栽培因素對寒地超級稻產(chǎn)量和品質的影響

劉傳增

（黑龍江省農業(yè)科學院齊齊哈爾分院，黑龍江 齊齊哈爾 161006）

超級稻是指在抗性和米質與對照品種（組合）相仿的基礎上，產(chǎn)量有大幅度提高的新品種（組合）?？茖W合理的肥料運籌和適宜的種植密度是獲取水稻高產(chǎn)的重要栽培措施，在生產(chǎn)中必須根據(jù)水稻生理特性，協(xié)調各元素施用量以及與密度關系，才會使水稻產(chǎn)量潛力得到充分發(fā)揮；同時稻米品質特性除受遺傳因素控制外，受營養(yǎng)元素影響較大，但不同品種對營養(yǎng)元素的敏感程度存在差異[1]。因此如何通過栽培因子將超級稻的高產(chǎn)、廣抗、優(yōu)質的優(yōu)點發(fā)揮出來尤為重要。多年來，對于提高水稻產(chǎn)量、品質問題前人做了大量研究，并提出許多有價值的結論。崔玉亭等研究認為，水稻產(chǎn)量和品質性狀都與參試品種特性有關[2]；王伯倫等認為適當稀播，少本插或擴大穴距，容易獲得高產(chǎn)[3]；還有研究認為水稻品質好壞主要體現(xiàn)在蛋白質、淀粉、直鏈淀粉、粘稠度等的含量狀況[4-6]。但這些研究大多是針對品種類型、施肥量、水分等單一因子，或營養(yǎng)元素、播種量以及栽培密度等多因子對產(chǎn)量的影響進行，而對于多因子處理條件下品質的變化規(guī)律研究較少，且對寒地超級稻的綜合研究更少。對此，本試驗選用有較大推廣面積和廣泛代表性的寒地超級稻品種龍粳21為試材，采用三因素的回歸設計和相關分析對水稻的產(chǎn)量、品質進行研究，旨在為寒地超級稻高產(chǎn)優(yōu)質栽培提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

供試品種為龍粳21。試驗于2010年在黑龍江省農業(yè)科學院齊齊哈爾分院試驗田進行，供試土壤理化性狀：有機質27.8 g·kg-1，全氮1.22 g·kg-1，堿解氮 113.5 mg·kg-1，速效氮 26.3 mg·kg-1，速效鉀117.4 mg·kg-1， pH 7.2。 該 地 區(qū) 年 積 溫 2 500～2 700℃，年降雨量在400～550 mm之間，生長期降水量一般在350～480 mm之間，占年降水量的85%以上。

1.2 試驗設計

試驗采用二次回歸通用旋轉組合設計進行田間小區(qū)試驗，進行不同氮肥、鉀肥施用量及不同密度三因素對水稻產(chǎn)量和品質的影響研究，共20個小區(qū)，因子編碼水平見表1。氮肥施用時期及比例為底肥∶返青分蘗肥∶穗肥∶粒肥＝3∶3∶3∶1，鉀肥施用時期及比例為底肥一半，齊穗后一半，磷肥為底肥一次性施入純磷（P2O5）46.0 kg·hm-2，各處理相同。

1.3 測定項目

成熟期每處理選6 m2實割進行產(chǎn)量實測。稻米品質主要考察蛋白質含量、直鏈淀粉含量、膠稠度、整精米率、堊白米率、堊白度和食味評分，各指標均參考《中華人民共和國農業(yè)部標準（NY 147-88）米質測定方法》進行測定。所得數(shù)據(jù)采用Excel 2003處理，并采用DPS 8.01進行統(tǒng)計分析。

表1 因子編碼與實際水平Table1 Factor code and the actual level

2 結果與分析

2.1 栽培因子對超級稻產(chǎn)量的影響

2.1.1 產(chǎn)量與各因子數(shù)學模型的建立和檢驗

將表2中龍粳21的試驗結果錄入DPS軟件，得到數(shù)學模型回歸方程：

從表3中可以看出，對建立的方程進行失擬性檢驗（P＞0.05），失擬不顯著，表明其他試驗因素對試驗結果影響不大；對方程顯著性檢驗（P＜0.01），回歸方程極顯著，說明回歸方程與實際情況擬合的較好，且選擇的因素（水平）是恰當?shù)?，無失控因子，可以進行預報。得出剔除a＝0.10顯著水平不顯著的項，簡化后的回歸方程：

2.1.2 單因子效應分析

由于回歸設計中各因子處理均已經(jīng)過無量線性編碼，偏回歸系數(shù)已標準化，其絕對值的大小可直接反映謀劃變量（Xi）對產(chǎn)量（Y）效應的作用程度。根據(jù)所建數(shù)學模型，本試驗中各因素對產(chǎn)量影響的大小順序為：氮肥施用量（X2）＞密度（X1）＞鉀肥施用量（X3），說明決定龍粳21產(chǎn)量的主要因子是氮肥施用量和種植密度，其次為鉀肥施用量。

對各因子與產(chǎn)量的效應做進一步分析，采用降維法將其余各因子假定在0水平，導出某一變量與產(chǎn)量的關系式：

在-1.6818～1.6818水平編碼范圍內，對各因子與產(chǎn)量的關系作函數(shù)圖形。從圖1可以看出，氮肥對于水稻增產(chǎn)作用明顯，但是一味增加氮肥施用量產(chǎn)量不增反降，氮肥施用量過少則前期營養(yǎng)不足、分蘗較差達不到有效穗數(shù)，產(chǎn)量大幅下降；氮肥施用量過多則前期生長過旺、無效分蘗多、生育期延遲易貪青晚熟，產(chǎn)量同樣不會高。由于龍粳21穗粒數(shù)多、結實率較高但分蘗力不是很強，所以插秧密度對產(chǎn)量影響較大。

表2 二次回歸通用旋轉組合設計的試驗結果Table2 Results of quadratic general rotatory combination design (kg·hm-2)

表3 試驗結果方差分析Table3 Variance analysis of test results

2.1.3 互作效應分析

利用已建立的3因素數(shù)學模型，把X3固定在0水平，便可獲得X1和X2對產(chǎn)量的效應子模型：Y＝608.95+41.69X1+46.2X2-0.53X12-25.1X22+9.13X1X2；把X2固定在0水平，便可獲得X1和X3對產(chǎn)量的效應子模型Y＝608.95+41.69X1+28.11X3-0.53X12-3.36X32+5.38X1X3；把X1固定在0水平，便可獲得X2和X3對產(chǎn)量子模型：Y＝608.95+46.2X2+28.11X3-25.1X22-3.36X32+1.88X2X3，將各因子的不同取值代入方程計算產(chǎn)量并繪成圖。

從圖2插秧密度與氮肥互作對水稻產(chǎn)量的影響可以看出，密度和氮肥互作與產(chǎn)量呈正相關，無論氮肥在什么水平，產(chǎn)量都會隨著密度的增加而增加，在低密度時產(chǎn)量會隨著氮肥增加而不斷增加，而在高密度時氮肥超過1.000水平產(chǎn)量又會下降，最高值出現(xiàn)在密度1.6818水平和氮肥1.000水平時，為700.056。因此可以得出高密度和中高水平的氮肥相互配合更容易獲得較高的產(chǎn)量。

從圖3插秧密度與鉀肥互作對水稻產(chǎn)量的影響可知，密度和鉀肥互作與產(chǎn)量呈正相關，當鉀肥在低水平時產(chǎn)量隨著密度的增加變化不明顯，當鉀肥在高水平時產(chǎn)量會隨著密度的增加而顯著提高，最高值出現(xiàn)在密度1.6818水平和鉀肥1.6818水平時，最大值為726.109。因此可以得出高密度和高水平的鉀肥相互配合更容易獲得較高的產(chǎn)量。

圖1 單因子產(chǎn)量的函數(shù)關系Fig.1 Function of factors and yield

圖2 插秧密度與氮肥量對產(chǎn)量的影響Fig.2 Effects of planting density and nitrogen fertilizer on yield

圖3 插秧密度與鉀肥量對產(chǎn)量的影響Fig.3 Effects of planting density and potassium fertilizer on yield

從圖4氮肥與鉀肥互作對水稻產(chǎn)量的影響可以看出，氮肥和鉀肥互作與產(chǎn)量呈正相關，當鉀肥在低水平時產(chǎn)量都會隨著氮肥的增加而先增加后明顯下降，當鉀肥在高水平時產(chǎn)量會隨著氮肥增加而增加，并且在氮肥超過1.000水平產(chǎn)量下降不明顯，可見高鉀肥可以緩解高氮肥對產(chǎn)量造成的不利影響，最高值出現(xiàn)在氮肥1.000水平和鉀肥1.6818水平時，最大值為677.281。因此可以得出中高氮肥和高水平的鉀肥相互配合更容易獲得較高的產(chǎn)量。

圖4 氮肥量與鉀肥量對產(chǎn)量的影響Fig.4 Effects of nitrogen and potassium fertilizer on yield

2.1.4 栽培方案的模擬尋優(yōu)

利用簡化產(chǎn)量為目標的回歸方程在-1.6818≤Xi≤1.6818區(qū)間中用計算機尋求最高產(chǎn)量的栽培方案，得到最高指標時各個因素組合：X11.6820、X21.0000、X31.6820、Ymax747.4200。但在實際生產(chǎn)應用中，優(yōu)化的因素組合若固定在某一個具體取值時，操作較難，可行性不強，只有在一定變化范圍內獲得某一目標產(chǎn)量的栽培技術措施組合，才具有應用價值。利用頻數(shù)分析法，對其產(chǎn)量大于685.0 kg·hm-2的13個方案進行頻數(shù)分析，從表4可以看出：龍粳21號產(chǎn)量大于685.0 kg·hm-2的栽培方案為:密度26.1～27.7穴·m-2、施氮量8.4～10.9 kg·hm-2、施鉀量5.1～6.3 kg·hm-2。按此栽培方案有95%的可能高于685.0 kg·hm-2。

表4 大于685.0 kg·hm-2的13個方案中各個因子取值及頻率分布Table4 Frequency distribution for different variable levels above 685.0 kg·hm-2Longjing21 yield

2.2 栽培因素對超級稻品質的影響

2.2.1 各因子與水稻主要品質性狀的關系

此試驗采用二次多項式逐步回歸法來分析不同肥料密度對水稻品質性狀的影響，從多元回歸模型可以看出（見表5），各回歸方程的決定系數(shù)（R2）都在0.6以上，表明所得的回歸方程具有較高的決定程度。蛋白質含量會隨著施氮量的增加而提高，二者呈顯著正相關關系，密度的增加會降低蛋白質含量。直鏈淀粉含量隨施鉀量和施氮量增加而先降低后上升，隨密度增加而下降，但不明顯。膠稠度有隨著密度、施氮量、施鉀量的增加而下降的趨勢，尤其是與施氮量呈顯著的負相關關系，因此施肥過多或者插秧過密都會降低膠稠度，使得米飯變硬。

表5 處理因子與主要品質性狀間的多元回歸模型Table5 Multiple regression model of processing factor on the main quality traits

整精米率隨施鉀量的增加而顯著提高，但與施氮量和密度均呈先上升后下降的二次曲線關系。堊白米率、堊白度隨氮肥增加而先下降后上升，增加密度會提高堊白米率；兩個品種密度與施氮量的交互項都為負值，表明在施氮量過多情況下降低密度可以降低堊白米率、堊白度。分析其原因發(fā)現(xiàn)，氮肥施用量過少則群體生長不足，造成整精米率下降，堊白米率、堊白度上升；相反氮肥施用量過多，則群體生長過旺，田間通風透光條件差，病害及倒伏加重，群體惡化，生育期延遲，易貪青晚熟水稻灌漿不充分，同樣會降低整精米率和增加堊白米率、堊白度。

2.2.2 主要品質性狀間及與食味評分的相關分析

從主要品質性狀與食味評分的相關性分析可以看出（見表6），蛋白質含量和直鏈淀粉含量對食味評分有顯著的負相關作用，相關系數(shù)分別為-0.5328和-0.0598；膠稠度與食味評分呈極顯著的正相關，相關系數(shù)為0.8762；整精米率、堊白米率及堊白度對食味評分無顯著關系，影響相對較小。品質性狀與食味評分的影響程度順序為：膠稠度＞蛋白質含量＞堊白米率＞直鏈淀粉含量＞整精米率＞堊白度，可以看出影響食味評分的主要性狀是膠稠度，其次為蛋白質含量等。但是蛋白質含量、直鏈淀粉含量都與膠稠度呈顯著的負相關，增加施氮量可以提高稻米的營養(yǎng)品質，但卻降低了膠稠度，從而降低稻米食味品質，所以要平衡蛋白質含量、直鏈淀粉含量和膠稠度，就要選擇適量的氮肥，鉀肥也不宜過高。

表6 主要品質性狀間及與食味評分的相關系數(shù)Table6 Correlation coefficients between the main quality traits and taste scores

整精米率與堊白米率和堊白度之間都存在極顯著的負相關，相關系數(shù)為-0.6750和-0.7119，由于較高或較低氮肥情況下都會降低整精米率及增加堊白米率、堊白度，因此只要合理的施用氮肥，可以同時獲得較高的整精米率和較低的堊白米率、堊白度。

2.2.3 主要品質性狀與食味評分的通徑分析

通過各主要品質性狀間及與食味評分的相關分析明確了總的作用程度，但這是一種平行關系，為進一步分析品質性狀對食味評分的具體作用途徑及方式，筆者采用了通徑分析，其結果列于表7。

表7 主要品質性狀與食味評分的通徑系數(shù)Table7 Path coefficients between the main quality traits and taste scores

由表7可知，膠稠度對食味評分直接作用最大，間接作用較小，說明主要以直接作用影響食味評分；蛋白質含量直接作用和間接作用都有一定影響，間接作用主要通過堊白米率和膠稠度的負相關作用來影響食味評分；直鏈淀粉含量則間接作用明顯大于直接作用，并且主要是通過膠稠度來影響食味評分的。整精米率、堊白米率及堊白度對食味評分影響較小并且主要是通過膠稠度的間接作用。由此可以看出膠稠度是直接和間接影響食味評分的最主要因子，要提高稻米的食味評分必須先提高膠稠度，協(xié)調好蛋白質含量、直鏈淀粉含量和膠稠度之間矛盾。在最優(yōu)的栽培方案內，應盡量降低肥料和密度來提高稻米的食味評分。

3 討論與結論

王慧新等研究結果表明，產(chǎn)量與氮肥施用量呈二次曲線趨勢，氮肥施用量過多，會導致水稻產(chǎn)量下降[7]。戴平安等研究認為在一定范圍內施氮量與產(chǎn)量呈單峰曲線[1]。這些與本試驗的研究結果一致，此研究中產(chǎn)量最高時氮肥出現(xiàn)在1水平。單因素試驗結果也表明，氮肥對于水稻增產(chǎn)作用明顯，但過高或過低施用氮肥均很難獲得高產(chǎn)。

此研究結果表明各因素對龍粳21產(chǎn)量影響順序為：氮肥施用量（X2）＞密度（X1）＞鉀肥施用量（X3），可見影響產(chǎn)量的最重要因子是氮肥施用量，這正與薛應征等研究一致[8-10]；但是在本試驗中，密度對產(chǎn)量影響作用大于鉀肥，這是由于龍粳21相對分蘗力不強，密度的變化會造成其產(chǎn)量的大幅波動，這與吳春贊等研究結果相似[11]，但與薛應征等研究不同[8]。由此可見不同類型品種對密度的反應不同，不能一概而論。

金正勛等研究認為增加氮肥會降低稻米的直鏈淀粉含量[12]；張國發(fā)等研究認為鉀肥與直鏈淀粉含量呈顯著的負相關[13]，這與此試驗研究結果不同。本試驗認為氮肥和鉀肥與直鏈淀粉含量呈二次曲線關系，這有可能是因為所選擇的品種類型不一樣，得出的結論有所不同。大部分研究認為氮肥可以顯著增加蛋白質含量，這與本試驗結果一致，但施氮、鉀肥過多或者插秧過密都會降低膠稠度，從而降低食味品質。此研究還發(fā)現(xiàn)整精米率、堊白米率、堊白度與氮肥呈二次曲線關系，鉀肥可以提高整精米率，在高密度情況下整精米率往往較低。通過相關分析和通徑分析，筆者發(fā)現(xiàn)，膠稠度是直接和間接影響食味評分的最主要因子，因此要提高稻米的食味評分必須先提高膠稠度，這就要求在最優(yōu)的栽培方案內，盡量降低肥料和密度來提高稻米的食味評分。此研究覺得堊白米率、堊白度對食味評分作用不明顯，直鏈淀粉含量與食味評分直接相關不明顯，并且施肥時期的變化，排灌水方式的不同都可能引起稻米品質的變化，有待進一步研究。

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