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        貴農玉889制種播差期、行比、施肥量的優(yōu)化配置研究

        2016-01-17 09:19:32陳啟武彭忠華
        種子 2016年6期
        關鍵詞:邊際效應氮量制種

        陳啟武, 彭忠華

        (1.貴州省遵義市農業(yè)委員會, 貴州 遵義564300; 2.貴州大學農學院, 貴陽550025)

        如何在玉米種子生產中保證質量,獲取高產對制種者尤為重要,必須綜合考慮品種特性、播種時期、父母本合理的播差期,并在保證母本足夠群體的條件下,根據父本花粉量確定行比,適時適量施肥,防治病蟲害等,最大限度地提高制種產量。貴州中西部地區(qū)是貴州省的玉米主產區(qū),隨著玉米育種和栽培水平的不斷提高,玉米的單產也在不斷提高。在各種增產途徑中,提高密度已成為一個行之有效的主要手段[1]。

        運用回歸正交設計進行多因素綜合試驗,可以得出不同因素不同水平組合的高產高效栽培措施,對研究特定品種的特征特性,不同區(qū)域不同田塊類型的栽培措施,可以實現(xiàn)新品種良種良法配套,充分發(fā)揮優(yōu)良品種的增產潛力[1]。為此,針對貴農玉889父母本不同播差期、行比、施肥量的優(yōu)化配置進行了研究,以此指導該類型品種在這一區(qū)域土壤肥力水平上獲得高效能制種的最佳優(yōu)化配置模式[1]。

        1 材料與方法

        1.1 試驗地概況

        田間試驗于2011年4月上旬在貴州省貴陽市花溪區(qū)進行。試驗地屬亞熱帶高原季風氣候區(qū),平均海拔1 050m,年平均氣溫15.2℃左右,年均降雨量1 100 mm,供試土質為黃壤,肥力中等。

        1.2 供試材料及試驗方案

        供試玉米品種來源于貴州大學彭忠華選育的貴農玉889父母本材料,共設3個試驗因素,分別為播差期、行比、施肥量,在田間進行隨機區(qū)組試驗(參照表1)。

        采用二次飽和D-最優(yōu)設計310方案,x1為父母本不同播差期(上限為父本比母本早播4d,下限為母本比父本早播4d),x2為行比(上限1∶6,下限1∶3);x3為施氮量(上限375kg/hm2,下限225kg/hm2);所有處理 N∶P2O5∶K2O=2∶1∶2。

        表1 玉米栽培試驗因素水平表試驗設計方案

        2 結果與分析

        2.1 結 果

        試驗結果見表2。

        表2 貴農玉889父母本不同播差期、行比、施肥量的優(yōu)化配置試驗方案及折算結果數(shù)據

        2.2 建立播差期、行比、施肥量對貴農玉889制種產量影響的數(shù)學模型

        對表1各處理制種產量結果進行二次多項式回歸分析,得播差期、行比、施肥量與制種產量(y^)的三元二次回歸方程[3]:

        對回歸方程進行顯著性檢驗,得回歸F值=55 279.076 7>Fa=0.01(1,9)=10 156,故差異極顯著,說明所建立的回歸方程關系顯著,即此回歸方程能反映實際情況[3]。

        2.3 回歸方程的解析

        由于試驗采用了無量綱編碼,偏回歸系數(shù)已經標準化,因此,系數(shù)的大小可以反映因素作用的大小及方向。由回歸方程的一次項系數(shù)可以看出[3]:播差期、行比、施肥量對制種產量的影響為行比>播差期>施肥量,播差期、行比、施肥量對制種產量的影響表現(xiàn)出正效應。從交互項的系數(shù)看到:播差期與行比、行比與施肥量的相互作用對制種產量的影響為正效應,但是行比與施肥量的交互項為負值,說明其交互作用對制種產量產生了負影響。從平方項的系數(shù)可以看出:播差期、行比、施肥量的平方項系數(shù)均為負,說明播差期、行比、施肥量的效應方程是一個開口向下的二次曲線,在本研究范圍內存在一個有利于貴農玉889制種產量的區(qū)域[3]。

        行比平方項的系數(shù)大于其余2個因素,說明行比的變化量對制種產量的影響大于播差期和施肥量[3]。

        2.4 主效應分析

        將任意兩因素的值固定在零水平時,可得恒定播差期、行比、施肥量條件下x1(播差期)、x2(行比)和x3(施肥量)與制種產量關系的方程式[3]。

        將各編碼值代入上述回歸方程中可得,在播差期、行比、施肥量恒定時貴農玉889制種產量的變化情況(見圖1)。

        圖1 制種產量主效應分析

        從圖1可以看出,施氮量在整個變化過程中,曲線變化比較平緩,說明施氮量對制種產量的影響不明顯[3]。而播差期在編碼值為-1~0.0水平區(qū)間內,曲線的斜率較大,且為正,說明播差期在該區(qū)間內,制種產量隨播差期的增加而明顯升高;當播差期的編碼值在0.0~0.4水平區(qū)間時,曲線變化比較平緩,說明制種產量隨播差期的增加而變化不明顯[4]。當播差期的編碼值超過0.4水平區(qū)間時,曲線的斜率又增大,且為負,說明制種產量隨播差期的增加而明顯下降。而行比在編碼值為-1~-0.2水平區(qū)間內,曲線的斜率較大,且為正,說明行比在該區(qū)間內,制種產量隨行比的增加而明顯升高;當行比的編碼值在-0.2~0.2水平區(qū)間時,曲線變化比較平緩,說明制種產量隨行比的增加而變化不明顯[4]。當行比的編碼值超過0.2水平區(qū)間時,曲線的斜率又增大,且為負,說明制種產量隨行比的增加而明顯下降。對方程進一步分析可知,當x1編碼值為0.43時,制種產量可達最高值;當x2編碼值為0.54時,產量可達最高值;當x3編碼值為0.06時,制種產量可達最高值,為18.018kg/40m2。

        2.5 邊際效應分析

        由制種產量(y^)的回歸方程,分別求x1、x2和x3的偏導數(shù),即可分別得到播差期、行比、施肥量的邊際效應方程[5]:

        將播差期、行比、施肥量作邊際效應分析,在其它因素取零水平時,可作出播差期、行比、施肥量對制種產量影響的邊際效應圖(見圖2)[3]。

        圖2 制種產量邊際效應分析

        從圖2中可以看出:播差期、行比的邊際效應變化幅度大于施氮量邊際效應的變化,且隨著三因素的逐漸增加,其邊際效應逐漸下降。施氮量對制種產量的影響較其它二因素小。對方程進一步分析可知,當x1編碼值為0.431 6(即父本比母本早播3d)、x2編碼值為0.535 4(即行比為1∶5)、x3編碼值為0.064 8(即施肥量為300kg/hm2)時,制種產量達到最高值,為18.018kg/40m2,這即是貴農玉889制種產量活性最高值的最佳組合[3]。

        2.6 綜合效應分析

        分別固定其中一個因素為零水平時,可得恒定播差期、行比、施肥量條件下x1(播差期)、x2(行比)和x3(施肥量)與制種產量關系的方程式[3]。

        把各編碼值分別成對代入上述回歸方程中可得在播差期、行比和施氮量恒定時制種產量隨播差期、行比的變化情況[4](見圖3~圖5)。

        從圖3、4、5可以看出,無論是播差期或行比或施肥量,在高水平或低水平條件下,對制種產量的影響相對較大,但在零水平左右,則相對影響較小,即對制種產量的影響表現(xiàn)出大—小—大的變化趨勢??傊瑥脑撛囼灴梢钥闯?,低播差期、行比、施肥量或高播差期、行比、施肥量對制種產量的影響都較大,而中等播差期、行比、施肥量對制種產量的影響較小[3]。

        圖3 播差期與行比互作效益分析

        圖4 播差期與施肥量互作效益分析

        圖5 行比與施肥量互作效益分析

        3 小結與討論

        3.1 試驗結果表明,播差期、行比、施肥量齡對貴農玉889制種產量的影響為行比>播差期>施肥量。交互作用的影響為播差期與行比>播差期與施肥量>行比與施肥量。隨著播差期、行比、施肥量的增加,制種產量均表現(xiàn)出先增后降的拋物線趨勢。即當播差期、行比、施肥量水平增加時,制種產量在增加;超出其一定的范圍(編碼值當x1超過0.431 6、x2超過0.535 4、x3超過0.064 8時),制種產量在下降。

        3.2 在本試驗條件下,提高制種產量的最佳組合為:父本比母本早播3d、父母本行比為1∶5、施肥量為300 kg/hm2時,這是貴農玉889制種產量最高值的最佳組合[3]。

        3.3 試驗研究了播差期、行比、施肥量對貴農玉889制種產量的影響進行研究,而其它類型品種、栽培方式、其制種產量的優(yōu)化模式還有待深入研究。

        [1]龍風,朱江洪,張罄芳,等.貴農玉889不同播期、種植密度及施氮量研究[J].耕作與栽培,2013(2):1-2.

        [2]胡章凱,舒中兵,宋成孝,等.氮·磷·鉀對紅稗株高的影響[J].安徽農業(yè)科學,2014,42(13):3 969-3 970.

        [3]舒中兵,張帆,樊寧,等.施氮量、密度和苗齡對稻田免耕油菜苗期硝酸還原酶活性的影響[J].耕作與栽培,2008(6):26.

        [4]楊秀偉,舒中兵,段明禹,等.密度、播期對雜交糯玉米遵糯4號鮮穗產量的影響[J].吉林農業(yè),2015(3):8.

        [5]張帆,舒中兵,樊寧,等.施氮量、密度和苗齡對稻田免耕油菜苗期干物質積累的影響[J].安徽農業(yè)科學,2009(1):1.

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