王子豪，尹光華，谷 健，王士杰，馬寧寧，周 旭，劉泳圻，趙 旺

(1.中國科學(xué)院沈陽應(yīng)用生態(tài)研究所，沈陽 110016；2.中國科學(xué)院大學(xué)，北京 100049；3.江蘇省徐州工程勘察院股份有限公司，江蘇 徐州 221000；4.沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)水利學(xué)院，沈陽 110866)

遼西地區(qū)是遼寧省重要的玉米生產(chǎn)區(qū)，在保障遼寧糧食安全和區(qū)域生態(tài)安全方面具有重要作用。然而，該地區(qū)屬于典型的半干旱類型區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中灌溉施肥問題較多：一是用水管理松散、技術(shù)相對落后，造成水資源浪費(fèi)巨大，水分利用效率低；二是土壤肥力偏低，主要表現(xiàn)在土壤結(jié)構(gòu)性差，耕層逐年變薄，犁底層加厚，嚴(yán)重影響作物的產(chǎn)量和經(jīng)濟(jì)效益。水、肥高效利用一直被視為我國旱地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的核心，也是影響遼西地區(qū)糧食安全的重要因素。先進(jìn)的滴灌節(jié)水技術(shù)是提高該區(qū)水分養(yǎng)分高效利用的有效措施。目前，膜下滴灌節(jié)水增產(chǎn)效果和機(jī)理的研究較多，技術(shù)也比較成熟。但應(yīng)用膜下滴灌不僅增加地膜投入成本，而且因難以回收干凈的殘膜，導(dǎo)致嚴(yán)重污染土壤環(huán)境，降低土壤質(zhì)量，已引起眾多學(xué)者的關(guān)注。

淺埋滴灌是近年來開始研究應(yīng)用的一項(xiàng)先進(jìn)節(jié)水灌溉施肥技術(shù)，已在遼西地區(qū)得到深入研究。該技術(shù)能夠?qū)⑺矢玫貍鬏數(shù)阶魑锔?，為作物生長提供更適宜的肥水環(huán)境。淺埋滴灌技術(shù)能顯著降低無效蒸發(fā)，提高氮肥利用效率和作物產(chǎn)量，也避免殘膜污染問題的發(fā)生。有研究發(fā)現(xiàn)，滴灌水肥耦合有利于提高水分利用效率和作物產(chǎn)量；劉泳圻等研究發(fā)現(xiàn)，淺埋滴灌施氮磷鋅肥可顯著增產(chǎn)并提高水肥利用效率。但目前的文獻(xiàn)將研究重點(diǎn)放在淺埋滴灌肥水互作對作物產(chǎn)量和葉片光合作用的影響上，且多以旱棚控制試驗(yàn)或短期試驗(yàn)為主，而對水分利用效率的研究較少且不深入，并缺少連續(xù)多年的田間定位試驗(yàn)研究。因此，本研究在自然降雨條件下，選取遼西半干旱區(qū)的阜新蒙古族自治縣開展連續(xù)多年的淺埋滴灌定位試驗(yàn)，研究水氮鉀交互作用對春玉米水分利用效率的影響，尋找水肥優(yōu)化組合模式，為試驗(yàn)區(qū)淺埋滴灌玉米水分高效利用生產(chǎn)提供理論依據(jù)和技術(shù)支撐。

1 試驗(yàn)區(qū)概況

試驗(yàn)在遼寧省西部的阜新蒙古族自治縣(41°44′—42°34′N，121°01′—122°26′E)進(jìn)行。該地區(qū)平均海拔235 m，年平均氣溫7.10～7.60 ℃，降水量493.10 mm，干燥度3.70。試驗(yàn)?zāi)?2017—2020年)降水量見圖1，其中2017年和2018年為欠水年，2019年為豐水年，2020年為平水年，4年平均為平水年。作物生育期平均氣溫20.20 ℃，≥10.00 ℃積溫日數(shù)169天，有效積溫3 298.30 ℃，無霜期144天，生理輻射量284.30 kJ/cm(占年總49%)，生育期日照時間1 295.80 h(占年總?cè)照諘r間45.20%)。試驗(yàn)區(qū)土壤類型為褐土，耕作層容重1.42 g/cm，田間持水量為23.00%。土壤pH 6.15，全氮含量0.76 g/kg，堿解氮含量119.50 mg/kg，速效磷含量8.12 mg/kg，全鉀含量17.73 g/kg，速效鉀含量104.66 mg/kg，有機(jī)質(zhì)含量15.67 g/kg。

圖1 試驗(yàn)區(qū)降水量

2 材料與方法

2.1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)采用二次回歸正交設(shè)計(jì)方法。設(shè)水、氮、鉀3個因子，5個水平，共17個處理，重復(fù)3次，隨機(jī)區(qū)組排列，小區(qū)面積10 m×6 m。編碼水平為0的灌溉量采用試驗(yàn)區(qū)玉米滴灌補(bǔ)灌量45 mm，施氮、鉀量均采用試驗(yàn)區(qū)常規(guī)施純氮、鉀量。各因子水平值見表1。其中根據(jù)該地區(qū)多年月平均降水量及春玉米月平均耗水量，灌水量按播種后滴灌10 mm，其余水量于拔節(jié)期、吐絲期、灌漿期3次等量滴灌；根據(jù)春玉米的需肥量并結(jié)合當(dāng)?shù)氐慕?jīng)驗(yàn)施肥量，氮鉀肥均采用隨滴灌水施入土壤的方式，在播種期施全量的40.00%，剩余60.00%按拔節(jié)期1/2、吐絲期1/4、灌漿期1/4追施。氮肥選用尿素(含N 46.00%)，鉀肥選用硫酸鉀(KO ≥50.00%)。

表1 試驗(yàn)因子水平值

2.2 試驗(yàn)材料

試驗(yàn)于2017—2020年的5—10月開展。玉米品種為“裕豐303”和“鄭單958”，年際間交替使用，寬窄行種植，寬行60 cm，窄行40 cm，密度為60 000株/hm，淺埋滴灌帶專用鋪設(shè)一體機(jī)進(jìn)行播種。灌溉方式采用淺埋滴灌，滴灌帶選用內(nèi)鑲式滴灌帶(新疆天業(yè)公司生產(chǎn))，鋪設(shè)在窄行中間距離地表3～5 cm處。恒壓水泵供水，流量6 m/h。

2.3 觀測指標(biāo)與方法

2.3.1 土壤含水量 采用烘干法測定土壤含水量。分別在播種期、苗期、拔節(jié)期、灌漿期及收獲期在行向2株玉米之間位置土鉆取土，深度為140 cm，每20 cm為1層，共取7層，用烘箱105 ℃烘干至恒重，計(jì)算出質(zhì)量含水率為土壤含水量。

2.3.2 作物耗水量 玉米生育期耗水量采用水量平衡方程計(jì)算：

=++---Δ

(1)

式中：為作物耗水量(mm)；為降雨量(mm)；為地下水毛管上升水量(mm)；為地表徑流量(mm)；為深層滲漏量(mm)；Δ為取土?xí)r間段內(nèi)土壤水分的變化量(mm)。因試驗(yàn)地塊平整、土層深厚，灌水方式為滴灌，所以公式中、可忽略不計(jì)。試驗(yàn)地地下水埋深>8 m，所以也可以忽略不計(jì)。

2.3.3 水分利用效率 水分利用效率(WUE)由籽粒產(chǎn)量和耗水量算得，計(jì)算公式為：

WUE=

(2)

式中：WUE為水分利用率(kg/(hm·mm))，即作物消耗單位面積水量所形成的籽粒產(chǎn)量(kg/hm)；為作物生育期耗水量(mm)；為籽粒產(chǎn)量(kg/hm)。

2.3.4 籽粒產(chǎn)量 成熟期測產(chǎn)，用谷物水分測定儀(PM8188)測定籽粒含水量，折算為含水率14%的公頃籽粒產(chǎn)量(kg/hm)。

2.4 數(shù)據(jù)處理

采用Excel 2019數(shù)據(jù)整理和計(jì)算，SPSS 19.0軟件進(jìn)行多元回歸和方差分析，Matlab 2019軟件作圖。

3 結(jié)果與分析

3.1 處理間WUE差異

表2為試驗(yàn)具體設(shè)計(jì)下各處理的WUE及產(chǎn)量值。分析可知，當(dāng)W因子編碼值一定時，WUE均差異顯著；當(dāng)固定N、K因子編碼水平時，WUE間同樣存在明顯差異。說明因子互作對WUE有顯著影響，灌水或施肥量的變化均可導(dǎo)致WUE發(fā)生變化。各處理產(chǎn)量分析可得相同結(jié)論，表明各試驗(yàn)處理所得WUE和產(chǎn)量數(shù)據(jù)結(jié)合較好。

表2 不同試驗(yàn)處理的產(chǎn)量和WUE

3.2 模型建立與分析

以水肥投入量為自變量，以WUE為因變量，建立W、N、K三因子的WUE模型：

WUE=25.376+1.085W+1.018N+0.507K+0.663WN+

0.038WK-0.063NK-0.897W-0.951N-

0.815K(=0.924)

(1)

對模型(1)進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)得：=2.791<(6，2)=19.3，不顯著，說明模型擬合較好。顯著性檢驗(yàn)得：=29.53>(9，7)=6.72，差異顯著，表明構(gòu)建的模型能夠較好地反映W、N、K三因素與WUE之間的關(guān)系。對模型的回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)得：=9.71，=9.43，=4.25，=5.63，=0.03，=0.07，=8.71，=9.02，=8.67((9，7)=3.68，(9，7)=6.72)?？梢?，除WK、NK交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著外，其余各項(xiàng)的系數(shù)均達(dá)到顯著水平，表明一次項(xiàng)W、N、K、交互項(xiàng)WN及二次項(xiàng)W、N、K均對WUE影響顯著。

3.2.1 主因子效應(yīng) 模型(1)中的一次項(xiàng)、交互項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)之間都是不相關(guān)的，因子系數(shù)均已無量綱化和標(biāo)準(zhǔn)化處理，因此用偏回歸系數(shù)絕對值的大小直接反映各因素對WUE的影響，系數(shù)正負(fù)號反映各因素對WUE的作用方向。

分析模型(1)可得，單因子作用對WUE影響大小為W>N>K，且單因子對WUE均為正向促進(jìn)作用。兩因子互作時，WN、WK、NK對WUE的影響大小為WN>NK>WK，交互項(xiàng)WN、WK的系數(shù)為正，表明WN和WK的兩因子互作均相互促進(jìn)，存在協(xié)同效應(yīng)，即增加灌溉量需要提高施氮量才能顯著提高WUE，增加灌溉量也需要提高施鉀量才能更有效發(fā)揮因子的互作效應(yīng)。NK交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明NK互作具有替代作用，即在施氮量不足的條件下可以增加施鉀量或施鉀量不足時增加施氮量，可以獲得較高的WUE。二次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，表明WUE隨水肥因子編碼水平的增加均呈開口向下的拋物線趨勢變化。在取得最大值前，WUE隨灌溉量或施肥量的增加而增加；達(dá)到最大WUE后，隨著灌溉量或施肥量的增加WUE逐漸減小，三因子均存在一個獲得最大WUE的對應(yīng)水或肥用量值。

3.2.2 單因子的WUE效應(yīng) 對WUE模型(1)分別控制其中2個因子的編碼水平為零，得出W、N、K的單因子效應(yīng)模型(2)～(4)：

W：WUE=25.376+1.085W-0.897W

(2)

N：WUE=25.376+1.018N-0.951N

(3)

K：WUE=25.376+0.507K-0.815K

(4)

利用模型(2)～(4)繪制W、N、K對WUE的單因子效應(yīng)圖2。由圖2可以看出，在試驗(yàn)編碼水平范圍內(nèi)，隨著W、N、K單因子用量的增加，WUE的變化均為開口向下的拋物線型，呈先遞增后遞減的趨勢。其中，隨著W、N用量的增加，WUE遞增幅度均大于遞減幅度，且隨W用量的增加，遞增遞減幅度大于N用量的。而隨K用量的增加，WUE遞增幅度小于遞減幅度。計(jì)算得知，隨W、N、K單因子用量的增加，WUE的變化范圍分別為22.27～25.70，22.26～25.65，23.20～25.45 kg/(hm·mm)。在編碼值均小于0時，相同編碼值水平施用量的K較W、N可獲得更高的WUE，施鉀更有效地促進(jìn)WUE的提高。而在編碼水平均大于0時，W更高，N次之，K最弱，灌水能夠保障玉米需水，減緩WUE降低。在編碼水平均為-1.353時，W、N、K單因子的WUE取值分別為22.27，22.26，23.20 kg/(hm·mm)，增加編碼值水平到0時，WUE均提高到25.38 kg/(hm·mm)，繼續(xù)增加W、N、K單因子編碼水平分別為0.605，0.535，0.311時，得到對應(yīng)的WUE最大值分別為25.70，26.65，25.45 kg/(hm·mm)，較最小值分別提高15.44%，15.23%，9.73%。以此為界點(diǎn)，W、N、K單因子用量進(jìn)一步增加對WUE的提高起到負(fù)向作用，當(dāng)編碼值增加到試驗(yàn)設(shè)計(jì)的最大值1.353時，對應(yīng)的WUE分別降低到25.20，25.01，24.57 kg/(hm·mm)。表明只有采用適量的W、N、K投入，才能對春玉米WUE的提高獲得正向促進(jìn)作用。

圖2 單因子的WUE效應(yīng)

3.2.3 兩因子互作的WUE效應(yīng) 對WUE模型(1)分別控制其中1個因子的編碼值為0，依次得到W與N互作、W與K互作及N與K互作的效應(yīng)模型(5)～(7)，并分別繪制對應(yīng)的互作圖(圖3)。

WN：WUE=25.376+1.085W+1.018N+

0.663WN-0.897W-0.951N

(5)

WK：WUE=25.376+1.085W+0.507K+

0.038WK-0.897W-0.815K

(6)

NK：WUE=25.376+1.018N+0.507K-

0.063NK-0.951N-0.815K

(7)

(1)水氮互作。圖3a為W、N兩因子互作的WUE變化，圖3a1是空間中呈向上突起的凸面型。為了對數(shù)據(jù)直觀分析，將圖3a1簡化為圖3a2的平面等值線圖?？梢园l(fā)現(xiàn)，W、N兩因子共同作用時，對WUE相互影響，且存在最優(yōu)W、N用量的配比。在編碼值取-1.353時，WUE取得試驗(yàn)設(shè)計(jì)編碼值范圍內(nèi)的最小值為20.36 kg/(hm·mm)。在W、N編碼水平增加至0.921和0.856時，WUE迅速增大并取得最大值為26.31 kg/(hm·mm)，較最小值提高29.22%，表明低W低N配合只能獲得低WUE。在WUE取得最大值后，W、N編碼值的增加不能使WUE繼續(xù)升高。當(dāng)W、N兩因子編碼水平均增加到1.353時，WUE減小至26.05 kg/(hm·mm)。進(jìn)一步分析，在W、N取不同編碼值，可計(jì)算出相應(yīng)的WUE值及WUE的變化率，所得結(jié)果見表3。由表3可以看出，WUE隨著編碼水平的提高呈先升高后降低的趨勢；在取低編碼水平時，WUE變化率的絕對值較大，在接近編碼值為1時WUE變化率絕對值較小。

表3 W、N兩因子交互作用的WUE變化

在試驗(yàn)設(shè)計(jì)編碼范圍內(nèi)，當(dāng)W、N兩因子的編碼水平分別為-1.353和1.353時，WUE值最小，僅有20.69 kg/(hm·mm)。在W、N兩因子的編碼水平分別為1.353和-1.353時，WUE取值同樣處于較低水平，為20.87 kg/(hm·mm)。表明無論是高W低N還是低W高N組合都不利于獲得較大的WUE，只有適宜水平的WN因子互作時，更有利于獲得更大的WUE。圖3a也表明，試驗(yàn)編碼范圍內(nèi)等值線的WUE變化似以W、N編碼值為0.921和0.856為最高值點(diǎn)(26.31 kg/(hm·mm))向四周發(fā)散的“橢圓”。W、N兩因子共同作用時，對WUE的影響為交互協(xié)同作用，促進(jìn)WUE的提高。

圖3 兩因子互作的WUE效應(yīng)

(2)水鉀互作。圖3b為W、K兩因子共同作用下的WUE變化圖，圖3b1表現(xiàn)為向上突起的凸面型。與W、N兩因子作用相似，在W、K兩因子共同作用下，WUE的變化呈先增大后減小的趨勢，且存在最優(yōu)W、K配比。WUE在W、K兩因子由-1.353同步增長至1.353的變化過程中，低W低K限制WUE提高。隨著W、K編碼值的分別提高至0.612和0.325，WUE取值由最小值20.16 kg/(hm·mm)升高至最大25.79 kg/(hm·mm)，提高27.93%。與W、N兩因子作用不同，W、K兩因子交互作用下，WUE的變化幅度更小，表明對WUE數(shù)值的影響方面，W、K互作對WUE數(shù)值提升的幅度弱于W、N互作。表4所列為W、K取不同編碼水平時計(jì)算所得WUE數(shù)值變化。對比分析可得，W、K互作的WUE數(shù)值及變化率與W、N互作呈相似的變化趨勢，但在WUE最大值點(diǎn)后，隨著W、K編碼水平的進(jìn)一步升高，WUE的降低更快、更明顯。在W、N兩因子取1.353時，WUE為24.47 kg/(hm·mm)，較最大值降低5.11%。

表4 W、K兩因子交互作用的WUE變化

W、K兩因子互作對WUE的提高呈正向促進(jìn)作用，但弱于W、N互作，在圖3b中表現(xiàn)為W、N兩因子等值線圖更近似于橢圓，而W、K兩因子等值線圖更接近于圓。

(3)氮鉀互作。圖3c為N、K兩因子共同作用下的WUE變化圖。由圖3c2可以看出，在N、K兩因子共同作用下WUE的等值線形狀近似于圓形，表明N、K互作效應(yīng)較弱。在N、K兩因子的編碼水平分別為-1.353和1.353時，WUE的取值為全試驗(yàn)編碼范圍內(nèi)最低為21.57 kg/(hm·mm)?？梢姡诘什蛔愕那闆r下，增加施鉀量也能獲得一定WUE。

由表5可以看出，在N、K兩因子由-1.353同步增長至1.353的變化過程中，WUE數(shù)值及變化率變化趨勢與W、K交互作用時相似。通過對模型求解得出，N、K兩因子編碼水平分別為0.526和0.291時，WUE取得最大值25.72 kg/(hm·mm)，較兩因子編碼值均取-1.353或1.353時分別提高28.90%和6.77%。

表5 N、K兩因子交互作用的WUE變化

3.2.4 三因子互作的WUE效應(yīng) 圖4是在試驗(yàn)編碼范圍內(nèi)，W、N、K對WUE的三因子效應(yīng)圖，左側(cè)是三因子編碼水平分別為-1，-0.5，0，0.5，1時的切片圖。為了更明顯地觀察三因子不同編碼下的WUE數(shù)值變化，簡化左側(cè)圖為右側(cè)的等值線圖。分析圖4得出，總體上，隨著W、N、K三因子編碼水平的同時提高，WUE呈先提高后降低的趨勢動態(tài)變化，且存在獲得最大WUE的W、N、K配比。

圖4a表示在W的不同編碼梯度時三因子對WUE的影響。由圖4a1可以看出，隨著W、N、K三因子編碼水平的不斷增大，可取得較高WUE(圖中淺色區(qū)域)的區(qū)域面積明顯地由小變大再變小，通過對回歸模型的求解也得出同樣的結(jié)果，即在W編碼水平分別為-1.353，-1，-0.5，0，0.5，1，1.353時，對應(yīng)的N、K編碼水平分別為(0.054，0.277)，(0.177，0.280)，(0.351，0.286)，(0.526，0.291)，(0.700，0.296)，(0.874，0.301)，(0.997，0.304)時可獲得最大WUE，分別為22.33，23.49，24.80，25.72，26.24，26.38，26.24 kg/(hm·mm)。W梯度的不斷增加，取得最大WUE的N、K梯度也在隨之提高，而各梯度下的最大WUE呈先增加后降低的趨勢。同樣，在N、K梯度上分別模擬分析三因子效應(yīng)時，得到相似的結(jié)論，不再重復(fù)。

由圖4a可知，在W編碼水平取0時，WUE的取值僅受N、K兩因子的影響，其取值范圍為19.96～25.72 kg/(hm·mm)，WUE變化幅度為28.86%；由圖4b可知，在N的編碼水平取0時，WUE的取值僅受W、K兩因子的影響，其取值范圍為20.16～25.79 kg/(hm·mm)，WUE變化幅度為27.93%；由圖4c可知示，在K的編碼水平取0時，WUE的取值僅受W、N兩因子的影響，其取值范圍為20.36～26.31 kg/(hm·mm)，WUE變化幅度為29.22%。同樣方法可得，當(dāng)W、N、K因子編碼水平均取-1時，WUE的取值范圍依次為18.93～23.49，19.00～23.56，19.01～25.01 kg/(hm·mm)，變化幅度分別為24.09%，24.00%，31.56%；當(dāng)W、N、K因子編碼水平均取1時，WUE的取值范圍依次為19.20～26.38，19.41～26.37，20.09～25.99 kg/(hm·mm)，變化幅度分別為37.40%，35.86%，29.37%。可見，三因子交互作用時，高水高肥或低水低肥配合不能獲得高WUE，而中水中肥或豐水豐肥才能獲得高的WUE，說明只有在適宜量的W、N、K配合才能發(fā)揮最佳的交互效應(yīng)，既能獲得較高WUE，也可以實(shí)現(xiàn)對肥水資源的節(jié)約利用。

注：WUE圖例單位為kg/(hm2·mm)。

結(jié)合圖4a～4c可以發(fā)現(xiàn)，在W、N、K編碼值從-1.353增大至1.353的過程中，WUE取值呈先提高后降低的趨勢。在W、N、K編碼值取-1.353時，WUE取值為18.14 kg/(hm·mm)。低水低肥條件明顯限制WUE的升高。

從表6可以看出，中水中肥(或豐水豐肥)組合條件下可獲得較高WUE，在低水低肥組合(W、N、K的編碼值均為-1.353)和高水高肥組合(W、N、K的編碼值均為1.353)的WUE取值較低。通過對模型尋優(yōu)優(yōu)化得出，在W、N、K編碼值分別取0.924，0.848，0.300時可獲得試驗(yàn)范圍內(nèi)的WUE最大值26.38 kg/(hm·mm)。

表6 W、N、K三因子交互作用的WUE變化

3.3 較高WUE的水肥優(yōu)化方案

通過對W、N、K三因子耦合效應(yīng)圖分析，結(jié)合試驗(yàn)地區(qū)的生產(chǎn)實(shí)際，獲得在滿足當(dāng)?shù)卮河衩棕S產(chǎn)(產(chǎn)量≥8 000 kg/hm)的同時，試驗(yàn)區(qū)內(nèi)較高WUE(≥25.00 kg/(hm·mm))的W、N、K適宜編碼范圍分別為(-0.117，+0.924)，(-0.032，+0.848)，(-0.184，+0.300)，即自然降雨條件下(年均降水量477.74 mm，生育期降水量408.70 mm)的適宜水肥用量為灌溉量43.25～58.87 mm，施氮量229.93～382.97 kg/hm，施鉀量104.94～148.49 kg/hm。

4 討 論

提高作物產(chǎn)量和降低耗水量是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者與研究者的共同目標(biāo)，而WUE是與作物產(chǎn)量和耗水量直接相關(guān)的一個重要指標(biāo)。農(nóng)田水肥管理就是協(xié)調(diào)水分與養(yǎng)分，使二者的關(guān)系達(dá)到最優(yōu)，以便實(shí)現(xiàn)節(jié)水節(jié)肥高產(chǎn)的目標(biāo)。不同水肥管理方案的作物WUE表現(xiàn)不一致。李雪等通過在遮雨棚中開展淺埋滴灌水氮耦合試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在一定程度上春玉米WUE隨著灌水量的降低呈增加的趨勢。而本研究多年的田間試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，W、N、K三因子用量同時增加的春玉米WUE呈先升高后降低的變化趨勢，且存在最佳的施用量配比。因此，當(dāng)水肥條件不足時，增加灌溉施肥量對作物WUE的提升有正向作用；水肥互作也存在閾值反應(yīng)，低于閾值時增加水肥投入對WUE的提升效果明顯，高于閾值后提升效果降低。

半干旱區(qū)水分供需矛盾突出一直是制約半干旱區(qū)玉米產(chǎn)量和WUE提高的關(guān)鍵因素，在遼西半干旱區(qū)也是如此。本研究發(fā)現(xiàn)，水肥單因子作用對WUE影響大小順序?yàn)閃>N>K。氮素也是影響半干旱區(qū)玉米生長的重要養(yǎng)分因子，增加氮肥用量能促進(jìn)根系對水分的吸收，提高作物耗水量、產(chǎn)量及WUE。在二因子交互效應(yīng)方面研究發(fā)現(xiàn)，灌水和施氮是影響作物耗水、產(chǎn)量和WUE的重要因素，只有適量合理配施才能達(dá)到高產(chǎn)高效。Si等研究認(rèn)為，增加灌溉和施氮量能顯著提高冬小麥產(chǎn)量和WUE，然而超過一定施用量范圍后則會抑制小麥生長，W、N二因子交互效應(yīng)圖中等值線的形狀可以反映因子間交互作用的強(qiáng)弱，形狀越接近橢圓表示因子間交互作用越強(qiáng)，形狀越接近圓則表示因子間交互作用越弱。也有研究報(bào)道，灌水、施氮以及二者交互作用對玉米WUE均有極顯著影響。本研究表明，W、N互作對春玉米WUE的影響最大，N、K互作次之，W、K互作最弱。其中W、N互作、W、K互作對WUE均呈正交互作用，可促進(jìn)WUE的提高且存在用量最佳配比。滴灌水肥耦合有利于作物根系生長和作物光合作用，提高作物產(chǎn)量和WUE。在本研究中，兩因子互作WN、WK、NK以及WNK三因子互作WUE最大值較最小值分別提高29.22%，27.94%，28.82%，45.47%，表現(xiàn)出W、N、K多因子耦合作用對WUE取值影響大小為WNK>WN>NK>WK。

5 結(jié) 論

(1)在試驗(yàn)編碼范圍內(nèi)，淺埋滴灌條件下W、N、K單因子對WUE的提高均呈正向促進(jìn)作用，作用大小順序?yàn)閃>N>K。隨著單因子施用量的增加，WUE均呈開口向下的拋物線型的趨勢先升高后降低變化，且隨因子用量的增加WUE升高幅度均大于降低幅度。

(2)兩因子互作的WUE為向上的凸面型變化，即隨著兩因子用量增加WUE呈先升高后降低的趨勢變化。兩因子互作作用大小順序?yàn)閃N>NK>WK，其中WN互作顯著，而NK互作和WK互作不顯著。WN互作和WK互作對WUE的提高為相互促進(jìn)作用，NK為相互替代作用。

(3)隨著W、N、K三因子用量的同步增加，三因子互作WUE表現(xiàn)為中水中肥(或豐水豐肥)組合較高，而高水高肥或低水低肥組合不能獲得高的WUE，適量W、N、K配合才能發(fā)揮較高WUE的互作效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)水分的高效利用。獲得較高WUE(≥25.00 kg/(hm·mm))的水肥施用方案為灌溉量43.25～58.87 mm，施氮量229.93～382.97 kg/hm，施鉀量104.94～148.49 kg/hm。該水肥優(yōu)化管理方案可為淺埋滴灌技術(shù)在遼西半干旱區(qū)春玉米水分高效利用生產(chǎn)提供技術(shù)參考。