張發(fā)明，楊克軍，李佐同，趙長江，王玉鳳，徐晶宇，張翼飛，王智慧，付　健，

谷英楠，楊系玲，劉慧迪，劉　承，劉，方永江，唐春雙，王　聰

(寒地作物種質(zhì)改良與栽培重點實驗室/黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué)農(nóng)學(xué)院， 黑龍江 大慶 163319)

?

肥密組合對寒地半干旱區(qū)膜下滴灌玉米產(chǎn)量的影響

張發(fā)明，楊克軍，李佐同，趙長江，王玉鳳，徐晶宇，張翼飛，王智慧，付健，

(寒地作物種質(zhì)改良與栽培重點實驗室/黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué)農(nóng)學(xué)院， 黑龍江 大慶 163319)

摘要：為揭示黑龍江西部半干旱區(qū)膜下滴灌栽培方式下玉米高產(chǎn)措施，以鄭單958為材料，選取氮肥、磷肥、鉀肥和密度四因素作為試驗因素，每個試驗因素設(shè)計5個水平，按照二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(1/2實施)統(tǒng)計分析方法建立回歸模型，分析不同肥料和密度組合對玉米產(chǎn)量的影響。結(jié)果表明：四因素各單因子對籽粒產(chǎn)量有較明顯的影響，均呈開口向下的拋物線趨勢變化，影響順序為施氮>密度>施鉀>施磷，且單位水平施入量引起邊際產(chǎn)量的減少量為施磷>密度>施鉀>施氮；氮肥與磷肥之間的配合對產(chǎn)量的增加具有相互促進(jìn)作用；要獲得≥12231.97 kg·hm(-2)的產(chǎn)量，氮肥、磷肥、鉀肥及種植密度的最優(yōu)組合取值范圍為：氮肥246.24～279.59 kg·hm(-2)，磷肥133.77～151.52 kg·hm(-2)，鉀肥82.85～97.16 kg·hm(-2)，種植密度79 676～85 324 株·hm(-2)。

關(guān)鍵詞：玉米；膜下滴灌；施肥種類；種植密度；產(chǎn)量；寒地半干旱區(qū)

中國是世界第二大玉米生產(chǎn)國，產(chǎn)量約占全球玉米產(chǎn)量的1/5左右。玉米是中國種植面積最大的糧食作物，作為東北的第一大作物，占總播種面積的42.9%。目前，黑龍江省的玉米播種面積、總產(chǎn)量和商品化率均躍居全國第一，成為全國玉米第一大省，因其得天獨厚的自然條件而被世界公認(rèn)為“黃金玉米帶”[1-4]。然而，干旱缺水、土壤肥力低下是限制黑龍江省西部半干旱地區(qū)玉米產(chǎn)量提高的兩個主要因素[5]。作物高產(chǎn)的形成囿于多方面的因素，提高種植密度是玉米高產(chǎn)的重要措施之一[6]。密植必然導(dǎo)致作物對礦質(zhì)養(yǎng)分需求的增加，而肥料投入運籌也是實現(xiàn)高產(chǎn)和提高效益最有效的方法之一[7]。膜下滴灌技術(shù)具有提高土壤耕層溫度，并使作物近根區(qū)保持適宜濕度和養(yǎng)分濃度，同時具有節(jié)水、節(jié)肥等優(yōu)點[8]。在國外，膜下滴灌多應(yīng)用于有較高經(jīng)濟(jì)價值園藝作物。美國水管理研究所對番茄、棉花和甜玉米等作物15年地下滴灌的研究結(jié)果表明，利用高頻度的滴灌可以減少深層滲漏量和提高水分利用率，并顯著提高作物產(chǎn)量[9]。滴灌番茄的產(chǎn)量和水分利用率均比溝灌高，株高和果實飽滿度也有相同的趨勢[10]。前人的研究多見于膜下滴灌條件下，水肥耦合對作物產(chǎn)量效應(yīng)[11-15]及水肥施用最優(yōu)配比研究，而對肥密這兩個因子交互作用增產(chǎn)效應(yīng)的研究相對較少。因此，本試驗采用二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計和膜下滴灌的方法，研究不同肥密組合對玉米產(chǎn)量的影響，在建立該類型地區(qū)玉米產(chǎn)量數(shù)學(xué)模型的基礎(chǔ)上，尋求高產(chǎn)高效優(yōu)化方案，以期為玉米節(jié)水節(jié)肥高產(chǎn)高效栽培和產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供理論和實踐的指導(dǎo)。

1材料與方法

1.1試驗地概況及品種

試驗于2014年5月至10月在黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué)農(nóng)學(xué)院試驗基地(46°62′N，125°19′E)進(jìn)行，平均海拔146 m，該區(qū)屬于典型的北溫帶亞干旱季風(fēng)氣候區(qū)，全年降水較少，平均氣溫在5℃左右，年平均無霜期在143 d左右，2014年試驗區(qū)氣象數(shù)據(jù)如表1所示。供試土壤為草甸土。試驗田0～20 cm耕作層有機質(zhì)含量26.62 g·kg-1,堿解氮130.42 mg·kg-1,速效磷55.99 mg·kg-1,速效鉀31.37 mg·kg-1，pH值8.13，試驗田地力均勻，地勢平坦，田間持水量為28.5%。試驗選用當(dāng)?shù)馗弋a(chǎn)且主栽玉米雜交種鄭單958。

表1　2014年試驗區(qū)氣象數(shù)據(jù)

1.2試驗設(shè)計

1.3數(shù)據(jù)分析

采用DPS軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析；用Excel 2003和 Sigmaplot 10.0進(jìn)行數(shù)據(jù)整理和作圖。

2結(jié)果與分析

2.1產(chǎn)量模型的建立

表2　試驗組合設(shè)計及試驗方案

表3　各時期土壤持水量指標(biāo)

20種處理下玉米的產(chǎn)量如表4。利用產(chǎn)量結(jié)果，以二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計進(jìn)行回歸模擬，得到產(chǎn)量(Y)與氮(X1)、磷(X2) 鉀(X3)、密度(X4)4因子的回歸模型：

(1)

2.2模型分析

2.2.1試驗因子的產(chǎn)量效應(yīng)分析主因子效應(yīng)分析：試驗設(shè)計中各因素均經(jīng)無量綱線性編碼處理，且各一次項系數(shù)與交互項、平方項的回歸系數(shù)間都是不相關(guān)的，所得偏回歸系數(shù)已標(biāo)準(zhǔn)化。故其回歸系數(shù)絕對值的大小可直接反映變量X對產(chǎn)量Y的影響程度。分析產(chǎn)量模型，其主效應(yīng)表現(xiàn)為：

企業(yè)是社會經(jīng)濟(jì)的主體，必須改變企業(yè)的經(jīng)營模式，在企業(yè)內(nèi)部實施綠色生產(chǎn)，追求經(jīng)濟(jì)利益的同時，重視環(huán)境及社會效益。一方面，企業(yè)要在生產(chǎn)的各個環(huán)節(jié)減少污染物的排放，重視對環(huán)境及生態(tài)的保護(hù)；另一方面，生產(chǎn)過程中應(yīng)該不斷地提高資源利用率，降低對各種資源的消耗。

1) 一次項X1、X2、X4的系數(shù)均為正值，X3的一次項系數(shù)是負(fù)值，說明在試驗設(shè)計范圍內(nèi)，氮、鉀和密度單因子都有增產(chǎn)效應(yīng)，且由系數(shù)絕對值大小判斷出兩因子對產(chǎn)量影響順序為施氮量>密度>施鉀量；鉀肥單因子對提高籽粒產(chǎn)量有負(fù)作用，即隨著施鉀肥增加，玉米籽粒產(chǎn)量有降低趨勢；

2) 交互項X1X2系數(shù)為正值，其余交互項系數(shù)為負(fù)值，說明施氮與施磷之間的配合對產(chǎn)量的增加具有相互促進(jìn)作用；

3) 二次項系數(shù)均為負(fù)值，說明產(chǎn)量隨各因素增加均呈開口向下的拋物線趨勢變化，即在最佳水平以下時，產(chǎn)量隨該因素的增大而增加，當(dāng)產(chǎn)量水平超過最佳水平時，產(chǎn)量出現(xiàn)下降趨勢。

2.2.2單因子效應(yīng)分析在玉米籽粒產(chǎn)量的回歸模型中，通過降維分析，分析各因素對產(chǎn)量的影響。將其它三個因素固定在接近適宜的“0水平”，得到各因素的一元二次回歸效應(yīng)模型如下：

(2)

(3)

(4)

(5)

在試驗設(shè)計的因素水平值1.682～-1.682范圍內(nèi)，根據(jù)這些回歸子模型分別作出各因子對玉米籽粒產(chǎn)量影響的效應(yīng)圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，施氮、施磷、施鉀以及種植密度4個因素都能影響玉米籽粒產(chǎn)量，并且產(chǎn)量隨各因素水平的提高均呈開口向下的拋物線趨勢變化，存在產(chǎn)量最高點。符合報酬遞減定律。四因素都有明顯的增產(chǎn)效應(yīng)，各拋物線的頂點就是各單因素的最高產(chǎn)量值，與其相對應(yīng)的便是各因素的最適投入量。在本試驗中，氮肥的最佳投入量為1(碼值)，實際用量則為285 kg·hm-2，此時產(chǎn)量可達(dá)15 645.38 kg·hm-2；磷肥和鉀肥的最佳投入量為0(碼值)，實際用量則為130 kg·hm-2和90 kg·hm-2，此時產(chǎn)量都達(dá)15 634.15 kg·hm-2；最適種植密度為0(碼值)即種植密度為82 500 株·hm-2，此時產(chǎn)量可達(dá)15 634.15 kg·hm-2。到達(dá)最適投入量時，產(chǎn)量最高；投入量繼續(xù)加大，產(chǎn)量則隨之減小。由圖1中還可以看出，在較低投入量時，密度的增產(chǎn)效果略高于其他措施。

圖1試驗因子的產(chǎn)量效應(yīng)

Fig.1Effects of experimental factors on yield

2.2.3單因素邊際效應(yīng)分析邊際產(chǎn)量可反映各因素的最適投入量和單位水平投入量變化對產(chǎn)量增減速率的影響，各因素在不同水平下的邊際產(chǎn)量可通過對回歸子模型(2)、(3)、(4)、(5)求一階偏導(dǎo)，則分別得到氮、磷、鉀和密度的各因素的邊際效應(yīng)方程。

施氮：Y=996.03-1969.6X1

(6)

施磷：Y=74.22-3855.92X2

(7)

施鉀：Y=-177.11-2953.14X3

(8)

種植密度：Y=126.47-1186.08X4

(9)

水肥單因子效應(yīng)如圖2所示：當(dāng)另一因素取編碼值為零水平時，隨著氮、磷、鉀和密度投入量的增加，單位氮、磷、鉀和密度投入量的增產(chǎn)作用下降，說明四因素邊際效益均呈遞減趨勢；且邊際效益遞減率為施磷>施鉀>施氮>種植密度。各因子單位水平施入量引起邊際產(chǎn)量的減少量為施磷>密度>施鉀>施氮。

圖2單因子邊際效應(yīng)

Fig.2Marginal effects of single factor

2.2.4因素間交互作用分析各因素對產(chǎn)量的影響不是孤立的，它們之間存在交互作用。根據(jù)回歸模型用Sigmaplot 10.0作出因素間的交互作用圖，以氮和磷，氮和密度以及氮和鉀的交互作用回歸效應(yīng)子模型作圖(圖3)。曲面圖上各點的高度代表兩因子一定配比水平時的玉米的產(chǎn)量，曲面的高度越高，說明玉米的產(chǎn)量越高。從圖中還可以看出，當(dāng)一個因子固定在某一水平時，玉米產(chǎn)量隨另一因子水平變化的規(guī)律。

從圖3(A)可見，當(dāng)施氮量一定時，施磷量在-1.682～0區(qū)間水平的范圍內(nèi)，玉米產(chǎn)量隨著施磷量的增加而增加；當(dāng)施磷量在0～1.682區(qū)間水平的高施磷量范圍內(nèi)，玉米產(chǎn)量隨施磷量的增加而降低，這說明在施氮量一定的情況下，施磷量太多或者過少，氮肥效果都得不到最大程度發(fā)揮，產(chǎn)量都不能達(dá)到最大值。與此同時，在較低的施氮條件下，施磷的增產(chǎn)效應(yīng)不明顯；在較高施氮水平下磷肥的增產(chǎn)效果顯著提升。但當(dāng)施磷量水平較低時，隨著施氮量的大量增加可能會造成減產(chǎn)，這種效應(yīng)符合報酬遞減函數(shù)。此時，如果加大施用氮肥，則肥料利用率降低。從圖3(A)也可以得出玉米產(chǎn)量的最高值并不產(chǎn)生在施氮量和施磷量最大時，施氮量的高產(chǎn)臨界值在0.5水平左右，施磷量在0水平左右。

圖3氮和磷的交互作用(A)、氮和密度的交互作用(B)及氮和鉀的交互作用(C)對玉米籽粒產(chǎn)量的影響

Fig.3The coupling effects of nitrogen and phosphorus (A), nitrogen and density (B), nitrogen and potassium (C) on corn grain yield

圖3(B)表明，在對玉米籽粒產(chǎn)量的影響方面，施氮量和種植密度具有明顯的交互作用，當(dāng)固定施氮量在一個水平時，玉米產(chǎn)量隨著密度的增加呈現(xiàn)先增高后降低的趨勢。而當(dāng)種植密度一定時，施氮量<0編碼水平時，玉米籽粒產(chǎn)量隨著施氮量的增加，產(chǎn)量明顯增加，并且種植密度中等水平(即0編碼水平時)，增產(chǎn)效應(yīng)的更顯著。所以，玉米籽粒產(chǎn)量與施氮量和種植密度的協(xié)調(diào)配合有密切關(guān)系。

圖3(C)表明，施氮量和施鉀量表現(xiàn)出了顯著的協(xié)同增產(chǎn)效應(yīng)。施氮量處在0編碼水平，施鉀量在0.5水平時，此時玉米籽粒的產(chǎn)量最高，為15 885.96 kg·hm-2；施氮量處在-1.682編碼水平，施鉀量在-1.682低水平時，此時玉米產(chǎn)量最低，為3 454.77 kg·hm-2。當(dāng)固定施氮量在一個水平時，玉米產(chǎn)量隨著施鉀水平的提高呈先升高后降低的動態(tài)變化趨勢，而當(dāng)施鉀水平固定時，且施氮量<0編碼水平時，玉米籽粒產(chǎn)量隨著施氮量的增加，增產(chǎn)效果顯著且增幅較大，但當(dāng)施氮量>0編碼水平時，隨著施氮量的增加可能會出現(xiàn)籽粒減產(chǎn)。所以，氮肥和鉀肥的施入量過高或過低都會限制產(chǎn)量的提高，不僅降低了肥料利用率，而且發(fā)揮不出作物最大的增產(chǎn)潛力。

2.3肥密組合優(yōu)化方案

在本試驗條件下獲得的最高產(chǎn)量對大面積生產(chǎn)應(yīng)用來說并不一定能代表實際的最佳水平，為了取得四因素在生產(chǎn)中應(yīng)用的可靠性，采用頻數(shù)法進(jìn)一步解析，在-1.682～1.682約束區(qū)間，所得方案中，有72套方案玉米產(chǎn)量≥12 231.97 kg·hm-2。其優(yōu)化組合的置信區(qū)間見表5。通過模擬尋優(yōu)分析，大慶地區(qū)玉米要獲得≥12 231.97 kg·hm-2的產(chǎn)量，在膜下滴灌條件下，氮肥與磷肥、鉀肥、種植密度最優(yōu)組合取值范圍為：氮肥246.24～279.59 kg·hm-2，磷肥133.77～151.52 kg·hm-2，鉀肥82.85～97.16 kg·hm-2，種植密度79 676～85 324 株·hm-2，玉米的經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益達(dá)到最佳。

3結(jié)論與討論

不同處理單因子對寒地半干旱區(qū)玉米籽粒產(chǎn)量有較明顯的影響，且施氮的影響達(dá)到了顯著水平。施氮與施磷之間的配合，具有明顯的相互促進(jìn)、協(xié)同增產(chǎn)作用。產(chǎn)量隨各因素增加均呈開口向下的拋物線趨勢變化，符合報酬遞減定律。大慶地區(qū)玉米要獲得≥12 231.97 kg·hm-2的產(chǎn)量，氮肥與磷肥、鉀肥、種植密度配合最優(yōu)組合取值范圍為：氮肥246.24～279.59 kg·hm-2，磷肥133.77～151.52 kg·hm-2，鉀肥82.85～97.16 kg·hm-2，種植密度79 676～85 324 株·hm-2，玉米的經(jīng)濟(jì)效益、社會效益、生態(tài)環(huán)境效益達(dá)到最佳。

表5　優(yōu)化提取方案中Xi取值頻率分布表

近年來，膜下滴灌種植模式在政府、水利部門的扶持下，已經(jīng)得到大面積推廣應(yīng)用。膜下滴灌與傳統(tǒng)耕種模式相比，可增產(chǎn)78.5%，收益增加11 425.5元·hm-2[17]，同時可明顯增溫保墑、節(jié)水抑鹽、促進(jìn)作物提早成熟、提質(zhì)增效、節(jié)時省工。玉米生產(chǎn)中，高密度及高肥不一定是最高產(chǎn)的，合理的肥密組合能夠擴(kuò)庫增源、提高肥料利用率，進(jìn)而獲得高產(chǎn)。將肥密組合與膜下滴灌進(jìn)行創(chuàng)新集成應(yīng)用到生產(chǎn)實踐中，可減小當(dāng)前肥密管理的盲目性，能進(jìn)一步提高肥料的利用率、減輕污染、節(jié)本增收。所以，在膜下滴灌技術(shù)的基礎(chǔ)上，調(diào)整合理的肥密組合尤其對水資源匱乏、肥料利用率低的寒地半干旱地區(qū)可持續(xù)農(nóng)業(yè)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。本試驗主要分析了2014年秋季玉米籽粒產(chǎn)量的數(shù)據(jù)，具有一定的局限性，尚存在一些不確定性，需要結(jié)合一些單因子試驗進(jìn)一步深入研究。

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Effects of density and fertilization combination on yield of maize under mulched drip irrigation in semi-arid and cold areas

ZHANG Fa-ming, YANG Ke-jun, LI Zuo-tong, ZHAO Chang-jiang, WANG Yu-feng, XU Jing-yu,ZHANG Yi-fei, WANG Zhi-hui, FU Jian, GU Ying-nan, YANG Xi-ling, LIU Hui-di, LIU Cheng, LIU Yu,FANG Yong-jiang, TANG Chun-shuang, WANG Cong

(KeyLaboratoryofCropGermplasmimprovementandcultivationinColdArea/CollegeofAgronomy,HeilingjiangBayiAgriculturalUniversity,Daqing,Heilongjiang163319,China)

Abstract：To investigate the cultivation practices for high yield of maize under mulched drip irrigation in the semi-arid and cold areas in western Heilongjiang province, maize variety Zhengdan 958 was used as the study material. In addition, nitrogen, phosphate, potash and planting density were selected as the four experimental factors, each of which was tested at five levels. A quadratic regression model was thereby employed to establish in accordance with rotation design statistical analysis methods (1/2 implement) to analyze the effects of different fertilizers and planting densities on grain yield. The results showed that each single factor had obvious influence on grain yield, exhibiting a trend of downward opening parabola. The effects of these four factors were in an order of nitrogen (N) > density > potash (K) > phosphate (P). Also, the marginal yield reduction caused by unit volume level applied was in a order of phosphate (P) > density > potash (K) > nitrogen (N). Coordination between nitrogen and phosphate had a mutual promoting effect on the increase of grain yield. To achieve a yield higher than 12231.97 kg·hm(-2), the best combination of nitrogen and phosphate fertilizer, potash fertilizer, and planting density were as follows: 246.24～279.59 kg·hm(-2) nitrogen; 133.77～151.52 kg·hm(-2) phosphate; 82.85～97.16 kg·hm(-2) potash and 79 676～85 324 plants·hm(-2) planting density.

Keywords:maize; semi-arid and cold areas; mulched drip irrigation; fertilizer and density; yield

中圖分類號：S513

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

作者簡介：張發(fā)明(1988—)，男，黑龍江延壽人，在讀碩士，研究方向為玉米高產(chǎn)理論與技術(shù)。E-mail：15164568108@126.com。通信作者：楊克軍(1968—)，男，山東莒縣人，博士，教授，主要從事作物高產(chǎn)栽培與耕作方面的研究。 E-mail:byndykj@163.com。

基金項目：糧食豐產(chǎn)科技工程(2011BAD16B11-03)；國家科技計劃課題(2013BAD07B01-07)；黑龍江省農(nóng)墾總局科技攻關(guān)項目(HNK11A-03-02)；大慶市科技計劃項目(SJH-2013-35)

收稿日期：2015-02-18

doi:10.7606/j.issn.1000-7601.2016.02.05

文章編號：1000-7601(2016)02-0032-06