威寧球莖草蘆種子豐產栽培技術研究

羅天瓊，龍忠富，莫本田，羅冬菊，吳佳海，劉梅霞

（1.貴州省草業研究所，貴州貴陽550006；2.雷山縣草地生態畜牧業發展中心，貴州雷山557100）

威寧球莖草蘆種子豐產栽培技術研究

羅天瓊1，龍忠富1，莫本田1，羅冬菊2，吳佳海1，劉梅霞1

（1.貴州省草業研究所，貴州貴陽550006；2.雷山縣草地生態畜牧業發展中心，貴州雷山557100）

2008-2010年，采用二次回歸正交旋轉組合設計方法進行研究，建立了威寧球莖草蘆（Phalaristuberosacv.Weining）主要栽培因子（播種量、有機肥、氮肥、磷肥、鉀肥和種子產量）關系的數學模型。通過效應分析，得出各試驗單因子對種子產量影響的順序為播種量＞氮肥＞有機肥＞磷肥＞鉀肥；試驗雙因子交互效應以播種量和氮肥、播種量和磷肥、氮肥和鉀肥間效果較顯著。尋優結果表明，在播種量為3.75kg·hm-2、有機肥為7 500 kg·hm-2、尿素為450kg·hm-2、磷肥為750kg·hm-2和鉀肥為450kg·hm-2的組合條件下，其種子產量達449.50kg·hm-2，可獲最大經濟效益。

威寧球莖草蘆；種子；豐產；肥效；優化栽培

球莖草蘆（Phalaristuberosa）為禾本科虉草屬長壽、多年生、優良飼料作物，原產南歐、地中海沿岸的溫帶地區，我國于20世紀60-70年代從澳大利亞引進種植，其適應性強、生長速度快、分蘗能力強、葉量大、草質鮮嫩，營養價值高、適口性好、產量高、耐旱耐澇，冬季青綠，生長年限長達15年，是溫帶、亞熱帶地區建立永久性混播草地的優良牧草之一。同時，因其生物量大、根系發達，還是遏制水土流失、治理石漠化的優良草被植物。

隨著貴州草地生態畜牧業的發展及兩江上游生態環境的治理和農業產業結構調整等政策的實施，優質牧草種需求量增大。據統計，貴州牧草種子生產量年均僅30t，市場需求量約400t［1］。如此大的草種缺口主要靠從國外進口解決，而進口草種花費大，抗逆性差、抗病蟲能力弱，不適應當地生態環境等。因此，加強地方優良草種選育、進行種子產業化生產是當前生態環境治理、草地畜牧業發展急待解決的大問題。

自20世紀80年代開始，貴州省草業研究所就致力于貴州野生牧草種質資源搜集、栽培馴化、鑒定評價、新品種選育、推廣應用等方面的研究工作［2-3］。經過數十年的努力，已選育并審定登記了具有優良水保性能及飼用價值的牧草新品種10余種，威寧球莖草蘆（P.tuberosacv.Weining）就是其中之一。為了加快其在生產中的推廣應用力度，必須擴大種子再生產，掌握其種子生產關鍵技術。為此，于2008-2010年開展種子產量與主要栽培因子之間的數量關系研究，以期為球莖草蘆在生產中的推廣應用提供基礎數據。

1 材料與方法

1.1 試驗地概況 試驗設在貴州省獨山縣麻萬鎮銅鼓井村的貴州省草業研究所試驗場內，位于25°50′N，107°33′E，海拔970m，年均氣溫15℃，極端最高溫34℃，極端最低溫-8℃，年降水量1 346mm，無霜期271d；年日照時數1 337h，年均相對濕度82%。土壤為黃棕壤，pH值為6.4，有機質為2.52%，全氮為0.30%，水解氮為29.82 mg·kg-1，速效鉀為98.25mg·kg-1，土壤總體肥力水平中等。

1.2 試驗材料 威寧球莖草蘆種子為貴州省草業研究所選育；試驗肥料為尿素［CO（NH2）2］、有機肥、過磷酸鈣［Ca（H2PO4）2·H2O］、硫酸鉀（K2SO4）。

1.3 試驗設計 采用五元二次正交回歸旋轉組合設計［4-6］，對播種量（X1）、有機肥（X2）、氮肥（X3）、磷肥（X4）和鉀肥（X5）5個因子進行栽培試驗。各試驗因素變量的設計水平及編碼值見表1，五因子五水平（1/2實施），共計36個小區（Mc+2P+M0= 16+10+10），采用不完全隨機區組排列，小區面積為3m×5m（其零水平為生產上大面積采用技術措施）。研究播種量、有機肥、氮肥、磷肥、鉀肥對威寧球莖草蘆種子產量的影響，根據設計要求，各小區按隨機區組排列，其方案詳見表2。采用條播方式播種，行距為50cm，播種時間為2008年9月24-25日。

表1 試驗因素水平及編碼Table 1 Variable design levels and its coding value（r=2）kg·hm-2

表2 各試驗因子田間用量及種子產量Table 2 Variable level in field design and seed production kg·hm-2

1.4 試驗方法與統計分析 磷肥和有機肥均于播種時一次性施入。氮肥和鉀肥為追肥，氮肥在分蘗期和返青期各施入全年總量的1/2，鉀肥在分蘗期全部施入。收獲各小區種子，測定種子產量，以2年小區平均產量計算（表2），采用DPS軟件進行分析［7］，用Excel軟件作圖。

2 結果與分析

2.1 回歸數學模型的建立 根據2008―2010年試驗結果，將2年平均產量折算成公頃產量（表2），采用DPS統計軟件分析，以獲得威寧球莖草蘆種子產量與栽培管理因子間數學模型為：

式中，Y為種子產量，X1為播種量，X2為有機肥，X3為氮肥，X4為磷肥，X5為鉀肥。

回歸顯著性檢驗表明，F=7.68＞F0.01（20，6）= 7.40，達1%顯著水平，復相關系數R為0.859［R（0.01，15，5）=0.752］，回歸顯著，方程擬合較好，試驗數據可靠，能反映實際情況。

2.2 效應分析

2.2.1 主因子效應分析 建立模型時使用各因素的代碼、模型中各系數具有相對獨立性，可直接根據一次項系數絕對值大小判斷各因素的重要性。對模型（1）中一次項系數作用大小順序為播種量（15.08）＞氮肥（5.75）＞有機肥（4.13）＞磷肥（3.99）＞鉀肥（3.83）。

在a=0.1顯著水平上剔除不顯著項后，其簡化方程（2）為：

經回歸顯著性檢驗表明：F回歸（1，20）=2.11，X1的F值=6.08，X12的F值=4.48，X32的F值=6.34，X1X3的F值=3.32，X1X4的F值= 3.76，X3X5的F值=6.75。因而，X1一次效應，X1、X3二次效應，X1X3、X1X4和X3X5的一級互作效應均顯著［8-11］。

采用“降維法”進行分析，固定其他4個因子取零水平，得到另一因子與種子產量的關系方程如下［12-16］：

式中，Y1、Y2、Y3、Y4和Y5分別表示其他因子取0水平時，播種量、有機肥、氮肥、磷肥和鉀肥與種子產量關系式。

從方程（3）和圖1、方程（5）和圖3、方程（6）和圖4中均可知，當播種量為3.75～7.5kg·hm-2、或氮肥施用量為0～225kg·hm-2、或磷肥施用量為300～525kg·hm-2（編碼值均為-2～0）時，威寧球莖草蘆種子產量與播種量、氮肥施用量、磷肥施用量間均成負效應，即隨著播種量、氮肥或磷肥施用量的增加，種子產量均降低；當播種量為7.5～11.25 kg·hm-2、或氮肥施用量為225～450kg·hm-2、或磷肥施用量為525～750kg·hm-2（編碼值均為0～2）時，威寧球莖草蘆種子產量與播種量、氮肥、磷肥施用量均成正效應，即隨著播種量、氮肥、磷肥施用量的增加，種子產量均增加。當其他栽培條件不變，播種量為3.75kg·hm-2時，威寧球莖草蘆種子產量可達205.52kg·hm-2；或氮肥施用量為450 kg·hm-2時，種子產量可達195.58kg·hm-2；或磷肥施用量為300kg·hm-2時，種子產量可達166.02kg·hm-2。

從方程（4）和圖2中可知，有機肥施用量與種子產量間成正效應，即有機肥施用量在7 500～30 000 kg·hm-2時（編碼值為-2～2時），種子產量隨有機肥施用量的增加而增加，即當有機肥施用量為30 000kg·hm-2時，種子產量可達140.86kg·hm-2。

圖1 播種量與種子產量關系Fig.1 Relationship between seeding rate and seed yield

圖2 有機肥與種子產量關系Fig.2 Relationship between organic fertilizer and seed yield

圖3 氮肥與種子產量關系Fig.3 Relationship between nitrogen fertilizer and seed yield

圖4 磷肥與種子產量關系Fig.4 Relationship between phosphate fertilizer and seed yield

圖5 鉀肥與種子產量關系Fig.5 Relationship between potassium fertilizer and seed yield

從方程（7）和圖5中可知，鉀肥施用量與種子產量間成負效應，即有機肥施用量在225～450 kg·hm-2時（編碼值為-2～2時），其種子產量隨有機肥施用量增加而降低，即當鉀肥施用量為225 kg·hm-2時，種子產量可達142.54kg·hm-2。

據DPS統計軟件分析表明：在確定目標產量臨界值為152.62kg·hm-2時［8］，大于目標產量值的1 870個方案中，各因素在95%置信區間的取值水平分別為X1=-0.348～-0.213，X2=-0.064～0.064，X3=-0.117～0.021，X4=-0.106～0.021，X5=-0.105～0.020，即其相應農藝措施下威寧球莖草蘆種子產量分別為134.48～136.11、130.49～131.03、130.27～130.88、130.68～131.26和130.68～131.23kg·hm-2。

2.2.2 雙因子交互效應 由產量效應函數模型不難看出，各因素間存在一定交互效應，但只有X1X3、X1X4、X3X5的互作作用達到顯著或極顯著水平，因此，生產中應注意氮肥、磷肥、鉀肥的配合施用。

采用“降維法”［16］，得到高產優化栽培條件下的互作效應產量子模型為：

式中，Y1，3表示播種量與氮肥兩因子交互作用下的種子產量關系式；Y1，4表示播種量與磷肥兩因子交互作用下的種子產量關系式；Y3，5表示氮肥與鉀肥兩因子交互作用下的種子產量關系式。

氮肥與播種量兩個變量在交互效應中均起作用（表3）。在同一播種量下，施氮水平高低對產量的影響較大，即施氮肥水平在0～2，種子產量逐漸增加；而施氮肥水平在-2.0～-0.5，種子產量逐漸降低。在同一氮肥水平下，播種量高低對產量影響也較大，即播種量在-2.0～-0.5，種子產量逐漸降低，而播種量在0～2，種子產量是增加的。當增加播種量到較高水平，施氮水平控制在-2.0～-0.5，種子產量較高且較穩定（變異系數小）。即當播種量為11.25kg·hm-2（編碼值為2），施氮量為0（編碼值為-2）時，種子產量達313.54kg·hm-2。

磷肥與播種量兩個變量在交互效應中均起作用（表4）。在同一播種量下，施磷水平高低對產量影響較大，即施磷水平在-2.0～-0.5，種子產量逐漸降低；在0水平時，種子產量不變；施磷肥水平在0.5～2.0，種子產量逐漸增加。在同一磷肥水平下，隨著播種量的增加，種子產量有增有減，即磷肥在0水平時，種子產量不隨播種量的變化而變化；磷肥在0.5～2.0的同一水平時，種子產量隨播種量的增加而降低較明顯；磷肥在-0.5～-2.0的同一水平時，種子產量隨播種量的增加而增加。當增加播種量到較高水平，施磷水平控制在-2.0～-1.5，種子產量較高且較穩定（變異系數小）。即當播種量為11.25kg·hm-2（編碼值為2），施磷量為300 kg·hm-2（編碼值為-2）時，種子產量達263.64 kg·hm-2。

當鉀肥控制在較低水平-2～0時，隨著氮肥施用量的增加，種子產量逐漸降低；當鉀肥控制在較高水平0.5～2.0時，隨著氮肥施用量的增加（表5），種子產量逐漸增加。而當兩因子均控制在最低（編碼值為-2）或最高（編碼值為2）水平時，可使種子產量穩定在較高水平，即261.89kg·hm-2處。

2.3 模型栽培管理因子尋優結果 根據主要因子與雙因子交互效應分析，并用DPS軟件對其數學模型進行模擬優化，結果表明：在播量為3.75 kg·hm-2、有機肥為7 500kg·hm-2、尿素為450 kg·hm-2、磷肥為750kg·hm-2、鉀肥為450 kg·hm-2的試驗條件下，威寧球莖草蘆種子產量達449.50kg·hm-2，獲得高產的目標。

2.4 經濟效益分析 根據2010年市場價格，威寧球莖草蘆種子按批發價150元·kg-1計算（市場上其種子稀缺），有機肥按0.30元/kg、尿素按2.0元·kg-1、硫酸鉀按3.3元·kg-1、磷肥按0.54元·kg-1計算，在獲得種子高產的同時，其最高經濟效益產值可達67 414.5元·hm-2，只計算肥料和種子投資，其他費用不列入成本時，則草種純收入可達61 812.0元·hm-2。

表3 播量（X1）與氮肥（X3）交互效應Table 3 Interaction between sowing rate（X1）and nitrogen fertilization（X3）

表4 播量（X1）與磷肥（X4）交互效應Table 4 Interaction of sowing rate（X1）and phosphorus fertilization（X4）

表5 氮肥（X3）與鉀肥（X5）交互效應Table 5 Interaction of nitrogen（X3）and potassium fertilization（X5）

3 小結

1）通過試驗建立了威寧球莖草蘆種子產量與播種量、有機肥、氮肥、磷肥和鉀肥施用量之間關系的優化數學模型，模型的擬合性好。

2）對模型進行效應分析可知，影響威寧球莖草蘆種子產量大小順序為播種量＞尿素＞有機肥＞磷肥＞鉀肥。起主導作用的是播種量和氮肥間、播種量和磷肥間、氮肥和鉀肥間的互作效應，應將二者控制在一個適宜水平；同時，各因子對產量均具有一定的相互促進和抑制作用，因而，必須注意施底肥的同時，合理搭配施用氮肥、磷肥和鉀肥，以獲得高產的目的。

3）根據模型模擬優化尋優結果，在播種量為3.75kg·hm-2、有機肥為7 500kg·hm-2、尿素為450kg·hm-2、磷肥為750kg·hm-2、鉀肥為450 kg·hm-2的組合條件下，種子產量達449.32 kg·hm-2，其經濟效益最大。因而，該專題的實施為貴州開展威寧球莖草蘆種子規模化生產提供了一定的參考依據。

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Optimum conditions of cultivation for seed production of Phalaristuberosacv.Weining

LUO Tian-qiong1，LONG Zhong-fu1，MO Ben-tian1，LUO Dong-ju2，WU Jia-hai1，LIU Mei-xia1
（1.Guizhou Pratacultural Institute，Guiyang 550006，China；2.Development Centre of Leishan County Grassland and Ecological Animal Husbandry，Leishan 557100，China）

A method of quadratic regression orthogonal rotation design was used to establish mathematical models for studying the relationships between seed yield ofPhalaristuberosacv.Weining and five main cultivation factors（sowing rate，organic，nitrogen，phosphate and potash fertilizer）in 2008-2010.The results indicated that the order of the impact of various factors to the seed yield was the sowing rate＞nitrogen fertilizer＞organic fertilizer＞phosphate fertilizer＞potassium fertilizer.The analysis of two-factor interaction effects showed that the interaction effects between the seeding rate and nitrogen fertilizer；the seeding rate and the phosphorus fertilizer；or the nitrogen and the potassium fertilizer were more significant ot the seed yield.The optimum cultivation conditions for seed production ofP.tuberosacv.Weining were：sowing rate 3.75kg·hm-2，organic fertilizer 7 500kg·hm-2，nitrogenous fertilizer 450 kg·hm-2，phosphate fertilizer 750kg·hm-2and potash fertilizer 450kg·hm-2.The highest seed yield was obtained at 449.50kg·hm-2.

Phalaristuberosacv.Weining；seed；high yield；fertilizer efficiency；optimum cultivation

LUO Tian-qiong E-mail：Ltq19691102＠163.com

S816；S3-33

A

1001-0629（2012）03-0471-07

2011-05-03 接受日期：2011-10-10

貴州省科技成果重點推廣計劃（黔科合字［2009］5022號）；貴州省農業科學院專項（黔農科院專項［2008］030號）；科技部成果轉化資金項目（2011GB2F200010）

羅天瓊（1969-），女（布依族），貴州獨山人，高級畜牧師，碩士，主要從事牧草育種與推廣利用研究。

E-mail：Ltq19691102＠163.com