施氮水平和移栽期對烤煙還原糖及煙堿含量的影響

陳永明，陳建軍，邱妙文

（1.廣東省煙草南雄科學研究所，廣東 南雄 512400；2.華南農業大學煙草研究室，廣州 510640）

南雄烤煙上部煙葉還原糖偏低、煙堿偏高、刺激性過大、煙氣較粗糙、可用性較差，這與栽培措施不當有很大關系，其中施氮水平普遍偏高和移栽期偏早可能是主要原因之一。國內關于施氮水平和移栽期對烤煙產質量的影響開展過許多研究[1-8]，但大部分是單因素試驗，有關施氮水平和移栽期二因素互作對烤煙還原糖及煙堿含量的影響報道較少。因此，筆者在南雄特定生態條件下，研究施氮水平和移栽期對烤煙還原糖及煙堿含量的影響，并建立相應的模型，以探討二因素間的耦合效應，為南雄烤煙生產合理施氮和適期移栽提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗基本情況

試驗于 2005年在廣東省煙草南雄科學研究所試驗基地進行。土壤類型為牛肝田，土壤農化性狀為全氮0.101%，全磷0.048%，全鉀2.57%，堿解氮86mg/kg，速效磷8.3 mg/kg，速效鉀123 mg/kg，有機質1.32%，pH 7.63。供試烤煙品種為K326。純N用量按各處理要求，P2O5和K2O用量各處理均分別為6 kg/666.7m2和15 kg/666.7m2。2004年11月25日開始播種，采用漂浮育苗，2005年2月25日開始移栽，行距1.0 m，株距0.6 m。其他栽培、烘烤措施按南雄市優質烤煙生產技術規程操作。

1.2 試驗設計

采用二次飽和D-最優設計，二因素為施氮水平(N)和推遲移栽期(PS)。根據當地正常施氮水平和移栽期確定二因素上下限水平，試驗設計方案見表1。重復3次，共18個小區，隨機區組排列，每小區30 m2，栽煙50株。

表1 試驗設計方案Table 1 The experiment design

1.3 測定項目和方法

煙葉成熟后各小區分別單收，掛牌標記烘烤。從各小區烤后煙葉中抽取C3F和B2F樣品測定還原糖和煙堿含量。還原糖測定用芒森.沃克法[9]，煙堿測定用光度法[10]。

1.4 統計分析

試驗數據采用 DPS軟件二次多項式回歸方法進行統計分析。

2 結 果

2.1 煙葉還原糖含量函數模型

根據各處理煙葉還原糖含量結果，得出如下回歸方程，其中Y為煙葉還原糖含量（%），X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

R=0.9999，p=0.0024＜0.05，因此模型可靠、可用。

2.1.1 單因素效應分析 采用降維處理，分別將方程（1）中的施氮水平和移栽期設為零水平編碼，得到單因素效應方程。其中Y為煙葉還原糖含量（%），X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

施氮水平與煙葉還原糖含量單效應回歸方程：

移栽期與煙葉還原糖含量單效應的回歸方程：

從圖1可以看出，在試驗條件下，隨著施氮水平的提高，煙葉還原糖表現為先下降后上升的趨勢；隨著移栽期的推遲，煙葉還原糖含量表現為先上升后下降的趨勢。

圖1 施氮水平和移栽期對煙葉還原糖含量的單效應Fig.1 Regression curves of reducing sugar content to N rate or transplanting period

2.1.2 雙因素互作效應分析 從圖2、圖3可以看出，在試驗條件下，在不同的移栽期，隨著施氮水平的增加，煙葉還原糖含量下降，其中推遲移栽期9 d以上（編碼值＞0.2）下降幅度較大，以施氮水平編碼值－1（7 kg/666.7m2）的煙葉還原糖含量最高。在不同的施氮水平下，煙葉還原糖含量隨移栽期的推遲而增加，其中低氮水平處理增加幅度較大，到一定時期（移栽期編碼值 0.2～0.6），推遲移栽期則煙葉還原糖含量下降。

圖2 施氮水平和移栽期對煙葉還原糖含量的互作效應Fig.2 Regression curves of reducing sugar content to N rate

2.2 煙葉煙堿含量函數模型

根據各處理煙葉煙堿含量結果，得出如下回歸方程，其中Y為煙葉煙堿含量（%），X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

圖3 移栽期和施氮水平對煙葉還原糖含量的互作效應Fig.3 Regression curves of reducing sugar content to transplanting period

R=0.9999，p=0.0024＜0.05，因此模型可靠、可用。

2.2.1 單因素效應分析 采用降維處理，分別將方程（4）中的施氮水平和移栽期設為 0水平編碼，得到單因素效應方程。其中Y為煙葉煙堿含量，X1、X2分別為施氮水平和移栽期編碼值。

施氮水平與煙葉煙堿含量單效應的回歸方程：

移栽期與煙葉煙堿含量單效應的回歸方程：

從圖4可以看出，兩因子對煙葉煙堿含量的單效應為：隨著施氮水平的提高，煙葉煙堿含量表現為上升的趨勢；隨著移栽期的推遲，煙葉煙堿含量表現為下降的趨勢。

圖4 施氮水平和移栽期對煙葉煙堿含量的單效應Fig.4 Regression curves of nicotine content to N rate or transplanting date

2.2.2 雙因素互作效應分析 從圖5、圖6可以看出，在試驗條件下，在不同的移栽期，煙葉煙堿含量隨施氮水平的增加而增加，其中推遲移栽期 9 d以上（編碼值≥0.2）增加幅度較大，以施氮水平編碼值1（14.3 kg/666.7m2）的煙葉煙堿含量最高；在不同的施氮水平下，隨著移栽期推遲，煙葉煙堿含量下降，其中以低氮（編碼值≤－0.2）煙葉煙堿下降幅度較大，移栽期均以編碼值－1（正常移栽）的煙葉煙堿含量最高。

圖5 施氮水平和移栽期對煙葉煙堿含量的互作效應Fig.5 Regression curves of nicotine content to N rate

圖6 移栽期和施氮水平對煙葉煙堿含量的互作效應Fig.6 Regression curves of nicotine content to transplanting period

3 小 結

在本試驗條件下，隨著施氮水平的提高，煙葉還原糖含量表現為下降的趨勢，煙葉煙堿含量表現為上升的趨勢；隨著移栽期的推遲，煙葉還原糖含量表現為上升的趨勢，煙葉煙堿含量表現為下降的趨勢。因此，在南雄煙區，適當降低施氮水平和推遲移栽期，對增加烤煙還原糖含量、控制煙堿含量是有益的。

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[9]國家煙草質量監督檢驗中心.煙草及煙草制品 水溶性糖的測定 芒森.沃克法 YC/T 32-1996[S].北京:中國標準出版社,1996.

[10]國家煙草質量監督檢驗中心.煙草及煙草制品 總植物堿的測定 光度法 YC/T 34-1996[S].北京:中國標準出版社,1996..