羅天瓊，龍忠富，莫本田，羅冬菊，吳佳海，劉梅霞

（1.貴州省草業(yè)研究所，貴州貴陽550006；2.雷山縣草地生態(tài)畜牧業(yè)發(fā)展中心，貴州雷山557100）

威寧球莖草蘆種子豐產(chǎn)栽培技術(shù)研究

羅天瓊1，龍忠富1，莫本田1，羅冬菊2，吳佳海1，劉梅霞1

（1.貴州省草業(yè)研究所，貴州貴陽550006；2.雷山縣草地生態(tài)畜牧業(yè)發(fā)展中心，貴州雷山557100）

2008-2010年，采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)方法進(jìn)行研究，建立了威寧球莖草蘆（Phalaristuberosacv.Weining）主要栽培因子（播種量、有機(jī)肥、氮肥、磷肥、鉀肥和種子產(chǎn)量）關(guān)系的數(shù)學(xué)模型。通過效應(yīng)分析，得出各試驗(yàn)單因子對種子產(chǎn)量影響的順序?yàn)椴シN量＞氮肥＞有機(jī)肥＞磷肥＞鉀肥；試驗(yàn)雙因子交互效應(yīng)以播種量和氮肥、播種量和磷肥、氮肥和鉀肥間效果較顯著。尋優(yōu)結(jié)果表明，在播種量為3.75kg·hm-2、有機(jī)肥為7 500 kg·hm-2、尿素為450kg·hm-2、磷肥為750kg·hm-2和鉀肥為450kg·hm-2的組合條件下，其種子產(chǎn)量達(dá)449.50kg·hm-2，可獲最大經(jīng)濟(jì)效益。

威寧球莖草蘆；種子；豐產(chǎn)；肥效；優(yōu)化栽培

球莖草蘆（Phalaristuberosa）為禾本科虉草屬長壽、多年生、優(yōu)良飼料作物，原產(chǎn)南歐、地中海沿岸的溫帶地區(qū)，我國于20世紀(jì)60-70年代從澳大利亞引進(jìn)種植，其適應(yīng)性強(qiáng)、生長速度快、分蘗能力強(qiáng)、葉量大、草質(zhì)鮮嫩，營養(yǎng)價值高、適口性好、產(chǎn)量高、耐旱耐澇，冬季青綠，生長年限長達(dá)15年，是溫帶、亞熱帶地區(qū)建立永久性混播草地的優(yōu)良牧草之一。同時，因其生物量大、根系發(fā)達(dá)，還是遏制水土流失、治理石漠化的優(yōu)良草被植物。

隨著貴州草地生態(tài)畜牧業(yè)的發(fā)展及兩江上游生態(tài)環(huán)境的治理和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等政策的實(shí)施，優(yōu)質(zhì)牧草種需求量增大。據(jù)統(tǒng)計(jì)，貴州牧草種子生產(chǎn)量年均僅30t，市場需求量約400t［1］。如此大的草種缺口主要靠從國外進(jìn)口解決，而進(jìn)口草種花費(fèi)大，抗逆性差、抗病蟲能力弱，不適應(yīng)當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境等。因此，加強(qiáng)地方優(yōu)良草種選育、進(jìn)行種子產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)是當(dāng)前生態(tài)環(huán)境治理、草地畜牧業(yè)發(fā)展急待解決的大問題。

自20世紀(jì)80年代開始，貴州省草業(yè)研究所就致力于貴州野生牧草種質(zhì)資源搜集、栽培馴化、鑒定評價、新品種選育、推廣應(yīng)用等方面的研究工作［2-3］。經(jīng)過數(shù)十年的努力，已選育并審定登記了具有優(yōu)良水保性能及飼用價值的牧草新品種10余種，威寧球莖草蘆（P.tuberosacv.Weining）就是其中之一。為了加快其在生產(chǎn)中的推廣應(yīng)用力度，必須擴(kuò)大種子再生產(chǎn)，掌握其種子生產(chǎn)關(guān)鍵技術(shù)。為此，于2008-2010年開展種子產(chǎn)量與主要栽培因子之間的數(shù)量關(guān)系研究，以期為球莖草蘆在生產(chǎn)中的推廣應(yīng)用提供基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)地概況 試驗(yàn)設(shè)在貴州省獨(dú)山縣麻萬鎮(zhèn)銅鼓井村的貴州省草業(yè)研究所試驗(yàn)場內(nèi)，位于25°50′N，107°33′E，海拔970m，年均氣溫15℃，極端最高溫34℃，極端最低溫-8℃，年降水量1 346mm，無霜期271d；年日照時數(shù)1 337h，年均相對濕度82%。土壤為黃棕壤，pH值為6.4，有機(jī)質(zhì)為2.52%，全氮為0.30%，水解氮為29.82 mg·kg-1，速效鉀為98.25mg·kg-1，土壤總體肥力水平中等。

1.2 試驗(yàn)材料 威寧球莖草蘆種子為貴州省草業(yè)研究所選育；試驗(yàn)肥料為尿素［CO（NH2）2］、有機(jī)肥、過磷酸鈣［Ca（H2PO4）2·H2O］、硫酸鉀（K2SO4）。

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì) 采用五元二次正交回歸旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)［4-6］，對播種量（X1）、有機(jī)肥（X2）、氮肥（X3）、磷肥（X4）和鉀肥（X5）5個因子進(jìn)行栽培試驗(yàn)。各試驗(yàn)因素變量的設(shè)計(jì)水平及編碼值見表1，五因子五水平（1/2實(shí)施），共計(jì)36個小區(qū)（Mc+2P+M0= 16+10+10），采用不完全隨機(jī)區(qū)組排列，小區(qū)面積為3m×5m（其零水平為生產(chǎn)上大面積采用技術(shù)措施）。研究播種量、有機(jī)肥、氮肥、磷肥、鉀肥對威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量的影響，根據(jù)設(shè)計(jì)要求，各小區(qū)按隨機(jī)區(qū)組排列，其方案詳見表2。采用條播方式播種，行距為50cm，播種時間為2008年9月24-25日。

表1 試驗(yàn)因素水平及編碼Table 1 Variable design levels and its coding value（r=2）kg·hm-2

表2 各試驗(yàn)因子田間用量及種子產(chǎn)量Table 2 Variable level in field design and seed production kg·hm-2

1.4 試驗(yàn)方法與統(tǒng)計(jì)分析 磷肥和有機(jī)肥均于播種時一次性施入。氮肥和鉀肥為追肥，氮肥在分蘗期和返青期各施入全年總量的1/2，鉀肥在分蘗期全部施入。收獲各小區(qū)種子，測定種子產(chǎn)量，以2年小區(qū)平均產(chǎn)量計(jì)算（表2），采用DPS軟件進(jìn)行分析［7］，用Excel軟件作圖。

2 結(jié)果與分析

2.1 回歸數(shù)學(xué)模型的建立 根據(jù)2008―2010年試驗(yàn)結(jié)果，將2年平均產(chǎn)量折算成公頃產(chǎn)量（表2），采用DPS統(tǒng)計(jì)軟件分析，以獲得威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量與栽培管理因子間數(shù)學(xué)模型為：

式中，Y為種子產(chǎn)量，X1為播種量，X2為有機(jī)肥，X3為氮肥，X4為磷肥，X5為鉀肥。

回歸顯著性檢驗(yàn)表明，F(xiàn)=7.68＞F0.01（20，6）= 7.40，達(dá)1%顯著水平，復(fù)相關(guān)系數(shù)R為0.859［R（0.01，15，5）=0.752］，回歸顯著，方程擬合較好，試驗(yàn)數(shù)據(jù)可靠，能反映實(shí)際情況。

2.2 效應(yīng)分析

2.2.1 主因子效應(yīng)分析 建立模型時使用各因素的代碼、模型中各系數(shù)具有相對獨(dú)立性，可直接根據(jù)一次項(xiàng)系數(shù)絕對值大小判斷各因素的重要性。對模型（1）中一次項(xiàng)系數(shù)作用大小順序?yàn)椴シN量（15.08）＞氮肥（5.75）＞有機(jī)肥（4.13）＞磷肥（3.99）＞鉀肥（3.83）。

在a=0.1顯著水平上剔除不顯著項(xiàng)后，其簡化方程（2）為：

經(jīng)回歸顯著性檢驗(yàn)表明：F回歸（1，20）=2.11，X1的F值=6.08，X12的F值=4.48，X32的F值=6.34，X1X3的F值=3.32，X1X4的F值= 3.76，X3X5的F值=6.75。因而，X1一次效應(yīng)，X1、X3二次效應(yīng)，X1X3、X1X4和X3X5的一級互作效應(yīng)均顯著［8-11］。

采用“降維法”進(jìn)行分析，固定其他4個因子取零水平，得到另一因子與種子產(chǎn)量的關(guān)系方程如下［12-16］：

式中，Y1、Y2、Y3、Y4和Y5分別表示其他因子取0水平時，播種量、有機(jī)肥、氮肥、磷肥和鉀肥與種子產(chǎn)量關(guān)系式。

從方程（3）和圖1、方程（5）和圖3、方程（6）和圖4中均可知，當(dāng)播種量為3.75～7.5kg·hm-2、或氮肥施用量為0～225kg·hm-2、或磷肥施用量為300～525kg·hm-2（編碼值均為-2～0）時，威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量與播種量、氮肥施用量、磷肥施用量間均成負(fù)效應(yīng)，即隨著播種量、氮肥或磷肥施用量的增加，種子產(chǎn)量均降低；當(dāng)播種量為7.5～11.25 kg·hm-2、或氮肥施用量為225～450kg·hm-2、或磷肥施用量為525～750kg·hm-2（編碼值均為0～2）時，威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量與播種量、氮肥、磷肥施用量均成正效應(yīng)，即隨著播種量、氮肥、磷肥施用量的增加，種子產(chǎn)量均增加。當(dāng)其他栽培條件不變，播種量為3.75kg·hm-2時，威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量可達(dá)205.52kg·hm-2；或氮肥施用量為450 kg·hm-2時，種子產(chǎn)量可達(dá)195.58kg·hm-2；或磷肥施用量為300kg·hm-2時，種子產(chǎn)量可達(dá)166.02kg·hm-2。

從方程（4）和圖2中可知，有機(jī)肥施用量與種子產(chǎn)量間成正效應(yīng)，即有機(jī)肥施用量在7 500～30 000 kg·hm-2時（編碼值為-2～2時），種子產(chǎn)量隨有機(jī)肥施用量的增加而增加，即當(dāng)有機(jī)肥施用量為30 000kg·hm-2時，種子產(chǎn)量可達(dá)140.86kg·hm-2。

圖1 播種量與種子產(chǎn)量關(guān)系Fig.1 Relationship between seeding rate and seed yield

圖2 有機(jī)肥與種子產(chǎn)量關(guān)系Fig.2 Relationship between organic fertilizer and seed yield

圖3 氮肥與種子產(chǎn)量關(guān)系Fig.3 Relationship between nitrogen fertilizer and seed yield

圖4 磷肥與種子產(chǎn)量關(guān)系Fig.4 Relationship between phosphate fertilizer and seed yield

圖5 鉀肥與種子產(chǎn)量關(guān)系Fig.5 Relationship between potassium fertilizer and seed yield

從方程（7）和圖5中可知，鉀肥施用量與種子產(chǎn)量間成負(fù)效應(yīng)，即有機(jī)肥施用量在225～450 kg·hm-2時（編碼值為-2～2時），其種子產(chǎn)量隨有機(jī)肥施用量增加而降低，即當(dāng)鉀肥施用量為225 kg·hm-2時，種子產(chǎn)量可達(dá)142.54kg·hm-2。

據(jù)DPS統(tǒng)計(jì)軟件分析表明：在確定目標(biāo)產(chǎn)量臨界值為152.62kg·hm-2時［8］，大于目標(biāo)產(chǎn)量值的1 870個方案中，各因素在95%置信區(qū)間的取值水平分別為X1=-0.348～-0.213，X2=-0.064～0.064，X3=-0.117～0.021，X4=-0.106～0.021，X5=-0.105～0.020，即其相應(yīng)農(nóng)藝措施下威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量分別為134.48～136.11、130.49～131.03、130.27～130.88、130.68～131.26和130.68～131.23kg·hm-2。

2.2.2 雙因子交互效應(yīng) 由產(chǎn)量效應(yīng)函數(shù)模型不難看出，各因素間存在一定交互效應(yīng)，但只有X1X3、X1X4、X3X5的互作作用達(dá)到顯著或極顯著水平，因此，生產(chǎn)中應(yīng)注意氮肥、磷肥、鉀肥的配合施用。

采用“降維法”［16］，得到高產(chǎn)優(yōu)化栽培條件下的互作效應(yīng)產(chǎn)量子模型為：

式中，Y1，3表示播種量與氮肥兩因子交互作用下的種子產(chǎn)量關(guān)系式；Y1，4表示播種量與磷肥兩因子交互作用下的種子產(chǎn)量關(guān)系式；Y3，5表示氮肥與鉀肥兩因子交互作用下的種子產(chǎn)量關(guān)系式。

氮肥與播種量兩個變量在交互效應(yīng)中均起作用（表3）。在同一播種量下，施氮水平高低對產(chǎn)量的影響較大，即施氮肥水平在0～2，種子產(chǎn)量逐漸增加；而施氮肥水平在-2.0～-0.5，種子產(chǎn)量逐漸降低。在同一氮肥水平下，播種量高低對產(chǎn)量影響也較大，即播種量在-2.0～-0.5，種子產(chǎn)量逐漸降低，而播種量在0～2，種子產(chǎn)量是增加的。當(dāng)增加播種量到較高水平，施氮水平控制在-2.0～-0.5，種子產(chǎn)量較高且較穩(wěn)定（變異系數(shù)?。＜串?dāng)播種量為11.25kg·hm-2（編碼值為2），施氮量為0（編碼值為-2）時，種子產(chǎn)量達(dá)313.54kg·hm-2。

磷肥與播種量兩個變量在交互效應(yīng)中均起作用（表4）。在同一播種量下，施磷水平高低對產(chǎn)量影響較大，即施磷水平在-2.0～-0.5，種子產(chǎn)量逐漸降低；在0水平時，種子產(chǎn)量不變；施磷肥水平在0.5～2.0，種子產(chǎn)量逐漸增加。在同一磷肥水平下，隨著播種量的增加，種子產(chǎn)量有增有減，即磷肥在0水平時，種子產(chǎn)量不隨播種量的變化而變化；磷肥在0.5～2.0的同一水平時，種子產(chǎn)量隨播種量的增加而降低較明顯；磷肥在-0.5～-2.0的同一水平時，種子產(chǎn)量隨播種量的增加而增加。當(dāng)增加播種量到較高水平，施磷水平控制在-2.0～-1.5，種子產(chǎn)量較高且較穩(wěn)定（變異系數(shù)小）。即當(dāng)播種量為11.25kg·hm-2（編碼值為2），施磷量為300 kg·hm-2（編碼值為-2）時，種子產(chǎn)量達(dá)263.64 kg·hm-2。

當(dāng)鉀肥控制在較低水平-2～0時，隨著氮肥施用量的增加，種子產(chǎn)量逐漸降低；當(dāng)鉀肥控制在較高水平0.5～2.0時，隨著氮肥施用量的增加（表5），種子產(chǎn)量逐漸增加。而當(dāng)兩因子均控制在最低（編碼值為-2）或最高（編碼值為2）水平時，可使種子產(chǎn)量穩(wěn)定在較高水平，即261.89kg·hm-2處。

2.3 模型栽培管理因子尋優(yōu)結(jié)果 根據(jù)主要因子與雙因子交互效應(yīng)分析，并用DPS軟件對其數(shù)學(xué)模型進(jìn)行模擬優(yōu)化，結(jié)果表明：在播量為3.75 kg·hm-2、有機(jī)肥為7 500kg·hm-2、尿素為450 kg·hm-2、磷肥為750kg·hm-2、鉀肥為450 kg·hm-2的試驗(yàn)條件下，威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量達(dá)449.50kg·hm-2，獲得高產(chǎn)的目標(biāo)。

2.4 經(jīng)濟(jì)效益分析 根據(jù)2010年市場價格，威寧球莖草蘆種子按批發(fā)價150元·kg-1計(jì)算（市場上其種子稀缺），有機(jī)肥按0.30元/kg、尿素按2.0元·kg-1、硫酸鉀按3.3元·kg-1、磷肥按0.54元·kg-1計(jì)算，在獲得種子高產(chǎn)的同時，其最高經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)值可達(dá)67 414.5元·hm-2，只計(jì)算肥料和種子投資，其他費(fèi)用不列入成本時，則草種純收入可達(dá)61 812.0元·hm-2。

表3 播量（X1）與氮肥（X3）交互效應(yīng)Table 3 Interaction between sowing rate（X1）and nitrogen fertilization（X3）

表4 播量（X1）與磷肥（X4）交互效應(yīng)Table 4 Interaction of sowing rate（X1）and phosphorus fertilization（X4）

表5 氮肥（X3）與鉀肥（X5）交互效應(yīng)Table 5 Interaction of nitrogen（X3）and potassium fertilization（X5）

3 小結(jié)

1）通過試驗(yàn)建立了威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量與播種量、有機(jī)肥、氮肥、磷肥和鉀肥施用量之間關(guān)系的優(yōu)化數(shù)學(xué)模型，模型的擬合性好。

2）對模型進(jìn)行效應(yīng)分析可知，影響威寧球莖草蘆種子產(chǎn)量大小順序?yàn)椴シN量＞尿素＞有機(jī)肥＞磷肥＞鉀肥。起主導(dǎo)作用的是播種量和氮肥間、播種量和磷肥間、氮肥和鉀肥間的互作效應(yīng)，應(yīng)將二者控制在一個適宜水平；同時，各因子對產(chǎn)量均具有一定的相互促進(jìn)和抑制作用，因而，必須注意施底肥的同時，合理搭配施用氮肥、磷肥和鉀肥，以獲得高產(chǎn)的目的。

3）根據(jù)模型模擬優(yōu)化尋優(yōu)結(jié)果，在播種量為3.75kg·hm-2、有機(jī)肥為7 500kg·hm-2、尿素為450kg·hm-2、磷肥為750kg·hm-2、鉀肥為450 kg·hm-2的組合條件下，種子產(chǎn)量達(dá)449.32 kg·hm-2，其經(jīng)濟(jì)效益最大。因而，該專題的實(shí)施為貴州開展威寧球莖草蘆種子規(guī)?；a(chǎn)提供了一定的參考依據(jù)。

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Optimum conditions of cultivation for seed production of Phalaristuberosacv.Weining

LUO Tian-qiong1，LONG Zhong-fu1，MO Ben-tian1，LUO Dong-ju2，WU Jia-hai1，LIU Mei-xia1
（1.Guizhou Pratacultural Institute，Guiyang 550006，China；2.Development Centre of Leishan County Grassland and Ecological Animal Husbandry，Leishan 557100，China）

A method of quadratic regression orthogonal rotation design was used to establish mathematical models for studying the relationships between seed yield ofPhalaristuberosacv.Weining and five main cultivation factors（sowing rate，organic，nitrogen，phosphate and potash fertilizer）in 2008-2010.The results indicated that the order of the impact of various factors to the seed yield was the sowing rate＞nitrogen fertilizer＞organic fertilizer＞phosphate fertilizer＞potassium fertilizer.The analysis of two-factor interaction effects showed that the interaction effects between the seeding rate and nitrogen fertilizer；the seeding rate and the phosphorus fertilizer；or the nitrogen and the potassium fertilizer were more significant ot the seed yield.The optimum cultivation conditions for seed production ofP.tuberosacv.Weining were：sowing rate 3.75kg·hm-2，organic fertilizer 7 500kg·hm-2，nitrogenous fertilizer 450 kg·hm-2，phosphate fertilizer 750kg·hm-2and potash fertilizer 450kg·hm-2.The highest seed yield was obtained at 449.50kg·hm-2.

Phalaristuberosacv.Weining；seed；high yield；fertilizer efficiency；optimum cultivation

LUO Tian-qiong E-mail：Ltq19691102＠163.com

S816；S3-33

A

1001-0629（2012）03-0471-07

2011-05-03 接受日期：2011-10-10

貴州省科技成果重點(diǎn)推廣計(jì)劃（黔科合字［2009］5022號）；貴州省農(nóng)業(yè)科學(xué)院專項(xiàng)（黔農(nóng)科院專項(xiàng)［2008］030號）；科技部成果轉(zhuǎn)化資金項(xiàng)目（2011GB2F200010）

羅天瓊（1969-），女（布依族），貴州獨(dú)山人，高級畜牧師，碩士，主要從事牧草育種與推廣利用研究。

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