黑龍江省西部半干旱區(qū)玉米膜下滴灌水、氮、磷耦合效應(yīng)分析

張忠學(xué)，聶堂哲，王 棟

(1.東北農(nóng)業(yè)大學(xué)水利與建筑學(xué)院,哈爾濱 150030；2.農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)水資源高效利用重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,哈爾濱 150030)

黑龍江是我國重要的糧食產(chǎn)區(qū)和商品糧供應(yīng)基地，玉米種植面積約占全省糧食面積的50%，而黑龍江西部又是玉米的主產(chǎn)區(qū)，該地區(qū)年降雨量較少，多年耕作導(dǎo)致土壤肥力下降，嚴(yán)重影響農(nóng)作物生長和黑龍江糧食產(chǎn)量[1]。膜下滴灌技術(shù)集地膜覆蓋和滴灌控制灌溉特性于一體，具有增溫、保墑，有效提高土壤溫度，促進(jìn)作物早出苗，又有節(jié)水、省肥，抑制土壤表面蒸發(fā)，提高水分利用效率[2,3,5]。此項(xiàng)技術(shù)的引進(jìn)對于解決干旱和半干旱區(qū)干旱缺水，土壤肥力低下等問題具有重要作用[4]，然而以往對于膜下滴灌水肥耦合效應(yīng)的研究大多集中在棉花、蔬菜、西瓜等作物[2,6]，且研究地點(diǎn)多為新疆、寧夏等地區(qū)[7]?，F(xiàn)階段對于黑龍江地區(qū)玉米膜下滴灌水分和肥料方面的研究僅僅局限在水氮二因素的研究[8,9]，研究落后于生產(chǎn)，致使生產(chǎn)中水肥管理盲目性比較大，在水分、養(yǎng)分管理方面還主要借鑒常規(guī)灌溉的經(jīng)驗(yàn)，水資源和化肥浪費(fèi)現(xiàn)象較為嚴(yán)重。本研究通過農(nóng)田小區(qū)試驗(yàn)，分析水、氮、磷三因素耦合條件下的產(chǎn)量效應(yīng)，建立該類型地區(qū)玉米產(chǎn)量數(shù)學(xué)模型，為黑龍江西部半干旱區(qū)玉米的灌溉和施肥制度的制定提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)于2014年在黑龍江省大慶市肇州縣水利科學(xué)研究所進(jìn)行，地處N45°17′,E125°35′。屬大陸性溫寒帶氣候,年均活動積溫2 800 ℃，無霜期143 d，平均海拔150 m，年風(fēng)向多屬于西南風(fēng)和西北風(fēng), 多風(fēng)少雨,十年九旱。供試土壤為黑鈣土，其基本理化性質(zhì)如下：全氮1.41 g/kg、全磷0.88 g/kg、全鉀19.86 g/kg、有機(jī)質(zhì)28.73 g/kg，堿解氮110.17 mg/kg，速效磷44.71 mg/kg，速效鉀220.16 mg/kg，pH 6.4。

1.2 試驗(yàn)材料

供試玉米品種為龍育3，于5月3日播種，10月4日收獲。供試肥料為尿素(含N：46%)、硫酸鉀(含K2O：54%)和過磷酸鈣(含P2O5：16%)。試驗(yàn)小區(qū)面積為5.2 m×13.6 m=70.72 m2。

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

玉米播種采用坐水種方式，坐水量80 m3/hm2，生育期灌水3次，分別在拔節(jié)期、抽雄期、灌漿期灌水，各次灌水定額比例為1∶1∶1。鉀肥各處理用量相同，均為250 kg/hm2(K2O)，磷肥和鉀肥全部做基肥施入。氮肥1/3隨底肥施入，剩下的2/3磷肥氮肥隨第二次和第三次灌水按1∶1施入。

試驗(yàn)采取311-D最優(yōu)飽和設(shè)計(jì)，試驗(yàn)因素分別控制氮肥施用量、磷肥施用量和灌水量，氮肥的上限為345 kg/hm2，下限為138 kg/hm2；磷肥的上限為180 kg/hm2，下限為60 kg/hm2；灌水量上限為700 m3/hm2，下限為200 m3/hm2。每個(gè)因素設(shè)置5個(gè)水平，各因素水平及其編碼值見表1。共11個(gè)處理，每個(gè)處理重復(fù)3次，共33個(gè)小區(qū)，試驗(yàn)采用隨機(jī)區(qū)組排列。各個(gè)小區(qū)均采用大壟雙行種植，采用的種植模式為一膜一管二行布置，壟寬130 cm,壟上行距50 cm, 株距20 cm。試驗(yàn)觀測各個(gè)生育階段玉米株高、莖粗、葉面積、各層土壤含水率，收獲時(shí)進(jìn)行考種。

表1 試驗(yàn)因子水平及其編碼值Tab.1 Experiment factors levels and codes

2 結(jié)果與分析

2.1 產(chǎn)量函數(shù)模型的建立

根據(jù)試驗(yàn)結(jié)果，利用SAS軟件建立玉米水肥與產(chǎn)量的三元二次回歸數(shù)學(xué)模型：

Y=14 367+874.707 7x1+241.497 6x2+251.512 3x3-

392.384 8x21-216.490 6x22-269.851 7x23+

119.846 2x1x2+288.466 7x1x3-125.726 4x2x3

(1)

式中：Y為玉米的產(chǎn)量，kg/hm3；x1、x2、x3分別為氮肥、磷肥、灌水量的編碼值。

對回歸方程進(jìn)行顯著性分析，0.01

2.2 主因素效應(yīng)分析

因?yàn)樵囼?yàn)設(shè)計(jì)各因素已經(jīng)過量綱化處理, 偏回歸系數(shù)已經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化, 故其回歸系數(shù)絕對值的大小可直接反映變量對產(chǎn)量的影響程度，系數(shù)的正負(fù)號表示因子的作用方向。

由方程(1)中一次項(xiàng)系數(shù)可知，試驗(yàn)中三因子對玉米產(chǎn)量效應(yīng)x1>x3>x2，即氮肥>灌水量>磷肥，且氮肥效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于灌水量和磷肥效應(yīng)。一次項(xiàng)系數(shù)均為正值，說明試驗(yàn)條件下各因子都有增產(chǎn)效應(yīng)。各因素相互作用效應(yīng)順序：x1x3>x2x3>x1x2，即氮水>磷水>氮磷。其中x1x2、x1x3項(xiàng)的系數(shù)為正，x2x3項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明氮磷、氮水耦合對產(chǎn)量的增加有相互促進(jìn)作用，磷水耦合對產(chǎn)量的增加有相互抑制作用。

2.3 單因素效應(yīng)分析

對方程(1)進(jìn)行降維分析，將三因素中固定任意二個(gè)因素為零水平，則可得其中一因素對產(chǎn)量的一元二次子模型為：

YN=14 367+874.707 7x1-392.384 8x21

(2)

YP=14 367+241.497 6x2-216.490 6x22

(3)

YW=14 367+251.512 3x3-269.851 7x23

(4)

在試驗(yàn)設(shè)計(jì)范圍內(nèi)，各因子的產(chǎn)量效應(yīng)圖如圖1所示，由圖1可知，氮、磷、灌水量的產(chǎn)量效應(yīng)曲線均為開口向下的拋物線，存在產(chǎn)量最高點(diǎn)，各因素都具有明顯的增產(chǎn)效應(yīng)，符合報(bào)酬遞減定律。其中磷與水的效應(yīng)曲線相對變化幅度不大，氮的增產(chǎn)效應(yīng)比磷和水顯著。各拋物線的頂點(diǎn)就是各因素的最高產(chǎn)量值，與其對應(yīng)的即為各單因素的最適宜用投入量。在試驗(yàn)范圍內(nèi)，氮的最佳投入量碼值為1.114 6，實(shí)際投入量為 299.180 6 kg/hm2，此時(shí)產(chǎn)量可達(dá)14 854.477 kg/hm2，磷的最佳投入量碼值為0.557 8，實(shí)際投入量為136.734 kg/hm2，此時(shí)產(chǎn)量可達(dá)14 434.348 kg/hm2，水的最佳投入量碼值為0.466，實(shí)際灌水量為508.25 kg/hm2，此時(shí)產(chǎn)量可達(dá)14 425.605 kg/hm2。當(dāng)投入量小于最佳投入量時(shí)，產(chǎn)量隨著各因子投入量的增加而增大，當(dāng)投入量小于最佳投入量時(shí)，產(chǎn)量隨著各因子投入量的增加而減小，其中磷和水的增產(chǎn)負(fù)效應(yīng)比較明顯。

圖1 試驗(yàn)因子的產(chǎn)量效應(yīng)Fig.1 Yield effects of experiment factors

2.4 單因素邊際效應(yīng)分析

邊際產(chǎn)量可直接反映出因素的最適投入量及單位投入量變化對產(chǎn)量增減速率的影響。通過對回歸子模型(2)、(3)、(4)求一階偏導(dǎo)并令dy/dx=0，求得各因素的邊際效應(yīng)方程(5)、(6)、(7)。

氮肥量dy/dx=874.707 7-784.769 6x1

(5)

磷肥量dy/dx=241.497 6-432.981 2x2

(6)

灌水量dy/dx=251.512 3-539.703 4x3

(7)

將各因素不同水平值代入邊際效應(yīng)方程便可求出各因素不同水平的邊際效益值，如圖2。隨著氮肥、磷肥、灌水量投入量的增加，三因素邊際效益均呈遞減趨勢。根據(jù)邊際效應(yīng)值的變幅可知，三因素對產(chǎn)量的影響是氮肥>灌水量>磷肥。說明單位水平氮肥投入量引起玉米的邊際產(chǎn)量減少最大。當(dāng)?shù)释度肓枯^小時(shí)，效益增加較明顯對產(chǎn)量的影響較大，起主要作用，隨著投入量增加，邊際效益隨之減少，與X軸相交時(shí)為最佳投入量(即x=1.114 6)，再增加投入量將會出現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。灌水量和磷肥的邊際效益遞減率較小，其中前者大于后者。說明增加二者的投入量引起玉米邊際產(chǎn)量減小量較小，增產(chǎn)效果不明顯。

圖2 單因素邊際效應(yīng)Fig.2 Marginal effects of single factors

2.5 各因素耦合效應(yīng)分析

為了探究各因素之間的耦合效應(yīng)，在玉米產(chǎn)量回歸模型(1)中,固定磷、氮、水為0編碼值水平,則得到WN、WP、NP二因素交互的回歸子模型:

氮肥量與磷肥量：

Y=14 367+874.707 7x1+241.497 6x2-392.384 8x21-

216.490 6x22+119.846 2x1x2

(8)

氮肥量與灌水量：

Y=14 367+874.707 7x1+251.512 3x3-392.384 8x21-

269.851 7x23+288.466 7x1x3

(9)

磷肥量與灌水量：

Y=14 367+241.497 6x2+251.512 3x3-216.490 6x22-

269.851 7x23-125.726 4x2x3

(10)

利用MATLAB對方程(8)、(9)、(10)做二因素交互作用三維模型圖，如圖(3)、(4)、(5)。由圖3可知，在試驗(yàn)范圍內(nèi)，氮肥和磷肥交互作用對玉米產(chǎn)量的影響曲面為一正凸拋物面，產(chǎn)量隨著氮磷投入量的增加而增大，且氮肥的增產(chǎn)效果大于磷肥，在氮肥編碼值為1.272 7，磷肥編碼值為0.909 1時(shí)(即氮肥307.362 2 kg/hm2，磷肥147.237 kg/hm2)，產(chǎn)量達(dá)到最大15 034 kg/hm2。此時(shí)繼續(xù)增加用量玉米產(chǎn)量則不會繼續(xù)增加，說明適量的氮磷配合會增加產(chǎn)量，高氮高磷會抑制產(chǎn)量增長。

由圖4可知，產(chǎn)量隨氮肥和灌水量的增加而增加，且氮肥增產(chǎn)效果大于灌水。當(dāng)?shù)视昧枯^低時(shí)，灌水量對產(chǎn)量的影響不顯著，當(dāng)灌水量較小時(shí)，氮肥的增產(chǎn)效果也不顯著，氮水相互配合施用才能有效各自的利用率，提高玉米產(chǎn)量。當(dāng)?shù)示幋a值為1.596，灌水量編碼值為1.313 1時(shí)(即氮肥324.093 kg/hm2，灌水量614.138 m3/hm2)，產(chǎn)量達(dá)到最大為15 233 kg/hm2。

由圖5可知，低水低磷時(shí)產(chǎn)量最低，在低水或低磷情況下產(chǎn)量會隨著另一個(gè)因素的增加而逐漸提高，在低水高磷和高水低磷時(shí)產(chǎn)量達(dá)到較高水平，繼續(xù)增加二因素的投入量，在接近高水高磷時(shí)產(chǎn)量又會降低，說明磷和水在一定范圍內(nèi)具有相互替代作用，這與劉作新等人的研究結(jié)果一致[8]，磷和水可以相互提高各自的利用率，增強(qiáng)玉米的抗旱能力。當(dāng)磷肥編碼值為0.464 6，灌水量編碼值為0.343 4時(shí)(即磷肥133.938 kg/hm2，灌水量492.925 m3/hm2)，產(chǎn)量達(dá)到最高為14 467 kg/hm2。

圖3 氮肥用量與磷肥用量對玉米產(chǎn)量的影響 Fig.3 Effect of N and P on maize yield

圖4 氮肥用量與灌水量對玉米產(chǎn)量的影響Fig.4 Effect of N and W on maize yield

圖5 磷肥用量與灌水量對玉米產(chǎn)量的影響Fig.5 Effect of P and W on maize yield

2.6 模擬尋優(yōu)分析

采用頻數(shù)分析方法對所求得回歸模型進(jìn)行尋優(yōu)分析，從而取得各因素在實(shí)際大面積生產(chǎn)中的可靠性。x1、x2、x3變化在(-2,2)范圍內(nèi)，取步長為1進(jìn)行模擬，則構(gòu)成T=53=125個(gè)組合方案，玉米產(chǎn)量大于14 000 kg/hm2的方案有31個(gè)，占組合方案總數(shù)的24.8%。得到相應(yīng)的氮磷水優(yōu)化組合結(jié)果見表2。通過模擬尋優(yōu)分析，黑龍江半干旱地區(qū)玉米要獲得大于14 000 kg/hm2的產(chǎn)量，在鉀肥用量在250 kg/hm2時(shí)，氮肥、磷肥、灌水量的最優(yōu)組合取值范圍為：氮肥288.64～314.04 kg/hm2、磷肥126.23～147.52 kg/hm2、灌水量509.17～570.52 m3/hm2。

表2 玉米產(chǎn)量>14 000 kg/hm2的優(yōu)化組合Tab.2 Optimized combination of maize yield >14 000 kg/hm2

注：表中，氮肥、磷肥用量單位為kg/hm2，灌水量單位為m3/hm2。

3 結(jié)論與討論

(1)農(nóng)田試驗(yàn)表明，黑龍江半干旱區(qū)玉米膜下滴灌條件下，氮、磷、水對玉米均有增產(chǎn)效應(yīng)，影響順序?yàn)椋旱?水>磷，其中氮肥效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于灌水量和磷肥效應(yīng)。

(2)試驗(yàn)中肥料與水的交互作用大于單純肥料間的交互作用，各因素交互作用順序：氮水>磷水>氮磷，x1x2、x1x3項(xiàng)的系數(shù)為正，x2x3項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明氮磷、氮水耦合對產(chǎn)量的增加有相互促進(jìn)作用，磷水耦合對產(chǎn)量的增加有相互替代作用。

(3)單因素效應(yīng)分析表明，在試驗(yàn)范圍內(nèi)，要達(dá)到最大產(chǎn)量，氮的最佳投入量碼值為1.114 6，實(shí)際投入量299.180 6 kg/hm2，磷的最佳投入量碼值為0.557 8，實(shí)際投入量為136.734 kg/hm2，水的最佳投入量碼值為0.466，實(shí)際灌水量為508.25 kg/hm2。從產(chǎn)量角度來看，較高的氮肥投入量、適中的磷肥和灌水量為該試驗(yàn)獲取高產(chǎn)的最佳組合。

(4)用頻數(shù)分析法模擬尋優(yōu)得，要獲得大于14 000 kg/hm2的產(chǎn)量，固定鉀肥用量為250 kg/hm2時(shí)，氮肥、磷肥、灌水量的最優(yōu)組合取值范圍為：氮肥290.73～315.81 kg/hm2、磷肥125.50～147.40 kg/hm2、灌水量505.60～587.95 m3/hm2。

(5)合理的水肥配比是膜下滴灌玉米獲得高產(chǎn)的重要措施，施肥量過多，灌水量過大，都無法實(shí)現(xiàn)玉米的高產(chǎn)。試驗(yàn)中肥料與水的交互作用大于單純肥料間的交互作用，氮肥為影響玉米產(chǎn)量的主要因素，水氮交互作用初期表現(xiàn)為產(chǎn)量隨著施氮量及灌水量的增加而增大，適宜的灌水量可以促進(jìn)肥料的吸收，提高肥料利用率，適宜的氮肥可以促進(jìn)植物更好利用水分，提高水分利用效率，這與前人的研究結(jié)果相似[2，10]。當(dāng)?shù)⑺度肓窟^大時(shí)，相應(yīng)玉米產(chǎn)量會降低，可能是因?yàn)楦材ご胧p少了田間蒸發(fā)，導(dǎo)致土壤含水率過高，抑制了玉米根系的呼吸作用，阻礙了根系對肥料的吸收，也有可能是過高的灌水量造成了肥料的淋溶，引起肥料流失和浪費(fèi)，產(chǎn)量降低。磷和水之間的交互作用表現(xiàn)為相互替代作用，可能是因?yàn)?，?dāng)磷多水少時(shí)，磷肥促進(jìn)了玉米根系的生長，增強(qiáng)植株的抗旱能力，當(dāng)水多磷少時(shí)，玉米根部有充足的水分供植株正常生長。水肥的合理配合是實(shí)現(xiàn)膜下滴灌玉米節(jié)水增產(chǎn)的關(guān)鍵。本研究主要集中在水、氮、磷三因素對膜下滴灌玉米的產(chǎn)量效應(yīng)上，而沒有考慮鉀肥的影響。對于水、氮、磷、鉀四因素對膜下滴灌玉米的產(chǎn)量效應(yīng)值得繼續(xù)深入研究，以提出建立適合不同水文年及不同土壤條件的更完善的水肥高效模式。

□

[1] 劉海軍, 徐宗學(xué). 黑龍江西部旱區(qū)大豆和玉米的節(jié)水灌溉計(jì)劃研究[J]. 灌溉排水學(xué)報(bào), 2011,30(4):27-30.

[2] 李楠楠. 黑龍江半干旱區(qū)玉米膜下滴灌水肥耦合模式試驗(yàn)研究[D]. 哈爾濱：東北農(nóng)業(yè)大學(xué), 2010:1-4.

[3] 張久生, 張建君, 薛克宗. 滴灌施肥灌溉原理與應(yīng)用[M]. 北京：中國農(nóng)業(yè)科技出版社, 2003:1-9.

[4] 張忠學(xué)，曾賽星. 東北半干旱抗旱灌溉區(qū)節(jié)水農(nóng)業(yè)理論與實(shí)踐[M]. 北京：中國農(nóng)業(yè)出版社, 2005.

[5] Mohapatra,B.K., Lenka,D., Naik,D. Effects of plastic mulching on yield and water use efficiency in maize[J].Annals of Agric.Res,1998,19:210-211.

[6] 戴婷婷, 張展羽, 邵光成. 膜下滴灌技術(shù)及其發(fā)展趨勢分析[J]. 節(jié)水灌溉, 2007,(2):43-44.

[7] 胡順軍, 田長彥, 王 方, 等. 膜下滴灌棉花水肥耦合效應(yīng)研究初報(bào)[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境, 2005,19(2)192-195.

[8] 李楠楠, 張忠學(xué). 黑龍江半干旱區(qū)玉米膜下滴灌水肥耦合效應(yīng)試驗(yàn)研究[J]. 中國農(nóng)村水利水電, 2010,(6):88-90.

[9] 馮淑梅, 張忠學(xué). 滴灌條件下水肥耦合對大豆生長及水分利用效率的影響[J]. 灌溉排水學(xué)報(bào), 2011,30(4):65-67.

[10] 劉作新, 鄭昭佩, 王 建. 遼西半干旱區(qū)小麥、玉米水肥耦合效應(yīng)研究[J]. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào), 2000,11(4):540-544.