彭 明 ，王 軍 ，彭 云 ，彭德召 ，田 雨

（1.湖南農業(yè)大學農學院，湖南 長沙 410128；2.永順縣旱糧研究所，湖南 永順 416700；3.湘西州農業(yè)科學研究所，湖南 吉首 416000）

福單2號是湖南永順縣旱糧研究所育成的大穗、高產、優(yōu)質、多抗玉米雜交種，該品種2008～2009年參加湖南省兩年玉米區(qū)域試驗，產量均列小組第一位，分別比對照臨奧1號增產12.0%和12.6%，2010年通過湖南省農作物品種審定。2009年參加國家西南區(qū)玉米區(qū)域試驗，平均產量609.17 kg/667m2，比對照渝單8號增產10.66%，居小組第一位，2010年繼續(xù)參加國家西南區(qū)玉米區(qū)域試驗并同步進入生產試驗。該品種豐產性、穩(wěn)產性好，具有廣闊的推廣應用前景。

筆者根據該品種的生育特性和山區(qū)的氣候生態(tài)特點，選擇對玉米產量影響較大的密度和施肥量（N、P、K）等多因子進行試驗，采用4因子5水平正交回歸旋轉組合設計，利用計算機模擬尋優(yōu)技術，探索各因素對產量影響的主次關系，建立高產栽培數學模型，探索密肥調控措施對產量的影響，建立優(yōu)化栽培模式[1-4]，尋求該品種高產高效的密度及氮、磷、鉀合理配比的施肥優(yōu)化方案，為大面積推廣提供參考依據。

1 材料與方法

1.1 試驗地概況

試驗在永順縣旱科所高坪試驗基地進行，海拔538 m，前作玉米，冬閑。試驗地土壤為壤土，地力均勻，中等肥力水平。

1.2 試驗材料

本試驗采用的玉米品種福單2號，施用的肥料名稱及養(yǎng)分含量為尿素（含N 46%）、過磷酸鈣（含P2O514%）、氯化鉀（含K2O 60%）。

1.3 試驗方法

設36個處理，分為3個不完全隨機區(qū)組，以密度和氮、磷、鉀肥的施用量為栽培因子，選取密度（株/667m2）、純氮（N）、磷（P2O5）、鉀（K2O）kg/hm24個因子分別用 X1、X2、X3、X4進行水平編碼。試驗設36個小區(qū)，每小區(qū)面積16.65 m2（5 m×3.33 m），隨機排列，因素及水平編碼見表1。

表1 試驗因素及水平編碼表

試驗小區(qū)種5行，等行種植，用株距控制密度。四周設保護行。試驗地施肥方式為氮素按基肥∶苗肥∶穗肥為 1∶1∶2，鉀素按基肥∶拔節(jié)肥為 2∶1，磷素全作基肥。其他栽培管理措施同當地大田玉米生產。2009年4月10日播種（直播），8月20日成熟收獲。

小區(qū)收中間3行計產換算成單位產量，取10株（穗）田間和室內考種。參照4因子5水平二次旋轉回歸組合設計分析方法進行數據處理分析[5]。

2 結果與分析

2.1 各因素與產量及經濟效益間回歸模型

4因素5水平正交回歸旋轉組合設計結構矩陣表及對應的處理試驗結果見表2。

對各因素與產量試驗結果進行方差分析，并采用DPS分析軟件對產量結果進行分析，得產量y與各因子間回歸方程：

對回歸方程進行顯著性檢驗，F(xiàn)回歸=10.2，大于14，21 ）=2.1×10-6，說明回歸方程在α=0.01水準上顯著，試驗數據與所采用的二次數學模型基本上是符合的，方程與實際情況擬合程度較好，試驗中未控因子對回歸方程的擬合影響不大，可進一步分析各因子對產量的影響，篩選優(yōu)化栽培方案。

回歸模型交互項達到0.10顯著水平的只有X2X3，其他交互項不顯著。

以下是α=0.10顯著水平剔除不顯著項后，簡化后的回歸方程：Y=9 020+211.7 X1+420 X2+138.3

表2 4因素5水平正交回歸旋轉組合設計結構矩陣及試驗結果

2.2 各因素對產量影響程度分析

采用降維法就各因素對產量的效應進行分析測定。即將其余各因素固定于零水平的，可導出某一因素變化與產量的關系，進一步得出：

對試驗結果進行二次多項式回歸分析可知，各因素編碼值每增減一個單位，單產變化順序為N肥>密度>K肥>P肥，說明4個因素對玉米產量的影響效應依次為施氮量、密度、施鉀量和施磷量。

從回歸子模型的二次項系數全部為負說明，密度、氮肥、磷肥、鉀肥各因子對玉米產量變化的影響呈開口向下拋物線關系，其產量結果有一極大值，可用：Y=a X2+b X+c（a＜0）的形式描述。

2.3 試驗因子間交互效應對產量的影響

2.4 高產模型優(yōu)化方案

從以上分析得知，根據試驗結果建立的數學回歸模型，在－2≤Xi≤2范圍內，各變量均取步長為1，在計算機上進行模擬試驗與優(yōu)化選擇，利用計算機對回歸方程進行極值分析和校正，結果可獲得最高理論產量的各個因素組合為X1（1）、X2（1）、X3（2）、X4（1）。此水平值換算得出福單2號獲得產量最高值=9 656.7 kg/hm2。即福單2號在本試驗方案條件下獲得最高產量的栽培技術方案為密度51 000株/hm2、N 405 kg/hm2（尿素 880.4 kg/hm2）、P2O5180 kg/hm2（過磷酸鈣 1 285.7 kg/hm2）、K2O 315 kg/hm2（氯化鉀525 kg/hm2）。

在實際生產中，優(yōu)化的因素組合如固定在某一個具體取值時，操作較難，可行性不強。因此，只有在具有一定變化范圍內可能獲得某一目標產量的栽培技術措施組合，更具有實用價值。采用頻數分析法求得大于平均產量8 699.4 kg/hm2的組合方案有204個，其加權平均數分別是X1=0.691，X2=0.941，X3=0.392，X4=0.515；大于 8 699.4 kg/hm2目標產量以上時X、X2、X3、X4各編碼因子編碼取值范圍（95%的 分 布 區(qū) 間） 分 別 為 ：0.553≤X1≤0.829，0.829≤X2≤1.053，0.208≤X3≤0.577，0.354≤X4≤0.675。

經換算，目標產量大于8 699.4 kg/hm2以上的優(yōu)化栽培方案是：在土壤肥力中等的基礎上，密度為48 318～49 974 株/hm2，N 施用量 381.9～412.2kg/hm2（尿素 830.2～896.1kg/hm2），P2O5施用量 99.4～116.0 kg/hm2（過磷酸鈣 710.0～828.6 kg/hm2），K2O 施用量247.2～280.9kg/hm2（氯化鉀412.0～468.2 kg/hm2）。

3 小結與討論

3.1 品種與主要栽培措施水平之間呈拋物線關系

本研究采用4因子5水平旋轉回歸組合設計方法建立了玉米新品種福單2號產量與密度及N、P、K施用量等主要栽培因素的回歸模型。試驗研究結果說明，玉米新品種福單2號產量與密度、氮肥、磷肥、鉀肥各栽培因子關系呈開口向下拋物線關系，其產量結果有一極大值，可用Y=aX2+bX+c（a＜0）的形式描述。

3.2 褔單2號高產栽培的關鍵因子是氮肥和密度

在本試驗條件下各主要栽培因素對產量的影響效應依次為施氮量、密度、施鉀量、施磷量。說明在中等肥力條件下，影響該玉米品種產量的主要因素是氮肥的施用量和栽培密度。

3.3 褔單2號高產優(yōu)化組合方案

在土壤肥力中等的基礎上，獲得8 699.4 kg/hm2以上目標產量優(yōu)化方案是密度為48 318～49 974株/hm2，施 N 381.9～412.2 kg/hm2（尿素 830.2～896.1 kg/hm2），施 P2O599.4～116.0 kg/hm2（過磷酸鈣710.0～828.6 kg/hm2），施 K2O 247.2～280.9 kg/hm2（氯化鉀412.0～468.2 kg/hm2）。因此，在高產栽培中合理密植、科學施肥有利于獲取較高產量。

不同地區(qū)、土壤及氣候條件有很大差異，應根據不同玉米品種和當地生產條件合理確定栽培措施方案，切忌盲目套用。

[1]丁希泉.農業(yè)應用回歸設計[M].沈陽：吉林科學技術出版社，1986.134-150.

[2]孫酉石，王淑英，王玉芝，等.回歸旋轉組合設計方法在玉米模式化栽培研究中的應用[J].吉林農業(yè)大學學報，1989，（3）：10-12，18.

[3]彭 云，彭德召，汪開蓮，等.玉米新品種永科6號高產栽培模型研究[J].作物研究，2007（1）:16-18.

[4]黃文徹，王永華，潘中濤，等.雜交玉米“安單4號”高產栽培數學模型研究[J].湖南農業(yè)科學，2008，（6）：46-48，72.

[5]唐啟義，馮明光.實用統(tǒng)計分析及其DPS數據處理系統(tǒng)[M].北京：科學出版社，2002：159-163.