土地整理后土壤理化性狀和烤煙產質量空間變異①

張久權，張 瀛，黃一蘭，林建麒*，陳德鑫，陳守木，趙鵬超

土地整理后土壤理化性狀和烤煙產質量空間變異①

張久權1，張 瀛2，黃一蘭2，林建麒2*，陳德鑫1，陳守木3，趙鵬超3

(1 中國農業科學院煙草研究所，山東青島 266101；2 福建省煙草公司三明市公司，福建三明 365000；3 三明市煙草公司寧化分公司，福建寧化 365400)

為了弄清土地整理后土壤理化性狀指標、微生物數量以及烤煙產量和質量的空間變異情況，在福建三明煙區整理后煙田進行了大田取樣分析和定點調查。結果顯示，土地整理后土壤有效養分比全量養分空間變異大，變異系數超過30%；土壤微生物計數及多樣性指數變異系數在66.17% ~ 111.71%，均屬于強變異；土地整理對烤煙產、質量均質性影響最大的是上、中等煙比例和糖堿比，烤煙產、質量的變異以285.91 m小范圍為主。總之，土地整理后土壤理化性狀和微生物數量空間變異明顯，對烤煙產量和質量的均質性影響較大，需要進行改良。

土地整理；烤煙；空間變異；地統計學

土地整理是將面積較小、形狀不規則、灌溉設施和交通條件較差的零散地塊歸并為較規整的均質化田塊的過程，并進行土地平整、土壤改良、道路和溝渠等的綜合建設，以便于機械化操作和田間管理。西方國家如日本已在20世紀50年代在全國范圍內完成了土地整理工作。我國在20世紀初開始重視土地整理工作，近年來由國土資源部牽頭，投入了大量的物力和財力開展這項工作，并作為長期的工作重點之一[1]。從長遠來看，土地整理對作物生產具有重大意義，但短期內會有一些負面效果，如土壤有效養分含量降低、物理性質變差、微生物群落結構遭到破壞等[2-4]。對植煙土壤，土地整理所進行的土壤翻壓和客土填埋，會導致土壤結構、土壤肥力和微生物群落的空間變異增大，從而導致所產煙葉質量不均勻，不能滿足卷煙配方對煙葉質量盡量保持一致的要求。在煙田土壤整理后土壤物理、化學和生物學屬性變化方面國內已有一些研究報道[4-13]，但關于整理后土壤屬性空間變異方面的研究報道不多，尤其是關于土壤屬性與烤煙產/質量的空間變異方面報道甚少，如徐大兵等[5,12]采用GIS技術和地統計學方法研究了湖北恩施州土地整理后煙田土壤有機質和土壤養分的空間變異特征，廖超林等[13]對湘中南土地整理后煙田土壤養分的空間變異特征進行研究發現各肥力指標均屬于中等變異。趙明松等[14]研究了江淮丘陵地區土壤養分空間變異特征，張智等[15]對長江中游農田土壤微量養分空間分布進行了研究，但這些都不是針對植煙土壤進行的。金明清等[16]對四川鹽源植煙土壤中大量元素氮磷鉀含量的空間變異進行了研究，李珊等[17]在四川瀘州煙區對土壤中的微量元素有效養分含量的空間變異進行了研究，雖然他們的研究對象是烤煙種植區，但不是針對土地整理后的土壤養分的空間變異情況。為此，本研究運用經典統計學和地統計學方法，以福建三明寧化縣植煙土壤為例，研究了土地整理后土壤肥力等指標和烤煙產、質量等空間變異情況，旨在揭示其空間變異規律，為土地整理后制定適宜的土壤改良措施和烤煙生產管理方案提供理論支撐。

1 材料與方法

1.1 研究區概況

研究于2015—2016年在福建省寧化縣湖村涼傘崗農場(116°52′25.7″ E，26°22′18.6″ N)進行，該區海拔417.40 ~ 423.26 m，平均為420.45 m，烤煙/水稻輪作，土壤為水稻土(水耕人為土)，整個農場面積約100 hm2。2014底年完成土地整理，2016年2—6月種植烤煙，品種為“云煙87”。選取土地整理時間、整理方法、地形地貌相對一致的8.5 hm2區域作為研究對象(圖1)，包括31個田塊，其中26個田塊的面積為0.2 ~ 0.3 hm2，在每個田塊內確定1個取樣單元，其余5個田塊面積0.3 ~ 0.5 hm2，在每個田塊內確定2個取樣單元，合計36個取樣單元。每個取樣單元尺度為30 m × 50 m，各點用GPS儀精確定位。

1.2 取樣與分析

土壤肥力指標樣品于2015年1月22日翻耕施基肥前取樣，采集耕層0 ~ 20 cm土壤，在每個取樣單元內按S型取5個點，充分混勻成為1個樣品，并采用四分法留取1 kg，經風干、去雜、研磨和過篩后用于肥力指標測定。土壤物理特性于2016年3月2日烤煙移栽后在取樣單元中心點定點，采用100 cm3環刀取0 ~ 20 cm土層原狀土帶回實驗室，按標準方法LY/T1215—1999[18]測定和計算土壤容重、田間持水量、土壤通氣度等指標。土壤微生物群落于2016年7月1日(烤煙頂葉成熟期)取樣測定，在每個取樣單元按S型5點法取混合樣，裝袋冷凍后帶回實驗室測定。

圖1 取樣點分布圖

土壤肥力指標(包括pH、有機質、全氮、全磷、全鉀、堿解氮、有效磷、速效鉀、緩效鉀、交換性鈣和鎂、有效態微量元素(鐵、錳、鋅、銅)按文獻[19]的方法進行測定，土壤活性有機質含量按文獻[20-21]方法測定；土壤微生物采用稀釋平板法進行計數[22]，多樣性指數計算參見文獻[4]。

各取樣單元選取有代表性的20株煙株掛牌作標記，統計有效葉片數，單獨計產、分級，計算產量和上、中等煙比例。在按部位烘烤的基礎上，選留C3F的煙葉，每份樣品1.0 kg，采用Nicolet Antaris傅立葉近紅外光譜儀(美國賽默飛世爾科技有限公司)按標準[23-27]測定煙葉化學成分。

1.3 數據處理和統計分析

采用SAS 9.4軟件對數據進行描述性統計分析，采用地統計學軟件GS+ 9.0 對數據進行半方差函數計算和模型擬合。模型的選擇主要考慮決定系數(2)和殘差(RSS)，具體方法詳見參考文獻[28-29]。

2 結果與討論

2.1 土壤肥力指標

研究區域內36個單元土壤肥力指標描述性統計結果見表1，可以看出，pH等10個指標為正態分布，其余6個指標經過對數轉換后也呈正態分布。按照變異系數(CV)大小，可粗略地將變異程度分為3級：CV> 30% 為強變異性；10%≤CV≤30% 為中等變異性；CV<10% 為弱變異性[30]。據此，研究區域內土壤肥力指標空間變異非常明顯。CV>30% 屬于強變異的指標其CV從高到低依次為土壤有效錳>活性有機質>有效磷>速效鉀>有效鐵>交換性鈣>交換性鎂>有效鋅>緩效鉀，說明土地整理對這些指標的空間變異影響很大；CV介于20% ~ 30% 屬于中等變異的指標其CV從高到低依次為土壤全磷>有機質>有效銅>全鉀>堿解氮>全氮；僅土壤pH為弱變異，其CV為4.39%，說明土壤pH在土地整理后很穩定。從絕對值差值來看，活性有機質變異程度最高，其含量范圍為0.37 ~ 9.46 g/kg；其次是土壤有效錳含量，為22.83 ~ 405.22 mg/kg；再則是有效磷含量，為3.65 ~ 59.60 mg/kg。各指標空間變異程度存在差異，可能與其在土壤中的可移動性、整理前養分分布、整理操作過程等有關。本研究結果表明，在一般情況下，有效養分在土壤中的移動性強，造成了空間變異大；全量養分如土壤全磷在土壤中的移動相對較弱，空間變異中等。

按照土壤肥力指標豐缺標準[31-32]，土壤pH處于較低到適中的范圍；土壤有機質、全磷、有效磷、交換性鈣含量覆蓋極低至極高的范圍；全氮含量為適中至極豐；全鉀含量為極缺至缺；堿解氮、速效鉀含量為缺至極豐；緩效鉀含量為極豐；交換性鎂含量為缺至豐富；有效鐵含量為極豐富；有效錳、有效鋅、有效銅含量為豐富至極豐富。由此可見，在研究區域內，各肥力因子豐缺跨度較大，表明養分空間上不均衡，需要考慮精準施肥。

對各指標進行半方差分析和模型擬合，所得模型主要包括指數型、高斯型、球型和直線型4種，其結果示例見圖2。半方差模型有4個重要參數：塊金值(C0)、基臺值(C0+C)、基底效應和變程。在本研究中，塊金值表示各取樣點間分離距離為0時的半方差，是由試驗誤差和土地整理操作、耕作制度、施肥等隨機因素引起的變異。基臺值(C0+C)表示系統內總變異，為塊金值和拱高(C)之和。拱高是由土壤母質、地形等非人為因素引起的變異。基底效應即塊金值與基臺值之比，表示由隨機性因素引起的空間變異性占系統總變異的比例。按照區域化變量空間相關性程度的分級標準，當基底效應<25% 時，變量具有強烈的空間相關性；基底效應在25% ~ 75%，變量具有中等的空間相關性；而基底效應>75% 時，變量空間相關性很弱，且空間變異主要受隨機性因子影響[33]。變程是指最大相關距離，反映空間自相關范圍的大小，它與觀測尺度以及在取樣尺度上影響土壤屬性的各種生態過程、人為因素、自然條件等都有關[5]。

表1 土壤肥力指標描述性統計

圖2 半方差函數擬合示例圖

進行半方差分析時，數據需要滿足正態分布的要求[34]。本研究土壤肥力指標數據均為正態分布或通過對數轉換后成正態分布(表1)，因此這些數據都滿足半方差分析的要求。

表2列出了土壤肥力指標擬合所得最佳半方差函數理論模型及其特征參數，可以看出，土壤pH、全氮、全鉀、有效磷、速效鉀、緩效鉀、有效鐵、有效銅最佳半方差函數理論模型為高斯型；全磷、堿解氮、交換性鈣、交換性鎂最佳半方差函數理論模型為球型；有機質、活性有機質、有效錳、有效鋅最佳半方差函數理論模型為指數型。從基底效應值來看，只有土壤有效錳和有效鋅超過25%，空間相關性中等，其空間變異受隨機因素和結構因素雙重影響；其他肥力指標的基底效應值都小于25%，且有效銅>交換性鎂>全磷>活性有機質>堿解氮>有機質>速效鉀>pH>全氮>全鉀>緩效鉀>交換性鈣>有效磷>有效鐵。基底效應值越小，說明其空間相關性越強，來自非人為因素造成的相關性比重越高。表2的結果還表明，各指標間變程差異很大，且pH<有效鐵<有效磷<活性有機質<交換性鎂<交換性鈣<堿解氮<有機質<有效銅<全磷<緩效鉀<速效鉀<全氮<全鉀<有效鋅<有效錳。pH最佳半方差函數變程最小，為26.5 m，說明其變異以小范圍為主，即土壤pH在26.5 m的范圍內存在空間自相關性；有效錳最佳半方差函數變程最大，為1 832.7 m，說明其變異以大塊狀為主，即土壤有效錳含量在1 832.7 m的范圍內存在空間自相關性；其他各肥力指標空間自相關性位于26.5 ~ 1 832.7 m。

表2 土壤肥力指標的半方差模型及擬合參數

2.2 土壤物理性狀

本研究所測定的土壤物理指標包括土壤容重、最大持水量、田間持水量、毛管孔隙度、土壤通氣度和排水能力。最大持水量是指土壤孔隙都充滿水時的含水量，此時，土壤通氣受阻，對作物根系生長發育不利。田間持水量是土壤中毛管懸著水達到最大量時的土壤含水量，包括吸濕水、膜狀水和毛管懸著水3部分。當灌溉或降水使土壤水分超過田間持水量時，超出部分將流失，因而田間持水量是土壤有效水分的上限值[35]。土壤通氣度是指土壤孔隙除去被水占用的部分。用最大持水量減去最小持水量即為排水能力。研究區域內36個單元土壤容重等物理性質描述性統計結果見表3，可以看出，土壤容重、最大持水量、田間持水量、毛管孔隙度、排水能力等為正態分布；土壤通氣度通過BoxCox轉換后也為正態分布。從變異系數來看，土壤通氣度超過30%，為強變異；排水能力和最大持水量在20% ~ 30%，為中等變異；田間持水量、土壤容重和毛管孔隙變異系數小于20%，屬于弱變異的范疇。從差值來看，土壤通氣度介于4.50% ~ 43.03%，空間變異最大。

研究區域內土壤容重等土壤物理性質擬合所得半方差函數理論模型及其特征參數見表4。可以看出，土壤容重、最大持水量、土壤通氣度最佳半方差函數理論模型為高斯型；田間持水量和毛管孔隙度為球型。基底效應田間持水量最高，最大持水量和土壤通氣度次之，排水能力最低。6個指標中，僅毛管孔隙度和排水能力2個指標基底效應小于25%，說明這些指標的變異主要由人為因素造成。變程各指標間差異較大，范圍從最小的田間持水量123.90 m到土壤容重 566.90 m，從小范圍到中等范圍均存在。

表3 土壤物理性狀描述性統計

表4 土壤物理性狀的半方差模型及擬合參數

2.3 土壤微生物

研究區域內36個取樣單元土壤微生物計數描述性統計結果見表3，可以看出，真菌計數和多樣性指數為正態分布；細菌和放線菌計數通過對數轉換后也為正態分布。所有指標的變異系數CV都超過30%，為強變異；變異程度放線菌計數>細菌計數>多樣性指數>真菌計數。從差值來看，細菌計數空間變異最大，變化范圍為6.05×104~ 622.18×104cfu/g，說明土地整理后各取樣點間土壤微生物數量空間變異非常明顯。

表5 土壤微生物計數及多樣性指數描述性統計

表6 土壤微生物計數的半方差模型及擬合參數

表6列出了土壤微生物計數和多樣性指數擬合所得半方差函數理論模型及其特征參數。細菌和放線菌計數最佳半方差函數理論模型為球型，真菌和多樣性指數為高斯型。基底效應以多樣性指數最高，放線菌次之，細菌和真菌都很低。4個指標的基底效應值都小于25%，說明其空間相關性大，來自非人為因素造成的相關性比重高。變程真菌最小，其余3個指標的變程在100 ~ 170 m，主要以小范圍變異為主。

2.4 烤煙產量和質量

研究區域內36個取樣單元烤煙產量和質量描述性統計結果見表7，可以看出，有效葉片數、上等煙比例、中等煙比例、煙葉總氮含量、鉀含量、氯含量、鉀氯比、兩糖比8個指標為正態分布；煙葉煙堿含量、總糖含量、還原糖含量、糖堿比、氮堿比5個指標經過對數轉換后也呈正態分布；煙葉產量通過BoxCox轉換后為正態分布。變異系數CV從高到低為上等煙比例>糖堿比>中等煙比例>有效葉片數>煙堿含量>產量>氯含量>鉀含量>鉀氯比>總氮>總糖含量>還原糖含量>氮堿比>兩糖比。上等煙比例和糖堿比2個指標的變異系數超過30%，為強變異，說明土地整理對這些指標的影響較大，不同取樣點養分含量差異大。兩糖比變異系數小于10%，為弱變異；其余指標變異系數在20% ~ 30%范圍內，為中等變異。如果從差值來看，上等煙比例最低的為0，最高的為29.9%；中等煙比例最高的是最低的5.32倍，相差極大。

表8列出了烤煙產量和質量指標擬合所得半方差函數理論模型及其特征參數，可以看出，有效葉片數、產量、總氮含量、煙堿含量、總糖含量、還原糖含量、氯含量、糖堿比、兩糖比最佳半方差函數理論模型為球型，上等煙比例、煙葉鉀含量為高斯型；氮堿比為指數型；中等煙比例和鉀氯比為直線型。從決定系數看，所有模型都不理想。一般地，半方差函數擬合模型的決定系數要超過0.80，但這些模型的決定系數最高的為0.637，低于0.80。

表7 烤煙產量、質量描述性統計

表8 烤煙產、質量的半方差模型及擬合參數

從基底效應值來看，煙葉鉀氯比的最高，為100.00%，說明煙葉鉀氯比空間相關性極弱，空間變異主要受隨機性因子影響。煙葉中等煙比例的基底效應值為48.61%，處于25% ~ 75% 范圍內，說明其空間相關性屬于中等，其空間變異主要受隨機因素和結構因素雙重影響；其他指標的基底效應值都小于25%，且兩糖比>鉀含量>還原糖含量>氮堿比>有效葉片數>總糖含量>氯含量>煙堿含量>糖堿比>產量>上等煙比例>煙葉總氮含量。基底效應值越小，說明其空間相關性越大，來自非人為因素造成的相關性比重越高。表8的結果還表明，各指標間變程差異較大，且氮堿比<上等煙比例<產量<有效葉片數<氯含量<煙堿含量<總氮含量<兩糖比<糖堿比<鉀含量<還原糖含量<總糖含量<中等煙比例<鉀氯比。氮堿比變程最小，為32.10 m，說明其變異以小范圍為主，即氮堿比在32.10 m的范圍內存在空間自相關性；鉀氯比最大，為285.91 m，說明其變異以大塊狀為主，即鉀氯比在285.91 m的范圍內存在空間自相關性；其他各指標空間自相關性位于32.10 ~ 285.91 m。

3 結論

1)土地整理后，移動性較強的土壤有效養分空間變異最大；其次是全量養分，為中等程度的變異；土壤pH變異最小。除土壤有效錳和有效鋅含量外，本研究中所測定的土壤肥力指標均存在較大的空間自相關性，受結構性因素的影響較明顯。

2)土地整理導致土壤通氣度等土壤物理指標發生空間變異最大，毛管孔隙度、排水能力空間相關性較大，主要受結構性因素的影響。

3)土壤微生物計數及多樣性指數在土地整理后表現為強變異，其基底效應值均小于20.46%，空間自相關性較強。

4)土地整理對烤煙產、質量均質性影響最大的是上、中等煙比例和糖堿比，影響最小的為兩糖比。煙葉鉀氯比的基底效應值最高，其次是中等煙比例，其空間變異主要受隨機性因子影響。烤煙產、質量的變異以小范圍為主。

[1] 董曉敏. 土地整理對我國耕地保護的意義[J]. 吉林農業, 2015(7): 94–95

[2] 蒲元瀛, 張光輝, 仝景川, 等. 恩施州基本煙田土地整理建設模式研究與實踐[J]. 中國煙草科學, 2012, 33(6): 1–6

[3] 許安定, 周鑫斌, 蘇婷婷, 等. 土地整理對煙田土壤理化及生物學性狀的影響[J]. 西南大學學報(自然科學版), 2016, 38(3): 156–164

[4] 張久權, 張瀛, 黃一蘭, 等. 土地整理后土壤理化性狀、重金屬含量和微生物數量變化[J]. 福建農業學報, 2017, 32(6): 665–669

[5] 徐大兵, 劉冬碧, 佀國涵, 等. 整治區植煙土壤有機質空間變異特征及肥力等級評價[J]. 湖北農業科學, 2013, 52(19): 4601–4604, 4607

[6] 于慶濤, 廖超林, 劉丁林, 等. 金稱市鎮土地整理對墾復煙田耕作層土壤主要養分含量變化的影響[J]. 湖南農業科學, 2013(9): 50–54

[7] 黃渤. 煙稻輪作區土地整理后煙田土壤肥力特征與施肥效應研究[D]. 長沙: 湖南農業大學, 2015

[8] 張鵬博. 土地整理后煙田土壤有效中、微量養分狀況與烤煙施用中、微肥的效應[D]. 長沙: 湖南農業大學, 2016

[9] 肖漢乾, 張鵬博, 張楊珠, 等. 邵陽縣土地整理后煙田土壤的有效鈣、鎂、硫狀況[J]. 湖南農業科學, 2017(2): 35–38

[10] 肖漢乾, 張鵬博, 張楊珠, 等. 邵陽縣土地整理后煙田土壤的有效微量養分狀況[J]. 湖南農業科學, 2017(3): 45–49

[11] 彭軍, 馬嘯, 岑小紅, 等. 豐都縣土地整理對植煙土壤養分狀況的影響[J]. 安徽農學通報, 2016, 22(3/4): 54–56

[12] 徐大兵, 鄧建強, 劉冬碧, 等. 整治區植煙土壤養分空間變異及肥力適宜性等級評價[J]. 應用生態學報, 2014, 25(3): 790–796

[13] 廖超林, 傅靈藝, 張鵬博, 等. 湘中南土地整理后煙田土壤肥力指標評價及空間變異特征[J]. 水土保持研究, 2017, 24(2): 105–111

[14] 趙明松, 李德成, 張甘霖, 等. 江淮丘陵地區土壤養分空間變異特征——以安徽省定遠縣為例[J]. 土壤, 2016, 48(4): 762–768

[15] 張智, 任意, 魯劍巍, 等. 長江中游農田土壤微量養分空間分布特征[J]. 土壤學報, 2016, 53(6): 1489–1496

[16] 金明清, 彭月月, 王佩, 等. 四川省鹽源縣植煙土壤氮磷鉀空間變異特征及影響因素[J]. 土壤, 2016, 48(5): 984–991

[17] 李珊, 李啟權, 張浩, 等. 瀘州植煙土壤有效態微量元素含量空間變異及其影響因素[J]. 土壤, 2016, 48(6): 1215–1222

[18] 國家林業局. 森林土壤水分–物理性質的測定: LY/T1215—1999 [S]. 北京: 中國標準出版社, 1999

[19] 張甘霖, 龔子同. 土壤調查實驗室分析方法[M]. 北京: 科學出版社, 2012

[20] 于榮, 徐明崗, 王伯仁. 土壤活性有機質測定方法的比較[J]. 土壤肥料, 2005(2): 49–52

[21] Lefroy R D B, Blair G J, Strong W M. Changes in soil organic matter with cropping as measured by organic carbon fractions and 13C natural isotope abundance[J]. Plant and Soil, 1993, 155/156(1): 399–402

[22] 林先貴. 土壤微生物研究原理與方法[M]. 北京: 高等教育出版社, 2010

[23] 國家煙草專賣局. 煙草及煙草制品水溶性糖的測定連續流動法: YC/T159—2002[S]. 北京: 中國標準出版社, 2002

[24] 國家煙草專賣局. 煙草及煙草制品總植物堿的測定連續流動法: YC/T 160—2002[S]. 北京: 中國標準出版社, 2002

[25] 國家煙草專賣局. 煙草及煙草制品總氮的測定連續流動法: YC/T 161—2002[S]. 北京: 中國標準出版社, 2002

[26] 國家煙草專賣局. 煙草及煙草制品氯的測定連續流動法: YC/T162—2011[S]. 北京: 中國標準出版社, 2011

[27] 國家煙草專賣局. 煙草及煙草制品鉀的測定連續流動法: YC/T217—2007[S]. 北京: 中國標準出版社, 2007

[28] 馬渝欣, 李徐生, 李德成, 等. 2014. 江淮丘陵區農田表層土壤有機碳空間變異—— 以定遠縣為例[J]. 土壤, 2014, 46(4): 638–643

[29] 宋莎, 李廷軒, 王永東, 等. 縣域農田土壤有機質空間變異及其影響因素分析[J]. 土壤, 2011, 43(1): 44–49

[30] 薛正平, 楊星衛, 段項鎖, 等. 土壤養分空間變異及合理取樣數研究[J]. 農業工程學報, 2012, 18(4): 6–9

[31] 全國土壤普查辦公室. 中國土壤普查技術[M]. 北京: 農業出版社, 1992: 87–212

[32] 陳江華, 李志宏, 劉建利, 等. 全國主要煙區土壤養分豐缺狀況評價[J]. 中國煙草學報, 2004, 11(3): 14–18

[33] Cambardella C A, Moorman T B, Novak J M, et al. Field scale variability of soil properties in central Iowa soils [J]. Soil Science Society of America Journal, 1994, 58: 1501– 1511

[34] 李強, 周冀衡, 楊榮生, 等. GIS支持下的馬龍縣植煙土壤有效態微量元素評價 [J]. 中國煙草學報, 2011, 17(4): 56–61

[35] 江培福, 雷廷武, 劉曉輝, 等. 用毛細吸滲原理快速測量土壤田間持水量的研究[J]. 農業工程學報, 2006, 22(7): 1–5

Spatial Variation of Soil Physiochemical Properties and Tobacco Yield and Quality of Consolidated Land

ZHANG Jiuquan1, ZHANG Ying2, HUANG Yilan2, LIN Jianqi2*, CHEN Dexin1, CHEN Shoumu3, ZHAO Pengchao3

(1 Tobacco Research Institute, Chinese Academy of Agricultural Science, Qingdao, Shandong 266101, China; 2 Sanming Tobacco Company of Fujian Province, Sanming, Fujian 365000, China; 3 Ninghua Tobacco Company of Fujian Province, Ninghua, Fujian 365400, China)

Soil samples were collected and measured from Ninghua of Fujian Province in order to identify the spatial variation in soil nutrients, physical properties, microbes and tobacco yield and quality after land consolidation. The results showed that soil available nutrient contents had larger spatial variation than those of total nutrients, with CV higher than 30%. The CV of soil microbe counts and diversity index were from 66.17% to 111.71%, indicting strong variations. Land consolidation mainly influenced the ratios between upper and middle grade leaves, between sugar and nicotine. Tobacco yield and quality varied mainly in range of 285.91 m. In conclusion, land consolidation can result in huge spatial variations in soil nutrients, physical properties and microbe counts, and can influence obviously tobacco yield and quality, so soil amelioration is necessary after land consolidation.

Soil consolidation; Tobacco; Spatial variation; Geostatistics

中國煙草總公司面上項目(2013-149)資助。

ljq0108@163.com)

張久權(1965—)，男，湖北松滋人，博士，副研究員，主要從事土壤肥力和煙草栽培方面的研究。E-mail：zhangjiuquan@caas.cn

S572.061

A

10.13758/j.cnki.tr.2019.06.026