、速效鉀、土壤容重、田間持水量、蔗糖酶和脲酶12項指標(biāo)為參評指標(biāo),通過主成分分析結(jié)合Norm值建立土壤質(zhì)量評價最小數(shù)據(jù)集,以此對研究區(qū)進(jìn)行土壤質(zhì)量評價,并引入障礙因子診斷模型,明確土壤質(zhì)量改善的主要障礙因子,為區(qū)域性植煙土壤障礙治理技術(shù)研發(fā)、養(yǎng)分管理和優(yōu)質(zhì)烤煙生產(chǎn)提供科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

研究區(qū)位于云南省保山市(98°25′～100°02′ E,24°08′～25°51′ N),海拔1120～2030 m,有熱帶、亞熱帶、溫帶、高原氣候等類型,年均氣溫15.5 ℃,年均降雨量922～2112 mm。土壤類型主要有紅壤、黃棕壤、紫色土、石灰性土和水稻土,宜于優(yōu)質(zhì)烤煙生產(chǎn)。保山市年均煙草種植總面積達(dá)2.85×104hm2,其中騰沖市占0.81×104hm2,龍陵縣占0.32×104hm2,施甸縣占0.60×104hm2,昌寧縣占0.55×104hm2,隆陽區(qū)占0.58×104hm2。

1.2 試驗方法

1.2.1 樣點設(shè)置 采用GPS定位技術(shù)在云南省保山煙區(qū)的基本煙田進(jìn)行定位取樣,在被調(diào)查的24個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))中,共收集到代表性土壤樣本72份(表1)。采樣區(qū)內(nèi)烤煙輪作的主要作物有玉米、豌豆、水稻和油菜,于煙苗移栽前進(jìn)行樣本采集,采樣時進(jìn)行農(nóng)戶調(diào)研,考慮種植體系、植煙面積和土壤類型等因素,遵循均勻性、代表性原則。取樣時采用5點取樣法,采集0～20 cm耕層土壤樣品混合成1個樣品,每個樣點采集土壤樣品1～2 kg帶回實驗室自然風(fēng)干后,經(jīng)研磨、過篩用于后續(xù)指標(biāo)測定。

表1 采樣區(qū)基本情況Table 1 Basic information of sampling area

1.2.2 指標(biāo)選取及測定方法 通常來說,選取的評價指標(biāo)越多越能反映土壤的綜合質(zhì)量,單一的指標(biāo)無法準(zhǔn)確評估土壤質(zhì)量,對土壤環(huán)境變化敏感并能影響土壤功能的理化生指標(biāo)通常被選為土壤質(zhì)量參評指標(biāo)[18-20]。根據(jù)前人土壤質(zhì)量評價指標(biāo)選取頻率和方法,結(jié)合研究區(qū)土壤理化生性質(zhì)和空間變異的特征,依據(jù)土壤質(zhì)量評價指標(biāo)的主導(dǎo)性、敏感性、穩(wěn)定性、獨立性等原則,選取土壤pH、有機質(zhì)、全氮、全磷、全鉀、堿解氮、有效磷、速效鉀、土壤容重、田間持水量、蔗糖酶和脲酶共計12個指標(biāo)作為參評指標(biāo)[21-23]。

pH 值:電極法測定;有機質(zhì)(Organic matter, OM):重鉻酸鉀外加熱法測定;全氮(Total nitrogen,TN):半微量凱氏定氮法測定;全磷(Total phosphorus, TP):氫氧化鈉熔融-鉬銻抗比色法測定;全鉀(Total potassium, TK):火焰分光光度計法測定;堿解氮(Alkali-hydrolyzable nitrogen, AN):堿解擴散法測定;有效磷(Available phosphorus, AP):氟化銨-鹽酸比色法測定;速效鉀(Availablepotassium, AK):乙酸銨浸提-火焰光度計法測定;土壤容重(Soil bulk density,BD)和田間持水量(Field water holding capacity, FC):環(huán)刀法(100 cm3)測定;土壤蔗糖酶(Soil sucrose invertase, INV)和脲酶(Urease, URE)活性:試劑盒微板法測定。

1.3 土壤質(zhì)量評價方法

1.3.1 指數(shù)計算 土壤質(zhì)量綜合評價一般包括選擇評價指標(biāo)、確定權(quán)重以及計算土地質(zhì)量綜合指數(shù)[4]。由于評價指標(biāo)的多樣性,本研究通過隸屬函數(shù)計算參評指標(biāo)的隸屬度大小,從而體現(xiàn)各評價指標(biāo)的優(yōu)劣以及對土壤質(zhì)量影響的貢獻(xiàn)率。本研究根據(jù)理化指標(biāo)與作物生長反應(yīng)間的關(guān)系,選取的隸屬函數(shù)如下[24]:

S型隸屬函數(shù):

(1)

拋物線型隸屬函數(shù):

(2)

式中,f(xi)為第i個指標(biāo)的隸屬度值;xi表示第i個指標(biāo)實際測定值;x1和x4分別表示下限臨界值和上限臨界值;x2和x3分別表示最優(yōu)值的下限臨界值和上限臨界值。

根據(jù)不同指標(biāo)對煙草生長發(fā)育的影響,參考前人研究結(jié)果[11,25-27],并結(jié)合生產(chǎn)實踐經(jīng)驗和有關(guān)專家建議,確定各參評指標(biāo)的函數(shù)類型及拐點取值(表2)。

表2 土壤質(zhì)量參評指標(biāo)函數(shù)類型及函數(shù)拐點取值Table 2 Soil quality evaluation index function types and function inflection point values

生物學(xué)指標(biāo)采用簡單線性評分法,指標(biāo)測定值最高的視其隸屬度為1,其余測定值與該最高值的比值為各自的隸屬度值,計算公式[29]如下:

f(xi)=xi/xmax

(3)

式中,xi表示第i個指標(biāo)實際測定值;xmax為指標(biāo)最高測定值。

通過主成分分析法對12個參評指標(biāo)進(jìn)行主成分分析,提取特征值大于1的主成分,獲得各主成分

的方差貢獻(xiàn)率和累積方差貢獻(xiàn)率。根據(jù)參評指標(biāo)在不同主成分中的因子載荷計算其權(quán)重,計算公式如下:

(4)

(5)

式中,Qij是第i個評價指標(biāo)在第j個主成分上的權(quán)重;Cij第i個評價指標(biāo)在第j個主成分上的載荷;Qi是第i個評價指標(biāo)的復(fù)合權(quán)重;kj是第j個主成分上的方差貢獻(xiàn)率;n是參評指標(biāo)個數(shù)(下同)。

1.3.2 最小數(shù)據(jù)集指標(biāo)篩選 應(yīng)用最小數(shù)據(jù)集定量評價土壤質(zhì)量,可減少參評指標(biāo)的數(shù)量,通過測定較小的數(shù)據(jù)了解土壤變化情況[29]。通過SPSS 20.0進(jìn)行主成分分析,將特征值≥1和同一PC上因子載荷≥0.5的指標(biāo)分為一組;如果某一指標(biāo)同時有2個PC的因子載荷≥0.5,則將其歸并到與其他參數(shù)相關(guān)性較低的一組;若各PC上的因子載荷均<0.5,則將其歸并至載荷最高的一組。分組后,選取每組中Norm值在該組最高Norm值的10%范圍內(nèi)的參評指標(biāo),然后結(jié)合每組中所選指標(biāo)之間的相關(guān)性,若相關(guān)系數(shù)≥0.5則選擇Norm值最大的指標(biāo)進(jìn)入MDS;反之相關(guān)系數(shù)<0.5則全部進(jìn)入MDS[30]。Norm值為該指標(biāo)在由主成分組成的多維空間中的矢量常模(Norm)的長度,長度越長表明該變量對所有主成分的綜合荷載越大,其解釋綜合信息的能力則越強[15]。計算公式[16]如下:

(6)

式中,Nij是第i個評價指標(biāo)在特征值≥1的前j個主成分上的綜合荷載;Uij是第i個評價指標(biāo)在第j個主成分上的荷載;λj是第j個主成分的特征值。

1.3.3 土壤質(zhì)量指數(shù)計算 確定各指標(biāo)的隸屬度值和權(quán)重后,計算不同縣(市、區(qū))土壤質(zhì)量指數(shù),SQI值越大表明土壤質(zhì)量越高,反之則越差。本研究通過總數(shù)據(jù)集(Total data set, TDS)和最小數(shù)據(jù)集(Minimum data set, MDS)的方法來構(gòu)建耕層質(zhì)量的評價模型,對保山地區(qū)土壤質(zhì)量做出定量評價,計算公式[16]如下:

(7)

式中,xi表示第i個指標(biāo)實際測定值。通過 TDS 指標(biāo)計算得到的土壤質(zhì)量指數(shù)表示為TDS-SQI,以 MDS 指標(biāo)計算得到的土壤質(zhì)量指數(shù)表示為MDS-SQI。

1.4 障礙因子診斷

明確并消除耕地質(zhì)量改良的障礙因子,對耕地質(zhì)量改善具有重要意義。研究引入障礙因子診斷模型,按照等距法將指標(biāo)障礙度分為無障礙(0)、輕度障礙(0～0.1)、中度障礙(0.1～0.2)、重度障礙(>0.2)4個等級[31]。計算公式[32]如下:

(8)

式中,Mij為第i個地塊第j個指標(biāo)的障礙度;Pij=1-f(xi),表示指標(biāo)與理想狀態(tài)之間的差距,其中xi為第i個指標(biāo)實際測定值。

1.5 數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)統(tǒng)計和繪圖采用Excel 2010軟件完成,差異顯著性和主成分分析采用SPSS 20.0軟件完成。

2 結(jié)果與分析

2.1 保山市5個縣(市、區(qū))植煙土壤性狀指標(biāo)描述性統(tǒng)計分析

保山市5個縣(市、區(qū))植煙土壤72個土壤樣本的統(tǒng)計分析見表3。變異系數(shù)(CV)是衡量各觀測值變異程度或離散程度的一個統(tǒng)計量,CV<10%為弱變異性,10%≤CV≤100%為中等變異,CV>100%為強變異性[33]。變異系數(shù)較低的為土壤容重,為10.15%,變異強度較低,相對穩(wěn)定;變異系數(shù)適中的有土壤pH(18.66%)、有機質(zhì)(40.18%)、全氮(40.35%)、全磷(31.23%)、全鉀(33.44%)、堿解氮(36.52%)、有效磷(68.67%)、速效鉀(59.62%)、蔗糖酶(67.24%)、脲酶(45.51%)和田間持水量(17.99%)。根據(jù)K-S檢驗結(jié)果可以看出,各項指標(biāo)均服從正態(tài)分布。

表3 保山市植煙土壤性狀指標(biāo)統(tǒng)計量Table 3 Statistics of soil properties in Baoshan tobacco planting

續(xù)表3 Continuedtable 3

2.2 保山市5個縣(市、區(qū))土壤理化生指標(biāo)統(tǒng)計分析

由表4可知,保山市5個縣(市、區(qū))之間土壤pH、有機質(zhì)、全鉀、堿解氮、速效鉀含量,以及蔗糖酶和脲酶活性差異顯著(P<0.05),而全氮、全磷、有效磷含量、土壤容重和田間持水量差異不顯著(P>0.05)。土壤pH、速效鉀含量和蔗糖酶活性以騰沖市最低,隆陽區(qū)最高;有機質(zhì)含量以騰沖市最高,昌寧縣最低;全鉀含量以施甸縣最高,隆陽區(qū)最低;堿解氮以騰沖市最高,隆陽區(qū)最低;脲酶活性以昌寧縣最高,隆陽區(qū)最低。

表4 各縣(市、區(qū))土壤質(zhì)量評價指標(biāo)統(tǒng)計量Table 4 Statistics of soil quality evaluation indicators in each county

2.3 保山市5個縣(市、區(qū))土壤理化指標(biāo)的隸屬度

運用公式計算土壤12項植煙土壤理化生指標(biāo)的隸屬度值。由圖1可看出,各指標(biāo)隸屬度均值從大到小依次為有效磷(0.899)>速效鉀(0.870)>全氮(0.799)>全鉀(0.772)>全磷(0.732)>土壤容重(0.714)>有機質(zhì)(0.648)>脲酶(0.611)>pH(0.552)>蔗糖酶(0.503)>堿解氮(0.398)>田間持水量(0.163)。

圖1 土壤屬性隸屬度Fig.1 Membership degree of soil attributes

2.4 土壤質(zhì)量評價指標(biāo)最小數(shù)據(jù)集建立

由表5～6可知,土壤質(zhì)量評價指標(biāo)中特征值大于1的4個主成分累積貢獻(xiàn)率達(dá)71.918%,可以解釋大部分土壤指標(biāo)的變異性。土壤pH、堿解氮、有效磷含量和脲酶活性4個指標(biāo)為第1組;全磷、全鉀含量、土壤容重和田間持水量為第2組;速效鉀含量和蔗糖酶活性為第3組;有機質(zhì)和全氮含量為第4組。在PC1中,有效磷Norm值(1.729)最大,由于pH和蔗糖酶的Norm值不在有效磷Norm值10%范圍內(nèi)被剔除,堿解氮與有效磷相關(guān)系數(shù)為0.467,小于0.5,堿解氮和有效磷進(jìn)入MDS。在PC2中全磷Norm值最高,而全鉀和田間持水量的Norm值不在全磷Norm值10%范圍內(nèi),所以剔除,土壤容重與全磷相關(guān)系數(shù)為-0.552,呈高度相關(guān),最終全磷和土壤容重進(jìn)入MDS。在PC3中,蔗糖酶Norm值最大,速效鉀的Norm值不在蔗糖酶Norm值10%范圍內(nèi)被剔除,最終蔗糖酶進(jìn)入MDS。在PC4中有機質(zhì)Norm值最大,全氮Norm值不在有機質(zhì)Norm值10%范圍內(nèi)被剔除,最終有機質(zhì)進(jìn)入MDS。綜上,最終有機質(zhì)、全磷、堿解氮、有效磷、土壤容重和蔗糖酶6項指標(biāo)進(jìn)入MDS。

表5 土壤肥力指標(biāo)的主要成分及權(quán)重Table 5 The main components and weights of soil fertility indicators

表6 土壤質(zhì)量評價指標(biāo)相關(guān)性分析Table 6 Correlation analysis of soil quality evaluation indicators

2.5 最小數(shù)據(jù)集準(zhǔn)確性驗證

通過PCA獲得TDS和MDS各指標(biāo)的公因子方差和權(quán)重(表7)。分別計算初始12個指標(biāo)(TDS)和6項指標(biāo)(MDS)的土壤質(zhì)量指數(shù)。計算結(jié)果表明,TDS的土壤質(zhì)量指數(shù)(TDS-SQI)介于0.303～0.784,均值為0.855;MDS的土壤質(zhì)量指數(shù)(MDS-SQI)介于0.075～0.746,均值為0.645。由圖3-a可知,總體上MDS-SQ大于TDS-SQI,且MDS-SQI的變化趨勢與TDS-SQI變化趨勢一致。由圖3-b可知,2種土壤質(zhì)量評價方法下最小數(shù)據(jù)集和總數(shù)據(jù)集之間有較高相關(guān)性,回歸方程為:y=1.0025x+0.0232(R2=0.5897,n=72),其中y代表TDS-SQI,x代表MDS-SQI,MDS-SQI與TDS-SQI呈極顯著正相關(guān)。說明本研究建立的土壤質(zhì)量評價最小數(shù)據(jù)集具有較好的代表性和準(zhǔn)確性,能夠替代總數(shù)據(jù)集進(jìn)行土壤質(zhì)量評價。

表7 土壤質(zhì)量評價總數(shù)據(jù)集和最小數(shù)據(jù)集的公因子方差和權(quán)重Table 7 Common factor variances and weights of TDS and MDS of soil quality evaluation

圖2 基于總數(shù)據(jù)集和最小數(shù)據(jù)集的土壤質(zhì)量指數(shù)變化特征Fig.2 Variation characteristics of soil quality index based on TDS and MDS

2.6 保山市5個縣(市、區(qū))土壤質(zhì)量指數(shù)及障礙因素分析

由表8可知,保山市5個縣(市、區(qū))之間土壤質(zhì)量指數(shù)差異顯著(P<0.05),土壤質(zhì)量指數(shù)排序依次為施甸縣>昌寧縣>隆陽區(qū)>龍陵縣>騰沖市,表明施甸縣土壤質(zhì)量最好。保山市5個縣(市、區(qū))土壤質(zhì)量指數(shù)變異系數(shù)均較小,騰沖市為17.60%、龍陵縣為18.70%、施甸縣為16.24%、昌寧縣為19.12%、隆陽區(qū)為17.55%,變異強度低且適宜烤煙生長。

表8 基于最小數(shù)據(jù)集各縣(市、區(qū))土壤質(zhì)量指數(shù)變化特征Table 8 Change characteristics of soil quality index in each county based on MDS

本研究通過障礙診斷模型對10項理化指標(biāo)進(jìn)行障礙度分析(表9)。騰沖市植煙區(qū)堿解氮(0.207)和田間持水量(0.234)屬于重度障礙因子,有機質(zhì)(0.144)和土壤容重(0.104)屬中度障礙因子,pH、全氮、全磷、全鉀、有效磷、速效鉀屬輕度障礙因子;龍陵縣植煙區(qū)田間持水量(0.244)和昌寧縣田間持水量(0.252)屬重度障礙因子,pH、有機質(zhì)、堿解氮屬中度障礙因子,其余6個指標(biāo)屬輕度障礙因子;施甸縣植煙區(qū)堿解氮(0.221)和田間持水量(0.271)屬重度障礙因子,pH、土壤容重屬中度障礙因子,有機質(zhì)、全氮、全磷、全鉀、有效磷屬輕度障礙因子,速效鉀無障礙;隆陽區(qū)植煙區(qū)田間持水量(0.254)屬重度障礙因子,此2個縣的pH、有機質(zhì)、堿解氮屬中度障礙因子,全氮、全磷、全鉀、有效磷和土壤容重屬輕度障礙因子,速效鉀無障礙。

表9 各縣(市、區(qū))土壤屬性參數(shù)障礙度Table 9 Obstacle degree of soil attribute parameters in each county

3 討 論

3.1 評價結(jié)果的可信性

本研究以保山地區(qū)植煙土壤為研究對象,選取土壤理化生共計12個指標(biāo),通過最小數(shù)據(jù)集法篩選出有機質(zhì)、全磷、堿解氮、有效磷、土壤容重和蔗糖酶6項指標(biāo)進(jìn)行土壤質(zhì)量評價,指標(biāo)篩選剔除率達(dá)50%,與李桂林等[34]從大量土壤質(zhì)量參評指標(biāo)中入選最小數(shù)據(jù)集頻率較高的指標(biāo)有pH、有機質(zhì)、全氮、全磷、堿解氮、有效磷、土壤容重等的研究結(jié)果高度吻合。金慧芳等[35]總結(jié)前人研究發(fā)現(xiàn),MDS評價指標(biāo)中使用頻率最高的指標(biāo)有土壤容重、有效磷、有機質(zhì)等10項指標(biāo)。本研究最小數(shù)據(jù)集6項指標(biāo)中有3項指標(biāo)(有機質(zhì)、有效磷和土壤容重)進(jìn)入MDS評價指標(biāo)使用頻率最高的前10位,表明本研究TDS和MDS評價指標(biāo)體系與前人研究結(jié)果相似,具一定代表性。但前人研究中入選頻率較高的pH未進(jìn)入最小數(shù)據(jù)集,其原因是在MDS指標(biāo)篩選過程中,pH的Norm值未進(jìn)入最高Norm值10%范圍內(nèi),所以被剔除。

本研究中,通過對比MDS-SQI和TDS-SQI的結(jié)果,發(fā)現(xiàn)MDS-SQI和TDS-SQI呈極顯著正相關(guān)[MDS-SQI=1.0025×TDS-SQI+0.0232(R2=0.5897,n=72)],說明MDS指標(biāo)能夠較好地替代TDS指標(biāo),這與趙賀等[36]對江蘇省稻麥輪作區(qū)土壤質(zhì)量評價的研究結(jié)果一致。本研究MDS-SQI遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于TDS-SQI,這與婁義寶等[20]研究發(fā)現(xiàn)最小數(shù)據(jù)集指標(biāo)的土壤質(zhì)量指數(shù)總體上小于總數(shù)據(jù)集指標(biāo)的土壤質(zhì)量指數(shù)研究結(jié)果相反。可能是本研究中TDS評價土壤質(zhì)量時,總數(shù)據(jù)集中沒有凸顯出有機質(zhì)、全磷、堿解氮、有效磷、土壤容重和蔗糖酶6項指標(biāo)的權(quán)重,有將各指標(biāo)權(quán)重平均化的趨勢,而MDS評價土壤質(zhì)量所得的復(fù)合權(quán)重值突出了參評指標(biāo)的作用,所以最終計算得出的MDS-SQI遠(yuǎn)大于TDS-SQI。

3.2 保山市植煙區(qū)土壤理化性質(zhì)特征與障礙度分析

本研究通過查閱大量資料和聽取專家建議,確定10項植煙土壤理化指標(biāo)上限和下限值,以及最優(yōu)區(qū)間。土壤是生產(chǎn)優(yōu)質(zhì)煙葉的必要條件,在生產(chǎn)上對土壤鉀素水平要求較高,鉀素持續(xù)有效且充足供應(yīng)是提高煙葉品質(zhì)的關(guān)鍵[37]。保山市植煙區(qū)土壤全鉀和速效鉀含量空間差異較大,47.22%的土壤樣點全鉀含量和80.56%的土壤樣點速效鉀含量偏高,說明目前在烤煙生產(chǎn)中存在盲目施用鉀肥現(xiàn)象,造成鉀素積累。11.11%的土壤樣點偏酸或偏堿,18.06%的土壤樣點有機質(zhì)含量、51.39%的土壤樣點的堿解氮含量和69.44%的土壤樣點有效磷含量高于植煙土壤適宜上限值,55.56%的土壤樣點持水量較低,這與近年來在煙草生產(chǎn)中肥料施用種類、用量和耕作管理不當(dāng)?shù)扔幸欢ǖ年P(guān)系[38-39]。

本研究通過障礙診斷模型結(jié)果表明,保山市植煙土壤理化指標(biāo)綜合障礙度依次為田間持水量>堿解氮>pH>有機質(zhì)>土壤容重>全磷>全鉀>速效鉀>全氮>有效磷,主要障礙因子為田間持水量、堿解氮、pH和有機質(zhì)。本研究發(fā)現(xiàn),保山市5個縣(市、區(qū))的土壤障礙問題存在差異,具體表現(xiàn)為:騰沖市植煙區(qū)主要障礙表現(xiàn)為pH偏酸性,堿解氮、有效磷含量過高,田間持水量偏低;龍陵縣和昌寧縣植煙區(qū)主要障礙表現(xiàn)為田間持水量偏低;施甸縣和隆陽區(qū)植煙區(qū)主要障礙表現(xiàn)為pH及速效鉀含量偏高,田間持水量偏低。土壤質(zhì)量的優(yōu)劣受多重因素的影響,保山市境內(nèi)氣候類型多樣,光、溫、水、熱分布不均,土壤類型復(fù)雜[40]?？緹熒L期間多數(shù)地區(qū)高溫、干旱少雨,土壤水分不足,加之沒有水分保護(hù)措施和充足的灌溉設(shè)施,導(dǎo)致土壤板結(jié),持水性能減弱,限制了烤煙生產(chǎn)。

土壤水分和養(yǎng)分受土壤質(zhì)地、耕作方式和施肥模式等多重因素的影響[41]。目前,由于旋耕/中耕式耕作機具的長期耕作模式,土壤耕作層疏松度已成為一個嚴(yán)重問題,孔隙度減小和犁底層加厚,進(jìn)而增加堆積密度,限制了作物根系生長,同時還降低了土壤的持水能力、植物對養(yǎng)分和水分的利用效率以及土壤微生物活性[42-43]。深松耕能打破犁底層,增加耕層厚度、土壤疏松度和土壤孔隙度,改善土壤的蓄持性能,進(jìn)而增強土壤蓄水能力,營造耕層土壤水分庫和養(yǎng)分庫,提高土壤水分和養(yǎng)分資源利用效率和旱地蓄水保墑能力[44]。有研究表明,深松耕作顯著降低耕層土壤容重和緊實度,有利于保持深層土壤水分[45]。施肥是直接影響土壤理化性質(zhì)、土壤質(zhì)量及其可持續(xù)利用的關(guān)鍵措施之一,不同的施肥模式和肥料種類對土壤微生物活性、種群和數(shù)量影響不同[46]。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)施用生物炭、微生物菌肥和有機肥能有效改善土壤理化性狀,并為土壤微生物的生長提供良好環(huán)境[47]。保山市5個縣(市、區(qū))植煙土壤理化生性狀空間差異較大,存在某一或多種土壤理化指標(biāo)不在優(yōu)質(zhì)煙葉生產(chǎn)適宜范圍內(nèi)的情況,因此為促進(jìn)優(yōu)質(zhì)煙葉的可持續(xù)發(fā)展,需因地制宜制定栽培方案,可結(jié)合耕作和培肥方案進(jìn)行植煙土壤改良。

4 結(jié) 論

(1)保山市5個縣(市、區(qū))植煙土壤理化生指標(biāo)空間差異較大,其中pH、有機質(zhì)、全鉀、堿解氮、速效鉀、蔗糖酶和脲酶活性存在顯著性差異(P<0.05)。

(2)保山市5個縣(市、區(qū))植煙土壤質(zhì)量評價最小數(shù)據(jù)集由有機質(zhì)、全磷、堿解氮、有效磷、土壤容重和蔗糖酶6項指標(biāo)組成;總數(shù)據(jù)集和最小數(shù)據(jù)集指標(biāo)計算土壤質(zhì)量指數(shù)結(jié)果表明,兩者相關(guān)性極顯著,最小數(shù)據(jù)集可有效反應(yīng)該地植煙土壤質(zhì)量優(yōu)劣;各縣(市、區(qū))之間植煙土壤質(zhì)量指數(shù)差異性顯著(P<0.05),土壤質(zhì)量施甸縣最好,騰沖市最差。

(3)保山市植煙區(qū)主要障礙因子為田間持水量、堿解氮、pH和有機質(zhì),pH的平均障礙度為0.142、有機質(zhì)的平均障礙度為0.110、堿解氮的平均障礙度為0.196、田間持水量的平均障礙度為0.251。5個縣(市、區(qū))的主要障礙因子不同,騰沖市主要障礙因子有4個,為有機質(zhì)、堿解氮、土壤容重和田間持水量;龍陵縣、昌寧縣和隆陽區(qū)相同,也是4個,均為pH、有機質(zhì)、堿解氮和田間持水量;施甸縣亦有4個,為pH、堿解氮、土壤容重和田間持水量。