青藏高原高寒草甸草地NPK施肥組合研究

德科加

(青海省畜牧獸醫(yī)科學(xué)院,青海 西寧 810016)

青藏高原有天然草地1.12×104萬(wàn)hm2,占全國(guó)草地總面積的33.93%;其中,高寒草甸草地0.54×104萬(wàn)hm2,占該區(qū)草地的48.21%。由于長(zhǎng)期超載過(guò)牧、鼠類危害和氣候變暖等影響,青藏高原高寒草甸退化草地面積逐年加大;截至2007年,退化草地達(dá)0.17×104萬(wàn)hm2,占該區(qū)草地總面積的31.5%[1]。草地退化不僅破壞當(dāng)?shù)啬撩褓囈陨娴牟莸匦竽翗I(yè),嚴(yán)重阻礙當(dāng)?shù)夭莸匦竽翗I(yè)的可持續(xù)發(fā)展,也對(duì)整個(gè)青藏高原及其下游地區(qū)的生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生不利影響。因此,治理惡化生態(tài)環(huán)境,恢復(fù)退化高寒草甸草地生產(chǎn)力已成為草地工作者的重任。

施肥直接補(bǔ)充了草地土壤速效養(yǎng)分,供給牧草吸收,加速牧草繁衍,改善草群結(jié)構(gòu),提高草地生產(chǎn)力[2-5]。因此,進(jìn)行合理施肥,是提高草地生物量和品質(zhì),加速退化草地恢復(fù)的有效措施之一[6-10]。基于此,通過(guò)不同N、P、K肥料組合對(duì)青藏高原高寒草地牧草產(chǎn)量影響的定量研究,以期為高寒天然草地的草地恢復(fù)和肥料管理提供理論依據(jù)。

1 材料和方法

1.1 試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)地設(shè)于214國(guó)道716 km處青海省玉樹(shù)州稱多縣珍秦鎮(zhèn)的青海大學(xué)三江源野外生態(tài)觀測(cè)站,地理坐標(biāo)為 N 33°24′30″,E 97°18′00″,海拔 4 220 m,為典型高原大陸性氣候。年均氣溫-5.6～3.8℃,年均降水量562.2 mm,年降水主要分布在6～9月,約占全年降水的75%。草地類型為高山嵩草雜類草草甸,優(yōu)勢(shì)種為高山嵩草(Kobresia pygmea),次優(yōu)勢(shì)種為矮嵩草(K.humilis)、異針茅(Stipa aliena)、波伐早熟禾(Poa poiphagorum)、珠芽蓼(Polygonum viviparum)和雪白委陵菜(Potentilla nivea);主要伴生植物為乳白香青(Anaphalis lactea)、高山唐松草(Thalictrum alpinum)、羊茅(Festuca ovina)、垂穗披堿草(Elymusnutans)、滇藏紫(Aster tsarungensis)、美麗風(fēng)毛菊(Saussurea pulchra)、蒙古蒲公英(Taraxaum mongolicun)等;不可食雜類草和毒草有甘肅棘豆(Oxytropis kansuensis)、華麗龍膽(Gentiana sino-ornata)、狼毒(Stellera chamaejasme)、鉤腺大戟(Euphorbia sieboldianum)、甘肅馬先蒿(Pedicularis kan-suensis)、獨(dú)一味(Lamiophlomis rotata)等。土壤為高山草甸土,雖腐殖質(zhì)含量豐富,但因分解不良而土壤肥力不高。土壤pH值6.92,有機(jī)質(zhì)含量2.36%,速效N 14.0 mg/L,其中氨態(tài) N 5.1 mg/L,硝態(tài) N 8.9 mg/L,速效P 7.0 mg/L,速效K 76.5 mg/L。試驗(yàn)過(guò)程無(wú)放牧利用。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用N、P、K三因子二次正交旋轉(zhuǎn)組合施肥設(shè)計(jì)[11-13],參考試驗(yàn)前土壤肥力狀況,分別以N、P2O5、K2O確定各因子上、下界值Z2j、Z1j。根據(jù):

求得因子變化范圍及編碼(表 1)。共 23個(gè)處理(表2)。試驗(yàn)小區(qū)面積2 m×10 m,小區(qū)間隔1 m,每個(gè)處理設(shè)3次重復(fù),各小區(qū)施肥量通過(guò)肥料有效成分及小區(qū)面積折算,其中尿素含N 46%,過(guò)磷酸鈣含P2O512%,硫酸鉀含K2O 60%。2009年6月12日將試驗(yàn)肥料水溶后均勻噴施到各試驗(yàn)小區(qū)。

表1 施肥水平及編碼Table 1 The level and code of fertilization application

1.3 測(cè)定項(xiàng)目與方法

2009年8月下旬,在每個(gè)小區(qū)隨機(jī)選取50 cm×50 cm的樣方6個(gè),齊地刈割,收獲地上植物量稱鮮重后,帶回室內(nèi),80℃恒溫箱內(nèi)烘24 h至恒重,稱重。

1.4 數(shù)據(jù)分析

用SPSS軟件進(jìn)行牧草產(chǎn)量與施肥因素間的相關(guān)性和多元線形回歸分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 NPK與牧草產(chǎn)量間的回歸分析

通過(guò)多元線性回歸分析得知,牧草產(chǎn)量Y與各施肥因子N、P、K之間的回歸方程為:

說(shuō)明,牧草鮮干產(chǎn)量可以用回歸模型較好地?cái)M合。

表2 不同施肥處理的牧草產(chǎn)量Table 2 The forage yield of different fertilization treatments

試驗(yàn)取值范圍內(nèi),單施N或P和NP配施均對(duì)草地產(chǎn)量影響顯著,而單施K和配施NK或PK配施對(duì)牧草產(chǎn)量影響不顯著(表3)。由于各因素處理均經(jīng)無(wú)量綱線性編碼代換,偏回歸系數(shù)已不受因素取值大小和單位影響;故其絕對(duì)值大小直接反映變量對(duì)響應(yīng)值的影響程度。若剔出產(chǎn)量估測(cè)方程的不顯著項(xiàng)后,則可將牧草產(chǎn)量回歸模型簡(jiǎn)化為:Y鮮重=11 027+742N+728P-2 540N2-624P2-1 055NP和Y干重=3 706+243N+232P-716N2-201P2-306NP。

表3 牧草鮮干重與各因素間的相關(guān)系數(shù)Table 3 The correlation coefficient between forage yield and fertilizer factor

2.2 施肥效應(yīng)分析

將3個(gè)因素中的2個(gè)固定在零水平,對(duì)數(shù)學(xué)模型進(jìn)行降維分析,分別研究3個(gè)因素對(duì)牧草產(chǎn)量的影響,結(jié)果顯示,隨N肥和P肥用量增加,牧草產(chǎn)量均呈先增加后降低變化;當(dāng)N肥用量225 kg/hm2,P肥用量達(dá)113 kg/hm2時(shí),牧草產(chǎn)量最高(圖1)。因此,N、P、K肥對(duì)牧草產(chǎn)量作用大小順序?yàn)镹＞P＞K,高寒草甸施肥時(shí)不考慮施K肥。

圖1 各施肥因素下牧草產(chǎn)量變化Fig.1 The forage yield of different fertilization factors

2.3 施肥組合優(yōu)化

由于回歸模型不存在產(chǎn)量函數(shù)極大值,因此不能采取邊際分析法求施肥量最佳值。試驗(yàn)采用頻率分析法分析回歸模型尋找最佳施肥量。通過(guò)DPS軟件得知,牧草鮮重＞9 100 kg/hm2的方案有 25個(gè),干重＞3 102.96 kg/hm2的方案有30個(gè)。對(duì)數(shù)學(xué)回歸模型進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn),在95%置信區(qū)間,牧草鮮干重的優(yōu)化方案分別為251.80 kg N/hm2+131.82 kg P/hm2和269.69 kg N/hm2+119.36 kg P/hm2。

3 小結(jié)

采用N、P、K三因子二次回歸通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì),進(jìn)行牧草產(chǎn)量與各施肥因子間多元線性回歸分析,可獲得牧草產(chǎn)量的估測(cè)模型,分別為Y鮮重=11027+742N+728P-2540N2-624P2-1055NP和Y干重=3706+243N+232P-716N2-201P2-306NP;試驗(yàn)范圍內(nèi),該模型能準(zhǔn)確預(yù)測(cè)高寒草地牧草產(chǎn)量。

N肥和P肥對(duì)高寒草地牧草產(chǎn)量影響明顯,K肥對(duì)其產(chǎn)量影響不明顯,N、P、K肥對(duì)牧草產(chǎn)量的作用大小順序?yàn)镹＞P＞K。因此,高寒草地牧草生長(zhǎng)不缺K,但N 和P缺乏。

通過(guò)回歸方程得到牧草鮮干產(chǎn)量的較優(yōu)施肥組合分別為:251.80 kg N/hm2+131.82 kg P/hm2和269.69 kg N/hm2+119.36 kg P/hm2。

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