全 文 ：文章编号 :100028551 (2009) 0621082205
番茄日光温室膜下滴灌水肥耦合效应研究
陈碧华　郜庆炉　孙　丽
(河南科技学院 ,河南 新乡　453003)
摘 　要 :采用二因素二次通用旋转组合设计 ,研究了日光温室中膜下滴灌水肥耦合技术对番茄植株生长
发育、果实品质和产量的影响。结果表明 :灌水定额、施肥定额二因素与番茄植株生长发育、果实品质和
产量之间存在极显著的回归关系 , F回 > F0101 (5 ,7) = 611088 ,回归可靠 ;二因素的影响程度为施肥定额 > 灌
水定额 ,由此提出了最优水肥组合方案 ,灌水定额为 270415～2836195 m3Πhm2 ,施肥定额为 26515～
309164kgΠhm2 。本研究为日光温室番茄膜下滴灌栽培生产提供了借鉴。
关键词 :日光温室 ;膜下滴灌 ;番茄 ;水肥耦合
EFFECTS OF WATER AND FERTILIZER COUPLING UNDER DRIP FERTIRRIGATION
COVERED WITH FILM SHEET ON TOMATO GROWTH IN SOLAR GREENHOUSE
CHEN Bi2hua 　GAO Qing2lu 　SUN li
( Henan Institute of Science and Technology , Xinxiang , Henan 　453003)
Abstract :Experiment were carried out to study the effects of water and fertilizer coupling on plant growth , fruit quality and
yield of tomato (Lycopersicon esculentum Mill . ) by using quadratic general revolving combination design with two factors. The
results showed that regression correlations between irrigating water quota , fertilizer application quota and plant growth ,fruit
quality ,yield of tomato were extremely significant , the regression correlations were reliable ( Fregression > F0101 (5 ,7) = 611088) ,
and effects of fertilizer application quota on plant growth ,fruit quality ,yield of tomato were more than that of irrigating water
quota. A holistic optimum plan of water and fertilizer coupling for obtaining high yield and good quality of tomato fruit was put
forward : irrigating water quota 270415～2836195 m3Πhm2 ,fertilizer application quota 26515～309164 kgΠhm2 1 The gained
results can be used in the production of tomato in solar greenhouses.
Key words :solar greenhouse ; drip fertirrigation ;tomato ; water and fertilizer coupling
收稿日期 :2009204214 　接受日期 :2009207216
基金项目 :河南省高校杰出科研创新人才工程项目 (2004KYCX012) ,河南省高校创新人才培养工程项目[豫教高 (2005) 126 号 ]
作者简介 :陈碧华 (19722) ,女 ,河南延津人 ,硕士 ,讲师 ,主要从事蔬菜栽培生理生态及设施园艺研究。E2mail :chenbhtt @yahoo. com. cn
通讯作者 :郜庆炉 (19632) ,男 ,河南沁阳人 ,博士 ,教授 ,研究方向为农业资源与高效农作制度。Tel : 037323040115 ; E2mail :gaoqinglu @hist . edu. cn　　随着经济水平和健康意识的提高 ,人们对蔬菜品质的要求逐渐提高。目前日光温室番茄生产中 ,水肥管理仍然采用沟灌浇水和随水冲肥的传统方式 ,这样虽然带来了高额的蔬菜产量 ,但同时也带来了农业生产环境恶化和蔬菜生产安全隐患等负面作用 ,对农业可持续发展和人体的健康构成了潜在的威胁[1～3 ] 。膜下滴灌施肥技术既能节水、增产 ,还能降低室内空气湿 度[4 ] ,是对传统沟灌施肥技术的改革。但由于滴灌水、肥技术参数确定不合理 ,使这一新技术在应用时还存在一定的问题[5 ,6 ] 。本研究在日光温室膜下滴灌条件下 ,设置番茄不同水分和养分施用组合 ,研究不同水肥耦合后对番茄植株生长发育和果实品质的影响 ,并通过回归分析提出最优水肥组合方案 ,以期为日光温室番茄膜下滴灌栽培提供科学的水肥管理参数。
2801　 核 农 学 报　2009 ,23 (6) :1082～1086Journal of Nuclear Agricultural Sciences
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1 　材料与方法
111 　试验材料
试验所用番茄品种为“东方一号”,种子由西安常
丰园 种 业 有 限 公 司 提 供。所 用 化 肥 为 尿 素
[ CO(NH2 ) 2 ,纯度 99 %]和磷酸一铵 (NH4 HPO4 , 纯度
98 %) 。试验于 2005 年 12 月至 2006 年 7 月在中国水利
部农田灌溉研究所 (新乡) 1 号日光温室中进行。
112 　试验设计
试验采用二因素 (灌水定额、施肥定额) 二次通用
旋转组合设计[7 ] ,以生长发育和品质指标为目标函数 ,
以灌水定额 (m3Πhm2 ) 和施肥定额 (kgΠhm2 ) 两因素为自
变量 ,构建数学模型。各个因素上下水平[8 ] 及变化区
间见表 1。
表 1 　番茄全生育期试验各因素的上下水平及变化区间
Table 1 　The upper and lower level , variation sections
of different factors in whole growth period
水平
factor
Z1灌水定额
irrigation quota
(m3Πhm2) Z2 施肥定额fertilization quota (kgΠhm2)
Z2j 3300 尿素 450 + 磷酸一铵 450
urea 450 + phosphoric acid one ammonium 450
Z1j 2250 尿素 150 + 磷酸一铵 150
urea 150 + phosphoric acid one ammonium 150
△j 375 105
注 :表中施肥定额是指尿素的纯 N 量和磷酸一铵的纯 P2O5 量。
Note: Fertilizer quotas is refers to the pure N quantity and the pure P2O5
quantity.
根据因素水平编码值表的格式 ,计算出诸因素每
个水平编码值的相应量 (表 2) 。
表 2 　番茄全生育期试验因素变量水平编码值表
Table 2 　The variable standards coding value of
different factors in the whole growth period
因素
factor
Z1
(m3Πhm2) Z2(kgΠhm2)
+ 11414 3300 尿素 450 + 磷酸一铵 450
urea 450 + phosphoric acid one ammonium 450
+ 1 3150 尿素 405 + 磷酸一铵 405
urea 405 + phosphoric acid one ammonium 405
0 2775 尿素 300 + 磷酸一铵 300
urea 300 + phosphoric acid one ammonium 300
- 1 2400
尿素 195 + 磷酸一铵 195
urea 195 + phosphoric acid one ammonium 195
- 11414 2250 尿素 150 + 磷酸一铵 150
urea 150 + phosphoric acid one ammonium 150
根据试验因素的个数及通用旋转组合的要求 , p
= 2 , mc = 4 , m0 = 5 ,全部试验设置 13 个处理组合 ,拟
定出番茄水、肥二因素通用旋转组合设计试验方案 (表
3) 。
试验方案中设置的 13 个肥水处理组合为番茄整
个生育期的处理水平 ,按照生长发育规律分别在缓苗
期、第一穗果实膨大期、第一穗果实采收后、第二穗果
实膨大期、第二穗果实采收后、第三穗果实膨大期分 6
次分别进行滴灌 ,每次灌溉间隔天数为 10 d ,6 次灌水
比例为 2∶4∶3∶5∶4∶5。
表 3 　番茄二元二次通用旋转组合设计结构矩阵
Table 3 　Dual on tomato in common used to rotate association design structure matrix
处理
treatment
编码 code 处理组合
treatment combination
x0 x1 x2 x1 x2 x
2
1 x
2
2 Z1 (m3Πhm2) Z2 (kgΠhm2)
1 1 1 1 1 015 015 1 (3150) 1(405)
2 1 1 - 1 - 1 015 015 1 (3150) - 1 (195)
3 1 - 1 1 - 1 015 015 - 1 (2400) 1(405)
4 1 - 1 - 1 1 0. 5 0. 5 - 1 (2400) - 1 (195)
5 1 1. 414 0 0 1. 5 - 0. 5 1. 414 (3300) 0(300)
6 1 - 1. 414 0 0 01. 5 - 0. 5 - 1. 414 (2250) 0(300)
7 1 0 1. 414 0 - 0. 5 1. 5 0 (2775) 1. 414 (450)
8 1 0 - 1. 414 0 - 0. 5 1. 5 0 (2775) - 1. 414 (150)
9 1 0 0 0 - 0. 5 - 0. 5 0 (2775) 0(300)
10 1 0 0 0 - 015 - 015 0 (2775) 0(300)
11 1 0 0 0 - 015 - 015 0 (2775) 0(300)
12 1 0 0 0 - 015 - 015 0 (2775) 0(300)
13 1 0 0 0 - 015 - 015 0 (2775) 0(300)
注 :表中 x1 、x2 分别代表灌水定额和施肥定额的因素编码值 ,Z1 、Z2 分别代表灌水水平、施肥水平。
Note :x1 and x2 represent the coded value of irrigation quota and fertilizer quota , Z1 and Z2 represent irrigation level and fertilizer level ,inspectively.
3801　6 期 番茄日光温室膜下滴灌水肥耦合效应研究
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113 　试验方法
根据上述设计方案 ,在日光温室内共设置 13 个小
区 ,每小区栽植两畦 ,每畦宽 1 m ,栽 2 行 ,行距0155 m ,
株距 014 m ,将滴灌带铺放在栽植行上 ,使滴灌带上的
滴头与番茄植株根部保持 10 cm 距离 ,铺地膜 ,形成膜
下滴灌方式 ,两畦间留有 016 m 宽的过道 ,便于进行人
工观测记载。整地时施用腐熟有机肥 (75000 kgΠhm2 )
和磷酸一铵 (按照试验设计) 作底肥 ,尿素则按照试验
设计在番茄第一穗果实膨大期、第二穗果实膨大期、第
三穗果实膨大期分 3 次随水滴灌追施 ,3 次追肥比例
为 2∶2∶1。
114 　指标测定及方法
11411 　生长指标的测定 　选择第一花序座果期进行
番茄生长发育指标的测量。每个试验小区随机选择
12 株植株进行测量 ,3 次重复 ,并取平均值 :株高用米
尺测定 ,量取番茄顶叶所能达到的高度 ;茎粗用游标卡
尺在距地面 1 cm 处量取 ;叶片数目测 ,不包括植株下
部枯老脱落叶 ;叶宽用米尺测量番茄叶片的最大宽度 ,
在所选每株植株的上、中、下部选取 3 片叶 ,取其平均
值。
11412 　品质指标的测定 　在结果盛期每小区随机选
择 15 个成熟果实分别进行果实品质指标的测定。维
生素 C 含量采用比色法测定[9 ] :称 100 g 番茄鲜样和
100 g 2 %草酸溶液 ,倒入捣碎机中打成匀浆 ,取 10～
40 g 匀浆倒入 100 ml 容量瓶中 ,用 1 %草酸溶液稀释
至刻度 ,混匀。将浸提液过滤 ,取 25 ml 滤液 ,加入 2 g
活性炭 ,振摇 1 min ,过滤 ,弃去最初数毫升滤液。取 10
ml 此氧化提取液 ,加入 10 ml 2 %硫脲溶液 ,混匀。于 3
个试管中各加入 4 ml 上述混有硫脲的氧化提取液。
其中一个试管为空白 ,在其余试管中加入 110 ml 2 %
2 ,4 —二硝基苯肼溶液 ,将所有试管放入 37 ℃±015 ℃
恒温箱或水浴中 ,保温 3 h。3 h 后取出 ,除空白管外 ,
将所有试管放入冰水中。然后加入 110 ml 2 %2 ,42二
硝基苯肼溶液 ,在室温中放置 10～15 min ,再放入冰水
内。放入冰水后 ,向每一支试管中加入 5 ml 85 %硫
酸 ,滴加时间至少需要 1 min ,需边加边摇动试管。硫
酸滴加完毕 ,将试管自冰水中取出 ,室温放置 30 min
显色。用 1 cm 比色杯 ,以空白液调零点 ,于 500 nm 波
长测吸光值。试验用仪器有恒温箱 (37 ℃±015 ℃) 、紫
外可见分光光度计、组织捣碎机。
可溶性蛋白质含量用考马斯亮蓝 G - 250 染色法
测定[9 ] ,准确称取约 200 mg 番茄 ,放入研钵中 ,加入 5
ml 蒸馏水在冰浴中研成匀浆 ,4000 r/ min 条件下离心
10 min ,将上清液倒入 10 ml 容量瓶 ,再向残渣中加入
2 ml蒸馏水 ,悬浮后离心 10 min ,合并上清液 ,定容至
刻度。另取 1 支具塞试管 ,准确加入 011 ml 样品提取
液 ,再加入 019 ml 蒸馏水 ,5 ml 考马斯亮蓝 G2250 试
剂 ,充分混合 ,放置 2 min 后 ,以标准曲线 1 号试管做参
比 ,在 595 nm 波长下比色 ,记录吸光度。试验用仪器 :
离心机、分析天平、紫外可见分光光度计。
果实硬度用果实硬度计 ( GY - 1 型) 测定 ,将硬度
计的压头垂直对准待测部位果肉 ,均匀将压头压入果
肉至刻度线 ,这时表针所指的刻度即为果实硬度 (单位
是帕) 。
可溶性固形物含量用阿贝折射仪测定 ,打开阿贝
折射仪棱镜盖板 ,用擦镜纸轻轻擦净折光镜面 ,滴几滴
蒸馏水于阿贝折射仪镜面上 ,将仪器对向光线 ,由目镜
观察 ,转动棱镜旋钮 ,使视野分成明暗两部分。旋动补
偿器旋钮 ,使明暗分界线与标尺上的“0”位重合。切取
番茄果肉一块 ,挤出果汁数滴置于折光仪检测镜上 ,使
果汁遍布于棱镜表面。对向光源 ,调节目镜视度圈 ,使
视野黑白分界线清晰可见 ,通过放大镜在刻度尺上进
行读数 ,即可得出样品的可溶性固形物的含量。
总酸含量用酸碱中和滴定法[10 ] 测定 ,称取 10100
～20100 g 捣碎均匀的番茄样品置于小烧杯内 ,约用 50
ml 已煮沸、冷却 ,去除二氧化碳的蒸馏水移入 250 ml
容量瓶中 ,充分振荡加水至刻度 ,再摇匀。用干燥滤纸
过滤。吸取滤液 50 ml ,加人酚酞指示剂 3～4 滴 ,用
011 mol/ L 氢氧化钠标准溶液滴定至微红色在 30 s 内
不褪色为终点。记录消耗的 01l mol/ L 氢氧化钠标准
溶液的体积 (ml) ,总酸度 = (c ×V ×K×V0 )Π(m ×V1 )
×100。
11413 　产量的测定　各小区单收 ,测产量。
2 　结果与分析
211 　水肥耦合与番茄生长发育的关系
根据二因素二次通用旋转组合设计原理 ,以测得
的有关番茄生长发育的各项指标 (株高、茎粗、叶片数、
叶宽) 为目标函数 ,以二元二次多项式拟合灌水量
( X1 ) 、施肥量 ( X2 )与番茄株高、茎粗、叶片数、叶宽 ( Y)
的关系。得出灌水量、施肥量与番茄各项生长发育指
标之间的相关数学回归模型 ,并模拟分析得到最佳水
肥耦合方案[11 ] 。
212 　水肥耦合对番茄果实品质的影响
21211 　不同水肥处理组合对番茄果实中 Vc 含量的影
响 　Vc 含量的测定结果见表 4 ,对其进行回归分析 ,得
到日光温室番茄膜下滴灌水肥耦合回归模型为 :
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Y = 16147 + 1130 X1 + X2 + 0170 X1 X2 +
3104 X1 2 + 2100 X2 2 (1)
　　式中 : Y 为番茄果实中 Vc 含量 ; X1 、X2 分别为试
验设计水、肥处理的码值。对 (1) 式进行显著性检验 :
F1 = 0171 ,模式适合 ; F2 = 231533 ,回归可靠 [ F1 　0105 (3 ,4)
= 6159 , F1 　0101 (3 ,4) = 1617 , F2 　0105 (5 ,7) = 319975 ,
F2 　0101(5 ,7) = 611088 ]。说明所建立的回归方程与实际
情况的拟合程度很好 ,可以用于生产预报并且有较高
的可信性。
表 4 　不同处理组合对番茄产量和品质的影响
Table 4 　Effect of different treatments combination
on yields and quality in tomato
处理
treatment
产量
yield
(kgΠhm2) Vc(mgΠ100g) 可溶性蛋白质solubleprotein
(gΠkg) 成熟果实硬度ripe firmness(帕) 可溶性固形物solublesolids( %)
1 12457105 24111 11106 0147 ×105 4183
2 937311 20168 9151 0153 ×105 4
3 11983 21112 10123 015 ×105 4117
4 9260111 2015 8193 0135 ×105 6107
5 14303133 24199 13138 0145 ×105 4113
6 10921103 19186 10156 0145 ×105 414
7 12247163 21174 11153 0147 ×105 412
8 9377153 18192 7112 0141 ×105 418
9 8932198 16148 619 0172 ×105 3175
10 9030166 17186 819 0181 ×105 3153
11 7830159 15114 615 0162 ×105 3167
12 8342103 16188 518 0171 ×105 4108
13 8000132 15196 713 0159 ×105 3188
用 t 检验方法对各项回归系数进行显著性检验 ,
结果显示 : t0 = 3818333 , t1 = 3189 3 , t2 = 3100 , t12 =
1148 , t11 = 814433 , t22 = 515333 ( t0105 = 21365 , t0101 =
31499) 。剔除不显著项后回归方程可优化为 :
Y = 16147 + 1130 X1 + 3104 X1 2 + 2100 X2 2 (2)
　　利用此回归方程 ,通过计算机在[ - 11414 , 11414 ]
区间内寻求到最适合回归值 Y = 16146 (mgΠ100g) ,最适
合试验水平值为 :灌水量 270415 m3Πhm2 ;施肥量 27712
kgΠhm2 。并对因数重要性进行分析得到因数 1 (灌水
量)的重要性值为 1186 ,因数 2 (施肥量) 的重要性值为
1190 ,可见肥水耦合后对番茄果实中 Vc 含量的影响施
肥量 ( X2 )大于灌水量 ( X1 ) 。
21212 　不同水肥处理组合对番茄果实中可溶性蛋白
质含量的影响　经多元回归计算分析 ,得到回归方程
如下 :
Y = 7018 + 0168 X1 + 1114 X2 + 6125 X1 X2 +
2127 X1 2 + 0194 X2 2 (3)
　　式中 : Y 为番茄果实中可溶性蛋白质含量 (gΠkg) ,
X1 、X2 分别为试验设计水、肥处理的码值。对模型进
行显著性检验 , F1 = 01817 ,模式适合 ; F2 = 815233 ,回归
可靠。说明试验所选二因子对番茄果实中可溶性蛋白
质含量有显著影响。通过试验因数重要性分析 ,得出对
番茄果实中蛋白质含量的影响为施肥量 ( X2 ) > 灌水量
( X1 ) 。经过寻优分析 ,得到最优水肥耦合方案 :灌水定
额为 2721115 m3Πhm2 ,施肥定额为 270145 kgΠhm2 。
21213 　不同水肥处理组合对番茄果实硬度的影响　
根据二次通用旋转组合设计原理 ,以成熟果实硬度作
为目标函数 (因变量)进行统计分析得到果实硬度与各
因素编码值的数学回归模型为 :
Y = 0169 + 010188 X1 + 010219 X2 - 010525 X1 X2 -
0112 X1 2 - 0112 X2 2 (4)
　　式中 Y 为番茄成熟果硬度 (帕) , X1 、X2 分别为试
验设计中水分处理和施肥处理的水平编码值。显著性
检验结果显示 , F回 = 71833 [ F0101 (5 ,7) = 611088 ] ,回归可
靠 ,说明灌水定额、施肥定额二因素与产量之间存在极
显著的回归关系 ,即所建立的水肥耦合回归模型均显
著 ,可以用于生产预报且有较高的可信度。用 t 检验
对 (4)式回归模型偏回归系数进行显著性检验 ,结果显
示 : T0 = 22113 , T1 = 0176 , T2 = 0189 , T12 = 115 , T11 =
4137 , T22 = 4156 ,其中常数项和二次项对硬度影响极显
著 ,其余项影响不显著。剔除不显著项后不同水肥处
理的果实硬度最优模型为 :
Y = 0169 - 0112 X1 2 - 0112 X2 2 (5)
　　通过试验因数重要性分析 ,得出各因素对番茄果
实硬度影响大小的顺序为 : 施肥量 ( X2 ) > 灌水量
( X1 ) 。根据已建的水肥耦合优化数学模型 ,在 - 11414
< Xj < 11414 ( j = 1 ,2 , ⋯,5) 范围内 ,取 5 个水平 ( -
11414、- 1、0、+ 1、+ 11414) 进行不同目标下的最优组
合方案模拟 ,得到最优组合方案 :灌水量为 280516 m3Π
hm2 ;施肥量为 309164 kgΠhm2 。
21214 　不同水肥处理组合对番茄果实固酸比的影响
　将试验结果经过分析 ,得到水肥二因素与番茄果实
中固酸比之间的回归方程为 :
Y = 7104 + 0131 X1 + 111 X2 + 0175 X1 X2 +
1163 X1 2 + 1125 X2 2 (6)
　　对回归方程进行拟合度检验 : F1 = 2186 < F011 (3 ,4)
= 4119 , F2 = 7185 > F0101 (5 ,7) = 611088 ,由于 F1 不显著 ,
F2 在 0101 水平上显著 ,回归可靠 ,说明灌水定额、施
肥定额二因素与固酸比之间存在极显著的回归关系 ,
根据 t 检验的结果 ,得出试验中对产量的影响为施肥
5801　6 期 番茄日光温室膜下滴灌水肥耦合效应研究
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量 >灌水量。根据已建的水肥耦合优化数学模型 ,经
过回归模拟分析得到最优组合方案 :灌水量为 275719
m
3Πhm2 ,施肥量为 277105 kgΠhm2 。
213 　不同水肥处理组合对番茄产量的影响
通过对试验小区进行产量测定 (见表 4) ,以二元
二次多项式拟合灌水定额 ( X1 ) 、施肥定额 ( X2 ) 和番茄
产量 ( Y)的关系 ,得到如下数学回归模型 :
Y = 8427137 + 671111 X1 + 1233124 X2 + 90103 X1 X2 +
1856147 X21 + 956167 X22 (7)
　　式中 , Y 为番茄产量 (kgΠhm2 ) , X1 、X2 分别为试验
设计中水分处理和施肥处理的水平编码值。通过对数
学回归模型进行显著性检验 , F回 = 101977833 ( F0101 (5 ,7)
= 611088) ,回归可靠 ,说明灌水定额、施肥定额二因素
与产量之间存在极显著的回归关系 ,说明所建立的水
肥耦合回归模型均显著 ,可以用于生产预报并且有较
高的可靠性。
用 t 检验对各项回归系数进行显著性检验 ,其各
项的 t 值为 : t0 = 2111933 , t1 = 2113 3 , t2 = 31933 , t12 =
012 , t11 = 515 , t22 = 218433 ( t0105 = 21365 , t0101 = 31499) 。
剔除不显著项后回归方程可以优化为 :
Y = 8427137 + 671111 X1 + 1233124 X2 +
1856147 X21 + 956167 X22 (8)
　　根据方程 (8) ,在变量 X 的取值范围 [ - 11414 ,
11414 ]内 ,寻求最优灌水施肥方案。通过模拟分析 ,可
以得到最优试验水平值 :灌水定额为 2710195 m3Πhm2 ,
施肥定额为 26416 kgΠhm2 。在此处理组合下其相应产
量的最适合回归值可以达到 116248165 kgΠhm2 。
3 　结论与讨论
311 　本试验得出了日光温室膜下滴灌水肥耦合模型 ,
并经显著性检验 , F回 > F0101 (5 ,7) = 611088 ,回归可靠 ,表
明灌水定额、施肥定额二因素与番茄生长发育、果实品
质和产量呈极显著回归关系 ,可用于生产预报和指导
生产 ,这与姚静[12 ]的日光温室水肥耦合对甜瓜产量影
响研究结论一致。在一定条件下 ,通过“以水调肥 ,以
肥促水”措施 ,各因素间的耦合作用类型可以相互转
化 ,这对农业生产具有十分重要的理论和实践意义。
312 　试验证明 ,灌水定额、施肥定额二因素对番茄生
长发育、果实品质和产量的影响程度为施肥定额大于
灌水定额 ,即施肥效应大于灌水效应 ,表明施肥是影响
番茄生长发育和果实品质的第一主导因子 ,灌水量是
影响果实品质的第二主导因子 ,这一结论与葛晓光[13 ]
菜田施肥研究结果相吻合。合理施用肥料 ,充分发挥
肥和水的激励机制和协同作用 ,提高水分的利用效率
和在不增加施肥量的情况下 ,获得最大的经济效益 ,同
时减少肥料对土壤、地下水、大气的污染 ,节约水肥资
源 ,改善生态环境。
313 　本试验通过模拟分析得到最佳水肥耦合方案为 :
灌水定额为 270415 ～ 2836195 m3Πhm2 , 施肥定额为
26416～309164 kgΠhm2 。与韩建会[14 ] 研究结果 (滴灌的
灌水定额在 3000～3300 m3Πhm2 之间) 相比较则节水
29515～463105 m3Πhm2 ;与虞娜[15 ] 研究结果 (最佳纯 N
施用量为 33715 kgΠhm2 )相比较节约氮肥 7214 ～27186
kgΠhm2 。这一研究结果对于水资源日益紧缺的北方菜
区来说显得尤其重要。灌水量的减少既可以缓解北方
雨水的短缺 ,还可以降低温室内湿度 ,降低病害发生几
率 ,减少生产成本 ,有利于高产高效。施肥量的减少既
避免了肥料的浪费 ,又降低了土壤盐分积累、酸化、板
结和蔬菜体内硝酸盐富集等。
膜下滴灌可使作物根系层的水分条件始终处在最
优状态下 ,同时能够保持土壤具有良好的透气性 ,能调
节土壤水、气、热 ,有利于作物生长发育 ,使作物缓苗
快 ,上市早 ,品质高。膜下滴灌能改变农田生态环境 ,
是番茄增产、增值、防止病害的有效途径。
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