趙育恒,鄭 鑫,,林彥宇

(黑龍江八一農(nóng)墾大學(xué) a.工程學(xué)院;b.土木水利學(xué)院,黑龍江 大慶 163319)

0 引言

我國(guó)淡水資源總量占全球水資源的6%,但人均水資源占有量?jī)H為世界人均水平的1/4[1]。目前,水資源短缺已成為制約經(jīng)濟(jì)社會(huì)持續(xù)發(fā)展的重要因素之一,大力加強(qiáng)科技創(chuàng)新與技術(shù)整合、推進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、完善農(nóng)業(yè)節(jié)水工程、推進(jìn)體制與機(jī)制創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)科技節(jié)水、結(jié)構(gòu)節(jié)水、工程節(jié)水、制度節(jié)水勢(shì)在必行?；蕘?lái)自自然界,養(yǎng)分濃度高,供應(yīng)效能好,極大程度上降低了勞動(dòng)強(qiáng)度,解放了勞動(dòng)力,作為工業(yè)技術(shù)革命果實(shí)和現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的物質(zhì)支撐,在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中起到了舉足輕重的作用。然而,據(jù)世界聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織統(tǒng)計(jì),我國(guó)的耕作土地面積占比不到世界耕地面積占比的1/10,化肥使用量卻已經(jīng)接近全世界使用量的1/3[2]。現(xiàn)階段,我國(guó)單位土地耕種面積平均化肥施入用量已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)國(guó)際上認(rèn)定的安全界限[3],且目前對(duì)水肥調(diào)控模型的研究方法集中在水肥與產(chǎn)量之間的效應(yīng)方程上,主要方法是運(yùn)用回歸分析建立水肥與產(chǎn)量之間的模型并對(duì)其分析[4]。曹毅等人通過(guò)主成分分析方法和多元回歸分析法對(duì)水肥施用量進(jìn)行綜合評(píng)價(jià),為設(shè)施果樹(shù)灌溉施肥制度提供了合理的參考與建議[5]。聶堂哲等人采用D-311最優(yōu)飽和設(shè)計(jì),研究灌水量、氮肥和磷肥三因素對(duì)玉米生長(zhǎng)、產(chǎn)量及其構(gòu)成因素、耗水規(guī)律和水分利用效率的影響,得出水和肥對(duì)玉米產(chǎn)量的影響順序?yàn)榈?灌水量>磷肥[6]。

綜上所述,以往研究的滴灌技術(shù)多應(yīng)用于玉米紫花苜蓿番茄葡萄等瓜果蔬菜上,對(duì)大豆研究較少[7-8],且對(duì)滴灌技術(shù)與水肥調(diào)控技術(shù)兩者相結(jié)合的研究較少。為此,于2020年5-10月在黑龍江省嫩江市九三管理局鶴山農(nóng)場(chǎng)進(jìn)行大田試驗(yàn)以及數(shù)據(jù)采集和處理,通過(guò)田間小區(qū)試驗(yàn)開(kāi)展水肥耦合試驗(yàn)研究,并進(jìn)行以農(nóng)戶為基礎(chǔ)的水肥等數(shù)據(jù)調(diào)研,探討分析滴灌條件下水、氮、磷、鉀四因素對(duì)大豆生長(zhǎng)發(fā)育指標(biāo)、耗水量、水分利用效率、產(chǎn)量的影響及經(jīng)濟(jì)效益分析。研究旨在解決九三管理局生產(chǎn)中水肥管理盲目性大、在水分和養(yǎng)分管理方面還主要借鑒常規(guī)灌溉經(jīng)驗(yàn)的問(wèn)題,同時(shí)也為九三大豆生產(chǎn)提供調(diào)整決策,進(jìn)一步促進(jìn)墾區(qū)“三減”、農(nóng)業(yè)節(jié)本增效、農(nóng)民增收[9]。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)區(qū)概況

試驗(yàn)設(shè)在黑龍江省黑河市九三管理局鶴山農(nóng)場(chǎng)科技園(48°43′～49°03′N,124°56′～126°21′E)。試驗(yàn)地區(qū)年均溫度≥10℃,年有效積溫2000～2300℃,無(wú)霜期115～120天,屬寒溫帶大陸性氣候,雨季多集中在夏天。當(dāng)?shù)氐耐寥李愋鸵院谕翞橹?耕地呈弱酸性,試驗(yàn)地0～20cm土層基本理化性質(zhì)為土壤容重1.21g/cm3、堿解氮137.8mg/kg、速效磷20.35mg/kg、速效鉀180.16mg/kg、有機(jī)質(zhì)22.1g/kg、pH值6.26。

1.2 試驗(yàn)方案

1.2.1 試驗(yàn)區(qū)布置

試驗(yàn)區(qū)種植作物為大豆,所選供試品種為黑河43。供試肥料為尿素(含N=46%)、鉀肥(含K2O=60%)、二胺(含P2O5=16%)。種植方式為“一壟單管雙行”,壟高0.2m,壟寬0.4m,溝底寬0.4m,壟間距1m,壟上種植2行大豆,保苗株樹(shù)36萬(wàn)株/hm2。滴灌帶鋪設(shè)在壟中間,滴頭流量1.38L/h,滴頭間距0.3m,每個(gè)試驗(yàn)小區(qū)面積為10m×10m=100m2。試驗(yàn)布置如圖1所示。

圖1 田間小區(qū)試驗(yàn)示意圖Fig.1 Schematic diagram of field plot experiment

1.2.2 田間小區(qū)試驗(yàn)設(shè)計(jì)

根據(jù)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶調(diào)研獲得各因素上下限并設(shè)立對(duì)照組,各因素上下限如表1所示。供試大豆品種、密度及施用農(nóng)藥等技術(shù)相同的條件下,試驗(yàn)分別設(shè)置300、350、400mm等3種不同滴灌量,同時(shí)設(shè)置不灌溉組作為對(duì)照,各生育階段滴灌量比例為苗期:分枝期:開(kāi)花期:鼓粒期=1.5:1.5:5:2;分別設(shè)置零施氮水平、常規(guī)施氮水平為90kg/hm2、氮減量10%水平為81kg/hm2、氮減量20%水平為72kg/hm2、氮減量30%水平為63kg/hm2等5種不同施氮量。施肥比例為基肥:追肥(在開(kāi)花期和鼓粒期隨水滴施)=2:1。鉀肥100kg/hm2,磷肥75kg/hm2,均作為底肥一次性施入。采用全面試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法,共計(jì)16個(gè)處理。每個(gè)處理3次重復(fù),共計(jì)48個(gè)試驗(yàn)小區(qū),隨機(jī)排列[10]。試驗(yàn)設(shè)計(jì)如表2所示。

1.2.3 試驗(yàn)指標(biāo)觀測(cè)

測(cè)量與考種:隨機(jī)選取5點(diǎn)(對(duì)角線加中心點(diǎn)),每點(diǎn)連續(xù)取樣5株大豆測(cè)其有效株數(shù)、單株莢數(shù)、單莢粒數(shù)、百粒質(zhì)量、結(jié)實(shí)率,計(jì)算理論產(chǎn)量,同時(shí)實(shí)測(cè)每個(gè)處理實(shí)際產(chǎn)量。

1)有效株數(shù):收割前數(shù)各處理的結(jié)實(shí)株數(shù),取其平均值。

2)單株莢數(shù):收割前數(shù)各處理的單株結(jié)莢數(shù),取其平均值。

3)單莢粒數(shù):收割前數(shù)各處理的單莢有效結(jié)粒數(shù),取其平均值。

4)百粒質(zhì)量:將大豆晾曬至脫水后將其充分混合均勻,隨機(jī)取出100粒為1組,共取3組,分別稱重,當(dāng)每組質(zhì)量相差小于3%時(shí),取其平均質(zhì)量;當(dāng)每組質(zhì)量相差大于3%時(shí),重新取組至每組質(zhì)量相差小于3%。

5)結(jié)實(shí)率:將大豆晾曬至脫水后將其充分混合均勻,統(tǒng)計(jì)出總粒數(shù)、實(shí)粒數(shù)和空癟數(shù)。隨機(jī)取出100粒為1組,共取3組,分別稱重,當(dāng)每組質(zhì)量相差小于3%時(shí),取其實(shí)粒數(shù)與總粒數(shù)的比值;當(dāng)每組質(zhì)量相差大于3%時(shí),重新取組至每組質(zhì)量相差小于3%。

6)理論產(chǎn)量:有效株數(shù)、單莢粒數(shù)、百粒質(zhì)量和結(jié)實(shí)率的乘積即為其理論產(chǎn)量[10]。

表1 各因素上下限Table 1 The upper and lower limits of each factor

表2 試驗(yàn)處理表Table 2 Test processing table

續(xù)表2

2 結(jié)果與分析

2.1 回歸分析

以實(shí)測(cè)產(chǎn)量Y為因變量,以X1(施氮量)、X2(施鉀量)、X3(施磷量)、X4(灌水量)的編碼值作為多項(xiàng)式回歸分析的自變量,運(yùn)用MatLab7.1軟件通過(guò)回歸分析得到大豆產(chǎn)量與施氮量、施鉀量、施磷量、灌水量之間的回歸方程為

Y=2426.49+252.1X1+42.62X2+49.62X3+

152.46X4+74.92X1X2+36.02X1X3-

91.46X1X4-29.6X2X3+87.56X2X4-

(1)

對(duì)于方程式(1)進(jìn)行F檢驗(yàn),得出實(shí)際產(chǎn)量Y和預(yù)測(cè)產(chǎn)量y的復(fù)相關(guān)系數(shù)R2=0.9257,說(shuō)明關(guān)系顯著,擬合度較高,能夠很好地進(jìn)行產(chǎn)量與施氮量、施鉀量、施磷量、灌水量四因素之間關(guān)系的預(yù)測(cè)。

將式(1)各回歸項(xiàng)系數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,因在擬合方程的過(guò)程中已經(jīng)對(duì)各項(xiàng)系數(shù)進(jìn)行無(wú)量綱線性編碼代換,各因子對(duì)產(chǎn)量的影響程度可以根據(jù)水、氮、磷、鉀各自變量系數(shù)絕對(duì)值的大小來(lái)進(jìn)行判斷。公式(1)中各因子一次項(xiàng)系數(shù)均為正值,說(shuō)明水、氮、磷、鉀四因素對(duì)大豆增產(chǎn)均具有促進(jìn)作用,且對(duì)大豆產(chǎn)量影響順序?yàn)榈?水>鉀>磷。交互項(xiàng)系數(shù)X1X2、X1X3、X2X4、為正值,說(shuō)明氮與磷耦合、氮與鉀耦合、磷與水耦合均有協(xié)同作用,對(duì)產(chǎn)量的提高具有促進(jìn)作用;X1X4、X2、X3,X3X4為負(fù)值,說(shuō)明鉀、磷耦合對(duì)大豆產(chǎn)量的增加具有抑制作用;二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值,圖像為開(kāi)口向下的拋物線,有最高點(diǎn),即當(dāng)各因子施入量超過(guò)最優(yōu)值時(shí),過(guò)量的水、肥調(diào)控并不會(huì)實(shí)現(xiàn)大豆增產(chǎn)。

2.2 主因素效應(yīng)分析

通過(guò)分析該模型,主效應(yīng)表現(xiàn)為:

1)由一次項(xiàng)系數(shù)可知,試驗(yàn)中四因子對(duì)大豆產(chǎn)量影響效應(yīng)為X1>X4>X3>X2,即氮肥>灌水量>鉀肥>磷肥。

2)各因素相互作用效應(yīng)順序?yàn)閄1X3>X1X4>X3X4>X2X3>X2X4,即氮鉀>氮水>鉀水>磷鉀>磷水。

3)二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值,圖像為開(kāi)口向下的拋物線,有最高點(diǎn),說(shuō)明各因素施入量存在最優(yōu)值且過(guò)量施入會(huì)使大豆產(chǎn)量降低。

2.3 單因素效應(yīng)分析

對(duì)式(1)進(jìn)行降維分析,得到四因素對(duì)產(chǎn)量影響的一元二次子方程,即

(2)

(3)

(4)

(5)

根據(jù)式(2)～式(5)可以分析出滴灌條件下大豆產(chǎn)量隨各因素施入用量的變化,如圖2所示。

圖2 試驗(yàn)單因素效應(yīng)圖Fig.2 Trial One-Way Effects Plot

圖2中,水、氮、磷、鉀四因素的產(chǎn)量效應(yīng)曲線,均為開(kāi)口向下的拋物線,存在產(chǎn)量最高值,其點(diǎn)所對(duì)的編碼值即為各單因素最佳施入量。在試驗(yàn)設(shè)計(jì)范圍內(nèi),氮的最佳施入量編碼值為2.00016,實(shí)際施入量為98.402kg/hm2,此時(shí)產(chǎn)量可達(dá)2678.61kg/h2;磷的最佳施入量編碼值為0.118,實(shí)際施入量為80.25kg/hm2,此時(shí)產(chǎn)量可達(dá)2429.43kg/hm2;鉀的最佳施入量編碼值為0.12,實(shí)際施入量為107.122kg/hm2,此時(shí)產(chǎn)量可達(dá)2429.49kg/hm2;水的最佳施入量編碼值為0.19,實(shí)際灌水量為267.39kg/hm2,此時(shí)產(chǎn)量可達(dá)2440.86kg/hm2。當(dāng)施入量小于最佳施入量時(shí),大豆產(chǎn)量隨各因素施入量的增加而提高;當(dāng)施入量大于最佳施入量時(shí),大豆產(chǎn)量隨各因素施入量的增加而降低。其中,增產(chǎn)負(fù)效應(yīng)最為突出的因素是灌水量。

2.4 單因素邊際效應(yīng)分析

單因素邊際效應(yīng)可以反映各因素在不同水平時(shí)的產(chǎn)量增減速率。對(duì)式(2)～式(5)求一階偏導(dǎo)并使dy/dx=0,求得各因素的邊際效應(yīng)方程為

氮肥量:dy/dx=252.1-126.04X1

(6)

磷肥量:dy/dx=42.62-359.3X2

(7)

鉀肥量:dy/dx=49.62-411.18X3

(8)

灌水量:dy/dx=152.46-810.58X4

(9)

將不同水平值的各因素代入方程,即可求得邊際效益值,如圖3所示。

在試驗(yàn)設(shè)計(jì)范圍內(nèi),隨著水、氮、磷、鉀四因素施入量的增加,其邊際效益均呈遞減趨勢(shì);隨著施入量增加,邊際效益隨之減少,與X軸相交時(shí)為最佳施入量。

圖3 試驗(yàn)單因素邊際效應(yīng)圖Fig.3 Trial one-way marginal effects plot

2.5 各因素耦合效應(yīng)分析

為了探究各因素之間的耦合效應(yīng),在大豆產(chǎn)量回歸模型(1)中,固定磷、氮、鉀、水為0編碼值水平,則得到氮鉀、氮磷、氮水、磷水、鉀水、磷鉀交互的回歸子模型方程為

YNK=2426.49+252.1X1+49.62X3+36.02X1X3-

(10)

YNP=2426.49+252.1X1+42.62X2+74.92X1X2-

(11)

YNW=2426.49+252.1X1+152.46X4-91.46X1X4-

(12)

YPK=2426.49+42.62X2+49.62X3-29.6X2X3-

(13)

YPW=2426.49+42.62X2+152.46X4+87.56X2X4-

(14)

YKW=2426.49+49.62X3+152.46X4-8.32X3X4-

(15)

利用MatLab對(duì)式(10)～式(15)繪制氮與鉀、氮與磷、氮與水、磷與鉀、磷與水、鉀與水對(duì)產(chǎn)量影響的二因素交互作用三維模型圖,如圖4～圖9所示。

圖4 氮肥用量與磷肥用量對(duì)大豆產(chǎn)量的影響Fig.4 Effects of nitrogen and potassium fertilizer amounts on soybean yield

圖5 氮肥用量與鉀肥用量對(duì)大豆產(chǎn)量的影響Fig.5 Effects of nitrogen and phosphorus fertilizer dosage on soybean yield

圖6 氮肥用量與灌水量對(duì)大豆產(chǎn)量的影響Fig.6 Effects of nitrogen fertilizer amount and irrigation amount on soybean yield

圖7 磷肥用量與鉀肥用量對(duì)大豆產(chǎn)量的影響Fig.7 Effects of phosphate and potassium fertilizer amounts on soybean yield

圖8 磷肥用量與灌水量對(duì)大豆產(chǎn)量的影響Fig.8 Effects of phosphate fertilizer amount and irrigation amount on soybean yield

圖9 鉀肥用量與灌水量對(duì)大豆產(chǎn)量的影響Fig.9 Effects of potassium fertilizer amount and irrigation amount on soybean yield

由圖4～圖9可以看出:兩個(gè)因子之間的交互作用對(duì)大豆產(chǎn)量的影響均表現(xiàn)出先增大的趨勢(shì),超過(guò)一定閾值后產(chǎn)量隨之降低。由圖4可以看出,氮對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于鉀的影響效果;由圖5可以看出,氮對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于磷的影響效果;由圖6可以看出,氮對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于水的影響效果;由圖7可以看出,鉀對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于磷的影響效果;由圖8可以看出,水對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于鉀的影響效果;由圖9可以看出,水對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于磷的影響效果。

3 結(jié)論

1)滴灌條件下,氮肥、鉀肥、磷肥與灌水量對(duì)大豆產(chǎn)量均有顯著的影響,四因素對(duì)產(chǎn)量影響大小的順序?yàn)榈?水>鉀>磷。

2)通過(guò)對(duì)兩因素之間的交互作用分析可知:大豆產(chǎn)量的變化均表現(xiàn)出先增大的趨勢(shì),超過(guò)一定閾值后減小。氮肥對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于鉀肥、磷肥、灌水量;灌水量對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于鉀肥、磷肥;鉀肥對(duì)產(chǎn)量的影響效果大于磷肥。

3)各交互作用對(duì)產(chǎn)量影響的大小順序?yàn)榈?氮水>鉀水>氮磷>磷水>鉀磷;氮與鉀耦合、氮與磷耦合、氮與水耦合、鉀與水耦合、磷與水耦合對(duì)產(chǎn)量的增加具有促進(jìn)作用,鉀磷耦合對(duì)大豆產(chǎn)量具有抑制作用。