氮磷鉀配施、外源水楊酸和2,4-D丁酯對(duì)籽實(shí)谷子產(chǎn)量的影響

摘要：為優(yōu)化雜交谷生產(chǎn)中施肥方案，以‘張雜谷5號(hào)’為材料，采用5因素二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，在大田條件下探討氮、磷、鉀肥、水楊酸和除草劑2，4-D丁酯對(duì)谷子［Setaria italica （L.） Beauv.］凈光合速率、葉面積指數(shù)、丙二醛及籽實(shí)產(chǎn)量的影響。結(jié)果顯示，凈光合速率、葉面積指數(shù)、丙二醛及籽實(shí)產(chǎn)量在5個(gè)因素的作用下均呈拋物線狀變化。單因素分析表明氮、磷、鉀和水楊酸濃度對(duì)谷子籽實(shí)產(chǎn)量均有顯著影響（P＜0.05），交互作用顯示氮和水楊酸、氮和2，4-D丁酯、水楊酸和2，4-D丁酯交互作用對(duì)產(chǎn)量影響顯著（P＜0.05）?！畯堧s谷5號(hào)’單位面積籽實(shí)產(chǎn)量最大的農(nóng)藝方案為施用氮肥185.6 kg·hm-2，磷肥94.5 kg·hm-2，水楊酸0.64 g·L-1，鉀肥49.3 kg·hm-2，2，4-D丁酯651.9 mL·hm -2，此時(shí)谷子籽實(shí)產(chǎn)量為6783.18 kg·hm-2。

關(guān)鍵詞：谷子；水楊酸；氮；磷；鉀；2，4-D丁酯

中圖分類號(hào)：S515""" 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A"""" 文章編號(hào)：1007-0435（2024）08-2670-07

Effects of N，P，K，Exogenous Salicylic acid and 2，4-D butyl ester

Combined Application on Grain millet

FENG Zhi-wei1， YANG Zhang-xia2， MENG Ying-chao1， NIE Meng-en3， QU Wei1*

（1.Shanxi Agricultural University， Taiyuan， Shanxi Province 030031， China; 2. Facility Agricultural Development Center of Chengcheng，

Weinan， Shaanxi Province 715200， China; 3.Center for Agricultural Genetic Resources Research， Shanxi Agricultural University，

Taiyuan， Shanxi Province 030031， China）

Abstract：To investigate the appropriate application of fertilization on foxtail millet production，by using ‘Zhangzagu 5’ as plant material，we conducted experiments based on quadratic general rotary unitized design with three replications. The performance of net photosynthetic rate，leaf area index，Malondialdehyde and yield of ‘Zhangzagu 5’ were investigated，under different levels of nitrogen，phosphate，potassium，2，4-D butyl ester and salicylic acid. The results showed that with the increase of application of the 5 factors，the net photosynthetic rate，leaf area index，as well as the yield of ‘Zhangzagu 5’ showed a trend of parabolic changes. The grain yield was significantly affected by the application levels of nitrogen，phosphate，salicylic acid and potassium （P＜0.05），as well as the interaction between nitrogen and salicylic acid，nitrogen and 2，4-D butyl ester，salicylic acid and 2，4-D butyl ester，respectively. In conclusion，the recommended cultivation conditions for ‘Zhangzagu 5’ are 185.6 kg·hm-2nitrogen，94.5 kg·hm-2P2O5，0.64 g·L-1 SA，49.3 kg·hm-2 K2O，651.9 mL·hm-2 2，4-D butyl ester，and the expected grain yield is 6783.18 kg·hm-2.

Key words：Grain millet;Salicylic acid;Nitrogen;Phosphate;Potassium;2，4-D butyl ester

谷子［Setaria italica （L.） Beauv.］是禾本科狗尾草屬一年生草本植物，具有深厚的農(nóng)耕底蘊(yùn)，營(yíng)養(yǎng)均衡且豐富，可糧飼兼用。不僅如此，谷子對(duì)生長(zhǎng)環(huán)境中水分的要求較少，能夠抗旱耐瘠，適合旱作生態(tài)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展需求［1-3］。研究表明，‘張雜谷’系列谷子由于具備禾谷之首的飼草價(jià)值和廣泛的生態(tài)適應(yīng)性，使其在有效擴(kuò)大飼草種植面積，增加優(yōu)質(zhì)飼草量中發(fā)揮了重大作用［4］。在我國(guó)，谷子種植地多為北方干旱、半干旱的丘陵山區(qū)，土壤瘠薄現(xiàn)象普遍存在［5］，通過(guò)合理施肥不僅能夠很好的促進(jìn)谷子植株的營(yíng)養(yǎng)吸收及光合作用，還能提高谷子干物質(zhì)積累及產(chǎn)量形成［6］。氮、磷、鉀是谷子生長(zhǎng)營(yíng)養(yǎng)積累過(guò)程中的三大必需元素，科學(xué)配施這三種肥料對(duì)于實(shí)現(xiàn)高產(chǎn)出率、高效率及優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品至關(guān)重要［7］。但是，現(xiàn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)民多施用氮肥或氮磷肥，而對(duì)鉀肥的施用量較少甚至沒(méi)有，這就引起了土壤中鉀元素被大量消耗，進(jìn)而造成了氮、磷、鉀元素含量的不平衡。土壤中氮、磷、鉀含量的失衡直接影響植株體內(nèi)干物質(zhì)積累和分配，造成谷物品質(zhì)下降、產(chǎn)量降低［8］。

谷田雜草種類繁多，人工除草費(fèi)時(shí)費(fèi)工，使用化學(xué)除草是既解決谷田草害又能實(shí)現(xiàn)輕簡(jiǎn)栽培的有效途徑。2，4-D丁酯是苯氧羧酸類激素型除草劑，主要通過(guò)打破雜草內(nèi)源激素的平衡來(lái)達(dá)到除草的目的［9］。但是，除草劑對(duì)谷子的生長(zhǎng)也有一定的影響，除草劑使用不當(dāng)會(huì)對(duì)谷子植株產(chǎn)生藥害，抑制植株生長(zhǎng)最終影響產(chǎn)量［10］。水楊酸（Salicylic acid，SA）是一種植物中的酚類激素和重要信號(hào)分子，能夠影響植株光合作用和活性氧代謝，在調(diào)控植物生長(zhǎng)發(fā)育和抵御逆境中扮演著重要的角色［11-12］。研究證實(shí)外施SA能夠有效提高鹽脅迫下水稻產(chǎn)量，以及提高干旱脅迫下多年生黑麥草的抗氧化酶活性［13-14］。除草劑脅迫下，通過(guò)對(duì)植株外施SA不僅可以提高谷子幼苗的抗氧化能力，還能對(duì)植株葉片細(xì)胞內(nèi)的光合色素起到保護(hù)作用，以此來(lái)緩解除草劑對(duì)幼苗的傷害［15］。

目前關(guān)于雜交谷籽實(shí)高產(chǎn)栽培技術(shù)研究多限于單因素試驗(yàn)，對(duì)肥料配施、除草劑和外源激素的綜合考慮未見(jiàn)報(bào)道。本研究選擇氮、磷、鉀、2，4-D丁酯和外源SA 5個(gè)因素，采用5因素5水平二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)方法，旨在探索籽實(shí)谷子‘張雜谷5號(hào)’氮磷鉀配施、除草劑2，4-D丁酯和外源SA最佳組合，以期為‘張雜谷5號(hào)’的高產(chǎn)高效栽培及大面積推廣提供一定的依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)地與材料

于2021年和2022年，在山西農(nóng)業(yè)大學(xué)東陽(yáng)試驗(yàn)基地（37°33′21″N，112°40′2″E）開(kāi)展田間試驗(yàn)。2021年進(jìn)行氮肥、磷肥、鉀肥、外源SA和2，4-D丁酯的最佳水平組合的篩選，2022年將對(duì)前一年的最優(yōu)組合及零水平組合進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)，兩年試驗(yàn)在山西農(nóng)業(yè)大學(xué)東陽(yáng)試驗(yàn)基地不同地塊進(jìn)行，前茬作物均為玉米。試驗(yàn)地土壤為黃土質(zhì)石灰性灰褐土，地勢(shì)平坦，肥力均勻。該地0～20 cm耕作層土壤肥力情況：含有機(jī)質(zhì)18.5 g·kg-1、堿解氮79 mg·kg-1、全氮0.91 g·kg-1、速效磷19 mg·kg-1、全磷0.67 g·kg-1、速效鉀104 mg·kg-1、全鉀25.8 g·kg-1，pH值為 8.3。2021年生育期內(nèi)日均氣溫22.4℃，總降水量310.8 mm。選擇張家口市農(nóng)業(yè)科學(xué)院選育的‘張雜谷5號(hào)’為供試材料。選擇尿素（含氮46%）作為氮肥，硫酸鉀（含K2O 50%）作為鉀肥，過(guò)磷酸鈣（含P2O516%）作為磷肥，藥劑為SA、72% 2，4-D丁酯（乳油）。

1.2 試驗(yàn)方法

以二次通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)進(jìn)行試驗(yàn)，共設(shè)計(jì)了5個(gè)因素，包括氮肥（x1）、磷肥（x2）、SA（x3）、鉀肥（x4）和除草劑2，4-D丁酯（x5），每個(gè)因素各5個(gè)水平（-2至2的標(biāo)準(zhǔn)編碼表示不同的濃度水平；具體數(shù)值見(jiàn)表1）。小區(qū)面積為3 m×6 m，各試驗(yàn)小區(qū)隨機(jī)排列，并在試驗(yàn)區(qū)周圍設(shè)保護(hù)行，每個(gè)處理重復(fù)3次。磷、鉀肥做底肥，氮肥一半做底肥、另一半在拔節(jié)孕穗期追施。播種前統(tǒng)一進(jìn)行了灌水與旋耕作業(yè)。2021年5月27日播種，行距40 cm。3～5葉期根據(jù)設(shè)計(jì)密度統(tǒng)一間苗、定苗。6葉期先進(jìn)行SA處理，用0.8型手持式噴霧器在谷子植株葉片正反面均勻噴施，直至植株葉片保持濕潤(rùn)且無(wú)水珠滴落，3 d后再噴施除草劑2，4-D丁酯。前一年的最優(yōu)組合及零水平組合被選擇來(lái)進(jìn)行第二年的驗(yàn)證試驗(yàn)，小區(qū)面積仍為3 m×6 m，每個(gè)處理重復(fù)3次。

1.3 測(cè)定項(xiàng)目與方法

凈光合速率（Net photosynthesis rate，Pn）：灌漿中期，于晴朗無(wú)風(fēng)的上午9—11時(shí)，選取完全展開(kāi)生長(zhǎng)狀態(tài)一致的旗葉，采用LI-6400光合儀（美國(guó)，LI-COR）測(cè)定旗葉Pn。在每個(gè)小區(qū)中選取10株生長(zhǎng)狀況一致的植株進(jìn)行測(cè)定，重復(fù)3次。

葉面積指數(shù)（Leaf area index，LAI）：在灌漿中期，隨機(jī)選取每個(gè)小區(qū)中生長(zhǎng)狀況一致的單莖，用人工測(cè)量法測(cè)定LAI。測(cè)量谷子倒二葉的長(zhǎng)度和最大寬度，計(jì)算公式為：A葉面積=L葉長(zhǎng)×b葉寬×0.75［16］。

丙二醛（Malondialdehyde，MDA）含量：在灌漿中期，每小區(qū)隨機(jī)取3片新鮮旗葉，采用硫代巴比妥酸法對(duì)葉片的MDA含量進(jìn)行測(cè)定。

籽實(shí)產(chǎn)量測(cè)定：谷子籽粒成熟后，取各試驗(yàn)組中部3 m×3 m區(qū)域內(nèi)，生長(zhǎng)狀況良好且一致的谷子植株進(jìn)行收割。之后，對(duì)自然風(fēng)干后的谷穗進(jìn)行脫粒及稱重，并對(duì)每公頃的產(chǎn)值進(jìn)行計(jì)算及統(tǒng)計(jì)，脫粒后種子含水量在13%左右。

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案以及結(jié)果見(jiàn)表2，通過(guò)SAS 9.0對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，建立5因素與光合指標(biāo)、MDA和產(chǎn)量之間的五元二次回歸方程。通過(guò)軟件Lingo，對(duì)構(gòu)建的數(shù)據(jù)模型用迭代逐次逼近的方法算得極大值。將5因素中的4個(gè)假設(shè)為零，進(jìn)行降維分析，將不為零因素設(shè)為確定變量，并以此來(lái)構(gòu)建偏回歸模型，并在此模型的基礎(chǔ)上，繪出單因素變化趨勢(shì)圖。之后，再將5因素中的3個(gè)假設(shè)為零，繪制出剩余2個(gè)因子互作效應(yīng)的等高線圖，分析它們之間的相互作用。

2 結(jié)果與分析

2.1 氮、磷、鉀、SA及2，4-D丁酯施用量對(duì)谷子Pn的影響

通過(guò)回歸分析建立5因素與旗葉Pn的回歸方程為：y=27.348+0.983x1+0.533x2- 0.575x3-0.792x4-0.125x5-0.872x12-0.485x22-0.660x32-0.535x42-1.035x52+0.175x1x2+0.713x1x3-0.338x1x4-0.538x1x5-0.25x2x3+0.275x2x4-0.025x2x5+0.338x3x4+0.663x3x5+0.138x4x5，方程的決定系數(shù)為0.931，F(xiàn)檢驗(yàn)P值為0.000 8，而失擬項(xiàng)檢驗(yàn)不顯著，表明該數(shù)學(xué)模型的預(yù)測(cè)值能夠與實(shí)際值相符合。使用迭代逐次逼近法求得，在農(nóng)藝方案為：x1=0.713，x2=0.562，x3=-0.723，x4=-1.120，x5=-0.558，即施用氮肥187.2 kg·hm-2，磷肥92.2 kg·hm-2，鉀肥33.0 kg·hm-2，SA 0.5 g·L-1，2，4-D丁酯644.2 mL·hm-2，此時(shí)的Pn達(dá)到最大，為28.53 μmol·m-2·s-1。

分析Pn在單因素下的影響，氮（P=0.0004）、磷（P=0.0208）、鉀（P=0.0019）和SA（P=0.0141）對(duì)Pn有顯著作用，且各單因素的作用大小分別為氮gt;鉀gt;SAgt;磷。如圖1所示，在試驗(yàn)設(shè)計(jì)水平范圍內(nèi)，Pn在5個(gè)因素下的變化呈現(xiàn)為拋物線狀，即隨著氮、磷、鉀、SA、2，4-D丁酯用量的增加，Pn先快速上升，之后再緩慢降低。

分析交互作用對(duì)Pn的影響，發(fā)現(xiàn)氮和SA（P=0.0133）、氮和2，4-D丁酯（P=0.0491）、SA和2，4-D丁酯（P=0.0194）之間交互作用對(duì)Pn影響顯著。圖2a顯示，將磷、鉀、2，4-D丁酯固定在零水平，當(dāng)?shù)幱诘突蚋咚降那闆r下，谷子的Pn隨著SA含量的增加，呈現(xiàn)出先上升后下降的變化。同時(shí)，當(dāng)SA處于低或高水平的情況下，谷子的Pn隨著氮含量的逐漸增加，同樣呈現(xiàn)出先上升后下降的變化。從圖2b和2c可以看出，當(dāng)磷、SA、鉀3因素和氮、磷、鉀3因素分別固定在零水平時(shí)，谷子的Pn隨著其余2因素的同步上升，均呈現(xiàn)出先上升后下降的變化。

2.2 谷子LAI對(duì)氮、磷、SA、鉀及2，4-D丁酯施用量的響應(yīng)

5個(gè)因素與LAI之間的回歸方程為y2=6.074+0.182x1+0.091x2-0.1x3-0.14x4-0.161x5-0.224x12-0.147x22-0.184x32-0.2221x42-0.118x52+0.014x1x2+0.1x1x3-0.079x1x4-0.068x1x5-0.101x2x3+0.046x2x4+0.041x2x5+0.044x3x4+0.175x3x5+0.026x4x5，方程的決定系數(shù)為0.874，F(xiàn)檢驗(yàn)P值為0.0134，而失擬項(xiàng)檢驗(yàn)不顯著，表明該數(shù)學(xué)模型的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值比較符合。在農(nóng)藝方案為：x1=0.522，x2=0.390，x3=-1.079，x4=-0.569，x5=-1.628，即施用氮肥174.0 kg·hm-2，磷肥86.1 kg·hm-2，SA 0.4 g·L-1，鉀肥53.7 kg·hm-2，2，4-D丁酯489.1 mL·hm-2，此時(shí)‘張雜谷5號(hào)’的LAI達(dá)到最大，為6.36。

分析單因素對(duì)LAI的作用，氮（P=0.0136）、鉀（P=0.0459）、2，4-D丁酯（P=0.0251）對(duì)LAI有顯著影響，且各單因素的作用大小分別為氮gt;2，4-D丁酯gt;鉀。從圖1b可以看出，在各因素試驗(yàn)設(shè)計(jì)水平內(nèi)，5因素對(duì)LAI的影響都呈現(xiàn)拋物線狀，即隨著各因素水平的增加，LAI形成先上升后降低的變化。

分析交互作用對(duì)LAI的影響，可以看出SA和2，4-D丁酯（P=0.0423）之間交互作用對(duì)LAI影響顯著。如圖3所示，當(dāng)?shù)?、磷、鉀固定在零水平，SA處于不同水平時(shí)，谷子的LAI在2，4-D丁酯用量的不斷增加下，形成先增加后減少的變化；在2，4-D丁酯處于低或高水平時(shí)，谷子的LAI在SA用量不斷增加的情況下，形成先增加后降低的變化。

2.3 谷子MDA對(duì)氮、磷、SA、鉀及2，4-D丁酯施用量的響應(yīng)

5個(gè)因素與葉綠素含量之間的回歸方程為y3= 6.496+0.235x1+0.525x2-0.027x3-0.12x4-0.076x5+0.234x12+0.337x22+0.224x32+0.198x42+0.240x52+0.109x1x2+0.203x1x3-0.034x1x4- 0.108x1x5-0.036x2x3+0.223x2x4-0.111x2x5-0.041x3x4+0.305x3x5+0.049x4x5，方程決定系數(shù)為0.915，F(xiàn)檢驗(yàn)P值為0.0022，而失擬項(xiàng)檢驗(yàn)不顯著，可以得出數(shù)學(xué)模型的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值比較符合。因此，在農(nóng)藝方案為：x1=-1.389，x2=-0.395，x3=1.659，x4=0.754，x5=-1.373，即施用氮肥42.2 kg·hm-2，磷肥57.8 kg·hm-2，SA 1.5 g·L-1，鉀肥103.3 kg·hm-2，2，4-D丁酯562.7 mL·hm-2，此時(shí)‘張雜谷5號(hào)’的MDA含量最小，為6.29 μmol·g-1 FW。

分析單因素對(duì)MDA含量的作用，氮（P=0.0048）、磷（P=0.0448）對(duì)MDA含量有顯著影響，且作用大小為氮gt;磷。如圖1c所示，在各因素試驗(yàn)設(shè)計(jì)水平內(nèi)，MDA含量在5因素的作用下都呈拋物線狀變化，即隨著各個(gè)單因素水平的增加，MDA含量的變化趨勢(shì)為先減小后增加。

分析交互作用對(duì)MDA含量的影響，可以看出氮和SA（P=0.0318）、SA和2，4-D丁酯（P=0.0033）、磷和鉀（P=0.0184）之間交互作用對(duì)MDA含量均有顯著作用。圖4a顯示，當(dāng)固定在零水平的因素為磷、鉀、2，4-D丁酯時(shí)，MDA含量的變化在氮和SA用量同步增加的情況下，先減少后增加。當(dāng)?shù)蚐A二者之一處于低或高水平時(shí)，MDA的含量隨著另一因素施用量的不斷增加，呈現(xiàn)先降低后增加的變化。如圖4b-c所示，分別將氮、磷、鉀和氮、SA、2，4-D丁酯固定在零水平，分析其余兩因素用量變化對(duì)MDA含量的作用。兩因素之一處于低或高水平的情況下，MDA含量隨著不斷另一因素施用量增加，均呈現(xiàn)出先降低后增加的變化。

2.4 谷子籽實(shí)產(chǎn)量對(duì)氮、磷、SA、鉀及2，4-D丁酯施用量的響應(yīng)

通過(guò)回歸分析，建立5因素與張雜谷5號(hào)產(chǎn)量的回歸方程：y4=6586.93+193.75x1+104.17x2-103.33x3-184.17x4-53.75x5-192.56x12-111.93x22-143.81x32-185.06x42-233.18x52+50.00x1x2+156.88x1x3-66.88x1x4-120.63x1x5-46.88x2x3+31.88x2x4-9.38x2x5+48.75x3x4+120.00x3x5+48.75x4x5，方程決定系數(shù)R2為0.931。F檢驗(yàn)P值為0.0008，達(dá)到極顯著，失擬項(xiàng)檢驗(yàn)不顯著，表明數(shù)學(xué)模型的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值相比較符合。迭代逐次逼近求得，在農(nóng)藝方案為：x1=0.690，x2=0.626，x3=-0.402，x4=-0.685，x5=-0.481，即施用氮肥185.6 kg·hm-2，磷肥94.5 kg·hm-2，SA 0.64 g·L-1，鉀肥49.3 kg·hm-2，2，4-D丁酯651.9 mL·hm-2，此時(shí)，‘張雜谷5號(hào)’籽實(shí)產(chǎn)量達(dá)到最大值，為6783.18 kg·hm-2。

單因素作用分析顯示，氮（P=0.0009）、磷（P=0.0367）、SA（P=0.0380）、鉀（P=0.0013）對(duì)產(chǎn)量有顯著影響，且各單因素的作用大小分別為氮gt;鉀gt;磷gt;SA。交互作用分析可以看出氮和SA （P=0.0136）、氮和2，4-D丁酯（P=0.0463）、SA和2，4-D丁酯（P=0.0473）之間交互作用對(duì)產(chǎn)量影響顯著。圖5顯示，當(dāng)其他因素固定在零水平時(shí)，谷子產(chǎn)量分別隨著氮和SA、氮和2，4-D丁酯，SA和2，4-D丁酯用量的增加，形成先增加后減少的變化。

2.5 張雜谷5號(hào)最適栽培條件的驗(yàn)證

為進(jìn)一步對(duì)2021年篩選的最佳水平組合進(jìn)行驗(yàn)證，取 2021 年使‘張雜谷5號(hào)’籽實(shí)產(chǎn)量達(dá)到最大值的優(yōu)化因素，即在氮肥185.6 kg·hm-2，磷肥94.5 kg·hm-2，SA 0.64 g·L-1，鉀肥49.3 kg·hm-2，2，4-D丁酯651.9 mL·hm-2，其他栽培措施一致的條件下，2022年對(duì)張雜谷5號(hào)進(jìn)行收獲，統(tǒng)計(jì)得到平均產(chǎn)量為6179.41 kg·hm-2。較零水平組合而言，最佳水平組合增產(chǎn)5.87%，這一結(jié)果對(duì)產(chǎn)量模型的實(shí)用性進(jìn)行了驗(yàn)證。

3 討論

3.1 氮、磷、鉀肥對(duì)籽實(shí)谷子光合和產(chǎn)量的影響

施肥是提高作物產(chǎn)量的最有效途徑，合理施肥通過(guò)提高植物抗氧化酶活性、光合速率、養(yǎng)分利用效率，降低膜脂過(guò)氧化產(chǎn)物，促進(jìn)花后同化產(chǎn)物的積累和轉(zhuǎn)運(yùn)，進(jìn)而提高作物產(chǎn)量［17］。然而施肥和作物產(chǎn)量之間并不是簡(jiǎn)單的呈正比例增加或減少，不合理的施用不僅會(huì)使作物產(chǎn)量和品質(zhì)下降，還會(huì)引起環(huán)境污染、造成資源浪費(fèi)［18］。盡管有關(guān)氮、磷、鉀肥對(duì)作物產(chǎn)量影響的報(bào)道眾多且結(jié)果各異——這可能受到作物類型、生態(tài)因子、土壤、施肥方式等多種因素綜合作用；但合理的氮、磷、鉀比例搭配已被證實(shí)能提高植株對(duì)肥料的利用率并最終達(dá)到增產(chǎn)目的。Xing等［19］研究表明，氮磷鉀合理配施能有效提高谷子產(chǎn)量和品質(zhì)，基于模糊綜合評(píng)判，在14個(gè)肥料組合處理中，N160P90K150處理即氮160 kg·hm-2、P2O5 90 kg·hm-2和K2O 150 kg·hm-2時(shí)綜合效果最好。Ahmad等［20］研究發(fā)現(xiàn)，與對(duì)照組相比，中量氮、磷、鉀處理（60-30-30 kg·hm-2）谷子葉面積、莖粗和干生物量達(dá)到最大。本研究可以看出，不同的氮、磷、鉀肥組合處理對(duì)谷子增產(chǎn)存在明顯的差異，只有在合適的比例下谷子產(chǎn)量才能達(dá)到最大值。此外，研究發(fā)現(xiàn)氮肥對(duì)谷子增產(chǎn)效應(yīng)最大，其次為鉀肥，磷肥最弱。這與張鵬飛等［21］研究結(jié)果相似，他們同樣認(rèn)為氮、磷、鉀的合理配施有利于提高谷子的產(chǎn)量，并且氮肥用量對(duì)谷子的產(chǎn)量影響最大，其次為磷肥、鉀肥。

植物光合產(chǎn)物的積累由多種營(yíng)養(yǎng)因子共同決定，大量元素氮、磷、鉀是植物生長(zhǎng)發(fā)育必不可少的營(yíng)養(yǎng)因子，它們之間的交互作用不僅提高了植株的光合產(chǎn)量，還對(duì)農(nóng)田合理高效施肥具有重要意義。前人研究表明［22］，氮、磷、鉀元素之間存在交互作用，在一定條件下，與它們各自效應(yīng)和相比，兩個(gè)或多個(gè)養(yǎng)分元素的結(jié)合生理效應(yīng)將會(huì)降低或升高。本研究分析了單因素對(duì)產(chǎn)量的作用，結(jié)果表明氮、磷、鉀對(duì)產(chǎn)量有顯著影響，且各單因素的作用大小分別為氮肥gt;鉀肥gt;磷肥。也有研究表明氮磷鉀之間的協(xié)同作用是由于硝態(tài)氮離子、磷酸根離子與鉀離子所帶電荷相反，硝態(tài)氮離子、磷酸根離子的主動(dòng)吸收能促進(jìn)鉀離子的吸收［23］。因此，氮、磷、鉀協(xié)調(diào)施肥可提高谷子養(yǎng)分利用效率，促進(jìn)其籽實(shí)產(chǎn)量增加。研究還發(fā)現(xiàn)，過(guò)量施肥會(huì)引發(fā)谷子產(chǎn)量降低，增加了種植成本，不利于農(nóng)民收益最大化［24］。2022年對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民常規(guī)種植習(xí)慣進(jìn)行調(diào)查，在畝施40 kg復(fù)合肥（氮∶磷∶鉀為27∶16∶8）基礎(chǔ)上，谷田畝產(chǎn)約為402.5 kg，本試驗(yàn)篩選的最佳水平組合較農(nóng)民常規(guī)施肥增產(chǎn)2.35%，在促進(jìn)谷子增產(chǎn)增收中具有一定的推廣價(jià)值。

3.2 外施SA對(duì)籽實(shí)谷子氮磷鉀虧缺和2，4-D丁酯藥害的緩解作用

本研究表明，‘張雜谷5號(hào)’的Pn、LAI、產(chǎn)量和MDA均受SA的影響，且效果顯著。并且，隨著SA用量的增加，除MDA含量先降低后上升外，其余三者均呈現(xiàn)出先上升后降低的趨勢(shì)；施加SA在氮磷鉀虧缺條件下，依然可以提高谷子產(chǎn)量；同時(shí)，SA還可以消除高濃度2，4-D丁酯對(duì)產(chǎn)量的不良影響，從而使谷子產(chǎn)量增加?？禃?shū)瑜等［25］研究表明適宜濃度SA可以提高藜麥抗氧化酶活性，降低MDA含量，增強(qiáng)其對(duì)干旱脅迫的耐受性。徐楠等［26］研究表明適宜濃度的SA對(duì)苜蓿光合速率的提高，抗氧化酶活性的增強(qiáng)，細(xì)胞膜脂過(guò)氧化程度的降低以及保障植株正常發(fā)育方面具有促進(jìn)作用。陳錦芬等［27］研究表明，與對(duì)照組相比，SA處理可降低煙草葉片相對(duì)電導(dǎo)率及MDA含量，提高其抗氧化酶及苯丙氨酸解氨酶活性，增加可溶性糖、可溶性蛋白和總酚含量，對(duì)減緩低溫對(duì)煙草葉片的傷害具有很好的緩解作用。說(shuō)明可以通過(guò)噴灑適宜濃度的SA來(lái)提高谷子的光合作用，降低MDA含量，減緩植株衰老，從而使谷子產(chǎn)量增加。本研究分析了籽實(shí)谷子光合特性和籽實(shí)產(chǎn)量對(duì)氮磷肥配施、2，4-D丁酯和外源SA的響應(yīng)，下一步將對(duì)雜交谷子的飼草生產(chǎn)性能和營(yíng)養(yǎng)品質(zhì)的最佳配施進(jìn)行研究。

4 結(jié)論

綜上所述，氮磷鉀協(xié)調(diào)配施可提高谷子葉面積、Pn，降低MDA含量，增加其產(chǎn)量。施加外源激素SA不僅可以提高氮、磷、鉀利用效率，同時(shí)可以緩解除草劑對(duì)谷子產(chǎn)生的藥害作用。根據(jù)迭代逐次逼近求得，在農(nóng)藝方案為施用氮肥185.6 kg·hm-2，磷肥94.5 kg·hm-2，SA 0.64 g·L-1，鉀肥49.3 kg·hm-2，2，4-D丁酯651.9 mL·hm-2，此時(shí)張雜谷5號(hào)單位面積產(chǎn)量最大，為6783.18 kg·hm-2。

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（責(zé)任編輯 付 宸）