威宁球茎草芦种子丰产栽培技术研究

罗天琼，龙忠富，莫本田，罗冬菊，吴佳海，刘梅霞

（1.贵州省草业研究所，贵州贵阳550006；2.雷山县草地生态畜牧业发展中心，贵州雷山557100）

威宁球茎草芦种子丰产栽培技术研究

罗天琼1，龙忠富1，莫本田1，罗冬菊2，吴佳海1，刘梅霞1

（1.贵州省草业研究所，贵州贵阳550006；2.雷山县草地生态畜牧业发展中心，贵州雷山557100）

2008-2010年，采用二次回归正交旋转组合设计方法进行研究，建立了威宁球茎草芦（Phalaristuberosacv.Weining）主要栽培因子（播种量、有机肥、氮肥、磷肥、钾肥和种子产量）关系的数学模型。通过效应分析，得出各试验单因子对种子产量影响的顺序为播种量＞氮肥＞有机肥＞磷肥＞钾肥；试验双因子交互效应以播种量和氮肥、播种量和磷肥、氮肥和钾肥间效果较显著。寻优结果表明，在播种量为3.75kg·hm-2、有机肥为7 500 kg·hm-2、尿素为450kg·hm-2、磷肥为750kg·hm-2和钾肥为450kg·hm-2的组合条件下，其种子产量达449.50kg·hm-2，可获最大经济效益。

威宁球茎草芦；种子；丰产；肥效；优化栽培

球茎草芦（Phalaristuberosa）为禾本科虉草属长寿、多年生、优良饲料作物，原产南欧、地中海沿岸的温带地区，我国于20世纪60-70年代从澳大利亚引进种植，其适应性强、生长速度快、分蘖能力强、叶量大、草质鲜嫩，营养价值高、适口性好、产量高、耐旱耐涝，冬季青绿，生长年限长达15年，是温带、亚热带地区建立永久性混播草地的优良牧草之一。同时，因其生物量大、根系发达，还是遏制水土流失、治理石漠化的优良草被植物。

随着贵州草地生态畜牧业的发展及两江上游生态环境的治理和农业产业结构调整等政策的实施，优质牧草种需求量增大。据统计，贵州牧草种子生产量年均仅30t，市场需求量约400t［1］。如此大的草种缺口主要靠从国外进口解决，而进口草种花费大，抗逆性差、抗病虫能力弱，不适应当地生态环境等。因此，加强地方优良草种选育、进行种子产业化生产是当前生态环境治理、草地畜牧业发展急待解决的大问题。

自20世纪80年代开始，贵州省草业研究所就致力于贵州野生牧草种质资源搜集、栽培驯化、鉴定评价、新品种选育、推广应用等方面的研究工作［2-3］。经过数十年的努力，已选育并审定登记了具有优良水保性能及饲用价值的牧草新品种10余种，威宁球茎草芦（P.tuberosacv.Weining）就是其中之一。为了加快其在生产中的推广应用力度，必须扩大种子再生产，掌握其种子生产关键技术。为此，于2008-2010年开展种子产量与主要栽培因子之间的数量关系研究，以期为球茎草芦在生产中的推广应用提供基础数据。

1 材料与方法

1.1 试验地概况 试验设在贵州省独山县麻万镇铜鼓井村的贵州省草业研究所试验场内，位于25°50′N，107°33′E，海拔970m，年均气温15℃，极端最高温34℃，极端最低温-8℃，年降水量1 346mm，无霜期271d；年日照时数1 337h，年均相对湿度82%。土壤为黄棕壤，pH值为6.4，有机质为2.52%，全氮为0.30%，水解氮为29.82 mg·kg-1，速效钾为98.25mg·kg-1，土壤总体肥力水平中等。

1.2 试验材料 威宁球茎草芦种子为贵州省草业研究所选育；试验肥料为尿素［CO（NH2）2］、有机肥、过磷酸钙［Ca（H2PO4）2·H2O］、硫酸钾（K2SO4）。

1.3 试验设计 采用五元二次正交回归旋转组合设计［4-6］，对播种量（X1）、有机肥（X2）、氮肥（X3）、磷肥（X4）和钾肥（X5）5个因子进行栽培试验。各试验因素变量的设计水平及编码值见表1，五因子五水平（1/2实施），共计36个小区（Mc+2P+M0= 16+10+10），采用不完全随机区组排列，小区面积为3m×5m（其零水平为生产上大面积采用技术措施）。研究播种量、有机肥、氮肥、磷肥、钾肥对威宁球茎草芦种子产量的影响，根据设计要求，各小区按随机区组排列，其方案详见表2。采用条播方式播种，行距为50cm，播种时间为2008年9月24-25日。

表1 试验因素水平及编码Table 1 Variable design levels and its coding value（r=2）kg·hm-2

表2 各试验因子田间用量及种子产量Table 2 Variable level in field design and seed production kg·hm-2

1.4 试验方法与统计分析 磷肥和有机肥均于播种时一次性施入。氮肥和钾肥为追肥，氮肥在分蘖期和返青期各施入全年总量的1/2，钾肥在分蘖期全部施入。收获各小区种子，测定种子产量，以2年小区平均产量计算（表2），采用DPS软件进行分析［7］，用Excel软件作图。

2 结果与分析

2.1 回归数学模型的建立 根据2008―2010年试验结果，将2年平均产量折算成公顷产量（表2），采用DPS统计软件分析，以获得威宁球茎草芦种子产量与栽培管理因子间数学模型为：

式中，Y为种子产量，X1为播种量，X2为有机肥，X3为氮肥，X4为磷肥，X5为钾肥。

回归显著性检验表明，F=7.68＞F0.01（20，6）= 7.40，达1%显著水平，复相关系数R为0.859［R（0.01，15，5）=0.752］，回归显著，方程拟合较好，试验数据可靠，能反映实际情况。

2.2 效应分析

2.2.1 主因子效应分析 建立模型时使用各因素的代码、模型中各系数具有相对独立性，可直接根据一次项系数绝对值大小判断各因素的重要性。对模型（1）中一次项系数作用大小顺序为播种量（15.08）＞氮肥（5.75）＞有机肥（4.13）＞磷肥（3.99）＞钾肥（3.83）。

在a=0.1显著水平上剔除不显著项后，其简化方程（2）为：

经回归显著性检验表明：F回归（1，20）=2.11，X1的F值=6.08，X12的F值=4.48，X32的F值=6.34，X1X3的F值=3.32，X1X4的F值= 3.76，X3X5的F值=6.75。因而，X1一次效应，X1、X3二次效应，X1X3、X1X4和X3X5的一级互作效应均显著［8-11］。

采用“降维法”进行分析，固定其他4个因子取零水平，得到另一因子与种子产量的关系方程如下［12-16］：

式中，Y1、Y2、Y3、Y4和Y5分别表示其他因子取0水平时，播种量、有机肥、氮肥、磷肥和钾肥与种子产量关系式。

从方程（3）和图1、方程（5）和图3、方程（6）和图4中均可知，当播种量为3.75～7.5kg·hm-2、或氮肥施用量为0～225kg·hm-2、或磷肥施用量为300～525kg·hm-2（编码值均为-2～0）时，威宁球茎草芦种子产量与播种量、氮肥施用量、磷肥施用量间均成负效应，即随着播种量、氮肥或磷肥施用量的增加，种子产量均降低；当播种量为7.5～11.25 kg·hm-2、或氮肥施用量为225～450kg·hm-2、或磷肥施用量为525～750kg·hm-2（编码值均为0～2）时，威宁球茎草芦种子产量与播种量、氮肥、磷肥施用量均成正效应，即随着播种量、氮肥、磷肥施用量的增加，种子产量均增加。当其他栽培条件不变，播种量为3.75kg·hm-2时，威宁球茎草芦种子产量可达205.52kg·hm-2；或氮肥施用量为450 kg·hm-2时，种子产量可达195.58kg·hm-2；或磷肥施用量为300kg·hm-2时，种子产量可达166.02kg·hm-2。

从方程（4）和图2中可知，有机肥施用量与种子产量间成正效应，即有机肥施用量在7 500～30 000 kg·hm-2时（编码值为-2～2时），种子产量随有机肥施用量的增加而增加，即当有机肥施用量为30 000kg·hm-2时，种子产量可达140.86kg·hm-2。

图1 播种量与种子产量关系Fig.1 Relationship between seeding rate and seed yield

图2 有机肥与种子产量关系Fig.2 Relationship between organic fertilizer and seed yield

图3 氮肥与种子产量关系Fig.3 Relationship between nitrogen fertilizer and seed yield

图4 磷肥与种子产量关系Fig.4 Relationship between phosphate fertilizer and seed yield

图5 钾肥与种子产量关系Fig.5 Relationship between potassium fertilizer and seed yield

从方程（7）和图5中可知，钾肥施用量与种子产量间成负效应，即有机肥施用量在225～450 kg·hm-2时（编码值为-2～2时），其种子产量随有机肥施用量增加而降低，即当钾肥施用量为225 kg·hm-2时，种子产量可达142.54kg·hm-2。

据DPS统计软件分析表明：在确定目标产量临界值为152.62kg·hm-2时［8］，大于目标产量值的1 870个方案中，各因素在95%置信区间的取值水平分别为X1=-0.348～-0.213，X2=-0.064～0.064，X3=-0.117～0.021，X4=-0.106～0.021，X5=-0.105～0.020，即其相应农艺措施下威宁球茎草芦种子产量分别为134.48～136.11、130.49～131.03、130.27～130.88、130.68～131.26和130.68～131.23kg·hm-2。

2.2.2 双因子交互效应 由产量效应函数模型不难看出，各因素间存在一定交互效应，但只有X1X3、X1X4、X3X5的互作作用达到显著或极显著水平，因此，生产中应注意氮肥、磷肥、钾肥的配合施用。

采用“降维法”［16］，得到高产优化栽培条件下的互作效应产量子模型为：

式中，Y1，3表示播种量与氮肥两因子交互作用下的种子产量关系式；Y1，4表示播种量与磷肥两因子交互作用下的种子产量关系式；Y3，5表示氮肥与钾肥两因子交互作用下的种子产量关系式。

氮肥与播种量两个变量在交互效应中均起作用（表3）。在同一播种量下，施氮水平高低对产量的影响较大，即施氮肥水平在0～2，种子产量逐渐增加；而施氮肥水平在-2.0～-0.5，种子产量逐渐降低。在同一氮肥水平下，播种量高低对产量影响也较大，即播种量在-2.0～-0.5，种子产量逐渐降低，而播种量在0～2，种子产量是增加的。当增加播种量到较高水平，施氮水平控制在-2.0～-0.5，种子产量较高且较稳定（变异系数小）。即当播种量为11.25kg·hm-2（编码值为2），施氮量为0（编码值为-2）时，种子产量达313.54kg·hm-2。

磷肥与播种量两个变量在交互效应中均起作用（表4）。在同一播种量下，施磷水平高低对产量影响较大，即施磷水平在-2.0～-0.5，种子产量逐渐降低；在0水平时，种子产量不变；施磷肥水平在0.5～2.0，种子产量逐渐增加。在同一磷肥水平下，随着播种量的增加，种子产量有增有减，即磷肥在0水平时，种子产量不随播种量的变化而变化；磷肥在0.5～2.0的同一水平时，种子产量随播种量的增加而降低较明显；磷肥在-0.5～-2.0的同一水平时，种子产量随播种量的增加而增加。当增加播种量到较高水平，施磷水平控制在-2.0～-1.5，种子产量较高且较稳定（变异系数小）。即当播种量为11.25kg·hm-2（编码值为2），施磷量为300 kg·hm-2（编码值为-2）时，种子产量达263.64 kg·hm-2。

当钾肥控制在较低水平-2～0时，随着氮肥施用量的增加，种子产量逐渐降低；当钾肥控制在较高水平0.5～2.0时，随着氮肥施用量的增加（表5），种子产量逐渐增加。而当两因子均控制在最低（编码值为-2）或最高（编码值为2）水平时，可使种子产量稳定在较高水平，即261.89kg·hm-2处。

2.3 模型栽培管理因子寻优结果 根据主要因子与双因子交互效应分析，并用DPS软件对其数学模型进行模拟优化，结果表明：在播量为3.75 kg·hm-2、有机肥为7 500kg·hm-2、尿素为450 kg·hm-2、磷肥为750kg·hm-2、钾肥为450 kg·hm-2的试验条件下，威宁球茎草芦种子产量达449.50kg·hm-2，获得高产的目标。

2.4 经济效益分析 根据2010年市场价格，威宁球茎草芦种子按批发价150元·kg-1计算（市场上其种子稀缺），有机肥按0.30元/kg、尿素按2.0元·kg-1、硫酸钾按3.3元·kg-1、磷肥按0.54元·kg-1计算，在获得种子高产的同时，其最高经济效益产值可达67 414.5元·hm-2，只计算肥料和种子投资，其他费用不列入成本时，则草种纯收入可达61 812.0元·hm-2。

表3 播量（X1）与氮肥（X3）交互效应Table 3 Interaction between sowing rate（X1）and nitrogen fertilization（X3）

表4 播量（X1）与磷肥（X4）交互效应Table 4 Interaction of sowing rate（X1）and phosphorus fertilization（X4）

表5 氮肥（X3）与钾肥（X5）交互效应Table 5 Interaction of nitrogen（X3）and potassium fertilization（X5）

3 小结

1）通过试验建立了威宁球茎草芦种子产量与播种量、有机肥、氮肥、磷肥和钾肥施用量之间关系的优化数学模型，模型的拟合性好。

2）对模型进行效应分析可知，影响威宁球茎草芦种子产量大小顺序为播种量＞尿素＞有机肥＞磷肥＞钾肥。起主导作用的是播种量和氮肥间、播种量和磷肥间、氮肥和钾肥间的互作效应，应将二者控制在一个适宜水平；同时，各因子对产量均具有一定的相互促进和抑制作用，因而，必须注意施底肥的同时，合理搭配施用氮肥、磷肥和钾肥，以获得高产的目的。

3）根据模型模拟优化寻优结果，在播种量为3.75kg·hm-2、有机肥为7 500kg·hm-2、尿素为450kg·hm-2、磷肥为750kg·hm-2、钾肥为450 kg·hm-2的组合条件下，种子产量达449.32 kg·hm-2，其经济效益最大。因而，该专题的实施为贵州开展威宁球茎草芦种子规模化生产提供了一定的参考依据。

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Optimum conditions of cultivation for seed production of Phalaristuberosacv.Weining

LUO Tian-qiong1，LONG Zhong-fu1，MO Ben-tian1，LUO Dong-ju2，WU Jia-hai1，LIU Mei-xia1
（1.Guizhou Pratacultural Institute，Guiyang 550006，China；2.Development Centre of Leishan County Grassland and Ecological Animal Husbandry，Leishan 557100，China）

A method of quadratic regression orthogonal rotation design was used to establish mathematical models for studying the relationships between seed yield ofPhalaristuberosacv.Weining and five main cultivation factors（sowing rate，organic，nitrogen，phosphate and potash fertilizer）in 2008-2010.The results indicated that the order of the impact of various factors to the seed yield was the sowing rate＞nitrogen fertilizer＞organic fertilizer＞phosphate fertilizer＞potassium fertilizer.The analysis of two-factor interaction effects showed that the interaction effects between the seeding rate and nitrogen fertilizer；the seeding rate and the phosphorus fertilizer；or the nitrogen and the potassium fertilizer were more significant ot the seed yield.The optimum cultivation conditions for seed production ofP.tuberosacv.Weining were：sowing rate 3.75kg·hm-2，organic fertilizer 7 500kg·hm-2，nitrogenous fertilizer 450 kg·hm-2，phosphate fertilizer 750kg·hm-2and potash fertilizer 450kg·hm-2.The highest seed yield was obtained at 449.50kg·hm-2.

Phalaristuberosacv.Weining；seed；high yield；fertilizer efficiency；optimum cultivation

LUO Tian-qiong E-mail：Ltq19691102＠163.com

S816；S3-33

A

1001-0629（2012）03-0471-07

2011-05-03 接受日期：2011-10-10

贵州省科技成果重点推广计划（黔科合字［2009］5022号）；贵州省农业科学院专项（黔农科院专项［2008］030号）；科技部成果转化资金项目（2011GB2F200010）

罗天琼（1969-），女（布依族），贵州独山人，高级畜牧师，硕士，主要从事牧草育种与推广利用研究。

E-mail：Ltq19691102＠163.com