姚海根　姚堅　孔燕　孫達(dá)　李瑾

（1浙江省嘉興市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院，浙江嘉興314016；2嘉興市南湖區(qū)余新鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)服務(wù)中心，浙江嘉興314009；3嘉興市南湖區(qū)農(nóng)作物管理站，浙江嘉興314051；第一作者：zjjxbyg@126.com）

?

雜交粳稻甬優(yōu)538與常規(guī)粳稻秀水134本田期適宜施氮比例探討

姚海根1姚堅1孔燕2孫達(dá)3李瑾3

（1浙江省嘉興市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院，浙江嘉興314016；2嘉興市南湖區(qū)余新鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)服務(wù)中心，浙江嘉興314009；3嘉興市南湖區(qū)農(nóng)作物管理站，浙江嘉興314051；第一作者：zjjxbyg@126.com）

摘要：應(yīng)用混料回歸設(shè)計，探討了粳型雜交稻甬優(yōu)538與粳型常規(guī)稻秀水134本田期氮化肥適宜施用比例，初步明確了施肥因子與產(chǎn)量的效應(yīng)關(guān)系。結(jié)果表明，甬優(yōu)538施肥因子對產(chǎn)量的作用效應(yīng)大小為稈肥＞苗肥＞基肥＞穂肥，秀水134為苗肥＞基肥＞稈肥＞穂肥；甬優(yōu)538的基肥×穂肥、基肥×苗肥×稈肥、基肥×苗肥×穂肥、苗肥×稈肥×穂肥，秀水134的基肥×穂肥、苗肥×稈肥、苗肥×穂肥、基肥×稈肥×穂肥等因子間互作具有顯著的協(xié)同促進(jìn)效應(yīng)；在因子（移xi=1）約束條件下，單因子比例水平與產(chǎn)量均呈拋物線關(guān)系，其中，對于這2個品種其穂肥曲線起伏幅度最大，不可過量施用；基肥、苗肥、稈肥、穗肥最優(yōu)配比值，甬優(yōu)538為31.0：28.8：21.4：18.7，秀水134為24.9：37.3：11.5：26.3。

關(guān)鍵詞：甬優(yōu)538；秀水134；施氮比例；產(chǎn)量效應(yīng)

近年來，強(qiáng)優(yōu)勢秈粳型雜交粳稻組合作為單季晚稻在浙北地區(qū)被廣泛推廣應(yīng)用，在生產(chǎn)上盲目施用氮化肥的現(xiàn)象時有發(fā)生。其生育前后期氮化肥的運(yùn)籌分配比例怎樣，與常規(guī)晚粳稻間有何差別，是粳型雜交稻推廣中一個值得探討的問題。為此，筆者于2014年以雜交晚粳品種甬優(yōu)538［1］與常規(guī)晚粳品種秀水134［2］為材料，進(jìn)行了大田各生育關(guān)鍵期氮化肥適宜分配比例的研究。通過建模解析，初步明確了基肥、苗肥、稈肥、穂肥等各因子與品種產(chǎn)量的效應(yīng)關(guān)系，可為粳型雜交稻高產(chǎn)栽培中氮肥的科學(xué)合理分配提供參考。

1　材料與方法

1.1處理設(shè)計

試驗采用混料回歸單形重心設(shè)計［3-4］，設(shè)4個因子：基肥（X1）、苗肥（X2）、稈肥（X3）、穂肥（X4），共15種配比處理（表1）?？偟视昧繛槟蛩?3 kg/667 m2，每個處理4因子比例總和為1（100%），每個因子施用量占總量的比例可從0～1（0%～100%）。以產(chǎn)量為目標(biāo)函數(shù)。

1.2供試品種

以秈粳型雜交組合甬優(yōu)538（浙江省寧波市農(nóng)科院選育）和常規(guī)粳稻秀水134（浙江省嘉興市農(nóng)科院選育）為供試品種。

1.3實施經(jīng)過

試驗設(shè)在嘉興市南湖區(qū)余新鎮(zhèn)金星村水稻高產(chǎn)方內(nèi)進(jìn)行，前作大麥，土質(zhì)青紫泥土，肥力中等，有機(jī)質(zhì)含量37.77 g/kg、全氮0.226%、全磷0.068%、有效磷3.63 mg/kg、速效鉀84.30 mg/kg。翻耕時麥秸稈還田，還田量150 kg/667 m2。分蘗期增施鉀肥10 kg/667 m2。每個處理面積30.8 m2，2個品種同栽一區(qū)（面積各為15.4 m2），2次重復(fù)，隨機(jī)排列，區(qū)間筑田埂。6月3日播種，7 月3日手工移栽，行株距25.0 cm×21.7 cm，每667 m2栽1.23萬叢，叢插1～2株。基肥于栽前施，苗肥于7月14日施，壯稈肥于7月25日施，穂肥（促花肥）于8月7日施。其他栽培管理同常規(guī)大田。

2　結(jié)果與分析

2.1建立回歸模型

4因子｛4，3｝單形重心設(shè)計的回歸模型為：

根據(jù)試驗產(chǎn)量結(jié)果，按混料回歸單形重心設(shè)計的統(tǒng)計原理，建立2個品種各4因子比例與產(chǎn)量的多項式響應(yīng)曲面回歸方程（表2）。2個模型經(jīng)方差分析，回歸關(guān)系均達(dá)極顯著水平，擬合程度極高，用于因子效應(yīng)分析具有真實意義。各項回歸系數(shù)經(jīng)顯著性（t）檢驗，甬優(yōu)538的4個一次項b1～b4，及交互項b14、b123、b124、b234均達(dá)顯著、極顯著水平；秀水134的4個一次項b1～b4，及交互項b14、b23、b24、b134均達(dá)顯著、極顯著水平。方程中，交互項系數(shù)為正值表示因子間有協(xié)同促進(jìn)作用，負(fù)值表示協(xié)同有抵消作用。

表1　試驗方案與產(chǎn)量結(jié)果

表2　回歸系數(shù)及顯著性檢驗

2.2因子效應(yīng)解析

2.2.1主因子效應(yīng)

在試驗變量總和等于1的約束條件下，由曲面方程一次項系數(shù)可以直接反映出因子對產(chǎn)量的作用效應(yīng)大小。其效應(yīng)：甬優(yōu)538是稈肥（b3=831.30）＞苗肥（b2= 828.06）＞基肥（b1=809.77）＞穂肥（b4=808.41）。秀水134是苗肥（b2=584.50）＞基肥（b1=574.30）＞稈肥（b3=572.10）＞穂肥（b4=535.60）。顯然，試驗中穂肥對2個品種產(chǎn)量的作用效應(yīng)相對較小。

2.2.2雙因子效應(yīng)

在二次項的6組雙因子效應(yīng)中，甬優(yōu)538有4組為正值，但僅以基肥×穂肥（b14=114.83）的協(xié)同促進(jìn)效應(yīng)達(dá)極顯著水平。秀水134有5組為正效應(yīng)，其中，基肥×穂肥（b14=124.60）、苗肥×稈肥（b23=100.80）、苗肥×穂肥（b24=90.60）的效應(yīng)達(dá)極顯著水平。表明在雙因子效應(yīng)中，基肥、苗肥與穂肥的互作對這2個品種產(chǎn)量均有顯著影響，其中對常規(guī)晚粳秀水134的影響尤其明顯。

2.2.3三因子效應(yīng)

在三次項的4組互作系數(shù)中，甬優(yōu)538均為正的協(xié)同效應(yīng)，其中，基肥×苗肥×稈肥（b123=865.25）、基肥×苗肥×穂肥（b124=722.12）、苗肥×稈肥×穂肥（b234=581.95）的效應(yīng)達(dá)顯著、極顯著水平。秀水134除基肥×苗肥×稈肥（b123=-359.70）為負(fù)效應(yīng)外，其余3組均為正的協(xié)同效應(yīng)，其中，基肥×稈肥×穂肥（b134=510.90）達(dá)顯著水平。表明這2個品種對氮化肥的施用均以“穩(wěn)（重）前補(bǔ)后”的施用法更有利于獲得高產(chǎn)［5］。

圖1　甬優(yōu)538各因子沿分量軸的響應(yīng)圖

圖2　秀水134各因子沿分量軸的響應(yīng)圖

2.2.4四因子效應(yīng)

在四次項中二類品種各期氮化肥的互作效應(yīng)均表現(xiàn)為負(fù)值，表明氮化肥在該4個主要生育階段的平均施用是不協(xié)調(diào)的。

2.3因子比例幅度

在因子（∑xi=1）約束條件下，由響應(yīng)曲面方程（四次項略）經(jīng)數(shù)值運(yùn)算，可分解成4個相應(yīng)的單因子沿分量軸響應(yīng)估計式：

圖3　甬優(yōu)538因子軸斜率圖

圖4　秀水134因子軸斜率圖

將單因子不同比例水平（0～1）代入相應(yīng)的回歸方程，可得單因子比例水平的產(chǎn)量響應(yīng)值，并作曲線圖（圖1、圖2）。

由圖1、圖2可見，這2個品種4因子水平比例與產(chǎn)量均呈開口向下的拋物曲線，比例水平較低時產(chǎn)量曲線相對較高，隨比例水平提高產(chǎn)量上升至曲線相交，隨后曲線明顯下降。其中，甬優(yōu)538的基肥、穂肥及秀水134的穂肥曲線起伏幅度較大，表明該因子施用比例的彈性相對較小，對產(chǎn)量的影響較大，是需十分重視的調(diào)控因子。

由圖1～圖4曲線趨勢看，甬優(yōu)538單產(chǎn)≥860 kg/ 667 m2的單因子可控水平比例幅度為：基肥（X1）0.15～0.45，苗肥（X2）0.15～0.45，稈肥（X3）0.05～0.40，穗肥（X4）0～0.35。秀水134單產(chǎn)≥600 kg/667 m2的單因子可控水平比例幅度為：基肥（X1）0.10～0.40，苗肥（X2）0.15～0.60，稈肥（X3）0～0.30，穗肥（X4）0.20～0.35。在此水平比例幅度范圍內(nèi)，只要將因子比例約束在X1+X2+X3+X4= 1，任意配比均可獲得較高產(chǎn)量。結(jié)果還顯示，這2個品種對穂肥的可調(diào)比例幅度均為最小。

2.4因子間最佳配比對響應(yīng)曲面方程分解所得的單因子3次多項式回歸方程，求一階偏導(dǎo)數(shù)可得到因子軸向斜率估計式：

由斜率估計式可找到品種4個因子沿分量軸的極大點(diǎn)（圖3、圖4），即最優(yōu)配比值。經(jīng)計算，X1=0.310，X2= 0.288，X3=0.214，X4=0.187，即基肥占31.0%，苗肥占28.8%，稈肥占21.4%，穗肥占18.7%，甬優(yōu)538單產(chǎn)最高，達(dá)861 kg/667 m2；X1=0.249，X2=0.373，X3=0.115，X4= 0.263，即基肥占24.9%，苗肥占37.3%，稈肥占11.5%，穗肥占26.3%，秀水134單產(chǎn)最高，達(dá)598 kg/667 m2。由最佳比例值表明，氮化肥的施用，甬優(yōu)538應(yīng)適度偏重于基、苗肥，調(diào)減稈肥和控制穂肥的施用，基苗稈肥與穂肥的比例為81.3：18.7；秀水134則應(yīng)適施基肥，偏重苗肥，調(diào)減稈肥，適補(bǔ)穂肥的施用，基苗稈肥與穂肥的比例為73.7：26.3。因此可以看出，生育前期的需氮比例，雜交粳稻要高于常規(guī)粳稻，而后期（穂肥）則相反［6-7］。

3　小結(jié)與討論

單季晚粳稻本田4個生育期施用氮化肥均有極顯著增產(chǎn)作用，其相對效應(yīng)甬優(yōu)538是稈肥＞苗肥＞基肥＞穂肥，秀水134是苗肥＞基肥＞稈肥＞穂肥。4因子中穂肥的作用效應(yīng)相對最小。

在因子間效應(yīng)關(guān)系中，甬優(yōu)538的基肥×穂肥、基肥×苗肥×稈肥、基肥×苗肥×穂肥、苗肥×稈肥×穂肥，秀水134的基肥×穂肥、苗肥×稈肥、苗肥×穂肥、基肥×稈肥×穂肥等交互效應(yīng)均具有顯著的協(xié)同促進(jìn)作用。

在因子（∑xi=1）約束條件下，單因子比例水平與產(chǎn)量均呈二次拋物線關(guān)系，其中，甬優(yōu)538的基肥、穂肥及秀水134的穂肥曲線起伏幅度較大，施用比例的彈性相對較小，不可過量施用。

甬優(yōu)538最優(yōu)配比值：基肥31.0%、苗肥28.8%、稈肥21.4%、穗肥18.7%。秀水134最優(yōu)配比值：基肥24.9%、苗肥37.3%、稈肥11.5%、穗肥26.3%。甬優(yōu)538應(yīng)適度偏重于基、苗肥，降低稈肥和穂肥的施用，基苗稈肥與穂肥的比例為81.3：18.7；秀水134則應(yīng)適施基肥，偏重苗肥，減少稈肥，適補(bǔ)穂肥，基苗稈肥與穂肥的比例為73.7：26.3。穂肥的需氮比例，雜交粳稻低于常規(guī)粳稻。

參考文獻(xiàn)

［1］禹盛苗，朱練峰，張鈞華，等.甬優(yōu)538特征特性及栽培技術(shù)［J］.浙江農(nóng)業(yè)科學(xué)，2014（1）：15-17.

［2］李老虎，嚴(yán)冬暉.晚粳稻新品種秀水134的特征特性及高產(chǎn)栽培技術(shù)［J］.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，2010（6）：84-87.

［3］朱偉勇，等.最優(yōu)設(shè)計理論與應(yīng)用［M］.沈陽：遼寧人民出版社，1981：459-546.

［4］關(guān)颕男.混料試驗設(shè)計［M］.上海：上?？茖W(xué)技術(shù)出版社，1990.

［5］李產(chǎn)祥，賈世燕.雜交晚粳甬優(yōu)538高產(chǎn)栽培技術(shù)研究［J］.中國種業(yè)，2013（10）：39-41.

［6］姚堅，姚海根，張曉偉，等.直播主要栽培因子對雜交晚粳甬優(yōu)538農(nóng)藝性狀及產(chǎn)量的影響［J］.中國稻米，2015，21（2）：20-23.

［7］肖玉蘋，徐建強(qiáng)，郭恒德，等.施肥對直播晚粳稻秀水134產(chǎn)量的影響［J］.浙江農(nóng)業(yè)科學(xué)，2013（8）：935-937.

Study on Appropriate Ratio of Applying Nitrogen for Japonica Hybrid Rice Yongyou 538 and Conventional Japonica Rice Xiushui 134 in Different Stages

YAO Haigen1，YAO Jian1，KONG Yan2，SUN Da3，LI Jin3
（1Jiaxing Academy of Agricultural Sciences，Jiaxing，Zhejiang 314016，China；2Nanhu District Yuxin Town Agricultural Serves Center，Jiaxing，Zhejiang 314009，China；3Nanhu District Crop management station，Jiaxing，Zhejiang 314051，China；1st author: zjjxbyg@126.com）

Abstract:By the mixed regression design，the appropriate ratio of applying nitrogen fertilizer for japonica hybrid rice Yongyou 538 and japonica variety Xiushui 134 in different stages in rice field were studied，and the relationship between factors and grain yields were defined initially. The result indicated that effects of nitrogen fertilizer were as follows: culm fertilizer（CF）＞seedling fertilizer（SF）＞base fertilizer（BF）＞booting fertilizer（BOF）in Yongyou 538；SF＞BF＞CF＞BOF in Xiushui 134. There were significant synergy enhancing effects among BF×BOF，BF×SF×CF，BF×SF×BOF，SF×CF×BOF in Yongyou 538；and BF×BOF，SF×CF，SF×BOF，BF×CF× BOF in Xiushui 134. Under the constraint condition of factor（∑Xi=1），it showed a parabolic curve relationship between single ratio level and yield，in which the largest curve fluctuation of applying nitrogen fertilizer in booting stage was appeared both in Yongyou 538 and Xiushui 134. Therefore，over-applying nitrogen in booting stage should be avoided. The optimum ratio of applying nitrogen fertilizer is suggested as 31.0：28.8：21.4：18.7 for Yongyou 538 and 24.9：37.3：11.5：26.3 for Xiushui 134.

Key word:Yongyou 538；Xiushui 134；ratio of applying nitrogen；yield effect

中圖分類號：S511.062

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1006-8082（2016）03-0006-04

收稿日期：2015-12-07

基金項目：國家水稻產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系項目（CARS-01-49）