密度、氮肥及硼肥對(duì)紫色辣椒鳳紫運(yùn)1號(hào)的產(chǎn)量效應(yīng)分析

隋益虎，胡能兵，唐金寶

(安徽科技學(xué)院 農(nóng)學(xué)院，安徽 鳳陽 233100)

辣椒(CapsicumannuumL.)是一種世界性蔬菜作物，在我國(guó)辣椒種植面積位居蔬菜作物之首[1]。目前廣泛種植的辣椒為常規(guī)綠果(未成熟果)類型，鮮有紫果類型。紫色辣椒相對(duì)綠色辣椒有較高的抗逆性，且未成熟果富含的花青素具有保健等特點(diǎn)。安徽科技學(xué)院辣椒課題組經(jīng)過十多年努力，選育出了三系配套的紫色線椒新品種——鳳紫運(yùn)1號(hào)，2013年已通過安徽省級(jí)審定/登記。該品種母本是通過種間遠(yuǎn)緣雜交創(chuàng)制的綠色辣椒雄性核質(zhì)互作不育系(CMS) 1110A[2]，父本是含有高辣椒素的紫色辣椒純系9007-2。F1代植株的子葉、真葉、莖、花和未成熟果均呈紫色，尤其是未成熟果中含有較高的花青素；同時(shí)，具有抗病毒病和疫病，耐高低溫和強(qiáng)光等特點(diǎn)，因此，可有效減少農(nóng)藥的使用，提高商品果實(shí)的安全性[3]。

影響辣椒生產(chǎn)的農(nóng)藝因子很多，為了使不同品種辣椒的栽培產(chǎn)量或經(jīng)濟(jì)效益最大化，前人在單一因子或多種因子組合等方面做了大量研究[4-10]。而本課題組根據(jù)供試土壤環(huán)境條件及辣椒新品種的生長(zhǎng)發(fā)育特點(diǎn)，試驗(yàn)選擇密度、氮肥和硼肥為主要優(yōu)化因子，篩選最佳因子水平組合，旨在為特色辣椒新品種鳳紫運(yùn)1號(hào)的高產(chǎn)栽培與大面積推廣提供參考。

1 材料與方法

1.1 材料與實(shí)驗(yàn)條件

實(shí)驗(yàn)于2015年1—9月在安徽科技學(xué)院蔬菜基地中心進(jìn)行。實(shí)驗(yàn)地前茬為小白菜，黏性黃棕壤土。0～20 cm 耕層含有機(jī)質(zhì)1.21%，全氮0.09%，堿解氮78 mg·kg-1，速效磷27 mg·kg-1，速效鉀152.5 mg·kg-1，熱水溶性硼0.28 mg·kg-1。供試?yán)苯菲贩N為鳳紫運(yùn)1號(hào)紫色辣椒新品種，供試肥料的氮肥為尿素，微肥硼肥為四硼酸鈉。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用三因素五水平二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，選取密度(x1)、氮肥(x2)、硼肥(x3)為自變量，五水平分別為1.682、1、0、-1、-1.682，以辣椒鮮果實(shí)產(chǎn)量(y)為目標(biāo)函數(shù)。試驗(yàn)共設(shè)置23個(gè)處理組合，小區(qū)(畦)長(zhǎng)度2.75 m，寬度1 m(帶溝)，面積為2.75 m2。每畦雙行，行距0.5 m，每穴單株種植，試驗(yàn)區(qū)四周設(shè)有保護(hù)畦。小區(qū)和折合667 m2的密度水平、氮肥和硼肥施用量及其編碼列于表1。

1.3 田間管理與數(shù)據(jù)記錄

2015年1月在高效節(jié)能溫室內(nèi)育苗，4月9日進(jìn)行小拱棚覆蓋栽培，16日根據(jù)設(shè)計(jì)量，按小區(qū)均勻施用硼肥；5月10日按小區(qū)均勻施用尿素，并撤除小拱棚。其后的水分、中耕除草等管理均按常規(guī)生產(chǎn)進(jìn)行并嚴(yán)格控制作業(yè)的一致性，減少試驗(yàn)誤差。每個(gè)小區(qū)的植株都按株編號(hào)，6月3日進(jìn)行第一次采摘，以后每1周采摘1次，直至8月30日止，每個(gè)被采果實(shí)長(zhǎng)度要求大于10 cm。每次采摘后立即用電子天平稱重并按株分別記錄鮮果質(zhì)量，最后對(duì)整個(gè)生長(zhǎng)期每株鮮果質(zhì)量累加求和，再計(jì)算小區(qū)產(chǎn)量，折算667m2產(chǎn)量。

表1試驗(yàn)因子及其水平編碼

Table1Coding of experimental factors and levels

水平編碼Levelcoding密度Plantingdensity(x1)小區(qū)株數(shù)Plantnumberperplot667m2株數(shù)Plantnumberper667m2氮肥Nitrogenfertilizer(x2)小區(qū)施量Amountperplot/g667m2施量Amountper667m2/kg硼肥Boronfertilizer(x3)小區(qū)施量Amountperplot/g667m2施量Amountper667m2/kg168219460816540020412510001174123140339563300080001536381032498220620500-1143396661600808250200-168212291141994400變化區(qū)間Range248537897412380300

2 結(jié)果與分析

2.1 辣椒產(chǎn)量的二次回歸模型

根據(jù)每株辣椒的多次產(chǎn)量記錄結(jié)果算得的小區(qū)與667m2產(chǎn)量列于表2。試驗(yàn)的三因素二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)結(jié)構(gòu)矩陣及其試驗(yàn)結(jié)果(小區(qū)產(chǎn)量)部分計(jì)算過程列于表3。

表2二十三個(gè)處理組合的辣椒果實(shí)產(chǎn)量

Table2Pepper fruit yields of 23 treatment combinations

試驗(yàn)區(qū)號(hào)No．ofplot產(chǎn)量Yield小區(qū)鮮果質(zhì)量Freshfruitweightperplot/(g·275m-2)667m2鮮果質(zhì)量Freshfruitweightper667m2/kg試驗(yàn)區(qū)號(hào)No．ofplot產(chǎn)量Yield小區(qū)鮮果質(zhì)量Freshfruitweightperplot/(g·275m-2)667m2鮮果質(zhì)量Freshfruitweightper667m2/kg19983202420931393471022666727881351911231460051514562537448451806251591774022255246927551679931692432022414858198901988231789658521742266620351605431894145022830276816701653051986803021049785819101411132095011023040297915101919412187394521193210544045131931228277602007321110502402546832388075521358312487550118231

表3三因素二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)結(jié)構(gòu)矩陣及其試驗(yàn)結(jié)果計(jì)算

Table3Structure matrix of three-factor quadratic regression orthogonal rotational combination designs and processing of the experimental data

試驗(yàn)區(qū)號(hào)No．ofplotx0x1x2x3x1x2x1x3x2x3x′1x′2x′3產(chǎn)量Yield/(g·275m-2)111111110406040604069983202111-11-1-1040604060406788135311-11-11-1040604060406744845411-1-1-1-1104060406040669275551-111-11104060406040681989061-11-1-1-1-104060406040666203571-1-1111-104060406040668167081-1-1-11-11040604060406581910911682000002235-0594-0594791510101-1682000002235-0594-0594544045111016820000-05942235-059410502401210-16820000-05942235-0594487550131001682000-0594-0594223593471014100-1682000-0594-05942235600515151000000-0594-0594-0594917740161000000-0594-0594-0594924320171000000-0594-0594-0594896585181000000-0594-0594-0594941450191000000-0594-0594-0594868030201000000-0594-0594-0594950110211000000-0594-0594-0594873945221000000-0594-0594-0594827760231000000-0594-0594-0594880755B2155366589478613151364458108200599130515198921619-121669696-64457414-65183053T=18458825D23136581365813658888158961589615896b937115876551370110824767922141163137564986252702375-7654108-4054946-4100595Q58620751116774929828571803802129107533785701558422645931272949261371302267289276

按二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)的分析方法[11]，利用Excel軟件計(jì)算，得小區(qū)產(chǎn)量(y，kg·2.75m-2)依密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)變化的函數(shù)模型為：

2.2 回歸模型的顯著性檢驗(yàn)

根據(jù)變異來源將全試驗(yàn)總平方和分解為回歸、失擬和誤差項(xiàng)，F(xiàn)測(cè)驗(yàn)表明：F1=失擬均方/誤差均方=0.641 9，Pr=0.675 5，失擬不顯著，說明回歸方程的擬合度好，主要影響因子已被考查。F2=回歸均方/剩余均方=41.57，Pr=9.104×10-6，回歸極顯著，說明試驗(yàn)指標(biāo)產(chǎn)量依考查因子(x1、x2和x3)回歸在總體上達(dá)到極顯著水平。進(jìn)一步將模型中回歸項(xiàng)平方和再分解為各因子一次項(xiàng)、交互項(xiàng)及二次項(xiàng)，F(xiàn)測(cè)驗(yàn)表明：除交互項(xiàng)x1x2和x2x3回歸沒有達(dá)到顯著，其余項(xiàng)均達(dá)極顯著水平(表4)。

2.3 單因素效應(yīng)

表4辣椒產(chǎn)量三因素二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合試驗(yàn)方差分析

Table4Variance analysis of pepper yield based on three-factor quadratic orthogonal rotation combination design

變異來源Sourceofvariation平方和Sumofsquares自由度Degreeoffreedom均方MeansquareF值Fvalue顯著水平Significancelevel回歸Regression4998385135955537612641579104E?6x15862075111586207510438800002x2167749298211677492980125563608E?6x3857180380185718038064164328E?5x1x22129107512129107515902424x1x33378570151337857015252900010x2x35842264515842264543700699x21931272949193127294969703207E?5x222613713021261371302195600022x232672892761267289276200100021失擬Lackoffit49729509599459020641906755誤差Error123954691815494336總變異Totalvariation517206933622

圖1 三因素對(duì)辣椒產(chǎn)量的效應(yīng)Fig.1 Effects of three factors on the yield of pepper

2.4 兩因素互作效應(yīng)

將x1、x3的各水平編碼值代入方程中計(jì)算相應(yīng)互作的辣椒果實(shí)鮮質(zhì)量值y1，3，比較表明，x1與x3存在正向互作效應(yīng)，不論種植密度在何水平下，增施硼肥都能帶來辣椒產(chǎn)量的增加；隨著密度增大，硼肥施用水平亦需相應(yīng)提高。但在不同密度水平下，各硼肥水平的增產(chǎn)作用大小不同。低密度水平(-1～-1.682)配合零水平硼(0.5 kg·667m-2)，高密度水平(1～1.682)配合高水平硼(1.0 kg·667m-2)均能獲得最佳互作效應(yīng)(表5)。

表5密度(x1)與硼肥(x3)對(duì)辣椒果實(shí)鮮質(zhì)量的互作效應(yīng)

Table5Interaction effect of planting density (x1) and boron fertilizer (x3) on the fresh pepper fruit weight

密度(x1)Plantingdensity硼肥Boronfertilizer(x3)-1682-1011682-16826389069338704306332053766-1749028337488898862207968907817691080103103106924104826166142834781020001123201146541682491546951392468107220112577

2.5 邊際效應(yīng)

為了研究辣椒果實(shí)產(chǎn)量隨各因素水平增減的變化率，對(duì)產(chǎn)量數(shù)學(xué)模型求一階偏導(dǎo)數(shù)，同時(shí)將其他2個(gè)變量分別固定在“0”水平，得到dy1/dx1=0.655 1-1.530 8x1，dy2/dx2=1.108 2-0.811 0x2，dy3/dx3=0.792 2-0.820 2x3，可見密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)的邊際產(chǎn)量均有明顯變化，其中密度(x1)的邊際效應(yīng)最大；當(dāng)各變量分別取較低水平時(shí)，增產(chǎn)效應(yīng)較大，反之則較??；當(dāng)三因素超出適宜范圍即越過產(chǎn)量最佳點(diǎn)后，邊際產(chǎn)量的效應(yīng)降低，并最終為負(fù)值。

2.6 模型的綜合統(tǒng)計(jì)選優(yōu)

在本研究約束范圍x∈[-1.682，1.682]內(nèi)，辣椒果實(shí)的最高產(chǎn)量為3 206.678 kg·667m-2，其處理因子水平組合為x1=1，x2=1.682，x3=1.682(即密度4 123株·667m-2，氮肥40.020 kg·667m-2，硼肥1.000 kg·667m-2)。同時(shí)對(duì)125個(gè)處理組合進(jìn)行產(chǎn)量模擬得到超過2 500 kg·667m-2產(chǎn)量的組合有24個(gè)，說明鳳紫運(yùn)1號(hào)紫色辣椒的穩(wěn)產(chǎn)性與高產(chǎn)性均較好。

進(jìn)一步對(duì)綜合因子進(jìn)行頻數(shù)統(tǒng)計(jì)分析，獲得高產(chǎn)栽培的優(yōu)化區(qū)間(95%置信度)，表明在本實(shí)驗(yàn)條件下，按常規(guī)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行管理，鳳紫運(yùn)1號(hào)產(chǎn)量在2 500 kg·667m-2以上的優(yōu)化組合模式為：密度為3 903～4 172 株·667m-2，氮肥施量為31.186～36.081 kg·667m-2，硼肥施量為0.724～0.880 kg·667m-2(表6)。

3 結(jié)論與討論

表6鳳紫運(yùn)1號(hào)產(chǎn)量高于2 500 kg·667m-2的綜合因子水平頻數(shù)分析

Table6Comprehensive frequency analysis of different factor levels combination on fresh pepper fruit weight of Fengziyun No.1 higher than 2 500 kg·667m-2

編碼水平Levelcoding密度(x1)頻數(shù)Frequencybasedondensity氮肥(x2)頻數(shù)Frequencybasedonnitrogenfertilizer硼肥(x3)頻數(shù)Frequencybasedonboronfertilizer-1682000-1000097618891682799平均值Mean082390964110058標(biāo)準(zhǔn)差Standarddeviation01414013920133095%置信區(qū)間Confidenceinterval05468～1101006913～1236807451～12664優(yōu)化區(qū)間Optimizedranges3903～417231186～360810724～0880

在本實(shí)驗(yàn)的土壤、管理和設(shè)計(jì)的因子水平條件下，紫色辣椒鳳紫運(yùn)1號(hào)的果實(shí)產(chǎn)量依密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)三因子的回歸極顯著，回歸方程可用于預(yù)測(cè)產(chǎn)量并指導(dǎo)高產(chǎn)栽培。本研究中，當(dāng)處理組合密度為4 123株·667m-2(x1=1)，氮肥40.020 kg·667m-2(x2=1.682)，硼肥1.000 kg·667m-2(x3=1.682)時(shí)，辣椒果實(shí)的產(chǎn)量最高，達(dá)3 206.678 kg·667m-2。

高產(chǎn)原因分析表明，除三因子一次項(xiàng)回歸正向極顯著外，x1、x3互作亦極顯著，x2、x3存在弱正向互作(P=0.069 9)，這可能與充足的單株?duì)I養(yǎng)狀況以及硼肥促進(jìn)授粉受精有關(guān)。有研究[5，12-13]表明，種植密度通過影響通風(fēng)、透光從而影響辣椒株高、分枝數(shù)、結(jié)果數(shù)量和單果質(zhì)量等，合理密植是辣椒高產(chǎn)和高效栽培的重要農(nóng)藝措施之一。氮是辣椒必需的大量元素，能夠改善其多項(xiàng)生理功能[14]，氮的作用大于磷、鉀[15]。李子雙等[16]研究表明，氮肥對(duì)產(chǎn)量的影響大于磷肥與硅鈣肥，能改善辣椒吸收營(yíng)養(yǎng)元素等功能，但應(yīng)適量施用，過多施用反而會(huì)造成產(chǎn)量降低、品質(zhì)下降等現(xiàn)象。硼是植物的必需微量元素，一些學(xué)者研究證實(shí)硼營(yíng)養(yǎng)對(duì)油菜[17]、大豆[18]及辣椒[8]等植物的生長(zhǎng)發(fā)育及產(chǎn)量均有較大的影響。硼參與細(xì)胞生長(zhǎng)許多代謝過程[19-20]，尤其在花粉母細(xì)胞減數(shù)分裂敏感階段，缺硼引起雄性不育[21-22]，最終導(dǎo)致結(jié)實(shí)率下降、落果、果實(shí)畸形，嚴(yán)重降低了產(chǎn)量[23]。鳳紫運(yùn)1號(hào)是三系配套的雜種一代，增施硼肥可能有助于恢復(fù)基因在F1中發(fā)揮作用，改善其花粉?；钚詮亩岣弋a(chǎn)量。此外，前人還證實(shí)硼能促進(jìn)某些作物對(duì)大量元素氮、鉀、磷的吸收[24-25]以及對(duì)中、微量元素Ca2+、Mg2+、Zn2+、Cu2+的吸收[26]，從而平衡這些礦質(zhì)營(yíng)養(yǎng)使植株生長(zhǎng)良好。本研究中由于氮肥(x2)和硼肥(x3)均取了最高水平(1.682)，所以實(shí)際生產(chǎn)中隨著兩者施用水平的提高，還有更高產(chǎn)的可能。

三因子綜合試驗(yàn)?zāi)M得到了高產(chǎn)(≥2 500 kg·667m-2)處理組合24個(gè)，占總組合數(shù)的比例達(dá)19.2%，說明鳳紫運(yùn)1號(hào)在生產(chǎn)上具有較好的穩(wěn)產(chǎn)、高產(chǎn)性。在95%置信度下，鳳紫運(yùn)1號(hào)高產(chǎn)優(yōu)化農(nóng)藝措施模式為：密度3 903～4 172 株·667m-2，氮肥施量31.186～36.081 kg·667m-2，硼肥施量0.724～0.880 kg·667m-2。此模式也為類似的果數(shù)與果質(zhì)量并重型辣椒雜交品種的高產(chǎn)栽培提供了借鑒。

[1] 王立浩，張正海，曹亞從，等.“十二五”我國(guó)辣椒遺傳育種研究進(jìn)展及其展望[J].中國(guó)蔬菜， 2016 (1): 1-7.

WANG L H， ZHANG Z H， CAO Y C， et al. Progress and prospect of genetics and breeding of pepper in China during the twelfth five-year plan period[J].ChinaVegetables， 2016 (1): 1-7.(in Chinese)

[2] 隋益虎，張子學(xué)，胡能兵，等.辣椒雄性不育系1110A的選育[J].安徽科技學(xué)院學(xué)報(bào)，2013， 27(2): 14-17.

SUI Y H， ZHANG Z X， HU N B， et al. Breeding of a new CMS capsicum line 1110A[J].JournalofAnhuiScienceandTechnologyUniversity， 2013，27(2): 14-17.(in Chinese with English abstract)

[3] 胡能兵，隋益虎，張子學(xué)，等.紫色辣椒色素性狀觀察及其葉片色素提取體系優(yōu)化[J].西北植物學(xué)報(bào)， 2012， 32(12): 2450-2456.

HU N B， SUI Y H， ZHANG Z X， et al. Observation of pigment in purple pepper and extraction system optimization of leaf purple pigment[J].ActaBotanicaBoreali-OccidentaliaSinica， 2012， 32(12): 2450-2456.(in Chinese with English abstract)

[4] 李德斌.不同栽培密度對(duì)辣椒產(chǎn)量和經(jīng)濟(jì)性狀的影響[J].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技， 2013 (16): 74.

LI D B. Effect of different planting density on fruit yield and economic characters of pepper[J].ModernAgriculturalSciencesandTechnology， 2013(16): 74.(in Chinese)

[5] 肖莉，鄭元紅，王慧，等.不同栽培方式及種植密度對(duì)辣椒產(chǎn)量的影響[J].長(zhǎng)江蔬菜， 2011 (4): 39-42.

XIAO L， ZHENG Y H， WANG H， et al. Effect of planting method and density on yield of hot pepper[J].JournalofChangjiangVegetables， 2011(4): 39-42.(in Chinese with English abstract)

[6] 呂長(zhǎng)山，王金玲，于廣建，等.氮肥對(duì)辣椒果實(shí)品質(zhì)及產(chǎn)量的影響[J].東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2005， 36(4): 448-450.

LV C S， WANG J L， YU G J， et al. Effect of nitrogen fertilizer on quality and yield of pepper fruits[J].JournalofNortheastAgriculturalUniversity， 2005， 36(4): 448-450.(in Chinese with English abstract)

[7] 隋益虎，汪建飛，張子學(xué)，等.CO2氣肥、N肥及B肥對(duì)辣椒的施用效應(yīng)[J]. 安徽農(nóng)業(yè)技術(shù)師范學(xué)院學(xué)報(bào)， 1999， 13(1): 32-37.

SUI Y H， WANG J F， ZHANG Z X， et al. Effect of fertilizer CO2， N and B on pepper[J].JournalofAnhuiAgrotechnicalTeachersCollege， 1999， 13(1): 32-37.(in Chinese with English abstract)

[8] 左明玉.硼肥用量及施用方式對(duì)辣椒產(chǎn)量、效益的影響[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)， 2014， 42(9): 2619-2621.

ZUO M Y. Effects of boron fertilizer amount and application mode on pepper yield and benefits[J].JournalofAnhuiAgriculturalSciences， 2014， 42(9):2619-2621.(in Chinese with English abstract)

[9] 曾長(zhǎng)立，康六生.植物生長(zhǎng)調(diào)節(jié)劑、氮肥與密度配伍對(duì)辣椒產(chǎn)量及品質(zhì)的影響[J].江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2009， 31(4): 644-649.

ZENG C L， KANG L S. The effect of composite method of plant growth regulators， nitrogen fertilizer and planting density on the yield and quality of hot pepper[J].ActaAgriculturaeUniversitatisJiangxiensis， 2009， 31(4): 644-649.(in Chinese with English abstract)

[10] 張福建，陳昱，吳超群，等.外源脂肪酸對(duì)辣椒生長(zhǎng)及根際土壤環(huán)境的影響[J].浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)， 2017， 29(5): 760-766.

ZHANG F J， CHEN Y， WU C Q， et al. Effects of exogenous fatty acids on growth and rhizosphere soil of pepper plants[J].ActaAgriculturaeZhejiangensis， 2017， 29(5): 760-766.(in Chinese with English abstract)

[11] 張祿捷，李榮，姜子濤.二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)優(yōu)化茼蒿籽中總黃酮的微波提取工藝[J].浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2015， 27(7): 1233-1238.

ZHANG L J， LI R， JIANG Z T. Optimization of microwave-assisted extraction technology for flavonoids fromChrysanthemumcoronariumL. seeds by quadratic regression orthogonal rotary[J].ActaAgriculturaeZhejiangensis， 2015， 27(7): 1233-1238.(in Chinese with English abstract)

[12] 趙貞祥，楊永崗，張二喜，等.旱地辣椒栽培中密度、氮、磷及鉀肥因子的優(yōu)化[J].土壤， 2013， 45(4): 628-632.

ZHAO Z X， YANG Y G， ZHANG E X， et al. Optimization of transplanting density， nitrogen， phosphorus and potassium fertilization on yield of pepper in drought area[J].Soils， 2013， 45(4): 628-632.(in Chinese with English abstract)

[13] 岳振平.不同種植密度對(duì)早春大棚辣椒產(chǎn)量和產(chǎn)值的影響[J].北方園藝，2014 (5): 51-52.

YUE Z P. Effect of different planting density on fruit yield and output value of pepper in early spring[J].NorthernHorticulture， 2014 (5): 51-52. (in Chinese with English abstract)

[14] 付小松，何建文，韓世玉.水分和氮素脅迫對(duì)辣椒產(chǎn)量形成及抗逆性評(píng)價(jià)[J].長(zhǎng)江蔬菜，2015 (4): 25-28.

FU X S， HE J W， HAN S Y. Effects of water and nitrogen stress on pepper yield and stress resistance evaluation[J].JournalofChangjiangVegetables， 2015(4): 25-28.(in Chinese with English abstract)

[15] 黃科，劉明月，吳秋云.氮磷鉀施用量與辣椒產(chǎn)量的相關(guān)性研究[J].江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2002， 24(6): 772-776.

HUANG K， LIU M Y， WU Q Y. A study on the correlation between combined application of N P K and the yield of hot pepper[J].ActaAgriculturaeUniversitatisJiangxiensis， 2002， 24(6): 772-776.(in Chinese with English abstract)

[16] 李子雙，王薇，張世文，等.氮磷與硅鈣肥配施對(duì)辣椒產(chǎn)量和品質(zhì)的影響[J].植物營(yíng)養(yǎng)與肥料學(xué)報(bào)，2015，21(2): 458-466.

LI Z S， WANG W， ZHANG S W， et al. Effect of nitrogen， phosphorus and silicon calcium fertilizer on yield and quality of pepper[J].JournalofPlantNutritionandFertilizer， 2015， 21(2): 458-466.(in Chinese with English abstract)

[17] 張秀省，沈振國(guó)，沈康.硼對(duì)油菜花器官發(fā)育和結(jié)實(shí)性的影響[J].土壤學(xué)報(bào)，1994， 31(2): 146-152.

ZHANG X S， SHEN Z G， SHEN K. Effect of boron on floral organs development and seed-setting of rapeseed (BrassicanapusL.)[J].ActaPedologicaSinica， 1994， 31(2): 146-152.(in Chinese with English abstract)

[18] 劉鵬，楊玉愛.鉬硼對(duì)大豆氮磷鉀吸收及產(chǎn)量的影響[J].中國(guó)油料作物學(xué)報(bào)，2000， 22(3):57-60.

LIU P， YANG Y A. Effect of molybdenum or boron application on N， P， K absorption and yield in soybean[J].ChineseJournalofOilCropSciences， 2000， 22(3):57-60.(in Chinese with English abstract)

[19] MIGUEL R N， LUIS P， REGUERA M， et al. Developmentally regulated membrane glycoprotein sharing antigenicity with rhamnogalacturonan Ⅱare not detected in nodulated boron deficientPisumsativum[J].Plant，CellandEnvironment， 2007， 30(11): 1436-1443.

[20] CAMACHO-CRISTOBAL J J， REXACH J， GONZALEZ-FONTES A. Boron in plants: deficiency and toxicity[J].JournalofIntegrativePlantBiology， 2008， 50 (10): 1247-1255.

[21] RAWSON H M， SUBEDI K D. Sterility in wheat in subtropical Asia: extent， causes and solutions [C]// Proceedings No 73 (Workshop held at Lumle Agricultural Research Centre， Nepal， 18-21 September 1995.) Canberra， ACIAR， 1996: 1-154.

[22] HUANG L B， PANT J， DELL B， et al. Effects of boron deficiency on anther development and floret fertility in wheat (TriticumaestivumL. ‘Wilgoyne’)[J].AnnalsofBotany， 2000， 85(4): 493-500.

[23] 祖艷群，林克惠.硼在植物體中的作用及對(duì)作物產(chǎn)量和品質(zhì)的影響[J].云南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2000， 15(4): 359-364.

ZU Y Q， LIN K H. The role of boron in plants and its effect on the yield and quality of crops[J].JournalofYunnanAgriculturalUniversity， 2000， 15(4): 359-364.(in Chinese with English abstract)

[24] CAMACHO-CRISTOBAL J J， GONZALEZ-FONTES A. Boron deficiency causes a drastic decrease in nitrate content and nitrate reductase activity， and increases the content of carbohydrates in leaves from tobacco plants[J].Planta， 1999， 209(4): 528-536.

[25] MARSCHER H， MARSCHER P. Mineral nutrition of higher plants[M]. 3rd edition. New York: Academic press， 2012:158-483.

[26] SHAABAN M M， El-FOULY M M， ABDEL-MAGUID A A. Zinc-boron relationship in wheat plants grown under low or high levels of calcium carbonate in the soil[J].PakistanJournalofBiologicalSciences， 2004， 7(4): 633-639.