方向前等

摘要：在吉林省濕潤冷涼區(qū)，根據(jù)玉米的用肥特點(diǎn)，探討當(dāng)?shù)夭煌┓柿康挠衩字仓攴痔Y對玉米產(chǎn)量的影響，結(jié)果表明，玉米種植密度為55 000 株/hm2時，去除分蘗或保留分蘗對玉米產(chǎn)量影響不顯著。通過回歸分析建立線性回歸方程，得出自變量粒數(shù)、百粒質(zhì)量的直接作用系數(shù)為0.940、0.481，2個自變量間接作用系數(shù)均為0.080。在玉米生產(chǎn)中保留分蘗，省工省力，具有明顯的經(jīng)濟(jì)效益、社會效益。

關(guān)鍵詞：玉米；施肥量；分蘗

中圖分類號： S513.04文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號：1002-1302（2015）02-0099-03

收稿日期：2014-02-21

基金項(xiàng)目：國家糧食豐產(chǎn)科技工程（編號：2011BAD16B10、2012BAD04B02）。

作者簡介：方向前（1958—），男，吉林公主嶺人，副研究員，主要從事玉米栽培研究。E-mail：008fxq@163.com。

通信作者：邊少鋒，博士，研究員，主要從事耕作與栽培研究。E-mail：bsf8257888@sina.com。吉林省是中國重要的商品糧基地，玉米是吉林省第一大糧食作物。關(guān)于玉米植株分蘗對籽粒產(chǎn)量是否存在影響的爭論由來已久[1-2]。宋鳳斌等認(rèn)為，玉米植株分蘗可在一定范圍內(nèi)增加玉米籽粒產(chǎn)量[3]。程新奇等認(rèn)為，正常栽培密度條件下，去除分蘗對玉米產(chǎn)量及其產(chǎn)量性狀影響不明顯[4]。史振聲研究表明，保留玉米植株的分蘗是一種提高鮮穗產(chǎn)量及籽粒品質(zhì)的有效措施[5]。本試驗(yàn)在吉林省樺甸地區(qū)進(jìn)行，根據(jù)玉米的用肥特點(diǎn)，探討當(dāng)?shù)夭煌┓柿肯掠衩字仓攴痔Y對玉米產(chǎn)量的影響，旨在明確玉米去除或保留分蘗對產(chǎn)量的影響。

1材料與方法

1.1試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)區(qū)設(shè)在吉林省樺甸市八道河子鎮(zhèn)向陽村，土壤為沖積土。試驗(yàn)區(qū)耕層土壤有機(jī)質(zhì)含量38.7 g/kg，pH值為5.83，堿解氮含量305 mg/kg，有效磷含量48.8 mg/kg，速效鉀含量127 mg/kg。

1.2試驗(yàn)設(shè)計(jì)

供試玉米品種為先玉335（敦煌種業(yè)有限公司），去除分蘗、保留分蘗各設(shè)14個施肥量級處理。各處理使用肥料由尿素（含N 46%）、過磷酸鈣（含P2O5 12%）、氯化鉀（含K2O 60%）配制而成，各肥料均由延慶農(nóng)資有限公司提供。1/4氮肥以及全部的磷肥、鉀肥于起壟前一次性施入原壟溝中，3/4氮肥于6月下旬施入，各處理施肥量見表1。試驗(yàn)小區(qū)為5行區(qū)，行長10 m，寬60 cm。各處理設(shè)3次重復(fù)，隨機(jī)排列。試驗(yàn)區(qū)種植密度為55 000 株/hm2，使用便攜式播種器播種，播種深度4 cm。6月上旬進(jìn)行去除分蘗處理。

1.3試驗(yàn)測產(chǎn)與考種

收獲期取各小區(qū)10 m2內(nèi)的全部果穗進(jìn)行測產(chǎn)，測產(chǎn)后選取10果穗晾曬風(fēng)干，進(jìn)行室內(nèi)考種?？挤N時測定果穗禿尖、穗長、每穗粒數(shù)、百粒質(zhì)量及籽粒含水量，計(jì)算含水量為14%時的籽粒產(chǎn)量。

1.4數(shù)據(jù)處理

采用Microsoft Excel 2010軟件處理數(shù)據(jù)。

2結(jié)果與分析

2.1去除分蘗與保留分蘗產(chǎn)量分析

首先，對各試驗(yàn)處理去除分蘗與保留分蘗進(jìn)行單因素方差分析，去除分蘗與保留分蘗為控制變量，產(chǎn)量為觀測變量（因變量）。結(jié)果顯示，55 000株/hm2種植密度下，施入等量化肥后，進(jìn)行去除分蘗與保留分蘗處理，2個處理間收獲產(chǎn)量差異不顯著。表2表明，在相同施肥量小區(qū)里，進(jìn)行去除或保留分蘗處理，相應(yīng)的每穗粒數(shù)、百粒質(zhì)量、單位面積粒數(shù)差異較小，產(chǎn)量差異不顯著（P>0.05）。去除分蘗與保留分蘗處理中的禿尖、穗長差異較明顯。

2.2線性回歸分析

2.2.1線性回歸的正態(tài)分析雖然去除或保留分蘗對產(chǎn)量的影響差異不明顯，但施入不同量肥料后，各試驗(yàn)區(qū)之間的產(chǎn)量產(chǎn)生了一定變化。對剔除分蘗、保留分蘗2個處理的各產(chǎn)量因素進(jìn)行線性回歸分析，建立由施肥量主導(dǎo)的回歸方程。在SPSS軟件中對因變量（y）進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，Shapiro-Wilk檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為0.969，P=0.559>0.05，所以產(chǎn)量服從正態(tài)分布，可以進(jìn)行回歸分析。

2.2.2線性回歸模型分析對表2中各產(chǎn)量相關(guān)因素進(jìn)行回歸分析，從所有可供選擇的自變量中逐步選擇加入或去除某個自變量，直到建立最優(yōu)的回歸方程為止。從表3可知，隨著自變量被逐步引入回歸方程，回歸方程的復(fù)相關(guān)系數(shù)R、確定系數(shù)R2逐漸增大，說明引入自變量的作用在增加。在模型2中，決定性因子R2=0.963，剩余因子e=（1-R2）-2≈0192數(shù)值較大，說明對產(chǎn)量影響較大的自變量超過2個，還有一些影響較大的因素沒考慮到，有待進(jìn)一步研究。

2.2.3建立線性回歸方程根據(jù)表3中模型2的預(yù)測結(jié)果，確定了回歸方程的2個自變量（x1、x2）分別為單位面積粒數(shù)、百粒質(zhì)量。由表4可知，自變量x1、x2對y的直接作用分別為：P1y=0.940，P2y=0.481。由于x1、x2的P值均小于0.05，2個自變量與產(chǎn)量間存在相關(guān)性，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從而得出表2中產(chǎn)量相關(guān)因素的回歸方程為y=-10 925.569+3348x1+ 325.147x2。

2.2.4計(jì)算間接通徑系數(shù)經(jīng)過回歸分析，得出各相關(guān)因素間的相關(guān)性及顯著性。由表5可知，各自變量間的相關(guān)系數(shù)為r12=r21=-0.167。單位面積粒數(shù)（x1）、百粒質(zhì)量（x2）與產(chǎn)量（y）的簡單相關(guān)系數(shù)分別為：r1y=0.859，r2y=0.324。x1通過x2與y的間接通徑系數(shù)為：r12×P2y=-0.167×0.481=表4方程回歸系數(shù)輸出結(jié)果

3結(jié)論

本研究結(jié)果表明，相同施肥量下，去除玉米分蘗或者保留玉米分蘗，對玉米產(chǎn)量影響不顯著。在SPSS軟件中，對去除分蘗、保留分蘗處理的產(chǎn)量（y）結(jié)果進(jìn)行了正態(tài)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明，產(chǎn)量服從正態(tài)分布，可以進(jìn)行回歸分析，建立最優(yōu)回歸方程：y=-10 925.569+3.348x1+325.147x2。方程自變量（x1、x2）與產(chǎn)量（y）的簡單相關(guān)系數(shù)為0.859、0.324，直接作用系數(shù)為：x1=0.940、x2=0.481，間接作用系數(shù)為0.080。決定性因子R2=0.963，剩余因子e≈0.192數(shù)值較大，所以，對產(chǎn)量影響較大的自變量不僅有以上2個因素，還有一些較大的影響因素沒考慮到，有待于進(jìn)一步研究。綜上所述，當(dāng)玉米種植密度為55 000為株/hm2時，不同施肥量下，去除玉米分蘗或者保留玉米分蘗對玉米產(chǎn)量影響不顯著，完全沒有必要撥除分蘗[6-11]。在玉米生產(chǎn)中保留分蘗可以省工省力省時間、降低勞動強(qiáng)度、降低田間管理復(fù)雜程度，具有明顯的經(jīng)濟(jì)效益和社會效益[12]。

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