柑桔測樹學(xué)參數(shù)矯正法比較不同施肥水平對產(chǎn)量的影響

夏立忠，韓慶忠，馬 力，王青龍,，王功明

（1 中國科學(xué)院南京土壤研究所，南京 210008；2 湖北省秭歸縣農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣中心，湖北秭歸 443600）

隨著我國柑桔產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，區(qū)域性、規(guī)模化柑桔栽植中由于過量施肥對水環(huán)境保護(hù)構(gòu)成的威脅日益受到人們重視[1–5]。柑桔為多年生經(jīng)濟(jì)林果類植物，產(chǎn)量高、養(yǎng)分消耗大，而三峽庫區(qū)柑桔多分布于山地，立地土壤條件差，土壤有機(jī)質(zhì)匱乏、氮磷含量普遍較低，施用化肥是目前柑桔園重要的增產(chǎn)措施。由于柑桔栽植效益高，農(nóng)民對于肥料的投入積極性也高，而養(yǎng)分利用率低，過量肥料投入造成養(yǎng)分向水體擴(kuò)散，污染水體[4–5]。

采用田間試驗方法研究柑桔園肥料養(yǎng)分適宜用量，對于區(qū)域生態(tài)環(huán)境保護(hù)和柑桔園水肥管理具有重要的指導(dǎo)意義。柑桔是多年生經(jīng)濟(jì)林果類植物，由于受種苗質(zhì)量、生態(tài)條件和管理措施等因素的影響，進(jìn)入產(chǎn)果期的柑桔植株個體間樹勢具有一定的差異。尤其是山地條件下，立地條件、土壤水分養(yǎng)分條件和微氣候條件空間變異明顯，造成不同程度的樹勢差異和個體間生產(chǎn)能力的不同[6–8]。樹勢差異只憑經(jīng)驗和目測難以準(zhǔn)確把握，因此，在選擇試驗用樹開展養(yǎng)分管理等與產(chǎn)量變化的關(guān)系的試驗時，樹勢差異會對試驗結(jié)果造成影響。如何有效解析這種難以避免的樹勢差異造成的影響，從而準(zhǔn)確分析試驗處理的效應(yīng)，是一個值得探索的問題。

測樹學(xué) (Dendrometry) 早年用于林業(yè)觀測，主要觀測樹干高度、主干直徑及樹冠體積和生物量等；但近20年來，樹體觀測開始用于經(jīng)濟(jì)林果類樹體觀測，且建立了測樹學(xué)參數(shù)與果樹類植物生物量或經(jīng)濟(jì)產(chǎn)量之間的預(yù)測或評價模型。如有研究利用測樹學(xué)方法對位于非洲西部布基納法索 (Burkina Faso) 的低海拔河谷地區(qū)和較高海拔山地的非洲酪脂樹分別建立了基于結(jié)果參數(shù)和樹體參數(shù)的產(chǎn)量預(yù)測模型[9]；在埃塞俄比亞，研究人員發(fā)現(xiàn)單株乳香 (Boswellia papyrifera) 產(chǎn)量與主桿胸徑呈冪函數(shù)關(guān)系[10]；針對撒哈拉以南的非洲分布有兩類生產(chǎn)富含油脂的種籽植物 (苦油楝 Carapa procera D.C.和 豬油果 Pentadesma butyracea Sabine)，研究者分別建立了基于1.3 m高度主桿直徑的線性回歸模型和基于1.3 m高度主桿直徑與最大樹冠截面的二次回歸的種子產(chǎn)量的預(yù)測模型[11]。而桉樹油產(chǎn)量的對數(shù)則與桉樹樹體體積的對數(shù)呈線性回歸[12]?？梢姡煌愋徒?jīng)濟(jì)林果類植物產(chǎn)量與測樹學(xué)參數(shù)具有一定的關(guān)聯(lián)，指示測樹參數(shù)和關(guān)聯(lián)的函數(shù)關(guān)系各有不同。Hutchinson[13]研究表明，伏令夏橙產(chǎn)量與樹冠體積呈正比，提出根據(jù)樹冠大小推測成年樹產(chǎn)量。汪景彥等[14]及張波[15]認(rèn)為用植株主干粗度對蘋果樹體進(jìn)行估產(chǎn)，是一種較可靠而簡便的方法。柑桔類植物的測樹學(xué)參數(shù)用于生物量和產(chǎn)量的預(yù)測近年來也有所涉及。Stuckens等利用遙感影像建立影像要素與測樹學(xué)參數(shù)的對應(yīng)關(guān)系[16]，Velázquez-Mart 等建立了基于樹冠直徑、冠高等測樹參數(shù)的模型，用于計算樹體實際體積和生物量[17]。可見，主桿直徑、樹冠高度和樹冠直徑等測樹參數(shù)對于經(jīng)濟(jì)林果類植物的產(chǎn)量具有重要的指示意義，它們實際上也是衡量經(jīng)濟(jì)林果樹勢的重要指標(biāo),雖然有很多專家提出它們可用于柑桔產(chǎn)量預(yù)測和作為柑桔園管理的依據(jù)，但至今相關(guān)研究開展不多。柑桔品種繁多，其生物學(xué)和生態(tài)學(xué)習(xí)性具有多樣性，生長年限長且不同生長期特點各異，產(chǎn)果期不同年份間還存在不同程度的大小年現(xiàn)象；加上水肥管理、枝條修剪等措施各不相同，眾多因素限制了測樹學(xué)方法的應(yīng)用。而在柑桔品種、樹齡、水肥管理和株型構(gòu)建、營養(yǎng)生長與生殖生長調(diào)控措施均一致的條件下，對于處于樹冠擴(kuò)張期、個體間未發(fā)生枝條交叉的柑桔園，采用測樹學(xué)方法建立單株柑桔產(chǎn)量與測樹參數(shù)間的關(guān)系具有一定的可行性，且具有重要的現(xiàn)實意義。

為了系統(tǒng)分析三峽庫區(qū)柑桔園施肥水平對產(chǎn)量的影響，以確定柑桔園適宜施肥量，從2015年12月至2017年1月開展了柑桔園施肥水平變化與產(chǎn)量變化關(guān)系的試驗。試驗結(jié)果顯示，柑桔植株樹勢的測樹學(xué)參數(shù)與單株產(chǎn)量呈顯著的線性回歸。我們利用回歸分析樹勢對產(chǎn)量的影響，計算了基于平均樹勢條件下矯正的單株產(chǎn)量，進(jìn)一步構(gòu)建了柑桔施肥量與矯正后單株產(chǎn)量的耦合方程，從而準(zhǔn)確分析施肥水平與產(chǎn)量變化之間的關(guān)系。本項研究不僅對于柑桔園養(yǎng)分管理具有實用價值，對于山地柑桔園及其他類型果園有關(guān)水肥管理的田間試驗及其數(shù)據(jù)分析具有一定的參考價值和借鑒意義。

1 材料與方法

1.1 試驗點概況與試驗方法

試驗地點位于湖北省秭歸縣茅坪鎮(zhèn)九里村 (E 110°57′51.9″、N 30°48′21.8″) 的連片柑桔園。園地為陡坡地人工梯田，前兩年平均單產(chǎn)為22.5 t/hm2，試驗土壤為中性結(jié)晶巖黃壤土屬，土層平均厚度為50 cm，土壤有機(jī)質(zhì)含量為12.03 g/kg，全氮含量為0.66 g/kg，全磷含量為 1.26 g/kg，全鉀含量為 11.87 g/kg，堿解氮為 92.05 mg/kg，有效磷為 11.70 mg/kg，速效鉀為48.45 mg/kg，pH值為5.3。試驗柑桔品種為弗羅斯特臍橙，枸橘砧弗羅斯特接穗苗，定植于2001 年，平均行株距為 4.7 m × 3.4 m，樹齡 15 年。選擇土壤條件、植株長勢一致的個體作為試驗用樹，共選擇3排梯田21棵試驗用樹。植株間采用40 cm深度塑料板圍隔，控制相鄰植株根部側(cè)向入侵，加上由于柑桔樹體處于樹勢擴(kuò)展與結(jié)果同步期，樹體行列間均未出現(xiàn)相鄰植株的枝葉交叉，因此不同施肥處理間不會產(chǎn)生交叉影響。試驗設(shè)6個處理和1 個對照 (表 1)。其中 T1、T2、T3、T4、T5 和T6處理的氮磷鉀施肥量均分別按1.00、1.67、2.33、3.00、3.67和4.33倍施用。由于前期開花和著果量大，沒有施化肥，花期結(jié)束后，施用高氮肥用于保果，后期施用高鉀類的果實膨大肥，施肥時間分別為5月18日和8月28日，沿樹冠滴水線開挖15 cm寬、20 cm深土溝，施入肥料后覆土。空白對照(CK) 不施肥。病蟲害防治、疏花疏果措施、枝條修剪等實行統(tǒng)一管理。

表1 試驗處理與施肥量Table1 Treatments and nutrient input rates

1.2 野外觀測與統(tǒng)計分析

2016年12月27日采收臍橙，同時觀測野外數(shù)據(jù)，分株測量單產(chǎn) (y)。利用0.1 cm精度皮尺測定冠幅直徑 (D，cm)、樹高 (H，cm) 和主桿分枝下部頸周 (d，cm)，利用SPSS19.0進(jìn)行統(tǒng)計分析。株高、冠幅直徑和主桿頸周是測樹學(xué)調(diào)查中重要的統(tǒng)計參數(shù)[9–10]，有關(guān)果樹樹勢研究中也頻繁涉及，是反映樹勢狀態(tài)的重要內(nèi)容的一部分，且與果實產(chǎn)量有密切的關(guān)系[10–12]。為了避免對盛果期柑桔傷害，我們利用易于獲取的幾個參數(shù)，就各自和相互乘積的復(fù)合參數(shù)與產(chǎn)量的關(guān)系進(jìn)行分析。具體包括 H,D, d,(3.14 ×D × D)/4,D × d ,(3.14 × D × D × d)/4,D × H,d × H,D ×d × H,(3.14 × D × D) × d × H /4。首先，采用最高值相對比率法，對各類參數(shù)進(jìn)行去量綱處理，如株高H去量綱后為=Hi/Hmax。經(jīng)去量綱處理后，相應(yīng)的樹勢參數(shù)為。然后，利用SPSS19.0的逐步回歸法建立單株產(chǎn)量 (y) 與10個去量綱測樹參數(shù)的線性回歸方程后求導(dǎo)，獲得線性斜率，用以濾除樹勢變化引起的產(chǎn)量差異，獲得矯正后的單株產(chǎn)量(Y)，最后建立矯正后單株產(chǎn)量與施肥水平 (f) 的二次曲線方程，比較不同施肥水平對產(chǎn)量的影響，計算最高單產(chǎn)及其相應(yīng)施肥量。

2 結(jié)果與分析

2.1 單株產(chǎn)量與樹勢參數(shù)的關(guān)系

從表2可以看出，各處理間試驗用樹的平均株高、樹冠直徑和主桿徑周雖然具有一定差異，但均未達(dá)到顯著性水平，說明不同處理試驗用樹的樹勢相對均一。而平均單株產(chǎn)量差異顯著，其中T2處理單株產(chǎn)量顯著高于除T3外的其余各處理，以最高施肥水平T6處理的單株產(chǎn)量最低，說明施肥水平對單株產(chǎn)量影響顯著。

進(jìn)一步分析 (表3)表明，單株產(chǎn)量與株高、冠幅直徑、主桿莖周及各參數(shù)乘積的復(fù)合無量綱樹勢參數(shù)均呈顯著或極顯著相關(guān)，其中與樹冠體積和莖周乘積的無量綱參數(shù)的相關(guān)系數(shù)最高。說明單株產(chǎn)量與反映樹勢狀況的測樹參數(shù)及乘積復(fù)合的無量綱參數(shù)均呈顯著的線性相關(guān)性，以反映樹冠體積和主桿直徑乘積的無量綱參數(shù)與單株產(chǎn)量的相關(guān)性最強(qiáng)。

表2 樹體長勢與單株產(chǎn)量Table2 Dendrometric values and single plant yield (Average ± SD)

表3 柑桔樹勢參數(shù)與單株產(chǎn)量相關(guān)性分析Table3 Pearson correlation analysis of citrus tree potential parameters with yields per plant

2.2 測樹參數(shù)與產(chǎn)量的關(guān)系曲線

進(jìn)一步采用逐步回歸法建立了單株產(chǎn)量 (y,kg) 與無量綱參數(shù)之間的線性回歸方程 (表4，表5)：

測樹參數(shù)及其相應(yīng)乘積構(gòu)成的復(fù)合無量綱參數(shù)反映了樹體的相對形態(tài)與大小，是衡量果樹樹勢狀態(tài)的重要方面，且是果樹樹體在生長期內(nèi)的累積效應(yīng)。由于試驗用樹無量綱參數(shù)具有一定的差異，且與單株產(chǎn)量的形成密切相關(guān)，而在憑經(jīng)驗和觀測選擇試驗用樹時無法準(zhǔn)確消除這一差異。因此，由于樹勢差異的影響和試驗處理效果疊加作用于單株產(chǎn)量的形成，利用公式 (1) 可以根據(jù)與單株產(chǎn)量之間的響應(yīng)關(guān)系，過濾差異引起的單株產(chǎn)量變化，從而構(gòu)建基于平均復(fù)合測樹參數(shù)() 下施肥與產(chǎn)量的對應(yīng)關(guān)系，準(zhǔn)確分析不同施肥水平對單株產(chǎn)量形成的影響。

2.3 測樹無量綱參數(shù)差異對單株產(chǎn)量的影響

公式 (2) 中 i = 1～21。

由于所有處理的樣本中樹體無量綱測樹參數(shù)值是隨機(jī)分布的，不同處理間不存在顯著的樹勢差異也符合實際情況。但是，在整個試驗的全部植株樣本中，樹勢無量綱參數(shù)的差異是存在的，且對試驗用樹的產(chǎn)量形成構(gòu)成影響，這種影響效應(yīng)并非按施肥處理不同而分布，而是隨著樹勢無量綱參數(shù)的變化而變化的。因此，實際觀測的單株產(chǎn)量的變化是樹勢差異和施肥處理雙重因素共同作用的結(jié)果，其中樹勢差異主要表現(xiàn)為無量綱測樹參數(shù)值的不同。本研究采用公式 (1) 和 (2)，解析了以無量綱測樹參數(shù)變化表征的樹勢因子對產(chǎn)量的影響，從而濾除樹勢差異的產(chǎn)量效應(yīng)，進(jìn)一步準(zhǔn)確比較不同處理對產(chǎn)量的影響。從表2和表6還可以看到各處理間，矯正前平均單產(chǎn)差異顯著 (P = 0.025)，矯正后平均單產(chǎn)差異更達(dá)到極顯著水平 (P = 0.002)，說明采用樹勢無量綱測樹參數(shù)矯正才能更準(zhǔn)確顯示不同施肥水平對產(chǎn)量的影響。

表4 植株單產(chǎn)與 之間的線性回歸方程方差分析Table4 Analysis of variance of linear regression equation between plant yields and

表4 植株單產(chǎn)與 之間的線性回歸方程方差分析Table4 Analysis of variance of linear regression equation between plant yields and

顯著性Significance回歸 Regression 1375.970 1 1375.970 21.082 0.000a殘差 Residual variance 1240.073 19 65.267總計 Total 2616.043 20項目Item平方和Sum of square自由度df均方Mean variance F值F value

表5 植株單產(chǎn)(y)與 之間的線性回歸系數(shù)及其檢驗Table5 Linear regression coefficients between per single plant yield (y) and and the test

表5 植株單產(chǎn)(y)與 之間的線性回歸系數(shù)及其檢驗Table5 Linear regression coefficients between per single plant yield (y) and and the test

模型參數(shù)Parameter顯著性Significance系數(shù)Coefficient 標(biāo)準(zhǔn)誤差Standard error非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) Non-standardized coefficient 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)Standardized coefficient t值t value常量 Constant 23.72 4.804.941 0.000 38.35 8.35 0.725 4.592 0.000

表6 不同處理間單株樹勢無量綱參數(shù)及矯正后單株產(chǎn)量的比較Table6 Comparison of dimensional parameters of plant trees potential parameters, yields per plant after the correction among the treatments

表6 不同處理間單株樹勢無量綱參數(shù)及矯正后單株產(chǎn)量的比較Table6 Comparison of dimensional parameters of plant trees potential parameters, yields per plant after the correction among the treatments

注（Note）：CK—No fertilizer input; 以N–P2O5–K2O 施肥量(kg/hm2) 112.5–56.25–75.00 為 1.00,T1、T2、T3、T4、T5 和 T6 處理的氮磷鉀施肥量均分別按 1.00、1.67、2.33、3.00、3.67 和 4.33倍施用 Taking N–P2O5–K2O application rate (kg/hm2) of 112.5–56.25–75.00 as 1.00,the nutrient use rates in treatments of T1,T2,T3,T4,T5 and T6 were 1.00,1.67,2.33,3.00,3.67 and 4.33 folds;數(shù)據(jù)后不同字母表示處理間產(chǎn)量差異顯著 Values followed by different letters mean significant differences among the treatments(P＜0.05).

Y(Average ± SD)CK 0.53 ± 0.13 37.43 ± 3.74 d T1 0.64 ± 0.29 53.97 ± 1.24 a T2 0.53 ± 0.24 53.33 ± 4.91 ab T3 0.37 ± 0.06 42.00 ± 6.50 cd T4 0.62 ± 0.31 46.20 ± 2.76 bc T5 0.40 ± 0.06 39.07 ± 5.95 cd T6 0.65 ± 0.30 37.37 ± 6.34 d顯著性Significance 0.617 0.002處理Treatment (Average ± SD)

2.4 樹勢矯正前后施肥水平與產(chǎn)量的關(guān)系

分別采用矯正前后單株產(chǎn)量 (y,Y) 與施肥量倍數(shù)(f) 及施肥量倍數(shù)的二次方 (f2) 進(jìn)行線性逐步回歸分析，結(jié)果表明，矯正前后單株產(chǎn)量與f及f2均呈線性回歸，其中矯正前產(chǎn)量 (y) 與施肥量 (f) 及施肥量倍數(shù)的二次方 (f2) 的線性回歸不顯著，而矯正后產(chǎn)量(Y) 與 f及 f2的線性回歸達(dá)到極限著水平 (表 7)。進(jìn)一步對回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗，結(jié)果表明，矯正前單株產(chǎn)量與施肥倍數(shù)間的線性回歸中，僅常數(shù)項檢驗達(dá)到極顯著水平，其余二項的系數(shù)均未通過顯著性檢驗。矯正后的單株產(chǎn)量與施肥系數(shù)間的線性回歸，常數(shù)項、一次項及二次項系數(shù)檢驗均達(dá)到顯著或極顯著水平 (表8)?？梢?，采用樹勢參數(shù)矯正后的單株產(chǎn)量與施肥系數(shù)呈極顯著的二次線性回歸，且回歸方程為：

公式 (3) 中：Y 為矯正后單株產(chǎn)量 (kg)；f為不同處理的施肥量倍數(shù)，亦即以T1處理為1的其余處理的相對比例系數(shù)。對回歸方程的兩邊求導(dǎo)，獲得最高單株產(chǎn)量的施肥倍數(shù)為1.85，相應(yīng)的施肥水平為N 208.1 kg/hm2、P2O5104.1 kg/hm2和 K2O 138.8 kg/hm2，這一施肥水平下單株最高產(chǎn)量為49.5 kg，折合31 t/hm2。

3 討論與結(jié)論

山地條件下生態(tài)因子的空間變異難以避免，即使人為選擇相對均一的試驗用地，也難以避免空間生態(tài)條件不同程度的差異。而柑桔類經(jīng)濟(jì)林果為多年生植物，其生長期內(nèi)由于生態(tài)條件差異的累積性貢獻(xiàn)會對樹勢及生產(chǎn)力水平產(chǎn)生影響。人們在憑經(jīng)驗選擇試驗用樹時，往往以品種、土壤條件、樹齡、人為措施及“長勢一致”等作為評價指標(biāo)，而缺少更為準(zhǔn)確的定量標(biāo)準(zhǔn)，忽略了樹勢差異對田間試驗的影響。長期以來果樹樹勢雖然頻繁應(yīng)用于果樹研究和果園管理，但一直未見準(zhǔn)確定義，更缺少定量標(biāo)準(zhǔn)。測樹學(xué)參數(shù)源于林業(yè)管理，其特點是參數(shù)明確，且能夠定量應(yīng)用[17]。本質(zhì)上說，測樹學(xué)參數(shù)所揭示的果樹形態(tài)學(xué)特征是果樹樹勢的重要方面，因此一些研究將測樹學(xué)參數(shù)應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)林果的生產(chǎn)力預(yù)測和園地管理[9–11,17–18]。從生物質(zhì)合成過程來說，樹冠體積大小涉及冠幅直徑、樹高，決定了果樹受光面積和植株有效光合作用體積，從而決定了果樹生長和結(jié)果的潛力[6,13–16]；而主桿莖周不僅反映主桿承擔(dān)的支撐功能，而且主桿還是水分和營養(yǎng)物質(zhì)的運輸通道，其大小影響水分與營養(yǎng)物質(zhì)的輸移能力。一些研究為果樹測樹學(xué)參數(shù)與潛在產(chǎn)量的關(guān)系進(jìn)行過表述，如汪景彥[14]和張波[15]建立了莖周與潛在產(chǎn)量之間的線性關(guān)系，分別提出了蘋果估產(chǎn)公式。早在1963年，盧雙潮[6]就提出主桿粗大柑桔會高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)；李三玉等[21]也認(rèn)為增加有效結(jié)果體積是衡量柑桔結(jié)果能力的重要指標(biāo)；Hutchinson[13]認(rèn)為伏令夏橙產(chǎn)量與樹冠體積呈正比，可根據(jù)樹冠大小推測成年樹成果量。近年來，更多的經(jīng)濟(jì)林果類植物的測樹學(xué)參數(shù)用于產(chǎn)量預(yù)測模型的構(gòu)建[9–12]，而遙感分析更是基于遙感影像判讀分析果樹的測樹學(xué)參數(shù)，進(jìn)而分析果園生產(chǎn)力水平和用于果園管理[16]。當(dāng)然，測樹學(xué)特征參數(shù)表征果樹生物產(chǎn)量更為準(zhǔn)確，而用于果樹經(jīng)濟(jì)產(chǎn)量分析還要涉及果樹營養(yǎng)生長和生殖生長的平衡，即年度光合作用形成的干物質(zhì)在樹體和果實之間的分配[7–8]。不同品種、砧木和接穗的果樹植株具有其特定的生物學(xué)特性，影響營養(yǎng)生長和生殖生長的干物質(zhì)分配，人為措施如環(huán)割、摘心、曲枝等農(nóng)藝措施同樣可以調(diào)節(jié)營養(yǎng)生長與生殖生長的平衡[8]。本項研究選擇的試驗用樹品種、砧木和接穗、樹齡和調(diào)節(jié)營養(yǎng)生長與生殖生長的農(nóng)藝措施均一致，園地坡度、坡向一致，土壤條件相對均勻。但是由于十多年的累積放大，生態(tài)條件微度差異使柑桔個體間仍然存在不易憑經(jīng)驗區(qū)分的樹勢差異，這些差異對柑桔單株產(chǎn)量造成影響。對觀測結(jié)果的分析顯示，15年樹齡的臍橙單株產(chǎn)量與無量綱測樹參數(shù)呈線性回歸，說明本項試驗的柑桔單株產(chǎn)量不僅受試驗處理的施肥水平影響，而且測樹學(xué)特征參數(shù)所表征的樹勢差異也是重要的影響因子。這里通過建立實測產(chǎn)量與測樹學(xué)無量綱參數(shù)的線性回歸方程，濾除樹勢差異對產(chǎn)量形成的貢獻(xiàn)，獲得矯正后平均測樹參數(shù)無量綱值的單株產(chǎn)量，進(jìn)一步分析施肥水平與矯正后單株產(chǎn)量變化的關(guān)系，建立矯正后單株產(chǎn)量與施肥量參數(shù)之間的二次回歸方程，從而準(zhǔn)確分析柑桔的最高單株產(chǎn)量和相應(yīng)的施肥量。這一探索對于多年生經(jīng)濟(jì)林果類植物的野外試驗的數(shù)據(jù)分析具有較好的借鑒意義。不過，需要指出的是，這類試驗的大樣本需要以品種、樹齡、生態(tài)條件和營養(yǎng)生長與生殖生長調(diào)控等園地管理措施一致作為前提。

表7 矯正前后單株產(chǎn)量與施肥量的二次回歸方差分析Table7 Variance analysis of quadratic regression between yields per plant and fertilizer levels before and after the modification

表8 矯正前后單株產(chǎn)量與施肥量倍數(shù)及施肥量倍數(shù)的二次方的線性方程系數(shù)檢驗Table8 Coefficients of quadratic regression between yields per plant and fertilizer levels before and after the modification and the test

本項試驗用土為中性結(jié)晶巖黃壤土屬，發(fā)育于基巖，具有典型的巖土剖面結(jié)構(gòu)，有效土層僅為50 cm左右，土壤肥力水平較低。雖經(jīng)多年培肥，土壤有機(jī)質(zhì)、氮磷鉀全量有所提高，但速效氮磷鉀仍然處于缺乏或嚴(yán)重缺乏的水平。魯劍巍等通過調(diào)查認(rèn)為[18]，按成年柑桔產(chǎn)30000 kg/hm2水平，在密度為900～1200 株/hm2條件下，單株施氮量為0.5～0.8 kg。本項試驗用樹剛進(jìn)入盛產(chǎn)期，平均單產(chǎn)相近，但最高株產(chǎn)的單株施氮量約為0.33 kg，大大低于湖北省平均施肥水平。一方面，柑桔園立地條件較差，開園時土壤肥力水平低，且臍橙剛進(jìn)入盛果期，果園株行間沒有交叉，樹勢處于擴(kuò)張階段；另一方面品種差異和栽植密度不同也與之有關(guān)，前者是諸多品種的平均值，本項研究只采用了特定品種，且密度遠(yuǎn)小于前者；此外，不同管理條件下肥料利用率具有一定的差異[19,20]。

綜上所述，試驗用樹單株產(chǎn)量與植株樹冠體積和主桿莖周乘積的無量綱參數(shù)呈極顯著線性回歸。利用獲得的柑桔產(chǎn)量與樹勢參數(shù)間的線性回歸方程，可對樹勢差異造成的產(chǎn)量影響進(jìn)行矯正，從而更準(zhǔn)確地分析不同施肥水平與產(chǎn)量之間的關(guān)系，建立二次回歸方程。這一研究工作對于果樹類園地的田間試驗觀測和數(shù)據(jù)處理具有較好的借鑒意義。

本項試驗中，中性結(jié)晶巖發(fā)育的黃壤，樹齡為15年的弗羅斯特柑桔園獲得最高單株產(chǎn)量的施肥量為 N 208.1 kg/hm2，P2O5104.1 kg/hm2和 K2O 138.8 kg/hm2，這一施肥水平下單株最高單產(chǎn)為49.46 kg，折合 31 t/hm2。