全 文 ：第 26卷　第 5期 西北农业大学学报 Vol. 26 No. 5
1998年 10月 Acta Univ. Ag ric. Bo reali-occidenta lis Oct. 1998
回归分析在莴笋无土栽培
营养液配方中的应用
马耀华　雷玉慧　肖俊璋
(西北农业大学资源与环境科学系 ,陕西杨凌 712100)
　　摘　要　采用回归分析法 ,通过盆栽试验 ,研究莴笋无土栽培营养液中大量元素的最优
配方。 结果表明 ,当营养液中 Ca( NO3 )2· 4H2O, KNO3 , N H4 H2PO4 , MgSO4· 7H2O分别为
1 745, 1 107, 15, 893 mg· L- 1时 ,能满足莴笋生长发育的需要而获得高产。同时还确定了最
佳浓度范围及不同因子对植株产量影响的相对大小。 这说明用回归分析法研究无土栽培营
养液配方是切实可行的。
关键词　莴笋 ,无土栽培 ,营养液 ,配方 ,回归分析
分类号　 S317, S636. 204. 7
无土栽培是一项高产、优质、高效的农业技术。目前许多国家都有无土栽培研究机构。
近年来我国无土栽培也有了发展 [1 ]。无土栽培的核心是营养液。营养液配方的确定过去多
用化学分析方法 ,但这种方法通常不与作物生长过程相联系。 本研究在前人研究 [2, 3 ]的基
础上 ,试图克服化学分析法 [4 ]的缺点 ,应用回归分析方法 [5, 6 ] ,来研究莴笋无土栽培营养液
配方。
1　材料与方法
1. 1　试验材料
　　供试作物为直立紫红莴笋。 第一阶段于 1996年 11月 2日移栽 , 1997年 1月 6日收
获。培养期 65 d,在培养过程中每周更换一次营养液 ,每天打气一次。第二阶段于 1997年
3月 20日移栽 , 4月 30日收获 ,培养期 40 d,随气温升高 ,营养液更换和打气次数都相应
增加。
1. 2　试验方法
整个试验分为最优配方选择和验证试验两个阶段。
表 1　营养液中微量元素用量 mg· L- 1
含量 Na2 Fe-EDTD
(含 Fe14. 0% ) H3BO3 MnSO 4· 4H2O ZnSO4· 7H2O CuSO4· 5H2O ( N H4 ) 6MO 7· O24· 4H2O
化合物 30. 00 2. 86 2. 13 0. 22 0. 08 0. 02
元　素 4. 20 0. 50 0. 50 0. 05 0. 02 0. 01
　　最优配方选择试验方案设计　营养液中微量元素采用通用配方 [2 ] (表 1)。 大量元素
选用 Ca( NO3 ) 2· 4H2O, KNO3 , N H4 H2 PO4 , MgSO4· 7H2 O 4个试验因子 ,采用二次回
收稿日期　 1997-10-30
作者简介　马耀华 ,男 , 1938年生 ,副教授
归饱和设计 (表 2, 3)。重复 4次 ,随机排列。
验证试验方案设计　以文献 [2]中的霍格兰配方、华南农大叶菜配方和日本山崎莴笋
配方为对照 ,对本研究选择的最优配方 ( Ca( NO3 ) 2· 4H2 O, KNO4 , N H4 H2 PO4 , M gSO·
7H2O分别为 1 745, 1 107, 15, 893 mg· L- 1 )进行验证。 重复 5次 ,随机排列。
表 2　试验因子编码值 mg· L- 1
因子 零水平Z0j
变化区间
Δ j
xzj
1 0. 4114 - 0. 6502 - 1
Z1 [Ca( NO3 ) 2· 4H2O ] 945 800 1745 1274. 12 424. 84 145
Z2 [KNO3 ] 607 500 1107 812. 7 281. 9 107
Z3 [N H4 H2 PO4 ] 115 100 215 156. 14 49. 98 15
Z4 [Mg SO4· 7H2O ] 493 400 893 657. 56 232. 92 93
表 3　试验处理方案 mg· L- 1
处理号 x 1(z 1 ) x2 (z 2) x 3(z 3 ) x4 (z 4)
1 - 1( 145) - 1( 107) - 1( 15) - 1( 93)
2 1( 1745) - 1( 107) - 1( 15) - 1( 93)
3 - 1( 145) 1( 1107) - 1( 15) - 1( 93)
4 - 1( 145) - 1( 107) 1( 215) - 1( 93)
5 - 1( 145) - 1( 107) - 1( 15) 1( 893)
6 0. 4114( 1274. 12) 0. 4114( 812. 7) - 1( 15) - 1( 93)
7 0. 4114( 1274. 12) - 1( 107) 0. 4114( 156. 14) - 1( 93)
8 0. 4114( 1274. 12) - 1( 107) - 1( 15) 0. 4114( 657. 56)
9 - 1( 145) 0. 4114( 812. 7) 0. 4114( 156. 14) - 1( 93)
10 - 1( 145) 0. 4114( 812. 7 - 1( 15) 0. 4114( 657. 56)
11 - 1( 145) - 1( 107) 0. 4114( 156. 14) 0. 4114( 657. 56)
12 - 0. 6502( 424. 84) 1( 1107) 1( 215) 1( 893)
13 1( 1745) - 0. 6502( 281. 9) 1( 215) 1( 893)
14 1( 1745) 1( 1107) - 0. 6502( 49. 98) 1( 893)
15 1( 1745) 1( 1107) 1( 215) - 0. 6502( 232. 92)
2　结果分析
2. 1　最优配方选择
　　由于试验所用莴笋幼苗大小不一致 ,会对试验的误差和处理效果产生影响。为了正确
估计试验结果 ,以初始重为协变量对试验结果进行协方差分析。结果表明 ,植株干重与幼
苗初始重的回归关系达极显著 ( F= 8. 339 9* * )。说明幼苗初始大小差异对试验结果确实
有影响。为此必须对植株干重进行修正 ,将这种差异造成的影响从实验结果中分离出去才
能对试验结果作出正确估计。各处理的修正值 y-′如表 4表示。
用表 4植株干重修正值 y-′对 4个试验因子 (xi )配置四元二次回归方程得:
y

= 3. 3803+ 0. 2379x 1 + 0. 0422x 2+ 0. 0185x3 + 0. 3716x 4 - 0. 2782x 1
2
+
　 0. 5812x 22 - 0. 2458x 23+ 0. 1541x24 + 0. 0488x 1x2 - 0. 0044x 1x 3+
　 0. 2318x 1x4 - 0. 3909x 2x 3 - 0. 092x 2x 4 - 0. 3398x 3x 4 ( 1)
　　用回归方程 ( 1)求出各处理的回归值 ( y )列于表 4.由表 4可以看出 ,观察值 y-′与回归
72 西北农业大学学报 第 26卷
值 y 十分吻合 ,经i2检验不显著。说明方程拟合好 ,能反映实际情况。
根据方程 ( 1)在计算机上进行选优的结果 ,莴笋最高产量 ymax= 5. 15 g /株。最高产量
时 4个因子的数量 ,也即营养液的最优配方: Ca ( N O3 ) 2· 4H2O, KNO3 , N H4 H2 PO4 ,
MgSO4· 7H2 O分别为 1 745, 1 107, 15, 893 mg· L- 1.
表 4　莴笋植株干重修正值 y-′及回归值 y g /株
处理 y-′ y 处理 y-′ y
1 2. 3750 2. 37 9 3. 0535 3. 05
2 2. 2981 2. 30 10 3. 0599 3. 06
3 3. 3276 3. 33 11 3. 6446 3. 64
4 3. 8821 3. 88 12 3. 0274 3. 03
5 3. 5183 3. 52 13 4. 0265 4. 03
6 2. 8386 2. 84 14 5. 0397 5. 04
7 3. 8109 3. 81 15 3. 3432 3. 34
8 3. 6924 3. 69
2. 2　验证试验
对回归方程 ( 1)选择的最优配方进行验证 ,结果 (表 5)表明 ,莴笋幼苗初始重 (w )与植
株干重 ( y )回归关系不显著 (F= 1. 1746, F0. 05= 4. 84) ,说明协变量 (w )对试验结果影响不
大 ,不需要进行修正 ,可直接进行方差分析。 方差分析结果表明 ,处理间差异不显著 (F=
2. 7046, F0. 05= 3. 49)。说明本研究的配方与霍格兰配方、华南农大叶菜配方和日本山崎莴
笋配方对莴笋生长发育的效果无差别 ,该配方是正确的。
表 5　验证试验结果 g /株
处理 Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅴ 平均
w y w y w y w y w y w- y-
1 3. 0 11. 692 2. 6 11. 755 3. 1 10. 874 3. 0 11. 064 2. 8 8. 670 2. 90 10. 8110
2 4. 5 11. 642 4. 8 11. 162 5. 9 8. 258 2. 8 7. 654 2. 6 7. 288 4. 12 9. 2008
3 4. 9 10. 823 3. 6 9. 998 3. 9 10. 313 4. 1 10. 755 4. 2 9. 480 4. 14 10. 2738
4 2. 8 9. 841 3. 4 8. 456 3. 4 9. 684 2. 9 9. 208 3. 4 9. 251 3. 18 9. 2880
2. 3　试验因子与莴笋产量的关系
2. 3. 1　不同试验因子对植株产量的影响　为了分析不同因子对莴笋植株干重的影响 ,把
方程 ( 1) 4个因子中的 3个因子固定在零水平上 ,得植株干重对不同因子的回归方程为:
y 1 = - 0. 278x 21 + 0. 2379x 1+ 3. 3803 ( 2)
y 2 = 0. 5812x22 + 0. 0422x 2 + 3. 3803 ( 3)
y 3 = - 0. 2458x23 + 0. 0185x 3 + 3. 3803 ( 4)
y 4 = 0. 1541x24 + 0. 3716x 4 + 3. 3803 ( 5)
　　根据方程 ( 2)～ ( 5)绘出各因子的影响曲线如图 1.从回归方程及其曲线可以看
出 , Ca( NO3 ) 2· 4H2O和 NH4 H2 PO4对植株干重的影响趋势相同 ,即随浓度增大植株干重
增加 ,但到一定程度后 ,植株干重随浓度增加而下降 ; KNO3与 MgSO4· 7H2 O趋势相同 ,
随浓度的增加植株干重呈加速度上升。此结果仅相对于研究范围而言 ,不能随意外推。
2. 3. 2　试验因子与植株高产的关系　根据方程 ( 1)在计算机上选优 ,在编码值 - 1≤ xx j
73第 5期 马耀华等:回归分析在莴笋无土栽培营养液配方中的应用
≤ 1区间内 ,取步长 0. 4时 ,营养液配比方案共有 1 296个 ,其中产量> 4. 3 g /株的高产方
案有 70个 ,其中 , x1的编码值取 - 0. 2～ 1. 0时 ,其频率达 96. 9% ,即 Ca ( NO3 ) 2· 4H2O
取 785～ 1 745 mg· L- 1 ; x 2的编码值取 - 1和 0. 6～ 1. 0时 ,其频率达 97. 1% ,即 KNO3
取 107和 907～ 1 107 mg· L- 1; x 3的编码值取 - 1～ 0. 6时 ,其频率达 94. 0% ,即
N H4 H2 PO4取 15～ 175 mg· L- 1 ; x 4的编码值取 0. 6～ 1. 0时 ,其频率达 94. 2% ,即 Mg-
SO4· 7H2O取 733～ 893 mg· L- 1 ,均能使莴笋获得高产。
图 1　不同因子对植株产量的影响
a. Ca( NO3) 2· 4H2O; b. KNO3; c. N H4H2 PO4; d. M gSO4· 7H2O
3　结　论
1)试验证明 ,莴笋营养液中 Ca ( NO3 ) 2· 4H2 O, KNO3 , N H4 H2 PO4 , M gSO4· 7H2O
的最优配方分别为 1 745, 1 107, 15, 893 mg· L- 1 .说明用回归分析方法确定营养液配方
是切实可行的。该法具有简单易行、省时省工、节约开支等优点。
2)回归分析方法不仅能确定营养液的配方 ,而且可以确定不同试验因子对植株产量
影响的相对大小 ,便于在栽培过程中根据作物需肥特性人为调控 ,这是化学分析法所不能
达到的。
3)营养液配方中营养元素的数量不是绝对的 ,而是一个浓度范围。回归分析方法可以
74 西北农业大学学报 第 26卷
找出这个最佳浓度范围。这也是化学分析方法难以确定的。
参　考　文　献
1　马太和 .无土栽培 .北京:农业出版社 , 1985
2　连兆煌 .无土栽培原理与技术 .北京:中国农业出版社 , 1994
3　邢禹贤 .无土栽培原理与技术 .北京:农业出版社 , 1990
4　丁广建 ,王东凯 ,李雪梅 .蔬菜无土栽培技术研究 .第 4报 .北方园艺 , 1993( 3): 11～ 13
5　西北农业大学 ,华南农业大学主编 .农业化学研究法 .北京:农业出版社 , 1990
6　杨义群 .回归设计及多元分析在农业中的应用 .陕西杨凌:天则出版社 , 1990
The Application o f Reg ression Analy sis in Prescribing
Nutrient Solution fo r Lettuce Hydroponics
Ma Yaohua　 Lei Yuhui　 Xiao Junzhang
( Department of Resources an d Environmental S cience, Northwestern
Ag ricul tural University ,Yangl in g ,Shaanxi 712100)
Abstract　 Pot experiments w ere ca rried out to study the optimal prescription of
macro elements in nutrient solution fo r let tuce hydroponics. The resul ts obtained show ed
that , when the contents of Ca ( NO3 ) 2· 4H2O, KN O3 , N H4 H2 PO4 , and Mg SO4· 7H2O
were a t 1 745, 1 107, 15 and 893 mg /L respectiv ely, the nutrients in so lution could
match the needs of let tuce g row th and make it reach a high yield. At the same time, the
optimal ranges of every nutrient content and the relativ e effects o f v arious facto rs on
plant yield w ere determined. So i t i s concluded tha t the reg ression analy sis should be a
fea sible method for studying the nutrient prescription in hydroponies.
Key words　 let tuce, hydroponics, nut rient, solution, regression analysis
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