劉愈之

（甘肅省平?jīng)鍪修r(nóng)業(yè)科學研究所，甘肅 平?jīng)?744000）

小麥品種平?jīng)?4號密度與肥效試驗

劉愈之

（甘肅省平?jīng)鍪修r(nóng)業(yè)科學研究所，甘肅 平?jīng)?744000）

采用三元二次回歸正交組合設計，研究了密度與施肥量對冬小麥品種平?jīng)?4號產(chǎn)量的影響，結果表明，平?jīng)?4號產(chǎn)量（Y）與X1（氮肥）、X2（磷肥）與X3（密度）之間有顯著的回歸關系，其優(yōu)化方程為Y=245.43+ 15.421 21X1+11.718 81X2+5.263 25 X1X2+3.609 5 X22-5.127 6 X32。并通過計算得出，N施用量154.5 kg/hm2、P2O5施用量321 kg/hm2、播量375萬粒/hm2時產(chǎn)量最高，達3 951.45 kg/hm2。

冬小麥；平?jīng)?4號；密度；施肥量；產(chǎn)量

優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)冬小麥品種平?jīng)?4號是甘肅省平?jīng)鍪修r(nóng)業(yè)科學研究所小麥育種研究室選用陜西省長武縣農(nóng)技中心引進的85（加）1-3做母本、平?jīng)?1號為父本雜交選育而成的高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)冬小麥新品種。2006年6月通過省級技術鑒定，同年通過甘肅省品種審定委員會審定定名。目前該品種在隴東廣大山塬旱地、高寒陰濕山區(qū)和丘陵干旱山區(qū)，以及陜西隴縣、寧夏固原等周邊類似地區(qū)種植。但由于受當?shù)刈匀粭l件的限制，尤其是受栽培技術的影響，使平?jīng)?4號的增產(chǎn)潛力未能充分發(fā)揮。為了進一步挖掘品種生產(chǎn)潛力，優(yōu)化品種、密度和施肥量3個作物高產(chǎn)因子［1～2］。甘肅省平?jīng)鍪修r(nóng)業(yè)科學研究所在高平試驗場研究了播種密度與施肥量對冬小麥平?jīng)?4號產(chǎn)量的影響，現(xiàn)將結果報道如下。

1 材料與方法

1.1 供試材料

供試氮肥為尿素（含N≥46%），中國石油寧夏石化公司生產(chǎn)；供試磷肥為普通過磷酸鈣（含

P2O512%），寧夏魯西化工化肥有限公司生產(chǎn)。指示冬小麥品種為平?jīng)?4號。

1.2 試驗地概況

試驗地設在涇川高平試驗站，海拔1 360 m，年平均氣溫≥0℃的積溫3 200℃，年平均降水量637.6 mm，冬小麥全生育期日照時數(shù)1 800 h。試驗地地勢平坦，耕性良好，土壤為覆蓋黑壚土，肥力中等偏上。

1.3 試驗設計與方法

本試驗采用三元二次回歸正交組合設計［3～5］。在影響冬小麥產(chǎn)量的諸多因素中，選取N施用量（X1）、P2O5施用量（X2）、播量（X3）3個因素作為決策變量，以冬小麥產(chǎn)量（Y）為目標產(chǎn)量。試驗設計因子、水平編碼值見表1。試驗共設15個處理，3次重復，小區(qū)面積16 m2（2 m×8 m）。田間管理同當?shù)卮筇铩?/p>

根據(jù)三元二次回歸正交組合設計的要求，依據(jù)表1中自變量各編碼值相應的氮肥、磷肥施用量及密度，設計的試驗處理組合方案見表2。

表1 試驗因素、水平編碼值

表2 試驗設計方案

2 結果與分析

2.1 產(chǎn)量及其構成因素

從表3可以看出，基本苗以處理13最高，為540.0萬株/hm2；處理14最低，為145.5萬株/hm2；其余處理為177.0萬～424.5萬株/hm2。總莖數(shù)以處理11最高，為1 531.5萬個/hm2；處理4最低，為777.0萬個/hm2；其余處理為810.0萬～1 485.0萬個/hm2。單株分蘗數(shù)以處理14最高，為6.8個；處理5最低，為2.0個；其余處理為2.1～5.2個。有效穗數(shù)以處理1最高，為528.0萬穗/hm2；處理4最低，為319.5萬穗/hm2；其余處理為357.0萬～489.0萬穗/hm2。穗粒數(shù)以處理8最高，為39.7粒；處理10最低，為23.6粒；其余處理為30.2～38.3粒。千粒重以處理8最高，為49.55 g；處理10最低，為45.00 g；其余處理為45.05～49.25 g。綜合產(chǎn)量的各個因素得出，處理11，即N施用量172.5 kg/hm2、P2O5施用量300.0 kg/hm2、播量為375萬粒/hm2時產(chǎn)量最高，為3 883.5 kg/hm2。

2.2 三元二次回歸正交組合冬小麥產(chǎn)量分析

將各處理所得產(chǎn)量代入三元二次回歸正交組合設計的計算結構矩陣表，得出的試驗結果結構矩陣見表4。

對該矩陣進行計算，并對回歸關系做進一步方差分析的結果見表5。

表3 不同處理平?jīng)?4號產(chǎn)量及其構成因素

對表5的回歸關系方差分析顯示：F回歸= 2.828 79＞F0.25（1.89），即在0.25水平下顯著，表明氮、磷、播量與冬小麥平?jīng)?4號產(chǎn)量之間存在顯著的回歸關系，其中X1與X2達0.05水平顯著，X32達0.25水平顯著，X3，X1X3，X2X3，及X12均不顯著（F值均小于1）。由于試驗計劃有正交性，消除了回歸系數(shù)之間的相關性，故可以直接將其從回歸方程中除去，將平方和自由度并入剩余項；而互作項X1X2、平方項X22的F值大于1，接近0.25水平顯著，故可以保留在回歸方程中，進行第2次方差分析。

表4 試驗結果結構矩陣及產(chǎn)量

表5 回歸關系的方差分析

從第2次回歸方差分析（表6）可看出，總回歸達0.05水平顯著，表明冬小麥平?jīng)?4號產(chǎn)量（Y）與X1（氮肥），X2（磷肥）X3（密度）之間有顯著的回歸關系，其中一次項X1與X2達極顯著，X32達顯著，互作項X1X2及平方項X22達0.25水平顯著。故該方程優(yōu)化為

通過計算得出，在N施用量 154.5 kg/hm2、P2O5施用量321.0 kg/hm2，播量375萬粒/hm2時，產(chǎn)量最高，達3 950.1 kg/hm2。

3 小結與討論

1）通過三元二次回歸正交組合設計，得出平?jīng)?4號的產(chǎn)量與施氮量、施磷量及密度三者之間符合回歸關系，其優(yōu)化方程為：Y=245.43+15.421 21X1+ 11.718 81X2+5.263 25 X1X2+3.6095X22-5.1276X32

經(jīng)方差分析，該回歸方程達0.05水平顯著，表明擬合效果較好，有一定的實際參考價值。通過該方程求得N施用量154.5 kg/hm2、P2O5施用量321.0 kg/hm2，播量375萬粒/hm2時，產(chǎn)量最高，達3 950.1 kg/hm2。

2）試驗僅在涇川高平試驗站布置，且只有1 a的數(shù)據(jù)，有其限制性，只能供類似高平試驗站地理氣候條件的旱塬區(qū)栽培參考。建議今后還應在不同類型地域進行多年試驗，以期為冬小麥平?jīng)?4號進一步大面積的推廣及其高產(chǎn)田創(chuàng)建提供理論依據(jù)。

表6 回歸關系的第二次方差分析

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（本文責編：楊 杰）

S512.1

A

1001-1463（2015）02-0009-04

10.3969/j.issn.1001-1463.2015.02.004

2014-10-20

甘肅省科技重大專項計劃“抗逆高產(chǎn)冬小麥新品種選育及高效生產(chǎn)技術集成展示”（1203NKDF018）；甘肅省農(nóng)業(yè)生物技術研究與應用開發(fā)項目“應用矮敗基因源選育抗旱節(jié)水冬小麥新品種”（GNSW-2012-05）部分內(nèi)容

劉愈之（1977—），男，甘肅天水人，助理農(nóng)藝師，主要從事冬小麥育種及高效栽培技術研究。聯(lián)系電話：（0）18993374819。E-mail：1899374819@126.com