朱 玲，沈?qū)W善，屈會娟，潘海平，蒲志剛，王曉黎

（1.四川省農(nóng)業(yè)科學(xué)院生物技術(shù)核技術(shù)研究所，四川成都610066；2.四川省農(nóng)業(yè)科學(xué)院，四川成都610066）

甘薯是重要的糧食作物、飼料和工業(yè)原料作物[1-2]。紫色甘薯除含有普通甘薯的營養(yǎng)成分外[3-4]，還富含花青素[5]，具有抗腫瘤、抗癌[6-7]、抗氧化[8]等多種生理保健功能。川紫薯1 號是四川省農(nóng)業(yè)科學(xué)院作物研究所選育的紫肉食用型甘薯品種，2012 年通過四川省農(nóng)作物品種審定委員會審定，區(qū)試2 a 平均鮮薯產(chǎn)量18 510 kg/hm2，干物質(zhì)率25.63%，商品薯率73%，中熟，熟食品質(zhì)優(yōu)，花青素含量45.97 mg/100 g[9]。移栽期、移栽密度和施肥量[10-12]是影響甘薯產(chǎn)量和品質(zhì)的重要因素，生產(chǎn)中甘薯種植密度和施肥量存在較大的隨意性[13]，很難找到適宜結(jié)合點(diǎn)[14]。近年來，已有學(xué)者采用多元二次正交旋轉(zhuǎn)回歸設(shè)計對榕薯5 號、廣薯87、川薯217 等不同地區(qū)審定甘薯品種從移栽密度、移栽期、施肥水平等因素進(jìn)行栽培技術(shù)優(yōu)化研究[15-17]。目前對川紫薯1 號移栽期、移栽密度和復(fù)合肥施用量等優(yōu)化栽培技術(shù)的研究較少。

本試驗(yàn)通過設(shè)置不同移栽期、移栽密度和復(fù)合肥施用量，利用計算機(jī)模擬尋優(yōu)獲得最適農(nóng)藝措施組合優(yōu)化方案[18]，為川中丘陵區(qū)川紫薯1 號的高產(chǎn)栽培和推廣示范提供理論依據(jù)和技術(shù)支撐。

1 材料和方法

1.1 試驗(yàn)材料

供試材料為川紫薯1 號。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計

試驗(yàn)于2016 年在成都市金堂縣竹篙鎮(zhèn)鳳凰村進(jìn)行。試驗(yàn)采用三元二次通用組合正交設(shè)計，設(shè)置3 個因素：移栽期、移栽密度、復(fù)合肥施用量（N∶P2O5∶K2O＝15∶15∶15），共 20 個處理（表 1、2）。起壟凈作，壟間距80 cm，壟面高30 cm，每小區(qū)面積為20 m2。3 月 21 日育苗，11 月 11 日收獲。復(fù)合肥全部作底肥。

表1 因素設(shè)計水平編碼

表2 因素設(shè)計水平編碼及產(chǎn)量指標(biāo)

1.3 測定項(xiàng)目及方法

收獲期測定鮮薯產(chǎn)量和干物質(zhì)率。每小區(qū)實(shí)收測產(chǎn)；每小區(qū)取中等大小薯塊300 g，切成絲，105 ℃殺青30 min，80 ℃烘至恒質(zhì)量，測定干物質(zhì)率。

1.4 數(shù)據(jù)處理

采用SPSS 10.0 軟件計算與分析試驗(yàn)數(shù)據(jù)。

2 結(jié)果與分析

2.1 鮮薯產(chǎn)量

2.1.1 鮮薯產(chǎn)量數(shù)學(xué)模型 據(jù)鮮薯產(chǎn)量結(jié)果（表2）進(jìn)行優(yōu)化分析，獲得描述鮮薯產(chǎn)量結(jié)果的數(shù)學(xué)模型。

對方程進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸項(xiàng)達(dá)到顯著水平（P＝0.049 1）。對方程各個偏回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性測驗(yàn)，一次項(xiàng)X3和互作項(xiàng)X1X3達(dá)到顯著水平（P值分別為0.022 9、0.023 8）。剔除不顯著回歸項(xiàng)后獲得簡化回歸方程。

2.1.2 鮮薯產(chǎn)量數(shù)學(xué)模型分析

2.1.2.1 主因素效應(yīng) 方程中各因素回歸系數(shù)絕對值的大小反映了該因素對鮮薯產(chǎn)量作用的大小。3種栽培因素的線性效應(yīng)對鮮薯產(chǎn)量的影響程度依次為移栽密度、移栽期和復(fù)合肥施用量。

2.1.2.2 單因素效應(yīng) 將其余在2 個因素固定在0水平上，分別建立3 個因素的一元回歸子模型。移栽期和移栽密度對鮮薯產(chǎn)量效應(yīng)方程的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明移栽期和移栽密度對鮮薯產(chǎn)量的效應(yīng)曲線是開口向下的拋物線，Yi有極大值；而復(fù)合肥施用量對鮮薯產(chǎn)量效應(yīng)方程的二次項(xiàng)系數(shù)為正值，一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明在-1.681 8≤X3≤1.681 8 范圍內(nèi)隨著復(fù)合肥施用量的提高，鮮薯產(chǎn)量降低。

2.1.2.3 雙因素交互效應(yīng) 方差分析表明，在6 個雙因素組合中，移栽期（X1）與復(fù)合肥施用量（X3）互作（P＝0.023 8）達(dá)顯著水平。其交互作用數(shù)學(xué)模型如下。

移栽期和復(fù)合肥施用量的交互作用子模型的分析結(jié)果表明，水平取值在-1.6818～1.6818 范圍內(nèi)，推遲移栽期和降低復(fù)合肥施用量在整體上可提高產(chǎn)量。當(dāng)移栽期在5 月31 日之后，隨著復(fù)合肥施用量的降低，產(chǎn)量不斷提高，最高產(chǎn)量為32 167.61 kg/hm2；當(dāng)移栽期在5 月31 日之前，復(fù)合肥施用量不斷提高，產(chǎn)量不斷降低（表3）。

表3 移栽期與復(fù)合肥施用量互作鮮薯產(chǎn)量分析 kg/hm2

2.1.2.4 頻數(shù)分析 應(yīng)用計算機(jī)尋優(yōu)的頻數(shù)分析法求得的目標(biāo)值可供生產(chǎn)上直接利用。對回歸方程（1），使各變量取值分別為 -1.681 8、-1、0、1、1.681 8，在約束范圍 -1.681 8≤Xi≤1.681 8 內(nèi)，共有 43 套方案鮮薯產(chǎn)量預(yù)測值大于30 000 kg/hm2，Xi取值頻率分布見表4。川紫薯1 號在丘陵區(qū)種植時滿足5 月25日至6 月6 日移栽，移栽密度6.43 萬～7.44 萬株/hm2，復(fù)合肥施用量 518.76～764.96 kg/hm2，可獲得30 000 kg/hm2以上的鮮薯產(chǎn)量。

表4 每公頃30 000 kg 以上鮮薯產(chǎn)量模擬方案

2.2 商品薯率

2.2.1 商品薯率數(shù)學(xué)模型 據(jù)商品薯率結(jié)果（表2）進(jìn)行優(yōu)化分析，可獲得描述商品薯率結(jié)果的回歸方程。

對方程進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸項(xiàng)達(dá)到顯著水平（P＝0.031 2）。對方程各個偏回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性測驗(yàn)，一次項(xiàng)X2和二次項(xiàng)X22均達(dá)到顯著水平（P值分別為0.036 0、0.035 6）。剔除不顯著回歸項(xiàng)后獲得簡化回歸方程。

2.2.2 商品薯率數(shù)學(xué)模型分析

2.2.2.1 主因素效應(yīng) 方程中各因素回歸系數(shù)絕對值的大小可以反映該因素對商品薯率作用的大小。3 種栽培因素的線性效應(yīng)對商品薯率的影響程度依次為移栽密度、移栽期和復(fù)合肥施用量。

2.2.2.2 單因素效應(yīng) 將其余2 個因素固定在0 水平上，分別建立在3 個因素的一元回歸子模型。移栽期和復(fù)合肥施用量因素對商品薯率的效應(yīng)方程的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明移栽期和復(fù)合肥施用量對商品薯率的效應(yīng)曲線是開口向下的拋物線，Yi有極大值；而移栽密度對商品薯率的效應(yīng)方程的二次項(xiàng)系數(shù)為正值，一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明在-1.681 8≤X3≤1.681 8 范圍內(nèi)隨著移栽密度的提高，商品薯率降低。

2.2.2.3 頻數(shù)分析 對回歸方程（7），使各變量取值分別為 -1.681 8、-1、0、1、1.681 8，在約束范圍-1.681 8≤Xi≤1.681 8 內(nèi)，有 65 套方案商品薯率預(yù)測值大于92.50%，Xi取值頻率分布見表5。川紫薯1 號在丘陵區(qū)種植時滿足5 月14—23 日移栽，移栽密度4.98 萬～5.94 萬株/hm2，復(fù)合肥施用量597.80～772.55 kg/hm2，可獲得92.50%以上的商品薯率。

表5 商品薯率大于92.50%的模擬方案

2.3 干物質(zhì)率

2.3.1 干物質(zhì)率數(shù)學(xué)模型 據(jù)干物質(zhì)率結(jié)果（表2）優(yōu)化分析，可獲得描述干物質(zhì)率結(jié)果的回歸方程。

對方程進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸項(xiàng)達(dá)到顯著水平（P＝0.000 3）。對方程各偏回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性測驗(yàn)，一次項(xiàng)X1和二次項(xiàng)X32均達(dá)到顯著水平（P值分別為0.017 5、0.040 9）。剔除不顯著回歸項(xiàng)后獲得簡化回歸方程。

2.3.2 干物質(zhì)率數(shù)學(xué)模型分析

2.3.2.1 主因素效應(yīng) 方程中各回歸系數(shù)絕對值的大小可以反映該因素作用的大小。3 種栽培因素的線性效應(yīng)對干物質(zhì)率的影響程度依次為移栽密度、移栽期和復(fù)合肥施用量。

2.3.2.2 單因素效應(yīng) 將其余2 個因素固定在0 水平上，分別建立3 個因素的一元回歸子模型。移栽密度對干物質(zhì)率的效應(yīng)方程的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明移栽密度對干物質(zhì)率的效應(yīng)曲線是開口向下的拋物線，Yi有極大值；而移栽期和復(fù)合肥施用量對干物質(zhì)率的效應(yīng)方程的二次項(xiàng)系數(shù)為正值，一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，表明在-1.681 8≤X3≤1.681 8 內(nèi)提高移栽秘密度和復(fù)合肥施用量，干物質(zhì)率有降低趨勢。

2.3.2.3 模型的頻數(shù)分析 對回歸方程（12），使各變量取值分別為 -1.681 8、-1、0、1、1.681 8，在約束范圍 -1.681 8≤Xi≤1.681 8 內(nèi)，共有 55 套方案干物質(zhì)率預(yù)測值大于27.50%，Xi取值頻率分布見表6。

表6 干物質(zhì)率大于27.50%的模擬方案

川紫薯1 號在丘陵區(qū)種植時滿足5 月10—18 日移栽，移栽密度6.06 萬～7.00 萬株/hm2，復(fù)合肥施用量411.51～616.42 kg/hm2，可獲得27.50%以上的干物質(zhì)率。

3 結(jié)論與討論

適宜的種植密度有利于增加單位面積甘薯株數(shù)，創(chuàng)造合理的群體結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮個體與群體綜合優(yōu)勢[12]。本試驗(yàn)采用三元二次通用組合正交設(shè)計，選取移栽期、移栽密度、復(fù)合肥施用量為試驗(yàn)因素，通過田間試驗(yàn)，建立移栽期、移栽密度、復(fù)合肥施用量與鮮薯產(chǎn)量、商品薯率和干物質(zhì)率等指標(biāo)關(guān)系的回歸數(shù)學(xué)模型。對各指標(biāo)建立的數(shù)學(xué)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，鮮薯產(chǎn)量、商品薯率和干物質(zhì)率均達(dá)到顯著水平，各因素對鮮薯產(chǎn)量、商品薯率和干物質(zhì)率的影響均為移栽密度＞移栽期＞復(fù)合肥施用量，在本研究設(shè)定的試驗(yàn)因素內(nèi)移栽密度是影響川紫薯1 號產(chǎn)量和品質(zhì)的重要因素。合理的栽培密度和適宜的移栽期有利于提高甘薯產(chǎn)量，密度過小，會降低單株薯質(zhì)量和商品薯率[13]，密度過大，小薯比例大；移栽過早，大薯率增加，影響甘薯外觀品質(zhì)和商品薯率；移栽過遲，莖葉光合作用合成的營養(yǎng)物質(zhì)減少，薯塊產(chǎn)量下降[10]，不利于銷售，影響生產(chǎn)效益。由于環(huán)境條件的影響，利用計算機(jī)技術(shù)模擬尋優(yōu)，獲得農(nóng)藝措施組合優(yōu)化方案，可作為高產(chǎn)栽培技術(shù)指導(dǎo)，但還需結(jié)合生產(chǎn)實(shí)踐，進(jìn)一步篩選最優(yōu)條件[18]。

本試驗(yàn)條件下，3 個栽培因素對川紫薯1 號鮮薯產(chǎn)量、商品薯率和干物質(zhì)率的影響均表現(xiàn)為移栽密度＞移栽期＞復(fù)合肥施用量。鮮薯產(chǎn)量大于30 000 kg/hm2的優(yōu)化栽培措施：5 月 25 日至 6 月6 日移栽，移栽密度為 6.43 萬～7.44 萬株 /hm2，復(fù)合肥施用量為518.76～764.96 kg/hm2；商品薯率大于92.50%的優(yōu)化栽培措施：5 月14—23 日移栽，移栽密度為4.98 萬～5.94 萬株/hm2，復(fù)合肥施用量為597.80～772.55 kg/hm2；干物質(zhì)率大于27.50%的優(yōu)化栽培措施：5 月10—18 日移栽，移栽密度為6.06 萬～7.00 萬株 /hm2，復(fù)合肥施用量為 411.51～616.42 kg/hm2。