李 瑾，萬誠業(yè)，孫 達

(1.嘉興市南湖區(qū)農(nóng)業(yè)農(nóng)村和水利局， 浙江 嘉興 314051； 2.嘉興市南湖區(qū)鳳橋鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)技術(shù)水利服務(wù)中心， 浙江 嘉興 314051)

春馬鈴薯作為糧、蔬兼用作物，因具有生長期短，經(jīng)濟效益高，市場暢銷的特點，最近幾年在南湖區(qū)種植面積迅速擴大。但在栽培措施決策上尚存在一定的盲目性，如播種期過早、種植密度不足、肥料施用過量等[1]。為提高浙北嘉興市南湖區(qū)春馬鈴薯的生產(chǎn)效益，于2020年開展了不同播種期、播種密度、復(fù)合肥施用量3個主要栽培因子的回歸試驗[2]，以期通過試驗建模解析，為當(dāng)?shù)卮厚R鈴薯高效生產(chǎn)提供依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

供試馬鈴薯品種為荷蘭土豆，供試肥料為“雅苒苗樂”硫酸鉀型“15-15-15”復(fù)合肥。試驗在南湖區(qū)鳳橋鎮(zhèn)大星村守德農(nóng)場內(nèi)進行，試驗地前作為水稻,土壤為青紫泥粘土，肥力中等，耕層土樣pH值5.99，有機質(zhì)30.7 g/kg，全氮2 533 mg/kg，速效磷33.1 mg/kg，速效鉀65 mg/kg。

1.2 方法

試驗因子為播種期(X1)、種植密度(X2)、復(fù)合肥施用量(X3)，采用二次回歸飽和D-最優(yōu)設(shè)計311A方案[3]。試驗因子水平與編碼值見表1。

表1 試驗因子水平與編碼值

試驗共11個處理(見表2)，每處理3次重復(fù),隨機區(qū)組排列。小區(qū)長3.6 m，寬1.85 m，面積6.67 m2，小區(qū)間以寬20 cm溝分界。馬鈴薯露地栽培，行距0.4 m。播種時在小區(qū)畦面按行距挖10 cm深淺溝，按各設(shè)計處理的施肥量將硫酸鉀型復(fù)合肥一次性底施，再按各設(shè)計處理的密度確定株距后，每穴播1個重約50 g的種薯(大種薯切塊)，播后取畦溝泥覆蓋。馬鈴薯生長期不施農(nóng)藥和其他肥料，其他栽培措施與大田生產(chǎn)相仿。試驗各處理于5月7日按小區(qū)收獲薯塊測產(chǎn)。

試驗數(shù)據(jù)采用Excel電子表格進行統(tǒng)計分析。按三元二次回歸最優(yōu)設(shè)計的統(tǒng)計原理，采用二次多項式回歸模型，建立因子編碼值與產(chǎn)量的回歸方程。

2 結(jié)果與分析

2.1 因子回歸方程解析

根據(jù)表2數(shù)據(jù)，按三元二次回歸最優(yōu)設(shè)計的統(tǒng)計方法，建立3因子與春馬鈴薯667 m2產(chǎn)量的二次多項式回歸方程：

表2 試驗處理與產(chǎn)量

方程經(jīng)方差分析，回歸關(guān)系達極顯著水平(F=12.78>F0.01(9，21)=3.40)，表明建立的方程擬合度較好，置信度較高，用于因子效應(yīng)分析有實際意義。

方程中各項偏回歸系數(shù)經(jīng)顯著性(t)檢驗，一次項系數(shù) b2、 b3達(P<0.003)極顯著水平，二次項系數(shù)b11達(P<0.002)極顯著水平，交互項系數(shù)b23達(P<0.05)顯著水平。表明各因子對春馬鈴薯產(chǎn)量均存在較大程度的效應(yīng)，通過適當(dāng)調(diào)控這些因子可以實現(xiàn)春馬鈴薯的高產(chǎn)。

2.2 因子效應(yīng)解析

2.2.1 主因子效應(yīng) 對回歸方程試驗因子一、二次項回歸系數(shù)絕對值之和(Bi=∣bi∣+∣bii∣)值的計算，得到播種密度B2=398.1、播種期B1=192.6、復(fù)合肥用量B3=178.8，由此表明3個試驗因子對春馬鈴薯的產(chǎn)量效應(yīng)都極大，且效應(yīng)大小依次是播種密度>播種期>復(fù)合肥用量，因此春馬鈴薯生產(chǎn)要獲得高產(chǎn)特別要重視對種植密度的調(diào)節(jié)。

2.2.2 單因子效應(yīng) 對回歸方程采用降維法固定某2個因子為中心“0水平”，得到3個單因子方程：

將各因子不同水平代入相應(yīng)方程，得到各因子水平下的春馬鈴薯理論產(chǎn)量(表3)。

表3 各因子不同水平下馬鈴薯的產(chǎn)量

由表3可見：播種期對春馬鈴薯產(chǎn)量的效應(yīng)較大(C.V=12.25%)，其效應(yīng)呈二次拋物線變化趨勢。1月9日播種最早的產(chǎn)量最低，1月30日播種的最高。說明在一定時間范圍內(nèi)，隨播種期延遲產(chǎn)量顯著增加，超過一定時間范圍后，又隨播種期延遲產(chǎn)量下降。播種期回歸方程結(jié)果表明，試驗條件下的適宜播種期為1月20日至2月10日。

播種密度對春馬鈴薯產(chǎn)量的效應(yīng)最大(C.V=23.04%)，其效應(yīng)曲線呈直線變化趨勢。說明隨播種密度的提高產(chǎn)量顯著提高，產(chǎn)量與播種密度呈極顯著正相關(guān)(r=0.999 4**)。播種密度回歸方程結(jié)果表明，試驗條件下的適宜播種密度為6 000～9 000株/667m2。

復(fù)合肥用量對春馬鈴薯產(chǎn)量的效應(yīng)最小(C.V=9.26%),其效應(yīng)曲線呈反直線變化趨勢。說明隨施用量提高產(chǎn)量不增反降，產(chǎn)量與施用量呈極顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.974 1**)，表明春馬鈴薯生產(chǎn)中硫酸鉀型復(fù)合肥施用量不宜過多。復(fù)合肥用量回歸方程結(jié)果表明，試驗條件下的適宜硫酸鉀型復(fù)合肥用量為25～50 kg/667m2。

2.2.3 雙因子交互效應(yīng) 通過回歸方程得到3組雙因子交互系數(shù)，除種植密度與復(fù)合肥用量的交互達顯著水平外，另2組未達顯著水平。

播種期與密度(X1X2)的交互系數(shù)b12=-11.72(P>0.05)，其交互效應(yīng)不顯著。但從其微弱的交互效應(yīng)中仍顯示，早播時增加種植密度有利于高產(chǎn)。

播種期與復(fù)合肥用量(X1X3)的交互系數(shù)b13=-12.26(P>0.05)，其交互效應(yīng)亦未達顯著水平。但從其極弱的交互效應(yīng)中仍顯示，早播時適當(dāng)增加復(fù)合肥用量有利于高產(chǎn)。

密度與復(fù)合肥用量(X2X3)的交互系數(shù)b23=-93.24(P<0.05)，其交互效應(yīng)達顯著水平。從其交互效應(yīng)顯示可見，當(dāng)種植密度小時(0水平以下)復(fù)合肥用量宜偏高(0水平以上)，當(dāng)種植密度大時(0水平以上)復(fù)合肥用量宜偏少(0水平以下)，才能顯著提高馬鈴薯的產(chǎn)量。

2.3 因子的高產(chǎn)優(yōu)化組合

在試驗約束區(qū)域內(nèi)(-2≤xⅰ≤2)，取步長為1，利用產(chǎn)量回歸方程，經(jīng)計算機模擬仿真[4]，可得到125(53)套農(nóng)藝方案的產(chǎn)量結(jié)果，從中篩選出產(chǎn)量≥2 500 kg/667m2的組合方案有45套(表4)，占36%。對Xⅰ取值的頻率分布解析，因子高產(chǎn)最佳組合編碼水平為:X1=-0.297 7～0.431 0，X2=0.992 4～1.452 0，X3=-1.005 4～-0.328 0。相應(yīng)的實際量值是播種期為1月27日至2月4日，密度為7 489～8 178株/667m2，復(fù)合肥用量為施硫酸鉀型復(fù)合肥24.9～41.8 kg/667m2，預(yù)測生產(chǎn)中按該套方案種植春馬鈴薯在南湖區(qū)域內(nèi)可獲得產(chǎn)量(3 029±387)kg/667m2。

表4 產(chǎn)量≥2 500 kg/667m2農(nóng)藝方案Xi變量水平頻率分布

3 小結(jié)與討論

試驗結(jié)果表明，3個栽培因子對春播馬鈴薯的產(chǎn)量效應(yīng)均較大[5]，其中種植密度(X2)>播種期(X1)>復(fù)合肥用量(X3)，種植密度是春播馬鈴薯栽培中應(yīng)予重點調(diào)控的因子。

從單因子效應(yīng)看，播種期與產(chǎn)量呈拋物線關(guān)系，以1月20日至2月10日播種為宜；種植密度與產(chǎn)量呈極顯著正相關(guān)，以種植6 000～9 000株/667m2為宜；復(fù)合肥用量與產(chǎn)量呈極顯著負(fù)相關(guān)，以少量施用為好。

從雙因子互作效應(yīng)看，種植密度與復(fù)合肥用量的交互作用顯著影響產(chǎn)量，密度稀時施肥宜偏重，密度較高時施肥量應(yīng)偏少。

根據(jù)當(dāng)?shù)卮厚R鈴薯生長特點，經(jīng)選優(yōu)所得單產(chǎn)≥2 500 kg/667m2的栽培3因子高產(chǎn)措施[6]為播種期1月27日至2月4日，種植密度7 489～8 178棵，施肥量為硫酸鉀型復(fù)合肥24.9～41.8 kg。