• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    基于Richards 模型研究不同水氮水平對(duì)向日葵干物質(zhì)積累與產(chǎn)量的影響

    2023-08-09 09:34:06張婷婷梁俊梅
    灌溉排水學(xué)報(bào) 2023年7期
    關(guān)鍵詞:施氮向日葵灌水

    吳 勝,段 玉,張婷婷,安 昊,張 君,梁俊梅,張 勝*

    (1.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 農(nóng)學(xué)院,呼和浩特 010019;2.內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)牧業(yè)科學(xué)院 資源環(huán)境與可持續(xù)發(fā)展研究所,呼和浩特 010031)

    0 引 言

    【研究意義】作物的產(chǎn)量形成依托于地上部的干物質(zhì)積累,其經(jīng)濟(jì)系數(shù)常常穩(wěn)定在一定范圍,因此干物質(zhì)積累越大,往往產(chǎn)量越高。隨著信息技術(shù)的發(fā)展,作物模型得到了越來(lái)越多的研究與應(yīng)用。通過(guò)模型模擬,可以量化分析,從而使對(duì)作物生長(zhǎng)規(guī)律的定性描述轉(zhuǎn)向定量分析[1]。作物模型可以分為機(jī)理性模型和經(jīng)驗(yàn)性模型。前者從生長(zhǎng)機(jī)理出發(fā),而后者往往不考慮行為的機(jī)理過(guò)程,多由一個(gè)或多個(gè)數(shù)學(xué)方程組成,這類模型操作簡(jiǎn)單,針對(duì)性和應(yīng)用性強(qiáng)[2]。應(yīng)用此類經(jīng)驗(yàn)性模型便可以定量分析作物的生長(zhǎng)動(dòng)態(tài)過(guò)程?!狙芯窟M(jìn)展】常常用于描述干物質(zhì)積累的模型有Logistic 模型[3]和Richards 模型[4]。Logistic 模型最早在研究作物干物質(zhì)積累過(guò)程與氣象條件的關(guān)系時(shí)被引入[5-6],此后在水稻、小麥和玉米等作物的干物質(zhì)動(dòng)態(tài)分析中多有應(yīng)用[7-9]。但有學(xué)者指出Richards 模型相較Logistic 模型更適合描述作物的生長(zhǎng)動(dòng)態(tài)過(guò)程[10-11],因?yàn)槎嗔艘粋€(gè)參數(shù)的Richards 模型可塑性更強(qiáng),不再局限于變化曲線是圍繞增長(zhǎng)速率最大點(diǎn)的點(diǎn)對(duì)稱圖形。因此,越來(lái)越多的學(xué)者用Richards 模型去模擬分析作物的生長(zhǎng)過(guò)程[12-15]。

    水分和氮肥往往是作物生長(zhǎng)的最主要限制因素,在干旱區(qū)和半干旱區(qū)更是如此。武川地處北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶,該區(qū)域降水量低,以典型的旱地農(nóng)業(yè)為主[16],這里水資源短缺,農(nóng)業(yè)用水全靠開(kāi)采地下水,過(guò)度開(kāi)采地下水會(huì)給生態(tài)帶來(lái)一系列問(wèn)題。氮素是向日葵葉綠素的重要構(gòu)成元素,通過(guò)施用氮肥可以補(bǔ)充土壤可利用氮,進(jìn)而促進(jìn)向日葵生長(zhǎng)。但過(guò)量施氮會(huì)污染地下水、土壤和空氣[17]。在作物生產(chǎn)過(guò)程中,水分的虧缺會(huì)影響氮肥的吸收,缺少氮肥又影響植株的發(fā)育,這又反過(guò)來(lái)影響作物對(duì)土壤水分的利用[18-19]。作物的地上部干物質(zhì)積累過(guò)程與產(chǎn)量形成密切聯(lián)系,通過(guò)模型擬合便可對(duì)不同水氮處理的向日葵地上部干物質(zhì)積累進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析,進(jìn)而弄清水分和氮肥是如何影響向日葵的生長(zhǎng)。運(yùn)用Richards 模型模擬不同水氮處理對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累過(guò)程以及利用方程關(guān)鍵生長(zhǎng)參數(shù)分析干物質(zhì)積累和產(chǎn)量的關(guān)系尚未見(jiàn)報(bào)道?!厩腥朦c(diǎn)】本研究通過(guò)在北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶內(nèi)蒙古陰山北麓自治區(qū)農(nóng)牧業(yè)科學(xué)院武川試驗(yàn)站進(jìn)行不同灌水、施氮水平的田間試驗(yàn),運(yùn)用Richards 模型模擬地上部干物質(zhì)積累和向日葵生長(zhǎng)有效積溫(GDD)的關(guān)系,并對(duì)地上部干物質(zhì)積累的生長(zhǎng)參數(shù)進(jìn)行定量分析,探究灌水施氮對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累過(guò)程的調(diào)控以及對(duì)產(chǎn)量的影響?!緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】以此確定施氮和灌水對(duì)地上部干物質(zhì)積累的調(diào)控作用和干物質(zhì)積累對(duì)產(chǎn)量形成的影響作用,為當(dāng)?shù)氐氖晨N植提出高產(chǎn)節(jié)水節(jié)肥的水氮調(diào)控策略。

    1 材料與方法

    1.1 試驗(yàn)區(qū)概況

    試驗(yàn)于2021 年在北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶內(nèi)蒙古陰山北麓自治區(qū)農(nóng)牧業(yè)科學(xué)院武川試驗(yàn)站進(jìn)行,土壤為栗鈣土,質(zhì)地為壤土,0~20 cm 土壤粒徑占比分別為:>2 mm 占8.77%,0.25~2 mm 占9.54%,0.053~0.25 mm 占9.71%,<0.053 mm 占13.43%。試驗(yàn)前采樣并測(cè)定得到土壤數(shù)據(jù):pH 值為7.9,有機(jī)質(zhì)量9.6 g/kg,硝態(tài)氮量7.5 mg/kg、銨態(tài)氮量3.8 mg/kg,有效磷量11.4 mg/kg,速效鉀量65 mg/kg,陽(yáng)離子變換量CEC16 cmol/kg。試驗(yàn)材料為食用向日葵龍葵27。播種為5月7 日,收獲期為9 月29 日。

    1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

    試驗(yàn)采用裂區(qū)設(shè)計(jì),各處理重復(fù)3 次,小區(qū)面積36 m2(7.5 m×4.8 m),基于大壟雙行覆膜滴灌的栽培模式,大壟間距120 cm,小壟間距40 cm,向日葵株距60 cm。本試驗(yàn)共設(shè)有9 個(gè)處理,包含主、副因素,各3 個(gè)水平,主因素為3 個(gè)灌溉模式:不灌雨養(yǎng)W0(覆膜種植,播后保苗水300 m3/hm2)、補(bǔ)水灌溉W1(覆膜種植,生育期總灌水量為900 m3/hm2,播后保苗水300 m3/hm2,苗期300 m3/hm2,現(xiàn)蕾期300 m3/hm2)和正常灌溉W2(覆膜種植,生育期總灌水量為1 500 m3/hm2,播后保苗水300 m3/hm2,苗期300 m3/hm2,現(xiàn)蕾期300 m3/hm2,花期300 m3/hm2,灌漿期300 m3/hm2)。副因素為3 個(gè)施氮水平:0、135 kg/hm2和270 kg/hm2,表示為N0、NE 和NF。其中NE 135 kg/hm2是根據(jù)向日葵養(yǎng)分專家系統(tǒng)確定的[20]。其中氮肥用尿素(有效氮量為46%),30%基施,70%追施(分別在7 月10 日、7 月24 日、8 月7日隨滴灌施入);磷肥和鉀肥施用量按照養(yǎng)分專家系統(tǒng)推薦用量分別為70 kg/hm2和120 kg/hm2,其中磷肥全部作為基肥施用,鉀肥的1/2 作為種肥基肥,1/2追施(分別在7 月10 日、7 月24 日、8 月7 日、8月28 日隨滴灌施入)。生育期降水量如表1 所示。

    表1 生育期降水量Table 1 Precipitation during the growing period

    1.3 測(cè)定項(xiàng)目與方法

    1)干物質(zhì)積累(DMA)

    在向日葵苗期標(biāo)記長(zhǎng)勢(shì)一致的向日葵20 株,分別于向日葵苗期、現(xiàn)蕾期、開(kāi)花期、灌漿前期、灌漿后期、成熟期取3 株已標(biāo)記植株,在晾曬后,于85 ℃烘干至恒質(zhì)量,測(cè)定干物質(zhì)量。

    2)籽粒產(chǎn)量

    收獲時(shí),取試驗(yàn)小區(qū)中間兩大壟收獲測(cè)產(chǎn)。

    3)有效積溫(GDD)

    根據(jù)農(nóng)牧業(yè)科學(xué)院武川試驗(yàn)站小型氣象站測(cè)得的氣溫?cái)?shù)據(jù)計(jì)算出向日葵生長(zhǎng)的有效積溫,計(jì)算式[21]如下:

    式中:i為向日葵播種后的第i天;GDDi為向日葵播后至第i天的有效積溫;DATi為第i天的有效積溫;Tmaxi和Tmini為氣象站測(cè)得第i天的最高氣溫和最低氣溫;Tb為向日葵生長(zhǎng)的最低溫度。本試驗(yàn)將Tb設(shè)為10 ℃。

    1.4 Richards 模型及有效性檢驗(yàn)

    1.4.1 Richards 模型及特征參數(shù)

    Richards 方程曲線近似S 型,如式(3)所示。本試驗(yàn)以向日葵地上部干物質(zhì)積累量為因變量Y,以向日葵生長(zhǎng)有效積溫為自變量x,其中,A為終極生長(zhǎng)量,b為初值參數(shù),c為生長(zhǎng)速率參數(shù),N為形狀參數(shù),具體方程如式(3)所示[21]:

    對(duì)Richards 方程求導(dǎo)得到向日葵地上部干物質(zhì)積累速率隨積溫變化的方程,具體方程如式(4)所示:

    對(duì)方程(4)求導(dǎo)得到向日葵地上部干物質(zhì)積累速率的瞬時(shí)變化率隨積溫變化的方程,具體方程如式(5)所示:

    令向日葵地上部干物質(zhì)積累速率的瞬時(shí)變化率為0 可求得干物質(zhì)積累速率最大時(shí)的有效積溫xmax,見(jiàn)式(6):

    將xmax代入(5)式可以計(jì)算出向日葵地上部干物質(zhì)積累的最大速率Vmax,見(jiàn)式(7):

    將xmax代入(4)式可以計(jì)算出向日葵地上部干物質(zhì)積累速率最大時(shí)的干物質(zhì)積累量YVmax及YVmax所占向日葵地上部干物質(zhì)積累的理論最大值A(chǔ)的百分比I,見(jiàn)式(8)—式(9):

    對(duì)式(5)在0 到A上積分再平均即可得到DMA的平均生長(zhǎng)速率Vavg[22]:

    對(duì)方程(5)求導(dǎo)后使其等于0,可以計(jì)算得到2 個(gè)積溫值x1和x2,見(jiàn)式(11)、式(12):

    將積溫x1和x2分別代入方程(5)可以得到向日葵地上部干物質(zhì)積累速率的瞬時(shí)變化率的最大值與最小值,并以此將向日葵地上部干物質(zhì)累積過(guò)程分為漸增期、快增期和緩增期,即[0,x1]是漸增期,[x1,x2]是快增期,[x2,GDDm]是緩增期,GDDm為播后至收獲時(shí)的有效積溫。令x2與x1相減得到快增期的有效積溫Δx,見(jiàn)式(13):

    將x1代入式(3)得到漸增期向日葵干物質(zhì)積累量y1,將x2和x1分別代入式(3)并令其相減得到快增期向日葵干物質(zhì)積累量y2,將GDDm和x2分別代入式(3)并令其相減得到緩增期向日葵干物質(zhì)積累量y3。

    用快增期干物質(zhì)積累量y2除生育期總干物質(zhì)積累量(y1+y2+y3)得到快增期干物質(zhì)積累量占總干物質(zhì)積累量的比例z。

    1.4.2 模型有效性檢驗(yàn)

    用決定系數(shù)(coefficient of determination,R2)、標(biāo)準(zhǔn)化的均方根誤差(normalized RMSE,nRMSE)和平均絕對(duì)誤差(average absolute error,AAE)對(duì)方程的擬合效果進(jìn)行評(píng)估,其計(jì)算式為[23]:

    1.5 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析

    本研究采用Curve Expert Professional 軟件對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累量和有效積溫的關(guān)系進(jìn)行擬合并得到方程曲線參數(shù)。應(yīng)用matlab 2019 對(duì)Richards方程進(jìn)行求導(dǎo)。灌水、施氮對(duì)地上部干物質(zhì)積累特征值的影響用SAS9.4 進(jìn)行方差分析,多重比較應(yīng)用LSD(leastsignificant difference)法。逐步回歸用DPS數(shù)據(jù)處理軟件完成。

    2 結(jié)果與分析

    2.1 模型擬合情況

    方程的擬合情況見(jiàn)圖1,9 張子圖中的圓圈分別為不同處理下的地上部干物質(zhì)積累量的實(shí)測(cè)值,其越接近曲線表明方程的擬合效果越好,各水氮組合條件下擬合曲線的參數(shù)及決定系數(shù)見(jiàn)表2。各個(gè)不同處理下方程的決定系數(shù)均大于0.984,表明此模型可以較好地描述向日葵地上部干物質(zhì)的積累過(guò)程。對(duì)不同水氮處理下擬合方程的參數(shù)進(jìn)行方差分析,結(jié)果見(jiàn)表2。通過(guò)F測(cè)驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)灌水對(duì)曲線參數(shù)A、c有極顯著影響,對(duì)b有顯著影響,施氮量對(duì)A、b、c有極顯著影響,對(duì)氮有顯著影響。

    圖1 各水氮處理Richards 方程擬合情況Fig.1 Fitting of Richards equation for each water and nitrogen treatment

    表2 向日葵DMA 動(dòng)態(tài)變化過(guò)程的Richards 模型曲線參數(shù)Table 2 The curve parameters of the Richards model for the dynamic change process of sunflower DMA

    為了檢驗(yàn)?zāi)P偷哪M效果,將生育期內(nèi)取樣測(cè)得的向日葵地上部干物質(zhì)量與方程的模擬值作對(duì)比,在此隨機(jī)選取W1NE、W2N0、W0NF 處理。具體模擬效果見(jiàn)圖2,圖中直線均為y=x,直線上方的點(diǎn)表明模型模擬值大于實(shí)際值,下方的點(diǎn)表明模型模擬值小于實(shí)際值,點(diǎn)越靠近直線說(shuō)明模擬值與實(shí)際值越接近。經(jīng)過(guò)模型有效性檢驗(yàn),隨機(jī)選取3 個(gè)處理的模擬方程的決定系數(shù)均大于0.989,標(biāo)準(zhǔn)化的均方根誤差分別為8.28%、7.52%、9.52%,方程的模擬效果優(yōu)秀,并且其余各處理模擬方程的決定系數(shù)均大于0.98,平均絕對(duì)誤差均小于0.6,標(biāo)準(zhǔn)化的均方根誤差均小于12%,說(shuō)明Richards 模型對(duì)不同水氮條件下向日葵地上部干物質(zhì)積累的模擬效果都很好,并且由模型進(jìn)一步推導(dǎo)出來(lái)的干物質(zhì)積累特征參數(shù)更有實(shí)際意義。

    圖2 向日葵DMA 動(dòng)態(tài)積累的實(shí)測(cè)值與模擬值Fig.2 Measured and simulated values of DMA dynamic accumulation in sunflower

    2.2 不同水氮處理對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累的影響

    對(duì)不同水氮處理下擬合方程的特征參數(shù)進(jìn)行方差分析,結(jié)果見(jiàn)表3。由F測(cè)驗(yàn)可以看出不同的灌水對(duì)I(干物質(zhì)積累速率最大時(shí)的干物質(zhì)積累量占總干物質(zhì)積累量的比例)、y2(快增期干物質(zhì)積累量)和z(快增期干物質(zhì)積累量占總干物質(zhì)積累量的比例)有極顯著影響,對(duì)YVmax(物質(zhì)積累速率最大時(shí)的干物質(zhì)積累量)、Δx(快增期持續(xù)時(shí)間)和y1(漸增期干物質(zhì)積累量)有顯著影響。而不同施氮水平對(duì)I(干物質(zhì)積累速率最大時(shí)的干物質(zhì)積累量占總干物質(zhì)積累量的比例)、y2(快增期干物質(zhì)積累量)和z(快增期干物質(zhì)積累量占總干物質(zhì)積累量的比例)有極顯著影響,對(duì)Δx(快增期持續(xù)時(shí)間)有顯著影響。表明灌水、施氮主要通過(guò)對(duì)向日葵從播種后到干物質(zhì)積累速率達(dá)到峰值以及干物質(zhì)積累快增期這2 個(gè)階段的影響來(lái)達(dá)到對(duì)干物質(zhì)積累的調(diào)控。

    表3 DMA 特征參數(shù)Table 3 DMA characteristic parameters

    2.2.1 不同灌水對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累的影響

    不同灌水處理的向日葵地上部干物質(zhì)積累速率變化見(jiàn)圖3,特征參數(shù)見(jiàn)表3。從向日葵播種后到干物質(zhì)積累速率達(dá)到峰值這一階段,補(bǔ)水灌溉和正常灌溉的干物質(zhì)量顯著高于雨養(yǎng)模式,說(shuō)明灌水在較早的階段就已經(jīng)開(kāi)始影響干物質(zhì)積累,但是補(bǔ)水灌溉I較雨養(yǎng)模式顯著提高,而正常灌溉I較雨養(yǎng)模式顯著降低則說(shuō)明了更高的灌溉水平使向日葵干物質(zhì)積累速率達(dá)到峰值后仍能表現(xiàn)出較好的干物質(zhì)積累水平,這是因?yàn)檎9喔仍诨ㄆ诤凸酀{期分別進(jìn)行了灌水。

    圖3 DMA 速率動(dòng)態(tài)變化Fig.3 DMA rate dynamic change

    相較于雨養(yǎng)模式,補(bǔ)水灌溉的快增期持續(xù)時(shí)間顯著降低,而正常灌溉有些許提高,這是由于補(bǔ)水灌溉和正常灌溉更晚進(jìn)入快增期的同時(shí),補(bǔ)水灌溉卻和雨養(yǎng)模式幾乎同時(shí)結(jié)束快增期,而正常灌溉的快增期結(jié)束時(shí)間則更晚,快增期持續(xù)時(shí)間更長(zhǎng)。補(bǔ)水灌溉在苗期和現(xiàn)蕾期給予適當(dāng)?shù)墓嗨瓜蛉湛诨ㄇ斑_(dá)到較大的干物質(zhì)積累量,而在花后始終不灌與較大干物質(zhì)積累量所對(duì)應(yīng)的需水量并不匹配,從而使向日葵在花后始終處于水分虧缺狀態(tài),也因此干物質(zhì)積累速率急速下降,更早的結(jié)束快增期,而進(jìn)入緩增期。

    快增期干物質(zhì)積累量與快增期持續(xù)時(shí)間和快增期積累速率這2 個(gè)因素有關(guān),由于快增期持續(xù)時(shí)間和積累速率均較大,正常灌溉的快增期干物質(zhì)積累量顯著高于雨養(yǎng)模式和補(bǔ)水灌溉,因此正常灌溉的快增期干物質(zhì)積累量占比顯著高于雨養(yǎng)模式和補(bǔ)水灌溉。此外補(bǔ)水灌溉的快增期干物質(zhì)積累量占比顯著低于雨養(yǎng)模式,這是因?yàn)檠a(bǔ)水灌溉和正常灌溉所分別對(duì)應(yīng)的快增期干物質(zhì)積累量和緩增期干物質(zhì)積累量基本沒(méi)有差異的情況下,補(bǔ)水灌溉的快增期干物質(zhì)積累量較雨養(yǎng)模式顯著提高,這也是由于在漸增期補(bǔ)水灌溉積累速率大于雨養(yǎng)模式,從而積累了較多的干物質(zhì)。

    2.2.2 不同施氮對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累的影響

    不同施氮處理的向日葵地上部干物質(zhì)積累速率變化見(jiàn)圖3,特征參數(shù)見(jiàn)表3。優(yōu)化施氮、過(guò)量施氮的YVmax較不施氮稍有增加,但I(xiàn)卻顯著降低,這說(shuō)明氮肥在干物質(zhì)積累速率達(dá)到峰值之前影響不大,主要在峰值之后產(chǎn)生作用。

    與灌水的作用相反,施氮使向日葵提早進(jìn)入快增期,圖3(b)和圖3(c)(施氮處理)的曲線峰值出現(xiàn)時(shí)間早于圖3(a)(不施氮處理)。進(jìn)而也使快增期所持續(xù)的時(shí)間較不施氮有了顯著的提高。另一方面,優(yōu)化施氮快增期持續(xù)時(shí)間較不施氮和過(guò)量施氮分別增加了61.27%和23.87%,這說(shuō)明過(guò)度的施氮反而會(huì)引起快增期持續(xù)時(shí)間減小。氮肥對(duì)快增期干物質(zhì)積累量的影響與快增期持續(xù)時(shí)間一致,優(yōu)化施氮的快增期干物質(zhì)積累量較不施氮和過(guò)量施氮分別提高了84.55%(P<0.05)和18.12%(P<0.05)。這也是因?yàn)樵诟晌镔|(zhì)積累速度基本一致的情況下,優(yōu)化施氮的快增期持續(xù)時(shí)間較過(guò)量施氮更長(zhǎng)。

    此外,施氮相較不施氮提高了干物質(zhì)積累的最大速率,但干物質(zhì)積累的最大速率不會(huì)因?yàn)槭┑康脑龆喽a(chǎn)生線性的增長(zhǎng)。

    2.3 不同水氮梯度的向日葵干物質(zhì)積累過(guò)程對(duì)產(chǎn)量的影響

    2.3.1 相關(guān)分析

    計(jì)算12 個(gè)DMA特征值xmax(X1)、Vmax(X2)、YVmax(X3)、I%(X4)、Vavg(X5)、x1(X6)、x2(X7)、Δx(X8)、y1(X9)、y2(X10)、y3(X11)、Y%(X12)及產(chǎn)量之間的相關(guān)系數(shù),得相關(guān)系數(shù)矩陣,如表4 所示。除I(干物質(zhì)積累速率最大時(shí)的干物質(zhì)積累量占總干物質(zhì)積累量的比例)和x1(漸增期持續(xù)時(shí)間)以外,其余各特征值均與產(chǎn)量正相關(guān)。其中產(chǎn)量和YVmax(r=0.894 5)、Vavg(r=0.840 7)、y2(r=0.955 2)、z(r=0.806 8)達(dá)到極顯著正相關(guān),與Vmax(r=0.779 6)和y3(r=0.752 1)達(dá)到顯著正相關(guān)。說(shuō)明在一定范圍內(nèi)提升快增期干物質(zhì)積累量、干物質(zhì)積累速率最大時(shí)的積累量、干物質(zhì)積累平均速率、干物質(zhì)積累速率最大時(shí)的積累量占比、最大干物質(zhì)積累速率和緩增期干物質(zhì)積累量均可顯著提高產(chǎn)量。

    表4 DMA 特征值及產(chǎn)量之間的相關(guān)關(guān)系矩陣Table 4 Correlation matrix between DMA eigenvalues and yield

    從性狀之間的相關(guān)分析來(lái)看,YVmax(物質(zhì)積累速率最大時(shí)的干物質(zhì)積累量)和快增期干物質(zhì)積累量極顯著正相關(guān)(r=0.809 0),表明自快增期開(kāi)始到干物質(zhì)積累速率達(dá)到峰值這段時(shí)間的干物質(zhì)積累在整個(gè)快增期的占比較大,二者共同促進(jìn)產(chǎn)量的提升??煸銎诟晌镔|(zhì)積累量和快增期持續(xù)時(shí)間極顯著正相關(guān)(r=0.821 9),說(shuō)明延長(zhǎng)向日葵快增期的時(shí)間可以顯著增加快增期干物質(zhì)積累量。最大干物質(zhì)積累速率和緩增期干物質(zhì)積累量顯著正相關(guān)(r=0.684 6),表明生育前期擁有旺盛的生長(zhǎng)將促進(jìn)緩增期的干物質(zhì)積累,并且二者又共同促進(jìn)產(chǎn)量的提升。

    2.3.2 多元線性回歸分析

    為了確定各個(gè)干物質(zhì)積累特征值對(duì)產(chǎn)量的各自效應(yīng)和綜合效應(yīng),以便抓住關(guān)鍵的干物質(zhì)積累特征值,能動(dòng)的調(diào)控產(chǎn)量的響應(yīng)量,對(duì)各特征值與產(chǎn)量進(jìn)行多元回歸分析。

    通過(guò)逐步回歸,經(jīng)過(guò)9 次剔除,每次淘汰一個(gè)偏回歸平方和最小且未達(dá)到極顯著水平的自變量,最終獲得的最優(yōu)線性回歸方程為:y=272.209-5.450X1+49.370X2+7.376X7,復(fù)相關(guān)系數(shù)為 0.994 6,F(xiàn)=153.19**,表明xmax(X1)、Vmax(X2)、x2(X7)與產(chǎn)量(y)存在著極顯著的線性回歸關(guān)系,且xmax(X1)、Vmax(X2)和x2(X7)與產(chǎn)量(y)的偏回歸系數(shù)也均達(dá)到了極顯著,見(jiàn)表5,多元決定系數(shù)R2=0.989 2,表明產(chǎn)量的98.92%是由最大干物質(zhì)積累速率出現(xiàn)時(shí)間,最大干物質(zhì)積累速率和快增期結(jié)束時(shí)間這3 個(gè)干物質(zhì)積累特征值決定的,剩余因素(誤差和其他影響產(chǎn)量的因素)對(duì)產(chǎn)量的影響僅為1.08%,因此可以用該回歸方程來(lái)預(yù)測(cè)產(chǎn)量。

    表5 最優(yōu)線性回歸方程的偏相關(guān)系數(shù)Table 5 Partial correlation coefficient of optimal linear regression equation

    2.3.3 回歸方程擬合效果檢驗(yàn)

    為了檢驗(yàn)回歸方程的擬合效果,將9 個(gè)處理的實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值做對(duì)比分析,由圖4 可以看出,最優(yōu)線性回歸方程的模擬值與實(shí)測(cè)值非常接近,決定系數(shù)為0.989,標(biāo)準(zhǔn)化的均方根誤差為1.16%,方程的模擬效果優(yōu)秀,說(shuō)明通過(guò)最大干物質(zhì)積累速率出現(xiàn)時(shí)間、最大干物質(zhì)積累速率和快增期結(jié)束時(shí)間這3 個(gè)因素可以很好地預(yù)測(cè)與調(diào)控產(chǎn)量。

    圖4 多元回歸方程的模擬值和實(shí)測(cè)值Fig.4 The simulated and measured values of the multiple regression equation

    2.3.4 通徑分析

    最優(yōu)多元線性回歸方程中的偏回歸系數(shù)表示了干物質(zhì)積累特征值對(duì)產(chǎn)量的具體效應(yīng),但實(shí)踐中還需要評(píng)定這些干物質(zhì)積累特征值的相對(duì)重要性,以確定關(guān)鍵因素,達(dá)到調(diào)整和控制產(chǎn)量響應(yīng)量的目的。因此進(jìn)一步進(jìn)行通徑分析,分析結(jié)果見(jiàn)表6,xmax(X1)、Vmax(X2)和x2(X7)決定了產(chǎn)量變異的98.92%,3 個(gè)干物質(zhì)積累特征值的直接通徑系數(shù)大小依次為x2(X7)>Vmax(X2)>xmax(X1),

    表6 DMA 關(guān)鍵特征值對(duì)產(chǎn)量的通徑分析Table 6 Path analysis of key eigenvalues of DMA to yield

    其中最大干物質(zhì)積累速率出現(xiàn)時(shí)間的直接通徑系數(shù)為負(fù)值,表明在其他干物質(zhì)積累特征值不變的條件下越早達(dá)到最大干物質(zhì)積累速率,越有利于增產(chǎn)。在各間接通徑系數(shù)中,xmax(X1)通過(guò)x2(X7)對(duì)產(chǎn)量有正向效應(yīng)(P1→7→Y=0.580 2),表明干物質(zhì)積累速率的峰值延后會(huì)使快增期結(jié)束的時(shí)間延后,進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)量增加。Vmax(X2)的2 個(gè)間接通徑系數(shù)均小于0.1,表明Vmax(X2)與xmax(X1),x2(X7)的相關(guān)性較低(r12=0.070 1,r27=0.099 4),即最大干物質(zhì)積累速率受最大干物質(zhì)積累速率出現(xiàn)時(shí)間和快增期結(jié)束時(shí)間的影響較小。

    3 討 論

    3.1 Richards 模型的擬合效果

    作物的干物質(zhì)積累是產(chǎn)量形成的基礎(chǔ),作物經(jīng)濟(jì)系數(shù)常常穩(wěn)定在一定范圍,因此干物質(zhì)積累越大,往往產(chǎn)量越高。通過(guò)生長(zhǎng)函數(shù)的擬合便可得到干物質(zhì)積累的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)過(guò)程,再經(jīng)過(guò)一系列數(shù)據(jù)的分析,便能得知干物質(zhì)增加的內(nèi)在原因。這種定量的分析過(guò)程可以把握到高產(chǎn)群體的關(guān)鍵指標(biāo)。進(jìn)而為促產(chǎn)提供方向與目標(biāo)[24]。有研究表明,Richards 模型較Logistics模型更適合描述作物的S 型生長(zhǎng)[25-26]。多數(shù)研究利用Richards 模型模擬作物干物質(zhì)積累的效果均不錯(cuò),如宋明丹等[21]和張旭等[13]分別利用Richards 模型模擬不同水氮水平的冬小麥地上部干物質(zhì)積累過(guò)程,擬合方程的決定系數(shù)分別達(dá)到0.980 和0.996 以上。張兵兵等[27]通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理,篩選出最適合模擬不同品種和不同播期春玉米地上部干物質(zhì)積累的模型為Richards 模型,各個(gè)不同處理擬合方程的決定系數(shù)均在0.980 以上。本研究擬合結(jié)果顯示,各水氮條件下Richards 擬合方程的決定系數(shù)均在0.984 以上,表明方程可以很好地?cái)M合出向日葵地上部干物質(zhì)積累的動(dòng)態(tài)變化。

    在收獲時(shí)期,補(bǔ)水灌溉條件下向日葵干物質(zhì)積累出現(xiàn)了明顯的負(fù)增長(zhǎng)(圖1(d)、圖1(e)、圖1(f)),但是Richards 模型無(wú)法擬合出這種情況,當(dāng)有效積溫趨向于無(wú)窮大時(shí),干物質(zhì)積累量只能趨向于A(終極生長(zhǎng)量)。當(dāng)然補(bǔ)水灌溉條件下都出現(xiàn)了這種負(fù)增長(zhǎng)的情況有很大可能是因?yàn)樗ダ习l(fā)生的較早且劇烈,以至于葉片過(guò)早衰落和凋零,從而產(chǎn)生干物質(zhì)積累的負(fù)增長(zhǎng)。

    此外,干物質(zhì)積累的實(shí)際生理過(guò)程還是較為復(fù)雜的,而且受環(huán)境生態(tài)等各種因素的制約,本研究?jī)H用模型對(duì)1 年的向日葵干物質(zhì)積累進(jìn)行模擬,模擬效果的穩(wěn)定性還需要進(jìn)一步的驗(yàn)證。

    3.2 施氮對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累的影響

    干物質(zhì)的多少?zèng)Q定作物產(chǎn)量的高低[28-29],往往長(zhǎng)勢(shì)好、干物質(zhì)量高的作物產(chǎn)量高。向日葵在快增期積累的干物質(zhì)占總干物質(zhì)1/2 以上,在灌水施氮的處理上占比更高,而且向日葵總干物質(zhì)量的差異也主要在此階段形成。氮既是酶、ATP、多種輔酶的組成成分,又是葉綠素的成分,因此,與光合作用密切相關(guān),進(jìn)而影響著干物質(zhì)的積累。本研究中施氮顯著提高了快增期的持續(xù)時(shí)間,從而也提高了快增期的干物質(zhì)積累量,這與張旭等[13]的研究結(jié)果一致。施氮處理使向日葵提前進(jìn)入快增期,這可能是因?yàn)樯捌谧銐虻牡士梢允谷~片的光和生產(chǎn)能力提高,干物質(zhì)積累更多,葉面積也更大,從而更早進(jìn)入快增期;施氮處理也使快增期的結(jié)束時(shí)間延后,這大概率是生育后期氮素轉(zhuǎn)移[30]的原因。生育后期營(yíng)養(yǎng)器官和生殖器官共同競(jìng)爭(zhēng)碳同化產(chǎn)物和養(yǎng)分,加速了葉片器官中氮素向外轉(zhuǎn)移以及衰老,葉綠體是葉片衰老過(guò)程中氮轉(zhuǎn)移的主要來(lái)源,Rubisco 與其他光合蛋白一起,在葉片衰老時(shí)大量降解,提供籽粒生長(zhǎng)過(guò)程中需求的氮素[31],但生育后期的充足供氮延緩了此過(guò)程,從而使快增期的結(jié)束時(shí)間延后。

    3.3 灌水對(duì)向日葵地上部干物質(zhì)積累的影響

    水分是影響作物生長(zhǎng)的關(guān)鍵因素之一,在干旱及半干旱地區(qū),補(bǔ)充灌水可以延緩葉片衰老,延長(zhǎng)光合作用時(shí)間,進(jìn)而提高地上部干物質(zhì)的積累量和產(chǎn)量。Villegas 等[32]、趙姣等[33]和張旭等[13]研究認(rèn)為灌水能縮短達(dá)到冬小麥地上部干物質(zhì)積累最大速率和進(jìn)入快增期的時(shí)間,這與本試驗(yàn)的研究結(jié)果相反,本試驗(yàn)結(jié)果表明灌水量的增加會(huì)延長(zhǎng)達(dá)到向日葵地上部干物質(zhì)積累最大速率和進(jìn)入快增期的時(shí)間。分析本試驗(yàn)出現(xiàn)此情況的原因:Richards 方程的三階導(dǎo)數(shù)表達(dá)的含義是干物質(zhì)積累速率的瞬時(shí)變化率隨積溫的變化,其峰值的出現(xiàn)代表進(jìn)入快增期,在灌水沒(méi)有出現(xiàn)差異之前,其值是沒(méi)有出現(xiàn)差異的,當(dāng)灌水出現(xiàn)差異了,其值開(kāi)始有不同的發(fā)展趨勢(shì),具體表現(xiàn)為不灌水給向日葵帶來(lái)了生理干旱,生長(zhǎng)勢(shì)減小,相比正常灌溉不灌水處理植株較低的生長(zhǎng)勢(shì)使其很快達(dá)到積累速率的變化率的峰值(此峰值過(guò)后積累速率的增加就沒(méi)前期那么高了),也就是快增期出現(xiàn)時(shí)間較早,而補(bǔ)水灌溉和正常灌溉的灌水使其生長(zhǎng)勢(shì)較高,積累速率變化率達(dá)到峰值的時(shí)間延長(zhǎng),結(jié)果為其二者的快增期時(shí)間延后但進(jìn)入快增期時(shí)的積累速率更高。而張旭等[13]試驗(yàn)灌水設(shè)置與本試驗(yàn)設(shè)置不同,本試驗(yàn)的灌水設(shè)置涉及分次灌水,而他的灌水是一直保持恒定的田間持水量,并且試驗(yàn)對(duì)象也由冬小麥變成向日葵。

    除此之外,灌水對(duì)快增期結(jié)束時(shí)間的調(diào)控也值得探討,相較于不灌水,補(bǔ)水灌溉在基于苗期和現(xiàn)蕾期灌水的條件下,進(jìn)入快增期的時(shí)間延后了,最大干物質(zhì)積累速率增加了,但是卻和不灌水幾乎同時(shí)離開(kāi)快增期,正常灌溉的情況與此不同,由于花期和灌漿期有灌水,快增期結(jié)束時(shí)間顯著延后。分析原因可能是補(bǔ)水灌溉在營(yíng)養(yǎng)生長(zhǎng)階段給予適當(dāng)?shù)墓嗨瓜蛉湛诨ㄇ斑_(dá)到較大的干物質(zhì)積累量,而在花后始終不灌與較大干物質(zhì)積累量所對(duì)應(yīng)的需水量不匹配,從而使向日葵在花后始終處于水分虧缺狀態(tài),也因此干物質(zhì)積累速率急速下降,更早的結(jié)束快增期,而進(jìn)入緩增期。

    3.4 從干物質(zhì)積累角度出發(fā)的增產(chǎn)決策

    在通徑分析中,通過(guò)多個(gè)自變量與因變量的相關(guān)系數(shù)的剖分,可以明白各個(gè)因子之間的關(guān)系,但是很難明確看出哪個(gè)干物質(zhì)積累特征值對(duì)產(chǎn)量起著主要決定性作用或主要限制性作用,為此,本研究通過(guò)求解各變量的決策系數(shù),以進(jìn)行綜合決策[34]。決策系數(shù)反映了某個(gè)因素通過(guò)所有因素的相關(guān)網(wǎng)對(duì)y的綜合決定作用,它不僅包含了這個(gè)因素對(duì)因變量的直接決定作用,還包含了與這個(gè)因素有關(guān)的間接決定系數(shù)。決策系數(shù)的求解公式為=2biriy-bi2,式中表示因素的直接通徑系數(shù),riy表示Xi因素和y的相關(guān)系數(shù)。求解得到=-0.358 3=0.605 0,)=0.319 1。故最大干物質(zhì)積累速率為主要決策變量(直接決定作用排第二),其原因是相比快增期結(jié)束時(shí)間(直接決定作用排第一),它受到其他因素的制約較少。因此,要從水氮調(diào)控角度提高向日葵產(chǎn)量,首要考慮通過(guò)更好的水氮調(diào)控措施來(lái)提高最大干物質(zhì)積累速率,然后再考慮協(xié)調(diào)最大干物質(zhì)積累速率出現(xiàn)時(shí)間與快增期結(jié)束時(shí)間的矛盾,以使更早達(dá)到最大干物質(zhì)積累速率,更晚結(jié)束快增期。

    通過(guò)多元線性回歸分析得到的結(jié)果與趙姣等[33]在冬小麥上的研究結(jié)果一致:地上部干物質(zhì)積累最大速率越高,產(chǎn)量越高;快增期結(jié)束時(shí)間離收獲期越近,越有益于產(chǎn)量的提升。

    挖掘干物質(zhì)積累和產(chǎn)量的關(guān)系一方面可以指導(dǎo)灌水施氮方案的設(shè)計(jì)和農(nóng)藝措施的設(shè)定,另一方面可以在具體栽培過(guò)程中根據(jù)田間實(shí)時(shí)采集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行灌水追氮的指導(dǎo)。得益于作物的地上部干物質(zhì)積累量與作物的表觀數(shù)據(jù)關(guān)聯(lián)大,且表觀數(shù)據(jù)不用破壞性取樣且易于收集,比如無(wú)人機(jī)和衛(wèi)星遙感技術(shù)[35-36]在這方面的應(yīng)用。因此,從干物質(zhì)積累角度出發(fā)研究增產(chǎn)決策是很好的切入點(diǎn)。

    4 結(jié) 論

    1)Richards 模型可以較為準(zhǔn)確的模擬向日葵地上部干物質(zhì)積累的動(dòng)態(tài)過(guò)程。建立產(chǎn)量與干物質(zhì)積累特征參數(shù)的多元回歸關(guān)系y=272.209-5.450X1+49.370X2+7.376X7。

    2)水氮調(diào)控地上部干物質(zhì)積累進(jìn)而提高產(chǎn)量的決策:首要考慮通過(guò)更好的水氮調(diào)控措施來(lái)提高最大干物質(zhì)積累速率,然后再考慮協(xié)調(diào)最大干物質(zhì)積累速率達(dá)到峰值的時(shí)間與快增期結(jié)束時(shí)間的矛盾,以使更早達(dá)到最大干物質(zhì)積累速率,更晚結(jié)束快增期。

    3)施氮使向日葵提前進(jìn)入干物質(zhì)積累快增期,但是過(guò)量施氮相較于優(yōu)化施氮(養(yǎng)分專家推薦施氮量)會(huì)延后遲進(jìn)入快增期并提前結(jié)束快增期,從而使快增期持續(xù)時(shí)間縮短。

    4)較不灌水的處理,苗期和現(xiàn)蕾期的灌水使進(jìn)入快增期的時(shí)間延后但積累速率更高,花期和灌漿期的灌水使快增期結(jié)束時(shí)間延后。苗期和現(xiàn)蕾期適當(dāng)?shù)难a(bǔ)水,花期和灌漿期始終保持虧缺會(huì)使快增期的持續(xù)時(shí)間縮短。

    (作者聲明本文無(wú)實(shí)際或潛在的利益沖突)

    猜你喜歡
    施氮向日葵灌水
    不同施氮水平對(duì)春玉米光合參數(shù)及產(chǎn)量的影響
    灌水取球
    向日葵
    番茄灌水掌握技巧
    冬季棚菜灌水四關(guān)鍵
    施氮水平對(duì)冬小麥冠層氨揮發(fā)的影響
    向日葵
    向日葵
    灌水秘笈
    均勻施氮利于玉米根系生長(zhǎng)及產(chǎn)量形成
    国产精品秋霞免费鲁丝片| freevideosex欧美| 男女边摸边吃奶| 五月伊人婷婷丁香| 亚洲美女黄色视频免费看| 日韩制服骚丝袜av| 最新中文字幕久久久久| 亚洲美女黄色视频免费看| 欧美精品一区二区大全| 精品福利永久在线观看| 亚洲av欧美aⅴ国产| 超色免费av| 日本免费在线观看一区| 成年人免费黄色播放视频| 亚洲人成77777在线视频| 免费观看在线日韩| 日本免费在线观看一区| 只有这里有精品99| 亚洲精品自拍成人| 99热网站在线观看| 少妇被粗大猛烈的视频| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 国产熟女午夜一区二区三区| 国产极品粉嫩免费观看在线| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 免费不卡的大黄色大毛片视频在线观看| 最新中文字幕久久久久| 欧美bdsm另类| 一级毛片 在线播放| www.熟女人妻精品国产| 午夜激情久久久久久久| 黄片播放在线免费| 在线观看三级黄色| 免费不卡的大黄色大毛片视频在线观看| 免费高清在线观看视频在线观看| 超色免费av| 18在线观看网站| 久久精品国产亚洲av涩爱| 丝袜喷水一区| 在线观看免费视频网站a站| 亚洲国产精品国产精品| 午夜福利视频在线观看免费| 成年av动漫网址| 久久人人97超碰香蕉20202| 国产精品一二三区在线看| 熟妇人妻不卡中文字幕| av线在线观看网站| 精品一品国产午夜福利视频| 在线观看人妻少妇| 国产欧美亚洲国产| 免费高清在线观看日韩| 亚洲一区二区三区欧美精品| 中文字幕色久视频| 两个人看的免费小视频| 亚洲国产最新在线播放| 美女福利国产在线| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图| 亚洲精品久久午夜乱码| 免费观看性生交大片5| 91精品伊人久久大香线蕉| 综合色丁香网| av国产久精品久网站免费入址| 99久久精品国产国产毛片| 午夜老司机福利剧场| 十分钟在线观看高清视频www| 中国三级夫妇交换| 国产成人91sexporn| 欧美少妇被猛烈插入视频| 自拍欧美九色日韩亚洲蝌蚪91| 欧美中文综合在线视频| 欧美少妇被猛烈插入视频| 亚洲一码二码三码区别大吗| 亚洲国产精品一区二区三区在线| 欧美在线黄色| 免费黄频网站在线观看国产| 一本大道久久a久久精品| 亚洲三区欧美一区| 国产成人精品一,二区| 欧美激情极品国产一区二区三区| 最近最新中文字幕大全免费视频 | 亚洲国产欧美日韩在线播放| 秋霞伦理黄片| 大陆偷拍与自拍| 一区二区三区精品91| 69精品国产乱码久久久| 成年女人毛片免费观看观看9 | av在线观看视频网站免费| 亚洲av日韩在线播放| 69精品国产乱码久久久| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 国产精品欧美亚洲77777| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图| 亚洲综合精品二区| 激情视频va一区二区三区| 男人添女人高潮全过程视频| 黄色配什么色好看| 在线看a的网站| 国产精品无大码| 国产麻豆69| 精品一区在线观看国产| 王馨瑶露胸无遮挡在线观看| 婷婷成人精品国产| 精品亚洲成国产av| 欧美激情 高清一区二区三区| 亚洲人成77777在线视频| 少妇被粗大猛烈的视频| 18禁裸乳无遮挡动漫免费视频| 久久97久久精品| 久久久久久免费高清国产稀缺| 老汉色∧v一级毛片| 国产在线一区二区三区精| 久久久国产欧美日韩av| 日本欧美视频一区| 99国产精品免费福利视频| 亚洲精品视频女| 日本wwww免费看| 国产片内射在线| 九色亚洲精品在线播放| videos熟女内射| 亚洲精品一区蜜桃| www.av在线官网国产| 久久国产精品大桥未久av| 精品人妻偷拍中文字幕| 国产精品无大码| 观看美女的网站| 精品少妇一区二区三区视频日本电影 | 免费女性裸体啪啪无遮挡网站| 超色免费av| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 国产精品女同一区二区软件| 国产av国产精品国产| 国语对白做爰xxxⅹ性视频网站| 欧美人与性动交α欧美软件| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 午夜免费观看性视频| 国产又色又爽无遮挡免| 日韩,欧美,国产一区二区三区| av视频免费观看在线观看| 黑人巨大精品欧美一区二区蜜桃| 少妇被粗大的猛进出69影院| 亚洲经典国产精华液单| 日本色播在线视频| 国产一区二区 视频在线| 亚洲欧美日韩另类电影网站| 日本欧美视频一区| 夫妻性生交免费视频一级片| 香蕉国产在线看| 青春草亚洲视频在线观看| 国产精品免费视频内射| 久久国产精品男人的天堂亚洲| 国产在线免费精品| freevideosex欧美| 国产一区二区在线观看av| 亚洲熟女精品中文字幕| 国产极品粉嫩免费观看在线| 国产精品三级大全| 日本av手机在线免费观看| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 欧美成人午夜免费资源| 宅男免费午夜| 亚洲精品自拍成人| 国产97色在线日韩免费| 日日摸夜夜添夜夜爱| 秋霞在线观看毛片| 欧美97在线视频| 成人亚洲精品一区在线观看| 99热国产这里只有精品6| 精品一区二区三区四区五区乱码 | 久久久精品94久久精品| 久久久精品94久久精品| 天美传媒精品一区二区| 亚洲精品国产av成人精品| 亚洲精品一区蜜桃| 美女高潮到喷水免费观看| 国产熟女午夜一区二区三区| 美女xxoo啪啪120秒动态图| 欧美日韩亚洲高清精品| 国产精品一区二区在线观看99| 欧美精品国产亚洲| 自线自在国产av| 边亲边吃奶的免费视频| 91精品伊人久久大香线蕉| 久久狼人影院| 亚洲av成人精品一二三区| 在线 av 中文字幕| 90打野战视频偷拍视频| 高清av免费在线| 香蕉精品网在线| 在线天堂最新版资源| 精品一区在线观看国产| 韩国精品一区二区三区| 久久99蜜桃精品久久| 丰满少妇做爰视频| 深夜精品福利| av又黄又爽大尺度在线免费看| 国产精品国产三级国产专区5o| 亚洲av电影在线进入| www.精华液| 在线亚洲精品国产二区图片欧美| 久久久久久久久久久久大奶| 天天躁日日躁夜夜躁夜夜| 另类亚洲欧美激情| 日韩三级伦理在线观看| 三上悠亚av全集在线观看| 男女下面插进去视频免费观看| 久久青草综合色| 精品国产一区二区三区四区第35| 精品久久久久久电影网| 久久久久久免费高清国产稀缺| 免费女性裸体啪啪无遮挡网站| 青青草视频在线视频观看| 午夜福利视频在线观看免费| 久久精品久久久久久噜噜老黄| 9热在线视频观看99| 在线天堂中文资源库| 欧美精品国产亚洲| 精品人妻一区二区三区麻豆| 波多野结衣一区麻豆| 老司机亚洲免费影院| 亚洲精品美女久久av网站| 777米奇影视久久| 亚洲成人一二三区av| 日本-黄色视频高清免费观看| 在线观看美女被高潮喷水网站| 亚洲欧美色中文字幕在线| 亚洲美女黄色视频免费看| 日本欧美国产在线视频| 免费高清在线观看日韩| 国产日韩一区二区三区精品不卡| 久久狼人影院| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 免费看av在线观看网站| 制服丝袜香蕉在线| 丰满少妇做爰视频| 伦理电影大哥的女人| 一边亲一边摸免费视频| 久久久国产欧美日韩av| 亚洲美女视频黄频| 如何舔出高潮| 日产精品乱码卡一卡2卡三| 一本大道久久a久久精品| 日本黄色日本黄色录像| 在线观看国产h片| 一个人免费看片子| 精品一区二区三区四区五区乱码 | 中国国产av一级| 精品亚洲成国产av| 久久这里只有精品19| 日韩一区二区三区影片| 亚洲av欧美aⅴ国产| 亚洲成人手机| 免费在线观看完整版高清| 久久久久视频综合| 久久精品国产亚洲av天美| 国产极品天堂在线| 国产 精品1| 欧美最新免费一区二区三区| 久久精品久久精品一区二区三区| 国产精品不卡视频一区二区| 国产精品欧美亚洲77777| av在线app专区| 亚洲天堂av无毛| 水蜜桃什么品种好| 狠狠婷婷综合久久久久久88av| 日本爱情动作片www.在线观看| 午夜免费观看性视频| 国产成人91sexporn| 另类精品久久| 只有这里有精品99| 秋霞在线观看毛片| 麻豆av在线久日| 超碰成人久久| 久久精品人人爽人人爽视色| 啦啦啦中文免费视频观看日本| 久久精品aⅴ一区二区三区四区 | 香蕉精品网在线| 91午夜精品亚洲一区二区三区| 国产在视频线精品| 国产精品.久久久| 黑人欧美特级aaaaaa片| 1024香蕉在线观看| 91久久精品国产一区二区三区| 日本91视频免费播放| 欧美日韩精品成人综合77777| 少妇 在线观看| 国产成人精品久久久久久| 卡戴珊不雅视频在线播放| 尾随美女入室| 成人漫画全彩无遮挡| 日韩电影二区| 国产亚洲欧美精品永久| 亚洲国产看品久久| 亚洲av福利一区| 日韩制服丝袜自拍偷拍| 免费观看a级毛片全部| 免费黄色在线免费观看| 久久久亚洲精品成人影院| 婷婷色综合www| 国产白丝娇喘喷水9色精品| 两个人看的免费小视频| 国产伦理片在线播放av一区| 久久影院123| 秋霞伦理黄片| 男女边吃奶边做爰视频| 国产淫语在线视频| 亚洲内射少妇av| 久久久国产欧美日韩av| 精品一区二区免费观看| 乱人伦中国视频| 欧美日韩精品成人综合77777| 一区二区三区激情视频| 欧美日韩成人在线一区二区| 亚洲精品第二区| 伊人亚洲综合成人网| 亚洲欧美清纯卡通| 国产av码专区亚洲av| 少妇猛男粗大的猛烈进出视频| 亚洲男人天堂网一区| av一本久久久久| 国产日韩欧美在线精品| 一级毛片 在线播放| 丝瓜视频免费看黄片| 欧美人与性动交α欧美精品济南到 | 国产一区有黄有色的免费视频| 亚洲av成人精品一二三区| 国产精品久久久久久久久免| 日产精品乱码卡一卡2卡三| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 满18在线观看网站| 国产片特级美女逼逼视频| av.在线天堂| 咕卡用的链子| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜| 久久久国产一区二区| 午夜影院在线不卡| 一级片'在线观看视频| 一个人免费看片子| 精品久久蜜臀av无| 在线观看一区二区三区激情| 久久久久国产一级毛片高清牌| 精品亚洲成a人片在线观看| 亚洲国产av影院在线观看| 三上悠亚av全集在线观看| 一区在线观看完整版| 妹子高潮喷水视频| 午夜av观看不卡| 久久久精品区二区三区| 国产精品国产三级专区第一集| 一级a爱视频在线免费观看| av.在线天堂| 最近手机中文字幕大全| 亚洲中文av在线| 亚洲精品久久午夜乱码| 国产在线免费精品| 午夜日韩欧美国产| 丝袜美腿诱惑在线| 超碰成人久久| 欧美精品一区二区大全| 久久精品夜色国产| 一级,二级,三级黄色视频| 777久久人妻少妇嫩草av网站| 色网站视频免费| 国产片内射在线| 国产又爽黄色视频| av网站在线播放免费| 欧美成人精品欧美一级黄| 成人毛片a级毛片在线播放| 亚洲精品日本国产第一区| 久久精品国产亚洲av高清一级| 亚洲四区av| 国产成人精品久久久久久| 色婷婷久久久亚洲欧美| 亚洲一码二码三码区别大吗| 国产精品免费视频内射| 亚洲精品,欧美精品| 国产乱来视频区| 2022亚洲国产成人精品| 一区二区三区激情视频| 美女主播在线视频| 黑人巨大精品欧美一区二区蜜桃| 成人国产av品久久久| 十八禁网站网址无遮挡| 黄色毛片三级朝国网站| 99精国产麻豆久久婷婷| 欧美国产精品va在线观看不卡| 黄频高清免费视频| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 婷婷色麻豆天堂久久| 少妇熟女欧美另类| 日本色播在线视频| 国产在线一区二区三区精| 七月丁香在线播放| 国产xxxxx性猛交| 亚洲内射少妇av| 国产av一区二区精品久久| 男女国产视频网站| 亚洲在久久综合| 日本爱情动作片www.在线观看| 久久久久国产网址| 天天躁日日躁夜夜躁夜夜| 你懂的网址亚洲精品在线观看| 免费在线观看视频国产中文字幕亚洲 | 国产一区二区 视频在线| 深夜精品福利| 91精品伊人久久大香线蕉| 亚洲成人av在线免费| 中文字幕精品免费在线观看视频| 最近中文字幕2019免费版| av卡一久久| 亚洲成av片中文字幕在线观看 | 99久久人妻综合| 深夜精品福利| 十分钟在线观看高清视频www| 精品国产超薄肉色丝袜足j| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 男人爽女人下面视频在线观看| 久久久国产精品麻豆| 啦啦啦在线免费观看视频4| 国产成人一区二区在线| 一边亲一边摸免费视频| 午夜精品国产一区二区电影| 交换朋友夫妻互换小说| 毛片一级片免费看久久久久| 精品人妻在线不人妻| 少妇人妻久久综合中文| 韩国av在线不卡| 日本免费在线观看一区| 亚洲色图综合在线观看| 国产在线一区二区三区精| 黄片无遮挡物在线观看| 欧美日韩av久久| 亚洲av电影在线进入| 欧美日韩视频高清一区二区三区二| 亚洲三级黄色毛片| 精品一区二区三区四区五区乱码 | 亚洲第一区二区三区不卡| 国产成人免费无遮挡视频| 90打野战视频偷拍视频| 2021少妇久久久久久久久久久| 天天操日日干夜夜撸| 日韩一区二区三区影片| 人人妻人人澡人人看| 新久久久久国产一级毛片| 国产亚洲欧美精品永久| 人妻一区二区av| 美女福利国产在线| 满18在线观看网站| 激情视频va一区二区三区| 免费在线观看黄色视频的| 国产亚洲av片在线观看秒播厂| 欧美日韩亚洲国产一区二区在线观看 | 成年美女黄网站色视频大全免费| 97精品久久久久久久久久精品| 大香蕉久久成人网| 久久久久久人妻| 亚洲成国产人片在线观看| 亚洲三级黄色毛片| 在线观看美女被高潮喷水网站| 国产免费现黄频在线看| 亚洲av免费高清在线观看| 亚洲伊人色综图| 女人精品久久久久毛片| 少妇的逼水好多| 久久午夜综合久久蜜桃| 国产免费现黄频在线看| 男人爽女人下面视频在线观看| 超色免费av| 熟妇人妻不卡中文字幕| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 欧美老熟妇乱子伦牲交| 亚洲国产欧美网| 国产成人精品久久二区二区91 | 涩涩av久久男人的天堂| 色哟哟·www| 99re6热这里在线精品视频| av卡一久久| 国产福利在线免费观看视频| 韩国高清视频一区二区三区| 亚洲伊人久久精品综合| 成人午夜精彩视频在线观看| 久久 成人 亚洲| 国产成人精品久久久久久| 人妻系列 视频| 亚洲欧洲国产日韩| 久久婷婷青草| 一区二区三区四区激情视频| 国产免费福利视频在线观看| 丰满饥渴人妻一区二区三| 国产麻豆69| 秋霞伦理黄片| 日韩成人av中文字幕在线观看| 人人妻人人澡人人爽人人夜夜| 美女国产高潮福利片在线看| 亚洲色图 男人天堂 中文字幕| 十八禁高潮呻吟视频| 国产男女内射视频| 捣出白浆h1v1| 老司机影院成人| 国产精品偷伦视频观看了| 亚洲国产精品国产精品| av一本久久久久| 日韩熟女老妇一区二区性免费视频| 国产老妇伦熟女老妇高清| 成人手机av| 91成人精品电影| 伦理电影免费视频| 免费高清在线观看日韩| 寂寞人妻少妇视频99o| 久久久久国产精品人妻一区二区| 少妇人妻 视频| 久久精品aⅴ一区二区三区四区 | 一本一本久久a久久精品综合妖精 国产伦在线观看视频一区 | 亚洲视频免费观看视频| 大片免费播放器 马上看| 老鸭窝网址在线观看| 国产欧美日韩一区二区三区在线| 又粗又硬又长又爽又黄的视频| 99re6热这里在线精品视频| 一本大道久久a久久精品| 只有这里有精品99| 老女人水多毛片| 青春草亚洲视频在线观看| 99精国产麻豆久久婷婷| 亚洲三区欧美一区| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 欧美黄色片欧美黄色片| 日韩免费高清中文字幕av| 免费人妻精品一区二区三区视频| 国产亚洲精品第一综合不卡| 中文字幕最新亚洲高清| 99国产综合亚洲精品| 国产精品国产三级国产专区5o| 色婷婷av一区二区三区视频| 宅男免费午夜| 高清欧美精品videossex| 欧美日韩成人在线一区二区| 波多野结衣av一区二区av| 成人18禁高潮啪啪吃奶动态图| 精品国产一区二区三区久久久樱花| 韩国av在线不卡| 哪个播放器可以免费观看大片| 久久久久久人人人人人| 免费看不卡的av| 91国产中文字幕| 国产成人欧美| 国产精品一国产av| 丝瓜视频免费看黄片| 十分钟在线观看高清视频www| 国产欧美日韩一区二区三区在线| 久久久久久伊人网av| 极品少妇高潮喷水抽搐| 99热网站在线观看| 亚洲国产毛片av蜜桃av| 桃花免费在线播放| av在线老鸭窝| 国产男人的电影天堂91| 久热这里只有精品99| 亚洲av电影在线观看一区二区三区| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 好男人视频免费观看在线| 久久99一区二区三区| 麻豆乱淫一区二区| 久久精品国产自在天天线| 在线观看人妻少妇| 夫妻午夜视频| 十八禁网站网址无遮挡| 9191精品国产免费久久| 久久99一区二区三区| 韩国av在线不卡| 日本av免费视频播放| 亚洲伊人色综图| 2018国产大陆天天弄谢| 宅男免费午夜| 黄色毛片三级朝国网站| 亚洲经典国产精华液单| 一本大道久久a久久精品| 中文天堂在线官网| 亚洲五月色婷婷综合| 国产黄频视频在线观看| 一区二区三区激情视频| 亚洲熟女精品中文字幕| 伊人久久大香线蕉亚洲五| 亚洲综合色惰| 精品一区二区三卡| 激情五月婷婷亚洲| 十八禁网站网址无遮挡| 大片免费播放器 马上看| 成年美女黄网站色视频大全免费| 欧美日韩av久久| 街头女战士在线观看网站| 亚洲美女搞黄在线观看| 少妇的丰满在线观看| 午夜免费男女啪啪视频观看| 精品少妇久久久久久888优播| 亚洲人成77777在线视频| 欧美国产精品va在线观看不卡| 婷婷色麻豆天堂久久| 中文字幕亚洲精品专区| 亚洲美女视频黄频| 精品国产一区二区三区四区第35| av天堂久久9| 看十八女毛片水多多多| 超碰成人久久| 超色免费av| 老熟女久久久| 熟女少妇亚洲综合色aaa.| 久久久久久久久久久免费av| 国产亚洲一区二区精品| 国产激情久久老熟女| 国产熟女欧美一区二区| 亚洲国产成人一精品久久久| 国产精品一区二区在线不卡| 国产福利在线免费观看视频| 亚洲国产精品国产精品| 看免费av毛片|