基于“3414”模型對甜玉米氮磷鉀效應的研究

熊漢鋒+熊又升+張國斌

摘要：為探討不同氮、磷、鉀施肥配比及用量對甜玉米產量的影響，運用“3414”回歸最優設計原理，在武漢市漢南區現代農業試驗示范園設置甜玉米肥效試驗。各處理中，N2P3K2處理產量最高，達13 477.5 kg/hm2， N0P0K0處理不施肥時產量為10 870.5 kg/hm2，產量差異顯著；比較不同氮、磷、鉀肥用量的甜玉米產量，發現在3種肥料中2種肥料不變的條件下，單一提高另一種肥料的施用量，甜玉米的產量隨肥料用量的提高先上升后下降；對比氮、磷、鉀3因素的缺素處理，發現對甜玉米產量影響次序為鉀肥>氮肥>磷肥。施肥配比及施肥用量對甜玉米產量有著直接影響，鉀肥是影響該區甜玉米產量的主要因素。在生產上，甜玉米施肥時應考慮肥料的合理投入。

關鍵詞：“3414”田間試驗；甜玉米；配方施肥；產量

中圖分類號：S513 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2018）02-0041-04

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2018.02.011

Abstract： The research aimed to investigate the effects of different N，P，K fertilizer ratio and fertilizer amount on sweet maize yield. “3414” design theory was applied to set sweet maize fertilizer efficiency test in Hannan modern agricultural experiment and demonstration garden of Wuhan city. The yield of N2P3K2 was the highest，reaching 13 477.5 kg/hm2，when that of no fertilizer N0P0K0 treatment was 10 870.5 kg/hm2. The difference of yield was significant. Compared with the different dosage of nitrogen and phosphorus and potassium，it was found that while the other two fertilizes kept unchanged only increased a single use of another fertilizer，the sweet maize yields increased with the fertilizer at first and then decreased when continued to improve the amount of the fertilizer treatments. The results showed that the treatment without potassium had a notable effect on sweet maize yield. Contrasted with the nutrients deficiency no phosphorus treatment had less effect on sweet maize yield and no nitrogen treatment had minimal effect on sweet maize yield. Optimum fertilizing proportion of N，P and K fertilizer and fertilization amount had a direct impact on sweet maize yield. Potassium fertilizer was the key factors. It should be consideration of the reasonable application of fertilizer in fields.

Key words： “3414” field experiments； sweet maize； fertilization； yield

甜玉米因其具有豐富的營養、甜、鮮、脆、嫩的特色而深受各階層消費者青睞。隨著居民消費結構的調整，對甜玉米產品價值的了解加深，鮮食甜玉米消費將進一步擴大，且甜玉米產業將帶動區域農業經濟的發展。甜玉米生長量大、生長速度快，因而生長發育過程對肥料養分吸收需求量大，要求養分供應強度也高。在生產上化肥用量不斷加大，化肥利用率低、污染嚴重等現象普遍存在。氮、磷、鉀肥用量及配比不合理、養分利用效率下降等嚴重問題，是玉米產量低而不穩的重要原因[1]。近年來，隨著測土配方施肥項目的推進，不同農業生態區積累了大量的“3414”田間肥效試驗數據[2-5]。而應用“3414”田間試驗研究甜玉米施肥量、施肥配比的報道較少[6]。為此，本研究通過“3414”田間試驗研究甜玉米栽培的施肥量和施肥配比，達到提高肥料利用率、減少農民投入、增加經濟效益、保護生態環境的目的，為甜玉米科學施肥提供參考依據。

1 材料與方法

1.1 材料

試驗共設計1個“3414”試驗，重復3次。小區面積20 m2，采用隨機區組排列。試驗安排在武漢市漢南區現代農業試驗示范園鄧南街金城村，土壤有機質16.45 g/kg，堿解氮87.87 mg/kg，有效磷35.24 mg/kg，有效鉀159.67 mg/kg，pH 7.78。

供試作物品種為信甜彩糯。2015年7月18日整地施用基肥，7月20日播種，10月8日采收。endprint

1.2 試驗方案

“3414”試驗施肥方案：共設氮、磷、鉀3因素，4水平，共計14個處理：①N0P0K0、②N0P2K2、③N1P2K2、④N2P0K2、⑤N2P1K2、⑥N2P2K2、⑦N2P3K2、⑧N2P2K0、⑨N2P2K1、⑩N2P2K3、11N3P2K2、12N1P1K2、13N1P2K1、14N2P1K1

（下標為養分施用量水平，0水平表示不施，1水平養分施用量為2水平的一半，3水平為2水平的1.5倍；1水平養分施用量N 90 kg/hm2，P2O5 11.25 kg/hm2，K2O 22.5 kg/hm2）。P、K全部基施，N 60%基施，40%追施。

1.3 土樣化驗

pH采用電位法測定；有機質采用油浴加熱重鉻酸鉀氧化-容量法測定；堿解氮采用堿解擴散法測定；有效磷采用碳酸氫鈉提取-鉬銻抗比色法（Olsen法）測定；速效鉀采用乙酸銨浸提-原子吸收分光光度法測定。

1.4 數據處理

數據采用Microsoft Excel 2007和SAE 5.10處理分析。

2 結果與分析

2.1 不同施肥對甜玉米產量的影響

不同施肥量和不同量的配施對甜玉米產量的影響見表1。由表1可知，除N2P2K0處理外，其他施肥處理均比不施肥處理（N0P0K0）增產，產量最高的為N2P3K2處理，為13 477.5 kg/hm2，其次為N2P2K1處理，為13 171.5 kg/hm2，分別較不施肥處理增產23.98%和21.17%；產量最低的為N2P2K0處理，為10 806.0 kg/hm2，較不施肥處理增產-0.60%。所有N、P、K配合處理中，除N0P2K2、N1P2K2、N2P1K2、N2P2K0處理外，都比不施肥處理（N0P0K0）顯著增產。處理N3P2K2的養分總含量最高，但產量不是最高，表明甜玉米施肥與產量間回報遞減規律的存在。對試驗結果進行肥料效應回歸模型模擬，得到產量與肥料之間的數學模型為Y=730.19+14.65X1-0.81X12-13.67X2+30.08X22+17.78X3-15.92X32-5.90X1X2+3.85X1X3+11.21X2X3。其中，X1為N，X2為P，X3為K。復相關系數R=0.843 3，決定系數R2=0.989 8，F=42.964 9，差異顯著。表明參加試驗的14個處理在產量上差異達到顯著水平，氮、磷、鉀施用對甜玉米有顯著的增產效果。通過上述肥料效應模型，計算得到最佳施肥量產量為Y=12 367.5 kg/hm2，其中X1（N）=156 kg/hm2，X2（P）=12 kg/hm2，X3（K）=30 kg/hm2。

單因子效應分析由主效應模型得出各因子不同水平下的產量情況。當某兩個因子為零水平時，得到氮（N，X1）、磷（P，X2）、鉀（K，X3）單因子效應模型分別為Y=742.115+7.594 2X1-0.206 2X12、Y=839.035-100.935X2+57.555 6X22、Y=732.24+102.226 7X3-19.111 1X32。從一次項系數看，對產量的影響依次為K>N>P；從二次項看，其絕對值P>K>N。氮、磷、鉀肥施用量均表現為隨著施肥量增加，玉米產量先增加后下降。結合缺N、P、K的相對產量可以看出，鉀肥是甜玉米生產的重點控制因子，其次是氮肥。

2.2 不同氮、磷、鉀施肥水平對甜玉米產量的影響

在磷、鉀兩種養分處于當地最佳水平（2水平）時，僅對氮進行肥效分析。選用N0P2K2、N1P2K2、N2P2K2和N3P2K2處理研究甜玉米在最佳磷、鉀施用量下的氮肥效應。結果（圖1A）表明，甜玉米產量隨著施氮量的增加呈先上升而后下降的趨勢，即當氮肥施用量低于一定水平時，隨著施氮量的提高，甜玉米的產量不斷增加，但隨后再繼續增加氮肥的施用量，產量反而出現一定的下降。方差分析氮肥處理表明，N0P2K2與N1P2K2處理間差異不顯著（P>0.05）。N2P2K2和N3P2K2處理較N0P2K2、N1P2K2處理增產顯著。

在氮、鉀兩種養分處于當地最佳水平（2水平）時，僅對磷進行肥效分析。選用N2P0K2、N2P1K2、N2P2K2和N2P3K2處理研究甜玉米在最佳氮、鉀施用量下的磷肥效應。結果（圖1B）表明，甜玉米產量隨著施磷量的增加呈先下降而后上升的趨勢，N2P1K2、N2P2K2處理產量低于N2P0K2處理，N2P0K2與N2P2K2處理間無顯著差異（P>0.05）。N2P3K2處理與其他處理間差異顯著（P<0.05）。

在氮、磷兩種養分處于當地最佳水平（2水平）時，僅對鉀進行肥效分析。選用N2P2K0、N2P2K1、N2P2K2和N2P2K3處理研究甜玉米在最佳氮、磷施用量下的鉀肥效應。結果（圖1C）表明，玉米產量隨著施鉀量的增加呈先上升而后下降的趨勢，各施鉀肥處理與缺鉀處理間差異都達顯著水平（P<0.05）。

2.3 缺肥對甜玉米產量的影響

N0P0K0、N0P2K2、N2P0K2、N2P2K2、N2P2K0處理分別是無肥區、缺氮區、缺磷區、最佳施肥區、缺鉀區。地力貢獻率=無肥區產量/最佳施肥區產量×100%，通過圖2可算出該地塊的地力貢獻率為87.16%，說明在當地肥力水平下，肥料對產量的貢獻率只有12.84%。表明土壤肥力較高，施肥增產效應較低。相對產量=缺肥區產量/最佳施肥量區產量×100%。缺氮處理（N0P2K2）的相對產量為90.37%，說明在當地肥力水平下，氮肥對產量的貢獻率為9.63%。缺磷處理（N2P0K2）的相對產量為100.80%，說明在當地肥力水平下，磷肥對產量的貢獻微弱。缺鉀處理（N2P2K0）的相對產量為86.46%，說明在當地肥力水平下，鉀肥對產量的貢獻率為13.54%。由此可知，缺磷的相對產量>缺氮的相對產量>缺鉀的相對產量。表明在該試驗條件下，氮、磷、鉀三要素中鉀的增產效果最明顯，氮的增產效果次之，磷的增產效果不明顯。因此，鉀肥是決定當地甜玉米產量的關鍵肥料因素。endprint

3 小結與討論

通過對試驗點對應處理的甜玉米產量與施肥量進行回歸分析，建立氮（N，X1）、磷（P，X2）、鉀（K，X3）三元二次肥料效應函數為Y=730.19+14.65X1-0.81X12-13.67X2+30.08X22+17.78X3-15.92X32-5.90X1X2+3.85X1X3+11.21X2X3（r=0.84）。推薦本地區甜玉米產量為12 367.5 kg時的氮、磷、鉀肥最佳施用量分別為156、12、30 kg。氮、磷、鉀三大元素施肥量均低于廣州市的甜玉米最佳施肥量[6]。這可能是由于本試驗區土壤基礎肥力較高所致。

本研究結果表明，試驗地土壤基礎肥力貢獻率為87.16%，說明玉米產量對土壤基礎肥力依賴度較大，而施肥對產量的貢獻率僅為12.84%。在當地肥力水平下，氮、磷、鉀肥對產量的貢獻率分別為9.63%、-0.80%、13.54%。由此可知，在此地力水平下，鉀肥是決定玉米產量的關鍵因素，對玉米產量起決定性作用。試驗地土壤供磷能力較高。磷肥施用量過高會出現負收益現象。與廣東的趨勢一致[6]，廣東甜玉米產區土壤相對缺氮、鉀，但磷含量相對較高，廣東甜玉米產區施肥效益較高。

田間試驗結果表明，施肥配比及施肥量對甜玉米產量有著直接影響。缺素對甜玉米產量影響次序為鉀肥>氮肥>磷肥。在氮、磷、鉀3種肥料中的2種肥料保持不變的前提下，單一提高另一種肥料的施用量，玉米產量隨著肥料用量的逐漸提高而出現先提高后下降的趨勢。這與梁改梅等[7]研究山西普通玉米的結果一致。如果再繼續增加肥料的用量，反而會出現成本增加而減產的雙重損失，因此生產上應合理施用肥料，提高農民的經濟收益。

參考文獻：

[1] 孫文濤，汪 仁，安景文，等.平衡施肥技術對玉米產量影響的研究[J].玉米科學，2008，16（3）：109-111.

[2] 張朋妍，霍劍鋒，孟繁盛，等.不同肥料、施肥水平及施用方法對玉米產量、性狀及效益的影響[J].江蘇農業科學，2014，42（11）：119-122.

[3] 畢生斌，張國云，楊平芬，等.“3414”試驗對山地玉米產量影響及推薦施肥探索[J].熱帶農業科學，2015，35（3）：7-11.

[4] 沈學善，陳尚洪，陳紅琳.基于“3414”模型對川中丘陵區玉米氮磷鉀效應的研究[J].西南農業學報，2012，25（6）：2132-2137.

[5] 胡建軍，張月琴，溫學飛，等.基于“3414”模型研究寧夏鹽池縣玉米氮磷鉀施肥效應[J].水土保持研究，2011，18（4）：268-272.

[6] 張白鴿，李 強，陳瓊賢，等.廣東甜玉米施肥指標體系研究[J].廣東農業科學，2013（20）：67-70.

[7] 梁改梅，池寶亮，李娜娜，等.不同氮磷鉀施肥配比和施肥用量對玉米產量的影響[J].安徽農業科學，2014，42（25）：8573-8574， 8577.endprint