邵陽(yáng)塘田市鎮(zhèn)土地整理對(duì)土壤肥力質(zhì)量的影響

操?gòu)埡? 廖超林 陳治鋒 張敏 鄒凱 鐘越峰 彭孟祥 楊甲華 張揚(yáng)珠

摘要 采用運(yùn)用多元統(tǒng)計(jì)分析法研究了邵陽(yáng)塘田市鎮(zhèn)土地整理對(duì)土壤肥力質(zhì)量的影響。結(jié)果表明，干擾土壤中各肥力因子指標(biāo)權(quán)重變化較大，未干擾土壤變化相對(duì)較小;對(duì)土地整理干擾土壤肥力影響較大的有pH、全鉀、速效鉀、堿解氮，對(duì)未干擾土壤肥力影響較大的為堿解氮、緩效鉀和全磷，而pH對(duì)未干擾土壤肥力影響最小。土地整理干擾后，表層土壤綜合肥力指數(shù)（IFI）減小;受干擾的表層土樣多屬V級(jí)肥力等級(jí)，未干擾土樣屬于中等肥力水平比例較高。

關(guān)鍵詞 土地整理;土壤肥力質(zhì)量;多元統(tǒng)計(jì)分析

中圖分類號(hào) S158.3? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A? 文章編號(hào) 0517-6611（2020）20-0146-05

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2020.20.040

Effect of Land Consolidation on Soil Fertility Quality in Tangtianshi Town， Shaoyang County

CAO Zhang-hong1， LIAO Chao-lin2， CHEN Zhi-feng3 et al

（1. Sangzhi County Branch of Zhangjiajie City， Hunan Province Tobacco Company，Sangzhi， Hunan 427100;2. College of Resources and Environment， Hunan Agricultural University， Changsha， Hunan 410128; 3.Changsha Tobacco Corporation of Hunan Province， Changsha， Hunan 410011）

Abstract The paper used multivariate statistical analysis to study the effects of land consolidation on soil fertility quality. The results showed that the weights of various fertility factors in disturbed soil had bigger changes than in undisturbed soil;in disturbed soil， pH， total potassium， available potassium and alkali nitrogen were greatly influenced factors， while in undisturbed soil， alkaline nitrogen， slow-acting potassium and total phosphorus were the factors， pH was the least influential factor. After land consolidation， the integrated fertility index （IFI） of surface soil decreased;the disturbed soil samples were mainly in V-grade fertility level， while undisturbed soil samples had larger proportion of the medium-fertilizer level.

Key words Land reshaping;Soil fertility;Multivariate statistical analysis

自2001年以來(lái)，為了改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件和理順土地關(guān)系，提高土地利用率和產(chǎn)出率，農(nóng)村耕地土地整理工作已在全國(guó)逐漸推進(jìn)，并在改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境、促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展、保障農(nóng)民增收等方面取得了成效 [1]。土地整理過(guò)程實(shí)際上是土壤重構(gòu)的過(guò)程 [2]。土地整理中道路、田埂、地面高度等的改變，填、挖土壤盛行，造成土壤肥力不均，生土裸露，肥土被填，這種土地整理活動(dòng)對(duì)耕地的破壞、剝離與回填，其結(jié)果是耕地土壤主要養(yǎng)分 [3]、土壤肥力和土壤質(zhì)量發(fā)生了很大改變 [4]。土壤肥力是衡量土壤作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基地、進(jìn)行農(nóng)作物生產(chǎn)能力的重要指標(biāo)，肥沃的耕地土壤是農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展非常重要的物質(zhì)基礎(chǔ) [5-6]。為了提高糧食生產(chǎn)水平和發(fā)展特色農(nóng)產(chǎn)品，邵陽(yáng)縣塘田市鎮(zhèn)開(kāi)展了土地整理工作，為研究土地整理對(duì)土壤肥力質(zhì)量的改變提供了契機(jī)。筆者以邵陽(yáng)煙區(qū)塘田市鎮(zhèn)土地整理所煙田為對(duì)象，通過(guò)對(duì)墾復(fù)平整煙田和未整地?zé)熖锓謩e實(shí)地采樣，進(jìn)行對(duì)比分析，研究土地整理對(duì)煙田土壤肥力質(zhì)量養(yǎng)分的影響，為今后該類土地開(kāi)發(fā)利用及墾復(fù)煙田培肥提供科學(xué)依據(jù)，也為墾復(fù)耕作區(qū)的可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)指導(dǎo)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況 塘田市鎮(zhèn)位于邵陽(yáng)縣南部，座落于芙荑河北岸，西連金稱市鎮(zhèn)、東接龍井鎮(zhèn)，面積99.89 km2，地理坐標(biāo)為111°E、27°N，東西長(zhǎng)19 km，南北寬22 km。區(qū)內(nèi)芙荑河與207國(guó)道穿境而過(guò)，水陸交通便利。試驗(yàn)區(qū)為湖南省現(xiàn)代煙草農(nóng)業(yè)試點(diǎn)項(xiàng)目——塘田市鎮(zhèn)項(xiàng)目區(qū)煙田綜合整治試點(diǎn)，該區(qū)于 2011 年開(kāi)始進(jìn)行土地整理項(xiàng)目，2012 年開(kāi)始整地后種植煙草。屬典型中亞熱帶大陸季風(fēng)濕潤(rùn)氣候區(qū)，氣候溫和，四季分明，光照充足，雨量充沛。年平均氣溫 16.9 ℃，年日照 1 593 h，無(wú)霜期 280 d，年降雨量 1 355 mm。土壤類型主要為第四紀(jì)紅土紅壤發(fā)育的紅黃泥 [7]。試驗(yàn)區(qū)光、熱、水資源基本同步，與優(yōu)質(zhì)煙葉生長(zhǎng)發(fā)育規(guī)律較吻合，有利于優(yōu)質(zhì)煙葉的生長(zhǎng)。

1.2 樣品采集

供試土壤為第四紀(jì)紅色紅黃泥。選擇耕作管理制度、地形地貌一致的煙田，利用土鉆按梅花5點(diǎn)法同時(shí)采集土地整理干擾煙田和未整理煙田0～20 cm表層土壤。每一地塊取10～15 個(gè)土樣點(diǎn)，制成 1.0 kg 左右的混合土樣。對(duì)土樣進(jìn)行田間登記編號(hào)，用 GPS 采集取樣點(diǎn)地理坐標(biāo)（包括經(jīng)度和緯度）。土樣經(jīng)過(guò)預(yù)處理（風(fēng)干、混勻、磨細(xì)、過(guò)篩等）后裝瓶備測(cè)。共采集土地整理干擾煙田和未整理煙田耕作層（0～20 cm）土壤農(nóng)化樣 各15個(gè)。

1.3 分析方法

土壤樣品采集回實(shí)驗(yàn)室后，經(jīng)風(fēng)干、去雜、過(guò)100目篩后供土壤有機(jī)質(zhì)、全氮和堿解氮、全磷和有效磷等的分析。其中土壤有機(jī)碳含量的測(cè)定采用重鉻酸鉀-外加熱法，全氮的測(cè)定采用凱氏定氮法，堿解氮的測(cè)定采用堿解擴(kuò)散法，全磷的測(cè)定采用鉬銻抗比色法，有效磷采用 NaHCO3提取，鉬銻抗比色法測(cè)定，其他項(xiàng)目均采用常規(guī)分析法 [8]。

1.4 數(shù)據(jù)處理

由于土壤肥力形成機(jī)制的復(fù)雜性，不同研究者對(duì)土壤肥力內(nèi)涵和外延的理解也不同，因此評(píng)價(jià)方法和評(píng)價(jià)指標(biāo)也不盡一致 [9-10]。運(yùn)用多元統(tǒng)計(jì)分析對(duì)邵陽(yáng)縣塘田市鎮(zhèn)土地整理墾復(fù)煙田土壤肥力進(jìn)行綜合評(píng)價(jià) [11-13]。數(shù)據(jù)計(jì)算統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析采用Microsoft Excel 2003 軟件和 SPSS 13.0 軟件完成。

2 結(jié)果與分析

2.1 土壤肥力綜合評(píng)價(jià)

2.1.1 評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇。

土壤肥力是土壤物理、化學(xué)和生物性質(zhì)的綜合反映 [14]。作為土壤肥力評(píng)價(jià)，應(yīng)以土壤的養(yǎng)分含量為主 [15]。針對(duì)南方土壤特性，基于選擇的通用性、實(shí)用性、有效性和敏感性原則，按照因子對(duì)土壤生產(chǎn)力的影響，選取有機(jī)質(zhì)、全氮、全磷、全鉀等9個(gè)土壤肥力評(píng)價(jià)指標(biāo)，建立紅黃泥肥力質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。

2.1.2 評(píng)價(jià)指標(biāo)隸屬度的計(jì)算。

土壤肥力因子評(píng)價(jià)指標(biāo)采用隸屬度函數(shù)，并從主成分因子負(fù)荷量值的正負(fù)性，確定隸屬度函數(shù)分布的升降性，這與各因子對(duì)土地整理的效應(yīng)相符合?？紤]到該研究土壤肥力質(zhì)量評(píng)價(jià)均為化學(xué)指標(biāo)，采用升型分布函數(shù)，即：

F（Xi）=（X ij-X imin）/（X imax-X imin）

其中，F(xiàn)（Xi）表示各肥力因子的隸屬度值，X ij表示各肥力因子值，X imax和X imin分別表示第i項(xiàng)肥力因子中的最大值和最小值。

根據(jù)公式計(jì)算土地整理/未整理土壤肥力因子的隸屬度值（表1、2）。

2.1.3 肥力評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重的確定。

利用SPSS 13.0 軟件計(jì)算各肥力因子主成分的貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率（表3）、土壤肥力因子主成分矩陣（表4）。通過(guò)主成分分析可以看出，土地整理干擾煙田，影響表層土壤肥力指數(shù)的前4個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率為76.06%，表明這3個(gè)主成分已提供了全部指標(biāo) 76.06%以上的信息（表3）。其中全氮、有機(jī)質(zhì)、速效鉀在第一主成分中發(fā)揮了重要作用;堿解氮、緩效鉀、全磷在第二主成分中發(fā)揮了重要作用;有效磷、pH在第三主成分中發(fā)揮了重要作用;全鉀在第四主成分中發(fā)揮了重要作用。未土地整理干擾煙田，影響土壤肥力指數(shù)前4個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率為83.65%，表明這3個(gè)主成分已提供了全部指標(biāo)83.65%以上的信息（表3）。其中全氮、有機(jī)質(zhì)、緩效鉀、全磷、全鉀在第一主成分中發(fā)揮了重要作用;堿解氮在第二主成分中發(fā)揮了重要作用;速效磷、pH在第三主成分中發(fā)揮了重要作用;有效鉀在第四主成分中發(fā)揮了重要作用。

依據(jù)提取的主成分分析因子負(fù)荷量，通過(guò)計(jì)算加權(quán)平均值，計(jì)算各肥力因子在土壤肥力中的作用大小，確定它們的權(quán)重（表5）。由表5可知，選取的土壤養(yǎng)分指標(biāo)均影響土地整理干擾土壤和未干擾土壤肥力特征。土地整理干擾土壤中各肥力因子指標(biāo)權(quán)重變化較大，在0.083～0.133，對(duì)土地整理干擾土壤肥力影響較大的有pH、全鉀、速效鉀、堿解氮，相對(duì)較弱的為土壤有機(jī)質(zhì)、全氮、緩效鉀、有效鉀和全磷。土地整理未干擾土壤中各肥力因子指標(biāo)權(quán)重變化相對(duì)較小，在 0.107～0.113，且各土壤肥力因子之間權(quán)重變化不顯著，其中堿解氮、緩效鉀、全磷最高，均為0.113;速效鉀、全鉀其次，為 0.112;有效磷和有機(jī)質(zhì)均為0.110;pH最小，為0.109。說(shuō)明對(duì)土地整理未干擾土壤肥力影響較大的為堿解氮、緩效鉀和全磷，而pH對(duì)為干擾土壤肥力影響最小。

2.2 土地整理對(duì)墾復(fù)煙田耕作層土壤肥力質(zhì)量的影響

根據(jù)加乘法則，對(duì)各個(gè)肥力指標(biāo)值采用乘法進(jìn)行合成，計(jì)算各演替階段土壤綜合肥力指數(shù)值 [16]。

IFI=Wi×F（Xi）

式中，Wi表示各肥力因子的權(quán)重向量，F(xiàn)（Xi）表示各肥力因子的隸屬度值。

表6為研究區(qū)土地整理后土壤綜合肥力指數(shù)（IFI）及其描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。從表6可以看出，土地整理干擾土壤計(jì)算后獲得的土壤綜合肥力指數(shù)在0.164～0.422，均值為0.316，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.083，變異系數(shù)為26.37%;土地整理未干擾土壤計(jì)算后獲得的土壤IFI在0.237～0.497，均值為0.376，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.088，變異系數(shù)為23.39%;說(shuō)明土地整理干擾后，表層土壤IFI變化化小，土壤肥力質(zhì)量下降;標(biāo)準(zhǔn)差小相對(duì)變化小，說(shuō)明土壤IFI相對(duì)集中，各取樣點(diǎn)表層土壤肥力質(zhì)量變化相對(duì)較小。

參考湘南土壤肥力質(zhì)量的實(shí)際狀況，依據(jù)土壤IFI劃分土壤肥力等級(jí)（表7） [12]，土地整理區(qū)所采集的15個(gè)干擾土樣中，一個(gè)樣點(diǎn)表層土壤IFI為0.409，屬中等肥力水平，III級(jí)肥力等級(jí)，一個(gè)樣點(diǎn)土壤IFI為0.164，為差肥力水平，肥力等級(jí)為V，其余13個(gè)取樣點(diǎn)表層土壤IFI均在0.2～0.4，屬于較差的肥力水平，肥力等級(jí)為IV;15個(gè)未干擾樣點(diǎn)，表層土壤IFI有8個(gè)樣點(diǎn)在0.4～0.6，屬于中等肥力水平，III級(jí)肥力等級(jí)，占取樣點(diǎn)的53.33%;其余7個(gè)取樣點(diǎn)表層土壤IFI在0.2～0.4，屬于較差的肥力水平，肥力等級(jí)為IV。

3 結(jié)論

土地整理在拓展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)空間、優(yōu)化土地利用、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)化、現(xiàn)代化等方面發(fā)揮著積極的作用 [17]。然而，土地整理也對(duì)耕地，尤其是對(duì)耕作層的破壞作用明顯，其結(jié)果是導(dǎo)致耕地養(yǎng)分的虧缺和肥力質(zhì)量的趨劣，影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入產(chǎn)出和農(nóng)民收入的提高 [18]?；谶@一實(shí)際，研究了土地整理對(duì)土壤肥力質(zhì)量的影響和評(píng)價(jià)。

土地整理干擾土壤中各肥力因子指標(biāo)權(quán)重變化較大，分別為0.083～0.133，未干擾土壤變化相對(duì)較小，在0.107～ 0.113，同時(shí)土壤肥力因子之間權(quán)重變化不顯著。對(duì)土地整理干擾土壤肥力影響較大的有pH、全鉀、速效鉀、堿解氮，對(duì)土地整理未干擾土壤肥力影響較大的為堿解氮、緩效鉀和全磷，而pH對(duì)未干擾土壤肥力影響最小。

土地整理干擾土壤計(jì)算后獲得的土壤綜合肥力指數(shù)為0.164～0.422，均值為0.316，標(biāo)準(zhǔn)差為0.083;未干擾土壤IFI在0.237～0.497，均值為0.376，標(biāo)準(zhǔn)差為0.088;說(shuō)明土地整理干擾后，土壤IFI減小，土壤肥力質(zhì)量下降;標(biāo)準(zhǔn)差小相對(duì)變小，說(shuō)明土壤IFI相對(duì)集中，各取樣點(diǎn)土壤表層肥力質(zhì)量變化相對(duì)較小。

15個(gè)受干擾土樣中，表層土壤肥力水平屬中等和差肥力水平的各位1個(gè)樣點(diǎn)，其余均屬于較差的肥力水平，IV級(jí)肥力等級(jí)。15個(gè)未干擾樣點(diǎn)中，8個(gè)樣點(diǎn)表層土壤屬于中等肥力水平，III級(jí)肥力等級(jí)，占取樣點(diǎn)的53.33%;其余屬較差的肥力水平，為IV級(jí)肥力等級(jí)。

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