全 文 ：书蘑菇渣基质生产狗牙根无土草皮配方施肥优化研究
付玲１，２，王彩云１，尹少华１
（１．华中农业大学园艺林学学院 园艺植物生物学教育部重点实验室，湖北 武汉４３００７０；２．唐山师范学院生命科学系，河北 唐山０６３０００）
摘要：以塑料薄膜为阻隔材料，以蘑菇渣为主要基质，煤渣、污泥和沙子为配材，采用三元二次旋转组合试验设计，
对不同氮磷钾施量配方的狗牙根无土草皮成坪时间、成卷时间、根系活力、地上生物量、地下生物量、草皮重、叶绿
素含量和密度等性状进行了综合品质评定，建立了草皮综合品质与氮磷钾三因子之间显著相关的回归模型。结果
表明，除草皮重外，其他坪用性状差异显著。氮磷钾三因子对综合品质都有影响，其中磷肥影响最大，且三因子互
作显著。通过模拟寻优得到氮磷钾优化配方方案为 Ｎ：１０．６４６８～１０．８０４０ｇ／ｍ２；Ｐ２Ｏ５：２７．１５７８～２７．２１５２
ｇ／ｍ２；Ｋ２Ｏ：１３．８１３９～１４．０１００ｇ／ｍ２。
关键词：蘑菇渣；无土草皮；配方施肥；优化
中图分类号：Ｓ６８８．４；Ｓ５４３＋．９０６　　文献标识码：Ａ　　文章编号：１００４５７５９（２０１３）０３０２４１０９
犇犗犐：１０．１１６８６／ｃｙｘｂ２０１３０３３２　　
　　目前，国内外对蘑菇渣资源化利用的研究主要集中在菌糠饲料、生物有机肥、生物农药、纤维素粗酶、生物环
境修复材料及其他环境治理方面，我国每年蘑菇渣废弃物产量约２０００万ｔ左右，大量蘑菇渣未得到合理有效利
用［１］。研究表明，蘑菇渣作为生物有机肥土地利用可显著提高作物产量和品质，作为基质的混配材料可提高容器
苗成活率并促进生长［２，３］。Ｍｉｌｓｔｅｉｎ［４，５］和时连辉等［６］的研究表明，蘑菇渣经过适当调节及变换管理措施，在无土
栽培中可以部分替代泥炭。而用蘑菇渣作为无土草皮基质的研究相应较少［６１１］。朱淑霞等［１１］的研究则证实，蘑
菇渣单独作为基质生产无土草皮很难成卷，坪用效果亦不好。合理施肥是建立高质量草坪和保持其良好景观的
有效措施［１２］，也是提高草皮品质、缩短建植期的快速有效的方法。目前，国外草皮施肥的研究主要集中在不同氮
源及不同施肥方法对草皮质量的影响［１３１６］，Ｐａｎａｙｉｏｔｉｓ等［１４］通过比较速效肥、缓释肥和叶面喷肥３种方式对脲
醛树脂和砂壤土改良后的草皮建坪的影响，他们认为叶面喷肥可以缩短草皮成卷时间，速效肥和缓释肥提高草皮
观赏效果，但并未促进草皮提早成卷；Ｇｌｉｎｓｋｉ等［１６］将草块植于砂壤土后的施肥实验结果表明硝态氮能加速匍匐
剪股颖的生长。国内关于草皮施肥的报道相对较少，吴丽芳［１７］的研究指出，不同施肥水平对草皮成坪时间的影
响：磷肥＞钾肥＞氮肥；对地上生物量的影响：氮肥＞磷肥＞钾肥；而对密度、盖度、分蘖数影响不大。这些研究定
性地分析了不同肥料种类、来源和施用方式对草皮质量的影响，但对肥料与草皮质量之间定量关系的研究少有报
道，且通过施肥改善无土栽培基质种植的草皮性状的研究鲜有报道。鉴于此，本实验运用三元二次旋转组合设
计，探究氮磷钾不同施量配比对蘑菇渣生产的狗牙根（犆狔狀狅犱狅狀犱犪犮狋狔犾狅狀）无土草皮综合品质的影响，进行定量、
定性及优化分析，筛选氮磷钾施肥的优化方案，为用蘑菇渣生产狗牙根无土草皮的施肥提供依据。
１　材料与方法
１．１　试验地概况
试验地位于武汉市洪山区华中农业大学花卉基地试验地。东经１１３°４１′～１１５°０５′，北纬２９°５８′～３１°２２′，属
亚热带湿润季风气候，雨量充沛、日照充足，四季分明。总体气候环境良好，年均降水量１２６９ｍｍ，且多集中在
６－８月。年均气温１５．８～１７．５℃，年无霜期一般为２１１～２７２ｄ，年日照总时数１８１０～２１００ｈ。
１．２　试验材料
１．２．１　供试草种　狗牙根天堂草３２８品种（犆．犱犪犮狋狔犾狅狀‘Ｔｉｆｄｗａｒｆ’），草茎由武汉九峰山草坪生产基地提供。
第２２卷　第３期
Ｖｏｌ．２２，Ｎｏ．３
草　业　学　报
ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ 　　
２４１－２４９
２０１３年６月
收稿日期：２０１２０５２２；改回日期：２０１２１１０５
基金项目：国家质检公益项目（２００８１０４９４２２）资助。
作者简介：付玲（１９８７），女，河北唐山人，在读硕士。Ｅｍａｉｌ：ｆｕｌｉｎｇ３１２４＠１２６．ｃｏｍ
通讯作者。Ｅｍａｉｌ：ｙｉｎｓｈａｏｈｕａ＠ｍａｉｌ．ｈｚａｕ．ｅｄｕ．ｃｎ
１．２．２　供试肥料　氮肥采用脲（Ｎ≥９９％），磷肥采用过磷酸钙（Ｐ２Ｏ５≥１５％），钾肥采用硫酸钾（Ｋ２Ｏ≥５０％）。
试验于２０１１年７月３０日在华中农业大学花卉基地进行，混合基质配方（体积比）为蘑菇渣∶煤渣∶污泥∶沙
子＝５８．４４％∶６．０６％∶２６．９７％∶８．５３％，ｐＨ７．２１，容重０．７１ｇ／ｃｍ３，空气孔隙度１９．２９％，毛管孔隙度
５３．９６％，总孔隙度７３．２４％，碱解氮０．７４ｇ／ｋｇ，速效磷１．１１ｇ／ｋｇ，速效钾２．０７ｇ／ｋｇ，有机质２０５．８７ｇ／ｋｇ，基质
厚度０．８ｃｍ，草茎播量１８８ｇ／ｍ２，小区面积１．０ｍ×０．８ｍ，将草茎均匀铺撒于薄膜上，基质混合充分后覆于草
茎上，并轻轻镇压，使草茎与混合基质紧密接触。基质中的营养成分含量基本足够狗牙根草皮初期生长，但基质
厚度较薄，会影响后期的生长。草皮盖度达到５０％时开始施肥，按实验方案将肥料分３次喷施。待草皮成坪成
卷后于２０１１年９月１４日开始用对角线法取样测定相关性状。
１．３　试验设计和方法
将氮磷钾施量作为试验三因子，采用三元二次旋
转组合设计［１８］，狕１、狕２、狕３ 表示有效氮（Ｎ）、有效磷
（Ｐ２Ｏ５）、有效钾（Ｋ２Ｏ）的实际用量，其最小值设为０，
最大值均为３０ｇ／ｍ２，根据转换公式狕犻＝Δ犻犡犻＋狕犻０得
到犡犻（编码值），共２３个处理，另有一个空白对照处
理，具体方案见表１。
１．４　观测指标与方法
１．４．１　基质理化性质测定方法　碱解Ｎ采用ＮａＯＨ
－扩散法；有效Ｐ采用 ＮａＨＣＯ３ 浸提－钼锑抗比色
法；速效Ｋ采用ＮＨ４Ａｃ浸提－火焰光度法；有机质采
用Ｋ２ＣｒＯ７－外热源法；ｐＨ 采用水土比５∶１法［１９］。
容重、孔隙度等物理性质采用Ｈｕｍｍｅｌ［２０］的方法。
１．４．２　草皮性状评定方法　成坪时间采用盖度计算
法。Ｐｈｏｔｏｓｈｏｐ网格计数法记录草皮不同时期覆盖
度，并用ｌｏｇｉｓｔｉｃ方程计算出小区草皮覆盖率达到
８５％所用的时间即为成坪时间［２１］。成卷时间：草皮卷
能够卷起，没有明显裂纹的时间记为草皮已成卷。根
系活力采用改良的ＴＴＣ根系活力测定法［２２］。草皮重
和地上地下生物量采用直接称重法。叶绿素含量采用
乙醇∶丙酮＝１∶１混合液浸提法［２３］。密度采用实测
法［２４］。
综合品质采用隶属函数法［２５］。为了综合评定无
土草皮不同基质配比的优劣，将这８个指标根据模糊
数学理论进行隶属函数分析，首先建立 “综合评定”
这一模糊集合Ａ的隶属函数ＵＡ（ｘ）［简记为Ｕ（ｘ）］。
表１　三元二次旋转组合试验方案
犜犪犫犾犲１　犈狓狆犲狉犻犿犲狀狋狊犮犺犲犿犲犜犲狉狀犪狉狔狇狌犪犱狉犪狋犻犮
狉狅狋犪狋犻狅狀犪犾犮狅犿犫犻狀犪狋犻狅狀犪犾犱犲狊犻犵狀
处理
Ｔｒｅａｔｍｅｎｔ
Ｘ１ Ｘ２ Ｘ３ Ｚ１
（ｇ／ｍ２）
Ｚ２
（ｇ／ｍ２）
Ｚ３
（ｇ／ｍ２）
１ １ １ １ ２３．９１８ ２３．９１８ ２３．９１８
２ １ １ －１ ２３．９１８ ２３．９１８ ６．０８２
３ １ －１ １ ２３．９１８ ６．０８２ ２３．９１８
４ １ －１ －１ ２３．９１８ ６．０８２ ６．０８２
５ －１ １ １ ６．０８２ ２３．９１８ ２３．９１８
６ －１ １ －１ ６．０８２ ２３．９１８ ６．０８２
７ －１ －１ １ ６．０８２ ６．０８２ ２３．９１８
８ －１ －１ －１ ６．０８２ ６．０８２ ６．０８２
９ １．６８２ ０ ０ ３０ １５ １５
１０ －１．６８２ ０ ０ ０ １５ １５
１１ ０ １．６８２ ０ １５ ３０ １５
１２ ０ －１．６８２ ０ １５ ０ １５
１３ ０ ０ １．６８２１５ １５ ３０
１４ ０ ０ －１．６８２１５ １５ ０
１５～２２ ０ ０ ０ １５ １５ １５
２３ ０ ０ ０ １５ １５ １５
２４ ０ ０ ０
　注：Ｘ１、Ｘ２、Ｘ３为实验设计编码值，Ｚ１、Ｚ２、Ｚ３表示有效氮（Ｎ）、有效磷
（Ｐ２Ｏ５）、有效钾（Ｋ２Ｏ）的实际用量。
　Ｎｏｔｅ：Ｘ１、Ｘ２、Ｘ３ａｒｅｃｏｄｅｓｏｆＴｅｒｎａｒｙｑｕａｄｒａｔｉｃｒｏｔａｔｉｏｎａｌｃｏｍｂｉｎａ
ｔｉｏｎａｌｄｅｓｉｇｎ，Ｚ１、Ｚ２、Ｚ３ｓｔａｎｄｆｏｒａｃｔｕａｌｒａｔｅｏｆｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ．
犝（狓）＝（犡－犡ｍｉｎ）／（犡ｍａｘ－犡ｍｉｎ），坪用性状与隶属值呈正相关；犝′（狓）＝１－犝（狓），坪用性状与隶属值呈负
相关。式中，犡为某一坪用性状的测定值；犡ｍｉｎ为某一坪用性状设定的最小值；犡ｍａｘ为某一坪用性状设定的
最大值。
各性状的最大值与最小值见表３。
其次，对各个坪用性状的测定值计算其隶属值犝犻（狓），表示这一指标属于Ａ的程度。然后，对各单因素隶属
度进行加权平均，计算综合隶属值，即综合品质，即犝（狓）＝∑犠犻犝犻（狓），其中犠犻为第犻项指标的权重。
权重的确定：打分评判法。各指标互相权衡重要性后，得到其权重分别成坪时间、成卷时间、密度、根系活力、
２４２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１３） Ｖｏｌ．２２，Ｎｏ．３
叶绿素含量、草皮重、地上生物量、地下生物量８个指标的权重犠犻矩阵为：
｛０．０９６，０．３３０，０．１０２，０．０９８，０．１１８，０．１００，０．０７８，０．０７８｝。
１．５　数据分析方法
采用ＳＡＳ软件进行方差分析，根据最小二乘法原理建立回归方程，用Ｓｉｇｍａｐｌｏｔ１０．０进行Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归和
作图。
２　结果与分析
２．１　氮磷钾不同施量处理对狗牙根无土草皮性状的影响
与不施肥处理相比，施肥处理的各指标都有明显改善（表２）。除草皮重外，其他指标各处理间差异均显著
（犘＜０．０５）。其中不施肥处理６３ｄ才成坪，施肥处理平均３５．５ｄ成坪，相差２７．５ｄ。成卷时间最多相差１５ｄ，施
肥后成卷时间明显缩短。磷钾肥施量较大，施用较少氮肥时，根系活力较大；氮磷钾施量都处于较低水平时，根系
表２　不同氮磷钾施量配比的草皮坪用性状比较
犜犪犫犾犲２　狋犺犲犮狅犿狆犪狉犻狊狅狀狅犳狊狅犱狆犲狉犳狅狉犿犪狀犮犲狑犻狋犺犱犻犳犳犲狉犲狀狋狀犻狋狉狅犵犲狀，狆犺狅狊狆犺狅狉狌狊牔狆狅狋犪狊狊犻狌犿
处理
Ｔｒｅａｔｍｅｎｔ
成坪时间
Ｅｓｔａｂｌｉｓｈｅｄ
ｔｉｍｅ（ｄ）
成卷时间
Ｓｏｄｆｏｒｍａｔｉｏｎ
ｔｉｍｅ（ｄ）
根系活力
Ｒｏｏｔａｃｔｉｖｉｔｙ
（μｇ／ｇ·ｈ）
地上生物量
Ａｂｏｖｅｇｒｏｕｎｄ
ｂｉｏｍａｓｓ（ｇ／ｄｍ２）
地下生物量
Ｕｎｄｅｒｇｒｏｕｎｄｂｉｏｍａｓｓ
（ｇ／ｄｍ２）
草皮重
Ｓｏｄｗｅｉｇｈｔ
（ｇ／ｄｍ２）
叶绿素含量
Ｃｈｌｏｒｏｐｈｙｌｃｏｎｔｅｎｔ
（ｍｇ／ｇ）
密度
Ｄｅｎｓｉｔｙ
（枝 Ｎｏ．／ｄｍ２）
Ｔ１ ３６．６ ４５ ２４０．８１±２５．１５ｃｄｅｆｇ２．８０±０．０８ａｂｃ ０．４８±０．０７ａｂ ８３．４０±４．１８ａｂ ２．１８±０．０８ｂｃ １１３．３３±３．０６ｄｅｆ
Ｔ２ ３４．８ ３７ ３９２．２６±３４．３８ａ ２．３３±０．１５ｆｇｈ ０．４８±０．０４ｄｅｆ ８３．５８±２．７３ａｂ ２．２６±０．０９ａｂｃ １２９．００±２．６５ｂｃ
Ｔ３ ４４．８ ４５ ２８８．３０±６５．０３ｂｃｄｅ ２．４５±０．１３ｄｅｆｇ ０．５２±０．０６ａｂｃｄｅ７８．５５±１．５８ａｂ ２．０５±０．０７ｃ １０２．００±４．００ｆ
Ｔ４ ３５．６ ４６ ２３２．０８±４９．９５ｄｅｆｇ ２．３３±０．１３ｆｇｈ ０．５０±０．０５ｂｃｄｅｆ７８．５５±４．７３ａｂ ２．５８±０．３１ａ １２７．００±６．５６ｂｃ
Ｔ５ ３４．５ ３６ ４８６．４８±４２．３０ａｂ ２．５９±０．０８ｂｃｄｅｆｇ０．５９±０．０６ｄｅｆ ８１．３１±９．８７ａｂ ２．２１±０．２６ｂｃ １３１．６７±５．８６ｂｃ
Ｔ６ ３０．８ ３８ ３８９．９５±９８．９６ｂｃｄ ２．５５±０．２１ｂｃｄｅｆｇ０．４７±０．０４ｄｅｆ ７４．３３±２．５４ｂ ２．１９±０．０９ｂｃ １３６．３３±６．６６ａｂ
Ｔ７ ３９．１ ３９ ３１９．８７±８１．８１ａｂ ２．４９±０．０２ｃｄｅｆｇ ０．５３±０．０３ａｂｃｄｅ７７．９０±２．６５ａｂ ２．１７±０．０６ｂｃ １０７．３３±５．６９ｆ
Ｔ８ ４５．１ ４７ １５３．７８±３８．８６ｆｇ ２．５７±０．１１ｂｃｄｅｆｇ０．５９±０．０２ａｂｃ ７６．６３±４．５２ａｂ ２．０７±０．１４ｃ ８５．００±４．５８ｇ
Ｔ９ ３６．１ ４５ ２９１．８９±８８．５０ｂｃｄｅ ２．４４±０．１１ｄｅｆｇ ０．５３±０．０３ａｂｃｄｅ８０．５４±４．８０ａｂ ２．３６±０．１５ａｂｃ １２２．３３±５．１３ｃｄｅ
Ｔ１０ ３９．８ ４３ ２６８．７９±３４．６６ｂｃｄｅｆ２．３４±０．１０ｅｆｇｈ ０．５５±０．０５ａｂｃｄ ７８．０２±８．４３ａｂ ２．１１±０．１７ｂｃ １０３．６７±６．０３ｆ
Ｔ１１ ２９．９ ３９ ３６０．１８±７８．２９ｂｃ ３．０７±０．１６ａ ０．５５±０．０３ａｂｃｄ ８３．９６±１０．５９ａｂ ２．２２±０．２０ｂｃ １４５．３３±２．０８ａ
Ｔ１２ ３６．１ ４５ ２４０．５５±８７．９０ｃｄｅｆｇ２．７５±０．１５ｂｃｄ ０．６１±０．０８ａ ７５．２４±１２．３９ａｂ ２．１９±０．０９ｂｃ １２０．００±１２．７７ｃｄｅ
Ｔ１３ ３６．７ ４１ ３２３．２１±３６．９８ｂｃｄ ２．６４±０．０９ｂｃｄｅｆ ０．５５±０．０９ａｂｃｄ ７７．９２±７．１７ａｂ ２．２３±０．２２ｂｃ １１１．００±８．６６ｅｆ
Ｔ１４ ３２．１ ４２ ３１８．８５±９２．７４ｂｃｄ ２．２９±０．１０ｈｇ ０．４２±０．０４ｆｇｈ ７８．２８±４．２９ａｂ ２．２１±０．１２ｂｃ １３６．００±１０．８２ａｂ
Ｔ１５ ３４．０ ４１ ３６２．４９±５５．７５ｂｃ ２．８６±０．０９ａｂ ０．５２±０．０１ａｂｃｄｅ８０．４７±５．９８ａｂ ２．０８±０．１３ｃ １３２．３３±６．０３ｂｃ
Ｔ１６ ３５．８ ４５ １８６．１３±３４．５３ｅｆｇ ２．５６±０．０６ｂｃｄｅｆｇ０．５５±０．０５ａｂｃｄ ７８．３０±４．９７ａｂ ２．３１±０．１６ａｂｃ １２５．００±４．５８ｂｃｄ
Ｔ１７ ３５．１ ４２ ３２４．４９±４３．７３ｂｃｄ ２．５４±０．１４ｂｃｄｅｆｇ０．４８±０．０２ｄｅｆ ８３．８８±７．６１ａｂ ２．２３±０．１３ｂｃ １２７．３３±４．１６ｂｃ
Ｔ１８ ３４．７ ４０ ３７９．１７±１０８．３２ａｂ ２．８０±０．２５ａｂｃ ０．５２±０．０７ｂｃｄｅ ７９．５５±８．１８ａｂ ２．３１±０．０４ａｂｃ １２９．３３±２．３１ｂｃ
Ｔ１９ ３１．７ ３９ ３８２．２５±８６．７２ａｂ ２．８３±０．１１ａｂ ０．５３±０．０３ａｂｃｄｅ７２．３８±１．４１ｂ ２．３２±０．０５ａｂｃ １３７．００±１１．３６ａｂ
Ｔ２０ ３２．９ ４０ ３５２．７３±１８．７７ｂｃｄ ２．６６±０．１４ｂｃｄｅ ０．５１±０．０１ｂｃｄｅｆ７７．７７±３．６９ａｂ ２．１２±０．１７ｂｃ １３５．３３±２．０８ａｂ
Ｔ２１ ３５．６ ４１ ３３２．４５±７１．１０ｂｃｄ ２．７０±０．３３ｂｃｄ ０．５１±０．０４ｂｃｄｅｆ７４．００±１．７８ｂ ２．２３±０．３７ｂｃ １２５．６７±１２．０６ｂｃ
Ｔ２２ ３２．３ ４４ ３００．８８±５３．８１ｂｃｄｅ ２．７０±０．１５ｂｃｄ ０．５２±０．０４ａｂｃｄｅ７９．１１±４．９１ａｂ ２．４６±０．３０ａｂ １３６．００±６．５６ａｂ
Ｔ２３ ３２．９ ４３ ３０４．４７±７１．３６ｂｃｄｅ ２．６７±０．４２ｂｃｄ ０．４９±０．０２ｃｄｅｆ ７８．６３±９．８２ａ ２．２３±０．１５ａｂｃ １３５．３３±４．７３ａｂ
Ｔ２４ ６３．０ ５１ １４３．５１±１４．０５ｇ ２．０９±０．０９ｈ ０．４４±０．０８ｅｆ ８３．４０±４．１８ａｂ １．５８±０．１２ｄ ５３．００±２．６５ｈ
　注：表中数据为平均值±标准误。同列不同字母表示差异显著（犘＜０．０５）。
　Ｎｏｔｅ：Ｔｈｅｄａｔａｉｎｔａｂｌｅｓｔａｎｄｆｏｒｍｅａｎ±ｓｔａｎｄａｒｄｅｒｒｏｒ．Ｄｉｆｆｅｒｅｎｔｓｍａｌｌｅｔｔｅｒｓｉｎｔｈｅｓａｍｅｃｏｌｕｍｎａｒｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｄｉｆｆｅｒｅｎｔ（犘＜０．０５）．
３４２第２２卷第３期 草业学报２０１３年
活力最小。磷肥施用３０ｇ／ｍ２，氮钾肥１５ｇ／ｍ２ 时，地上生物量最大，为３．０７ｇ／ｄｍ２，与不施肥处理相比，施肥处
理的地上生物量明显增加。磷钾肥施量较大，氮肥施量较小，或三者施量均较小，或氮钾肥施量为中等水平，不施
磷肥时，地下生物量较大；氮磷肥施量较大，或氮磷肥施量中等，不施钾肥时，地下生物量较小，与不施肥处理相
近。氮肥施量较大，磷钾肥施量较小时，叶绿素含量较大；但在磷肥施量较小，氮钾肥施量较大或较小时，叶绿素
含量都较小，高施量的氮肥可以提高叶绿素含量，但磷肥施量较小也会影响叶绿素含量。当氮钾肥施量中等，磷
肥１０ｇ／ｍ２，草皮密度最大，明显大于其他处理，达到１４５．３３枝／ｄｍ２；磷钾肥施量较小时，草皮密度较小，为１０２
枝／ｄｍ２。三者均衡施用，磷肥施量较大时，草皮密度越大。草皮密度大，生长茂密，观赏价值高。由于草皮性状
指标较多，任何单一指标均不能说明草皮质量的优劣，因此采用综合指标对草皮质量进行评定。
２．２　氮磷钾不同施量配比对狗牙根无土草皮综合品质的影响
无土草皮综合品质在氮肥施量较小，磷钾肥施量较大时，草皮品质是本次试验中最好的处理，而氮钾肥施量
较大，磷肥施量较小时，草皮品质最差，说明对于蘑菇渣等为混合基质的狗牙根无土草皮来说磷肥施量的大小对
草皮品质影响很大（表３）。
表３　各坪用性状的隶属值及综合品质
犜犪犫犾犲３　犕犲犿犫犲狉狊犺犻狆狏犪犾狌犲狅犳犲狏犲狉狔狊狅犱犮犺犪狉犪犮狋犲狉犪狀犱犻狀狋犲犵狉犪狋犲犱狋狌狉犳狇狌犪犾犻狋狔
处理
Ｔｒｅａｔｍｅｎｔ
成坪时间
Ｅｓｔａｂｌｉｓｈｅｄ
ｔｉｍｅ
成卷时间
Ｓｏｄｆｏｒｍａｔｉｏｎ
ｔｉｍｅ
根系活力
Ｒｏｏｔ
ａｃｔｉｖｉｔｙ
地上生物量
Ａｂｏｖｅｇｒｏｕｎｄ
ｂｉｏｍａｓｓ
地下生物量
Ｕｎｄｅｒｇｒｏｕｎｄ
ｂｉｏｍａｓｓ
草皮重
Ｓｏｄ
ｗｅｉｇｈｔ
叶绿素含量
Ｃｈｌｏｒｏｐｈｙｌ
ｃｏｎｔｅｎｔ
密度
Ｄｅｎｓｉｔｙ
综合品质
Ｉｎｔｅｇｒａｔｅｄｔｕｒｆ
ｑｕａｌｉｔｙ
Ｍａｘ／Ｍｉｎ ２８／５２ ４０／５５ １０／５３０ １．５／３．２ ０．１／０．６５ ７２／１５０ １．３／２．７ ５０／１５０
Ｔ１ ０．６４ ０．５０ ０．４４ ０．７７ ０．７０ ０．８５ ０．６３ ０．６３ ０．６１
Ｔ２ ０．７２ ０．９０ ０．７４ ０．４９ ０．６９ ０．８５ ０．６８ ０．７９ ０．７８
Ｔ３ ０．３０ ０．５０ ０．５４ ０．５６ ０．７７ ０．９２ ０．５３ ０．５２ ０．５６
Ｔ４ ０．６８ ０．４５ ０．４３ ０．４９ ０．７３ ０．９２ ０．９１ ０．７７ ０．６３
Ｔ５ ０．７３ ０．９５ ０．９２ ０．６４ ０．８９ ０．８８ ０．６５ ０．８２ ０．８４
Ｔ６ ０．８８ ０．８５ ０．７３ ０．６２ ０．６７ ０．９７ ０．６４ ０．８６ ０．８０
Ｔ７ ０．５４ ０．８０ ０．６０ ０．５８ ０．７８ ０．９２ ０．６２ ０．５７ ０．７０
Ｔ８ ０．２９ ０．４０ ０．２８ ０．６３ ０．８９ ０．９４ ０．５５ ０．３５ ０．５０
Ｔ９ ０．６６ ０．５０ ０．５４ ０．５５ ０．７８ ０．８９ ０．７６ ０．７２ ０．６４
Ｔ１０ ０．５１ ０．６０ ０．５０ ０．５０ ０．８２ ０．９２ ０．５８ ０．５４ ０．６１
Ｔ１１ ０．９２ ０．８０ ０．６７ ０．９２ ０．８２ ０．８５ ０．６６ ０．９５ ０．８１
Ｔ１２ ０．６６ ０．５０ ０．４４ ０．７３ ０．９３ ０．９６ ０．６４ ０．７０ ０．６４
Ｔ１３ ０．６４ ０．７０ ０．６０ ０．６７ ０．８２ ０．９２ ０．６７ ０．６１ ０．７０
Ｔ１４ ０．８３ ０．６５ ０．５９ ０．４６ ０．５９ ０．９２ ０．６５ ０．８６ ０．６９
Ｔ１５ ０．７５ ０．７０ ０．６８ ０．８０ ０．７６ ０．８９ ０．５６ ０．８２ ０．７３
Ｔ１６ ０．６８ ０．５０ ０．３４ ０．６２ ０．８２ ０．９２ ０．７２ ０．７５ ０．６３
Ｔ１７ ０．７０ ０．６５ ０．６１ ０．６１ ０．７０ ０．８５ ０．６７ ０．７７ ０．６９
Ｔ１８ ０．７２ ０．７５ ０．７１ ０．７７ ０．７６ ０．９０ ０．７２ ０．７９ ０．７６
Ｔ１９ ０．８５ ０．８０ ０．７２ ０．７８ ０．７８ １．００ ０．７３ ０．８７ ０．８１
Ｔ２０ ０．８０ ０．７５ ０．６６ ０．６８ ０．７４ ０．９３ ０．５９ ０．８５ ０．７５
Ｔ２１ ０．６８ ０．７０ ０．６２ ０．７１ ０．７５ ０．９７ ０．６６ ０．７６ ０．７２
Ｔ２２ ０．８２ ０．５５ ０．５６ ０．７１ ０．７７ ０．９１ ０．８３ ０．８６ ０．７１
Ｔ２３ ０．８０ ０．８０ ０．５７ ０．６９ ０．７２ ０．９２ ０．６７ ０．８５ ０．７６
４４２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１３） Ｖｏｌ．２２，Ｎｏ．３
２．２．１　草皮综合品质与氮磷钾不同施量的回归模型　以综合品质为因变量狔，以氮磷钾不同施量为自变量狓犻，
根据最小二乘法得到狔与狓犻 之间的二次回归模型为：狔＝０．７２９－０．０１７狓１＋０．０６７狓２＋０．００２狓３－０．０３狓１狓２－
０．０６１狓１狓３－０．０３２狓２狓３－０．０３７狓１２－０．００１狓２２－０．０１３狓３２。
对回归方程进行显著检验可知：狉＝０．９０３，犉＝６．３８４（犘＝０．００２），回归方程显著有效。
２．２．２　回归模型因子效应及互作效应定性分析　采用降维分析，以各互作变量为ｘ轴和ｙ轴，综合品质为ｚ轴，
分别令２个互作因子在取值内变动，将另外一个因子取值固定，绘成二因子互作效应曲面图，定性地对因子互作
效应进行分析。
１）氮肥用量狓１ 和磷肥用量狓２ 互作效应定性分析。回归模型中狔与狓１、狓２ 相互关系的空间曲面图如图１，
图中曲面方程为：
狔１２＝０．７２９－０．０１７狓１＋０．０６７狓２－０．０３狓１狓２－０．０３７狓１２－０．００１狓２２
当氮肥施量狓１ 处于低水平时，狔随磷肥施量狓２ 的增加而增加，几近呈斜率不变的直线，而氮肥施量狓１ 处于
高水平时，狔随磷肥施量狓２ 的增加而逐渐减小；当磷肥施量狓２ 处于高水平时，狔随氮肥施量狓１ 的增加先增加后
缓慢变小，而当磷肥施量狓２ 处于低水平时，狔随氮肥施量狓１ 的增加而增加。即氮肥施量取中低水平，磷肥施量
取高水平时，综合品质狔最大。
２）氮肥用量狓１ 和钾肥用量狓３ 互作效应定性分析。回归模型中狔与狓１、狓３ 相互关系的空间曲面图如图２，
图中曲面方程为：
狔１３＝０．７２９－０．０１７狓１＋０．００２狓３－０．０６１狓１狓３－０．０３７狓１２－０．０１３狓３２
当氮肥施量狓１ 取低水平时，综合品质狔随钾肥施量狓３ 的增加而逐渐减小，而氮肥施量狓１ 取高水平时，综合
品质狔随钾肥施量狓３ 的增加逐渐增加（图２）；当钾肥施量狓３ 取低水平时，综合品质狔随氮肥施量狓１ 的增加而
缓慢增加；而钾肥施量狓３ 取高水平时，综合品质狔随氮肥施量狓１ 的增加而缓慢减小。因此要获得较高的综合品
质，氮肥施量狓１ 应取低水平，钾肥施量狓３ 应取中高水平，或氮肥施量狓１ 取中高水平，钾肥施量狓３ 取中低水平。
３）磷肥用量狓２ 和钾肥用量狓３ 互作效应定性分析。回归模型中狔与狓２、狓３ 相互关系的空间曲面图如图２，
图中曲面方程为：
狔２３＝０．７２９＋０．０６７狓２＋０．００２狓３－０．０３２狓２狓３－０．００１狓２２－０．０１３狓３２
当磷肥施量狓２ 取低水平时，综合品质狔随钾肥施量狓３ 的增加而逐渐增加，而磷肥施量狓２ 取高水平时，综合
品质狔随钾肥施量狓３ 的增加逐渐减小（图３）；当钾肥施量狓３ 取低水平时，综合品质狔随氮肥施量狓１ 的增加而
逐渐增加，几近呈斜率不变的直线；而狓３ 取高水平时，综合品质狔随磷肥施量狓２ 的增加而缓慢减小，但变化幅度
很小。要取得较高的综合品质狔，磷肥施量狓２ 应取高水平，钾肥施量狓３ 应取低水平，反之，磷肥施量狓２、钾肥施
量狓３ 均取低水平。
根据因子互作效应的定性分析可知，要综合品质狔最大，氮肥施量狓１ 应取中低水平，磷肥施量狓２ 应取高水
平，钾肥施量狓３ 应取中等水平。
２．２．３　回归模型因子效应定量分析———配方方案的模拟优化　根据回归模型，在各变量的取值范围内
［－１．６８２，１．６８２］，按步长为“０．３３６４”进行优化模型计算机模拟试验，共得到１３３１个组合及相应的综合品质理
论值，其中最大值为０．８９９７，对应的肥料配方为Ｎ：１８ｇ／ｍ２，Ｐ２Ｏ５：３０ｇ／ｍ２，Ｋ２Ｏ：０ｇ／ｍ２。氮磷钾均不施时，综
合品质最小，为０．１５２１。将模拟值按区间长度为０．１分成５个区间进行频数分析，计算得到不同区段对应的各
肥料施量区间（表４），综合品质大于等于０．８时，方案数为１９３，不仅综合品质大，且较稳定，适合实际生产，因此，
肥料优化配方方案为Ｎ：１０．６４６８～１０．８０４０ｇ／ｍ２，Ｐ２Ｏ５：２７．１５７８～２７．２１５２ｇ／ｍ２，Ｋ２Ｏ：１３．８１３９～１４．０１００
ｇ／ｍ２。
３　讨论
施肥是影响草坪质量的主要因素之一，影响草坪的颜色、质地、密度、盖度等［２６］。虽然基质本身营养含量较
高，但因其基质厚度较薄，营养流失严重，草皮后期生长不良，施肥可以提高其草皮质量。本实验中不同施量配比
５４２第２２卷第３期 草业学报２０１３年
图１　氮肥用量（狓１）与磷肥用量（狓２）与综合品质（狔）的关系
犉犻犵．１　犚犲犾犪狋犻狅狀狊犺犻狆犪犿狅狀犵狀犻狋狉狅犵犲狀犪狀犱狆犺狅狊狆犺狅狉狌狊
犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀犪犿狅狌狀狋犪狀犱犻狀狋犲犵狉犪狋犲犱狋狌狉犳狇狌犪犾犻狋狔
图２　氮肥用量（狓１）与钾肥用量（狓３）与综合品质（狔）的关系
犉犻犵．２　犚犲犾犪狋犻狅狀狊犺犻狆犪犿狅狀犵狀犻狋狉狅犵犲狀犪狀犱狆狅狋犪狊狊犻狌犿
犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀犪犿狅狌狀狋犪狀犱犻狀狋犲犵狉犪狋犲犱狋狌狉犳狇狌犪犾犻狋狔
的草皮各性状测定结果表明，相比不施肥处理，施肥后
图３　磷肥用量（狓２）与钾肥用量（狓３）与综合品质（狔）的关系
犉犻犵．３　犚犲犾犪狋犻狅狀狊犺犻狆犪犿狅狀犵狆犺狅狊狆犺狅狉狌狊犪狀犱狆狅狋犪狊狊犻狌犿
犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀犪犿狅狌狀狋犪狀犱犻狀狋犲犵狉犪狋犲犱狋狌狉犳狇狌犪犾犻狋狔
草皮各性状都得到了明显改善。除成坪时间、成卷时
间和草皮重外，其他性状均差异显著（犘＜０．０５）。通
过建立各性状与氮磷钾三因子间的回归模型及因子间
的互作效应分析可知，当氮钾肥取中等水平，磷肥取高
水平时，草皮各性状值都较高。
试验结果中磷肥的作用是至关重要的，尤其是对
于草皮成坪时间、成卷时间、密度和根系活力的促进作
用较为明显。草皮成坪主要由草皮覆盖度决定
（８５％），成坪时间短，说明草皮生长迅速，分蘖多，这和
邹娟等［２７］、鲁剑巍等［２８］关于施磷对高羊茅（犉犲狊狋狌犮犪
犪狉狌狀犱犻狀犪犮犲犪）生长和养分吸收的研究结果相同。草皮
密度主要受草皮地上分蘖的影响，地上生长旺盛，分蘖
多，密度大，成坪时间也短，即草皮密度与草皮成坪时
间反相关，密度越大，成坪时间越短。成卷时间长短的
主要影响因素是地下根系的生长。一方面试验中的草
皮是种植在塑料薄膜上，根系无法下扎，使根系水平伸
展，相互盘结，进而促进草皮成卷，另一方面氮磷钾的混合施用促进了草皮草根系的伸长 ，而磷肥是影响地下根
系生长的主要因素，这与白小明等［２９］关于氮磷钾对高羊茅扩展性和根系特性的报道一致。草皮根系的生长情况
和活力水平直接影响地上部的营养状况及草皮成卷时间的长短，试验结果也说明成卷时间与根系活力的变化相
近。
目前，钾肥对草皮草生长的影响尚有不同看法，有人认为钾素可以促进植物根系的生长和下扎，进而形成强
健根系［３０］，本实验中根系活力的测定结果及互作分析均表明钾肥可以促进根系的生长，提高根系活力，与其结论
一致；也有人认为，钾素对于草坪草生长影响不大［３１，３２］。钾肥有利于草皮草对氮磷肥的吸收，对于草皮生长不可
６４２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１３） Ｖｏｌ．２２，Ｎｏ．３
或缺。地上生物量的变化与成坪时间长短具有一定相关性，地上生物量大，说明草皮生长旺盛，分蘖多，缩短成坪
时间。在只施氮磷肥时，草皮地上生物量最小，此时草皮地上生长受到限制，本实验氮磷钾混合施用结果表明，钾
肥可以促进氮磷肥的吸收，这与李鸿祥等［３１］的结论一致。
表４　氮磷钾不同施量配比的优化方案
犜犪犫犾犲４　犗狆狋犻犿犪犾犿犻狓狋狌狉犲狅犳犱犻犳犳犲狉犲狀狋犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀犪犿狅狌狀狋狅犳３犽犻狀犱狅犳犳犲狉狋犻犾犻狕犲狉
综合品质
Ｉｎｔｅｇｒａｔｅｄｔｕｒｆｑｕａｌｉｔｙ
方案数
Ｎｕｍｂｅｒ
性状区段Ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎａｍｏｕｎｔ
Ｎ（ｇ／ｍ２） Ｐ２Ｏ５（ｇ／ｍ２） Ｋ２Ｏ（ｇ／ｍ２）
＜０．５ １１１ １３．３６６２～１３．８２３０ ９．４０８０～９．７２７１ １３．６０８２～１３．６８９１
０．５～０．６ １９５ １７．８０１４～１８．０１２１ ９．４５１４～９．６２５５ １５．５０３９～１５．６９６１
０．６～０．７ ４５１ ２０．２２２５～２０．３１６４ １０．１８３８～１０．２５０７ １５．１０８８～１５．１８３９
０．７～０．８ ３８１ １１．８６３３～１１．９５０２ ９．９１６９～９．９７９５ １５．４１５６～１５．５１３５
≥０．８ １９３ １０．６４６８～１０．８０４０ ２７．１５７８～２７．２１５２ １３．８１３９～１４．０１００
高等植物叶片的颜色主要由质体色素（叶绿素、类胡萝卜素）和细胞液色素（花黄素、花青素）决定，其中叶绿
素含量的不同直接表现为叶色的不同［３３］。植物的生长发育、基本代谢都依赖于氮素，其对草皮生长的促进作用
显而易见，尤其可以提高草皮叶绿素含量。本试验中当氮肥施量大，磷钾肥中等施量时，叶绿素含量最大，这是因
为氮素可以促进植物的光合作用，进而改善草皮草的色泽；但当氮钾施量较大，磷肥施量较小时，叶绿素含量最
小，可以推断适当的磷肥促进氮肥的吸收，从而提高了叶片的叶绿素含量，改善草皮的绿度。氮磷钾三者混施时，
氮肥的作用并非一直都是促进作用，试验中当氮肥施量很大，磷钾肥施量较低时，并未促进地下生物量的增加，相
反地下生物量较小，这在一定程度上表明氮肥施用量的增加反而抑制了地下根系和根茎的生长，Ｌａｗｓｏｎ［３４］曾得
到相近的结论：随着氮肥施用量的增加，草坪地上部分生长速率上升，草坪密度和草屑产量也随之增加，根系和
根茎的生长明显受到抑制。氮肥施量越大，草皮综合品质并未相应增加，而是在因子间的互作效应下，先增加后
减小，这说明氮肥施量大于一定值时，将超过狗牙根所能吸收的最大吸氮量，而造成氮肥的淋溶和肥料的浪费。
刘高军等［３５］在进行施氮对黑麦草（犔狅犾犻狌犿犿狌犾狋犻犳犾狅狉狌犿）生长特性的研究中也认为施氮量超过一定值，随施氮量
的增加，净增效益下降。曹卫星和夏劲伟［３６］的研究表明，氮肥显著增加一年生黑麦草的产量，但随施氮量的增
加，氮肥的增产作用下降。
通过对二次多项式模型的因子间互作效应定性和定量分析，以及模拟寻优分析，得到的结果显示，磷肥施量
是影响综合品质的主要因子，氮肥施量和钾肥施量影响相对较小，且氮肥的中低施量、磷肥的高施量和钾肥的中
高施量时，可以取得最大综合品质。优化方案的氮钾施量区间表明肥料施用在实验设计的施量范围内，氮钾肥施
量中等，磷肥施量越高，综合品质越大，而磷肥施量继续增加对综合品质的影响则有待于进一步研究。
４　结论
除草皮重差异不显著外，不同的氮磷钾施量配比对无土草皮性状产生了显著的影响。氮磷钾三因子对草皮
综合品质都有影响，其中磷肥影响最大，且因子之间互作显著。建立了草皮综合品质与三因子间的回归模型，通
过模拟寻优得到氮磷钾施量配比优化方案为 Ｎ：１０．６４６８～１０．８０４０ｇ／ｍ２，Ｐ２Ｏ５：２７．１５７８～２７．２１５２ｇ／ｍ２，
Ｋ２Ｏ：１３．８１３９～１４．０１００ｇ／ｍ２。
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８４２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１３） Ｖｏｌ．２２，Ｎｏ．３
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ＦＵＬｉｎｇ１，２，ＷＡＮＧＣａｉｙｕｎ１，ＹＩＮＳｈａｏｈｕａ１
（１．ＣｏｌｅｇｅｏｆＨｏｒｔｉｃｕｌｔｕｒｅａｎｄＦｏｒｅｓｔｒｙＳｃｉｅｎｃｅｓ，ＨｕａｚｈｏｎｇＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＫｅｙＬａｂｏｒａｔｏｒｙｏｆ
ＨｏｒｔｉｃｕｌｔｕｒａｌＰｌａｎｔＢｉｏｌｏｇｙ，ＭｉｎｉｓｔｒｙｏｆＥｄｕｃａｔｉｏｎ，Ｗｕｈａｎ４３００７０，Ｃｈｉｎａ；２．Ｆａｃｕｌｔｙｏｆ
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ｔａｉｎｅｄｕｓｉｎｇｓｉｍｕｌａｔｉｏｎｓ，ｏｎｅｏｆｗｈｉｃｈｗａｓ：３．４０３５－３．７４６８ｇ／ｍ２ Ｎ，８．６７３７－９．４５０７ｇ／ｍ２Ｐ２Ｏ５ａｎｄ
４．５７６９－４．６９７７ｇ／ｍ２Ｋ２Ｏ．
犓犲狔狑狅狉犱狊：ｓｐｅｎｔｍｕｓｈｒｏｏｍｃｏｍｐｏｓｔ；ｓｏｉｌｅｓｓｓｏｄ；ｆｅｒｔｉｌｉｓｅｒ；ｏｐｔｉｍｉｚａｔｉｏｎ
９４２第２２卷第３期 草业学报２０１３年