马国成，尹 娟,2,3， 李文证

(1.宁夏大学土木与水利工程学院，银川 750021；2.旱区现代农业水资源高效利用教育部工程中心，银川 750021； 3.宁夏节水灌溉与水资源调控工程技术研究中心，银川 750021)

0 引 言

马铃薯是世界四大粮食作物之一[1]。马铃薯在中国种植范围大，但其产量及品质远不及美国、荷兰等欧美国家[2,3]，主要原因是受到水资源和农业技术的限制[4-8]。近年来，王凤新[6]、刘战东[9]等通过以不同灌水量研究马铃薯的产量及品质的变化规律，何文寿[3]、廖佳丽[10]、高炳德[11]等通过以不同施肥量研究马铃薯产量及品质的变化规律，但不同水肥条件对马铃薯叶绿素、光合条件及最终影响其产量和品质的研究很少。作者主要通过大田膜下滴灌种植方式，研究不同水肥条件对马铃薯叶绿素及叶面光合速率的影响，以期通过合理的灌水施肥，为提高马铃薯的光合利用率和产量提供依据。

植物产量大部分来自植物的光合产物[12]，而光合过程受到人为活动及自然气候等诸多因素的综合影响。马铃薯块茎直接由光合产物转化[12]，因此通过研究灌水、施肥对马铃薯光合机制的影响，对探明提高产量及品质具有重要意义。

1 材料与方法

1.1 试验材料

供试马铃薯品种是冀张薯8号。施用肥料为：尿素、过磷酸钙、硫酸钾(氮、磷、钾肥全作底肥一次性施入)。

1.2 试验区概况

试验区在宁夏同心县韦州镇旧庄村，地处宁夏中部干旱地带。当地日照时间长，昼夜温差大，年平均降水量200 mm，年平均蒸发量为2 200 mm，属大陆性干旱气候，降雨主要集中在夏季，无霜期6个月左右，有效积温3 915.3 ℃，干旱是制约本地区发展的主要因素之一。

1.3 试验设计方法

采用大田膜下滴灌方式种植马铃薯，以补水量、施氮量、施磷量、施钾量为试验因素，选用4因素10水平均匀设计，采用(108)均匀设计表，利用DPS软件优化试验方案(选中心化偏差CD=0.125 8的方案)，以10处理3次重复进行田间试验。因素水平设计见表1，补水时期见表2。

1.4 数据采集方法

在苗期选择长势均匀一致的健壮植株，标记完全展开的主茎倒数第三片功能叶，每处理标记3株，选晴天进行净光合速率田间活体测定，用美国基因公司生产的Li-6400便携式光合仪在自然光的工作模式下，测定标记叶片的净光合速率Pn，测定时间从上午9点到下午5点，每隔2 h测定一次。用日本Monlta公司生产的便携式SPAD-520型叶绿素仪进行活体快速测定叶绿素相对含量SPAD值，在马铃薯生长期每隔10 d测取标记叶片的叶绿素相对含量SPAD值。

所有数据均采用excel2007和DPS2014统计分析软件进行分析处理， MATLAB_R2012a软件进行图形处理。

表1 马铃薯室外大田试验因素及水平表(CD=0.125 8)

表2 补水时期因素水平表 %

2 结果与分析

2.1 不同水肥条件对马铃薯叶绿素相对含量和净光合速率的影响

2.1.1马铃薯生育期叶绿素变化趋势

图1是马铃薯叶绿素相对含量在整个生育期不同处理的变化趋势。由图1可知，马铃薯叶绿素相对含量在苗期最高，最高值为56.4，在块茎成熟期最低，最低值为36.9。叶绿素相对含量从苗期到现蕾期下降较快，从现蕾期到块茎成熟期逐渐平稳走低。

图1 马铃薯全生育期SPAD值

2.1.2马铃薯净光合速率的日变化趋势

植物光合作用受到生长环境等诸多因子影响[14]。由图2可得，马铃薯叶面净光合速率在上午比下午快； 净光合速率在9∶00到11∶00逐渐增大，11∶00到13∶00减小， 13∶00到15∶00又增大，15∶00到17∶00开始下降。净光合速率从处理1到处理10均呈现出双峰曲线，在中午出现下降，即马铃薯光合作用也存在“午睡”现象[13,14]。

图2 净光合速率日变化

2.1.3回归模型的建立

通过多因子及平方项逐步回归方法,建立叶绿素相对含量(Y1)、净光合速率(Y2)分别与补水量(X1)、施氮量(X2)、施磷量(X3)及施钾量(X4)之间的回归模型：

Y1=38.942 4+0.003X1+0.018 7X2+

0.021 1X3+0.050 4X4-0.000 002X21-

0.000 07X22-0.000 06X23-0.000 3X24

回归模型F=2 774.733 5，P=0.014 7 (P<0.05)，相关系数R2=0.999 5，模型达到了显著性，能较好的反应目标函数与各因素之间的关系。

Y2=7.280 3+0.003 7X1+0.043X2-

0.028 2X3+0.051 4X4-0.000 001 2X21-

0.000 11X22+0.000 14X23-0.000 28X24

回归模型F=0.140 8，P= 0.971 4 (P>0.05)，相关系数R2=0.529 6，模型没有显著性。

通过偏最小二乘法考虑互作项的回归方法，建立叶绿素相对含量(Y1)、净光合速率(Y2)分别与补水量(X1)、施氮量(X2)、施磷量(X3)及施钾量(X4)之间的回归模型：

Y1=45.013 6-0.002 5X1-0.002X2-

0.012 3X3-0.014 6X4+0.000 000 1X1X2+

0.000 013X1X3+0.000 007X1X4-

0.000 03X2X3-0.000 024X2X4+0.000 214X3X4

Y2=16.530 7-0.004 5X1+0.002 3X2-0.067 1X3+

0.017 5X4+0.000 01X1X2+0.000 03X1X3+

0.000 011X1X4+0.000 16X2X3-

0.000 3X2X4+0.000 2X3X4

回归模型R21= 0.952 3，R22=0.822 0，故模型能较好反映各因素与目标的关系。

2.1.4各单因子对叶绿素相对含量和净光合速率影响分析

根据多因子及平方项逐步回归模型，分析单因素对马铃薯叶绿素相对含量和净光合速率的影响。因子与净光合速率的回归模型不显著，只分析单因素对叶绿素相的影响。根据模型标准回归系数，判断各因素对叶绿素相对含量影响的次序。模型中各因素标准回归系数如表3。

表3 因素标准回归系数

从表3 可知，各因素对马铃薯叶绿素相对含量的影响顺序为：X4>X2>X1>X3。

采用降维法进行单因子效应分析，将其他因子固定在0水平，便可得出各单因子与叶绿素相对含量关系模型。当其他因子取0水平时，可得到偏回归的数学子模型方程如下：

Y1=38.942 4+0.003X1-0.000 002X21

Y1=38.942 4+0.018 7X2-0.000 07X22

Y1=38.942 4+0.021 1X3-0.00 006X23

Y1=38.942 4+0.050 4X4-0.000 3X24

根据子模型，绘制各因素对叶绿素的影响趋势。如图3、4、5、6所示。

图3 补灌量对叶绿素的影响

图4 施氮量对叶绿素的影响

图5 施磷量对叶绿素的影响

图6 施钾量对叶绿素的影响

由图3、4、5、6可知，叶绿素随着补灌量、施氮量、施钾量的增加出现先增大后减小的趋势，随着施磷量的增加而增大；这说明过多或过少的水肥都对叶绿素产生抑制作用，因此合理的水肥是促进马铃薯叶绿素的重要条件。

2.1.5交互作用与叶绿素含量和净光合速率影响

根据偏最小二乘考虑互作项回归模型，采用降维法进行两因素交互作用对马铃薯叶绿素相对含量的影响分析。根据模型标准回归系数，判断两因素对叶绿素相对含量的影响次序。模型中各因素标准回归系数如表4。

表4 因素标准回归系数

从表4可知，两因素对马铃薯叶绿素相对含量的影响顺序为：X3X4>X1X3>X1X4>X2X3>X2X4>X1X2。

两因素交互作用回归分析子模型：

Y1=45.013 6+0.000 000 1X1X2

Y1=45.013 6+0.000 013X1X3

Y1=45.013 6+0.000 007X1X4

Y1=45.013 6-0.000 03X2X3

Y1=45.013 6 -0.000 024X2X4

Y1=45.013 6+0.000 214X3X4

根据子模型，绘制各因素对叶绿素相对含量的影响趋势。如图7、8、9、10、11、12所示。

图7 补灌量与施氮量交互效应

图8 补灌量与施磷量的交互效应

图9 补灌量与施钾量交互效应

图10 施氮量与施钾量交互效应

图11 施氮量与施钾量的交互效应

图12 施磷量与施钾量的交互效应

由图7、8、9、10、11、12可知，马铃薯叶绿素相对含量随着补灌量与施氮量、补灌量与施磷量、补灌量与施钾量、施磷量与施钾量的增加而增大，随着施氮量与施磷量、施氮量与施钾量的增加而减小；说明补灌量与施氮量、补灌量与施磷量、补灌量与施钾量、施磷量与施钾量对叶绿素相对含量有正效应，施氮量与施磷量、施氮量与施钾量对叶绿素相对含量有负效应。

根据偏最小二乘考虑互作项回归模型，采用降维法进行两因素交互作用对马铃薯净光合速率分析。根据模型标准回归系数，判断两因素对净光合速率影响的次序。模型标准回归系数如表5。

表5 标准回归系数

从表5知，两因素对马铃薯净光合速率的影响顺序为：X2X4>X2X3>X1X3>X3X4>X1X2>X1X4。

两因素交互作用回归分析子模型：

Y2=16.530 7+0.000 01X1X2

Y2=16.530 7+0.000 03X1X3

Y2=16.530 7+0.000 011X1X4

Y2=16.530 7+0.000 16X2X3

Y2=16.530 7-0.000 3X2X4

Y2=16.530 7 +0.000 2X3X4

根据子模型，绘制各因素对净光合速率的影响趋势。如图13、14、15、16、17、18所示。

图13 补灌量与施氮量的交互效应

图14 补灌量与施磷量的交互效应

图15 补灌量与施钾量的交互效应

图16 施氮量与施磷量的交互效应

图17 施氮量量与施钾量的交互效应

图18 施磷量与施钾量的交互效应

由图13、14、15、16、17、18，除施氮量与施钾量的交互作用对净光合速率有负效应，其他两因素交互对净光合速率都有正效应。

3 最优水肥组合

3.1 叶绿素相对含量为目标的水肥组合

通过多因子及平方项逐步回归模型以叶绿素相对含量为目标， 得出最优目标为44.76时，补灌量为666.90 m3/hm2，施氮量、施磷量、施钾量分别为142.66、150、85.48 kg/hm2。

3.2 综合叶绿素相对含量和净光合速率为目标的水肥组合

通过偏最小二乘考虑互作项回归模型以叶绿素相对含量和净光合速率为综合目标， 得出叶绿素最优值为43.51，净光合速率最优值为14.57 μmol/(m2·s)时，补灌量为903.3 m3/hm2，施氮量、施磷量、施钾量分别为164.13、145、81.9 kg/hm2。

4 结 语

(1)单因素对马铃薯叶绿素相对含量的影响次序是施钾量>施氮量>补灌量>施磷量，其中补灌量、施氮量、施钾量在低水平是对叶绿素产生正效应，在高水平时产生负效应。

(2)两因素交互作用对马铃薯叶绿素相对含量的影响最大的是施磷量与施钾量的交互效应，最小的是补灌量与施氮量的交互效应。补灌量与施氮量、补灌量与施磷量、补灌量与施钾量、施磷量与施钾量对叶绿素相对含量有正效应，施氮量与施磷量、施氮量与施钾量对叶绿素相对含量有负效应。

(3)两因素交互作用对马铃薯净光合速率的影响最大的是施氮量与施钾量的交互效应，最小的是补灌量与施钾量的交互效应。补灌量与施氮量、补灌量与施磷量 、补灌量与施钾量、施氮量与施磷量、施磷量与施钾量对净光合速率产生正效应，施氮量与施钾量对净光合速率产生负效应。

(4)根据多因子及平方项逐步回归的方法得出，叶绿素相对含最优目标值为44.76，相应的补灌量、施氮量、施磷量、施钾量的最佳组合为：666.90 m3/hm2、142.66、150、85.48 kg/hm2。

(5)考虑叶绿素相对含量和净光合速率为综合目标，根据偏最小二乘考虑互作项回归模型，得出叶绿素相对最优值为43.51，净光合速率最优值为14.57 μmol/(m2·s)时，补灌量为903.3 m3/hm2，施氮量、施磷量、施钾量分别为：164.13、145、81.9 kg/hm2。

[1] 王新凤，宋 娜，杨晨飞，等.水氮耦合对膜下滴灌马铃薯产量、品质及水分利用的影响[J]. 农业工程学报,2013,29(13):98-100.

[2] 盛万民.中国马铃薯品质现状及改良对策[J].中国农学通报，2006,22(3):166-170.

[3] 何文寿,马 琨,代晓华,等. 宁夏马铃薯氮、磷、钾养分的吸收累积特征[J]. 植物营养与肥料学报,2014,(6):1 477-1 487.

[4] 马文娟,同延安,高鹏程. 平衡施肥对马铃薯肥产质量和品质的影响[J]. 园艺与种苗,2012,(10):48-52.

[5] 孙继英,肖本彦. 不同施肥水平对高淀粉马铃薯品种克新12号产量及相关经济性状的影响[J]. 中国马铃薯,2006,(1):30-32.

[6] 武秀侠,王凤新,杨文斌. 西北干旱区不同灌水方式及覆膜对马铃薯产量和品质的影响研究[C]∥ 现代节水高效农业与生态灌区建设(上)，2010,11.

[7] 廖佳丽,徐福利,赵世伟. 宁南山区施肥对马铃薯生长发育、产量及品质的影响[J]. 中国土壤与肥料,2009,(4):48-52.

[8] 杨丽辉,蒙美莲,陈有君,等. 肥料配施对马铃薯产量和品质的影响[J]. 中国农学通报,2013,(12):136-140.

[9] 刘战东,肖俊夫,于秀琴. 不同土壤水分处理对马铃薯形态指标、耗水量及产量的影响[J]. 中国农村水利水电,2010,(8):1-3,7.

[10] 刘美英,樊香茹,高炳德,等. 覆膜、钾肥对马铃薯钾素吸收分配的影响[C]∥2007自然科学学术论文(土壤肥料与农业可持续发展)，2007.

[11] 郑顺林,杨世民,李世林,等. 氮肥水平对马铃薯光合及叶绿素荧光特性的影响[J]. 西南大学学报(自然科学版),2013,(1):1-9.

[12] 马文波,马 均,明东风,等. 不同穗重型水稻品种剑叶光合特性的研究[J]. 作物学报,2003,(2):236-240.

[13] 陈文荣. 植物光合作用的“午睡”现象[J]. 生物学教学,2002,(10):36-37.

[14] 许大全. 光合作用“午睡”现象的生态、生理与生化[J]. 植物生理学通讯,1990,(6):5-10.