白 葦，胡 楊，胡卿卿，崔金麗，張寶英，楊素梅

（1張家口市農(nóng)業(yè)科學(xué)院，河北張家口 075000；2宣化科技職業(yè)技術(shù)學(xué)院，河北宣化 075100）

0 引言

冀北是中國(guó)向日葵的主要產(chǎn)區(qū)之一，由于常年種植，栽培技術(shù)落后、粗放經(jīng)營(yíng)、投入少、栽培方式單一且病蟲(chóng)草害嚴(yán)重，導(dǎo)致產(chǎn)量水平較低，經(jīng)濟(jì)效益不穩(wěn)定[1]。播期、密度、氮肥、磷肥和鉀肥是向日葵生長(zhǎng)的主要栽培因素，通過(guò)調(diào)節(jié)光溫水分、生長(zhǎng)進(jìn)程，平衡個(gè)體與群體矛盾，在適宜的密度下增加單盤(pán)重，可提高向日葵產(chǎn)量[2]。目前，對(duì)5個(gè)因子同時(shí)開(kāi)展研究的報(bào)道較少，王文軍[3]通過(guò)5因素4水平正交試驗(yàn)得出有效提高食葵產(chǎn)量和飽滿(mǎn)度的最佳栽培方案，5個(gè)因素中磷肥對(duì)向日葵產(chǎn)量影響最大，播期對(duì)百粒重影響最大；白葦?shù)萚4]采用5因素5水平二次回歸正交試驗(yàn)得出食葵最佳農(nóng)藝組合，播期和氮肥在5因素中起著重要作用，其中播期對(duì)食葵產(chǎn)量影響最大。楊文耀等[5]對(duì)密度、氮肥、磷肥、鉀肥4因素開(kāi)展二次回歸正交試驗(yàn)，得出最佳農(nóng)藝組合，其中鉀肥對(duì)向日葵產(chǎn)量影響最大。楊素梅等[6]對(duì)播期、密度、施肥量開(kāi)展正交試驗(yàn)，得出最優(yōu)栽培方案，其中播期對(duì)向日葵產(chǎn)量影響最大。播期、密度是提高向日葵產(chǎn)量和品質(zhì)的重要因素，前人對(duì)向日葵的播期、密度進(jìn)行了大量研究，李瑞等[7]對(duì)多個(gè)向日葵新品種進(jìn)行不同播期處理，表明5月20日播種向日葵的百粒重、產(chǎn)量性狀表現(xiàn)最佳，之后隨著播期延后而逐漸降低。劉文杰等[8]通過(guò)比較不同播期對(duì)向日葵的影響，分析得出向日葵于5月上中旬播種比較適宜，產(chǎn)量和品質(zhì)較好，病害較輕。李軍等[9]研究表明，食葵密度在28500～49500株/hm2時(shí)，產(chǎn)量與密度呈正比例增長(zhǎng)，百粒重與密度呈負(fù)相關(guān)。尤艷蓉等[10]研究表明，食葵密度在42000～45000株/hm2時(shí)綜合表現(xiàn)最佳，籽仁的商品性與種植密度呈反比。于歡[11]認(rèn)為密度過(guò)大會(huì)導(dǎo)致植株生長(zhǎng)空間受限，秕殼率增加，病害加重，從而影響產(chǎn)量和經(jīng)濟(jì)效益?？茖W(xué)施肥對(duì)向日葵產(chǎn)量的形成至關(guān)重要，近年來(lái)，有關(guān)向日葵配方施肥、肥料利用等方面的報(bào)道很多，結(jié)果不盡相同，王偉妮等[12]和國(guó)世佳等[13]研究認(rèn)為施用氮肥對(duì)向日葵有顯著增產(chǎn)效果；段玉等[14]和白葦?shù)萚15]研究了氮、磷、鉀肥的最佳施肥量，認(rèn)為施用鉀肥對(duì)向日葵有顯著增產(chǎn)效果；韓成等[16]對(duì)氮、磷、鉀肥進(jìn)行了單因素分析，并得出最佳施肥配比；段玉等[17]研究得出向日葵主產(chǎn)區(qū)產(chǎn)量反應(yīng)、肥料利用效率、農(nóng)學(xué)效率等特征參數(shù)。本研究采用5因子二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)（1/2實(shí)施），建立播期、密度、氮肥、磷肥和鉀肥與產(chǎn)量的數(shù)學(xué)模型，通過(guò)2年田間試驗(yàn)探索5個(gè)因子及互作效應(yīng)對(duì)產(chǎn)量的關(guān)系，為冀北油葵增產(chǎn)增收提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

以油葵新品種早熟‘矮大頭’為試驗(yàn)材料，尿素含N為46%，過(guò)磷酸鈣含P2O5為12%，氯化鉀含K2O為60%。

1.2 試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)于2016、2017年在河北省張家口市農(nóng)業(yè)科學(xué)院壩下基地處（張家口市沙嶺子鎮(zhèn)）進(jìn)行。試驗(yàn)地位于40°40′N(xiāo)，114°55′E，海拔643 m，日照時(shí)數(shù)為2906.4 h，全年平均氣溫6.2℃，平均降水量為349.7 mm。

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)與實(shí)施

試驗(yàn)采用5因子二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)（1/2實(shí)施）方案，設(shè)播期(X1)、密度(X2)、氮(X3)、磷(X4)、鉀(X5)5個(gè)因子，5個(gè)水平，各因子及編碼值見(jiàn)表1。36個(gè)處理，小區(qū)面積25.2 m2(7.0 m×3.6 m)，小區(qū)隨機(jī)排列。磷肥采用一次性基施，氮、鉀肥采取基施1/2，現(xiàn)蕾期追肥1/2的方式施用。

表1 因子水平編碼設(shè)計(jì)

試驗(yàn)管理等同大田管理水平，在向日葵1對(duì)真葉時(shí)間苗，2～3對(duì)真葉時(shí)定苗，結(jié)合間、定苗進(jìn)行中耕除草，在封壟前結(jié)合培土進(jìn)行第2次中耕除草，適時(shí)收獲，收獲時(shí)每小區(qū)分別計(jì)產(chǎn)。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

采用Excel和DPS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析及處理。

2 結(jié)果與分析

2.1 產(chǎn)量結(jié)果與回歸模型的建立

對(duì)2年試驗(yàn)產(chǎn)量結(jié)果的擬合分析，建立二次回歸數(shù)學(xué)模型(1)和(2)。

在α=0.10顯著水平剔除不顯著項(xiàng)后，簡(jiǎn)化回歸方程分別為(3)和(4)。

通過(guò)方差分析可知，F(xiàn)(回歸)＞F0.10(1,15)=3.07，差異達(dá)到顯著水平，模型成立?；貧w項(xiàng)顯著水平p＞0.05，數(shù)學(xué)模型擬合較好，試驗(yàn)數(shù)據(jù)與回歸方程吻合。F(失擬)＞F0.01(6,9)=5.80，失擬項(xiàng)顯著水平p＞0.05，其它未知因素對(duì)試驗(yàn)沒(méi)有顯著影響，試驗(yàn)具有較好的可重復(fù)性。對(duì)各項(xiàng)回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性測(cè)驗(yàn)，2016年顯著水平p＜0.05的是X1、X3、X22、X32、X1X3，這5項(xiàng)均達(dá)到顯著水平，2017年顯著水平p＜0.05的是X1、X12、X22、X32、X42、X1X3、X1X5、X2X5、X3X4，這9項(xiàng)均達(dá)到顯著水平（表2、3）。通過(guò)試驗(yàn)結(jié)果可以看出，播期(X1)在2年試驗(yàn)中均達(dá)顯著水平，說(shuō)明播期在5個(gè)因素中起著重要的作用。

表2 2016年方差分析表

表3 2017年方差分析表

2.2 單因子效應(yīng)分析

固定其余4個(gè)因子為0水平，對(duì)另一個(gè)因子進(jìn)行效應(yīng)分析，分別得到相應(yīng)的效應(yīng)方程，從而求出各因子最高產(chǎn)量投入水平及最高產(chǎn)量（表4）。繪制單因子與產(chǎn)量效應(yīng)圖（圖1、2）可以看出，5個(gè)因子對(duì)產(chǎn)量的影響均表現(xiàn)出開(kāi)口向下拋物線(xiàn)趨勢(shì)，即油葵產(chǎn)量隨著5因子水平的增加先升高后下降，5個(gè)因子對(duì)產(chǎn)量影響曲線(xiàn)的定點(diǎn)均落在坐標(biāo)內(nèi)，即5個(gè)因子在5個(gè)水平(-2,2)內(nèi)均能取得最佳效果。2016年5個(gè)因子分別為播期7月12日、密度53529 株/hm2、氮肥 73.265 kg/hm2、磷肥 56.061 kg/hm2、鉀肥73.868kg/hm2，產(chǎn)量達(dá)到最高分別為3218.547kg/hm2、3098.311 kg/hm2、3099.119 kg/hm2、3084.638 kg/hm2、3073.964 kg/hm2。2017年5個(gè)因子分別為播期6月29日、密度56276株/hm2、氮肥80.937kg/hm2、磷肥40.472 kg/hm2、鉀肥58.440kg/hm2，產(chǎn)量達(dá)到最高分別為3313.087kg/hm2、3295.258 kg/hm2、3297.754 kg/hm2、3299.512 kg/hm2、3303.955 kg/hm2。2年間各因子最高產(chǎn)量投入水平有所不同，主要是受到環(huán)境的影響，2016年整體產(chǎn)量水平低于2017年，是由于2016年開(kāi)花期雨水較多，影響了授粉，導(dǎo)致產(chǎn)量下降。

表4 單因素方程和產(chǎn)量極值

圖1 2016年單因子對(duì)產(chǎn)量效應(yīng)

圖2 2017年單因子對(duì)產(chǎn)量效應(yīng)

2.3 兩因子互作效應(yīng)分析

對(duì)各項(xiàng)回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性測(cè)驗(yàn)，2年一共有5對(duì)互作達(dá)到不同程度的顯著，其中播期和氮肥的互作(X1X3)2年均被檢測(cè)到，即播期與氮肥的相互作用對(duì)油葵產(chǎn)量影響較大。固定其余3個(gè)因子為0水平，得到播期、氮肥互作對(duì)產(chǎn)量影響的回歸方程(5)和(6)。

由2年的互作方程得出播期、氮肥互作與向日葵小區(qū)產(chǎn)量的關(guān)系表（表5），隨著播期、氮肥各水平的增加，交互促進(jìn)作用顯著，小區(qū)產(chǎn)量先升高后下降。2016年，播期在-2～-1水平時(shí)，隨著施氮量的增加產(chǎn)量逐漸下降，在-0.5～2水平時(shí)，隨著施氮量的增加產(chǎn)量逐漸上升。氮肥在-2～2水平時(shí)，隨著播期的增加產(chǎn)量表現(xiàn)為先上升后下降的趨勢(shì)。2017年，播期在-2～2水平時(shí)，隨著施氮量的增加產(chǎn)量表現(xiàn)為先上升后下降的趨勢(shì)。氮肥在-2～2水平時(shí)，隨著播期的增加產(chǎn)量表現(xiàn)為先上升后下降的趨勢(shì)。

表5 X1和X3互作分析

2.4 最高產(chǎn)量模式

采用頻率分析法篩選最高產(chǎn)量的5因子最優(yōu)組合模式。2016年試驗(yàn)中理論最高產(chǎn)量各因子組合為播期7月16日、密度55500株/hm2，氮肥135.0 kg/hm2、磷肥 22.5 kg/hm2、鉀 肥 37.5 kg/hm2，最 高 產(chǎn) 量 為3575.40 kg/hm2，出現(xiàn)頻率分別為38.9%、33.3%、30.6%、20.0%和20.0%。目標(biāo)產(chǎn)量大于2916.67 kg/hm2時(shí)，5因子最優(yōu)組合為播期7月5日、密度54749株/hm2、氮肥 80.0 kg/hm2、磷肥 45.0 kg/hm2、鉀肥 75.0 kg/hm2。2017年試驗(yàn)中理論最高產(chǎn)量各因子組合為播期6月18日、密度46500株/hm2，氮肥45.0kg/hm2、磷肥45.0kg/hm2、鉀肥37.5 kg/hm2，最高產(chǎn)量為4035.71 kg/hm2，出現(xiàn)頻率分別為28.7%、25.4%、30.2%、35.3%和29.2%。目標(biāo)產(chǎn)量大于2916.67 kg/hm2時(shí)，5因子最優(yōu)組合為播期6月 30日、密度 55478株/hm2、氮肥 85.7 kg/hm2、磷肥44.4 kg/hm2、鉀肥70.3 kg/hm2。

3 討論

播期、密度、施肥是作物生長(zhǎng)的主要因素，探索其最優(yōu)組合才能充分發(fā)揮農(nóng)作物的增產(chǎn)潛力[18-19]。本研究通過(guò)5個(gè)因子對(duì)油葵產(chǎn)量及產(chǎn)量構(gòu)成因子的效應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析，播期、密度、氮肥、磷肥和鉀肥對(duì)產(chǎn)量的單因子效應(yīng)均表現(xiàn)出先上升再下降的趨勢(shì)。白葦?shù)萚5]和韓成等[16]通過(guò)單因素一元二次方程分析均呈先上升再下降趨勢(shì)，與本研究結(jié)論一致。播期在2年試驗(yàn)中均達(dá)顯著水平，說(shuō)明播期在5個(gè)因素中起著重要的作用，這與白葦?shù)萚5]和楊素梅等[6]結(jié)論一致。

兩因子互作分析表明，播期與氮肥互作在2年試驗(yàn)中均被檢測(cè)到，說(shuō)明在油葵生產(chǎn)中起著重要的作用，隨著播期、氮肥各水平的增加，產(chǎn)量呈先升高后下降趨勢(shì)，這與黃明霞等[20]結(jié)論一致。目標(biāo)產(chǎn)量大于2916.67 kg/hm2時(shí)，2年最優(yōu)組合分別為：2016年：播期7月 5日、密度54749株/hm2、氮肥80.0 kg/hm2、磷肥45.0 kg/hm2、鉀肥75.0 kg/hm2；2017年：播期6月30日、密度55478株/hm2、氮肥85.7 kg/hm2、磷肥44.4 kg/hm2、鉀肥70.3 kg/hm2。通過(guò)2年的試驗(yàn)結(jié)果可以看出，播期差異較大，主要與2016年雨水較多有關(guān)，灌水多推遲了作物成熟[21]。

二次正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)既有正交回歸的特點(diǎn)，還能探索最優(yōu)組合模式，但運(yùn)用的向日葵研究的報(bào)道較少。本研究連續(xù)2年開(kāi)展二次正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)試驗(yàn)，獲得播期、密度、氮肥、磷肥和鉀肥最優(yōu)組合方案，增加了試驗(yàn)的準(zhǔn)確性，為冀北油葵生產(chǎn)提供理論依據(jù)。

4 結(jié)論

通過(guò)調(diào)整播期、密度、氮肥、磷肥和鉀肥的配比方案能夠顯著提高油葵產(chǎn)量。在-2～2水平內(nèi)，5個(gè)因素隨著投入量的增加油葵產(chǎn)量呈先升高后下降趨勢(shì)，其中播期、播期氮肥互作起著重要的作用。綜合2年試驗(yàn)結(jié)果，目標(biāo)產(chǎn)量大于2916.67 kg/hm2時(shí)，最優(yōu)組合為播期6月30日—7月5日、密度54749～55478株/hm2，氮肥80.0～85.7 kg/hm2、磷肥44.4～45.0 kg/hm2、鉀肥70.3～75.0 kg/hm2。