陳啟武， 彭忠華

（1.貴州省遵義市農(nóng)業(yè)委員會， 貴州 遵義564300； 2.貴州大學農(nóng)學院， 貴陽550025）

如何在玉米種子生產(chǎn)中保證質(zhì)量，獲取高產(chǎn)對制種者尤為重要，必須綜合考慮品種特性、播種時期、父母本合理的播差期，并在保證母本足夠群體的條件下，根據(jù)父本花粉量確定行比，適時適量施肥，防治病蟲害等，最大限度地提高制種產(chǎn)量。貴州中西部地區(qū)是貴州省的玉米主產(chǎn)區(qū)，隨著玉米育種和栽培水平的不斷提高，玉米的單產(chǎn)也在不斷提高。在各種增產(chǎn)途徑中，提高密度已成為一個行之有效的主要手段［1］。

運用回歸正交設計進行多因素綜合試驗，可以得出不同因素不同水平組合的高產(chǎn)高效栽培措施，對研究特定品種的特征特性，不同區(qū)域不同田塊類型的栽培措施，可以實現(xiàn)新品種良種良法配套，充分發(fā)揮優(yōu)良品種的增產(chǎn)潛力［1］。為此，針對貴農(nóng)玉889父母本不同播差期、行比、施肥量的優(yōu)化配置進行了研究，以此指導該類型品種在這一區(qū)域土壤肥力水平上獲得高效能制種的最佳優(yōu)化配置模式［1］。

1 材料與方法

1.1 試驗地概況

田間試驗于2011年4月上旬在貴州省貴陽市花溪區(qū)進行。試驗地屬亞熱帶高原季風氣候區(qū)，平均海拔1 050m，年平均氣溫15.2℃左右，年均降雨量1 100 mm，供試土質(zhì)為黃壤，肥力中等。

1.2 供試材料及試驗方案

供試玉米品種來源于貴州大學彭忠華選育的貴農(nóng)玉889父母本材料，共設3個試驗因素，分別為播差期、行比、施肥量，在田間進行隨機區(qū)組試驗（參照表1）。

采用二次飽和D－最優(yōu)設計310方案，x1為父母本不同播差期（上限為父本比母本早播4d，下限為母本比父本早播4d），x2為行比（上限1∶6，下限1∶3）；x3為施氮量（上限375kg／hm2，下限225kg／hm2）；所有處理 N∶P2O5∶K2O＝2∶1∶2。

表1 玉米栽培試驗因素水平表試驗設計方案

2 結(jié)果與分析

2.1 結(jié) 果

試驗結(jié)果見表2。

表2 貴農(nóng)玉889父母本不同播差期、行比、施肥量的優(yōu)化配置試驗方案及折算結(jié)果數(shù)據(jù)

2.2 建立播差期、行比、施肥量對貴農(nóng)玉889制種產(chǎn)量影響的數(shù)學模型

對表1各處理制種產(chǎn)量結(jié)果進行二次多項式回歸分析，得播差期、行比、施肥量與制種產(chǎn)量（y＾）的三元二次回歸方程［3］：

對回歸方程進行顯著性檢驗，得回歸F值＝55 279.076 7＞Fa＝0.01（1，9）＝10 156，故差異極顯著，說明所建立的回歸方程關(guān)系顯著，即此回歸方程能反映實際情況［3］。

2.3 回歸方程的解析

由于試驗采用了無量綱編碼，偏回歸系數(shù)已經(jīng)標準化，因此，系數(shù)的大小可以反映因素作用的大小及方向。由回歸方程的一次項系數(shù)可以看出［3］：播差期、行比、施肥量對制種產(chǎn)量的影響為行比＞播差期＞施肥量，播差期、行比、施肥量對制種產(chǎn)量的影響表現(xiàn)出正效應。從交互項的系數(shù)看到：播差期與行比、行比與施肥量的相互作用對制種產(chǎn)量的影響為正效應，但是行比與施肥量的交互項為負值，說明其交互作用對制種產(chǎn)量產(chǎn)生了負影響。從平方項的系數(shù)可以看出：播差期、行比、施肥量的平方項系數(shù)均為負，說明播差期、行比、施肥量的效應方程是一個開口向下的二次曲線，在本研究范圍內(nèi)存在一個有利于貴農(nóng)玉889制種產(chǎn)量的區(qū)域［3］。

行比平方項的系數(shù)大于其余2個因素，說明行比的變化量對制種產(chǎn)量的影響大于播差期和施肥量［3］。

2.4 主效應分析

將任意兩因素的值固定在零水平時，可得恒定播差期、行比、施肥量條件下x1（播差期）、x2（行比）和x3（施肥量）與制種產(chǎn)量關(guān)系的方程式［3］。

將各編碼值代入上述回歸方程中可得，在播差期、行比、施肥量恒定時貴農(nóng)玉889制種產(chǎn)量的變化情況（見圖1）。

圖1 制種產(chǎn)量主效應分析

從圖1可以看出，施氮量在整個變化過程中，曲線變化比較平緩，說明施氮量對制種產(chǎn)量的影響不明顯［3］。而播差期在編碼值為－1～0.0水平區(qū)間內(nèi)，曲線的斜率較大，且為正，說明播差期在該區(qū)間內(nèi)，制種產(chǎn)量隨播差期的增加而明顯升高；當播差期的編碼值在0.0～0.4水平區(qū)間時，曲線變化比較平緩，說明制種產(chǎn)量隨播差期的增加而變化不明顯［4］。當播差期的編碼值超過0.4水平區(qū)間時，曲線的斜率又增大，且為負，說明制種產(chǎn)量隨播差期的增加而明顯下降。而行比在編碼值為－1～－0.2水平區(qū)間內(nèi)，曲線的斜率較大，且為正，說明行比在該區(qū)間內(nèi)，制種產(chǎn)量隨行比的增加而明顯升高；當行比的編碼值在－0.2～0.2水平區(qū)間時，曲線變化比較平緩，說明制種產(chǎn)量隨行比的增加而變化不明顯［4］。當行比的編碼值超過0.2水平區(qū)間時，曲線的斜率又增大，且為負，說明制種產(chǎn)量隨行比的增加而明顯下降。對方程進一步分析可知，當x1編碼值為0.43時，制種產(chǎn)量可達最高值；當x2編碼值為0.54時，產(chǎn)量可達最高值；當x3編碼值為0.06時，制種產(chǎn)量可達最高值，為18.018kg／40m2。

2.5 邊際效應分析

由制種產(chǎn)量（y＾）的回歸方程，分別求x1、x2和x3的偏導數(shù)，即可分別得到播差期、行比、施肥量的邊際效應方程［5］：

將播差期、行比、施肥量作邊際效應分析，在其它因素取零水平時，可作出播差期、行比、施肥量對制種產(chǎn)量影響的邊際效應圖（見圖2）［3］。

圖2 制種產(chǎn)量邊際效應分析

從圖2中可以看出：播差期、行比的邊際效應變化幅度大于施氮量邊際效應的變化，且隨著三因素的逐漸增加，其邊際效應逐漸下降。施氮量對制種產(chǎn)量的影響較其它二因素小。對方程進一步分析可知，當x1編碼值為0.431 6（即父本比母本早播3d）、x2編碼值為0.535 4（即行比為1∶5）、x3編碼值為0.064 8（即施肥量為300kg／hm2）時，制種產(chǎn)量達到最高值，為18.018kg／40m2，這即是貴農(nóng)玉889制種產(chǎn)量活性最高值的最佳組合［3］。

2.6 綜合效應分析

分別固定其中一個因素為零水平時，可得恒定播差期、行比、施肥量條件下x1（播差期）、x2（行比）和x3（施肥量）與制種產(chǎn)量關(guān)系的方程式［3］。

把各編碼值分別成對代入上述回歸方程中可得在播差期、行比和施氮量恒定時制種產(chǎn)量隨播差期、行比的變化情況［4］（見圖3～圖5）。

從圖3、4、5可以看出，無論是播差期或行比或施肥量，在高水平或低水平條件下，對制種產(chǎn)量的影響相對較大，但在零水平左右，則相對影響較小，即對制種產(chǎn)量的影響表現(xiàn)出大—小—大的變化趨勢?？傊瑥脑撛囼灴梢钥闯?，低播差期、行比、施肥量或高播差期、行比、施肥量對制種產(chǎn)量的影響都較大，而中等播差期、行比、施肥量對制種產(chǎn)量的影響較?。?］。

圖3 播差期與行比互作效益分析

圖4 播差期與施肥量互作效益分析

圖5 行比與施肥量互作效益分析

3 小結(jié)與討論

3.1 試驗結(jié)果表明，播差期、行比、施肥量齡對貴農(nóng)玉889制種產(chǎn)量的影響為行比＞播差期＞施肥量。交互作用的影響為播差期與行比＞播差期與施肥量＞行比與施肥量。隨著播差期、行比、施肥量的增加，制種產(chǎn)量均表現(xiàn)出先增后降的拋物線趨勢。即當播差期、行比、施肥量水平增加時，制種產(chǎn)量在增加；超出其一定的范圍（編碼值當x1超過0.431 6、x2超過0.535 4、x3超過0.064 8時），制種產(chǎn)量在下降。

3.2 在本試驗條件下，提高制種產(chǎn)量的最佳組合為：父本比母本早播3d、父母本行比為1∶5、施肥量為300 kg／hm2時，這是貴農(nóng)玉889制種產(chǎn)量最高值的最佳組合［3］。

3.3 試驗研究了播差期、行比、施肥量對貴農(nóng)玉889制種產(chǎn)量的影響進行研究，而其它類型品種、栽培方式、其制種產(chǎn)量的優(yōu)化模式還有待深入研究。

［1］龍風，朱江洪，張罄芳，等.貴農(nóng)玉889不同播期、種植密度及施氮量研究［J］.耕作與栽培，2013（2）：1－2.

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［3］舒中兵，張帆，樊寧，等.施氮量、密度和苗齡對稻田免耕油菜苗期硝酸還原酶活性的影響［J］.耕作與栽培，2008（6）：26.

［4］楊秀偉，舒中兵，段明禹，等.密度、播期對雜交糯玉米遵糯4號鮮穗產(chǎn)量的影響［J］.吉林農(nóng)業(yè)，2015（3）：8.

［5］張帆，舒中兵，樊寧，等.施氮量、密度和苗齡對稻田免耕油菜苗期干物質(zhì)積累的影響［J］.安徽農(nóng)業(yè)科學，2009（1）：1.