播種量+施肥量對水分脅迫下胡麻生長、產(chǎn)量及收獲指數(shù)效應(yīng)研究

陳軍, 葉春雷, 李進京, 羅俊杰*, 嚴(yán)興初, 王煒, 汪磊

(1.甘肅省農(nóng)業(yè)科學(xué)院生物技術(shù)研究所, 蘭州 730070; 2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院油料作物研究所, 武漢 430062)

胡麻(LinumusitatissimumL.)是甘肅干旱半干旱地區(qū)重要的油料作物，具有較強耐旱、耐寒和耐瘠薄能力，在油料作物生產(chǎn)中占據(jù)著非常重要的地位[1]。胡麻產(chǎn)量受栽培品種、地區(qū)氣候環(huán)境、栽培措施等因素影響差異巨大。如何通過改善相應(yīng)的栽培措施以提高胡麻產(chǎn)量和品質(zhì)，是獲得增產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)的有效途徑。胡麻是密植作物，合適的播種量對其產(chǎn)量有較大影響。胡麻需肥較多，不耐高氮，且對磷敏感，施肥量的多少也直接影響其產(chǎn)量。因此，栽培措施中考慮播種量+施肥量的協(xié)同作用來提高胡麻產(chǎn)量顯得更有意義。

目前，對胡麻灌溉、施肥、播種量等栽培因子的諸多研究多數(shù)只考慮單因素效應(yīng)，而忽略各因素間的相互作用。另外，由于傳統(tǒng)施肥觀念的固化和氮、磷、鉀肥亂施、重施現(xiàn)象加劇，忽視了氮、磷、鉀肥配施適宜度及水肥耦合高效利用對胡麻產(chǎn)量的影響，致使胡麻產(chǎn)量不高和肥料過度浪費[2-3]。楊萍等[4]、謝亞萍等[5]分別提出有效控制氮、磷肥施用對胡麻產(chǎn)量有明顯增產(chǎn)效應(yīng)；高小麗等[6]、李波等[7]均認(rèn)為合理施肥可以促進產(chǎn)量形成；魏景云等[8]研究認(rèn)為，適宜的氮磷配比可提高旱地胡麻產(chǎn)量20.49%～77.27%；吳兵等[9]提出適宜的氮磷配比，在增加旱地胡麻干物質(zhì)累積量、促進土壤水分吸收的同時，還保證了胡麻的高產(chǎn)高效；余紅等[10]研究表明，胡麻播種密度對胡麻產(chǎn)量有顯著影響，隨著播種密度的提高，胡麻產(chǎn)量逐漸降低；葉春雷等[11]認(rèn)為播種量對胡麻產(chǎn)量有較大影響。

如何合理統(tǒng)籌協(xié)調(diào)水分管理、化肥施用量及胡麻播種量間的關(guān)系，提高水肥耦合利用效率，進而提高胡麻產(chǎn)量成為研究的熱點。因此，為了探究水分脅迫下灌區(qū)/旱區(qū)不同播種量+施肥量協(xié)同作用對胡麻產(chǎn)量、收獲指數(shù)(harvest index，HI)的影響，本研究通過農(nóng)藝性狀與產(chǎn)量、HI間簡單相關(guān)性分析，探索灌溉與旱作環(huán)境對胡麻產(chǎn)量、HI的關(guān)鍵性狀因子影響特征，以期為胡麻節(jié)本增效栽培技術(shù)、化肥減施與利用提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗區(qū)概況

試驗設(shè)在甘肅省武威市黃羊鎮(zhèn)黃羊試驗場(37°23′～38°12′N，101°59′～103°23′E)，海拔1 440～1 632 m，年均降雨量100 mm，蒸發(fā)量2 020 mm以上，年平均氣溫7.8 ℃，無霜期150 d，屬溫帶大陸性干旱氣候區(qū)。試驗地土壤為灰鈣土，其土壤有機質(zhì)含量18.2 g·kg-1，pH為8.48，基本養(yǎng)分狀況見表1。與1979—1985年全國第二次土壤普查養(yǎng)分分級標(biāo)準(zhǔn)[12]對比，試驗地土壤堿解氮、有效磷含量缺乏，速效鉀含量充足，土壤中全氮缺乏嚴(yán)重，全鉀、全磷含量充足。因此，設(shè)置不同施氮處理對本研究來說很有意義。

表1 土壤養(yǎng)分狀況Table 1 Soil nutrient status

1.2 試驗材料與設(shè)計

供試胡麻品種為隴亞13號，由甘肅省農(nóng)業(yè)科學(xué)院作物研究所提供。試驗時間為2017—2018年。試驗采用大區(qū)對比試驗結(jié)合區(qū)內(nèi)隨機區(qū)組設(shè)計。大區(qū)設(shè)置灌溉區(qū)和旱區(qū)，灌溉區(qū)(W1)：灌水處理，苗高13～18 cm灌水一次(5月23日)，現(xiàn)蕾前期澆第二水(7月12日)；旱區(qū)(W2)：自然降雨處理，全生育期無灌水。試驗地有良好可控的灌溉條件，可以保證胡麻生育期的正常需水灌溉需求。施肥量按照當(dāng)?shù)剡m宜的標(biāo)準(zhǔn)計算，設(shè)置高、中、低3個水平，其中氮肥分批施用，磷、鉀肥一次性施用。氮肥為尿素(含氮量46%)，磷肥為五氧化二磷(含磷量12%)，鉀肥為硫酸鉀鎂肥(含鉀量24%)。處理區(qū)的播種量和施肥量設(shè)計見表2。試驗收獲時間為8月14日，全生育期112 d。試驗設(shè)3次重復(fù)，共27個小區(qū)，小區(qū)面積12 m2(2 m×6 m )，行距20 cm，每區(qū)10行種植。

表2 試驗因子水平設(shè)計Table 2 Horizontal design of test factors

1.3 測定指標(biāo)與方法

胡麻出苗數(shù)和成株數(shù)調(diào)查以每個小區(qū)指定一行作為長期觀察記錄的標(biāo)準(zhǔn)；收獲前3～5 d,每個小區(qū)選取有代表性植株15株進行考種，包括株高、工藝長度、有效分莖數(shù)、有效分枝數(shù)、有效蒴果數(shù)、每果粒數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)、千粒重等性狀指標(biāo)。稱量單株生物產(chǎn)量(全株)和單株經(jīng)濟產(chǎn)量(籽粒)，并計算收獲指數(shù)(HI)，小區(qū)單打單收曬干測定實際籽粒產(chǎn)量。

1.4 數(shù)據(jù)分析

采用Excel 2010 整理數(shù)據(jù)并作圖，采用SPSS 20.0用于相關(guān)性分析(Pearson分析法)、逐步回歸和差異顯著性檢驗(α=0.05，Duncan法)。

2 結(jié)果與分析

2.1 水分脅迫對灌區(qū)/旱區(qū)胡麻生長規(guī)律的影響

由圖1可知，無論是灌區(qū)還是旱區(qū)，高播種量處理的出苗數(shù)、成株數(shù)均高于中、低播種量處理。灌區(qū)高肥+播種量處理的出苗數(shù)和成株數(shù)較其他處理差異顯著(P<0.05)，且出苗數(shù)、成株數(shù)并不與播種量的加倍成正比；旱區(qū)高肥+高播種量出苗數(shù)較其他處理差異顯著(P<0.05)。灌區(qū)成株率在42%～63%之間，旱區(qū)在36%～53%之間。旱區(qū)中、高施肥量有利于出苗，說明旱作條件下，施肥對胡麻保苗保墑有一定的促進作用，但這種效應(yīng)是有限的。

注：不同小寫字母表示差異在P<0.05水平具有統(tǒng)計學(xué)意義。Note: Different small letters indicate significant difference at P<0.05 level.圖1 灌區(qū)/旱區(qū)的胡麻出苗數(shù)、成株數(shù)、成株率Fig.1 Emergence number, surviving plant number, and surviving plant rate of flax in irrigation/arid area

2.2 水分脅迫對灌區(qū)/旱區(qū)胡麻產(chǎn)量形成的影響

2.2.1對灌區(qū)/旱區(qū)胡麻農(nóng)藝性狀的影響 由表3可以看出，水分脅迫影響灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量構(gòu)成因子的形成規(guī)律，以改變胡麻生長發(fā)育指標(biāo)為代價達到對極端環(huán)境的適應(yīng)性。灌區(qū)播種量+施肥量的協(xié)同作用對胡麻生長影響較弱，主要表現(xiàn)在工藝長度及單株果數(shù)的顯著差異(P<0.05)；就施肥量而言，灌區(qū)施肥效應(yīng)不明顯，間接反映其水肥耦合利用率高。旱區(qū)播種量+施肥量協(xié)同作用對胡麻生長影響較大，且主要體現(xiàn)在有效分枝數(shù)、單株果數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)的顯著差異(P<0.05)。

表3 灌區(qū)/旱區(qū)胡麻農(nóng)藝性狀分析Table 3 Analysis of agronomic traits of flax in irrigation/arid area

2.2.2灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量構(gòu)成因子與產(chǎn)量和HI的相關(guān)性 由表4可知，灌區(qū)產(chǎn)量與千粒重間存在極顯著正相關(guān)，與株高、有效分枝數(shù)為主要正相關(guān)，與工藝長度為主要負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)為千粒重>株高>有效分枝數(shù)>工藝長度。HI與每果粒數(shù)、千粒重、株高為主要正相關(guān)，與有效分莖數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)為主要負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)為每果粒數(shù)>有效分莖數(shù)>千粒重>株高。工藝長度與單株果數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)間存在顯著、極顯著負(fù)相關(guān)；有效分枝數(shù)與單株果數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)間存在極顯著正相關(guān)。

表4 灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量構(gòu)成因子與產(chǎn)量和HI的相關(guān)性分析Table 4 Correlation analysis of yield components, yield and HI in irrigation/arid area

旱區(qū)產(chǎn)量與有效分枝數(shù)、單株果數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)和株高為主要正相關(guān)，與工藝長度、每果粒數(shù)為主要負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)為有效分枝數(shù)>單株果數(shù)>工藝長度>每株結(jié)果粒數(shù)>株高。HI與千粒重為主要正相關(guān)，與其他因子為負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)為有效分莖數(shù)>每株結(jié)果粒數(shù)>每果粒數(shù)>千粒重>有效分枝數(shù)。株高與工藝長度、有效分莖數(shù)、有效分枝數(shù)、單株果數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)為顯著、極顯著正相關(guān)；有效分枝數(shù)與株高、單株果數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)間為顯著、極顯著正相關(guān)。

2.2.3灌區(qū)/旱區(qū)胡麻產(chǎn)量、HI與產(chǎn)量構(gòu)成因子間的相關(guān)系數(shù) 由圖2可以看出，灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量與各產(chǎn)量構(gòu)成因子間影響效應(yīng)各有側(cè)重點，且旱區(qū)產(chǎn)量受各因子影響效應(yīng)更加突出。灌區(qū)產(chǎn)量構(gòu)成以千粒重為主要促進因子，其次是株高和有效分枝數(shù)，工藝長度為負(fù)作用因子，其他因子影響甚微；旱區(qū)產(chǎn)量構(gòu)成以有效分枝數(shù)、單株果數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)和株高為主要促進因子，工藝長度和每果粒數(shù)為負(fù)作用因子。灌區(qū)HI以每果粒數(shù)、千粒重和株高為主要促進因子，有效分莖數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)為負(fù)作用因子；旱區(qū)HI以千粒重為主要促進因子，有效分莖數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)、單株果數(shù)、每果粒數(shù)和有效分枝數(shù)為主要負(fù)作用因子。

圖2 灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量、HI與產(chǎn)量構(gòu)成因子間的相關(guān)系數(shù)Fig.2 Correlation coefficient of yield, HI and yield components in irrigation/arid area

總體來看，灌區(qū)主要促進因子相對集中且負(fù)效應(yīng)因子少，旱區(qū)主要促進因子相對分散且負(fù)效應(yīng)因子猛增，說明合理水肥運籌可以有效協(xié)調(diào)這種負(fù)效應(yīng)，灌溉+施肥能夠明顯地促進產(chǎn)量形成，減少形成阻力，而干旱+施肥給產(chǎn)量形成增加了干擾因素和阻力，這種變化是胡麻在逆境中提高抗旱能力的適應(yīng)性反應(yīng)。

2.3 水分脅迫對灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量、HI的影響

由圖3可知，灌區(qū)小區(qū)產(chǎn)量介于1.05～1.69 kg，旱區(qū)小區(qū)產(chǎn)量介于0.74～1.23 kg，且增加施肥量+播種量有利于提高產(chǎn)量，但這種提高是有限的。灌區(qū)HI介于0.30～0.38，旱區(qū)HI介于0.32～0.42，且灌區(qū)HI在不同施肥條件下整體相對平穩(wěn)，而旱區(qū)HI整體起伏較大，說明灌區(qū)較穩(wěn)定的灌水條件及較好的肥效利用率能夠穩(wěn)定胡麻的產(chǎn)量，保證其HI的相對穩(wěn)定。

注：不同小寫字母表示差異在P<0.05水平具有統(tǒng)計學(xué)意義。Note: Different small letters indicate significant difference at P<0.05 level.圖3 灌區(qū)/旱區(qū)胡麻的產(chǎn)量及HIFig.3 Yield and HI of flax in irrigation/arid area

2.4 灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量、HI與產(chǎn)量構(gòu)成因子間的通徑分析

選擇Shapiro-Wilk Test方法對產(chǎn)量、HI進行正態(tài)性檢驗。灌區(qū)產(chǎn)量、HI統(tǒng)計量分別為0.978和0.974，旱區(qū)產(chǎn)量、HI統(tǒng)計量分別為0.963和0.945，且Sig.均大于0.05，因變量的分布服從正態(tài)分布。逐步回歸分析結(jié)果見表5。

表5 灌區(qū)(W1)/旱區(qū)(W2)產(chǎn)量、HI逐步回歸系數(shù)Table 5 Yield, HI stepwise regression coefficienta in irrigation(W1)/arid (W2) areas

設(shè)產(chǎn)量構(gòu)成因子為自變量Xi={X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7，X8}={株高、工藝長度、有效分莖數(shù)、有效分枝數(shù)、單株果數(shù)、每果粒數(shù)、每株結(jié)果粒數(shù)、千粒重}，因變量Yi={Y1，Y2}={產(chǎn)量，HI}進行相關(guān)性分析[13-14]。從所有可供選擇的自變量中逐步地選擇加入或剔除某個自變量，建立標(biāo)準(zhǔn)化多元線性回歸方程。

W1：Y1(產(chǎn)量)=-2.161+0.624X8(千粒重)+0.031X1(株高)-0.082X6(每果粒數(shù))；Y2(HI)=0.105+0.003X7(每株結(jié)果粒數(shù))-0.003X5(單株果數(shù))+0.032X8(千粒重)；

W2：Y1(產(chǎn)量)=(無)；

Y2(HI)=0.37+0.02X5(單株果數(shù))；

由此可見，灌區(qū)產(chǎn)量形成受千粒重、株高、每果粒數(shù)影響較大，旱區(qū)產(chǎn)量無回歸系數(shù)，說明旱區(qū)影響胡麻產(chǎn)量形成的干擾因素增多，也間接說明較好的水分條件能穩(wěn)定產(chǎn)量；灌區(qū)HI受每株結(jié)果粒數(shù)、單株果數(shù)、千粒重影響較大，旱區(qū)HI受單株果數(shù)影響較大。

簡單相關(guān)系數(shù)(riy) =Xi與y的直接通徑系數(shù)(piy) +所有Xi與y的間接通徑系數(shù)；

Xi與y的間接通徑系數(shù) = 相關(guān)系數(shù)(rij) × 通徑系數(shù)(pjy)；

通過計算，r1y(株高)=p1y+r12×p2y+r13×p3y= 0.318+0.024×(-0.265) +(-0.024) ×0.789=0.293。

以此計算出，r2y(每果粒數(shù))=-0.068，r3y(千粒重)=0.718。這與SPSS計算表4的結(jié)果是一致的，其他以此計算[15]。

決策系數(shù)是通徑分析中的決策指標(biāo)，用決策系數(shù)可把自變量對響應(yīng)變量的綜合作用進行排序，確定主要決策變量和限制變量。其計算公式如下。

R2(i)=2Pi×riy-pi2

式中，R2(i)為自變量i的決策系數(shù)；pi為自變量i的直接通徑系數(shù)；riy為自變量i與響應(yīng)變量y的相關(guān)系數(shù)。R2(i)>0，表明自變量對于響應(yīng)變量起增進作用；R2(i)<0，表明自變量對于響應(yīng)變量起抑制作用[16]。

由產(chǎn)量構(gòu)成因子對產(chǎn)量、HI的簡單相關(guān)分析(表6、表7)可以看出，灌區(qū)千粒重、株高對產(chǎn)量起促進作用，每果粒數(shù)起抑制作用，且千粒重是主導(dǎo)因子；每株結(jié)果粒數(shù)、單株果數(shù)對HI起抑制作用，千粒重起促進作用，且每株結(jié)果粒數(shù)是主導(dǎo)因子。旱區(qū)單株果數(shù)是HI主要抑制因子，說明灌區(qū)/旱區(qū)對胡麻生長及產(chǎn)量形成的影響效應(yīng)因子有不同側(cè)重點。

表6 灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量與構(gòu)成因子的簡單相關(guān)系數(shù)分解Table 6 Decomposition of simple correlation coefficient between yield and component in irrigation/arid area

表7 灌區(qū)/旱區(qū)HI與產(chǎn)量構(gòu)成因子的簡單相關(guān)系數(shù)分解Table 7 Decomposition of simple correlation coefficient between HI and component in irrigation/arid area

3 討論

研究不同播種量+施肥量對灌區(qū)/旱區(qū)胡麻生長發(fā)育和產(chǎn)量、HI水平的影響，構(gòu)建密肥高效利用及胡麻高產(chǎn)栽培技術(shù)模式，有利于調(diào)整灌區(qū)和旱區(qū)胡麻種植密度與施肥量組合搭配合理性[17]。閆志利等[18]認(rèn)為,最佳施肥量應(yīng)依據(jù)地域環(huán)境差異而適當(dāng)調(diào)整，以土壤養(yǎng)分為基礎(chǔ)。因此，試驗區(qū)土壤養(yǎng)分全氮、速效氮含量偏低，施氮處理可以為胡麻產(chǎn)量提升提供支持。周萍萍等[19]提出適宜的播種量促進燕麥產(chǎn)量構(gòu)成因素間的協(xié)調(diào)性，進而達到增產(chǎn)。李萍等[20]提出青稞分蘗率、有效穗數(shù)與播種量及施肥量的增幅并不成正比，且莖蘗數(shù)、有效穗數(shù)隨施肥量的增加而減少，隨播種量的增加而增加。何麗等[21]、謝亞萍等[22]均提出播種量、施肥量均是影響產(chǎn)量形成的關(guān)鍵因素。松生滿等[23]研究認(rèn)為，施氮、磷肥對胡麻株高、分枝數(shù)影響不大，但能顯著增加胡麻的單株果數(shù)、每果粒數(shù)和千粒重。研究表明，水分脅迫影響灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量構(gòu)成因子的形成規(guī)律，以改變胡麻生長發(fā)育指標(biāo)為代價達到對極端環(huán)境的適應(yīng)性，主要表現(xiàn)在灌區(qū)/旱區(qū)各自農(nóng)藝性狀的差異，各產(chǎn)量構(gòu)成因子的正負(fù)效應(yīng)變化，認(rèn)為干旱脅迫導(dǎo)致胡麻產(chǎn)量構(gòu)成的正效應(yīng)因子較少，負(fù)效應(yīng)因子增多。灌區(qū)播種量+施肥量協(xié)同作用對胡麻生長規(guī)律影響較弱，其農(nóng)藝性狀各指標(biāo)變化小，說明灌區(qū)水肥耦合效應(yīng)更明顯；旱區(qū)播種量+施肥量協(xié)同作用對胡麻生長規(guī)律影響較大，其農(nóng)藝性狀各指標(biāo)變化明顯，可能原因是干旱條件導(dǎo)致肥效利用率下降，高施肥量加劇了胡麻生長初期耗水量，引起胡麻生長后期更嚴(yán)重的水分脅迫，導(dǎo)致產(chǎn)量構(gòu)成有所偏向[24-25]。

盧坤等[26]提出千粒重是重要的產(chǎn)量性狀，也是“庫”容量的主要指標(biāo)。在油菜中，千粒重與 HI 呈極顯著正相關(guān)，水稻千粒重對 HI 的影響不大。試驗中灌區(qū)穩(wěn)定的灌水及較好的肥效利用率能夠穩(wěn)定胡麻的產(chǎn)量，保證其HI的相對穩(wěn)定。在相同水分條件下播種量+施肥量協(xié)同作用對胡麻產(chǎn)量的提高有限，旱區(qū)HI較灌區(qū)受水分脅迫的影響更突出。

灌區(qū)/旱區(qū)產(chǎn)量、HI與產(chǎn)量構(gòu)成因子間影響作用各有側(cè)重點。灌區(qū)千粒重為主，其他因子起促進作用，負(fù)效應(yīng)因子甚少；旱區(qū)產(chǎn)量受產(chǎn)量構(gòu)成因子的抑制作用增加，負(fù)效應(yīng)因子增多，說明提高較好的水分環(huán)境有利于促進產(chǎn)量形成，減少形成阻力。通過回歸及通徑分析，灌區(qū)千粒重、株高對產(chǎn)量起主導(dǎo)促進作用，旱區(qū)無回歸分析；灌區(qū)每株結(jié)果粒數(shù)、單株果數(shù)對HI起抑制作用，千粒重起促進作用；旱區(qū)單株果數(shù)對HI起主導(dǎo)抑制因子，進一步說明水分脅迫對灌區(qū)/旱區(qū)胡麻的生長及產(chǎn)量形成的主效應(yīng)因子有不同側(cè)重點，說明灌溉對克服或緩解逆境傷害，實現(xiàn)地上部有效調(diào)控具有重要意義，與張鳳翔[2]的結(jié)論是吻合的。