摘要以影响淮北地区小麦产量和品质的基本苗、基施氮量、施磷量、施钾量和拔节期追氮量为决策变量，以产量为目标函数，建立了烟农19在淮北地区生态点的产量模型，即基本苗440.25万苗/hm2，施氮113.7kg/hm2，施磷156.9kg/hm2，施钾126.0kg/hm2，拔节期追氮103.35kg/hm2时，可获得最高理论产量9 795.22kg/hm2；同时提出了预设产量9 000kg/hm2的590种方案及95%分布量的区间数值。在设定的五项农艺措施中，以基本苗对烟农19产量的影响作用最大；其次是施磷量，基本苗的设定是烟农19在生态点高产栽培的关键。
关键词烟农19；农艺措施；产量模型；淮北地区
小麦产量的高低除与基因型有关外，还受环境因素与多项农艺措施的综合制约。实现高产优质栽培除要求适宜的品种和生态条件外，更需要一些主要农艺措施的合理配合。由于基因型的差异，各品种所要求的农艺措施适宜值不同。鉴于此，本研究以影响淮北地区小麦产量和品质的基本苗、基施氮量、施磷量、施钾量和拔节期追氮量等五项主要农艺措施为决策变量，以产量为目标函数，建立了烟农19的产量效应模型，确定了高产优质栽培的优化农艺措施，为烟农19在淮北地区高产栽培科学化和农艺措施定量化提供理论依据。
1材料与方法
1.1试验目的
选用优质中强筋品种烟农19，研究密度、氮、磷、钾素施量等主要栽培因子与产量的关系，建立起以产量指标为目标函数的综合效应模型，寻求各目标的最佳结合点及适宜值。
1.2试验设计
试验于2005~2006年度在安徽省淮北柳湖林场繁育基地试验站进行。试验设基本苗（X1）、基施氮量（X2）、施磷量（X3）、施钾量（X4）和拔节追氮量（X5）五个因素，采用二次回归旋转组合设计（设计方案见表1）。试验36区，另加1个不施肥处理，以测定土壤基础肥力，共计37区。小区面积6.67m2（3.33m×2m）。氮肥用尿素，磷肥用过磷酸钙，钾肥用氯化钾。施肥前取土分析土壤养分。
2结果与分析
2.1数学模型的建立
以籽粒产量（Ya）为目标性状，对其进行统计分析，得出烟农19的基本苗、基施氮量、施磷量、施钾量和拔节期追氮量五项农艺措施与产量关系的数学模型为：Ya=9 394.858 75 +333.944 17X1-70.837 50X2+293.465 83X3+57.344 17X4+131.554 17X5-86.859 38X12-339.846 88X22-238.651 88X32-289.249 38X42-86.859 38X52-328.885 00X1X2-5.060 00X1X3+55.657 50X1X4-136.612 50X1X5+106.255 00X2X3-75.897 50 X2X4-187.212 50X2X5+389.602 50X3X4-5.060 00X3X5-65.777 50 X4X5，F回归＝2.096，显著水平为0.061 38；F失拟＝1.165，显著水平为0.374 98。
F检验结果表明，产量数学模型的二次方程回归项显著水平，失拟性检验未达显著水平，说明五项农艺措施与产量间的函数关系是真实的，回归结果可靠，可直接用此模型进行优化分析。对各回归系数进行显著性测验，结果表明，产量效应模型中X1的一次项、X2和X4的二次项以及X3与X4的互作项达到5%显著水平。
2.2各栽培因素的效应分析
2.2.1产量效应分析。对各因素与产量间的效应关系采用“降维法”进行分析，得出各因素与产量的效应方程：
基本苗：Ya1＝9 394.858 75 +333.944 17X1-86.859 38X12；
施氮量：Ya2＝9 394.858 75-70.837 50X2-339.846 88X22 ；
施磷量：Ya3＝9 394.858 75+293.465 83X3-238.651 88X32；
施钾量：Ya4＝9 394.858 75+57.344 17X4-289.249 38X42；
拔节追氮量：Ya5＝9 394.858 75+131.554 17X5-86.859 38X52。
由表2单因子产量效应分析及模型方程检验分析得出，在柳湖林场试验点各试验因子中基本苗对烟农19产量影响大，依次是施磷量、拔节追氮量、氮肥量、钾肥量。
由各因子效应方程可知，二次项均为负值，即存在极大值解。分别求各因子对产量Ya的一阶偏导数，并令其为零。解方程得：X1＝1.922 3，X2＝-0.104 2，X3＝0.614 8，X4＝0.099 1，X5＝0.757 3。即基本苗440.25万苗/hm2，施氮113.7kg/hm2，施磷156.9kg/hm2，施钾126.0kg/hm2，拔节期追氮103.35kg/hm2时，可获得最高理论产量为9 795.22kg/hm2。
2.2.2模型优化分析。由于非控因子和随机因子的影响，在千差万别的农艺措施中，考虑到实现最优方案的可能性，我们在-2≤Xi≤2（i=1、2、3、4、5）的取值范围内，按设计水平为步长，以理论产量9 000kg/hm2为基准，共计模拟提出了590套组合方案，并将组合进行频率分析，结果见表3。另外，模拟理论产量超过9 000kg/hm2时，以频率95%的区间分布得出了组合方案中实际设计和投入的理想范围。
2.3主要栽培因素的交互效应分析
2.3.1基本苗与基施氮量的交互作用。为分析基本苗和基施氮量与产量的关系，将其他项固定在零水平。
由图1可知，基本苗设定的情况下，产量随基施氮量的增加均呈先增加后下降趋势。但不同的基本苗，达到最高产量的基施氮量不同。在基施氮量0～180kg/hm2时，其产量随播种量的增加而提高；在基施氮量180～240kg/hm2时，其产量随播种量的增加而减少。说明高肥水平下，必须严格控制群体，走小群体、壮个体的高产途径。
2.3.2施磷量与施钾量的交互作用。由图2可知，施磷量与施钾量互作曲线均为抛物线，不同的施用量组合达到的产量最大值不同。施钾量各个水平，随施磷量的增加产量呈逐渐提高趋势，说明增施磷肥有利于对钾肥的吸收利用。互作效应的模拟分析得出，最高理论产量时施磷量180kg/hm2，施钾量180kg/hm2，产量为9 550.03kg/hm2。但从经济效应考虑，不能以较高的施磷量和较高的施钾量来达到产量的最大化。
3讨论
采用回归旋转组合设计，可实现多因子综合效应的组装，并以较少的试验处理，通过计算机模拟得到广泛的数量化栽培信息。具有一定的主动性和科学性。
作物产量受环境因素与多项农艺措施的综合制约。高产栽培除要求适宜的气候、土壤条件外，更需要农艺措施的合理配合。多因素二次回归旋转组合数学模型的建立，为实现小麦目标产量的模式化、数量化栽培提供了切实可行的途径。通过试验研究建立了烟农19在淮北地区生态点的产量模型，即基本苗440.25万苗/hm2，施氮113.7kg/hm2，施磷156.9kg/hm2，施钾126.0kg/hm2，拔节期追氮103.35kg/hm2时，可获得最高理论产量9 795.22kg/hm2；另外，提出了可达9 000kg/hm2的590种方案及95%分布量的区间数值。基本苗设定348.66～365.37万苗/hm2，基施氮量91.86～101.4 kg/hm2，施磷量159.00～169.44kg/hm2，施钾量139.68～150.12 kg/hm2，拔节期追氮量70.73～79.28kg/hm2。因此，可通过生产中农艺措施的调控达到烟农19在该地区的高产。
本试验表明，在基本苗、基施氮量、施磷量、施钾量及拔节期追氮量五项农艺措施中，以基本苗对产量的影响作用最大；其次是施磷量，说明基本苗的设定是烟农19在生态点高产栽培的关键。
本试验在方案优化模拟中仅提出了以高产为第一目标，未涉及实际的投入与产值的综合效益。可通过各调优因子的实际投入来确定较高综合效益的最大化。
4参考文献
[1] 冯承业，郭秀焕，赵平，等.农业栽培技术对小麦品质影响的探讨[J].种子，2002（5）：58-59.
[2] 郭波莉，魏益民，张国权，等.小麦品种籽粒品质与食品品质关系的研究[J].西北农林科技大学学报（自然科学版），2001，29（5）：61-64.
[3] 沈建辉，姜东，戴廷波，等.施氮量对专用小麦旗叶光合特性及籽粒产量和蛋白质含量的影响[J].南京农业大学学报，2003，26（1）：1-5.
[4] 贾振华，李华，姜子英.施肥对小麦产量和品质形成的影响[J].北京农学院学报，1998，3（2）：136-138.
[5] 葛鑫.淮北地区不同类型小麦氮肥施用技术的研究[D].扬州：扬州大学，2003.
[6] 张军.追施氮肥时期对淮南中筋小麦品质的影响[J].扬州大学学报（农业与生命科学版），2003，24（2）：44-48.
[7] 赵广才，李振华.不同追肥比例对小麦产量和品质的影响[J].北京农业科学，2000，18（5）：7-9.
[8] 马元喜.小麦的根[J].北京：中国农业出版社，1999.
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”