基于主成分分析和聚類分析果園土壤養(yǎng)分綜合評(píng)價(jià)

吳湘琳，陳署晃，賴寧，付彥博，竇曉靜，段婧婧，王治國(guó)

(新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院土壤肥料與農(nóng)業(yè)節(jié)水研究所，烏魯木齊 830091)

0 引 言

【研究意義】土壤養(yǎng)分狀況是影響作物生長(zhǎng)的直接因素，也是評(píng)價(jià)土壤肥力的重要標(biāo)志，對(duì)土地的可持續(xù)利用具有重要作用，因此，如何科學(xué)、合理、實(shí)用地評(píng)價(jià)土壤肥力在指導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中顯得尤為重要[1-3]。研究對(duì)一定區(qū)域土壤養(yǎng)分進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，可為該區(qū)域土壤養(yǎng)分管理和施肥決策提供參考?！厩叭搜芯窟M(jìn)展】前人研究土壤養(yǎng)分綜合評(píng)價(jià)方法主要有主成分分析法[4]、灰色關(guān)聯(lián)度分析方法[5]、模糊綜合法[6-8]、人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)法[9]、聚類分析法[10]等。目前，主成分分析方法在土壤質(zhì)量評(píng)價(jià)中得到廣泛應(yīng)用[11]，一般認(rèn)為主成分分析可以弱化變量間的自相關(guān)性所引起的誤差，形成互不相關(guān)的主成分，獲得各主成分得分，同時(shí)通過(guò)計(jì)算得到綜合評(píng)價(jià)得分，從而達(dá)到對(duì)土壤養(yǎng)分質(zhì)量的精確評(píng)價(jià)[12]。采用主成分分析法和聚類分析方法，以量化形式表現(xiàn)土壤理化性狀的綜合指標(biāo)，可以大大減少單個(gè)指標(biāo)所反映出的物理特性帶來(lái)的差異性[10]?！颈狙芯壳腥朦c(diǎn)】前人研究對(duì)象多為耕地土壤養(yǎng)分，對(duì)林果土壤養(yǎng)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(biāo)，采集782 份土壤樣本數(shù)據(jù)，測(cè)定有機(jī)質(zhì)、全氮、水解性氮、有效磷、速效鉀5個(gè)養(yǎng)分指標(biāo)，通過(guò)主成分分析法進(jìn)行土壤養(yǎng)分含量綜合評(píng)價(jià)，對(duì)主成分分析綜合得分進(jìn)行聚類分析得出土壤養(yǎng)分綜合得分分級(jí)?！緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】對(duì)新疆葉城縣果園土壤養(yǎng)分進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，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(fā)量2 480 mm，全年日照2 742 h，平均無(wú)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(qū)域共有19個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、3個(gè)農(nóng)林牧場(chǎng)、1個(gè)管理區(qū)(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(xì)的土壤野外調(diào)查和樣品采集計(jì)劃，準(zhǔn)備野外工作用的地圖、采樣用的標(biāo)簽、調(diào)查表、土袋、土鉆等。根據(jù)田間種植情況，土壤肥力、土壤類型、土壤質(zhì)地等基礎(chǔ)上，采用GPS定位共采集0～60 cm農(nóng)化樣1 586個(gè)。所采1 586個(gè)0～60 cm土樣將部分土樣的冠幅內(nèi)和冠幅外的土樣合并后形成782個(gè)土樣，將土壤樣品自然風(fēng)干后處理，過(guò)孔徑篩(0.25 mm、1 mm)，分析測(cè)試土壤有機(jī)質(zhì)、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(cè)定采用森林土壤測(cè)定標(biāo)準(zhǔn)[13]。土壤水解性氮的測(cè)定采用堿解-擴(kuò)散法(LY/T1229-1999)；土壤有效磷的測(cè)定采用碳酸氫浸提法(LY/T1233-1999)；土壤速效鉀的測(cè)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(jī)質(zhì)的測(cè)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(duì)問(wèn)題進(jìn)行簡(jiǎn)化使變量減少，使多變量的問(wèn)題簡(jiǎn)化。通過(guò)適當(dāng)?shù)淖儞Q，得到幾個(gè)有代表性的綜合指標(biāo)，用以描述客觀對(duì)象的基本特征，即土壤的養(yǎng)分綜合指標(biāo)。

1.2.3.1 主成分得分計(jì)算

主成分因子是由原始5項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析篩選出的，不能由實(shí)驗(yàn)直接測(cè)得[14]。樣本各個(gè)主成分所包含的內(nèi)容可以被定義為主成分得分(Fnj)，根據(jù)5項(xiàng)原始指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)(Xni)和對(duì)應(yīng)的載荷(eji)得出，即：

(1)

其中：Fnj代表第n個(gè)采樣點(diǎn)第j項(xiàng)主成分的得分；eji代表第j項(xiàng)主成分第i項(xiàng)原始指標(biāo)的載荷；Xni代表第n個(gè)采樣點(diǎn)第i項(xiàng)原始指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)。

1.2.3.2 土壤養(yǎng)分綜合得分計(jì)算公式

研究中土壤樣本的綜合得分就是以各個(gè)主成分方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，各個(gè)主成分得分與對(duì)應(yīng)的權(quán)重線性加權(quán)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(xiàng)主成分貢獻(xiàn)率，F(xiàn)nj代表第n個(gè)采樣點(diǎn)第j項(xiàng)主成分的得分。

樣本數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)主成分變換得以簡(jiǎn)化后，為進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)分析(如聚類分析等)打下基礎(chǔ)。

1.2.3.3 土壤養(yǎng)分綜合得分分類

聚類分析是用多元統(tǒng)計(jì)技術(shù)進(jìn)行分類的一種方法。K-均值聚類過(guò)程可完成指定類別數(shù)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(duì)象進(jìn)行初始分類，然后逐步調(diào)整，直到得到最終分類[16]。研究采用K-均值聚類過(guò)程。

1.3 數(shù)據(jù)處理

基于新疆葉城縣果園 782 份土壤樣本數(shù)據(jù)：有機(jī)質(zhì)、全氮、水解性氮、有效磷、速效鉀5個(gè)養(yǎng)分指標(biāo)，通過(guò)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(yǎng)分綜合得分，利用K-均值聚類過(guò)程將土壤養(yǎng)分綜合得分分級(jí)。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤養(yǎng)分指標(biāo)一般性描述

研究表明，研究區(qū)土壤養(yǎng)分分布不均勻。變幅最大的指標(biāo)為速效鉀，含量變幅為 45.00～372.00 mg/kg，相差327 mg/kg。其余各養(yǎng)分指標(biāo)分布差異為：水解性氮>有效磷>有機(jī)質(zhì)>全氮。差值分別為: 水解性氮159.19 mg/kg、有效磷 67.03 mg/kg、有機(jī)質(zhì) 15.18 mg/kg、全氮0.88 mg/kg；各指標(biāo)養(yǎng)分含量變異系數(shù)為：有效磷(69.08%)> 水解性氮 (32.90%)>速效鉀(32.61%)>有機(jī)質(zhì)(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(yǎng)分指標(biāo)一般性描述
Table 1 General description of soil nutrient index of orchard in yecheng county, xinjiang

有機(jī)質(zhì)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(biāo)準(zhǔn)偏差standard deviation1.940.1218.648.6838.72變異系數(shù)(%)variable coefficient22.0820.8632.9069.0832.61

2.2 土壤養(yǎng)分綜合評(píng)價(jià)

2.2.1 相關(guān)系數(shù)矩陣及統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)

將782份土壤樣本數(shù)據(jù)中水解性氮、有效磷、速效鉀、全氮、有機(jī)質(zhì)5個(gè)養(yǎng)分指標(biāo)數(shù)據(jù)錄入SPSS19.0，首先分析各變量的均數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)差，其次分析相關(guān)數(shù)據(jù)矩陣：有機(jī)質(zhì)與全氮相關(guān)性最高為0.749。經(jīng)過(guò)Bartlett檢驗(yàn)表明：Bartlett值=1 069.617，P<0.000 1，即相關(guān)陣不是一個(gè)單位矩陣，故考慮進(jìn)行因子分析。KMO測(cè)度是用來(lái)比較相關(guān)系數(shù)值與偏相關(guān)系數(shù)值的一個(gè)指標(biāo)，其值越接近1，表明對(duì)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(jié)果可以接受。表2，表3

表2 相關(guān)數(shù)據(jù)矩陣
Table 2 Correlation matrix

有機(jī)質(zhì)Organic matter全氮Total nitrogen水解性氮Hydrolysable nitrogen有效磷Available phosphorus速效鉀Available potassium有機(jī)質(zhì)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(yàn)和KMO 測(cè)度
Table 3 Bartlett test and KMO measure

Bartlett 值 Bartlett value1 069.617P0.000Kaiser-Meyer-Olkin測(cè)度Kaiser-meyer-olkin measure0.719

2.2.2 主成分分析

以 5項(xiàng)養(yǎng)分指標(biāo)測(cè)定值為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，用 SPSS19.0運(yùn)行相關(guān)矩陣及貢獻(xiàn)率可得，前3項(xiàng)主成分累計(jì)貢獻(xiàn)率為84.209%，前3項(xiàng)主成分可以表達(dá)原始數(shù)據(jù)提供養(yǎng)分信息的84.209%，用前3項(xiàng)主成分信息可以代替原數(shù)據(jù)信息。其中，第一主成分貢獻(xiàn)率49.238%，其中全氮和有機(jī)質(zhì)主成分載荷相對(duì)較高，主成分載荷分別為0.860和 0.851，說(shuō)明第一主成分是全氮和有機(jī)質(zhì)的綜合反映；第二主成分貢獻(xiàn)率18.326%，速效鉀主成分載荷最高，達(dá)到了0.697，說(shuō)明第二主成分反映了速效鉀含量對(duì)土壤養(yǎng)分的供給狀況；第三主成分貢獻(xiàn)率16.645%，有效磷在第三主成分中的載荷最高，為0.674，說(shuō)明第三主成分是對(duì)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(gè)采樣點(diǎn)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，F(xiàn)n1，F(xiàn)n2，F(xiàn)n3分別代表第n個(gè)采樣點(diǎn)的第一，二，三主成分因子的得分。

所得782個(gè)土壤樣點(diǎn)的綜合分值進(jìn)行一般性統(tǒng)計(jì)描述：分值范圍在27.98～141.66，平均值為59.89，標(biāo)準(zhǔn)差為14.92，變異系數(shù)為24.92%，屬中等變異。表4

2.2.3 聚類分析

研究通過(guò)綜合得分線性方程計(jì)算出782個(gè)土壤樣本的綜合得分，用 SPSS 19.0軟件中的 K-均值聚類過(guò)程進(jìn)行分類，將分類的結(jié)果按照得分區(qū)間從高到低排序，即得出結(jié)果。研究表明，將782個(gè)土壤樣本綜合得分分為四類：第一類綜合評(píng)價(jià)得分區(qū)間141.66～93.20，為極高得分區(qū)，樣本數(shù)所占比率為2.69%；第二類綜合評(píng)價(jià)得分區(qū)間76.13～70.58，為高得分區(qū)，樣本數(shù)所占比率為20.46%；第三類綜合評(píng)價(jià)得分區(qū)間68.91～53.05，為中得分區(qū)，樣本數(shù)所占比率為41.94%；第四類綜合評(píng)價(jià)得分區(qū)間52.14～51.57，為低得分區(qū)，樣本數(shù)所占比率為34.91%；中及低類得分區(qū)樣本數(shù)比率達(dá)76.85%。表5

表4 提取3項(xiàng)主成分矩陣及貢獻(xiàn)率
Table 4 Extraction of three Principal component Matrices and contribution rate

主成分 Principal component123有機(jī)質(zhì)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(xiàn)率Rate of contribution (%)49.23818.32616.645累積貢獻(xiàn)率Accumulating contribution rate (%)49.23867.56484.209

表5 土壤養(yǎng)分綜合評(píng)價(jià)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(shù)(個(gè)) Sample number (one)21160328273樣本數(shù)所占比率(%) Percentage of sample size (%)2.6920.4641.9434.91綜合評(píng)價(jià)得分區(qū)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(píng)價(jià)得分分類分布

依據(jù)土壤養(yǎng)分綜合評(píng)價(jià)得分分類結(jié)果，查找樣點(diǎn)對(duì)應(yīng)的鄉(xiāng)級(jí)分布，研究區(qū)極高養(yǎng)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(xiāng)；研究區(qū)高養(yǎng)分占樣本數(shù)20.46%，主要分布在薩依巴格鄉(xiāng)、吐古其鄉(xiāng)、依提木孔鄉(xiāng)和烏夏克巴什鄉(xiāng)；研究區(qū)中等養(yǎng)分含量比例最大達(dá)到41.94%，主要分布在薩依巴格鄉(xiāng)、加依提勒克鄉(xiāng)、依提木孔鄉(xiāng)、江格勒斯糧種場(chǎng)和恰爾巴格鄉(xiāng)；研究區(qū)低養(yǎng)分含量達(dá)34.91%，主要分布在夏合甫鄉(xiāng)、依提木孔鄉(xiāng)、烏吉熱克鄉(xiāng)、加依提勒克鄉(xiāng)。

3 討 論

趙月玲等[10]應(yīng)用主成分分析和聚類分析方法評(píng)價(jià)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(xiàn)土壤理化性狀的綜合指標(biāo)，可以大大減少單個(gè)指標(biāo)所反映出的物理特性帶來(lái)的差異性。黃安等[11]提到主成分分析在土壤評(píng)價(jià)中得到廣泛應(yīng)用，一般認(rèn)為主成分分析可以弱化變量間的自相關(guān)性所引起的誤差，形成互不相關(guān)的主成分，獲得各主成分得分，同時(shí)通過(guò)計(jì)算得到綜合評(píng)價(jià)得分，從而達(dá)到對(duì)土壤養(yǎng)分質(zhì)量的精確評(píng)價(jià)。黃安等[11]土壤養(yǎng)分綜合評(píng)價(jià)結(jié)果為變異系數(shù)為22.76%，屬中等變異程度；中等及其以下的土壤養(yǎng)分含量空間分布中占全區(qū)面積的 73.63%，高養(yǎng)分含量土壤占全區(qū)面積的 21.2%，極高養(yǎng)分含量土壤占全區(qū)面積的 5.17%。陳吉等[12]在長(zhǎng)期施肥土壤質(zhì)量評(píng)價(jià)中，采用主成分分析方法。研究區(qū)域內(nèi)采集1 586個(gè)0～60 cm土樣，將部分土樣的冠幅內(nèi)和冠幅外的土樣合并后形成782個(gè)土樣，測(cè)定土壤的有機(jī)質(zhì)、全氮、水解性氮、有效磷、速效鉀，采用主成分和聚類分析相結(jié)合的方法，建議在以后的研究中增加測(cè)定土壤微量元素含量。

4 結(jié) 論

4.1 研究區(qū)內(nèi)土壤養(yǎng)分含量分布不均勻。

4.2 主成分分析得出3個(gè)主成分，第一主成分是全氮和有機(jī)質(zhì)的綜合反映；第二主成分反映速效鉀含量對(duì)土壤養(yǎng)分供給狀況；第三主成分是有效磷含量的描述。

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

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

4.5 依據(jù)養(yǎng)分水平及分布建立科學(xué)施肥方案。生產(chǎn)中要重視有機(jī)肥的使用，以培肥地力；保證氮磷鉀肥充足、科學(xué)、合理、綠色的施用。