水肥耦合因素對(duì)烤煙生物學(xué)產(chǎn)量的影響

莊文賢，穆方，王雯，盧中華

摘要：烤煙的生物學(xué)產(chǎn)量是影響烤煙產(chǎn)值的重要指標(biāo)。本文研究水肥因素對(duì)烤煙產(chǎn)量的耦合效應(yīng)及水、鉀、EM對(duì)烤煙產(chǎn)量的影響，并進(jìn)行了方差分析與回歸分析，探明了各因素對(duì)烤煙產(chǎn)量影響的主次順序與機(jī)制，形成了烤煙產(chǎn)量與水、鉀二元一次線性相關(guān)關(guān)系方程，研究結(jié)果可為提高產(chǎn)量提供參考。

關(guān)鍵詞：烤煙;水;鉀; EM;耦合效應(yīng)

中圖分類號(hào)：S152 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： ?A ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?DOI編號(hào)： ? 10.14025/j.cnki.jlny.2019.20.031

我國(guó)農(nóng)業(yè)水資源利用率不高，缺水問(wèn)題已成為農(nóng)業(yè)發(fā)展的制約因素。通過(guò)試驗(yàn)，摸清水肥調(diào)控與產(chǎn)量之間的相關(guān)規(guī)律，對(duì)緩解水資源供需現(xiàn)狀，對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展有重要意義。研究表明，對(duì)于特定品種煙草而言，水、肥為影響產(chǎn)量的主要因素。通過(guò)水、鉀、EM 3因素4水平正交栽培試驗(yàn)，探討了各因素對(duì)煙草產(chǎn)量的影響，并基于SPSS19.0 對(duì)試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析，以期對(duì)煙草的水肥調(diào)控問(wèn)題有所幫助。

1 材料與方法

1.1試驗(yàn)區(qū)概況

桶栽試驗(yàn)于南京蔬菜花卉科學(xué)研究所內(nèi)進(jìn)行。土壤質(zhì)地為黃棕壤，有機(jī)質(zhì)含量14.209g/kg，全氮1.303g/kg，堿解氮232.227mg/kg，全磷0.363g/kg，速效磷27.2mg/kg，速效鉀222.9mg/kg，pH值為14.23。

1.2 試驗(yàn)材料

烤煙品種為K326，在秧苗6葉1心時(shí)移栽，每桶定植1株，移栽時(shí)間分別為5月12日和8月30日。

1.3 試驗(yàn)處理

取表土并風(fēng)干，過(guò)60目篩，每個(gè)桶下墊5cm粗砂，裝干土16kg后壓實(shí)。每桶栽種烤煙1 棵。移栽前以12.15g/桶施用鉀肥。以土壤水分控制下限（W）、追肥施K量（K）和EM 用量（E）為 3因素，各設(shè) 4 個(gè)水平，采用 3 因素 4 水平正交設(shè)計(jì)，共為16個(gè)處理。試驗(yàn)用有效微生物制劑 EM 為南京愛(ài)姆樂(lè)（EMRO）微生物有限公司提供，分4次施用，先將定量 EM 溶解于對(duì)應(yīng)處理的灌溉水中，之后隨灌溉水均勻澆入煙株根部。

1.4 測(cè)定項(xiàng)目與方法

在煙葉成熟時(shí)，將植株葉片于 70℃烘干后，迅速用感量為1.00g的DY20K 型電子天平稱其干物質(zhì)重。

以SPSS19.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析與回歸分析。

表1 正交試驗(yàn)因素和水平

2 試驗(yàn)結(jié)果分析

2.1 水、鉀、EM對(duì)烤煙產(chǎn)量的極差分析

極差分析顯示，水的極差RW=45.61;鉀的極差RK=6.27;EM的極差REM=4.15。說(shuō)明各因素對(duì)煙草產(chǎn)量的影響力順序?yàn)椋核?鉀>EM。進(jìn)一步分析表明，煙葉產(chǎn)量隨灌水量增加而增加，灌水量因素W第二、第三、第四水平分別比第一水平作用下煙葉產(chǎn)量低13.2%、25.58%、46.5%。煙葉產(chǎn)量隨鉀肥增加先增后減，鉀肥因素K第二、第三、第四水平分別比第一水平作用下煙葉產(chǎn)量高7.3%、8.56%、5.58%。煙葉產(chǎn)量隨EM施用量的增加先增后減，EM第二、第三、第四水平分別比第一水平作用下煙葉產(chǎn)量高1.45%、3.73%、-1.69%。

2.2 水、鉀、EM對(duì)烤煙產(chǎn)量的方差分析

以SPSS19.0對(duì)煙葉產(chǎn)量進(jìn)行方差分析。從表3可以看出三個(gè)因素中只有水因素W的顯著性<0.05，說(shuō)明水因素W對(duì)煙葉產(chǎn)量的影響顯著，鉀因素K及EM因素對(duì)煙葉產(chǎn)量的影響達(dá)不到顯著水平。

表3產(chǎn)量方差分析

注：a.R方=0.963（調(diào)整R方=0.907）

表6 產(chǎn)量回歸模型方差分析表

注：a.預(yù)測(cè)變量：（常量），W

表7 產(chǎn)量系數(shù)分析表

2.3 水、鉀、EM對(duì)烤煙產(chǎn)量的回歸分析

以SPSS19.0對(duì)煙葉產(chǎn)量進(jìn)行線性逐步回歸分析（如表4、表5、表6和表7所示）。

從中可以看出能夠進(jìn)入的角色只有水因素W，可獨(dú)立解釋煙葉產(chǎn)量92%的變化（F（1，14）=160.339，p=0.000），調(diào)整后的決定系數(shù)仍具有91.4%的解釋力，因此，該解釋力具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。由表7得到方程式如下：

S=1.21W+5.801 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

（S為每株烤煙的煙葉產(chǎn)量，g;W為每株烤煙的灌溉水量，L/每株）

利用方程（1）進(jìn)行煙葉產(chǎn)量預(yù)測(cè)，其標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)誤差為5.26。

由表7逐步回歸分析的系數(shù)估計(jì)可以看出，水因素W作為唯一因素被納入模型中，該變量可獨(dú)立預(yù)測(cè)因變量，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.959，煙葉產(chǎn)量隨灌水量增大而增大。

Durbin-Watson 檢驗(yàn)值是2.121（在1.5～2.5之間），該回歸模型符合多元回歸的假設(shè)，具有應(yīng)用價(jià)值。

3 結(jié)論

烤煙產(chǎn)量的3因素4水平分析表明，各因素對(duì)煙葉產(chǎn)量影響的主次順序是：水>鉀>EM，其中前水因素達(dá)到顯著水平，鉀及EM對(duì)煙葉產(chǎn)量方面的影響較弱。

線性逐步回歸分析得到煙葉產(chǎn)量與灌水量之間存在一次線性相關(guān)關(guān)系。

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作者簡(jiǎn)介：莊文賢，碩士研究生，高級(jí)工程師，研究方向：水資源開(kāi)發(fā)與利用。