密度、氮肥及硼肥對紫色辣椒鳳紫運1號的產量效應分析

隋益虎，胡能兵，唐金寶

(安徽科技學院 農學院，安徽 鳳陽 233100)

辣椒(CapsicumannuumL.)是一種世界性蔬菜作物，在我國辣椒種植面積位居蔬菜作物之首[1]。目前廣泛種植的辣椒為常規綠果(未成熟果)類型，鮮有紫果類型。紫色辣椒相對綠色辣椒有較高的抗逆性，且未成熟果富含的花青素具有保健等特點。安徽科技學院辣椒課題組經過十多年努力，選育出了三系配套的紫色線椒新品種——鳳紫運1號，2013年已通過安徽省級審定/登記。該品種母本是通過種間遠緣雜交創制的綠色辣椒雄性核質互作不育系(CMS) 1110A[2]，父本是含有高辣椒素的紫色辣椒純系9007-2。F1代植株的子葉、真葉、莖、花和未成熟果均呈紫色，尤其是未成熟果中含有較高的花青素；同時，具有抗病毒病和疫病，耐高低溫和強光等特點，因此，可有效減少農藥的使用，提高商品果實的安全性[3]。

影響辣椒生產的農藝因子很多，為了使不同品種辣椒的栽培產量或經濟效益最大化，前人在單一因子或多種因子組合等方面做了大量研究[4-10]。而本課題組根據供試土壤環境條件及辣椒新品種的生長發育特點，試驗選擇密度、氮肥和硼肥為主要優化因子，篩選最佳因子水平組合，旨在為特色辣椒新品種鳳紫運1號的高產栽培與大面積推廣提供參考。

1 材料與方法

1.1 材料與實驗條件

實驗于2015年1—9月在安徽科技學院蔬菜基地中心進行。實驗地前茬為小白菜，黏性黃棕壤土。0～20 cm 耕層含有機質1.21%，全氮0.09%，堿解氮78 mg·kg-1，速效磷27 mg·kg-1，速效鉀152.5 mg·kg-1，熱水溶性硼0.28 mg·kg-1。供試辣椒品種為鳳紫運1號紫色辣椒新品種，供試肥料的氮肥為尿素，微肥硼肥為四硼酸鈉。

1.2 試驗設計

采用三因素五水平二次回歸正交旋轉組合設計，選取密度(x1)、氮肥(x2)、硼肥(x3)為自變量，五水平分別為1.682、1、0、-1、-1.682，以辣椒鮮果實產量(y)為目標函數。試驗共設置23個處理組合，小區(畦)長度2.75 m，寬度1 m(帶溝)，面積為2.75 m2。每畦雙行，行距0.5 m，每穴單株種植，試驗區四周設有保護畦。小區和折合667 m2的密度水平、氮肥和硼肥施用量及其編碼列于表1。

1.3 田間管理與數據記錄

2015年1月在高效節能溫室內育苗，4月9日進行小拱棚覆蓋栽培，16日根據設計量，按小區均勻施用硼肥；5月10日按小區均勻施用尿素，并撤除小拱棚。其后的水分、中耕除草等管理均按常規生產進行并嚴格控制作業的一致性，減少試驗誤差。每個小區的植株都按株編號，6月3日進行第一次采摘，以后每1周采摘1次，直至8月30日止，每個被采果實長度要求大于10 cm。每次采摘后立即用電子天平稱重并按株分別記錄鮮果質量，最后對整個生長期每株鮮果質量累加求和，再計算小區產量，折算667m2產量。

表1試驗因子及其水平編碼

Table1Coding of experimental factors and levels

水平編碼Levelcoding密度Plantingdensity(x1)小區株數Plantnumberperplot667m2株數Plantnumberper667m2氮肥Nitrogenfertilizer(x2)小區施量Amountperplot/g667m2施量Amountper667m2/kg硼肥Boronfertilizer(x3)小區施量Amountperplot/g667m2施量Amountper667m2/kg168219460816540020412510001174123140339563300080001536381032498220620500-1143396661600808250200-168212291141994400變化區間Range248537897412380300

2 結果與分析

2.1 辣椒產量的二次回歸模型

根據每株辣椒的多次產量記錄結果算得的小區與667m2產量列于表2。試驗的三因素二次回歸正交旋轉組合設計結構矩陣及其試驗結果(小區產量)部分計算過程列于表3。

表2二十三個處理組合的辣椒果實產量

Table2Pepper fruit yields of 23 treatment combinations

試驗區號No．ofplot產量Yield小區鮮果質量Freshfruitweightperplot/(g·275m-2)667m2鮮果質量Freshfruitweightper667m2/kg試驗區號No．ofplot產量Yield小區鮮果質量Freshfruitweightperplot/(g·275m-2)667m2鮮果質量Freshfruitweightper667m2/kg19983202420931393471022666727881351911231460051514562537448451806251591774022255246927551679931692432022414858198901988231789658521742266620351605431894145022830276816701653051986803021049785819101411132095011023040297915101919412187394521193210544045131931228277602007321110502402546832388075521358312487550118231

表3三因素二次回歸正交旋轉組合設計結構矩陣及其試驗結果計算

Table3Structure matrix of three-factor quadratic regression orthogonal rotational combination designs and processing of the experimental data

試驗區號No．ofplotx0x1x2x3x1x2x1x3x2x3x′1x′2x′3產量Yield/(g·275m-2)111111110406040604069983202111-11-1-1040604060406788135311-11-11-1040604060406744845411-1-1-1-1104060406040669275551-111-11104060406040681989061-11-1-1-1-104060406040666203571-1-1111-104060406040668167081-1-1-11-11040604060406581910911682000002235-0594-0594791510101-1682000002235-0594-0594544045111016820000-05942235-059410502401210-16820000-05942235-0594487550131001682000-0594-0594223593471014100-1682000-0594-05942235600515151000000-0594-0594-0594917740161000000-0594-0594-0594924320171000000-0594-0594-0594896585181000000-0594-0594-0594941450191000000-0594-0594-0594868030201000000-0594-0594-0594950110211000000-0594-0594-0594873945221000000-0594-0594-0594827760231000000-0594-0594-0594880755B2155366589478613151364458108200599130515198921619-121669696-64457414-65183053T=18458825D23136581365813658888158961589615896b937115876551370110824767922141163137564986252702375-7654108-4054946-4100595Q58620751116774929828571803802129107533785701558422645931272949261371302267289276

按二次回歸正交旋轉組合設計的分析方法[11]，利用Excel軟件計算，得小區產量(y，kg·2.75m-2)依密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)變化的函數模型為：

2.2 回歸模型的顯著性檢驗

根據變異來源將全試驗總平方和分解為回歸、失擬和誤差項，F測驗表明：F1=失擬均方/誤差均方=0.641 9，Pr=0.675 5，失擬不顯著，說明回歸方程的擬合度好，主要影響因子已被考查。F2=回歸均方/剩余均方=41.57，Pr=9.104×10-6，回歸極顯著，說明試驗指標產量依考查因子(x1、x2和x3)回歸在總體上達到極顯著水平。進一步將模型中回歸項平方和再分解為各因子一次項、交互項及二次項，F測驗表明：除交互項x1x2和x2x3回歸沒有達到顯著，其余項均達極顯著水平(表4)。

2.3 單因素效應

表4辣椒產量三因素二次回歸正交旋轉組合試驗方差分析

Table4Variance analysis of pepper yield based on three-factor quadratic orthogonal rotation combination design

變異來源Sourceofvariation平方和Sumofsquares自由度Degreeoffreedom均方MeansquareF值Fvalue顯著水平Significancelevel回歸Regression4998385135955537612641579104E?6x15862075111586207510438800002x2167749298211677492980125563608E?6x3857180380185718038064164328E?5x1x22129107512129107515902424x1x33378570151337857015252900010x2x35842264515842264543700699x21931272949193127294969703207E?5x222613713021261371302195600022x232672892761267289276200100021失擬Lackoffit49729509599459020641906755誤差Error123954691815494336總變異Totalvariation517206933622

圖1 三因素對辣椒產量的效應Fig.1 Effects of three factors on the yield of pepper

2.4 兩因素互作效應

將x1、x3的各水平編碼值代入方程中計算相應互作的辣椒果實鮮質量值y1，3，比較表明，x1與x3存在正向互作效應，不論種植密度在何水平下，增施硼肥都能帶來辣椒產量的增加；隨著密度增大，硼肥施用水平亦需相應提高。但在不同密度水平下，各硼肥水平的增產作用大小不同。低密度水平(-1～-1.682)配合零水平硼(0.5 kg·667m-2)，高密度水平(1～1.682)配合高水平硼(1.0 kg·667m-2)均能獲得最佳互作效應(表5)。

表5密度(x1)與硼肥(x3)對辣椒果實鮮質量的互作效應

Table5Interaction effect of planting density (x1) and boron fertilizer (x3) on the fresh pepper fruit weight

密度(x1)Plantingdensity硼肥Boronfertilizer(x3)-1682-1011682-16826389069338704306332053766-1749028337488898862207968907817691080103103106924104826166142834781020001123201146541682491546951392468107220112577

2.5 邊際效應

為了研究辣椒果實產量隨各因素水平增減的變化率，對產量數學模型求一階偏導數，同時將其他2個變量分別固定在“0”水平，得到dy1/dx1=0.655 1-1.530 8x1，dy2/dx2=1.108 2-0.811 0x2，dy3/dx3=0.792 2-0.820 2x3，可見密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)的邊際產量均有明顯變化，其中密度(x1)的邊際效應最大；當各變量分別取較低水平時，增產效應較大，反之則較小；當三因素超出適宜范圍即越過產量最佳點后，邊際產量的效應降低，并最終為負值。

2.6 模型的綜合統計選優

在本研究約束范圍x∈[-1.682，1.682]內，辣椒果實的最高產量為3 206.678 kg·667m-2，其處理因子水平組合為x1=1，x2=1.682，x3=1.682(即密度4 123株·667m-2，氮肥40.020 kg·667m-2，硼肥1.000 kg·667m-2)。同時對125個處理組合進行產量模擬得到超過2 500 kg·667m-2產量的組合有24個，說明鳳紫運1號紫色辣椒的穩產性與高產性均較好。

進一步對綜合因子進行頻數統計分析，獲得高產栽培的優化區間(95%置信度)，表明在本實驗條件下，按常規技術標準進行管理，鳳紫運1號產量在2 500 kg·667m-2以上的優化組合模式為：密度為3 903～4 172 株·667m-2，氮肥施量為31.186～36.081 kg·667m-2，硼肥施量為0.724～0.880 kg·667m-2(表6)。

3 結論與討論

表6鳳紫運1號產量高于2 500 kg·667m-2的綜合因子水平頻數分析

Table6Comprehensive frequency analysis of different factor levels combination on fresh pepper fruit weight of Fengziyun No.1 higher than 2 500 kg·667m-2

編碼水平Levelcoding密度(x1)頻數Frequencybasedondensity氮肥(x2)頻數Frequencybasedonnitrogenfertilizer硼肥(x3)頻數Frequencybasedonboronfertilizer-1682000-1000097618891682799平均值Mean082390964110058標準差Standarddeviation01414013920133095%置信區間Confidenceinterval05468～1101006913～1236807451～12664優化區間Optimizedranges3903～417231186～360810724～0880

在本實驗的土壤、管理和設計的因子水平條件下，紫色辣椒鳳紫運1號的果實產量依密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)三因子的回歸極顯著，回歸方程可用于預測產量并指導高產栽培。本研究中，當處理組合密度為4 123株·667m-2(x1=1)，氮肥40.020 kg·667m-2(x2=1.682)，硼肥1.000 kg·667m-2(x3=1.682)時，辣椒果實的產量最高，達3 206.678 kg·667m-2。

高產原因分析表明，除三因子一次項回歸正向極顯著外，x1、x3互作亦極顯著，x2、x3存在弱正向互作(P=0.069 9)，這可能與充足的單株營養狀況以及硼肥促進授粉受精有關。有研究[5，12-13]表明，種植密度通過影響通風、透光從而影響辣椒株高、分枝數、結果數量和單果質量等，合理密植是辣椒高產和高效栽培的重要農藝措施之一。氮是辣椒必需的大量元素，能夠改善其多項生理功能[14]，氮的作用大于磷、鉀[15]。李子雙等[16]研究表明，氮肥對產量的影響大于磷肥與硅鈣肥，能改善辣椒吸收營養元素等功能，但應適量施用，過多施用反而會造成產量降低、品質下降等現象。硼是植物的必需微量元素，一些學者研究證實硼營養對油菜[17]、大豆[18]及辣椒[8]等植物的生長發育及產量均有較大的影響。硼參與細胞生長許多代謝過程[19-20]，尤其在花粉母細胞減數分裂敏感階段，缺硼引起雄性不育[21-22]，最終導致結實率下降、落果、果實畸形，嚴重降低了產量[23]。鳳紫運1號是三系配套的雜種一代，增施硼肥可能有助于恢復基因在F1中發揮作用，改善其花粉粒活性從而提高產量。此外，前人還證實硼能促進某些作物對大量元素氮、鉀、磷的吸收[24-25]以及對中、微量元素Ca2+、Mg2+、Zn2+、Cu2+的吸收[26]，從而平衡這些礦質營養使植株生長良好。本研究中由于氮肥(x2)和硼肥(x3)均取了最高水平(1.682)，所以實際生產中隨著兩者施用水平的提高，還有更高產的可能。

三因子綜合試驗模擬得到了高產(≥2 500 kg·667m-2)處理組合24個，占總組合數的比例達19.2%，說明鳳紫運1號在生產上具有較好的穩產、高產性。在95%置信度下，鳳紫運1號高產優化農藝措施模式為：密度3 903～4 172 株·667m-2，氮肥施量31.186～36.081 kg·667m-2，硼肥施量0.724～0.880 kg·667m-2。此模式也為類似的果數與果質量并重型辣椒雜交品種的高產栽培提供了借鑒。

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