基于主成分分析和聚類分析果園土壤養分綜合評價

吳湘琳，陳署晃，賴寧，付彥博，竇曉靜，段婧婧，王治國

(新疆農業科學院土壤肥料與農業節水研究所，烏魯木齊 830091)

0 引 言

【研究意義】土壤養分狀況是影響作物生長的直接因素，也是評價土壤肥力的重要標志，對土地的可持續利用具有重要作用，因此，如何科學、合理、實用地評價土壤肥力在指導農業生產中顯得尤為重要[1-3]。研究對一定區域土壤養分進行綜合評價，可為該區域土壤養分管理和施肥決策提供參考?！厩叭搜芯窟M展】前人研究土壤養分綜合評價方法主要有主成分分析法[4]、灰色關聯度分析方法[5]、模糊綜合法[6-8]、人工神經網絡法[9]、聚類分析法[10]等。目前，主成分分析方法在土壤質量評價中得到廣泛應用[11]，一般認為主成分分析可以弱化變量間的自相關性所引起的誤差，形成互不相關的主成分，獲得各主成分得分，同時通過計算得到綜合評價得分，從而達到對土壤養分質量的精確評價[12]。采用主成分分析法和聚類分析方法，以量化形式表現土壤理化性狀的綜合指標，可以大大減少單個指標所反映出的物理特性帶來的差異性[10]。【本研究切入點】前人研究對象多為耕地土壤養分，對林果土壤養分研究較少，研究方法較為單一。研究以新疆葉城縣果園土壤為研究目標，采集782 份土壤樣本數據，測定有機質、全氮、水解性氮、有效磷、速效鉀5個養分指標，通過主成分分析法進行土壤養分含量綜合評價，對主成分分析綜合得分進行聚類分析得出土壤養分綜合得分分級?！緮M解決的關鍵問題】對新疆葉城縣果園土壤養分進行綜合評價，為葉城縣果園土壤合理施肥提供參考。

1 材料與方法

1.1 材 料

新疆葉城縣(35°28′～38°25′N，75°30′～78°30′E)位于新疆的西南邊，葉爾羌河上游，緊連塔克拉瑪干大沙漠，地處塔里木盆地的西南緣，全縣土地總面積3.1×106hm2。屬暖溫帶極端干旱型氣候，年平均氣溫11.4℃，年均降水量55.6 mm，年均蒸發量2 480 mm，全年日照2 742 h，平均無霜期為228 d。

1.2 方 法

1.2.1 土壤樣品采集

葉城縣林果種植區域共有19個鄉鎮、3個農林牧場、1個管理區(種植核桃、杏等為主)。研究選擇葉城縣具有代表性的果園。制定詳細的土壤野外調查和樣品采集計劃，準備野外工作用的地圖、采樣用的標簽、調查表、土袋、土鉆等。根據田間種植情況，土壤肥力、土壤類型、土壤質地等基礎上，采用GPS定位共采集0～60 cm農化樣1 586個。所采1 586個0～60 cm土樣將部分土樣的冠幅內和冠幅外的土樣合并后形成782個土樣，將土壤樣品自然風干后處理，過孔徑篩(0.25 mm、1 mm)，分析測試土壤有機質、全氮、水解性氮、有效磷、速效鉀含量。

1.2.2 土壤樣品

土壤樣品測定采用森林土壤測定標準[13]。土壤水解性氮的測定采用堿解-擴散法(LY/T1229-1999)；土壤有效磷的測定采用碳酸氫浸提法(LY/T1233-1999)；土壤速效鉀的測定采用乙酸銨-火焰光度法(LY/T1236-1999)；土壤全氮采用半微量凱氏法(LY/T1228-1999)；土壤有機質的測定采用重鉻酸鉀氧化-外加熱法(LY/T1237-1999)。

1.2.3 主成分分析

主成分分析(PCA)對問題進行簡化使變量減少，使多變量的問題簡化。通過適當的變換，得到幾個有代表性的綜合指標，用以描述客觀對象的基本特征，即土壤的養分綜合指標。

1.2.3.1 主成分得分計算

主成分因子是由原始5項指標數據進行因子分析篩選出的，不能由實驗直接測得[14]。樣本各個主成分所包含的內容可以被定義為主成分得分(Fnj)，根據5項原始指標的標準化數據(Xni)和對應的載荷(eji)得出，即：

(1)

其中：Fnj代表第n個采樣點第j項主成分的得分；eji代表第j項主成分第i項原始指標的載荷；Xni代表第n個采樣點第i項原始指標的標準化數據。

1.2.3.2 土壤養分綜合得分計算公式

研究中土壤樣本的綜合得分就是以各個主成分方差貢獻率作為權重，各個主成分得分與對應的權重線性加權求和得出[15]，公式如下：

(2)

式中：F表示綜合得分，λj表示第j項主成分貢獻率，Fnj代表第n個采樣點第j項主成分的得分。

樣本數據經過主成分變換得以簡化后，為進一步的統計分析(如聚類分析等)打下基礎。

1.2.3.3 土壤養分綜合得分分類

聚類分析是用多元統計技術進行分類的一種方法。K-均值聚類過程可完成指定類別數的大樣本資料的逐步聚類分析。所謂逐步聚類分析就是先把被聚類對象進行初始分類，然后逐步調整，直到得到最終分類[16]。研究采用K-均值聚類過程。

1.3 數據處理

基于新疆葉城縣果園 782 份土壤樣本數據：有機質、全氮、水解性氮、有效磷、速效鉀5個養分指標，通過SPSS軟件得出主成分因子， Excel軟件得出各樣本各主成分得分以及土壤養分綜合得分，利用K-均值聚類過程將土壤養分綜合得分分級。

2 結果與分析

2.1 土壤養分指標一般性描述

研究表明，研究區土壤養分分布不均勻。變幅最大的指標為速效鉀，含量變幅為 45.00～372.00 mg/kg，相差327 mg/kg。其余各養分指標分布差異為：水解性氮>有效磷>有機質>全氮。差值分別為: 水解性氮159.19 mg/kg、有效磷 67.03 mg/kg、有機質 15.18 mg/kg、全氮0.88 mg/kg；各指標養分含量變異系數為：有效磷(69.08%)> 水解性氮 (32.90%)>速效鉀(32.61%)>有機質(22.08%)>全氮(20.86%)，范圍均在 10%～100% ，屬中等變異。表1

表1 新疆葉城縣果園土壤養分指標一般性描述
Table 1 General description of soil nutrient index of orchard in yecheng county, xinjiang

有機質Organic matter(g/kg)全氮Total nitrogen(g/kg)水解性氮Hydrolysable nitrogen(mg/kg)有效磷Available phosphorus(mg/kg)速效鉀Available potassium(mg/kg)變幅amplitude of variation0.69～15.8715.180.22～1.100.8812.63～170.82158.191.39～68.4267.0345.00～372.00327平均值average value8.790.5956.6612.56118.73標準偏差standard deviation1.940.1218.648.6838.72變異系數(%)variable coefficient22.0820.8632.9069.0832.61

2.2 土壤養分綜合評價

2.2.1 相關系數矩陣及統計學檢驗

將782份土壤樣本數據中水解性氮、有效磷、速效鉀、全氮、有機質5個養分指標數據錄入SPSS19.0，首先分析各變量的均數與標準差，其次分析相關數據矩陣：有機質與全氮相關性最高為0.749。經過Bartlett檢驗表明：Bartlett值=1 069.617，P<0.000 1，即相關陣不是一個單位矩陣，故考慮進行因子分析。KMO測度是用來比較相關系數值與偏相關系數值的一個指標，其值越接近1，表明對這些變量因子分析的效果越好[14]。KMO值=0.719，意味著因子分析的結果可以接受。表2，表3

表2 相關數據矩陣
Table 2 Correlation matrix

有機質Organic matter全氮Total nitrogen水解性氮Hydrolysable nitrogen有效磷Available phosphorus速效鉀Available potassium有機質Organic matter1.0000.7490.5050.2420.234全氮Total nitrogen0.7491.0000.5110.2440.267水解性氮Hydrolysable nitrogen0.5050.5111.0000.2950.171有效磷Available phosphorus0.2420.2440.2951.0000.189速效鉀Available potassium0.2340.2670.1710.1891.000

表3 Bartlett 檢驗和KMO 測度
Table 3 Bartlett test and KMO measure

Bartlett 值 Bartlett value1 069.617P0.000Kaiser-Meyer-Olkin測度Kaiser-meyer-olkin measure0.719

2.2.2 主成分分析

以 5項養分指標測定值為基礎數據，用 SPSS19.0運行相關矩陣及貢獻率可得，前3項主成分累計貢獻率為84.209%，前3項主成分可以表達原始數據提供養分信息的84.209%，用前3項主成分信息可以代替原數據信息。其中，第一主成分貢獻率49.238%，其中全氮和有機質主成分載荷相對較高，主成分載荷分別為0.860和 0.851，說明第一主成分是全氮和有機質的綜合反映；第二主成分貢獻率18.326%，速效鉀主成分載荷最高，達到了0.697，說明第二主成分反映了速效鉀含量對土壤養分的供給狀況；第三主成分貢獻率16.645%，有效磷在第三主成分中的載荷最高，為0.674，說明第三主成分是對有效磷含量的描述。

參考公式(1)和表4得出主成分線性方程為：

Fn1=0.851×Xn1+0.860×Xn2+0.746×Xn3+0.493×Xn4+0.444×Xn5.

(3)

Fn2=-0.272×Xn1-0.237×Xn2-0.175×Xn3+0.520×Xn4+0.697×Xn5.

(4)

Fn3=-0.120×Xn1-0.148×Xn2+0.192×Xn3+0.674×Xn4-0.552×Xn5.

(5)

注：Fn1、Fn2、Fn3分別代表第n個采樣點的第一、二、三主成分因子的得分。

參考公式(2)、線性方程(3)、(4)、(5)和表4得出主成分綜合得分線性方程：

F= 0.492Fn1+ 0.183Fn2+ 0.166Fn3.

(6)

注：F為綜合得分，Fn1，Fn2，Fn3分別代表第n個采樣點的第一，二，三主成分因子的得分。

所得782個土壤樣點的綜合分值進行一般性統計描述：分值范圍在27.98～141.66，平均值為59.89，標準差為14.92，變異系數為24.92%，屬中等變異。表4

2.2.3 聚類分析

研究通過綜合得分線性方程計算出782個土壤樣本的綜合得分，用 SPSS 19.0軟件中的 K-均值聚類過程進行分類，將分類的結果按照得分區間從高到低排序，即得出結果。研究表明，將782個土壤樣本綜合得分分為四類：第一類綜合評價得分區間141.66～93.20，為極高得分區，樣本數所占比率為2.69%；第二類綜合評價得分區間76.13～70.58，為高得分區，樣本數所占比率為20.46%；第三類綜合評價得分區間68.91～53.05，為中得分區，樣本數所占比率為41.94%；第四類綜合評價得分區間52.14～51.57，為低得分區，樣本數所占比率為34.91%；中及低類得分區樣本數比率達76.85%。表5

表4 提取3項主成分矩陣及貢獻率
Table 4 Extraction of three Principal component Matrices and contribution rate

主成分 Principal component123有機質Xn1Organic matter 0.851-0.272-0.120全氮Xn2Total nitrogen 0.860-0.237-0.148水解性氮Xn3Hydrolysable nitrogen0.746-0.1750.192有效磷Xn4Available phosphorus 0.4930.5200.674速效鉀Xn5Available potassium 0.4440.697-0.552貢獻率Rate of contribution (%)49.23818.32616.645累積貢獻率Accumulating contribution rate (%)49.23867.56484.209

表5 土壤養分綜合評價得分分類
Table 5 Classification of scores for comprehensive evaluation of soil nutrients

第一類(極高)First kind第二類(高) Second kind第三類(中)Third kind第四類(低)The Fourth kind樣本數(個) Sample number (one)21160328273樣本數所占比率(%) Percentage of sample size (%)2.6920.4641.9434.91綜合評價得分區間 Comprehensive evaluation score range141.66-93.2076.13～70.5868.91～53.0552.14-51.57

2.2.4 土壤綜合評價得分分類分布

依據土壤養分綜合評價得分分類結果，查找樣點對應的鄉級分布，研究區極高養分含量所占樣本比例最小，僅為2.69%，主要分布在薩依巴格鄉；研究區高養分占樣本數20.46%，主要分布在薩依巴格鄉、吐古其鄉、依提木孔鄉和烏夏克巴什鄉；研究區中等養分含量比例最大達到41.94%，主要分布在薩依巴格鄉、加依提勒克鄉、依提木孔鄉、江格勒斯糧種場和恰爾巴格鄉；研究區低養分含量達34.91%，主要分布在夏合甫鄉、依提木孔鄉、烏吉熱克鄉、加依提勒克鄉。

3 討 論

趙月玲等[10]應用主成分分析和聚類分析方法評價了土壤肥力特性，提到采用主成分分析法和聚類分析方法，以量化形式表現土壤理化性狀的綜合指標，可以大大減少單個指標所反映出的物理特性帶來的差異性。黃安等[11]提到主成分分析在土壤評價中得到廣泛應用，一般認為主成分分析可以弱化變量間的自相關性所引起的誤差，形成互不相關的主成分，獲得各主成分得分，同時通過計算得到綜合評價得分，從而達到對土壤養分質量的精確評價。黃安等[11]土壤養分綜合評價結果為變異系數為22.76%，屬中等變異程度；中等及其以下的土壤養分含量空間分布中占全區面積的 73.63%，高養分含量土壤占全區面積的 21.2%，極高養分含量土壤占全區面積的 5.17%。陳吉等[12]在長期施肥土壤質量評價中，采用主成分分析方法。研究區域內采集1 586個0～60 cm土樣，將部分土樣的冠幅內和冠幅外的土樣合并后形成782個土樣，測定土壤的有機質、全氮、水解性氮、有效磷、速效鉀，采用主成分和聚類分析相結合的方法，建議在以后的研究中增加測定土壤微量元素含量。

4 結 論

4.1 研究區內土壤養分含量分布不均勻。

4.2 主成分分析得出3個主成分，第一主成分是全氮和有機質的綜合反映；第二主成分反映速效鉀含量對土壤養分供給狀況；第三主成分是有效磷含量的描述。

4.3 土壤養分綜合得分劃分極高、高、中、低四類得分區，樣本數所占比率分別為2.69%、20.46%、41.94%、34.91%；中及低類得分區樣本數比率達76.85%，葉城縣土壤養分綜合屬于中低水平。

4.4 極高養分主要分布在薩依巴格鄉；高養分主要分布在薩依巴格鄉、吐古其鄉、依提木孔鄉和烏夏克巴什鄉；中等養分含量主要分布在薩依巴格鄉、加依提勒克鄉、依提木孔鄉、江格勒斯糧種場和恰爾巴格鄉；低養分主要分布在夏合甫鄉、依提木孔鄉、烏吉熱克鄉、加依提勒克鄉。

4.5 依據養分水平及分布建立科學施肥方案。生產中要重視有機肥的使用，以培肥地力；保證氮磷鉀肥充足、科學、合理、綠色的施用。