黔中地区筑黄1号玉米高产配套栽培技术研究

宋 碧，傅同良，陈甫玖，刘先友，杨尚莉

（1.贵州大学农学院，贵州 贵阳 550025；2.贵阳市农业试验中心，贵州 贵阳 550003）

西南山区玉米带是我国的第三大玉米带，贵州中部地区是贵州省的玉米主产区之一。该区域玉米生产的主要特点是地形和气候复杂多样，玉米绝大部分种植在生产条件差、不具备灌溉条件的旱坡地上。目前生产上可供该区域选择的抗旱耐瘠、丰产性和适应性好的高产优质杂交种较少［1］。筑黄1号2004年通过贵州省农作物品种审定委员会审定，适宜贵州全省种植。该品种抗旱耐瘠性好，对旱坡地有较好的适应性［2］。试验拟在贵州中部地区对提高筑黄1号产量模式化栽培进行探索以加快在贵州的推广应用，实现贵州玉米高产规范化栽培提供参考。

1 材料与方法

1.1 试验概况

试验在贵阳市花溪区（海拔1 100m）进行，2010年3月25日播种，8月14日收获。试验地土壤为黄壤，肥力中等。以筑黄1号玉米为材料，等行距种植，行距0.65m，株距根据种植密度而定。磷、钾肥为过磷酸钙（有效磷≥16%）和硫酸钾（氧化钾≥50%），按规定用量全部作基肥；氮肥为尿素（含氮46.3%以上），按规定用量的20%作基肥，30%作苗肥，50%作穗肥。其余田间管理措施同大田。

1.2 试验设计

试验采用四元二次回归正交旋转组合设计方法，试验因素及其编码见表1。共设36个处理，小区面积21.13m2（6.5m×3.25m）。

表1 试验因素及水平编码值Table 1 Planting density and fertilizer rate of test

1.3 产量测定方法

成熟期每个小区实收计产，再从每个小区的果穗中随机取10穗风干后考种。

2 结果与分析

2.1 产量方程的建立

根据表2的数据，求得筑黄1号产量（Y，kg／hm2）与种植密度、施N 量、施P2O5量和施K2O 量水平间的数学模型为：

Y＝9598.3174＋1158.4913 X1＋422.2257 X2＋413.7573 X3＋700.8529 X4－371.5283 X12＋345.1788 X22－68.9344 X32－143.6263 X42＋2 33.8238 X1X2＋72.6236 X1X3＋130.1968 X1X4＋310.0218 X2X3＋260.6135 X2X4－192.4785 X3X4

经方差分析，F1＝1.062＜F0.05＝2.86。表明失拟项不显著，说明回归方程对试验点的拟合程度较好，无失拟因素存在，影响目标因素的主要因素均已考虑到，进一步用F2对回归方程进行显著性测验。

由F2＝3.885＞F0.01＝3.07 可知，结果达到极显 著水平，说明试验数据与所采用的二次数学模型基本上符合，方程与实际情况拟合得较好，可以直接利用模型进行试验因素与产量的效应分析和模拟寻优，提出筑黄1号高产配套栽培技术的各项主要农艺措施。

表2 筑黄1号玉米36个处理产量Table 2 Yield of Zhuhuang 1under 36treatments

2.2 数学模型的解析与优化

2.2.1 因子的主效应分析

比较偏回归系数值的大小可判断各因素对产量作用的重要程度。从上述模型可以看出，种植密度、施N 量、施P2O5量、施K2O 量的偏回归系数分别为1158.4913、422.2256、413.757 3、700.852 9，说明密度、氮肥、磷肥、钾肥这四个因素对筑黄1号玉米产量的影响程度依次为：密度＞钾肥＞氮肥＞磷肥。由模型可知密度、施磷量、施钾量三者的二次项均为负值，说明3个因素的效应曲线类型是一抛物线，都存在一个合理的适宜幅度，超过此幅度，反而可能造成减产。而施氮量的二次项为正值，这一因素的效应曲线是开口向上的抛物线。分析原因，认为可能是试验期间出现季节性干旱，氮肥利用率不高所致。利用降维法，得到各试验因素对该品种产量影响的回归模型为：

Y1＝9598.3174＋1158.4913 X1－371.5283 X21

Y2＝9598.3174＋422.2257 X2＋345.1788 X22

Y3＝9598.3174＋413.7573 X3－68.9344 X23

Y4＝9598.3174＋700.8529 X4－143.6263 X24

从以上4式分析可知，随种植密度的增加，产量大幅度上升，当超过49 500株／hm2时，产量增加速度逐渐变慢。其中施K 量变化对产量的影响也较大，随着施钾量的增加，产量大幅度上升，当超过225kg／hm2时，产量增加速度逐渐变慢。随P肥施用量增加，产量也在逐渐增加。说明在该地区影响筑黄1号产量的关键因素是密度、施钾量和施磷量，此外也要注意氮肥的合理施用。

2.2.2 因子的交互效应分析

从试验所建立的回归函数模型可知，互作项X2X3、X2X4的效应达到显著水平，说明在增加施氮量的同时，增施磷、钾肥能显著促进产量提高。利用降维法，固定另2个因素为零水平，得到X2X3、X2X4交互项与产量的关系子模型为：

Y23＝9598.3174＋422.2257 X2＋413.7574 X3＋

345.1788 X22－68.9344 X23＋310.0218 X2X3

Y24＝9598.3174＋422.2257 X2＋700.8529 X4＋

345.1788 X22－143.6263 X24＋260.6135 X2X4

从表3可以看出，随着施P 水平的提高，N 肥施用量对产量的影响有变大的趋势。低N 水平下，P肥用量的变化对产量影响不大，随着施N 水平的提高，P 肥用量对产量影响变大。

表3 N 肥与P肥用量的互作效应分析Table 3 Interaction effect of nitrogen fertilizer and phosphate fertilizer

从表4可知，低K 水平时，氮肥施用量的变化对产量影 响不大，但在K 肥充足时，氮肥施用量的变化对产量的影响就比较明显。N 肥不同施用水平下，K 肥的施用效果比较显著。以上分析表明，生产中筑黄1号在进行施肥管理上要控制适宜的N 肥用量，同时也要相应增加施P量和施K 量，注意N、P、K 肥的配合施用。

2.3 技术方案的模拟寻优

为了进一步将研究结果量化，用试验数据结果建立的数学模型进行模拟运算，各变量在－2～2之间取值时（步长＝1），得到348 种农艺措施组合的水平编码值及理论产量结果。采用频数分析法，统计分析将产量达9 439.04kg／hm2以上（共348个）的各因子水平进行分析（表5）。从表6 可看出，筑黄1号在黔中地区获得9 439.04kg／hm2以上产量的最佳实施方案为：密度49500～61500株／667m2；N 肥（纯N）用量150～300kg／hm2；P肥（P2O5）用量120～180kg／hm2；K 肥（K2O）用量150～225kg／hm2。

表4 N 肥与K 肥用量的互作效应分析Table 4 Interaction effect of nitrogen fertilizer and potassium fertilizer

表5 高产方案统计分析（Y≥9439.04kg／hm2）Table 5 Optimize planting density and fertilizer rates for obtain high－yielding of maize，yield more than 9439.04kg／hm2

3 小 结

3.1 采用多元二次回归正交旋转组合设计方法研究，分析密度和氮、磷、钾肥施用量与产量间的关系可知，合理密植及增施氮、磷钾肥是黔中地区旱地实现筑黄1号高产的重要措施。

3.2 进一步分析表明，各因素对产量作用的大小程度依次为种植密度、施钾水平、施磷水平和施氮水平。表明在试验条件下，密度和钾肥是影响筑黄1号产量的关键因素，其次是氮肥和磷肥，合理增加种植密度，配合增施钾肥，合理施用氮肥和磷肥，有利于实现高产。

3.3 经过模拟寻优，得出筑黄1号在黔中地区种植产量≥9 493.04kg／hm2的栽培技术模式：种植密度为49 500～61 500株／hm2；N 肥（纯N）用量150～300kg／hm2；P 肥（P2O5）用量120～180kg／hm2；K 肥（K2O）用量150～225kg／hm2。

［1］ 宋碧，柏光晓，袁玉清，等.贵单8号玉米高产配套栽培技术研究［J］.江苏农业科学，2010（1）：112－114.

［2］ 傅同良，李承涛，张明等.高产优质玉米新品种筑黄1号的选育［J］.种子，2007，26（12）：95－96.

［3］ 荣廷昭.农业试验与统计分析［M］.成都：四川科学技术出版社，1993.