不同密度及施肥措施對玉米新品種三峽玉9號產(chǎn)量的影響

張 健 馮云超 余志江 張興端 霍仕平 晏慶九 向振凡 張芳魁

（重慶三峽農(nóng)業(yè)科學(xué)院，萬州404155）

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不同密度及施肥措施對玉米新品種三峽玉9號產(chǎn)量的影響

張 健 馮云超 余志江 張興端 霍仕平 晏慶九 向振凡 張芳魁

（重慶三峽農(nóng)業(yè)科學(xué)院，萬州404155）

摘要：采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計，建立了玉米新品種三峽玉9號高產(chǎn)栽培數(shù)學(xué)模型，研究了玉米產(chǎn)量與種植密度、氮肥、磷肥、鉀肥、鋅肥5因素的定量關(guān)系，解析了各因素對總產(chǎn)量的主效應(yīng)及互作效應(yīng)。結(jié)果表明，各因素對三峽玉9號產(chǎn)量的影響大小為：施鉀量（X4）>種植密度（X1）>施氮量（X2）>施磷量（X3）>施鋅量（X5），并篩選了每hm2產(chǎn)量8426.92kg以上農(nóng)藝措施最優(yōu)組合方案是：密度55404~57192株，施氮肥（尿素）495.96~518.16kg、磷肥（過磷酸鈣）579.90~604.05kg、鉀肥（氧化鉀）103.688~109.425kg和鋅肥（硫酸鋅）2.589~2.834kg。

關(guān)鍵詞：玉米；高產(chǎn)栽培；旋轉(zhuǎn)設(shè)計；數(shù)學(xué)模型

西南玉米帶是我國第三大玉米種植帶，本區(qū)地形地貌多樣，生態(tài)條件復(fù)雜，大多數(shù)玉米種植區(qū)域土壤瘠薄，目前生產(chǎn)上可供選擇的耐瘠抗旱、豐產(chǎn)性和適應(yīng)性好的高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)雜交玉米品種較少，加之在生產(chǎn)上農(nóng)民習(xí)慣種植“稀大窩”，偏施氮肥，不習(xí)慣氮、磷、鉀肥配合施用，導(dǎo)致土壤營養(yǎng)元素特別是微量元素失衡，常出現(xiàn)一系列缺素癥狀，影響玉米的生長發(fā)育，導(dǎo)致產(chǎn)量不高[1-3]。三峽玉9號是重慶三峽農(nóng)科院育成的雜交玉米新品種，于2012年和2013年分別通過重慶市和國家審定；2010-2011年參加重慶市區(qū)域試驗(yàn)，平均產(chǎn)量561.2kg/667m2，比對照渝單8號增產(chǎn)10.68%；2011-2012年參加國家西南春玉米品種區(qū)域試驗(yàn)，2年平均產(chǎn)量629.4kg/667m2，比對照增產(chǎn)6.9%。同時參加2012年西南春玉米生產(chǎn)試驗(yàn)，平均產(chǎn)581.8kg/667m2，比對照渝單8號增產(chǎn)11.1%。三峽玉9號是同期重慶市區(qū)試和國家西南區(qū)試參試品種中對山區(qū)環(huán)境條件適應(yīng)性特強(qiáng)、穩(wěn)產(chǎn)性表現(xiàn)最好、飼用品質(zhì)優(yōu)良的品種。為加速該品種推廣應(yīng)用步伐，通過開展種植密度和施肥（N、P、K、Zn）等綜合農(nóng)藝措施對三峽玉9號產(chǎn)量影響的研究，為大面積高產(chǎn)栽培提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 供試材料及試驗(yàn)地概況 供試材料為重慶三峽農(nóng)業(yè)科學(xué)院選育的國家審定的玉米新品種三峽玉9號。試驗(yàn)于2014年4-8月在重慶三峽農(nóng)業(yè)科學(xué)院梁平基地（海拔765m）進(jìn)行，土質(zhì)為石灰性壤土，有機(jī)質(zhì)含量16.1g/kg、有效氮59.31mg/kg，有效磷46.78mg/kg，有效鉀177.96mg/kg，有效鋅0.52mg/kg。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計 試驗(yàn)采用五元二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計，以種植密度（X1）、施氮量（X2）、施磷量（X3）、施鉀量（X4）和施鋅量（X5）為參試因子，變量設(shè)計水平及編碼見表1。隨機(jī)排列，4行區(qū)，行長4m，小區(qū)面積13.6m2，36個小區(qū)。4月15日直播，5月2日定苗，每窩2株。各小區(qū)單獨(dú)施肥，其中氮肥（尿素含純N 46%）按1∶2∶2比例在苗期、拔節(jié)期、孕穗期分3次施用；磷肥（過磷酸鈣含P2O512%）作為底肥一次性施用；鉀肥（氯化鉀含K2O 60%）、鋅肥（硫酸鋅，化學(xué)純ZnSO4·7H2O）在苗期作追肥一次性施用。8月16日每小區(qū)收獲中間2行測產(chǎn)。

表1 試驗(yàn)因子設(shè)計水平及編碼

1.3 數(shù)據(jù)處理 采用Excel 2003進(jìn)行數(shù)據(jù)整理，數(shù)據(jù)處理及分析采用DPS軟件[2]。

2 結(jié)果與分析

2.1 回歸模型建立與分析 試驗(yàn)方案及試驗(yàn)結(jié)果平均值見表2，按五元二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計的統(tǒng)計方法[1]，得到雜交玉米新品種三峽玉9號產(chǎn)量（Y）與試驗(yàn)因素（Xi）之間的回歸模型：

對回歸方程進(jìn)行方差分析結(jié)果見表3，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明失擬性不顯著，回歸關(guān)系極顯著，說明二次回歸方程擬合得較好。通過系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，在0.1水平上，將不顯著項(xiàng)剔除，得到方程：

對該模型進(jìn)行方差分析結(jié)果見表3，失擬項(xiàng)的F1=0.299F0.05（20，15）=2.33，達(dá)到顯著水平，復(fù)相關(guān)系數(shù)R2=0.8009，達(dá)到極顯著水平，表明試驗(yàn)數(shù)據(jù)與采用的模型擬合較好，回歸模型有效，可以進(jìn)行深化分析和預(yù)測。同時，對各個回歸系數(shù)進(jìn)行了顯著性測驗(yàn)，顯著水平標(biāo)注在方程中。

表2 正交旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)結(jié)構(gòu)矩陣及結(jié)果

2.2 效應(yīng)分析

2.2.1 主要因素效應(yīng)分析 固定其中4個因素為0水平，可以導(dǎo)出另一因素與產(chǎn)量關(guān)系的回歸子模型，分別為：

根據(jù)偏回歸系數(shù)絕對值大小可以直接判明各因素對三峽玉9號產(chǎn)量的影響大小為：施鉀量（X4）>種植密度（X1）>施氮量（X2）>施磷量（X3）>施鋅量（X5）。

對方程進(jìn)行解析，其中在氮肥[-2，0]、磷肥[-2，0]、鉀肥[-2，0]、密度[-2，0.5]、鋅肥[-2，1]區(qū)域內(nèi)為增函數(shù)，隨著密度和施肥量的增加，玉米產(chǎn)量相應(yīng)提高（圖1）。

表3 試驗(yàn)結(jié)果方差分析

圖1 主效應(yīng)分析

將不同水平值分別代入上述方程得出其對應(yīng)的產(chǎn)量值，密度取不同編碼值，對產(chǎn)量的影響很大，并在編碼為0水平產(chǎn)量達(dá)到最大值，比編碼-2時產(chǎn)量增加20.72%。這說明在西南山區(qū)“稀大窩”的種植習(xí)慣是導(dǎo)致玉米單產(chǎn)上不去的主要原因，只有適當(dāng)增加種植密度才能獲得更多的群體產(chǎn)量。

2.2.2 邊際效應(yīng)分析 對各回歸子模型求一階導(dǎo)數(shù)，可分析各因素的邊際效應(yīng)。即指某一因素變量每增加一個單位時的產(chǎn)量。

將各因素的不同編碼代入時，得到如下邊際產(chǎn)量效應(yīng)（表4）。從表4可以看出，當(dāng)某因素取-2水平時（除該因素外其余因素均取0水平），各因素對產(chǎn)量的影響順次為X1>X4>X3>X2>X5；當(dāng)某因素取2水平時，各因素對產(chǎn)量的影響順次為X1>X3>X4>X2>X5。

從表4還可以看出，在低水平時，各因素的邊際產(chǎn)量較大，隨著因素水平的增加，邊際產(chǎn)量降低，即表現(xiàn)出報酬遞減的趨勢，其中密度、氮肥、磷肥、鉀肥、鋅肥分別在0.320、1.007、0.375、0.659、0.149水平時邊際產(chǎn)量為0，之后再隨著各因素水平的增加邊際產(chǎn)量為負(fù)。

表4 各因素的邊際產(chǎn)量效應(yīng)

2.2.3 互作效應(yīng)分析 玉米產(chǎn)量的形成是各因素共同作用的結(jié)果，只有進(jìn)行因素間互作效應(yīng)的分析，才能較客觀地揭示其內(nèi)在聯(lián)系，為科學(xué)地尋求三峽玉9號最佳農(nóng)藝組合方案提供科學(xué)依據(jù)。選擇對三峽玉9號產(chǎn)量結(jié)果影響顯著的交互項(xiàng)，固定其中3個因素為0水平，導(dǎo)出另2個因素與產(chǎn)量關(guān)系的回歸子模型。

根據(jù)以上子模型可計算兩因素在不同水平搭配時的產(chǎn)量效應(yīng)（表5~8）。從表5可知，X1與X3的交互效應(yīng)的最高點(diǎn)出現(xiàn)在（-2，-1），說明降低密度只有配施低磷量易于獲得高產(chǎn)；而最低點(diǎn)出現(xiàn)在（2，-2），表明高密度低施磷量配合是不行的。同時還可以看出，高密度下各施磷量組合均不能獲得高產(chǎn)。

表5 X1與X3（密度×施磷量）搭配時的產(chǎn)量效應(yīng)

從表6可見，X4從-2~2水平，產(chǎn)量最高點(diǎn)出現(xiàn)在（1，-1），表明適當(dāng)增加密度和適中的施鉀量易于增產(chǎn)；產(chǎn)量最低點(diǎn)在（-2，-2），表明低密度和施鉀量均較低易引起減產(chǎn)。同時還可以看出，適中的高密度配合各施鉀量均易獲得高產(chǎn)。

表6 X1與X4（密度×施鉀量）搭配時的產(chǎn)量效應(yīng)

從表7可以看出，X5從-2~2水平，產(chǎn)量最高點(diǎn)出現(xiàn)在（-2，-2），表明密度越低需要施越低鋅量，易于增產(chǎn)；產(chǎn)量最低點(diǎn)在（2，-2），表明低施鋅量下提高密度反而引起減產(chǎn)。同時還可以看出，低密度配合低施鋅量和高密度配高施鋅量產(chǎn)量才好。

表7 X1與X5（密度×施鋅量）搭配時的產(chǎn)量效應(yīng)

從表8可知，X5從-2~2水平的產(chǎn)量最高點(diǎn)出現(xiàn)在（2，-1），表明在本試驗(yàn)中高施氮量條件下，只有減少施鋅肥才獲得高產(chǎn)，但是如果施氮量和施鋅量均較少，則難以獲得高產(chǎn)。

表8 X2與X3（施氮量×施磷量）搭配時的產(chǎn)量效應(yīng)

2.2.4 技術(shù)方案的模擬尋優(yōu) 采用頻數(shù)分析法，利用上述回歸方程，在變量的約束區(qū)域-2≤Xi≤2內(nèi)，各因素均取步長值1進(jìn)行模擬，在55=3125套組合方案中，每hm2玉米產(chǎn)量在8426.92kg以上的有841套，占26.91%。在P=5%的概率下，各試驗(yàn)因素的取值頻次及范圍見表9。

表9 玉米產(chǎn)量大于8426.92kg/hm2的單因子水平頻次分析

綜上所述，在本試驗(yàn)條件下，三峽玉9號以每hm2產(chǎn)量在8426.92kg以上為目標(biāo)，農(nóng)藝措施優(yōu)化方案為：每hm2種植密度55404~57192株，施氮肥（尿素）495.96~518.16kg、過磷酸鈣579.90~604.05kg、鉀肥（KCl）103.688~109.425kg和鋅肥（ZnSO4）2.589~2.834kg等，三峽玉9號可獲得較高的產(chǎn)量。

3 結(jié)論

密度、N、P、K、Zn 5種因素均對三峽玉9號產(chǎn)量有影響，回歸方程分別達(dá)到極顯著和顯著水平，密度、尿素、過磷酸鈣、KCl、ZnSO4處理范圍每hm2分別為55404~57192株、495.96~518.16kg、579.90~604.05kg、103.688~109.425kg、2.589~2.834kg等，則三峽玉9號有95%概率產(chǎn)量大于8426.92kg/hm2。

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收稿日期：（2015-10-27）

基金項(xiàng)目：重慶市農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化資金（cstc2013jcsf-nycgzh80006）；重慶市“十二五”攻關(guān)項(xiàng)目（cstc2012ggC80006，cstc2012ggC80007）