孫學映 朱體超 陳光蓉 張莉

摘要：采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計試驗，研究種植密度、復(fù)合肥施用量對蕓豆（Phaseolus vulgaris）產(chǎn)量的影響。結(jié)果表明，種植密度和施肥對蕓豆產(chǎn)量影響顯著，呈現(xiàn)“低—高—低”的變化趨勢，隨種植密度和施肥量的增大，蕓豆產(chǎn)量逐漸提高，當種植密度>19.345萬株/hm2、施肥量>326.01 kg/hm2時，產(chǎn)量呈下降趨勢。建立的數(shù)學模型Y=2 053.92+82.76 X1+78.11 X2-138.50 X12-225.18 X22-108.55 X1X2擬合程度較好，與生產(chǎn)實際關(guān)系密切。當種植密度為16.86萬～22.76萬株/hm2、復(fù)合肥施用量為230.7～369.3 kg/hm2時，蕓豆產(chǎn)量高于1 800 kg/hm2。

關(guān)鍵詞：蕓豆（Phaseolus vulgaris）；種植密度；施肥；產(chǎn)量

中圖分類號：S643；S352.3；S147.22 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2015）13-3167-04

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2015.13.025

Effects of Planting Density and Fertilizing on Yield of Dwarf Kidney Bean

SUN Xue-ying1， ZHU Ti-chao1，CHEN Guang-rong2， ZHANG Li1

（1.Chongqing Three Gorges Academy of Agricultural Sciences，Chongqing 404155，China；

2.Chongqing Three Gorges Vocational College， Chongqing 404155，China）

Abstract： Using quadratic regression orthogonal rotation combination design test， the effects of planting density and compound fertilizer amount on kidney bean（Phaseolus vulgaris） yield were studied. Results showed that the planting density and fertilizer application had a significant impact on yield of kidney bean， presenting “l(fā)ow-high-low” changes. The yield of kidney bean gradually improved with the increase of planting density and fertilizer amount. When the planting density>193.45 thousand plants per hectare and the fertilizer amount>326.01 kg per hectare， the yield declined. The fitting degree of the mathematical model Y=2 053.92+82.76 X1+78.11 X2-138.50 X12-225.18 X22-108.55 X1X2 for test point was better， and the relationship with the actual production was close. When the density was 168.6～227.6 thousand plants per hectare and the compound fertilizer amount was 230.7～369.3 kg per hectare， the yield higher than 1 800 kg/hm2 could be obtained.

Key words： kidney beans（Phaseolus vulgaris）； planting density； fertilizing； yield

蕓豆（Phaseolus vulgaris）既是蔬菜又是糧食，具有很高的營養(yǎng)價值和應(yīng)用價值，蛋白質(zhì)含量高，氨基酸種類齊全，可作為優(yōu)質(zhì)植物蛋白源開發(fā)利用[1]。中國蕓豆主要分布在冷涼干旱地區(qū)，常年種植面積40萬～50萬hm2，一般產(chǎn)量1 020～1 125 kg/hm2，栽培條件好的地區(qū)可達到1 500～1 875 kg/hm2，已成為世界蕓豆主要生產(chǎn)國[2]。中國蕓豆由于栽培技術(shù)、天氣、品種等原因，在子粒整齊度、飽滿度、粒形、粒色、花紋及光澤度等方面，表現(xiàn)出商品質(zhì)量不穩(wěn)定[3]。為此，前人作了一些蕓豆栽培技術(shù)方面的研究，楊廣東等[4]、陳云波等[5]、楊錦忠等[6]研究了種植密度對蕓豆產(chǎn)量的影響，但主要是關(guān)于種植密度單因素試驗的研究；劉建國等[7]、宋謹同等[8]、曾玲玲等[9]、李俊華等[10]研究了N、P、K肥對蕓豆產(chǎn)量的影響，主要側(cè)重于底肥和追肥并用的單一性肥料效應(yīng)分析。在前人的研究中，由于環(huán)境條件不同，蕓豆產(chǎn)量存在較大差異。在重慶萬州山區(qū)，多年來一直種植蕓豆，但未見關(guān)于蕓豆的相關(guān)研究。隨著中國城鎮(zhèn)化進程加快，大量農(nóng)民工進城務(wù)工經(jīng)商，農(nóng)村勞動力缺乏，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)趨于輕簡化，為此，從簡化施肥考慮，以一次性施用復(fù)合肥作種肥、并兼顧種植密度與施肥的互作效應(yīng)為切入點，研究種植密度和復(fù)合肥施用量對蕓豆產(chǎn)量的影響，以期為蕓豆高產(chǎn)栽培提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

蕓豆試驗品種為當?shù)剞r(nóng)家品種黑蕓豆，矮生，單株粒數(shù)較多、百粒重較低、產(chǎn)量水平較高。肥料為含N、P2O5和K2O各15%的復(fù)合肥。試驗地為紫色壤土，肥力中等，海拔326 m，前作苦蕎，周圍無蔭蔽，排灌方便。

1.2 試驗方法

采用二元二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計，種植密度（X1）和施肥（X2）為試驗因子，子粒產(chǎn)量（Y）為目標變量，各因子設(shè)計水平見表1。X1的0水平設(shè)置為生產(chǎn)上的常規(guī)值，X2的0水平比常規(guī)值高75 kg/hm2。施肥方式為一次性施用作種肥。小區(qū)面積16.0 m2，隨機排列，2次重復(fù)，共32小區(qū)，每小區(qū)8行，行長5 m，行寬0.4 m，用窩距的大小控制種植密度，每窩留苗2株。于2014年3月5日播種，播種量較高，出苗較好，定苗后達到了設(shè)計方案要求的種植密度。苗期和花期分別人工除草1次。2014年6月20日全部成熟。收獲時每小區(qū)取10株樣品，調(diào)查植株性狀和子粒性狀，性狀統(tǒng)計數(shù)為兩次重復(fù)的平均值。

2 結(jié)果與分析

2.1 蕓豆性狀及產(chǎn)量結(jié)果

各處理蕓豆出苗至成熟的時間為90 d，其他性狀及產(chǎn)量結(jié)果見表2。用DPS 7.55軟件進行方差分析、數(shù)學模型建立、失擬性檢測、效應(yīng)分析及數(shù)字模擬尋優(yōu)等[11]，結(jié)果表明，處理間株高、單株有效分枝數(shù)和百粒重差異不顯著；隨種植密度的增加，主莖節(jié)數(shù)無顯著變化，單株莢數(shù)、單株粒數(shù)、單株粒重逐漸降低；隨施肥量的增加，主莖節(jié)數(shù)、單株莢數(shù)、單株粒數(shù)逐漸增多，單株粒重呈現(xiàn)出“低—高—低”的變化趨勢。

2.2 蕓豆產(chǎn)量的數(shù)學模型

經(jīng)DPS軟件分析，得出產(chǎn)量回歸方程：Y=2 053.92+82.76 X1+78.11 X2-138.50 X12-225.18 X22-108.55 X1X2，方差分析及顯著性測驗表明，兩因子的一次項、互作項均達0.05顯著水平（PX■=0.024 8、PX■=0.031 9、PX■X■=0.034 4），二次項均達0.01極顯著水平（PX12=0.00 13、PX■2=0.000 1）。失擬性檢測表明，F(xiàn)1=0.370 93不顯著（PF■=0.775 8），回歸方程對試點的擬合程度較好；F2=18.051 54達極顯著（PF■=0.002 6），數(shù)學模型的擬合性較好，與客觀實際相符。回歸方程的復(fù)決定系數(shù)R2=SSR/SSY=0.900 3，說明種植密度和施肥對蕓豆產(chǎn)量的影響程度達90%；復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.948 8，說明種植密度和施肥是影響蕓豆產(chǎn)量的主要因子，與蕓豆產(chǎn)量的密切程度達極顯著水平。由此可見，試驗條件下得出的數(shù)學模型對蕓豆生產(chǎn)具有指導(dǎo)作用。

2.3 效應(yīng)分析

2.3.1 單因子產(chǎn)量主效應(yīng) 根據(jù)回歸方程，一個因子取0水平，得出另一個因子與產(chǎn)量的函數(shù)關(guān)系，并繪制各因子的產(chǎn)量效應(yīng)圖（圖1）。

Y密度=2 053.92+82.76 X1-138.50 X12，Y施肥= 2 053.92+78.11 X2-225.18 X22，可以看出，X1的一次項偏回歸系數(shù)大于X2的，說明種植密度對蕓豆產(chǎn)量的作用大于施肥；各因子的二次項偏回歸系數(shù)都小于0，說明隨著水平取值的增加蕓豆產(chǎn)量逐漸提高，當達到某一極值后產(chǎn)量轉(zhuǎn)為下降趨勢（圖1），各因子對產(chǎn)量的效應(yīng)曲線呈開口向下的拋物線，水平取值都存在一個合理范圍。X2的曲線斜率大于X1，當X1=0.5和X2=0時分別達效應(yīng)極值2 060.68 kg/hm2和2 053.92 kg/hm2。

2.3.2 邊際產(chǎn)量效應(yīng) 根據(jù)回歸方程，固定一個因子取0水平，采用降維法得出另一個因子的函數(shù)關(guān)系。兩因子的邊際產(chǎn)量效應(yīng)模型如下：αY/αX1=82.76-277.00 X1，αY/αX2=78.11-450.36 X2。

以上函數(shù)為兩條向右下傾斜的直線，交叉點為水平值-0.026 8。分析表明，當X1<0.298 8、X2<0.173 4時，蕓豆產(chǎn)量隨水平值增加而提高，但增長幅度逐漸減小，每增加0.5水平值，增量分別降低138.5、225.2 kg/hm2。當X1=0.298 8、X2=0.173 4時，兩因子的增產(chǎn)率降為0，蕓豆產(chǎn)量達最大值。隨水平值繼續(xù)增大，兩因子對產(chǎn)量呈負效應(yīng)，產(chǎn)量逐漸降低（表3）。

2.3.3 互作效應(yīng) 蕓豆產(chǎn)量不僅受單因素效應(yīng)影響，還受交互效應(yīng)影響（表4）。從表4可以看出，X1和X2的互作效應(yīng)顯著，其偏回歸系數(shù)為-108.55，說明兩因子間具有顯著協(xié)同作用。當種植密度較低時增加施肥量或施肥量較低時增大種植密度有利于提高產(chǎn)量，當種植密度和施肥量都較低或較高時，產(chǎn)量降低。當X1=0.5、X2=0時獲得最高產(chǎn)量效應(yīng)2 060.68 kg/hm2，因此，種植密度和施肥水平的取值存在一個適度范圍。

2.4 數(shù)字模擬尋優(yōu)

DPS數(shù)字模擬表明，各因子的最佳取值區(qū)間（95%置信區(qū)間）為-0.253≤X1≤1.058、-0.462≤X2≤0.462（表5），即適宜的綜合技術(shù)措施為：種植密度16.86萬～22.76萬株/hm2、復(fù)合肥230.7～369.3 kg/hm2，在這一范圍內(nèi)有95%的可能獲得蕓豆產(chǎn)量高于1 800 kg/hm2。

3 小結(jié)與討論

試驗結(jié)果表明，種植密度顯著影響蕓豆產(chǎn)量，在低種植密度下，產(chǎn)量隨種植密度的增大逐漸提高，在高種植密度下產(chǎn)量逐漸降低。每增加2.25萬株/hm2，產(chǎn)量增長幅度下降138.5 kg/hm2。當種植密度為19.345萬株/hm2時，產(chǎn)量達最大值2 066.28 kg/hm2，高于或低于此水平產(chǎn)量降低。種植密度對株高、主莖節(jié)數(shù)、分枝數(shù)和百粒重影響很小。增大種植密度提高群體產(chǎn)量的同時，降低了單株莢數(shù)、單株粒數(shù)和單株粒重。因此，種植密度的合理取值存在一個適度范圍，本試驗條件下，最佳種植密度區(qū)間為16.86萬～22.76萬株/hm2。楊廣東等[4]的研究表明，種植密度與蕓豆產(chǎn)量呈拋物線關(guān)系，獲得較高產(chǎn)量的適宜種植密度應(yīng)保持在15萬～20萬株/hm2，15萬株/hm2時可獲高產(chǎn)2 875.67 kg/hm2。陳云波等[5]認為，白蕓豆種植密度與產(chǎn)量呈拋物線關(guān)系，種植密度為14萬株/hm2時獲最高產(chǎn)量1 733.3 kg/hm2，單位面積莢數(shù)隨種植密度的增加而逐漸增加。楊錦忠等[6]認為，英國紅蕓豆種植密度為22萬株/hm2時可獲最高產(chǎn)量2 163 kg/hm2，單位面積莢數(shù)隨密度增加而逐漸增加，單莢粒數(shù)和百粒重隨密度增加呈下降趨勢。由此可見，前人的研究與本研究一致，認為種植密度對蕓豆產(chǎn)量的影響呈“低—高—低”變化，但最佳種植密度和高產(chǎn)水平存在較大差異。

施肥對蕓豆產(chǎn)量影響顯著，當復(fù)合肥施用量≤326.01 kg/hm2時，蕓豆產(chǎn)量隨施肥量增加而逐漸提高至達到最大值2 060.68 kg/hm2，當施肥量高于這一水平時產(chǎn)量呈下降趨勢。隨施肥水平由低到高變化，增產(chǎn)率逐漸降低，每增施75 kg/hm2復(fù)合肥，產(chǎn)量增長幅度下降225.2 kg/hm2，導(dǎo)致蕓豆產(chǎn)量呈“低—高—低”的變化趨勢。復(fù)合肥最佳施用量為230.7～369.3 kg/hm2。施肥對株高、單株有效分枝數(shù)和百粒重影響較小。合理施肥可提高主莖節(jié)數(shù)、單株莢數(shù)、單株粒數(shù)。本研究中，以簡化施肥為前提，采用復(fù)合肥一次性施用，N、P2O5、K2O比例為1∶1∶1。前人的研究主要針對N、P、K三種肥料的單因素效應(yīng)分析及配合使用的增產(chǎn)效果，得出的最佳施用量、配施比例和產(chǎn)量結(jié)果也因試驗條件不同而存在較大差異。例如，劉建國等[7]認為，當奶花蕓豆栽培密度為15萬株/hm2，N 300 kg/hm2，P2O5 200 kg/hm2，K2O 45 kg/hm2時，產(chǎn)量可達3 833.4 kg/hm2。宋謹同等[8]認為，N肥對蕓豆產(chǎn)量影響顯著，以施純N 30 kg/hm2時產(chǎn)量最高。曾玲玲等[9]認為，蕓豆產(chǎn)量大于2 300 kg/hm2的施肥方案為N 63.8～94.0 kg/hm2、P2O5 118.5～152.8 kg/hm2、K2O 74.7～125.4 kg/hm2，配施比例為1∶1.72∶1.27。李俊華等[10]認為，當奶花蕓豆栽培密度為16.7萬株/hm2、N 300 kg/hm2，P2O5 200 kg/hm2，K2O 47 kg/hm2時，產(chǎn)量可達3 825 kg/hm2。由此可見，施用復(fù)合肥表現(xiàn)出N、K過?；騊不足。

種植密度對產(chǎn)量的作用大于施肥，種植密度大小直接影響產(chǎn)量的高低，但施肥造成產(chǎn)量增減的幅度大于種植密度。種植密度與施肥存在顯著的互作效應(yīng)，當種植密度較低時增加施肥量或施肥量較低時增加種植密度，產(chǎn)量逐漸提高，但增加的施肥量或種植密度過高時導(dǎo)致減產(chǎn)。因此，單因素效應(yīng)和互作效應(yīng)表現(xiàn)出種植密度和施肥都應(yīng)控制在適度范圍。研究表明，當種植密度為19.1萬株/hm2，復(fù)合肥施用量為317.9 kg/hm2時，可達高產(chǎn)2 068.82 kg/hm2，說明采用一次性施用復(fù)合肥作種肥，并合理控制種植密度和施肥量，蕓豆產(chǎn)量尚有增長潛力。在不同地區(qū)，因品種、土壤、氣候等原因，種植密度、施肥的最佳取值范圍和蕓豆產(chǎn)量存在較大差異。

種植密度和施肥對蕓豆產(chǎn)量的顯著影響都呈現(xiàn)“低—高—低”的變化趨勢，隨種植密度和施肥量增大，產(chǎn)量逐漸提高，當種植密度>19.345萬株/hm2、復(fù)合肥施用量>326.01 kg/hm2時，產(chǎn)量呈下降趨勢。各因子最佳取值區(qū)間為：種植密度16.86萬～22.76萬株/hm2、復(fù)合肥施用量230.7～369.3 kg/hm2，可獲得的產(chǎn)量水平為1 800 kg/hm2以上。當種植密度為19.1萬株/hm2、復(fù)合肥施用量為317.9 kg/hm2時，可獲高產(chǎn)2 068.82 kg/hm2。在適宜的種植密度下，一次性施用復(fù)合肥作種肥可節(jié)省生產(chǎn)成本并有效提高蕓豆產(chǎn)量。

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