全 文 ：收稿日期:2010 -05-07;修回日期:2010-09-06
基金项目:贵州省科技厅重大项目 [黔科合重大专项字(2007)6008]
作者简介:韦　伟(1985-),男 ,贵州贵阳人 ,硕士研究生。研究方向:施肥原理与技术。
＊通讯作者:魏成熙 ,男 ,教授 ,硕士生导师 ,主要从事土壤肥力与作物生产方面的教学及研究工作。E-mail:ls.cxwei@gzu.edu.cn
　　　　
氮磷钾不同配比对朝天椒产量的影响＊
韦　伟 1 ,魏成熙1＊ ,陈海燕 2 , 郭　萍1 , 张文显 3
(1.贵州大学 农学院 ,贵州 贵阳　550025;2.贵州省土壤肥料工作总站 ,
贵州 贵阳　550001;3.贵州省绥阳县土肥站 ,贵州 绥阳　563300)
摘　要:采用 3因素 4水平二次回归最优设计 ,通过田间试验 ,研究氮 、磷 、钾施用量与绥阳朝天椒产量的二次回
归函数效应 ,建立相应数学模型 。结果表明:通过氮 、磷 、钾 3因子对产能量指标的二次回归函数模型分析 ,氮 、
磷 、钾的最佳经济效益施用量分别为 7.62、 6.00、2.79kg/667m2 ,肥料利用率分别为 39.75%、10.32%、23.29%。
关键词:二次函数;产量;氮;磷;钾;朝天椒
中图分类号:S641.3　　文献标识码:A　　文章编号:1008-0457(2010)05-0392-05
TheEfectofN, PandKProportionsontheYieldofChiliPeppers
WEIWei1 , WEICheng-xi1＊ , CHENHai-yan2 , GUOPing1 , ZHANGWen-xian3 (1.AgriculturalColege,
GuizhouUniversity, GuiyangGuizhou550025, China;2.SoilandFertilizerWorkStationofGuizhouProvince,
GuiyangGuizhou550001, China;3.SoilandFertilizerStationofSuiyangCounty, SuiyangGuizhou563300,
China)
Abstract:Theoptimaldesignofthreefactors, fourofquadraticregressionfunctionwasemployedtoinvestiga-
tedtheefectofN, P2O5 , K2OontheyieldofChilipeppersinthepresentwork.Theresultsshowedthat
throughthethreefactorontheproductionofenergyindexofthequadraticregressionfunctionmodel, thebeste-
conomicbenefitsofN, P, Kfertilizerwas7.62kg/667m2 , 6.00kg/667m2 , and2.79kg/667m2.Theutiliza-
tioneficienciesofN, P, andKfertilizerswere39.75%, 10.32% and23.29%, respectively.
Keywords:Quadraticfunction;yield;N;P2O5;K2O;chilipeppers
　　贵州辣椒种植历史悠久 ,辣椒的高收益 ,使其种植面积不断扩大 ,已逐渐成为继烤烟之后又一新的经
济支柱 。近年来 ,随着生产水平的不断提高 ,人们在不断研究改善过去肥料利用率低 、生产成本高 、经济效
益低等问题 ,但以前的研究多从单一肥料的影响效果入手 ,而将氮 、磷 、钾 3要素同时作为试验因素研究的
较少[ 1-3] 。为此 ,本试验采用绥阳县当地培育推广品种 ———绥阳朝天椒 ,针对当地环境条件 ,探寻氮 、磷 、
钾营养与辣椒产量的相关关系 ,旨在探索合理的配比方案 ,指导大面积生产 ,提高经济效益 。
1　材料与方法
1.1　试验材料
绥阳朝天椒(Capsicumannum,由绥阳土肥工作站提供)、尿素(纯氮含量 46%)、过磷酸钙(纯磷含量
16%)以及硫酸钾(含钾量 50%)。
山 地农业 生物学报 29(5):392 ～ 396 , 2010
JournalofMountain Agriculture and Biology
DOI :10.15958/j.cnki.sdnyswxb.2010.05.012
1.2　试验设计
采用 “3414”试验方案 ,即氮 、磷 、钾 3个因素 , 4个水平 , 14个处理。其中 , 3因素即 N、P、K;4水平即代
号 0为不施 N或 P或 K,代号 2为常规 N、P2O5 、K2O施肥量(以下简称常规)———每 667m2分别为 10、6、
9kg,代号 1为在常规的基础上每 667m2分别乘以 0.5,即 N、K、P分别为 5、3、4.5kg,代号 3为常规施肥量
的 1.5倍 ,即 N、K、P分别为 15、9、13.5kg;14个处理见表 1[ 4] 。
试验小区面积 20m2(10m×2m), 2次重复 ,随机排列。朝天椒移植行距 70cm,株距 30cm,每穴2株。
不同处理以小土埂相隔 ,重复间走道 50cm。试验区四周设保护带 ,各小区苗数一致。磷 、钾化肥做底肥 1
次施入 ,氮肥 2/3做底肥 、1 /3做追肥(开花结果期追施)。为保证试验施肥的均匀性 ,试验地不施有机肥 。
表 1　试验方案处理编码
Tab.1　Experimenttreatmentanditscode
处理 编　码 Xn Xp Xk 处理 编　码 Xn Xp Xk
1 N0P0K0 0 0 0 8 N2P2K0 2 2 0
2 N0P2K2 0 2 2 9 N2P2K1 2 2 1
3 N1P2K2 1 2 2 10 N2P2K3 2 2 3
4 N2P0K0 2 0 2 11 N3P2K2 3 2 2
5 N2P1K2 2 1 2 12 N1P1K2 1 1 2
6 N2P2K2 2 2 2 13 N1P2K1 1 2 1
7 N2P3K2 2 3 2 14 N2P1K2 2 1 1
1.3　试验方法
试验于 2009年 2月 6日 ～ 2009年 10月 9日在贵州省绥阳县土肥站良种场进行(其中 , 2009年 2月 6
日育苗 , 2009年 4月 14日移栽 , 2009年 7月 28日 ～ 10月 9日采收)。该地海拔 850 m, 107°08′E,
27°53′N。土壤前作油菜 , 类型为水稻土;土壤 pH值 6.35;有机质含量 1.04%;全氮 0.135%, 全磷
42mg/kg,速效磷 12.5mg/kg,速效钾 122mg/kg。试验分析在贵州大学农学院环境监测试验室进行。
2　结果与分析
2.1　地力产量与土壤肥力
通过对产量数据(表 2)进行 LSD法方差分析表明 ,处理间 F=715.051＊＊ ,重复间 F=0.47,说明处理
间差异极显著 ,重复间差异不显著 ,试验地肥力条件均匀一致 ,具有积极的指导意义。
对 “3414”试验中缺素区处理 2、4、8的产量分别与全肥区处理 6的产量指标进行比较 ,以缺素区产量
占全肥区产量的百分数(即相对产量的高低)反映土壤 N、P、K养分的丰缺。相对产量可评价供试土壤的
肥力 ,相对产量低于 50%的土壤养分为极低水平 , 50% ～ 75%为低水平 , 75% ～ 95%为中水平 ,大于 95%
为高水平[ 4] 。
试验方案中 ,处理 1(N0P0K0)为空白区 ,处理 2(N0P2K2)为无氮区 ,处理 4(N2P0K2)为无磷区 ,处理
8(N2P2K0)为无钾区 。由处理 2(N0P2K2)可计算出绥阳朝天椒对土壤肥力的依存率为 48.19%。把氮 、
磷 、钾缺素区与全肥区处理 6(N2P2K2)的产量进行比较 ,相对产量分别为 58.13%、89.16%、77.41%,说明
试验区域土壤 N、P、K处于中低等含量水平之间。
2.2　肥料效应函数的配置
2.2.1　三元二次肥料效应函数的配置　根据表 2结果 ,应用回归设计原理 ,求得氮肥量(X1)、磷肥量
(X2)、钾肥量(X3)与产量(Y)的数学模型为:
393第 5期　 韦　伟 ,等:氮磷钾不同配比对朝天椒产量的影响
表 2　氮 、磷 、钾不同处理对辣椒产量的影响
Tab.2　TheeffectofdifferenttreatmentofN, P2O5 , andK2Oonchilliyield
编号 处理编码 产量均值(kg/667m2) 标准差 标准误 5%显著水平 1%极显著水平
1 N0P0K0 160.00 2.26 1.60 i I
2 N0P2K2 193.00 3.46 2.45 h H
3 N1P2K2 297.00 2.12 1.50 d D
4 N2P0K2 296.00 2.83 2.00 d D
5 N2P1K2 320.00 1.41 1.00 b B
6 N2P2K2 332.00 2.83 2.00 a A
7 N2P3K2 330.00 2.83 2.00 a A
8 N2P2K 257.00 2.83 2.00 f EF
9 N2P2K1 311.00 2.83 2.00 c C
10 N2P2K3 330.00 1.41 1.00 a A
11 N3P2K2 300.00 1.41 1.00 d D
12 N1P1K2 256.25 2.47 1.75 f F
13 N1P2K1 265.25 2.47 1.75 e E
14 N2P1K2 240.00 4.95 3.50 g G
Y=157.4+19.145X1 +14.045X2 -0.354X3 -1.153X21 -0.567X22 -0.409X23 -0.677X1X2 +1.072X1X3
+0.132X2X3(F=19.681, Sig=0.006<0.01) (1)
根据 Spss18.0统计软件可得 ,该三元二次方程采用 Enter法 ,相关系数 R=0.989 ,判定系数 R2 =
0.978,说明样本回归方程的代表性强。通过方差分析(表 3),统计量 F=19.681,相伴概率值 Sig=0.006
<0.01,说明 X1 、X2 、X3 3个自变量与 Y因变量之间确实存在线形回归关系 。
表 3　三元二次回归方程方差分析
Tab.3　Ternaryquadraticregressionequationanalysisofvariance
变异来源 平方和 自由度 均方 F Sig.
1 回归分析 32 576.929 9 3 619.659 19.681 0.006a
残差　　 735.678 4 183.919
总计　　 33 312.607 13
注:a.预测变量:PK, N(kg), K2, P(kg), K(kg), P2, N2, NP, NK;b.因变量:辣椒产量(kg/667m2)
模拟获得的三元二次函数通过检验达到显著水平 ,但一次项系数的 X3出现负值 ,呈现了钾营养元素
的负作用 ,这可能与土壤中的钾含量过高有关 。故方程属非典型函数模型 ,不符合报酬递减律 ,即二次项
为负值 ,一次项为正值 [ 5] 。因此 ,需进一步对试验数据进行二元一次和一元二次函数模型拟合。
通过三元二次函数模型中主效分析得到 ,一次项系数 X1 >X2 >X3(即氮 >磷 >钾),由此可知氮 、磷 、
钾对绥阳朝天椒产量的效应影响力依次降低;X1X3项和 X2X3项系数为正值 ,说明氮钾 、磷钾之间为正交
互作用;X1X2项系数为负值 ,说明氮 、磷之间存在负交互作用 。
2.2.2　二元二次肥料效应函数的配置　王兴仁等 [ 4]指出 , “3414”设计方案不仅可以配置二元二次肥料效
应方程 ,而且可以配置二元二次或一元二次效应方程 ,因而 ,在同一试验中可从 3类 7种效应函数计算施
肥参数 ,大大增加了施肥决策的信息量 ,该设计即使某一个或几个处理遭受破坏 ,仍可获得施肥决策的有
价值的试验结果 。
通过处理 2 ～ 7、11、12,可以建立以 N2(以 X1的 2水平)为基础的磷 、钾二元二次肥料效应函数方程:
Y=159.351+22.668P+20.627K-1.034P2 -0.616 K2 -1.170 PK(F=400.420＊＊;Sig=0.000<
0.01) (2)
394 山地农业生物学报 2010年
通过处理 2 ～ 7、11、12,可以建立以 P2(以 X2的 2水平)为基础的磷钾二元二次肥料效应函数方程:
Y=158.652+23.119N+9.365 K-1.319N2 -0.614K2 -0.430NK(F=321.824＊＊;Sig=0.000<
0.01) (3)
通过处理 2 ～ 7、11、12,可以建立以 K2(以 X3的 2水平)为基础的磷钾二元二次肥料效应函数方程:
Y=155.254+25.411N+9.594P-1.131N2 -0.505P2 -0.203NP(F=27.892＊;Sig=0.010<0.05)
(4)
对二元二次回归方程(2)、(3)、(4)进行方差分析表明 ,相伴概率值 Sig均达到显著水平 ,一次项系数
均为正值 ,二次项系数为负值 ,属典型函数模型 ,符合报酬递减律 ,函数具有最大值。
2.2.3　一元二次肥料效应模型拟合　“3414”设计除具有配置三元二次或二元二次效应函数的功能外 ,尚
可配置 3种一元二次肥料效应函数 [ 4] 。计算某个因子的效应 ,必须选择某些特定的处理 ,重新建立该因子
与产量的一元一次或一元二次回归方程 ,然后通过该方程的回归系数判定该因子的效应 。将二元二次方
程中的 2个因素固定于 2水平条件下 ,建立另一因素的单因素一元二次肥料效应方程 。处理 6、8、9、10建
立 K处理的一元二次肥料效应函数方程 ,另外连同处理 1,共 5个处理 ,来配置氮 、磷 、钾一元二次肥料效
应函数 ,由此计算得到最高产量及其施肥量与最佳经济产量及其施肥量(表 4、表 5)。
利用处理 2 ～ 4、6,可以建立 N处理的一元二次肥料效应函数方程:
Y=193.100+27.520N-1.360N2(F=27 402.000＊＊ , Sig=0.004<0.01) (5)
利用处理 4、7,可以建立 P处理的一元二次肥料效应函数方程:
Y=295.900+10.300P-0.722P2(F=2 047.00＊ , Sig=0.016<0.05) (6)
利用处理 6、8 ～ 10,可以建立 K处理的一元二次肥料效应函数方程:
Y=257.500+14.667K-0.691K2(F=366.400＊;Sig=0.037<0.05) (7)
从函数统计检验看 ,以上氮 、磷 、钾处理的一元二次肥料效应函数精度较二元 、三元二次肥料效应函数
明显提高。
2.3　多种效应函数汇兑的施肥决策信息
通过对 “3414”试验设计进行三元 、二元 、一元肥料效应分析 ,能够获得大量的施肥信息 ,大大增加了这
些信息的科学性和代表性 [ 4] 。上述 3类 7种效应函数提供的施肥决策等信息汇总如表 4、表 5所示。
三元二次肥料效应函数属非典型函数模型 ,获得的最高产量在各种类型函数中最高 ,投入的肥料价值
最高 ,获得的产投比最低。通过对二元二次回归方程总体及各项系数的检验 ,方程拟合较好 ,具有积极的
指导意义。由表 4可知 ,二元二次肥料效应函数获得的最高产量以 N、K肥料效应函数最高 ,投入的肥料
价值最低 ,产投比最高;通过一元二次肥料效应函数获得的最高产量总体低于三元和二元二次函数之间 ,
其中 N处理一元二次肥料效应函数获得的产量最低 ,但产投比最高;K处理一元二次肥料效应方程获得的
产量最高 ,但产投比最低(表 4)。
从表 5可见 ,各类型函数所获得的最佳经济产量与最高产量表现出相同的趋势 ,即三元函数高于二元
函数 ,二元函数高于一元函数。通过最高产量和最佳产量条件下对肥料投入价值的比较 ,可知相同产量时
最佳施肥量下的肥料投入较低 。因此 ,如果只考虑产量因素 ,那么 N、P、K处理的三元二次肥料效应函数
所获得的经济产量最高。但农业生产实践中要考虑的不仅是产量 ,更重要的是要从中获得经济效益。因
此 ,粮食生产中投入的肥料价值 、粮食价值与肥料价值之比和农业生产利润要作为选择肥料配比的标准。
从统计学角度和农业生产实际出发 ,应选择产投比较高的施肥配比的配方进行推荐施肥 。综合考虑投入
肥料价值与粮食价值 , 可知 N、 K处理下的产投比达 10.79, 经济效益好 , 即 N 7.62 kg/667 m2 ,
P2O5 6.00kg/667m2 , K2O2.79kg/667m2。
2.3　不同施肥水平对肥料利用率的影响
由表 6看出 ,以处理 2不施氮肥 ,只施磷 、钾且用量相同作对照 ,增施氮肥至处理 3低量达 5kg/667m2
时 ,氮肥利用率为 59.49%,达最大。继续增施氮肥至处理 6中量达 10kg/667m2时 ,氮肥利用率降低为
39.75%,当氮肥用量增至处理 11高量达 15kg/667m2时 ,氮肥利用率为 20.40%,说明在磷 、钾中量施肥
水平下 ,氮肥以低 、中量配合施用 ,氮肥利用率较高 。
395第 5期　 韦　伟 ,等:氮磷钾不同配比对朝天椒产量的影响
表 4　肥料效应函数提供高产施肥信息
Tab.4　Highyieldinformationasrevealedbyfertilizereffectequation
函数类型 最高产量(kg/667m2)
最高产量施肥量(kg/667m2)
N P2O5 K2O
肥料价值
(元 /667m2) 产投比
NPK 356.03 16.10 5.10 20.00 272.92 3.91
PK 336.98 — 3.22 13.69 179.92 5.62
NK 346.95 7.98 — 4.83 111.97 9.30
NP 324.95 10.57 7.37 — 166.25 5.86
N 332.32 10.12 — — 156.95 6.35
P 333.00 — 7.13 — 161.95 6.17
K 335.33 — — 10.61 169.18 5.95
平均值 337.94 11.19 5.71 12.30 174.16 5.82
注:最高施肥量根据 2009年贵州省肥料及鲜椒的常规市场价计算 ,其中纯氮 5.43元 /kg,磷 5.00元 / kg,钾 8.00元 /kg,鲜椒市场价为 3.00
元 / kg。表 5同。
表 5　肥料效应函数提供高效施肥信息
Tab.5　Highefficientfertilizationinformationasrevealedbyfertilizereffectequation
函数类型 最佳产量(kg/667m2)
最佳产量施肥量(kg/667m2)
N P2O5 K2O
肥料价值
(元 /667m2) 产投比
NPK
PK
NK
NP
N
P
K
平均值
338.26
333.69
336.95
323.09
331.71
332.00
332.75
332.64
11.88
—
7.62
9.91
9.45
—
—
9.72
5.31
4.12
—
5.86
—
5.98
—
5.32
12.73
10.66
2.79
—
—
—
8.68
8.72
192.90
160.18
93.70
155.11
153.31
156.20
153.74
177.74
5.26
6.25
10.79
6.25
6.49
6.38
6.49
5.61
表 6　不同施肥水平下肥料利用率
Tab.6　Fertilizer-usingefficiencyunderdifferentfertilizationlevels
施肥水平 肥料利用率(%)N P2O5 K2O
0
1
2
3
CK
59.49
39.75
20.40
CK
13.76
10.32
1.91
CK
23.29
16.17
10.49
注:本试验条件下 ,形成 100kg辣椒经济产量所吸收的养分数量为:N=2.86kg, P2O5 =1.72kg, K2O=1.94kg。
以处理 4不施磷肥 、只施中量氮 、钾肥且用量相同作对照 ,增加磷肥用量 ,其利用率仍然降低;同样 ,以
处理 8不施钾肥 ,只施中量氮 、磷肥且用量相同作对照 ,增施钾肥 ,钾肥利用率降低 ,这可能与土壤中的氮 、
磷 、钾含量高有关 。
综上 , 氮 、磷 、钾不同肥料配比以处理 9较为接近指导施肥量 , 即 N 7.62 kg/667 m2 , P2O5
6.00kg/667m2 , K2O2.79kg/667m2 ,氮 、磷 、钾肥料利用率分别为 39.75%、10.32%、23.29%。
3　讨论
在本试验条件下 ,通过氮 、磷 、钾 3因子对产量因子的二次回归共 7个函数模型进行分析和主效分
析表明 ,一次项系数 X1 >X2 >X3 ,即氮 >磷 >钾 ,由此可知氮 、磷 、钾对绥阳朝天椒产量的效应为氮 、磷 、
钾的影响力依次降低 。低氮 、磷 、钾施用量和不施肥处理的辣椒有早衰 、生长弱小现象 , (下转第 427页)
396 山地农业生物学报 2010年
低检出质量分数为 0.05mg/kg。
3　结论
通过对单甲脒在土壤中的残留分析方法研究 ,结果表明:利用高效液相色谱法测定单甲脒在土壤中的
残留量 ,方法的回收率 、变异系数均符合要求 ,且线性关系良好 ,前处理简单。而且 ,单甲脒与样品中的杂
质分离完全 ,此法准确 、快速 、灵敏度高 ,能够满足农药残留分析的要求 。
参　考　文　献:
[ 1] 周程爱.单甲脒防治柑桔四种主要害虫的药效 [ J] .农药 , 1989, 1 (28):50.
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(上接第 396页)
能使绥阳朝天椒达高产的最佳施肥量为 N7.62kg/667m2 , P2O5 6.00kg/667m2 , K2O2.79kg/667m2 ,本
试验中处理 9最接近此用量 。本试验条件下 ,与黄科 [ 6] 、李远新(1997)[ 7]等相比 ,氮 、磷 、钾配比中钾肥比
例较低 ,可能与绥阳县试验地肥力条件和辣椒品种相关 。当然 ,在适当条件下 ,适量提高钾肥比例是能提
高绥阳朝天椒产量的 。
同时 ,试验中研究了氮 、磷 、钾配施对朝天椒当季肥料利用率的影响 ,发现氮 、磷 、钾肥均在中低施肥量
条件下达到肥料利用率的最高值 ,随着施肥量的增加 ,肥料利用率会逐渐降低。在接近本试验结果推荐施
肥量的处理 9中 ,得到推荐施肥量下的肥料利用率为 N39.75%, P2O5 2.14%, K2O23.29%。该试验肥料
利用率除氮外 ,磷 、钾利用率均偏低。其原因可能是当季雨量充沛 ,氮肥分次施用 , 受降水影响 ,氮肥养分
随水渗漏 、流失较小 ,而磷 、钾肥集中施用 ,其养分受降雨影响 ,随水渗漏 、流失较大。
参　考　文　献:
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