播量與水肥耦合對河北秋閑田飼用谷子產(chǎn)量的影響

周漢章，劉　環(huán)，王新玉，王新棟，侯升林

(1.河北省農(nóng)林科學院 谷子研究所/國家谷子改良中心/河北省雜糧研究重點實驗室，河北 石家莊　050035；2.河北省農(nóng)林科學院 農(nóng)業(yè)信息與經(jīng)濟研究所,河北 石家莊　050051；3.深澤縣農(nóng)業(yè)局，河北 深澤　052560)

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播量與水肥耦合對河北秋閑田飼用谷子產(chǎn)量的影響

周漢章1，劉環(huán)2，王新玉1，王新棟3，侯升林

(1.河北省農(nóng)林科學院 谷子研究所/國家谷子改良中心/河北省雜糧研究重點實驗室，河北 石家莊050035；2.河北省農(nóng)林科學院 農(nóng)業(yè)信息與經(jīng)濟研究所,河北 石家莊050051；3.深澤縣農(nóng)業(yè)局，河北 深澤052560)

摘要：為研究不同播量與水肥(N、P、K)耦合效應對河北秋閑田飼用谷子(Setaria itlica)產(chǎn)草量的影響，以冀谷18為材料，采用五元二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計進行盆栽試驗，通過建立飼用谷子干草產(chǎn)量(Y)與土壤含水量(x1)、N (x2)、P(x3)、K(x4)以及播量(x5)之間的數(shù)學模型，模擬尋優(yōu)。結(jié)果表明，水分、播量、磷肥、鉀肥等對產(chǎn)草量有重要影響，其中，水分對產(chǎn)量的影響最大，其次是播量、磷肥、鉀肥；播量與水肥耦合的顯著項及其強弱順序為：水分+播量>鉀肥+播量>氮磷耦合>水氮耦合>水磷耦合；其他各項沒有明顯影響。構(gòu)建了數(shù)學模型Y=20 543.756-565.570x1-39.942x2-23.102x3-38.470x4-151.877x5+1.052x1x2+1.604x1x3+12.953x1x5-0.173x2x3+0.737x4x5-2.292x52，其決定系數(shù)R2=0.788，顯著值Sig.=0.000<0.01，差異極顯著， FLf=0.464< F0.1=2.193，失擬性不顯著，表明該模型預測結(jié)果可靠程度較高。明確了以經(jīng)濟效益為考核指標的最優(yōu)方案：土壤含水量保持10%、飼用谷子播量15 kg/hm2。該方案干草產(chǎn)量為14 037.15 kg/hm2，經(jīng)濟效益為13 887.15元/hm2，較最優(yōu)組合增收3 288.98元/hm2，增幅23.68%。為秋閑田飼用谷子生產(chǎn)實踐提供了理論依據(jù)和技術(shù)支撐。

關(guān)鍵詞：秋閑田；飼用谷子；播量；水肥耦合；產(chǎn)草量

谷子(Setariaitlica)為禾本科(Gramineae)狗尾草屬(Sophora)糧飼兼用作物，起源于我國黃河流域，已有8700 年的栽培歷史[1]。我國谷子收獲籽粒(糧食)后的秸稈歷來是馬、驢、騾等單胃牲畜主要的優(yōu)質(zhì)飼草，在我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和人民生活中起著重要作用[2]。在國外谷子多以專用飼草作物進行栽培，生產(chǎn)畜牧業(yè)需要的優(yōu)質(zhì)干草[3]。近年來，內(nèi)蒙古、河北壩上等地越來越多的農(nóng)牧民自發(fā)栽培谷子用于飼草生產(chǎn)，且呈快速發(fā)展趨勢[4]，導致生產(chǎn)上急需飼用谷子及其栽培技術(shù)。利用秋閑田種植飼用谷子，在不影響糧食生產(chǎn)的情況下，可提高土地復種指數(shù)，有利于緩解冬春季節(jié)飼草不足的問題[5]，對提高農(nóng)牧民收入、促進畜牧業(yè)發(fā)展具有重要的意義。

近年，國內(nèi)有關(guān)牧草栽培技術(shù)的研究報道多以播量、澆水與施肥為主，適宜的播量對牧草產(chǎn)量有明顯的促進作用[6-7]，合理施用氮、磷、鉀肥料對牧草產(chǎn)量有明顯的增產(chǎn)作用[8-10]，水肥耦合是提高牧草產(chǎn)量或延長草坪綠期的有效措施[11-12]，但有關(guān)谷子栽培技術(shù)的研究報道多以生產(chǎn)糧食為主[13-15]，為牧草與谷子科研、技術(shù)推廣發(fā)揮了巨大作用。目前，國內(nèi)外對秋閑田飼用谷子(或飼草谷子)高產(chǎn)栽培技術(shù)的研究報道較少。以冀谷18(Setariaitlicacv.Jigu No.18)為供試作物，研究播種量、水分與肥料(N、P、K)耦合的最適比例及其對飼用谷子生物產(chǎn)量的影響，旨在探求秋閑田飼用谷子栽培的最優(yōu)方案，為秋閑田飼用谷子高產(chǎn)高效栽培技術(shù)提供基礎(chǔ)數(shù)據(jù)與技術(shù)支撐。

1材料和方法

1.1試驗材料

供試飼草谷子品種為冀谷18(河北省農(nóng)林科學院谷子研究所提供)。供試肥料為尿素，含純N 46%；磷酸二銨，含P2O546%，含N 18%；氯化鉀，含K2O 62%，均購自石家莊市三元肥業(yè)有限公司。

土壤水分速測儀為TZS-ⅡW，測定土壤含水量。聚乙烯塑料花盆直徑40 cm，高度32 cm，盆口面積1 256.00 cm2。電動防雨棚，采用鋼架塑料覆蓋，長10.5×5 m，寬13.2 m，高5.4 m，選擇ZDY 21-4型電機(0.8KW)進行防雨調(diào)控。

1.2試驗地概況

在河北省農(nóng)林科學院谷子研究所試驗站春季預留的耕地內(nèi)(前茬作物為谷子)選取深0～20 cm耕作層的土壤。該試驗站，位于石家莊市開發(fā)區(qū)，海拔65 m，地理位置N 37°58′，E 114°36′，土質(zhì)為輕壤土，土壤有機質(zhì)含量1.75%，全氮含量1.11 g/kg，堿解氮79.4 mg/kg，速效磷19.5 mg/kg，速效鉀103.9 mg/kg，土壤 pH 7.6。

1.3試驗方法

1.3.1試驗設(shè)計在河北省農(nóng)林科學院谷子研究所試驗站電動防雨棚內(nèi)進行盆栽試驗。在整個飼用谷子生長期內(nèi)，為免遭遇降水造成的影響，利用電動防雨棚進行防雨調(diào)控，下雨蓋上，無雨移開，確保飼用谷子在無雨的情況下處于自然狀態(tài)。采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計[16]，選取水分和氮、磷、鉀肥以及播種量5個主要因素，按5因素1/2實施安排試驗，正交表25型1/2因素試驗處理Mc=16，星號點試驗處理Mr=10，中心點試驗處理M0=10，共36個處理，3次重復，隨機排列，試驗因素水平設(shè)置及其編碼結(jié)構(gòu)矩陣見表1，2。

為了和秋閑田飼用谷子生長發(fā)育的季節(jié)趨于一致，在2014年8月21日播種。播種前澆地造墑，測定土壤含水量，待土壤含水量20%時，將獲取的供試土壤混勻、研碎、過3 mm篩、裝盆；每盆裝土31 kg，土壤壓實后厚度25 cm，盆口播種面積0.125 6 m2。裝盆時，每5 cm一層，分層裝入試驗盆，裝盆過程中每裝一層均輕輕振動，用木板抹平、壓實，達到大田耕耙、壓實的要求。按試驗設(shè)計先在預留好的播種行中間開溝施肥，磷、鉀肥按設(shè)計用量全作基肥施用，氮肥按設(shè)計用量的50%與磷、鉀混合均勻后一起作基肥施用(剩余的50%氮肥作追肥施用，在拔節(jié)期后追施)，然后定量播種，條播，每盆播種3行，行距15 cm，播深3 cm，覆土壓實。谷子出苗后，不間苗，需記載出苗株數(shù)。播后33 d進行干旱脅迫[17]，于9月24日、10月8日、10月15日、10月23日測定各試驗盆內(nèi)土壤含水量1次，根據(jù)測定的土壤含水量，參照設(shè)定的10%、16.25%、22.5%、28.75%、35%的土壤含水量指標，及時補充水分，11月1日刈割測產(chǎn)。

表1　水肥耦合盆栽試驗因素水平編碼表

2.肥(N量)數(shù)據(jù)為尿素與磷酸二銨二者純N量的合并計算數(shù)量

1.3.2產(chǎn)草量測定在早霜來臨前后由莖基部刈割，裝入尼龍網(wǎng)袋稱量鮮重，在風干室陰涼處風干，待風干到3次重復稱量的樣本重量基本持平(莖葉含水量≤13%)時，稱風干草產(chǎn)量，測定干草產(chǎn)量。

1.4數(shù)據(jù)處理與分析

采用SPSS18.0軟件進行方差分析和多重比較，建立回歸數(shù)學模型[18]。采用ORIGIN8.0軟件繪制3D響應曲面圖[19]。采用Excel2007軟件進行數(shù)據(jù)處理，通過規(guī)劃求解進行數(shù)學模型的模擬尋優(yōu)，確定最優(yōu)方案[19]。

2結(jié)果與分析

2.1數(shù)學模型的建立與檢驗

將各處理飼用谷子的青干草產(chǎn)量數(shù)據(jù)與試驗設(shè)計編碼結(jié)構(gòu)矩陣列于表2。運用五元二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計的計算原理，以飼用谷子干草產(chǎn)量為目標函數(shù)(因變量Y)，以土壤含水量、氮肥、磷肥、鉀肥與播種量等為自變量(Xj)，經(jīng)SPSS18.0運算，獲得全因素規(guī)范回歸模型：Y=10 141.658+2 280.498X1-243.830X2-910.187X3-496.616X4+1 068.095X5+618.199X1X2+471.238X1X3+62.533X1X4+1 214.338X1X5-764.497X2X3-296.742X2X4-226.745X3X4+178.642X3X5+1 039.842X4X5-122.882X12+81.138X22-62.174X32-52.885X42-515.664X52

(1)

剔除模型(1)中概率≥0.100的不顯著項回歸系數(shù)后，獲得顯著項因素規(guī)范回歸模型：Y=9 691.222+2 280.498X1-910.187X3-496.616X4+1 068.095X5+618.199X1X2+471.238X1X3+1 214.338X1X5-764.497X2X3+1 039.842X4X5-515.664X52

(2)

模型(1)的復相關(guān)系數(shù)R=0.898，決定系數(shù)R2=0.806，顯著性檢驗F=18.102，顯著值Sig.=0.000(即P<0.01)，差異極顯著；模型⑵的復相關(guān)系數(shù)R=0.887，決定系數(shù)R2=0.788，顯著性檢驗F=35.955，顯著值Sig.=0.000<0.01，差異極顯著，反映了土壤含水量、氮肥、磷肥、鉀肥、播種量等主要參試因素與產(chǎn)草量之間的回歸關(guān)系極顯著。模型⑴的失擬性檢驗FLf=0.467，臨界值F0.1=2.197(即FLf

Y=20 543.756-565.570X1-39.942X2-23.102X3-38.470X4-151.877X5+1.052X1x2+1.604X1X3+12.953X1X5-0.173X2X3+0.737X4X5-2.292X52

(3)

表2　結(jié)構(gòu)矩陣與產(chǎn)量數(shù)據(jù)表

注：數(shù)據(jù)為平均值士標準誤差，同列不同小寫字母表示差異顯著(P<0.05)，不同大寫字母表示差異極顯著(P<0.01)

2.2各因素效應分析

數(shù)學模型⑵的一次項系數(shù)b1、b3、b4、b5和交互項系數(shù)b12、b15、b23、b45以及二次項系數(shù)b55差異極顯著，表明水分、磷肥、鉀肥、播量4因素及其“水分+氮肥、氮肥+磷肥、水分+播量、鉀肥+播量”的耦合以及過量播種均對產(chǎn)草量有極顯著的影響；交互項系數(shù)b13差異顯著，表明“水分+磷肥”的耦合對產(chǎn)草量有明顯的影響；其余各項對產(chǎn)草量均無明顯效果。

由于二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計中各因素均經(jīng)無量綱線性編碼置換，故可由標準化的偏回歸系數(shù)絕對值的大小直接得出各因素對產(chǎn)草量的影響程度。單因素對產(chǎn)草量影響的主次順序為X1>X5>X3>X4>X2，表明在5個因素中，水分對產(chǎn)量的影響最大，其次是播量，磷肥位列第3，鉀肥排名第4，氮肥沒有明顯影響；耦合效應對產(chǎn)草量影響的主次順序為X15>X45>X23>X12>X13，即“水分+播量>鉀肥+播量>氮肥+磷肥>水分+氮肥>水分+磷肥”，系數(shù)的正負號表示其作用的方向。

表3　回歸系數(shù)及其顯著性分析

2.3影響干草產(chǎn)量的各因素單獨效應分析

通過降維法對構(gòu)建的模型⑴中的4個因素設(shè)為零水平，另外1個因素設(shè)為變量，可以獲得一組試驗因素與產(chǎn)草量對應的子模型:

Y水=10 141.658+2 280.498X1-122.882X12

Y氮=10 141.658-243.830X2+81.138X22

Y磷=10 141.658-910.187X3-62.174X32

圖1　水肥與播量單因素下的干草產(chǎn)量Fig.1　The water,fertilizer and seed amount effects on grass yield

Y鉀=10 141.658-496.616X4-52.885X42

Y播量=10 141.658+1 068.095X5-515.664X52

根據(jù)模型，繪制各個試驗因素對飼用谷子產(chǎn)草量單作效應的曲線圖(圖1)。土壤含水量(X1)、磷肥(X3)、鉀肥(X4)、播量(X5)對產(chǎn)草量的曲線起伏較大，表明對秋閑田飼用谷子產(chǎn)草量具有明顯影響，氮肥(X2)的曲線較平直，表明氮肥對秋閑田飼用谷子產(chǎn)草量沒有明顯影響。在試驗因素設(shè)置的范圍內(nèi)，當其他因素均為0水平時，土壤含水量對干草產(chǎn)量的曲線呈直線上升趨勢，其變化導致干草產(chǎn)量在5 089.134～14 211.126 kg/hm2變動，增幅達9 121.992 kg/hm2；N、P、K的曲線基本上呈直線下降趨勢，氮肥的變化導致干草產(chǎn)量在10 953.870～9 958.474 kg/hm2變動，降幅995.397 kg/hm2；磷肥 的變化導致干草產(chǎn)量在11 713.336～8 072.588 kg/hm2變動，減幅3 640.748 kg/hm2；鉀肥的變化導致干草產(chǎn)量在10 923.350～8936.886 kg/hm2變動，減幅1 986.464 kg/hm2；播量的曲線呈拋物線形，在編碼處于1水平時，產(chǎn)草量最大，達到了10 828.03 kg/hm2。

2.4影響干草產(chǎn)量的各因素互作效應的響應曲面分析

試驗兩因素交互項中有5對達到了顯著水平，現(xiàn)只對差異顯著的交互項進行分析。通過對構(gòu)建的模型⑵進行降維法整理，可以獲得一組交互項因素耦合效應對產(chǎn)草量的子模型:

水分+氮肥：Y12=9691.222+2280.498X1+

618.199X1X2

水分+磷肥：Y13=9691.222+2280.498X1-

910.187X3+471.238X1X3

水分+播量：Y15=9691.222+2280.498X1+1068.095X5+1214.338X1X5-515.664X52

氮肥+磷肥：Y23=9691.222-910.187X3-

764.497X2X3

鉀肥+播量：Y45=9691.222-496.616X4+

1068.095X5+1039.842X4X5-515.664X52

根據(jù)模型，繪制兩因素耦合效應對秋閑田飼用谷子產(chǎn)草量的響應曲面圖(圖2～6)，進而確定因素的參數(shù)范圍。

由水分和氮肥耦合效應對飼用谷子干草產(chǎn)量的響應曲面(圖2)可以看出，當土壤含水量編碼處于-2～-1.6水平時，干草產(chǎn)量隨著氮肥使用量的增加由7 500 kg/hm2降到3 500 kg/hm2，水平間減幅較大；當土壤含水量編碼處于-1.6～1.5水平時，氮肥用量對干草產(chǎn)量沒有明顯的影響，干草產(chǎn)量穩(wěn)定在9 500 kg/hm2；當土壤含水量編碼處于1.5～2水平時，干草產(chǎn)量隨著氮肥使用量的增加由11 000 kg/hm2增到16 000 kg/hm2，水平間增幅較大。

當土壤含水量編碼處于-2～-1.4水平時，隨著磷肥使用量的增加，干草產(chǎn)量由8 500 kg/hm2降到2 400 kg/hm2；土壤含水量編碼處于-1.4～2水平時，隨著磷肥使用量的增加，干草產(chǎn)量基本處于12 000kg/hm2。結(jié)果表明，在施用少磷肥的情況下，增加土壤含水量，可明顯提高干草產(chǎn)量，譬如磷肥24 kg/hm2(編碼為-1.5)與土壤含水量22.5%(碼值為0)耦合時的產(chǎn)草量達到12 000 kg/hm2(圖3)。

圖2　水肥與氮肥耦合效應下的干草產(chǎn)量Fig.2　Effects of water and N Fertilizer coupling on dry weight

圖3　水肥與磷肥耦合效應下的干草產(chǎn)量Fig.3　Effects of water and P coupling on dry weight

水分與播量交互作用時，在播量編碼處于-2～-1水平時，干草產(chǎn)量處于6 000～8 000 kg/hm2；在播量編碼處于-1～2水平時，干草產(chǎn)量隨著土壤含水量的增加而增加，且水平間增幅明顯。在土壤含水量編碼處于-2～-0.25水平時，干草產(chǎn)量隨著播量的增加呈先增后下降趨勢，水平間的變幅較小；在土壤含水量編碼處于-0.25～2水平時，干草產(chǎn)量隨著播量的增加由6 000 kg/hm2增到1 8000 kg/hm2(圖4)。

圖4　水肥與播量互作下的干草產(chǎn)量Fig.4　Effects of the seeding rate，water and fertilizer coupling on dry weight

當施用磷肥量較少時，多施氮肥增產(chǎn)效果明顯，譬如磷肥量≤60 kg/hm2(編碼處于-1.5)與氮肥≥281.00 kg/hm2(編碼處于1)耦合時的干草產(chǎn)量為13 000 kg/hm2(圖5)；當施用氮肥較少時，多施磷肥也呈增產(chǎn)趨勢。當高氮、高磷耦合時，會產(chǎn)生拮抗作用，表現(xiàn)出減產(chǎn)。

播量與鉀肥互作時(圖6)，當鉀肥施用量較少時(編碼值-2～-1.7水平)，干草產(chǎn)量隨著播量的增加由12 000 kg/hm2降到9 800 kg/hm2；當鉀肥施用量較多時(編碼值1.7～2水平)，干草產(chǎn)量隨著播量的增加由3 300 kg/hm2增到14 000 kg/hm2。當播量較少時(編碼值處于-2～-1.5水平)，干草產(chǎn)量隨著鉀肥使用量的增加而減少；當播量較多時(編碼值1.5～2水平)，干草產(chǎn)量隨著鉀肥使用量的增加而增加；當播量適中時(編碼值為“0”水平)，鉀肥對干草產(chǎn)量沒有明顯的影響，干草產(chǎn)量處于9 800～11 000 kg/hm2。

2.5最優(yōu)方案的確定

2.5.1飼用谷子干草產(chǎn)量比較與優(yōu)良組合的篩選在結(jié)構(gòu)矩陣與產(chǎn)量數(shù)據(jù)表的36個處理組合中，每個處理飼用谷子的干草產(chǎn)量不同，處理6的組合產(chǎn)草量位居第2，為14 100.32 kg/hm2，被確定為優(yōu)良組合；處理7的組合產(chǎn)草量最高，為14 981.42 kg/hm2，與處理6、4、17組合的產(chǎn)草量差異不顯著，與其他處理組合的產(chǎn)草量差異極顯著，被確定為最優(yōu)組合，其配置是：土壤含水量為28.75%、施肥量氮(N)為94.00 kg/hm2、磷(P2O5)為47.00 kg/hm2、鉀(K2O)為281.00 kg/hm2、播種量為60.00 kg/hm2。

圖5　氮磷互作下的干草產(chǎn)量Fig.5　Effects of N and P fertilizer on dry weight

圖6　播量與鉀肥互作下的干草產(chǎn)量Fig.6　Effects of the seeding rate and K fertilizer coupling on dry weight

2.5.2飼用谷子高產(chǎn)栽培技術(shù)方案的模擬尋優(yōu)通過盆栽試驗，獲得了飼用谷子高產(chǎn)栽培技術(shù)的預測模型，能較好地模擬試驗區(qū)秋閑田播量、澆水量、施肥量與飼用谷子產(chǎn)草量的關(guān)系。根據(jù)預測模型(3)利用Excel 2007軟件的規(guī)劃求解，求得干草產(chǎn)量最大值為14 037.151 kg/hm2的播量與水肥耦合的最優(yōu)水平：土壤含水量為10%，N、P2O5、K2O的施用量均為“0.00E+00”，播種量為15 kg/hm2，即土壤含水量保持10%、播種飼用谷子量15 kg/hm2，免施氮肥、磷肥與鉀肥的方案，可視為秋閑田飼用谷子高產(chǎn)栽培的優(yōu)化方案。2.5.3飼用谷子經(jīng)濟、高效的栽培技術(shù)優(yōu)化方案的確定為了確定最優(yōu)方案，將篩選的4個谷草高產(chǎn)優(yōu)良組合處理7、處理6、處理17、處理4和優(yōu)化方案進行經(jīng)濟效益比較，結(jié)果表明，優(yōu)化方案的投資收益最大，經(jīng)濟效益最高(表4)，選為最優(yōu)方案，具體配置為：土壤含水量保持10%(即播后不澆水)、飼用谷子播量15 kg/hm2，免施氮肥、磷肥與鉀肥，該方案產(chǎn)草量(干草產(chǎn)量)14 037.151 kg/hm2，經(jīng)濟效益為13 887.151元/hm2，較最優(yōu)組合增收3 288.980元/hm2，增幅23.684%。

表4　試驗優(yōu)化方案與優(yōu)良組合的經(jīng)濟效益比較

注：(1)2014年農(nóng)資市場谷草價格1.0元/kg、谷種價格10元/kg、尿素、磷酸二銨、氯化鉀價格分別為2.50元/kg、2.50元/kg、2.00元/kg，施肥工費300元/hm2，澆地工電費600元/hm2。土壤含水量編碼2、1、0、-1與-2分別模擬播后4水、3次水、澆2次水、澆1次水與不澆水；

(2)投入不包含播前澆地、整地等其他費用

3討論

設(shè)置播量與水肥耦合處理旨在尋找播量、水分與肥料的最適比例，模擬優(yōu)化方案，創(chuàng)造秋閑田飼用谷子生長的最佳環(huán)境條件，實現(xiàn)優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)高效的目的。

3.1參試因素對秋閑田飼用谷子產(chǎn)草量的影響

土壤含水量對青刈飼用谷子產(chǎn)草量的影響最大，土壤含水量對干草產(chǎn)量的曲線呈直線上升趨勢，增幅達9 121.992 kg/hm2，表明水分是秋閑田飼用谷子高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)的最重要條件，是影響產(chǎn)草量的主導因素。生產(chǎn)上水分過高或過低均對谷子生長不利。應在苗期控制水肥、進行蹲苗，促進根系生長，達到壯苗的目的；生長中期需水最多[20]，在拔節(jié)后若遭遇嚴重干旱應及時澆水。

播量是調(diào)控種植密度的基礎(chǔ)，合理密植有利于協(xié)調(diào)植株個體與群體之間的矛盾，對秋閑田飼用谷子產(chǎn)草量具有重要的影響，是飼用谷子栽培管理中的關(guān)鍵技術(shù)，應給予高度重視。當播量過小時，單位面積上沒有足夠的谷子植株群體，不能充分利用秋季光、熱、氣、水、肥、土等自然資源，減少生物產(chǎn)量；當播量過大時，單位面積上的植株群體加大，植株個體競爭力加大，秋季光、熱、氣、水、肥、土等環(huán)境資源不能滿足飼用谷子生育需求，產(chǎn)生大苗欺小苗的現(xiàn)象，除此之外，田間小環(huán)境郁閉，通風透光不好，反而降低生物產(chǎn)量[21]；適宜的播量可以建立理想的群體株型結(jié)構(gòu)，有利于植株個體與群體之間的協(xié)調(diào)生長，個體生長健壯，群體協(xié)調(diào)生長能力強，可提高秋季光、熱、氣、水、肥、土等環(huán)境資源利用率，是秋閑田谷草高產(chǎn)的基本保障。

氮、磷、鉀是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所必須的重要元素，但不同土壤肥力、氣候條件的需求量不同[22]，生產(chǎn)上肥料施用量過小時，不利于植株正常生長發(fā)育；肥料施用量過大時，容易發(fā)生燒苗，植株不能正常生長發(fā)育，對產(chǎn)草量有不良影響。試驗中N、P、K的曲線呈直線下降趨勢，磷肥或鉀肥的不同施用量對產(chǎn)草量具有明顯的不良影響，氮肥的不同施用量對產(chǎn)草量沒有明顯的影響。

3.2兩因素互作效應對秋閑田飼用谷子產(chǎn)草量的影響

在此次試驗條件下，水分與播量、鉀肥與播量、氮肥與磷肥、水分與氮肥、水分與磷肥等對秋閑田飼用谷子產(chǎn)草量具有明顯耦合效應。水分與播量耦合對產(chǎn)草量的影響最大，其次是鉀肥與播量耦合對產(chǎn)草量的影響，氮磷耦合、水氮耦合、水磷耦合對產(chǎn)草量均有重要影響。在水分與播量或鉀肥與播量交互作用時，水分與鉀肥被有效利用需要較大的谷子群體，當播量較大時，種植密度就大，較大的谷子群體對水分或鉀肥的需求量也就大，若水分或鉀肥供應充足，獲得的產(chǎn)草量就大，若水分或鉀肥供應越少，產(chǎn)草量就越小[23]；當播量過小時，鉀肥的增產(chǎn)效應不但不能發(fā)揮，甚至還會引起減產(chǎn)。在水氮、水磷耦合時，氮磷肥料對青刈飼用谷子的作用主要受水分的影響，但少量的氮磷肥料則有利于發(fā)揮水分對青刈飼用谷子的增產(chǎn)效應。當土壤含水量較大時，植株能更好地吸收利用氮磷肥料，產(chǎn)草量隨著氮磷肥料增加而增加；當土壤含水量較小時，植株不能更好地吸收利用氮磷肥料，產(chǎn)草量隨著氮磷肥料增加反而降低；適宜的水肥條件有利于飼用谷子對養(yǎng)分的吸收和運輸，有利于植株的協(xié)調(diào)生長[24]，可促使青刈飼用谷子既高產(chǎn)又穩(wěn)產(chǎn)。氮磷耦合時，低氮或低磷具有明顯的互補效應，反之則具有明顯的拮抗作用。張守潤[25]通過氮磷配施對苦參苗生長影響的研究表明，低施磷量和高施氮量互作時，生長1年苦參的莖葉鮮質(zhì)量、干質(zhì)量均較高，低施氮量與高施磷量互作時，總干質(zhì)量較大；王志亞等[26]通過對山西晉中旱地谷子施肥效應的研究表明，氮磷表現(xiàn)出正交互作用，但氮肥和磷肥不可過量，否則導致減產(chǎn)。在本試驗條件下，當施用磷肥量較少時，飼用谷子能更好地吸收利用氮肥，多施氮肥則增產(chǎn)效果明顯；當施用氮肥較少時，飼用谷子能更好地吸收利用磷肥，多施磷肥也具有明顯的增產(chǎn)效果；當高氮、高磷耦合時，則產(chǎn)生拮抗效應，氮磷施用量越大，減產(chǎn)越明顯，這與張守潤、王志亞等的結(jié)果趨于一致。

4結(jié)論

(1)有4個因素單作對秋閑田青刈飼用谷子產(chǎn)草量具有重要影響，土壤含水量的影響最大，其次是播量，再次為磷、鉀肥，氮肥作用不明顯。

(2)有5對因素互作對秋閑田青刈飼用谷子產(chǎn)草量具有重要影響，水分與播量耦合效應影響最大，其次是鉀肥與播量耦合效應，氮磷耦合、水氮耦合、水磷耦合等耦合效應也都有重要影響，其他交互項沒有明顯耦合效應。

(3)在此次試驗條件下，秋閑田青刈飼用谷子經(jīng)濟效益最大的最優(yōu)方案是：土壤含水量保持10%(即播后)、飼用谷子播量15 kg/hm2，免施氮肥、磷肥與鉀肥，該方案干草產(chǎn)量為14 037.15 kg/hm2，經(jīng)濟效益為13 887.15元/hm2，較最優(yōu)組合增收3 288.98元/hm2，增幅23.68%。

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Effects of seeding rate,water and fertilizer coupling on grass yield of fodder millet (Setariaitlica) grown in autumn fallow field in Hebei

ZHOU Han-zhang1,LIU Huan2,WANG Xin-yu1,WANG Xin-dong3,HOU Sheng-lin1

(1.InstituteofMilletCrops，HebeiAcademyofAgricultureandForestrySciences，NationalFoxtailMilletImprovementCenter，HebeiBranchofNationalSorghumImprovementCenter，MinorCerealCropsLaboratoryofHebeiProvince,Shijiazhuang，050035，China；2.InstituteofAgriculturalInformationandEconomics，HebeiAcademyofAgricultureandForestrySciences，Shijiazhuang050035,China；3.AgriculturalBureauofShenzeCounty，Shenze052560，China)

Abstract：The paper studied the effects of seeding rate,water and fertilizer (N,P,K) coupling on grass yield of fodder millet (Setaria itlica cv.Jigu No.18) grown in autumn fallow field.A orthogonal rotation combination with five factors was designed in pot experiment.The mathematical model between fodder millet hay yield (Y) and soil moisture content (x1),N (x2),P (x3),K (x4) and seeding rate (x5) was established to simulate optimization.The results showed that soil moisture,seeding rate,phosphate (P) fertilizer and potassium (K) fertilizer had important effects on grass yield.The greatest influence on yield was soil moisture,which was followed by seeding rate,P and K.The order coupling strength was soil content - seeding rate>K-seeding rate > N -P > soil moisture-N >soil moisture -P.The mathematical model,Y=20 543.756-565.570x1-39.942x2-23.102x3-38.470x4-151.877x5+ 1.052x1x2+ 1.604x1x3+ 12.953x1x5 - 0.173x2x3+ (R2=0.788.P<0.01,FLf=0.464< F0.1=2.193) was established.The optimum soil moisture and seeding rate were 10% and 15 kg/hm2.And the estimated highest hay grass yields and economic benefit were 14 037.151 0 kg/hm2 and 13 887.15 yuan/hm2,the economic benefit could be increased by 23.68% (3288.98 yuan/hm2) compared to the best combination in experiment.

Key words：autumn fallow field;forage millet；seeding rate；water and fertilizer coupling；grass yield

中圖分類號：S 515

文獻標識碼：A

文章編號：1009-5500(2016)02-0034-10

作者簡介：周漢章(1960-)，男，河北寧晉人，研究員，主要從事植物保護與一年生飼用作物栽培技術(shù)研究。

基金項目：農(nóng)業(yè)部公益性行業(yè)科研專項“牧區(qū)飼草飼料資源開發(fā)利用技術(shù)研究與示范”(20120304201)資助

收稿日期：2015-07-02； 修回日期：2016-01-25

E-mail：zhz5678@126.com

侯升林為通訊作者。