密度、氮肥及硼肥对紫色辣椒凤紫运1号的产量效应分析

隋益虎，胡能兵，唐金宝

(安徽科技学院 农学院，安徽 凤阳 233100)

辣椒(CapsicumannuumL.)是一种世界性蔬菜作物，在我国辣椒种植面积位居蔬菜作物之首[1]。目前广泛种植的辣椒为常规绿果(未成熟果)类型，鲜有紫果类型。紫色辣椒相对绿色辣椒有较高的抗逆性，且未成熟果富含的花青素具有保健等特点。安徽科技学院辣椒课题组经过十多年努力，选育出了三系配套的紫色线椒新品种——凤紫运1号，2013年已通过安徽省级审定/登记。该品种母本是通过种间远缘杂交创制的绿色辣椒雄性核质互作不育系(CMS) 1110A[2]，父本是含有高辣椒素的紫色辣椒纯系9007-2。F1代植株的子叶、真叶、茎、花和未成熟果均呈紫色，尤其是未成熟果中含有较高的花青素；同时，具有抗病毒病和疫病，耐高低温和强光等特点，因此，可有效减少农药的使用，提高商品果实的安全性[3]。

影响辣椒生产的农艺因子很多，为了使不同品种辣椒的栽培产量或经济效益最大化，前人在单一因子或多种因子组合等方面做了大量研究[4-10]。而本课题组根据供试土壤环境条件及辣椒新品种的生长发育特点，试验选择密度、氮肥和硼肥为主要优化因子，筛选最佳因子水平组合，旨在为特色辣椒新品种凤紫运1号的高产栽培与大面积推广提供参考。

1 材料与方法

1.1 材料与实验条件

实验于2015年1—9月在安徽科技学院蔬菜基地中心进行。实验地前茬为小白菜，黏性黄棕壤土。0～20 cm 耕层含有机质1.21%，全氮0.09%，碱解氮78 mg·kg-1，速效磷27 mg·kg-1，速效钾152.5 mg·kg-1，热水溶性硼0.28 mg·kg-1。供试辣椒品种为凤紫运1号紫色辣椒新品种，供试肥料的氮肥为尿素，微肥硼肥为四硼酸钠。

1.2 试验设计

采用三因素五水平二次回归正交旋转组合设计，选取密度(x1)、氮肥(x2)、硼肥(x3)为自变量，五水平分别为1.682、1、0、-1、-1.682，以辣椒鲜果实产量(y)为目标函数。试验共设置23个处理组合，小区(畦)长度2.75 m，宽度1 m(带沟)，面积为2.75 m2。每畦双行，行距0.5 m，每穴单株种植，试验区四周设有保护畦。小区和折合667 m2的密度水平、氮肥和硼肥施用量及其编码列于表1。

1.3 田间管理与数据记录

2015年1月在高效节能温室内育苗，4月9日进行小拱棚覆盖栽培，16日根据设计量，按小区均匀施用硼肥；5月10日按小区均匀施用尿素，并撤除小拱棚。其后的水分、中耕除草等管理均按常规生产进行并严格控制作业的一致性，减少试验误差。每个小区的植株都按株编号，6月3日进行第一次采摘，以后每1周采摘1次，直至8月30日止，每个被采果实长度要求大于10 cm。每次采摘后立即用电子天平称重并按株分别记录鲜果质量，最后对整个生长期每株鲜果质量累加求和，再计算小区产量，折算667m2产量。

表1试验因子及其水平编码

Table1Coding of experimental factors and levels

水平编码Levelcoding密度Plantingdensity(x1)小区株数Plantnumberperplot667m2株数Plantnumberper667m2氮肥Nitrogenfertilizer(x2)小区施量Amountperplot/g667m2施量Amountper667m2/kg硼肥Boronfertilizer(x3)小区施量Amountperplot/g667m2施量Amountper667m2/kg168219460816540020412510001174123140339563300080001536381032498220620500-1143396661600808250200-168212291141994400变化区间Range248537897412380300

2 结果与分析

2.1 辣椒产量的二次回归模型

根据每株辣椒的多次产量记录结果算得的小区与667m2产量列于表2。试验的三因素二次回归正交旋转组合设计结构矩阵及其试验结果(小区产量)部分计算过程列于表3。

表2二十三个处理组合的辣椒果实产量

Table2Pepper fruit yields of 23 treatment combinations

试验区号No．ofplot产量Yield小区鲜果质量Freshfruitweightperplot/(g·275m-2)667m2鲜果质量Freshfruitweightper667m2/kg试验区号No．ofplot产量Yield小区鲜果质量Freshfruitweightperplot/(g·275m-2)667m2鲜果质量Freshfruitweightper667m2/kg19983202420931393471022666727881351911231460051514562537448451806251591774022255246927551679931692432022414858198901988231789658521742266620351605431894145022830276816701653051986803021049785819101411132095011023040297915101919412187394521193210544045131931228277602007321110502402546832388075521358312487550118231

表3三因素二次回归正交旋转组合设计结构矩阵及其试验结果计算

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

试验区号No．ofplotx0x1x2x3x1x2x1x3x2x3x′1x′2x′3产量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

按二次回归正交旋转组合设计的分析方法[11]，利用Excel软件计算，得小区产量(y，kg·2.75m-2)依密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)变化的函数模型为：

2.2 回归模型的显著性检验

根据变异来源将全试验总平方和分解为回归、失拟和误差项，F测验表明：F1=失拟均方/误差均方=0.641 9，Pr=0.675 5，失拟不显著，说明回归方程的拟合度好，主要影响因子已被考查。F2=回归均方/剩余均方=41.57，Pr=9.104×10-6，回归极显著，说明试验指标产量依考查因子(x1、x2和x3)回归在总体上达到极显著水平。进一步将模型中回归项平方和再分解为各因子一次项、交互项及二次项，F测验表明：除交互项x1x2和x2x3回归没有达到显著，其余项均达极显著水平(表4)。

2.3 单因素效应

表4辣椒产量三因素二次回归正交旋转组合试验方差分析

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

变异来源Sourceofvariation平方和Sumofsquares自由度Degreeoffreedom均方MeansquareF值Fvalue显著水平Significancelevel回归Regression4998385135955537612641579104E⁃6x15862075111586207510438800002x2167749298211677492980125563608E⁃6x3857180380185718038064164328E⁃5x1x22129107512129107515902424x1x33378570151337857015252900010x2x35842264515842264543700699x21931272949193127294969703207E⁃5x222613713021261371302195600022x232672892761267289276200100021失拟Lackoffit49729509599459020641906755误差Error123954691815494336总变异Totalvariation517206933622

图1 三因素对辣椒产量的效应Fig.1 Effects of three factors on the yield of pepper

2.4 两因素互作效应

将x1、x3的各水平编码值代入方程中计算相应互作的辣椒果实鲜质量值y1，3，比较表明，x1与x3存在正向互作效应，不论种植密度在何水平下，增施硼肥都能带来辣椒产量的增加；随着密度增大，硼肥施用水平亦需相应提高。但在不同密度水平下，各硼肥水平的增产作用大小不同。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)均能获得最佳互作效应(表5)。

表5密度(x1)与硼肥(x3)对辣椒果实鲜质量的互作效应

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 边际效应

为了研究辣椒果实产量随各因素水平增减的变化率，对产量数学模型求一阶偏导数，同时将其他2个变量分别固定在“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，可见密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)的边际产量均有明显变化，其中密度(x1)的边际效应最大；当各变量分别取较低水平时，增产效应较大，反之则较小；当三因素超出适宜范围即越过产量最佳点后，边际产量的效应降低，并最终为负值。

2.6 模型的综合统计选优

在本研究约束范围x∈[-1.682，1.682]内，辣椒果实的最高产量为3 206.678 kg·667m-2，其处理因子水平组合为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)。同时对125个处理组合进行产量模拟得到超过2 500 kg·667m-2产量的组合有24个，说明凤紫运1号紫色辣椒的稳产性与高产性均较好。

进一步对综合因子进行频数统计分析，获得高产栽培的优化区间(95%置信度)，表明在本实验条件下，按常规技术标准进行管理，凤紫运1号产量在2 500 kg·667m-2以上的优化组合模式为：密度为3 903～4 172 株·667m-2，氮肥施量为31.186～36.081 kg·667m-2，硼肥施量为0.724～0.880 kg·667m-2(表6)。

3 结论与讨论

表6凤紫运1号产量高于2 500 kg·667m-2的综合因子水平频数分析

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

编码水平Levelcoding密度(x1)频数Frequencybasedondensity氮肥(x2)频数Frequencybasedonnitrogenfertilizer硼肥(x3)频数Frequencybasedonboronfertilizer-1682000-1000097618891682799平均值Mean082390964110058标准差Standarddeviation01414013920133095%置信区间Confidenceinterval05468～1101006913～1236807451～12664优化区间Optimizedranges3903～417231186～360810724～0880

在本实验的土壤、管理和设计的因子水平条件下，紫色辣椒凤紫运1号的果实产量依密度(x1)、氮肥(x2)和硼肥(x3)三因子的回归极显著，回归方程可用于预测产量并指导高产栽培。本研究中，当处理组合密度为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)时，辣椒果实的产量最高，达3 206.678 kg·667m-2。

高产原因分析表明，除三因子一次项回归正向极显著外，x1、x3互作亦极显著，x2、x3存在弱正向互作(P=0.069 9)，这可能与充足的单株营养状况以及硼肥促进授粉受精有关。有研究[5，12-13]表明，种植密度通过影响通风、透光从而影响辣椒株高、分枝数、结果数量和单果质量等，合理密植是辣椒高产和高效栽培的重要农艺措施之一。氮是辣椒必需的大量元素，能够改善其多项生理功能[14]，氮的作用大于磷、钾[15]。李子双等[16]研究表明，氮肥对产量的影响大于磷肥与硅钙肥，能改善辣椒吸收营养元素等功能，但应适量施用，过多施用反而会造成产量降低、品质下降等现象。硼是植物的必需微量元素，一些学者研究证实硼营养对油菜[17]、大豆[18]及辣椒[8]等植物的生长发育及产量均有较大的影响。硼参与细胞生长许多代谢过程[19-20]，尤其在花粉母细胞减数分裂敏感阶段，缺硼引起雄性不育[21-22]，最终导致结实率下降、落果、果实畸形，严重降低了产量[23]。凤紫运1号是三系配套的杂种一代，增施硼肥可能有助于恢复基因在F1中发挥作用，改善其花粉粒活性从而提高产量。此外，前人还证实硼能促进某些作物对大量元素氮、钾、磷的吸收[24-25]以及对中、微量元素Ca2+、Mg2+、Zn2+、Cu2+的吸收[26]，从而平衡这些矿质营养使植株生长良好。本研究中由于氮肥(x2)和硼肥(x3)均取了最高水平(1.682)，所以实际生产中随着两者施用水平的提高，还有更高产的可能。

三因子综合试验模拟得到了高产(≥2 500 kg·667m-2)处理组合24个，占总组合数的比例达19.2%，说明凤紫运1号在生产上具有较好的稳产、高产性。在95%置信度下，凤紫运1号高产优化农艺措施模式为：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。此模式也为类似的果数与果质量并重型辣椒杂交品种的高产栽培提供了借鉴。

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