彭美鳳++鄭學(xué)敏++王友好

摘要 [目的]為給不同稻區(qū)土壤測(cè)土配方施肥提供理論指導(dǎo)。[方法]采用“3414”完全試驗(yàn)方案設(shè)計(jì)，研究了不同肥料效應(yīng)對(duì)水稻生長(zhǎng)發(fā)育以及產(chǎn)量、質(zhì)量等的影響。[結(jié)果]不同處理水稻田間長(zhǎng)勢(shì)表現(xiàn)具有一定的差異性。N、P、K肥配合施用對(duì)水稻產(chǎn)量有顯著影響，氮肥仍是影響產(chǎn)量的主要因子。P-K肥有正交互效應(yīng)，而N-P肥、N-K肥交互效應(yīng)不明顯。P、K單因素效應(yīng)不顯著，這可能與該試驗(yàn)地P、K含量水平較高有關(guān)。隨著施N量的增加，增施P、K肥產(chǎn)量雖有所增加但不顯著，單施N、P、K特別是過(guò)量施用，都不利于產(chǎn)量的提高。[結(jié)論]建立肥料效應(yīng)三元二次數(shù)學(xué)模擬議程：Y=393.012 1+17.374 5XN-0.421 6XP+2.521 6XK-1.135 3X2N+5.846 8X2P1.298X2K-0.621 9XNP+0.183 2XNK+2.415 1XPK，該方程可以預(yù)測(cè)最大施肥量和最佳施肥量，用于指導(dǎo)當(dāng)?shù)厮旧a(chǎn)。

關(guān)鍵詞 水稻；“3414”肥料試驗(yàn)；產(chǎn)量；經(jīng)濟(jì)效益；推薦施肥量

中圖分類號(hào) S511；S147.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1007-5739（2014）20-0015-02

近年來(lái)，隨著平衡施肥工作的開(kāi)展，水稻施肥技術(shù)有了很大的提高[1-2]。但是，部分產(chǎn)區(qū)目前仍然存在施肥不合理的現(xiàn)象，尤其是肥料利用率偏低[3-4]。要解決當(dāng)前生產(chǎn)中肥料施用不合理的現(xiàn)象，必須深入開(kāi)展測(cè)土配方工作，切實(shí)落實(shí)平衡施肥技術(shù)，達(dá)到減肥增效的目的。

肥料效應(yīng)田間試驗(yàn)是測(cè)土配方施肥的基礎(chǔ)，通過(guò)試驗(yàn)可以掌握各種肥料在銅陵市普濟(jì)圩農(nóng)場(chǎng)土壤上的增產(chǎn)效果和肥料利用率，摸清養(yǎng)分校正系數(shù)、土壤供肥量與農(nóng)作物需肥規(guī)律的關(guān)系，為建立水稻的氮、磷、鉀肥效模型和配方施肥提供科學(xué)依據(jù)[5-6]。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)在安徽省銅陵市普濟(jì)圩農(nóng)場(chǎng)農(nóng)科所試驗(yàn)地進(jìn)行，地勢(shì)平坦。土壤類型為馬肝土，含有機(jī)質(zhì)19.27 g/kg，全氮 0.85 g/kg，有效磷23.33 mg/kg，速效鉀200.43 mg/kg，有效鋅 0.72 mg/kg，pH值6.38。

1.2 試驗(yàn)材料

供試水稻品種：太湖糯。供試肥料：尿素（純N 46.4%）、磷酸二銨（P2O5 53%）、氯化鉀（K2O 60%）。

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

當(dāng)?shù)刈罴咽┓柿拷浦?，純N、P2O5、K2O 2水平用量分別為16.00、4.80、7.50 kg/666.67 m2，N∶P2O5∶K2O=1∶0.3∶0.47。1水平=2水平÷2，3水平=2水平×1.5。依據(jù)“3414”完全試驗(yàn)設(shè)計(jì)，共設(shè)置14個(gè)處理，具體施肥方案見(jiàn)表1。3次重復(fù)，隨機(jī)排列。根據(jù)肥料設(shè)計(jì)用量，事先稱好放置標(biāo)簽，待整好田后，播種前對(duì)應(yīng)小區(qū)撒施。磷、鉀肥全部作基肥一次性施用。氮肥用40%作基肥，30%作促蘗肥，30%作拔節(jié)孕穗肥。試驗(yàn)設(shè)純N、P2O5、K2O 3個(gè)因素，每個(gè)因素設(shè)0、1、2、3 4個(gè)水平，其中2水平人工栽秧，行距23.3 cm，株距16.5 cm，栽植密度為1.85萬(wàn)穴/666.67 m2，每穴栽4株苗，基本苗7.4萬(wàn)株/666.67 m2。各處理要求單灌單排，避免串灌串排，保證肥水不相互滲透。試驗(yàn)區(qū)四周設(shè)保護(hù)行，離田邊2 m以上。其他田間農(nóng)事操作嚴(yán)格按照農(nóng)場(chǎng)優(yōu)質(zhì)水稻生產(chǎn)技術(shù)規(guī)范執(zhí)行，化除及防病治蟲(chóng)等管理措施同其他大田管理，試驗(yàn)過(guò)程中基本無(wú)草害和病蟲(chóng)危害。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析方法

利用測(cè)土配方施肥“3414”試驗(yàn)專用分析器進(jìn)行肥料效應(yīng)模型分析，同時(shí)利用方差分析。

2 結(jié)果與分析

試驗(yàn)結(jié)果經(jīng)方差分析表明，不同N、P、K用量顯著影響太湖糯的產(chǎn)量，通過(guò)多重比較進(jìn)一步判斷各處理間的差異顯著性，結(jié)果如表2、3所示。可以看出，各水平施N處理都極顯著高于2個(gè)空白對(duì)照，即完全空白對(duì)照（處理1）和無(wú)氮空白對(duì)照（處理2）。各P、K處理都顯著高于完全空白對(duì)照（處理1），由此說(shuō)明氮、磷、鉀肥的合理施用對(duì)太湖糯的產(chǎn)量影響非常明顯。區(qū)組間差異顯著，說(shuō)明區(qū)組間土壤肥力有差別。

2.1 N、P、K三因素的產(chǎn)量效應(yīng)

為了明確N、P、K用量與太湖糯產(chǎn)量的關(guān)系，通過(guò)回歸分析建立了N、P、K用量編碼值（X）（碼值方案和結(jié)構(gòu)矩陣見(jiàn)表4）與太湖糯產(chǎn)量（Y）的關(guān)系模型，其函數(shù)表達(dá)式為：

Y=393.012 1+17.374 5XN-0.421 6XP+2.521 6XK-1.135 3 X2N+5.846 8X2P-1.298X2K-0.621 9XNP+0.183 2XNK+2.415 1XPK （1）

N、P、K對(duì)太湖糯產(chǎn)量的增產(chǎn)效應(yīng)表現(xiàn)為N>K>P，氮是主要限制因子，N、K的二次項(xiàng)均為負(fù)值，說(shuō)明它們的最高用量都過(guò)量，從而導(dǎo)致減產(chǎn)。此方程相關(guān)系數(shù)為0.957 3，說(shuō)明產(chǎn)量（Y）和N、P、K三因素效應(yīng)存在高度的正相關(guān)關(guān)系，試驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)誤差為30.803 6，試驗(yàn)誤差較小，說(shuō)明此方程擬合程度較好。

對(duì)回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。回歸方程的F=11.69，達(dá)顯著水平，說(shuō)明水稻產(chǎn)量與N、P、K肥施用量之間具有顯著的回歸關(guān)系。分別對(duì)方程求偏導(dǎo)，并經(jīng)過(guò)解線性方程組，得該方程氮、磷、鉀最大用量Nmax=17.232 4 kg/666.67 m2，Pmax=7.706 1 kg/666.67 m2，Kmax=10.637 9 kg/666.67 m2，Ymax=583.529 kg/666.67 m2。最佳用量Nmax=17.452 5 kg/666.67 m2，Pmax=5.201 9 kg/666.67 m2，Kmax=9.155 2 kg/666.67 m2，Ymax=583.76 kg/666.67 m2。

2.2 N、P、K單因素效應(yīng)endprint

將回歸模型中的2個(gè)因素固定在2水平，分析剩下1個(gè)因素的4個(gè)水平變化對(duì)產(chǎn)量的影響，分別得到N、P、K單因素效應(yīng)方程如下：

氮因素效應(yīng)方程：Y=435.025 5+21.751 3XN-0.673 8X2N（2）

磷因素效應(yīng)方程：Y=555.369 5+25.116 5XP-3.244 4X2P（3）

鉀因素效應(yīng)方程：Y=505.715+23.809 3XK-1.713 4X2K（4）

對(duì)方程求導(dǎo)得出氮、磷、鉀施用量上限分別為16.14、3.87、6.95 kg/666.67 m2。當(dāng)施用量小于上限時(shí)，增加施用量表現(xiàn)為增產(chǎn)，大于上限用量時(shí)，隨著增加用量，產(chǎn)量下降。分別對(duì)3個(gè)方程進(jìn)行回歸檢驗(yàn)和系數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果表明各方程及系數(shù)皆不顯著。

2.3 N、P、K雙因素效應(yīng)

通過(guò)回歸模型——方程（1）可知，對(duì)太湖糯產(chǎn)量而言，P-K肥有明顯的正交互效應(yīng)，而N-P肥和N-K肥無(wú)明顯的交互效應(yīng)。

N-P效應(yīng)方程：Y=211.019 4+30.212 6XN-0.531 9X2N+59.369 5XP-2.407 6X2P-2.567XNXP

N-K效應(yīng)方程：Y=235.303 7+25.141 9XN-0.515 5X2N+40.377 9XK-1.725X2K-1.026 3XNXK

P-K效應(yīng)方程：Y=434.301 9+24.388XP-1.943 3X2P+28.813 4XK-1.609 5X2K-1.318 5XPXK

3 結(jié)論

在該試驗(yàn)條件下，N、P、K肥配合施用對(duì)水稻產(chǎn)量有顯著影響，氮肥仍是影響產(chǎn)量的主要因子。P-K肥有正交互效應(yīng)，而N-P肥、N-K肥交互效應(yīng)不明顯。P、K單因素效應(yīng)不顯著，這可能與該試驗(yàn)地P、K含量水平較高有關(guān)。隨著施N量的增加，增施P、K肥產(chǎn)量雖有所增加但不顯著，單施N、P、K特別是過(guò)量施用，都不利于產(chǎn)量的提高。

4 參考文獻(xiàn)

[1] 高定如，夏永龍，姚永兵，等.機(jī)插水稻測(cè)土配方施肥3414試驗(yàn)初報(bào)[J].江西農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2009（6）：78-80.

[2] 魯劍巍.測(cè)土配方與作物配方施肥技術(shù)[M].北京：金盾出版社，2006：139-148.

[3] 陳新平，張福鎖.通過(guò)“3414”試驗(yàn)建立測(cè)測(cè)土配方施肥技術(shù)指標(biāo)體系[J].中國(guó)農(nóng)技推廣，2006（4）：36-39.

[4] 王偉妮，王亞藝，姚忠清，等.早稻”3414”施肥效果及推薦用量研究[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，47（11）：1268-1271.

[5] 蓋鈞鎰.試驗(yàn)統(tǒng)計(jì)方法[M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2000：103-108.

[6] 李裕軍，邱玉秀，何露，等.中低產(chǎn)田雜交水稻3414肥效試驗(yàn)研究[J].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，2009（2）：121-122.endprint

將回歸模型中的2個(gè)因素固定在2水平，分析剩下1個(gè)因素的4個(gè)水平變化對(duì)產(chǎn)量的影響，分別得到N、P、K單因素效應(yīng)方程如下：

氮因素效應(yīng)方程：Y=435.025 5+21.751 3XN-0.673 8X2N（2）

磷因素效應(yīng)方程：Y=555.369 5+25.116 5XP-3.244 4X2P（3）

鉀因素效應(yīng)方程：Y=505.715+23.809 3XK-1.713 4X2K（4）

對(duì)方程求導(dǎo)得出氮、磷、鉀施用量上限分別為16.14、3.87、6.95 kg/666.67 m2。當(dāng)施用量小于上限時(shí)，增加施用量表現(xiàn)為增產(chǎn)，大于上限用量時(shí)，隨著增加用量，產(chǎn)量下降。分別對(duì)3個(gè)方程進(jìn)行回歸檢驗(yàn)和系數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果表明各方程及系數(shù)皆不顯著。

2.3 N、P、K雙因素效應(yīng)

通過(guò)回歸模型——方程（1）可知，對(duì)太湖糯產(chǎn)量而言，P-K肥有明顯的正交互效應(yīng)，而N-P肥和N-K肥無(wú)明顯的交互效應(yīng)。

N-P效應(yīng)方程：Y=211.019 4+30.212 6XN-0.531 9X2N+59.369 5XP-2.407 6X2P-2.567XNXP

N-K效應(yīng)方程：Y=235.303 7+25.141 9XN-0.515 5X2N+40.377 9XK-1.725X2K-1.026 3XNXK

P-K效應(yīng)方程：Y=434.301 9+24.388XP-1.943 3X2P+28.813 4XK-1.609 5X2K-1.318 5XPXK

3 結(jié)論

在該試驗(yàn)條件下，N、P、K肥配合施用對(duì)水稻產(chǎn)量有顯著影響，氮肥仍是影響產(chǎn)量的主要因子。P-K肥有正交互效應(yīng)，而N-P肥、N-K肥交互效應(yīng)不明顯。P、K單因素效應(yīng)不顯著，這可能與該試驗(yàn)地P、K含量水平較高有關(guān)。隨著施N量的增加，增施P、K肥產(chǎn)量雖有所增加但不顯著，單施N、P、K特別是過(guò)量施用，都不利于產(chǎn)量的提高。

4 參考文獻(xiàn)

[1] 高定如，夏永龍，姚永兵，等.機(jī)插水稻測(cè)土配方施肥3414試驗(yàn)初報(bào)[J].江西農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2009（6）：78-80.

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[4] 王偉妮，王亞藝，姚忠清，等.早稻”3414”施肥效果及推薦用量研究[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，47（11）：1268-1271.

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[6] 李裕軍，邱玉秀，何露，等.中低產(chǎn)田雜交水稻3414肥效試驗(yàn)研究[J].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，2009（2）：121-122.endprint

將回歸模型中的2個(gè)因素固定在2水平，分析剩下1個(gè)因素的4個(gè)水平變化對(duì)產(chǎn)量的影響，分別得到N、P、K單因素效應(yīng)方程如下：

氮因素效應(yīng)方程：Y=435.025 5+21.751 3XN-0.673 8X2N（2）

磷因素效應(yīng)方程：Y=555.369 5+25.116 5XP-3.244 4X2P（3）

鉀因素效應(yīng)方程：Y=505.715+23.809 3XK-1.713 4X2K（4）

對(duì)方程求導(dǎo)得出氮、磷、鉀施用量上限分別為16.14、3.87、6.95 kg/666.67 m2。當(dāng)施用量小于上限時(shí)，增加施用量表現(xiàn)為增產(chǎn)，大于上限用量時(shí)，隨著增加用量，產(chǎn)量下降。分別對(duì)3個(gè)方程進(jìn)行回歸檢驗(yàn)和系數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果表明各方程及系數(shù)皆不顯著。

2.3 N、P、K雙因素效應(yīng)

通過(guò)回歸模型——方程（1）可知，對(duì)太湖糯產(chǎn)量而言，P-K肥有明顯的正交互效應(yīng)，而N-P肥和N-K肥無(wú)明顯的交互效應(yīng)。

N-P效應(yīng)方程：Y=211.019 4+30.212 6XN-0.531 9X2N+59.369 5XP-2.407 6X2P-2.567XNXP

N-K效應(yīng)方程：Y=235.303 7+25.141 9XN-0.515 5X2N+40.377 9XK-1.725X2K-1.026 3XNXK

P-K效應(yīng)方程：Y=434.301 9+24.388XP-1.943 3X2P+28.813 4XK-1.609 5X2K-1.318 5XPXK

3 結(jié)論

在該試驗(yàn)條件下，N、P、K肥配合施用對(duì)水稻產(chǎn)量有顯著影響，氮肥仍是影響產(chǎn)量的主要因子。P-K肥有正交互效應(yīng)，而N-P肥、N-K肥交互效應(yīng)不明顯。P、K單因素效應(yīng)不顯著，這可能與該試驗(yàn)地P、K含量水平較高有關(guān)。隨著施N量的增加，增施P、K肥產(chǎn)量雖有所增加但不顯著，單施N、P、K特別是過(guò)量施用，都不利于產(chǎn)量的提高。

4 參考文獻(xiàn)

[1] 高定如，夏永龍，姚永兵，等.機(jī)插水稻測(cè)土配方施肥3414試驗(yàn)初報(bào)[J].江西農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2009（6）：78-80.

[2] 魯劍巍.測(cè)土配方與作物配方施肥技術(shù)[M].北京：金盾出版社，2006：139-148.

[3] 陳新平，張福鎖.通過(guò)“3414”試驗(yàn)建立測(cè)測(cè)土配方施肥技術(shù)指標(biāo)體系[J].中國(guó)農(nóng)技推廣，2006（4）：36-39.

[4] 王偉妮，王亞藝，姚忠清，等.早稻”3414”施肥效果及推薦用量研究[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2008，47（11）：1268-1271.

[5] 蓋鈞鎰.試驗(yàn)統(tǒng)計(jì)方法[M].北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2000：103-108.

[6] 李裕軍，邱玉秀，何露，等.中低產(chǎn)田雜交水稻3414肥效試驗(yàn)研究[J].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，2009（2）：121-122.endprint