滴灌灌溉量、施氮量和種植密度對春玉米產量的影響

楊恒山，張明偉，張瑞富，邰繼承，李維敏，張雨珊，馬日亮，白 斌

（1.內蒙古民族大學 農學院/內蒙古自治區飼用作物工程技術研究中心，內蒙古 通遼 028042；2.內蒙古自治區農業技術推廣站，呼和浩特 010010）

0 引 言

【研究意義】西遼河平原地處世界玉米生產的黃金帶，是我國為數不多的井灌玉米高產區之一[1-2]。玉米生產中傳統畦灌下高施氮量和小口期一次性追氮是農戶主要習慣，近年增產幅度很小，水氮利用效率逐年降低。傳統畦灌高施氮種植方式嚴重制約玉米生產潛力，提高水氮利用效率是西遼河平原灌區玉米生產發展的必然選擇。【研究進展】邴昊陽等[3]研究表明，在集雨節灌、溝灌、傳統畦灌、溝壟集雨4 種種植方式中，傳統畦灌下春玉米產量及水分利用效率低于集雨節灌、溝灌、溝壟集雨種植方式；倪東寧等[4]研究表明，河套灌區傳統畦灌較溝灌產量雖提高3.93%，但多耗水30%，水分利用效率低48.17%；左海軍等[5]研究指出，降雨和灌溉是影響農田氮素淋失損失的主要因素，傳統漫灌作為灌溉強度較大的灌溉方式，對于土壤中硝態氮的淋失有明顯影響，隨著灌溉定額的加大，硝態氮在土層中的移動強度加大，作物對其的吸收利用降低。水肥一體化滴灌技術具有顯著節水增效特點，被視為高效節水灌溉的典范[6]。鄭彩霞等[7]研究表明，滴灌條件下隨著灌水量的增大，土壤濕潤體硝態氮增加，在濕潤體邊緣硝態氮產生累積，氮素和較大比例的根系均分布在同一濕潤土體內，因此根系與氮素接觸的機會更大，根系與氮素空間分布上的耦合效應使氮素利用效率更高。西遼河平原是我國為數不多的井灌玉米區，玉米種植面積大、單產水平高，由于傳統畦灌方式的沿用，水資源利用效率低，高產與灌溉水高效的矛盾突出。滴灌是節水灌溉的典范，淺埋滴灌是本課題組作為主要單位研發的一種新型滴灌技術，淺埋滴灌將滴灌管淺埋于地表3～5 cm 處，具有顯著的節水、保苗、增產作用，具有較大的推廣應用價值，2019 年在西遼河平原推廣應用近70 萬/hm2。課題組前期研究結果表明，相比于傳統畦灌，淺埋滴灌下灌溉水利用率顯著增加[8]，郭金路等[9]研究表明，與常規溝灌相比，淺埋滴灌可節水30%以上，水分利用效率和灌溉水利用效率分別提高22.1%和27.5%。合理的種植密度能夠調節作物光熱資源及水肥資源，改善群體內部通風和光照條件，而適當的灌水量和施氮量則是作物在適宜種植密度充分發揮群體優勢進行光合生產的營養物質保障[10]。【切入點】淺埋滴灌下，灌水量、施氮量和種植密度互作對春玉米產量有何影響，其互作效應如何衡量，這方面的研究鮮見報道。【擬解決的關鍵問題】采用隨機區組試驗設計，在淺埋滴灌方式下對灌水、施氮、種植密度進行因素效應分析，定量評價各因素及因素間互作效應對春玉米產量的影響，可為西遼河平原淺埋滴灌下春玉米最優種植密度、施氮量及灌水量提供理論參考。

1 材料與方法

1.1 試驗地概況

通遼市科爾沁區農業高新科技示范園區（43°36′N，122°22′E），海拔180 m，年平均氣溫6.8 ℃，大于10 ℃的活動積溫3 200 ℃，平均無霜凍期為154 d，年均降水量為390 mm，試驗地土壤為灰色草甸土；2017―2019 年試驗地播前耕層（0～20 cm）土壤有機質量18.52～19.63 g/kg，堿解氮量50.81～52.26 mg/kg，速效磷量11.35～13.20 mg/kg，速效鉀量110.83～118.69 mg/kg。

表1 2017―2019 年生育期內降水量Table 1 Rainfall during growth period in 2017―2019 mm

表2 不同生育期灌溉頻次及灌溉量Table 2 Irrigation frequency and amount in different growth periods

表3 試驗設計方案Table 3 Experimental design scheme

1.2 試驗設計

試驗采用隨機區組設計，種植密度（D）設60 000株/hm2（D1）、75 000 株/hm2（D2）、90 000 株/hm2（D3）3 個水平；施氮量（N）設常規施量50%（N1：150 kg/hm2）、常規施量70%（N2：210 kg/hm2）、常規施量（N3：300 kg/hm2）3 個水平，灌水量設常規水量40%（W1：1 600 m3/hm2）、常規水量50%（W2：2 000 m3/hm2）、常規水量60%（W3：2 400 m3/hm2）3 個水平。各處理均底施磷酸二銨（氮、磷、鉀質量比為18∶46∶0）195 kg/hm2，硫酸鉀（氮、磷、鉀質量比為0∶0∶50）90 kg/hm2，3 次重復，共81 個小區，小區面積72 m2（10 m×7.2 m），小區處理之間埋設100 cm 深的地膜防止水肥互相滲透。供試品種為農華101，采用大小壟（40 cm、80 cm）種植，滴灌帶埋深3～5 cm，2017 年5 月2 日播種，10 月4日收獲；2018 年4 月28 日播種，10 月2 日收獲。2019年5 月1 日播種，10 月1 日收獲；生育期內根據土壤持水情況分7 次灌溉，灌溉方案見表2，氮肥追施結合灌溉，將尿素（含氮量46%）溶于施肥灌內，分別在拔節期、大喇叭口期、吐絲期按3∶6∶1 比例施用。試驗設計方案見表3。

1.3 測定項目與方法

成熟期，各小區測產面積為24 m2，人工脫粒后測籽粒鮮質量和含水率，并折算成含水率為14%的產量。

1.4 數據統計方法

使用 Excel 2016 進行數據計算并制表、用SigmaPlot10.0 軟件作圖，DPS10.01 進行數據統計分析。

2 結果與分析

2.1 回歸模型的建立

以表3 中灌水定額、氮肥用量、種植密度編碼值為自變量，以產量為因變量，建立產量與灌水量、施氮量、密度的三元二次回歸模型：

Y=12 269.79+550.44W+779.77N+93.84D-590.35W2-622.35N2-577.94D2+159.89WN+174.45ND+36.97WD，（1）

式中：Y 為產量；W 為灌水定額；N 為施氮量；D 為密度。對模型（1）進行F 顯著性檢驗，F=61.196 4>F0.01(9,17)=4.89，模型達極顯著水平，回歸方程擬合良好，能夠反映灌水、施氮、種植密度與產量之間的關系，可以對產量進行預測。從表4 各偏回歸系數的檢驗可知，除WN 交互顯著、WD 交互不顯著外，其余各項系數均達極顯著水平。

表4 產量方程偏回歸系數檢驗Table 4 Partial regression coefficient test of yield equation

2.2 產量模型效應

2.2.1 主因子效應分析

式（1）中W、N 和D 均已進行無量綱編碼代換，比較各偏回歸系數絕對值的大小可以直接反映W、N和D 分別對Y 的影響程度。產量模型中一次項系數均為正值，表現為N＞W＞D，說明在此栽培方式下，三者對產量的提高均有促進作用，其中氮肥對產量的影響最大，其次為灌水，種植密度對產量影響最小。各因素對產量的交互效應為ND＞WN＞WD，說明施氮量與種植密度互作對玉米產量起主導作用。產量模型中二次項系數均為負值，表明產量隨著灌水、施氮、種植密度的增加呈先增加后降低的趨勢。

2.2.2 單因子效應分析

對式（1）降維，可以得到灌水量（W）、施氮量（N）、種植密度（D）與產量的單因子方程：

圖1 為根據單因子模型作W、N 和D 的產量因子效應變化圖。由圖1 可知，當W、N 和D 編碼水平在試驗范圍內效應曲線呈拋物線，符合報酬遞減規律。隨著各因素編碼值的增大效應增大，達到最大值后效應減弱。當各因素均為最低編碼值-1 時，對應產量分別為11 129.00、10 867.67、11 598.01 kg/hm2。編碼值提升到0 時產量均為12 269.79 kg/hm2。編碼值取最大值1 時，產量分別為12 229.88、12 427.21、11 785.69 kg/hm2。進一步對式（2）、式（3）、式（4）一階偏導得邊際效應方程：

圖2 反映了邊際效應隨著各因子施入量增加的變化情況。根據圖2 可知，各因子對產量影響變化為N＞W＞D，當施氮量、灌水量較低時效應增加明顯，對產量影響較大。施入量增加到一定值時將會對產量產生負效應。當編碼值分別為W=0.466，N=0.626時，單因子對產量效應取得最大值。即最佳灌水定額2 186.40 m3/hm2時，產量最高為12 398.10 kg/hm2；施氮量266.34 kg/hm2產量為12 514.04 kg/hm2；種植密度的邊際效應遞減率最小，表明單位水平種植密度引起邊際產量的減少量最小，但是密度對產量有一定的促進作用，種植密度為76 215 株/hm2時，產量最高為12 273.60 kg/hm2。

2.2.3 兩因子交互效應

本試驗中確定的回歸模型，存在灌水量與施氮量、施氮量與種植密度、灌水量與種植密度的交互項，且施氮量與種植密度偏回歸系數達到極顯著水平，灌水量與施氮量偏回歸系數達顯著水平，灌水量與種植密度偏回歸系數不顯著。所以產量的變化不單純是各因子單獨效應，還存在各因子之間的互作效應。將W、N 和D 中任意一個因子的編碼值固定為0，分別可以得到另外兩因子的互作效應方程，并對應作圖。進一步分析兩因子之間的交互作用對產量的影響。

施氮量與種植密度之間互作的產量模型為：Y=12 269.79+779.77N+93.84D-622.35N2-577.94D2+174.45ND。圖3 反映兩因子之間的交互作用對產量的影響。由圖3 可知，隨著施氮量、種植密度的增加，產量表現為先增大后降低的趨勢。施氮量固定為最低編碼值（N=-1）時種植密度在D=0.069（76 035 株/hm2）時產量取得最高為10 859.35 kg/hm2。隨著種植密度的增加，產量逐漸降低，當種植密度取最大編碼值（D=1）時，產量降低為10 209.12 kg/hm2。當施氮量固定到0 編碼值時，種植密度需要增加到0.081（76 215株/hm2）產量才能取得最大值12 273.60 kg/hm2。說明較低的施氮量能維持作物產量達到較高水平。如果施氮不足卻增加種植密度，會造成玉米養分虧缺，加快生育后期衰老速度，無法發揮種植密度對產量的增益作用，適量增加施氮量增加種植密度對產量有促進作用。當施氮量、種植密度取最低編碼值時，產量為10 370.34 kg/hm2，同時使施氮量和種植密度增大，產量迅速增加為12 269.79 kg/hm2。在編碼值N=1，D=0.23 時產量取得最大值為12 458.34 kg/hm2。若再提高種植密度，產量會降低至12 117.56 kg/hm2。說明適宜的施氮量、種植密度互作在產量達到最高點之前對產量有促進作用，具有明顯的增產效應，繼續增加施氮量和種植密度，對產量的提高則變為負效應。因此，適宜的施氮量和合理的種植密度匹配才能實現玉米的高產與氮肥高效利用。

灌水量與施氮量之間互作的產量模型為：Y=12 269.79+550.44W+779.77N-590.35W2-622.35N2+159.89WN。由圖3 可知，灌水量、施氮量與產量的耦合趨勢與施氮量、種植密度與產量的耦合趨勢相似，隨著灌水量、施氮量的增大呈先增大后減小的報酬遞減規律。當W=-1，N=0.49 時產量最大為11 283.31 kg/hm2。當W=0 時，產量為12 514.04 kg/hm2。隨著W 的繼續增大，產量降低。當增加到W=1 時，產量降至12 229.88 kg/hm2。可見在中灌水量時產量即可達到最大值，隨著灌水量的增加產量呈降低趨勢。當W 編碼值固定為0 時，W 方向比曲面對應N 方向平緩，說明施氮量對產量的影響比灌水量顯著。分析原因，可能是在本試驗區，土壤肥力較差，需人工施肥以保證作物正常生長，由于自然降水導致灌水對作物生長影響相對較弱，因而灌水對產量的影響表現比較平緩。當W、N 編碼值均為-1 時，產量為9 886.77 kg/hm2。W、N 編碼值為0 時產量增長到12 269.79 kg/hm2。當W、N 編碼值同時增長到1 時，產量迅速增長為12 547.19 kg/hm2。表明當W、N 在低水平情況下增加施入量產量迅速增長。

灌水量與種植密度之間互作的產量模型為：Y=12 269.79+550.44W+93.84D-590.35W2-577.94D2+36.97WD。根據圖3 可知，產量隨灌水量、種植密度施入量的增大呈先增大后降低的趨勢。根據T 檢驗可知，雖然二者互作對產量有促進作用，但未達到顯著水平。二因素互作效應分析表明，對施氮量而言，與種植密度的交互作用大于灌水；對灌水量而言，與施氮的交互作用比種植密度大；對種植密度而言，與施氮的交互效應大于灌水。任何單因子增高或降低均不利于產量的增長，而優化各因素的投入量，可提升產量。

2.2.4 三因素互作效應

通過固定W、D 的相應編碼值，做出N 在不同編碼值下產量變化圖，并通過相同方式做出W 和D 在不同編碼值時的三因子耦合效應圖（圖4）。隨著施氮量、灌水量、種植密度的同時增加，產量呈先增加后降低的趨勢，但施氮量降低幅度較小，存在最高產量。當三因子取最低編碼值即W、N、D 都為-1 時，產量僅為9 389.44 kg/hm2；當三因子均取0 時，產量迅速提升為12 269.79 kg/hm2。當W=0.57，N=0.73，D=0.21 時，取得最高產量12 716.82 kg/hm2。若再增大灌水量、種植密度，產量降低為12 237.55 kg/hm2。與灌水量、施氮量、種植密度均在0 編碼值時相比，三因素互作產量提高3.64%，結合對二因子互作分析可知，灌水量、施氮量、種植密度三者互作對產量增效大于施氮、種植密度互作大于灌水、施氮互作。結合圖4 可知，在高施氮量、中灌水量、中種植密度時產量易取得最高值，其次為高施氮量、中灌水量、高種植密度，最低為低施氮量、低灌水量、低種植密度。可見，在淺埋滴灌春玉米生產中，確定灌水量和種植密度時要先確定土壤肥力狀況，再制定適宜的種植方案，種植密度過高或過低均無法達到高產；而灌水量過多不僅會造成水資源浪費，也會降低產量，增加投入成本，只有適宜的水氮用量配合適宜的種植密度才能更好地發揮水、氮、密互作的效應，實現增產增效。

2.2.5 產量模型尋優

為了尋找高產栽培方案，通過對產量式（1）進行模擬分析，確定出產量為12 000 kg/hm2時，對應的灌水量、施氮量、種植密度的編碼值范圍分別為（-0.104,1）、（-0.011,1）、（-0.51,1）。對方程進行尋優得最高產量下對應編碼值為當W=0.57，N=0.73，D=0.21 時，最高產量為12 716.82 kg/hm2。綜上，灌水量、施氮量、種植密度之間最適宜配比編碼值范圍分別為（-0.104,0.57）、（-0.011,0.73）、（-0.51,0.21）即灌水量為1 958.40～2 228.00 m3/hm2，施氮量為209.34～275.70 kg/hm2，種植密度為67 350～78 150株/hm2，可以獲得12 000～12 716.82 kg/hm2的產量。

3 討 論

灌水、施氮以及種植密度是限制玉米產量的3 個重要因素，水、氮、密度三者之間要高度協調，才有利于優化玉米群體結構，促進光合作用和干物質積累，從而提高產量。黃振喜等[11]研究表明在水肥耦合模式下，增加種植密度是提高農作物光合生理特性、干物質積累特征、產量及水肥利用效率的關鍵措施之一；魏廷邦等[12]在水氮耦合及種植密度對綠洲灌區玉米光合作用和干物質積累特征的調控效應研究中指出，在綠洲灌區灌水3 720 m3/hm2、施氮量 450 kg/hm2、種植密度 97 500 株/hm2時為最優栽培模式，此時玉米干物質積累、水氮利用效率及籽粒產量均高于其他栽培模式；還有研究表明，在定量灌水和定量施氮的條件下，增加種植密度可增加單位面積有效穗數，但穗粒數和千粒質量會隨種植密度的增加呈先增大后減小的趨勢[13-14]；本研究在淺埋滴灌水氮減量條件下定量分析了灌溉量、施氮量、種植密度及互作效應對春玉米產量的影響，水、氮、密單因素對玉米產量影響的大小次序為施氮＞灌水＞種植密度，施氮是影響玉米產量的主要因素，淺埋滴灌條件下水肥一體化可均勻地將氮肥滴入玉米根部，不會造成氮肥流失或局部虧缺，氮隨水入和氮肥后移，在時間和空間上與玉米水肥供需匹配更加合理，氮肥利用吸收效率更高，使施氮成為影響淺埋滴灌下春玉米產量的主要因素。

種植密度的改變可有效改善作物對水、肥資源的利用狀況，改善群體機構，是作物增產的重要途徑之一[15-16]，程前等[17]研究表明減氮增密下可發揮氮密互作優勢，同時提高氮素利用效率和產量，增加玉米收益。馬國勝等[18]研究表明，實現高產的密度與氮肥耦合優化技術方案的密度61 713～66 177 株/hm2，適宜純氮施用量為309.88～569.02 kg/hm2。本研究中，水氮互作對玉米產量有明顯促進作用，這與前人研究結果一致[19-23]。氮密互作對玉米產量起主導作用，適宜的施氮量、種植密度互作在產量達到最高點之前對產量有促進作用，具有明顯的增產效應，繼續增加施氮量和種植密度，對產量的提高則變為負效應。因此，適宜的施氮量和合理的種植密度匹配才能實現玉米的高產與氮肥高效利用。淺埋滴灌水肥一體化通過水氮運移，使氮肥分布于根系周圍，實現了氮肥的精準供應，使氮肥吸收利用效率更高，從而表現出在一定施氮水平下適于更高的種植密度。另外，寬窄行種植通過擴行距縮株距能夠保證玉米正常通風和采光[24]，適當增密后仍能保證玉米正常生長發育，這也是氮密互作對玉米產量起重要作用的原因之一。

4 結 論

1）淺埋滴灌條件下，采用三元二次回歸模型能夠模擬春玉米產量與灌水量、施氮量和種植密度之間的關系，單因素對玉米產量影響的大小次序為施氮＞灌水＞密度，施氮是影響玉米產量的主要因素。玉米產量隨著灌水量、施氮量、種植密度的增加呈先增加后降低的趨勢，合理的水氮及種植密度是玉米高產的基礎。

2）二因子交互作用對產量的影響呈先增高后降低的變化趨勢，其中施氮與密度互作對玉米產量表現正效應最為明顯，灌水與施氮交互作用次之，灌水與密度互作對玉米產量影響最小，施氮與密度互作對玉米產量起重要作用。

3）三因子互作效應產量表現為中水高氮中密度配合處理最高，中水高氮高密度次之，低水低氮低密度最低。通過產量模型尋優，淺埋滴灌自然降水下，灌水量為1 958.40～2 228.00 m3/hm2，施氮量為209.34～275.70 kg/hm2，密度為67 350～78 150 株/hm2，可以獲得12 000～12 716.82 kg/hm2的產量。