氮、磷、鉀不同施肥水平對(duì)蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)的肥料效應(yīng)研究

張瑞清，孫曉，楊劍超，孫慶田，孫燕霞，姜中武

（山東省煙臺(tái)市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院，山東　煙臺(tái)　265500）

氮、磷、鉀不同施肥水平對(duì)蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)的肥料效應(yīng)研究

張瑞清，孫曉，楊劍超，孫慶田，孫燕霞，姜中武*

（山東省煙臺(tái)市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院，山東煙臺(tái)265500）

摘要：通過(guò)比較不同氮、磷、鉀施肥水平下生長(zhǎng)狀況的差異，研究了蘋(píng)果容器苗獲得最大生物量積累所需要的最佳施肥水平。試驗(yàn)以一年生“脫毒煙富3”蘋(píng)果苗為研究對(duì)象，采用三因素五水平二次正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)24個(gè)不同施肥處理。研究結(jié)果表明，不同氮、磷、鉀施用水平對(duì)蘋(píng)果容器苗木的各項(xiàng)生長(zhǎng)指標(biāo)產(chǎn)生顯著（P＜0.05）或極顯著（P＜0.01）的差異影響；利用SPSS19.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，建立了施肥水平與蘋(píng)果容器苗生物量積累之間的回歸模型，通過(guò)分析得出，在本試驗(yàn)條件下，氮、磷、鉀均對(duì)蘋(píng)果容器苗生物量累積產(chǎn)生一定的增效作用，其肥效順序?yàn)閤N＞xK＞xP，氮、磷、鉀交互效應(yīng)均表現(xiàn)為負(fù)作用，負(fù)作用的大小順序?yàn)閤NxK＞xNxP＞xPxK；氮對(duì)蘋(píng)果容器苗的生長(zhǎng)表現(xiàn)為正效應(yīng)，氮、鉀交互作用以及過(guò)量施用磷和鉀均會(huì)對(duì)苗木的生長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)作用；在本試驗(yàn)條件下，氮、磷、鉀施用水平分別為氮（N）43.33mg/L、磷（P2O5）28.28mg/L、鉀（K2O）93.94mg/L時(shí)，蘋(píng)果容器苗總生物量可以達(dá)到理論最大值（干重）94.334g/株。

關(guān)鍵詞：蘋(píng)果容器苗；施肥水平；生長(zhǎng)指標(biāo)；生物量；回歸模型

近年來(lái)，隨著煙臺(tái)蘋(píng)果產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，老果園重茬改造和更新?lián)Q代步法加快，蘋(píng)果容器苗木需求量逐年增加［1］。由于受生長(zhǎng)空間的限制，科學(xué)施肥是容器育苗的重要措施之一［2－3］。當(dāng)前容器苗培育多采用的隨水施肥技術(shù)消耗大量人力、物力和水資源，且易造成環(huán)境污染，如氮淋溶量高達(dá)50kg/hm2［4］。本文主要研究了特定基質(zhì)條件下，蘋(píng)果容器苗對(duì)氮、磷、鉀肥料的效應(yīng)特征，提出合理的施肥方案，建立了蘋(píng)果容器苗肥料效應(yīng)的數(shù)學(xué)模型，為生產(chǎn)中節(jié)約用肥及規(guī)模化作業(yè)提供技術(shù)參考。

1　材料與方法

采用三因素五水平二次正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，參照蘋(píng)果樹(shù)對(duì)氮、磷、鉀的需求范圍設(shè)計(jì)因素的上下限及零水平，試驗(yàn)因子（xN、xP、xK分別表示蘋(píng)果樹(shù)對(duì)N、P2O5、K2O需求的質(zhì)量濃度，單位：mg/L）及水平編碼見(jiàn)表1。所配營(yíng)養(yǎng)液中氮、磷、鉀養(yǎng)分由硝酸鈣、磷酸二氫鉀、磷酸氫二鉀和硫酸鉀等化學(xué)試劑提供，其他中、微量養(yǎng)分按照Hogland營(yíng)養(yǎng)液配方配制。

表1　氮、磷、鉀水平編碼值表Table1　Coding　values　of　control　variables　N，P　and　K

按表1編碼水平設(shè)置24個(gè)營(yíng)養(yǎng)液處理組合（詳見(jiàn)表2），其中處理1～8為各因素的上水平和下水平，處理9～14為各因素r水平，處理15～23為各因素零水平，1個(gè)空白對(duì)照CK。

表2　氮、磷、鉀不同施用水平對(duì)蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)性狀的影響Table　2　Impact　of　different　N，P　and　K　fertilizer　application　rates　on　the　growth　characters　of　apple　container　seedlings

續(xù)表2

試驗(yàn)于2014年3月中旬開(kāi)展，供試蘋(píng)果容器苗為1年生脫毒煙富3苗木（培養(yǎng)容器為直徑20cm、高30cm的無(wú)紡布袋，基質(zhì)為等體積配比的爐灰渣和腐熟果木屑）。試驗(yàn)開(kāi)始前，選取生長(zhǎng)狀況良好、株型整齊一致的苗木，并對(duì)苗木根系進(jìn)行修剪，保證根系大小及構(gòu)型基本一致，培養(yǎng)容器置于地上隨機(jī)排放，株距20cm，行距40cm。栽植完成后，每盆澆灌1L生根劑，促進(jìn)苗木生根。3月底統(tǒng)一定干50cm，定植后的苗木成活率為99%。苗木全生長(zhǎng)期避雨培養(yǎng)，常規(guī)管理（滴灌、除草、打藥和促分枝等）按習(xí)慣經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行。

試驗(yàn)中每處理設(shè)置重復(fù)15個(gè)（即15盆，每盆1株蘋(píng)果容器苗），共360盆。蘋(píng)果容器苗整個(gè)生長(zhǎng)季（4～10月共7個(gè)月）每月澆施營(yíng)養(yǎng)液2次，每次施用200mL/盆。

8月上旬對(duì)苗進(jìn)行光合速率（LI-6400XT光合儀，每處理測(cè)定15～20片葉）和葉綠素含量（手持式葉綠素儀，每處理測(cè)定10～15片葉）的測(cè)定。11月初對(duì)苗進(jìn)行采樣分析。從15個(gè)重復(fù)中選擇長(zhǎng)勢(shì)一致、健康的5株大苗，測(cè)定分枝、地莖和株高以后，破盆取樣、枝解和清除根系雜物，并將鮮葉、莖稈和根系帶回實(shí)驗(yàn)室處理，測(cè)定植株葉片、莖稈（不包括砧木）和新根生物量。

試驗(yàn)數(shù)據(jù)采用MicrosoftOfficeExcel2010整理后，利用SPSS19.0進(jìn)行方差和回歸分析。

2　結(jié)果與分析

2.1各施肥處理對(duì)蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)狀況的影響

各試驗(yàn)處理組合與蘋(píng)果容器苗基本生長(zhǎng)性狀表現(xiàn)結(jié)果見(jiàn)表2。可以看出，與對(duì)照相比，各施肥處理蘋(píng)果容器苗的生長(zhǎng)指標(biāo)（光合速率、葉綠素、分枝、地莖、高度、葉重、枝重、根重、總生物量和壯苗指數(shù)）均明顯增加。對(duì)照CK處理蘋(píng)果容器苗單株總生物量?jī)H56.7g/株，施肥處理較對(duì)照增重4.6～43.9g/株，平均增加26.1g/株。說(shuō)明施肥處理促進(jìn)了蘋(píng)果容器苗的生長(zhǎng)。

經(jīng)方差分析（表3）得知，不同氮、磷、鉀施用水平之間對(duì)蘋(píng)果容器苗木的生長(zhǎng)指標(biāo)產(chǎn)生了顯著（P＜0.05）和極顯著（P＜0.01）的差異影響。

表3　氮、磷、鉀不同施用水平對(duì)蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)性狀的方差分析Table　3　ANOVA　of　different　N，P　and　K　fertilizer　application　rates　on　growth　characters　of　apple　container　seedlings

通過(guò)對(duì)蘋(píng)果容器苗各生長(zhǎng)指標(biāo)的相關(guān)分析（表4）可以看出，除了株高外，蘋(píng)果容器苗總生物量與其他生長(zhǎng)指標(biāo)均表現(xiàn)為顯著或極顯著相關(guān)性。為進(jìn)一步分析不同施肥水平對(duì)蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)的影響，本文以蘋(píng)果容器苗總生物量為因變量進(jìn)行肥料效應(yīng)的回歸分析。

表4　蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)指標(biāo)相關(guān)分析Table　4　Correlation　analysis　of　growth　parameters　of　apple　container　seedlings

2.2肥料效應(yīng)回歸模型的建立與解析

依據(jù)三因素二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)結(jié)構(gòu)矩陣，利用SPSS19.0軟件分析得到方程中各項(xiàng)總體偏回歸系數(shù)，建立了蘋(píng)果容器苗總生物量與氮、磷、鉀三要素的肥料效應(yīng)模型

Y＝91.732＋4.001xN＋1.469xP＋1.936xK－3.741xNxP－5.893xNxK－0.663xPxK－2.826xN2－7.852xP

2－4.513xK2。

（1）

對(duì)方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)（表5），F(xiàn)＝4.385＞F0.01（9，65）＝2.693，回歸方程達(dá)到極顯著水平，說(shuō)明方程是有效的。

表5　回歸模型有效性檢驗(yàn)Table　5　ANOVA　of　the　regressivemodel　equation

為直觀起見(jiàn)，將xN、xP、xK因子編碼值代入方程（1）求得模擬理論值，如圖1可以看出，方程曲線與理論值擬合良好，兩組觀測(cè)值相關(guān)系數(shù)R＝0.922，極顯著（P＜0.01）相關(guān)。

圖1　蘋(píng)果容器苗總生物量回歸理論值與實(shí)測(cè)值的擬合Fig.1　Regression　fitting　of　the　theoretical　andmeasured　values　of　apple　container　seedlings　total　biomass

方程式（1）中Y為蘋(píng)果容器苗總生物量（g/株），xN、xP、xK因子編碼值［－1.682，1.682］。從回歸方程可以看出，N、P2O5、K對(duì)蘋(píng)果容器苗的生長(zhǎng)均表現(xiàn)為正作用，且作用大小為xN＞xK＞xP，但三者的交互效應(yīng)均表現(xiàn)為負(fù)作用，且負(fù)作用的大小順序?yàn)閤NxK＞xNxP＞xPxK，同時(shí)過(guò)量施用氮、磷、鉀（方程二次平方項(xiàng)為負(fù)值）都會(huì)對(duì)苗木的生長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

對(duì)方程中各回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)（如表6），xN、xNxK、xP2、xK2的回歸系數(shù)達(dá)到顯著（P＜0.05）或極顯著（P＜0.01）水平，剔除不顯著項(xiàng)xP、xK、xNxP、xPxK、xN2，同時(shí)對(duì)常數(shù)項(xiàng)進(jìn)行中心化，得到新的回歸方程：

對(duì)方程（2）進(jìn)行擬合檢驗(yàn)，F(xiàn)＝3.983＞F0.01（16，58）＝2.326，表明回歸方程擬合良好，能簡(jiǎn)單且更好地反應(yīng)蘋(píng)果容器苗的總生物量變化。

方程式（2）說(shuō)明xN因子對(duì)蘋(píng)果容器苗的生長(zhǎng)表現(xiàn)為顯著正效應(yīng)，xNxK交互作用以及過(guò)量施用磷（xP2）和鉀（xK2）對(duì)蘋(píng)果容器苗的生長(zhǎng)均表現(xiàn)為顯著負(fù)效應(yīng)。

表6　蘋(píng)果容器苗總生物量回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)Table　6　Regression　coefficients　of　apple　container　seedlings　total　biomass　and　their　significance　test

2.3最佳施肥水平的確定

邊際效應(yīng)能夠反映各因素的最佳施肥水平，將原量綱：

代入回歸模型（2）得到新的回歸方程：

由于方程（3）的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，說(shuō)明必有極值點(diǎn)，分別對(duì)xN′、xK′求偏導(dǎo)：

求解后得出xN′＝43.33mg/L，xK′＝93.94mg/L。

將Y中心值、xN′、xK′代入方程（3）計(jì)算得出xP′＝28.28mg/L即，當(dāng)試驗(yàn)三因素的施肥水平分別為xN＝43.33mg/L、xP＝28.28mg/L、xK＝93.94mg/L時(shí)，蘋(píng)果容器苗總生物量可以達(dá)到理論最大值（干重）94.334g/株，與實(shí)際最大值94.6相近，是未施肥對(duì)照蘋(píng)果容器苗總生物量（干重）56.721g/株的1.66倍。

3　討論

本研究采用三因素五水平二次正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)研究不同氮、磷、鉀施用水平對(duì)蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)的影響，依據(jù)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果建立了氮、磷、鉀三因子對(duì)蘋(píng)果容器苗生物量累積的數(shù)學(xué)模型。通過(guò)模型分析得出，試驗(yàn)條件下，氮、磷、鉀對(duì)蘋(píng)果容器苗生物量累積均產(chǎn)生一定的增效作用，其肥效順序?yàn)閤N＞xK＞xP；氮、磷、鉀交互效應(yīng)均表現(xiàn)為負(fù)作用，負(fù)作用的大小順序?yàn)閤NxK＞xNxP＞xPxK；過(guò)量施用氮、磷、鉀會(huì)對(duì)苗木的生長(zhǎng)帶來(lái)負(fù)作用；尤其氮對(duì)蘋(píng)果容器苗的生長(zhǎng)表現(xiàn)為顯著正效應(yīng)，氮、鉀交互作用以及過(guò)量施用磷和鉀均表現(xiàn)為顯著負(fù)效應(yīng)。

不合理的氮、磷、鉀比例不但起不到促苗生長(zhǎng)作用，還可能抑制苗木的發(fā)育。氮、磷、鉀之間的交互作用在一定程度上對(duì)蘋(píng)果容器苗木的生長(zhǎng)是不利的，尤其氮、鉀兩因素的搭配很重要。研究認(rèn)為氮、磷、鉀的互作對(duì)植物產(chǎn)量/生物量有顯著影響［5－7］，氮、鉀在植物代謝過(guò)程中有互補(bǔ)作用，不適宜的氮/鉀比例會(huì)阻礙植物的生長(zhǎng)發(fā)育［8－9］。

本研究通過(guò)回歸方程邊際效應(yīng)計(jì)算得出，在本試驗(yàn)條件下，于蘋(píng)果容器苗生長(zhǎng)季（4～10月）施用營(yíng)養(yǎng)液200mL/盆，每月澆施2次，氮、磷、鉀的最佳施用水平分別為氮43.33mg/L、磷28.28mg/L和鉀93.94mg/L，蘋(píng)果容器苗總生物量理論最大值（干重）94.334g/株。

參考文獻(xiàn)：

［1］張瑞清，楊劍超，孫曉，等.不同容器和配方基質(zhì)對(duì)蘋(píng)果苗生長(zhǎng)的影響［J］.山東科學(xué)，2015，28（5）：91－96.

［2］鄧煜，劉志峰.溫室容器育苗基質(zhì)及苗木生長(zhǎng)規(guī)律的研究［J］.林業(yè)科學(xué)，2000，36（5）：33－39.

［3］鄧華平，王正超，耿賡.不同氮、磷、鉀量對(duì)金葉榆容器苗生長(zhǎng)效果的比較［J］.中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報(bào)，2009，29（5）：62－66.

［4］DUMROESERK，PINTOJR，JACOBSDF，etal.Subrrigationreduceswateruse，nitrogenlossandmossgrowthinacontainernursery［J］.NativePlantsJournal，2006，7（3）：253－261.

［5］許石昆，高森，吳瓊芬，等.氮磷鉀不同施肥量對(duì)結(jié)球甘藍(lán)產(chǎn)量的肥料效應(yīng)研究［J］.云南農(nóng)業(yè)科技，2008（6）：16－19.

［6］張朝軒，謝祝捷，姚政，等.氮磷鉀平衡施肥對(duì)出口青花菜產(chǎn)量和成品率的效應(yīng)研究［J］.上海農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2007，23（3）：22－25.

［7］汪本福，黃金鵬，羅昆，等.氮、磷、鉀配施對(duì)超級(jí)稻產(chǎn)量的肥料效應(yīng)［J］.湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2013，52（24）：5990－5995.

［8］王偉妮，魯劍巍，何予卿，等.氮、磷、鉀肥對(duì)水稻產(chǎn)量、品質(zhì)及養(yǎng)分吸收利用的影響［J］.中國(guó)水稻科學(xué)，2011，25（6）：645－653.

［9］高志紅，陳曉遠(yuǎn)，林昌華，等.不同施肥水平對(duì)木薯氮磷鉀養(yǎng)分積累、分配及其產(chǎn)量的影響［J］.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011，44（8）：1637－1645.

ImpactofdifferentN，P，Kapplicationratesonapplecontainerseedlinggrowth

ZHANGRui-qing，SUNXiao，YANGJian-chao，SUNQing-tian，SUNYan-xia，JIANGZhong-wu*

（YantaiAcademyofAgriculturalSciences，Yantai265500，China）

Abstract：WeaddressedtheoptimalN，PandKapplicationratestogainthemaximumbiomassaccumulationofapplecontainerseedlingsbycomparisonofgrowthdistinctionsoftheirdifferentapplicationrates.Wealsodesigned24differentcombinationsofN，PandKnutrientstreatmentwiththreefactorsfivelevelsquadraticorthogonalrotationdesignwithone-yearlivingapplecontainerseedlingsasexperimentalsubjects.ResultsshowthatdifferentN，PandKapplicationrateshavesignificant（P＜0.05）orextremelysignificant（P＜0.01）effectsonthegrowthcharactersofapplecontainerseedlings.WeconstructedaregressivemodelbetweenN，PandKapplicationratesandbiomassaccumulationofapplecontainerseedlingswithSPSS19.0asastatisticalanalysistool.AnalysisresultsdemonstratethatN，PandKapplicationratesallhavepositiveeffectsonthebiomassaccumulationofapplecontainerseedlingswithanorderofxN＞xK＞xP.However，theinteractionsamongN，P，KapplicationratesalldisplaynegativeeffectsbyanorderofxNxK＞xNxP＞xPxK.ApplicationrateofNhaspositiveeffect，buttheinteractionsbetweenNandKapplicationrateandexcessiveapplicationofPandKcausenegativeeffectsonthegrowthofapplecontainerseedlings.OptimalapplicationrateofN，P2O5andK2Oarerespectively43.33mg/L，28.28mg/Land93.94mg/L，basedonwhichthetotalbiomassofapplecontainerseedlingscanattainthetheoreticalmaximumof94.334g/plant.

Keywords：applecontainerseedling；applicationrate；growthcharacters；biomass；regressionmodel

中圖分類號(hào)：S661.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-4026（2016）01-0098-07

DOI：10.3976/j.issn.1002－4026.2016.01.017

收稿日期：2015-03-01

基金項(xiàng)目：山東省2013年度農(nóng)業(yè)重大應(yīng)用技術(shù)創(chuàng)新課題；山東省現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系水果創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)建設(shè)專項(xiàng)（SDAIT-03-022-02）

作者簡(jiǎn)介：張瑞清（1977－），女，博士，農(nóng)藝師，研究方向?yàn)楣麡?shù)施肥技術(shù)及農(nóng)林廢棄物綜合利用。Email：zrqnancy＠sina.com

*通訊作者，姜中武（1960－），男，研究員，碩士生導(dǎo)師。Email：jiangzhongwu＠163.com