楊恒山，張明偉，張瑞富，邰繼承，李維敏，張雨珊，馬日亮，白 斌

（1.內(nèi)蒙古民族大學(xué) 農(nóng)學(xué)院/內(nèi)蒙古自治區(qū)飼用作物工程技術(shù)研究中心，內(nèi)蒙古 通遼 028042；2.內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣站，呼和浩特 010010）

0 引 言

【研究意義】西遼河平原地處世界玉米生產(chǎn)的黃金帶，是我國為數(shù)不多的井灌玉米高產(chǎn)區(qū)之一[1-2]。玉米生產(chǎn)中傳統(tǒng)畦灌下高施氮量和小口期一次性追氮是農(nóng)戶主要習(xí)慣，近年增產(chǎn)幅度很小，水氮利用效率逐年降低。傳統(tǒng)畦灌高施氮種植方式嚴重制約玉米生產(chǎn)潛力，提高水氮利用效率是西遼河平原灌區(qū)玉米生產(chǎn)發(fā)展的必然選擇?！狙芯窟M展】邴昊陽等[3]研究表明，在集雨節(jié)灌、溝灌、傳統(tǒng)畦灌、溝壟集雨4 種種植方式中，傳統(tǒng)畦灌下春玉米產(chǎn)量及水分利用效率低于集雨節(jié)灌、溝灌、溝壟集雨種植方式；倪東寧等[4]研究表明，河套灌區(qū)傳統(tǒng)畦灌較溝灌產(chǎn)量雖提高3.93%，但多耗水30%，水分利用效率低48.17%；左海軍等[5]研究指出，降雨和灌溉是影響農(nóng)田氮素淋失損失的主要因素，傳統(tǒng)漫灌作為灌溉強度較大的灌溉方式，對于土壤中硝態(tài)氮的淋失有明顯影響，隨著灌溉定額的加大，硝態(tài)氮在土層中的移動強度加大，作物對其的吸收利用降低。水肥一體化滴灌技術(shù)具有顯著節(jié)水增效特點，被視為高效節(jié)水灌溉的典范[6]。鄭彩霞等[7]研究表明，滴灌條件下隨著灌水量的增大，土壤濕潤體硝態(tài)氮增加，在濕潤體邊緣硝態(tài)氮產(chǎn)生累積，氮素和較大比例的根系均分布在同一濕潤土體內(nèi)，因此根系與氮素接觸的機會更大，根系與氮素空間分布上的耦合效應(yīng)使氮素利用效率更高。西遼河平原是我國為數(shù)不多的井灌玉米區(qū)，玉米種植面積大、單產(chǎn)水平高，由于傳統(tǒng)畦灌方式的沿用，水資源利用效率低，高產(chǎn)與灌溉水高效的矛盾突出。滴灌是節(jié)水灌溉的典范，淺埋滴灌是本課題組作為主要單位研發(fā)的一種新型滴灌技術(shù)，淺埋滴灌將滴灌管淺埋于地表3～5 cm 處，具有顯著的節(jié)水、保苗、增產(chǎn)作用，具有較大的推廣應(yīng)用價值，2019 年在西遼河平原推廣應(yīng)用近70 萬/hm2。課題組前期研究結(jié)果表明，相比于傳統(tǒng)畦灌，淺埋滴灌下灌溉水利用率顯著增加[8]，郭金路等[9]研究表明，與常規(guī)溝灌相比，淺埋滴灌可節(jié)水30%以上，水分利用效率和灌溉水利用效率分別提高22.1%和27.5%。合理的種植密度能夠調(diào)節(jié)作物光熱資源及水肥資源，改善群體內(nèi)部通風和光照條件，而適當?shù)墓嗨亢褪┑縿t是作物在適宜種植密度充分發(fā)揮群體優(yōu)勢進行光合生產(chǎn)的營養(yǎng)物質(zhì)保障[10]?！厩腥朦c】淺埋滴灌下，灌水量、施氮量和種植密度互作對春玉米產(chǎn)量有何影響，其互作效應(yīng)如何衡量，這方面的研究鮮見報道?！緮M解決的關(guān)鍵問題】采用隨機區(qū)組試驗設(shè)計，在淺埋滴灌方式下對灌水、施氮、種植密度進行因素效應(yīng)分析，定量評價各因素及因素間互作效應(yīng)對春玉米產(chǎn)量的影響，可為西遼河平原淺埋滴灌下春玉米最優(yōu)種植密度、施氮量及灌水量提供理論參考。

1 材料與方法

1.1 試驗地概況

通遼市科爾沁區(qū)農(nóng)業(yè)高新科技示范園區(qū)（43°36′N，122°22′E），海拔180 m，年平均氣溫6.8 ℃，大于10 ℃的活動積溫3 200 ℃，平均無霜凍期為154 d，年均降水量為390 mm，試驗地土壤為灰色草甸土；2017―2019 年試驗地播前耕層（0～20 cm）土壤有機質(zhì)量18.52～19.63 g/kg，堿解氮量50.81～52.26 mg/kg，速效磷量11.35～13.20 mg/kg，速效鉀量110.83～118.69 mg/kg。

表1 2017―2019 年生育期內(nèi)降水量Table 1 Rainfall during growth period in 2017―2019 mm

表2 不同生育期灌溉頻次及灌溉量Table 2 Irrigation frequency and amount in different growth periods

表3 試驗設(shè)計方案Table 3 Experimental design scheme

1.2 試驗設(shè)計

試驗采用隨機區(qū)組設(shè)計，種植密度（D）設(shè)60 000株/hm2（D1）、75 000 株/hm2（D2）、90 000 株/hm2（D3）3 個水平；施氮量（N）設(shè)常規(guī)施量50%（N1：150 kg/hm2）、常規(guī)施量70%（N2：210 kg/hm2）、常規(guī)施量（N3：300 kg/hm2）3 個水平，灌水量設(shè)常規(guī)水量40%（W1：1 600 m3/hm2）、常規(guī)水量50%（W2：2 000 m3/hm2）、常規(guī)水量60%（W3：2 400 m3/hm2）3 個水平。各處理均底施磷酸二銨（氮、磷、鉀質(zhì)量比為18∶46∶0）195 kg/hm2，硫酸鉀（氮、磷、鉀質(zhì)量比為0∶0∶50）90 kg/hm2，3 次重復(fù)，共81 個小區(qū)，小區(qū)面積72 m2（10 m×7.2 m），小區(qū)處理之間埋設(shè)100 cm 深的地膜防止水肥互相滲透。供試品種為農(nóng)華101，采用大小壟（40 cm、80 cm）種植，滴灌帶埋深3～5 cm，2017 年5 月2 日播種，10 月4日收獲；2018 年4 月28 日播種，10 月2 日收獲。2019年5 月1 日播種，10 月1 日收獲；生育期內(nèi)根據(jù)土壤持水情況分7 次灌溉，灌溉方案見表2，氮肥追施結(jié)合灌溉，將尿素（含氮量46%）溶于施肥灌內(nèi)，分別在拔節(jié)期、大喇叭口期、吐絲期按3∶6∶1 比例施用。試驗設(shè)計方案見表3。

1.3 測定項目與方法

成熟期，各小區(qū)測產(chǎn)面積為24 m2，人工脫粒后測籽粒鮮質(zhì)量和含水率，并折算成含水率為14%的產(chǎn)量。

1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計方法

使用 Excel 2016 進行數(shù)據(jù)計算并制表、用SigmaPlot10.0 軟件作圖，DPS10.01 進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 回歸模型的建立

以表3 中灌水定額、氮肥用量、種植密度編碼值為自變量，以產(chǎn)量為因變量，建立產(chǎn)量與灌水量、施氮量、密度的三元二次回歸模型：

Y=12 269.79+550.44W+779.77N+93.84D-590.35W2-622.35N2-577.94D2+159.89WN+174.45ND+36.97WD，（1）

式中：Y 為產(chǎn)量；W 為灌水定額；N 為施氮量；D 為密度。對模型（1）進行F 顯著性檢驗，F(xiàn)=61.196 4>F0.01(9,17)=4.89，模型達極顯著水平，回歸方程擬合良好，能夠反映灌水、施氮、種植密度與產(chǎn)量之間的關(guān)系，可以對產(chǎn)量進行預(yù)測。從表4 各偏回歸系數(shù)的檢驗可知，除WN 交互顯著、WD 交互不顯著外，其余各項系數(shù)均達極顯著水平。

表4 產(chǎn)量方程偏回歸系數(shù)檢驗Table 4 Partial regression coefficient test of yield equation

2.2 產(chǎn)量模型效應(yīng)

2.2.1 主因子效應(yīng)分析

式（1）中W、N 和D 均已進行無量綱編碼代換，比較各偏回歸系數(shù)絕對值的大小可以直接反映W、N和D 分別對Y 的影響程度。產(chǎn)量模型中一次項系數(shù)均為正值，表現(xiàn)為N＞W(wǎng)＞D，說明在此栽培方式下，三者對產(chǎn)量的提高均有促進作用，其中氮肥對產(chǎn)量的影響最大，其次為灌水，種植密度對產(chǎn)量影響最小。各因素對產(chǎn)量的交互效應(yīng)為ND＞W(wǎng)N＞W(wǎng)D，說明施氮量與種植密度互作對玉米產(chǎn)量起主導(dǎo)作用。產(chǎn)量模型中二次項系數(shù)均為負值，表明產(chǎn)量隨著灌水、施氮、種植密度的增加呈先增加后降低的趨勢。

2.2.2 單因子效應(yīng)分析

對式（1）降維，可以得到灌水量（W）、施氮量（N）、種植密度（D）與產(chǎn)量的單因子方程：

圖1 為根據(jù)單因子模型作W、N 和D 的產(chǎn)量因子效應(yīng)變化圖。由圖1 可知，當W、N 和D 編碼水平在試驗范圍內(nèi)效應(yīng)曲線呈拋物線，符合報酬遞減規(guī)律。隨著各因素編碼值的增大效應(yīng)增大，達到最大值后效應(yīng)減弱。當各因素均為最低編碼值-1 時，對應(yīng)產(chǎn)量分別為11 129.00、10 867.67、11 598.01 kg/hm2。編碼值提升到0 時產(chǎn)量均為12 269.79 kg/hm2。編碼值取最大值1 時，產(chǎn)量分別為12 229.88、12 427.21、11 785.69 kg/hm2。進一步對式（2）、式（3）、式（4）一階偏導(dǎo)得邊際效應(yīng)方程：

圖2 反映了邊際效應(yīng)隨著各因子施入量增加的變化情況。根據(jù)圖2 可知，各因子對產(chǎn)量影響變化為N＞W(wǎng)＞D，當施氮量、灌水量較低時效應(yīng)增加明顯，對產(chǎn)量影響較大。施入量增加到一定值時將會對產(chǎn)量產(chǎn)生負效應(yīng)。當編碼值分別為W=0.466，N=0.626時，單因子對產(chǎn)量效應(yīng)取得最大值。即最佳灌水定額2 186.40 m3/hm2時，產(chǎn)量最高為12 398.10 kg/hm2；施氮量266.34 kg/hm2產(chǎn)量為12 514.04 kg/hm2；種植密度的邊際效應(yīng)遞減率最小，表明單位水平種植密度引起邊際產(chǎn)量的減少量最小，但是密度對產(chǎn)量有一定的促進作用，種植密度為76 215 株/hm2時，產(chǎn)量最高為12 273.60 kg/hm2。

2.2.3 兩因子交互效應(yīng)

本試驗中確定的回歸模型，存在灌水量與施氮量、施氮量與種植密度、灌水量與種植密度的交互項，且施氮量與種植密度偏回歸系數(shù)達到極顯著水平，灌水量與施氮量偏回歸系數(shù)達顯著水平，灌水量與種植密度偏回歸系數(shù)不顯著。所以產(chǎn)量的變化不單純是各因子單獨效應(yīng)，還存在各因子之間的互作效應(yīng)。將W、N 和D 中任意一個因子的編碼值固定為0，分別可以得到另外兩因子的互作效應(yīng)方程，并對應(yīng)作圖。進一步分析兩因子之間的交互作用對產(chǎn)量的影響。

施氮量與種植密度之間互作的產(chǎn)量模型為：Y=12 269.79+779.77N+93.84D-622.35N2-577.94D2+174.45ND。圖3 反映兩因子之間的交互作用對產(chǎn)量的影響。由圖3 可知，隨著施氮量、種植密度的增加，產(chǎn)量表現(xiàn)為先增大后降低的趨勢。施氮量固定為最低編碼值（N=-1）時種植密度在D=0.069（76 035 株/hm2）時產(chǎn)量取得最高為10 859.35 kg/hm2。隨著種植密度的增加，產(chǎn)量逐漸降低，當種植密度取最大編碼值（D=1）時，產(chǎn)量降低為10 209.12 kg/hm2。當施氮量固定到0 編碼值時，種植密度需要增加到0.081（76 215株/hm2）產(chǎn)量才能取得最大值12 273.60 kg/hm2。說明較低的施氮量能維持作物產(chǎn)量達到較高水平。如果施氮不足卻增加種植密度，會造成玉米養(yǎng)分虧缺，加快生育后期衰老速度，無法發(fā)揮種植密度對產(chǎn)量的增益作用，適量增加施氮量增加種植密度對產(chǎn)量有促進作用。當施氮量、種植密度取最低編碼值時，產(chǎn)量為10 370.34 kg/hm2，同時使施氮量和種植密度增大，產(chǎn)量迅速增加為12 269.79 kg/hm2。在編碼值N=1，D=0.23 時產(chǎn)量取得最大值為12 458.34 kg/hm2。若再提高種植密度，產(chǎn)量會降低至12 117.56 kg/hm2。說明適宜的施氮量、種植密度互作在產(chǎn)量達到最高點之前對產(chǎn)量有促進作用，具有明顯的增產(chǎn)效應(yīng)，繼續(xù)增加施氮量和種植密度，對產(chǎn)量的提高則變?yōu)樨撔?yīng)。因此，適宜的施氮量和合理的種植密度匹配才能實現(xiàn)玉米的高產(chǎn)與氮肥高效利用。

灌水量與施氮量之間互作的產(chǎn)量模型為：Y=12 269.79+550.44W+779.77N-590.35W2-622.35N2+159.89WN。由圖3 可知，灌水量、施氮量與產(chǎn)量的耦合趨勢與施氮量、種植密度與產(chǎn)量的耦合趨勢相似，隨著灌水量、施氮量的增大呈先增大后減小的報酬遞減規(guī)律。當W=-1，N=0.49 時產(chǎn)量最大為11 283.31 kg/hm2。當W=0 時，產(chǎn)量為12 514.04 kg/hm2。隨著W 的繼續(xù)增大，產(chǎn)量降低。當增加到W=1 時，產(chǎn)量降至12 229.88 kg/hm2?？梢娫谥泄嗨繒r產(chǎn)量即可達到最大值，隨著灌水量的增加產(chǎn)量呈降低趨勢。當W 編碼值固定為0 時，W 方向比曲面對應(yīng)N 方向平緩，說明施氮量對產(chǎn)量的影響比灌水量顯著。分析原因，可能是在本試驗區(qū)，土壤肥力較差，需人工施肥以保證作物正常生長，由于自然降水導(dǎo)致灌水對作物生長影響相對較弱，因而灌水對產(chǎn)量的影響表現(xiàn)比較平緩。當W、N 編碼值均為-1 時，產(chǎn)量為9 886.77 kg/hm2。W、N 編碼值為0 時產(chǎn)量增長到12 269.79 kg/hm2。當W、N 編碼值同時增長到1 時，產(chǎn)量迅速增長為12 547.19 kg/hm2。表明當W、N 在低水平情況下增加施入量產(chǎn)量迅速增長。

灌水量與種植密度之間互作的產(chǎn)量模型為：Y=12 269.79+550.44W+93.84D-590.35W2-577.94D2+36.97WD。根據(jù)圖3 可知，產(chǎn)量隨灌水量、種植密度施入量的增大呈先增大后降低的趨勢。根據(jù)T 檢驗可知，雖然二者互作對產(chǎn)量有促進作用，但未達到顯著水平。二因素互作效應(yīng)分析表明，對施氮量而言，與種植密度的交互作用大于灌水；對灌水量而言，與施氮的交互作用比種植密度大；對種植密度而言，與施氮的交互效應(yīng)大于灌水。任何單因子增高或降低均不利于產(chǎn)量的增長，而優(yōu)化各因素的投入量，可提升產(chǎn)量。

2.2.4 三因素互作效應(yīng)

通過固定W、D 的相應(yīng)編碼值，做出N 在不同編碼值下產(chǎn)量變化圖，并通過相同方式做出W 和D 在不同編碼值時的三因子耦合效應(yīng)圖（圖4）。隨著施氮量、灌水量、種植密度的同時增加，產(chǎn)量呈先增加后降低的趨勢，但施氮量降低幅度較小，存在最高產(chǎn)量。當三因子取最低編碼值即W、N、D 都為-1 時，產(chǎn)量僅為9 389.44 kg/hm2；當三因子均取0 時，產(chǎn)量迅速提升為12 269.79 kg/hm2。當W=0.57，N=0.73，D=0.21 時，取得最高產(chǎn)量12 716.82 kg/hm2。若再增大灌水量、種植密度，產(chǎn)量降低為12 237.55 kg/hm2。與灌水量、施氮量、種植密度均在0 編碼值時相比，三因素互作產(chǎn)量提高3.64%，結(jié)合對二因子互作分析可知，灌水量、施氮量、種植密度三者互作對產(chǎn)量增效大于施氮、種植密度互作大于灌水、施氮互作。結(jié)合圖4 可知，在高施氮量、中灌水量、中種植密度時產(chǎn)量易取得最高值，其次為高施氮量、中灌水量、高種植密度，最低為低施氮量、低灌水量、低種植密度?？梢?，在淺埋滴灌春玉米生產(chǎn)中，確定灌水量和種植密度時要先確定土壤肥力狀況，再制定適宜的種植方案，種植密度過高或過低均無法達到高產(chǎn)；而灌水量過多不僅會造成水資源浪費，也會降低產(chǎn)量，增加投入成本，只有適宜的水氮用量配合適宜的種植密度才能更好地發(fā)揮水、氮、密互作的效應(yīng)，實現(xiàn)增產(chǎn)增效。

2.2.5 產(chǎn)量模型尋優(yōu)

為了尋找高產(chǎn)栽培方案，通過對產(chǎn)量式（1）進行模擬分析，確定出產(chǎn)量為12 000 kg/hm2時，對應(yīng)的灌水量、施氮量、種植密度的編碼值范圍分別為（-0.104,1）、（-0.011,1）、（-0.51,1）。對方程進行尋優(yōu)得最高產(chǎn)量下對應(yīng)編碼值為當W=0.57，N=0.73，D=0.21 時，最高產(chǎn)量為12 716.82 kg/hm2。綜上，灌水量、施氮量、種植密度之間最適宜配比編碼值范圍分別為（-0.104,0.57）、（-0.011,0.73）、（-0.51,0.21）即灌水量為1 958.40～2 228.00 m3/hm2，施氮量為209.34～275.70 kg/hm2，種植密度為67 350～78 150株/hm2，可以獲得12 000～12 716.82 kg/hm2的產(chǎn)量。

3 討 論

灌水、施氮以及種植密度是限制玉米產(chǎn)量的3 個重要因素，水、氮、密度三者之間要高度協(xié)調(diào)，才有利于優(yōu)化玉米群體結(jié)構(gòu)，促進光合作用和干物質(zhì)積累，從而提高產(chǎn)量。黃振喜等[11]研究表明在水肥耦合模式下，增加種植密度是提高農(nóng)作物光合生理特性、干物質(zhì)積累特征、產(chǎn)量及水肥利用效率的關(guān)鍵措施之一；魏廷邦等[12]在水氮耦合及種植密度對綠洲灌區(qū)玉米光合作用和干物質(zhì)積累特征的調(diào)控效應(yīng)研究中指出，在綠洲灌區(qū)灌水3 720 m3/hm2、施氮量 450 kg/hm2、種植密度 97 500 株/hm2時為最優(yōu)栽培模式，此時玉米干物質(zhì)積累、水氮利用效率及籽粒產(chǎn)量均高于其他栽培模式；還有研究表明，在定量灌水和定量施氮的條件下，增加種植密度可增加單位面積有效穗數(shù)，但穗粒數(shù)和千粒質(zhì)量會隨種植密度的增加呈先增大后減小的趨勢[13-14]；本研究在淺埋滴灌水氮減量條件下定量分析了灌溉量、施氮量、種植密度及互作效應(yīng)對春玉米產(chǎn)量的影響，水、氮、密單因素對玉米產(chǎn)量影響的大小次序為施氮＞灌水＞種植密度，施氮是影響玉米產(chǎn)量的主要因素，淺埋滴灌條件下水肥一體化可均勻地將氮肥滴入玉米根部，不會造成氮肥流失或局部虧缺，氮隨水入和氮肥后移，在時間和空間上與玉米水肥供需匹配更加合理，氮肥利用吸收效率更高，使施氮成為影響淺埋滴灌下春玉米產(chǎn)量的主要因素。

種植密度的改變可有效改善作物對水、肥資源的利用狀況，改善群體機構(gòu)，是作物增產(chǎn)的重要途徑之一[15-16]，程前等[17]研究表明減氮增密下可發(fā)揮氮密互作優(yōu)勢，同時提高氮素利用效率和產(chǎn)量，增加玉米收益。馬國勝等[18]研究表明，實現(xiàn)高產(chǎn)的密度與氮肥耦合優(yōu)化技術(shù)方案的密度61 713～66 177 株/hm2，適宜純氮施用量為309.88～569.02 kg/hm2。本研究中，水氮互作對玉米產(chǎn)量有明顯促進作用，這與前人研究結(jié)果一致[19-23]。氮密互作對玉米產(chǎn)量起主導(dǎo)作用，適宜的施氮量、種植密度互作在產(chǎn)量達到最高點之前對產(chǎn)量有促進作用，具有明顯的增產(chǎn)效應(yīng)，繼續(xù)增加施氮量和種植密度，對產(chǎn)量的提高則變?yōu)樨撔?yīng)。因此，適宜的施氮量和合理的種植密度匹配才能實現(xiàn)玉米的高產(chǎn)與氮肥高效利用。淺埋滴灌水肥一體化通過水氮運移，使氮肥分布于根系周圍，實現(xiàn)了氮肥的精準供應(yīng)，使氮肥吸收利用效率更高，從而表現(xiàn)出在一定施氮水平下適于更高的種植密度。另外，寬窄行種植通過擴行距縮株距能夠保證玉米正常通風和采光[24]，適當增密后仍能保證玉米正常生長發(fā)育，這也是氮密互作對玉米產(chǎn)量起重要作用的原因之一。

4 結(jié) 論

1）淺埋滴灌條件下，采用三元二次回歸模型能夠模擬春玉米產(chǎn)量與灌水量、施氮量和種植密度之間的關(guān)系，單因素對玉米產(chǎn)量影響的大小次序為施氮＞灌水＞密度，施氮是影響玉米產(chǎn)量的主要因素。玉米產(chǎn)量隨著灌水量、施氮量、種植密度的增加呈先增加后降低的趨勢，合理的水氮及種植密度是玉米高產(chǎn)的基礎(chǔ)。

2）二因子交互作用對產(chǎn)量的影響呈先增高后降低的變化趨勢，其中施氮與密度互作對玉米產(chǎn)量表現(xiàn)正效應(yīng)最為明顯，灌水與施氮交互作用次之，灌水與密度互作對玉米產(chǎn)量影響最小，施氮與密度互作對玉米產(chǎn)量起重要作用。

3）三因子互作效應(yīng)產(chǎn)量表現(xiàn)為中水高氮中密度配合處理最高，中水高氮高密度次之，低水低氮低密度最低。通過產(chǎn)量模型尋優(yōu)，淺埋滴灌自然降水下，灌水量為1 958.40～2 228.00 m3/hm2，施氮量為209.34～275.70 kg/hm2，密度為67 350～78 150 株/hm2，可以獲得12 000～12 716.82 kg/hm2的產(chǎn)量。