土壤養(yǎng)分與板栗結(jié)實性狀的逐步回歸分析

余榕然

(將樂縣林業(yè)局，福建 三明 353300)

土壤養(yǎng)分與板栗結(jié)實性狀的逐步回歸分析

余榕然

(將樂縣林業(yè)局，福建 三明 353300)

本文對三明市將樂縣5個樣地板栗林的結(jié)實性狀和供試土壤養(yǎng)分進(jìn)行研究，采用逐步回歸分析方法探討了土壤養(yǎng)分與板栗果實結(jié)實性狀之間的關(guān)系，旨在找出影響板栗果實品質(zhì)的主要土壤因子。結(jié)果表明，5個樣地土壤養(yǎng)分和結(jié)實性狀變異存在較大相關(guān)性，有機(jī)質(zhì)、全N、水解N、全K、有效P和果高、果寬和籽粒數(shù)的差異性達(dá)到了顯著相關(guān)性水平。同時，板栗的結(jié)實性狀與土壤養(yǎng)分存在較大和較復(fù)雜的相關(guān)性，N、P、K、有機(jī)質(zhì)對不同結(jié)實性狀起大小不一的正負(fù)效應(yīng)，速效K是影響板栗結(jié)實性狀的首要指標(biāo)，水解N和全N次之，有機(jī)質(zhì)和全P影響較小。

板栗；土壤養(yǎng)分；結(jié)實性狀；逐步回歸分析

板栗（Castanea mollissima），原產(chǎn)我國，是我國最早栽培利用、具有極高經(jīng)濟(jì)價值的經(jīng)濟(jì)樹種，以抗病能力強(qiáng)、栗實含糖高、糯性強(qiáng)和澀皮易剝離等特點深受國內(nèi)外消費者喜愛，素有“木本糧食”之稱[1]，分布地域廣，品種資源多[2-3]。北起遼寧的鳳城（約在40° 30′N），南至海南島（約在18°30′N），最低海拔不足50 m的沿海平原和最高海拔2 800 m的云貴高原均有種植[4-5]。雖然板栗分布區(qū)域性強(qiáng)，但是不同產(chǎn)地板栗生長情況不一致，產(chǎn)量和質(zhì)量差異也相對較大，給板栗大面積推廣栽種造成了極大的困難。在板栗生產(chǎn)實踐中，管理粗放，重栽培輕管理，豐產(chǎn)栽培技術(shù)不配套等原因?qū)е掳謇鯌?yīng)有的生產(chǎn)潛力沒有得到充分發(fā)揮，其中盲目施肥、樹體營養(yǎng)失調(diào)是制約板栗產(chǎn)量提高和品質(zhì)改善的重要因素。

土壤養(yǎng)分狀況和板栗不同生長時期的養(yǎng)分需求與施肥量密切相關(guān)，不僅是決定板栗品質(zhì)好壞的重要因素，又是生產(chǎn)中較易控制的因子。據(jù)此，本文通過對三明市將樂縣5個樣地的板栗林抽樣調(diào)查，采用逐步回歸分析方法，比較研究不同樣地的土壤養(yǎng)分狀況與結(jié)實性狀的相關(guān)性，找出影響板栗結(jié)實性狀的主要土壤因子，為板栗定向培育、提高果實品質(zhì)和板栗生產(chǎn)實踐中優(yōu)質(zhì)種源育種和高效栽培提供參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 調(diào)查區(qū)概況

試驗地位于將樂縣，117°16′50″E，26°33′21″N，屬亞熱帶季風(fēng)氣候區(qū)，溫和濕潤，雨量充沛，冬寒期短，無霜期227～269 d。年平均氣溫18.4℃，降雨量1 600～1 900 mm，日照時間1 761.1 h，相對濕度81%。試驗所選的5個成熟板栗林樣地分別為：將樂國有林場（明頭山工區(qū)，61林班5大班5小班）、將樂樓杉國有林場（樓杉工區(qū)，51林班4大班3班）、將樂鄧坊國有林場（琵琶丘工區(qū)，47林班1大班5小班）、將樂縣古鏞鎮(zhèn)文曲村（13林班12大班8小班）、將樂縣萬安鎮(zhèn)寺許村（29林班6大班2小班）。

1.2 材料與樣品采集

土樣采集：于2012年10月初對土壤樣品進(jìn)行采集，綜合考慮不同板栗林地立地條件等因素，采用蛇形采樣法多點取樣。采集0～40 cm土層，每個土樣為5～8個采集點的混合土樣，用四分法取適量于樣品袋中帶回實驗室，立即風(fēng)干，除去植物根系、石塊等，研磨、過篩、貯存?zhèn)溆谩?/p>

果樣采集：試驗樣地采用相對一致的管理措施，板栗均為來自同一種源的7年生嫁接樹。于2012年9中旬至10月上旬板栗生理成熟期采集，分別在土壤取樣樹樹冠四個方位隨機(jī)采集果實飽滿、無病蟲害，色澤正常的樣品50個。

1.3 試驗方法

土壤養(yǎng)分測定：水解性N用堿解——擴(kuò)散法；全N用半微量凱氏定N法；有效P用鹽酸——硫酸浸提法；全P用堿熔——鉬銻抗比色法；速效K用乙酸銨浸提——原子光譜吸收法；全K用NaOH熔融——原子光譜吸收法[6]；有機(jī)質(zhì)用重鉻酸K容量法——稀釋熱法[7]。

果實采回后用游標(biāo)卡尺測量果高、果寬。果形指數(shù)=果高/果寬，果形指數(shù)是0.60～0.79為扁圓形，0.80～0.89為圓形或近圓形，0.90～0.99為橢圓形或圓錐形，1.00以上為長圓形。

1.4 數(shù)據(jù)處理方法

用DPS 7.5數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)對板栗結(jié)實性狀差異及土壤養(yǎng)分狀況進(jìn)行統(tǒng)計分析，對結(jié)實性狀與土壤養(yǎng)分的相關(guān)性進(jìn)行逐步回歸分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 不同采樣點土壤養(yǎng)分分布差異性

表1 土壤養(yǎng)分的統(tǒng)計和差異性分析 >/（mg·kg-1）

土壤中的N、P、K及有機(jī)質(zhì)的含量與樹體生長、產(chǎn)量增加和品質(zhì)生長提高密切相關(guān)，土壤物理性狀通過影響根系活力來影響樹體對養(yǎng)分的吸收[8]。由表1可知，5個樣地的全N含量集中于1 089.75～1 932.80 mg/kg，變異系數(shù)為23.77%。水解性N含量集中在98.76～188.68 mg/kg之間，變異系數(shù)為28.55%，總體處于中低水平。5個樣地土壤的全K含量在6 338.42～30 079.45 mg/kg之間，變異系數(shù)為55.37%，變化程度較大。速效K含量在3.38～8.91 mg/kg之間，變異幅度為36.18%。5個板栗樣地的土壤全P含量處于68.16～183.59 mg/kg之間，變異系數(shù)為48.27%，土壤嚴(yán)重缺P。土壤中有效P含量的變化范圍在1.04～10.47 mg/kg之間，其中4個樣地的含量低于10.00 mg/kg，屬嚴(yán)重缺乏，有效P較其他土壤養(yǎng)分變異幅度最大，變異系數(shù)為70.72%。不同樣地的有機(jī)質(zhì)含量變化差異較大，變異系數(shù)為32.78%，變化范圍在13 184～29 776 mg/kg之間，含量總體處在中等水平。由方差分析結(jié)果可知，5個樣地間養(yǎng)分元素存在較大變異。除速效K和全P以外，有機(jī)質(zhì)、全N、水解N、全K、有效P在5個樣地間為極顯著差異。

2.2 板栗果實結(jié)實性狀差異

表2 不同樣地板栗結(jié)實性狀多重比較結(jié)果

對5個樣地板栗的結(jié)實性狀進(jìn)行方差分析和多重比較的結(jié)果見表2。板栗結(jié)實性狀在不同樣地存在顯著差異，變異系數(shù)在6.99%～33.28%的范圍內(nèi)，籽粒數(shù)的變異系數(shù)最大，果徑、果寬、單果籽粒數(shù)在地區(qū)間差異達(dá)到極顯著水平。其中，果高的最大值為3.98 cm，最小值為3.27 cm，樣地1與樣地2和樣地5的差異性達(dá)到了極顯著水平，與樣地3和樣地4的差異性為顯著水平；果寬的最大值為樣地1（3.93 cm），最小值為樣地5（3.19 cm），樣地1、樣地3與樣地5的差異性為極顯著水平；果形指數(shù)的最大值為樣地3（1.03），為長圓形，最小值的樣地4（0.96）為扁圓形，樣地2與樣地3的差異性為顯著水平；樣地1和其他4個樣地的單果籽粒數(shù)的差異性達(dá)到了極顯著水平，平均單果籽粒數(shù)的最大值為樣地5（3.35個），最小值為樣地2（1.58個）。

2.3 土壤養(yǎng)分與板栗果實結(jié)實性狀的影響分析

表3 土壤養(yǎng)分與板栗結(jié)實性狀之間的相關(guān)性分析

2.3.1 土壤養(yǎng)分與板栗結(jié)實性狀的相關(guān)分析

由相關(guān)性分析（表3）可知，水解性N與果寬、果高為顯著負(fù)相關(guān)，水解性N對板栗的大小起抑制作用；結(jié)實性狀之間也存在非常明顯的相關(guān)性，果寬、果高和籽粒數(shù)為顯著正相關(guān)，其中果高與籽粒數(shù)為極顯著正相關(guān)，即果寬和果高越大，板栗果實的個頭越大，板栗單果中籽粒數(shù)會增加。果寬是果實形態(tài)中最重要的指標(biāo)，與果高、籽數(shù)存在極顯著正相關(guān)關(guān)系，與果形指數(shù)呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[9]。在板栗優(yōu)株初選過程中，可根據(jù)板栗的結(jié)實性狀來做初步的判斷，減少工作量，為進(jìn)一步板栗果實外部形態(tài)研究以及果實外部形態(tài)特征與產(chǎn)量及營養(yǎng)成分的相關(guān)性的研究提供了參考價值。

由上述分析，板栗果實結(jié)實性狀之間相關(guān)極高，受土壤養(yǎng)分影響是較為復(fù)雜的。將影響板栗果實品質(zhì)的土壤養(yǎng)分元素與果實性狀進(jìn)行逐步回歸分析，剔除對果實結(jié)實性狀影響較小的因子，得到影響板栗果實品質(zhì)的主要土壤養(yǎng)分因子及回歸方程，并進(jìn)行F檢驗，從而分析土壤養(yǎng)分與板栗果實結(jié)實性狀的影響關(guān)系。選擇的土壤養(yǎng)分因子分別為：X1，全N；X2，水解N；X3，全P；X4，有效P；X5，全K；X6，速效K；X7，有機(jī)質(zhì)。因變量Y代表回歸方程對應(yīng)的板栗果實結(jié)實性狀：果寬、果高、果形指數(shù)、單果籽粒數(shù)。

2.3.2 土壤養(yǎng)分與板栗果實結(jié)實性狀的逐步相關(guān)分析

（1）土壤養(yǎng)分與板栗果寬的逐步回歸分析

通過上述幾個土壤養(yǎng)分因子對板栗的果寬進(jìn)行逐步回歸分析，經(jīng)過因子篩選后，得到回歸方程：

顯著性檢驗F值為7.142，P值為0.035 5，達(dá)到顯著水平，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R為0.778 2，偏相關(guān)系數(shù)r和通徑系數(shù)均為-0.839 2。從方程（1）可得，板栗果寬與速效K成負(fù)相關(guān)，速效K含量的變化對果寬的影響較大。調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R為0.778 2，擬合程度不高，速效K不是影響果寬的直接因素。果實膨大期對K的需求量多，而K元素能促進(jìn)果實的膨大是間接作用的結(jié)果。結(jié)果表明：隨速效K含量的增加對果實橫向生長起抑制作用，促進(jìn)果實膨大效果不顯著。

（2）土壤養(yǎng)分與板栗果高的逐步回歸分析

根據(jù)養(yǎng)分對板栗果高的影響進(jìn)行逐步回歸分析，得到下列回歸方程：

顯著性F值為61.409 5，P值為0.016，達(dá)到顯著水平。調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R為0.983 8，偏相關(guān)系數(shù)分別為：r（y，X2）=-0.991，r（y，X7）=0.958

方程（2）表明，水解N、有機(jī)質(zhì)對板栗果高影響較大，其中水解N與板栗果高成強(qiáng)負(fù)相關(guān)，有機(jī)質(zhì)成強(qiáng)正相關(guān)。

通徑分析結(jié)果表明，水解N對板栗果高的作用最重要（q2=-0.945 8），其次是有機(jī)質(zhì)（q7=0.425 7），與偏相關(guān)分析結(jié)果一致。分析間接通徑系數(shù)q2→q7→y=0.048 5，說明水解N的增加會使有機(jī)質(zhì)的增加，又會使得果高值增加，但效果不明顯。有機(jī)質(zhì)增加會影響水解N含量下降q7→q2→y=-0.107 8，從而使果高值變小。有機(jī)質(zhì)與水解N之間的矛盾應(yīng)重視。提高板栗果高需重視有機(jī)肥與N肥的合理搭配。合理增施有機(jī)肥有利于果實的膨大，但過多施用則會使果高值降低。只強(qiáng)調(diào)施用N肥而減少有機(jī)肥的含量也不利于果實的縱向生長。水解性N與果高成負(fù)相關(guān)的原因可能是N含量過多導(dǎo)致徒長，對果實有害無益，出現(xiàn)果實發(fā)育停滯。在一定程度上，N肥含量與果高成正相關(guān)，超過一定限度后呈負(fù)相關(guān)。

（3）土壤養(yǎng)分與果形指數(shù)的逐回歸分析

對板栗果形指數(shù)進(jìn)行土壤養(yǎng)分因子的多元線性回歸分析，經(jīng)因子篩選后只剩下X1一個因子，其回歸方程是：

顯著性F值為4.913 9，P值為0.013，達(dá)到顯著水平。調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)是0.703 2。偏相關(guān)系數(shù)r（y，X1）和通徑系數(shù)均為-0.788。可見，果形指數(shù)與全N成弱負(fù)相關(guān)關(guān)系，即全N含量增加果形指數(shù)隨之減小。果形指數(shù)與果高成正相關(guān)，從方程（2）可知果高與水解N成負(fù)相關(guān)，因此，土壤中的N含量主要通過影響果實果高來影響果形指數(shù)，但全N不是影響果形指數(shù)的主要因子。

（4）土壤養(yǎng)分與單果籽粒數(shù)的逐步回歸分析

板栗果實單果籽粒數(shù)與土壤養(yǎng)分進(jìn)行逐步回歸分析，得到回歸方程：

顯著性F值是2.050 1，P值為0.024 7，達(dá)到顯著水平。調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R為0.456，偏相關(guān)系數(shù)和通徑因子系數(shù)均為-0.637。速效K是影響單果籽粒數(shù)的主要因子，兩者之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系，即提高速效K含量會降低板栗的籽粒數(shù)。調(diào)整系數(shù)為0.456，說明速效K不是影響板栗單果籽粒數(shù)的關(guān)鍵因子。

3 結(jié)論與討論

（1）對供試的板栗結(jié)實性狀和土壤養(yǎng)分進(jìn)行統(tǒng)計和差異分析，5個樣地土壤養(yǎng)分和結(jié)實性狀存在較大變異，有機(jī)質(zhì)、全N、水解N、全K、有效P、果高、果寬和籽粒數(shù)的差異性達(dá)到了顯著性水平。除有機(jī)質(zhì)外，5個樣地土壤養(yǎng)分含量相對較低，尤其是N、P元素嚴(yán)重缺乏。由于板栗屬于高錳植物，喜微酸性土壤，而酸性土壤抑制了有效P的釋放，因此樣地間普遍P含量水平低，所以各地區(qū)的差異性不顯著，表明地區(qū)差異對P含量的影響不大。有研究指出，土壤有機(jī)質(zhì)含量高低與所處的氣候條件有關(guān)，高溫高濕的氣候條件加快有機(jī)質(zhì)的分解[10]。福建為亞熱帶海洋性季風(fēng)氣候，冬暖夏涼，因此絕大部分土壤有機(jī)質(zhì)含量均處于中等偏上水平。干旱或水分過多也會限制土壤微生物的活動能力，從而降低有機(jī)質(zhì)的分解[11]。板栗結(jié)實性狀的變異情況在樣地間有不同的變異系數(shù)，樣地1和樣地3變異幅度較大，其次是樣地2，樣地4和樣地5相對較低。

（2）通過相關(guān)性分析，有機(jī)質(zhì)與N含量變化一定程度上成正相關(guān)，土壤供N能力與土壤有機(jī)質(zhì)密切相關(guān)，提高土壤有機(jī)質(zhì)能有效增強(qiáng)土壤的供N能力[12]。水解性N對板栗的大小起抑制作用，板栗果實的個頭越大，板栗單果中籽粒數(shù)會增加，果寬與果高、籽粒數(shù)存在極顯著正相關(guān)關(guān)系，與果形指數(shù)呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，板栗的結(jié)實性狀之間以及與土壤養(yǎng)分存在較大和較復(fù)雜的相關(guān)性。

（3）對板栗的結(jié)實性狀與土壤養(yǎng)分進(jìn)行逐步回歸分析表明，土壤養(yǎng)分含量與板栗結(jié)實性狀密切相關(guān)。速效K是影響結(jié)實性狀最重要營養(yǎng)元素，其次是全N和水解N，全P和有機(jī)質(zhì)在一定程度上也會影響其結(jié)實性狀。在板栗生產(chǎn)實踐中，為提高板栗品質(zhì)，無機(jī)肥料和有機(jī)肥料應(yīng)綜合利用，N、P、K肥之間的比例需合理搭配。過多單一肥料，造成養(yǎng)分的比例失衡，不但果實品質(zhì)提高效果不佳甚至?xí)?dǎo)致品質(zhì)下降。

（致謝：感謝福建省林業(yè)科學(xué)研究所對采集土壤樣品進(jìn)行養(yǎng)分分析。）

[1]高海生，常學(xué)東，蔡金星，等.我國板栗加工產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)狀與發(fā)展趨勢[J].中國食品學(xué)報，2006，6（1）:429-436.

[2]柳夔.世界板栗業(yè)及21世紀(jì)我國板栗發(fā)展的思考[J].河北林果研究，1999，14（1）:89-92.

[3]陳佳佳，石卓功.云南板栗花粉形態(tài)、萌發(fā)率和果實特性的研究[J].中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報，2009，29（6）:152-155.

[4]陳建華，羅麗華，蘇冬梅，等.不同板栗品種的組培技術(shù)[J].中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報，2007，27（6）:83-87.

[5]蘭彥平，劉建玲，劉金海，等.北京市懷柔區(qū)九渡河鎮(zhèn)古板栗資源調(diào)查[J].經(jīng)濟(jì)林研究，2013，31（3）:161-165.

[6]張萬儒.森林土壤分析方法國家標(biāo)準(zhǔn)[S].北京:中國標(biāo)準(zhǔn)出版社，1987.

[7]魯如坤.土壤農(nóng)業(yè)化學(xué)分析方法[M].北京:中國農(nóng)業(yè)科技出版社，2000.

[8]劉科鵬，黃春輝，冷建華，等.獼猴桃園土壤養(yǎng)分與果實品質(zhì)的多元分析[J].果樹學(xué)報，2012，29（6）：1047-1057.

[9]許洋，李保國，王森，等.栽培條件與板栗籽品質(zhì)相關(guān)性研究概況[J].經(jīng)濟(jì)林研究，2009，27，（4）:108-113.

[10]郭家文，劉少春，王龍，等.25年來兩類植蔗土壤肥力演變及原因分析——以云南隴川農(nóng)場為例[J].土壤，2010，42（2）:219-223.

[11]王彥輝.環(huán)境因子對挪威森林土壤有機(jī)質(zhì)分解過程中重量和碳的氣態(tài)損失影響及模型 [J].生態(tài)學(xué)報，1999，5: 53-58.

[12]陳朝陽，陳志厚，吳平，等.南平植煙土壤有機(jī)質(zhì)狀況及其土壤養(yǎng)分的關(guān)系 [J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011，39（19）: 11547-11550.

（責(zé)任編輯：楊婷婷）

Stepwise Regression Analysis on the Soil Nutrients and Fruiting Characters of Castanea mollissima

YU Rongran
(Forestry Bureau of Jiangle County,Sanming 353300,FuJian,China)

This paper studied the fruiting characters of the Castanea mollissima plantations in 5 sample plots in Jiangle County,Sanming and the soil nutrients in the plots.Stepwise regression analysis was adopted to explore the correlation between the soil nutrients and the chestnut fruiting characters with the aim of finding out the major soil factors affecting chestnut fruit qualities.The results showed that there were significant correlation between the soil nutrients and the fruiting character variations,and organic matter,total nitrogen,hydrolyzable nitrogen,total potassium and available phosphorus were significantly correlated with the fruit height,fruit width and seed number in a fruit.Meanwhile,there were significant and complicated correlation between the chestnut fruiting characters and the soil nutrients and N,P,K and organic matter had mixed positive or negative effects on the fruiting characters,of which available potassium was the leading indicator,followed by hydrolyzable nitrogen and total nitrogen while organic matter and total phosphate had the least effects.

Castanea mollissima;Soil nutrients;Fruiting characters;Stepwise regression analysis

S664.2

A

2095-0152（2015）04-0019-05

2015-06-20

2015-08-10

余榕然(1973- )，男，工程師，從事森林培育、保護(hù)利用研究。E-mail:1985150249@qq.com