陳永明，陳建軍，邱妙文

（1.廣東省煙草南雄科學(xué)研究所，廣東 南雄 512400；2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)煙草研究室，廣州 510640）

南雄烤煙上部煙葉還原糖偏低、煙堿偏高、刺激性過大、煙氣較粗糙、可用性較差，這與栽培措施不當(dāng)有很大關(guān)系，其中施氮水平普遍偏高和移栽期偏早可能是主要原因之一。國(guó)內(nèi)關(guān)于施氮水平和移栽期對(duì)烤煙產(chǎn)質(zhì)量的影響開展過許多研究[1-8]，但大部分是單因素試驗(yàn)，有關(guān)施氮水平和移栽期二因素互作對(duì)烤煙還原糖及煙堿含量的影響報(bào)道較少。因此，筆者在南雄特定生態(tài)條件下，研究施氮水平和移栽期對(duì)烤煙還原糖及煙堿含量的影響，并建立相應(yīng)的模型，以探討二因素間的耦合效應(yīng)，為南雄烤煙生產(chǎn)合理施氮和適期移栽提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)基本情況

試驗(yàn)于 2005年在廣東省煙草南雄科學(xué)研究所試驗(yàn)基地進(jìn)行。土壤類型為牛肝田，土壤農(nóng)化性狀為全氮0.101%，全磷0.048%，全鉀2.57%，堿解氮86mg/kg，速效磷8.3 mg/kg，速效鉀123 mg/kg，有機(jī)質(zhì)1.32%，pH 7.63。供試烤煙品種為K326。純N用量按各處理要求，P2O5和K2O用量各處理均分別為6 kg/666.7m2和15 kg/666.7m2。2004年11月25日開始播種，采用漂浮育苗，2005年2月25日開始移栽，行距1.0 m，株距0.6 m。其他栽培、烘烤措施按南雄市優(yōu)質(zhì)烤煙生產(chǎn)技術(shù)規(guī)程操作。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用二次飽和D-最優(yōu)設(shè)計(jì)，二因素為施氮水平(N)和推遲移栽期(PS)。根據(jù)當(dāng)?shù)卣Ｊ┑胶鸵圃云诖_定二因素上下限水平，試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案見表1。重復(fù)3次，共18個(gè)小區(qū)，隨機(jī)區(qū)組排列，每小區(qū)30 m2，栽煙50株。

表1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案Table 1 The experiment design

1.3 測(cè)定項(xiàng)目和方法

煙葉成熟后各小區(qū)分別單收，掛牌標(biāo)記烘烤。從各小區(qū)烤后煙葉中抽取C3F和B2F樣品測(cè)定還原糖和煙堿含量。還原糖測(cè)定用芒森.沃克法[9]，煙堿測(cè)定用光度法[10]。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

試驗(yàn)數(shù)據(jù)采用 DPS軟件二次多項(xiàng)式回歸方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2 結(jié) 果

2.1 煙葉還原糖含量函數(shù)模型

根據(jù)各處理煙葉還原糖含量結(jié)果，得出如下回歸方程，其中Y為煙葉還原糖含量（%），X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

R=0.9999，p=0.0024＜0.05，因此模型可靠、可用。

2.1.1 單因素效應(yīng)分析 采用降維處理，分別將方程（1）中的施氮水平和移栽期設(shè)為零水平編碼，得到單因素效應(yīng)方程。其中Y為煙葉還原糖含量（%），X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

施氮水平與煙葉還原糖含量單效應(yīng)回歸方程：

移栽期與煙葉還原糖含量單效應(yīng)的回歸方程：

從圖1可以看出，在試驗(yàn)條件下，隨著施氮水平的提高，煙葉還原糖表現(xiàn)為先下降后上升的趨勢(shì)；隨著移栽期的推遲，煙葉還原糖含量表現(xiàn)為先上升后下降的趨勢(shì)。

圖1 施氮水平和移栽期對(duì)煙葉還原糖含量的單效應(yīng)Fig.1 Regression curves of reducing sugar content to N rate or transplanting period

2.1.2 雙因素互作效應(yīng)分析 從圖2、圖3可以看出，在試驗(yàn)條件下，在不同的移栽期，隨著施氮水平的增加，煙葉還原糖含量下降，其中推遲移栽期9 d以上（編碼值＞0.2）下降幅度較大，以施氮水平編碼值－1（7 kg/666.7m2）的煙葉還原糖含量最高。在不同的施氮水平下，煙葉還原糖含量隨移栽期的推遲而增加，其中低氮水平處理增加幅度較大，到一定時(shí)期（移栽期編碼值 0.2～0.6），推遲移栽期則煙葉還原糖含量下降。

圖2 施氮水平和移栽期對(duì)煙葉還原糖含量的互作效應(yīng)Fig.2 Regression curves of reducing sugar content to N rate

2.2 煙葉煙堿含量函數(shù)模型

根據(jù)各處理煙葉煙堿含量結(jié)果，得出如下回歸方程，其中Y為煙葉煙堿含量（%），X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

圖3 移栽期和施氮水平對(duì)煙葉還原糖含量的互作效應(yīng)Fig.3 Regression curves of reducing sugar content to transplanting period

R=0.9999，p=0.0024＜0.05，因此模型可靠、可用。

2.2.1 單因素效應(yīng)分析 采用降維處理，分別將方程（4）中的施氮水平和移栽期設(shè)為 0水平編碼，得到單因素效應(yīng)方程。其中Y為煙葉煙堿含量，X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

施氮水平與煙葉煙堿含量單效應(yīng)的回歸方程：

移栽期與煙葉煙堿含量單效應(yīng)的回歸方程：

從圖4可以看出，兩因子對(duì)煙葉煙堿含量的單效應(yīng)為：隨著施氮水平的提高，煙葉煙堿含量表現(xiàn)為上升的趨勢(shì)；隨著移栽期的推遲，煙葉煙堿含量表現(xiàn)為下降的趨勢(shì)。

圖4 施氮水平和移栽期對(duì)煙葉煙堿含量的單效應(yīng)Fig.4 Regression curves of nicotine content to N rate or transplanting date

2.2.2 雙因素互作效應(yīng)分析 從圖5、圖6可以看出，在試驗(yàn)條件下，在不同的移栽期，煙葉煙堿含量隨施氮水平的增加而增加，其中推遲移栽期 9 d以上（編碼值≥0.2）增加幅度較大，以施氮水平編碼值1（14.3 kg/666.7m2）的煙葉煙堿含量最高；在不同的施氮水平下，隨著移栽期推遲，煙葉煙堿含量下降，其中以低氮（編碼值≤－0.2）煙葉煙堿下降幅度較大，移栽期均以編碼值－1（正常移栽）的煙葉煙堿含量最高。

圖5 施氮水平和移栽期對(duì)煙葉煙堿含量的互作效應(yīng)Fig.5 Regression curves of nicotine content to N rate

圖6 移栽期和施氮水平對(duì)煙葉煙堿含量的互作效應(yīng)Fig.6 Regression curves of nicotine content to transplanting period

3 小 結(jié)

在本試驗(yàn)條件下，隨著施氮水平的提高，煙葉還原糖含量表現(xiàn)為下降的趨勢(shì)，煙葉煙堿含量表現(xiàn)為上升的趨勢(shì)；隨著移栽期的推遲，煙葉還原糖含量表現(xiàn)為上升的趨勢(shì)，煙葉煙堿含量表現(xiàn)為下降的趨勢(shì)。因此，在南雄煙區(qū)，適當(dāng)降低施氮水平和推遲移栽期，對(duì)增加烤煙還原糖含量、控制煙堿含量是有益的。

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