李科 馬劍

摘要：采用“3414”完全設(shè)計(jì)試驗(yàn)方案，研究了隴東旱地玉米一膜兩季秸稈還田栽培施肥對(duì)玉米產(chǎn)量的影響，以探索其優(yōu)化施肥模式，尋找最高產(chǎn)量時(shí)N、P2O5、K2O的最佳施用量及其組合。結(jié)果表明，玉米產(chǎn)量預(yù)測(cè)值與N（X1）、P2O5（X2）、K2O（X3）的施用量三元二次回歸方程為：Y=9 420.968+7.699X1+8.738X2+47.622X3-0.002X1X2+0.011X1X3-0.018X2X3-0.014X12-0.014X22-0.582X32。其理論最佳產(chǎn)量對(duì)應(yīng)的施肥量為：N 270.9 kg/hm2、P2O5 276.9 kg/hm2、K2O 39.3 kg/hm2，即最佳施肥量的 N、P、K 配施比例為1∶1∶0.15。

關(guān)鍵詞：玉米;隴東旱地;施肥模式優(yōu)化;一膜兩季;秸稈還田;產(chǎn)量

中圖分類號(hào)：S147.2;S513? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? 文章編號(hào)：1001-1463（2021）12-0066-08

doi：10.3969/j.issn.1001-1463.2021.12.016

Fertilization Optimized Model of One Film Used for Two Seasons with Straw-return of Corn in Dryland East of Gansu

LI Ke， MA jian

（College of Agriculture and Forestry， Longdong University， Qingyang Gansu 745000， China）

Abstract：In order to understandthe corn fertilization optimized model under mulching and straw returning with cultivation in dryland， we conducted a two-season cropping experiment using “3414” random block design. The results showed that the ternary quadratic regression equation between prediction yield value and the application rate of N（X1）， P2O5（X2） and K2O（X3） was y=9 420.968+7.699X1+8.738X2+47.622X3-0.002X1X3-0.018X2X3-0.014X12-0.014X22-0.582X32. The optimal application rate of N， P2O5 and K2O was 270.9 g/hm2， 276.9 g/hm2， K2O 39.3 g/hm2， respectively. The optimal ratio of N∶ P2O5∶K2O was 1∶1∶0.15.

Key words：Corn;Dryland East of Gansu;Fertilizatio optimized model;One film used for two seasons;Straw-return;Yield

慶陽(yáng)市地處隴東黃土高原，素有“隴東糧倉(cāng)”之稱，主要糧食作物為小麥、玉米、大豆等。2019年慶陽(yáng)市玉米播種面積為17.4萬(wàn)hm2，小麥播種面積為12.7萬(wàn)hm2，玉米是慶陽(yáng)市第一大糧食作物[1 ]。但是，由于長(zhǎng)期“重氮、輕磷、缺鉀”的不合理施肥，使土壤中的氮、磷、鉀比例嚴(yán)重失調(diào)，土壤退化加劇，嚴(yán)重影響了玉米產(chǎn)量的提高[2 - 10 ]?！?414”方案設(shè)計(jì)吸收了回歸最優(yōu)設(shè)計(jì)處理數(shù)少、效率高的優(yōu)點(diǎn)，是我國(guó)推廣的測(cè)土配方施肥肥料效應(yīng)田間試驗(yàn)方案，通過(guò)試驗(yàn)、推廣及應(yīng)用，可以改變以往盲目施肥的現(xiàn)象，將單一施肥變?yōu)橐杂袡C(jī)肥為基礎(chǔ)，氮、磷、鉀等多種元素配合的定量化施肥[11 ]。它不僅可以作為一個(gè)完整的三因素試驗(yàn)用于建立三元二次肥料效應(yīng)回歸方程，而且還可作為3個(gè)二因素或3個(gè)單因素試驗(yàn)建立二元或一元肥料效應(yīng)回歸方程，挖掘試驗(yàn)中可以獲得的信息，為施肥工作提供科學(xué)依據(jù)[12 ]。朱濤等[13 ]研究認(rèn)為，對(duì)于N、P、K三因素的肥料試驗(yàn)，首先可配置NPK三因素二次肥料效應(yīng)函數(shù)，其次還可配置NP、NK、PK 3種二次肥料效應(yīng)函數(shù)，此外還可配置N、P、K 3種一元二次肥料效應(yīng)函數(shù)。范曉暉等[14 ]成功擬合了NPK三元二次方程、NK二元二次方程和P的一元二次方程，得出最優(yōu)擬合效應(yīng)方程和理論最佳產(chǎn)量及對(duì)應(yīng)的施肥量。

一膜兩季秸稈還田免耕栽培即在前茬作物收獲后不翻耕土壤，將秸稈覆蓋在地膜上，第2年將秸稈放在地膜兩側(cè)行間，在原來(lái)地膜上繼續(xù)種植下茬作物[15 - 17 ]。該技術(shù)不僅節(jié)省了人力，而且可以減少大氣蒸發(fā)量，將有限的土壤水分最大限度地蓄積保存于土壤中，以保證早春作物播種、生長(zhǎng)所需要的水分，有效促進(jìn)土壤與作物需水良性循環(huán)，解決了播期土壤水分虧欠的矛盾，達(dá)到蓄墑、保墑，變被動(dòng)抗旱為主動(dòng)抗旱;同時(shí)還能夠?qū)⒔斩捴械酿B(yǎng)分歸還土壤，提高土壤肥力，改善土壤理化性質(zhì)，有效提高微生物數(shù)量和土壤酶活性，給提升玉米植株生長(zhǎng)和最終產(chǎn)量形成創(chuàng)造良好的條件，從而提高玉米產(chǎn)量[18 - 23 ]。研究發(fā)現(xiàn)，在免耕覆蓋條件下，土壤大團(tuán)聚體主要通過(guò)影響土壤水分和曝氣，導(dǎo)致微生物群落更多地向真菌和厭氧菌轉(zhuǎn)移，從而有效促進(jìn)土壤有機(jī)碳的積累[24 ]。免耕覆蓋還田顯著增加了土壤養(yǎng)分來(lái)源（土壤C和N含量），改善土壤物理環(huán)境（水分和孔隙度）[25 ];對(duì)根際微生物群落組成和植物生長(zhǎng)有一定的影響[26 ]。田磊等[27 ]研究發(fā)現(xiàn)，秸稈還田能顯著提高玉米根際土壤細(xì)菌的多樣性與豐富度指數(shù)，并能夠提升地力，減少化肥投入，降低空氣污染及環(huán)境負(fù)荷[28 ]，有利于農(nóng)業(yè)高效生產(chǎn)和生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展。我們?cè)谇叭搜芯康幕A(chǔ)上，開展了旱地玉米一膜兩季秸稈還田栽培優(yōu)化施肥試驗(yàn)，旨在建立該模式下的肥料效應(yīng)回歸方程，獲得玉米最佳產(chǎn)量及對(duì)應(yīng)的施肥量和氮磷鉀施肥比例，為隴東旱地玉米秸稈還田栽培提供技術(shù)支撐。

1? ?材料與方法

1.1? ?試驗(yàn)區(qū)概況

試驗(yàn)在隴東學(xué)院農(nóng)林科技學(xué)院試驗(yàn)田進(jìn)行。試驗(yàn)區(qū)處于暖溫帶半干旱大陸性氣候區(qū)，四季分明，雨量充沛。當(dāng)?shù)睾０螢? ? ?1 421 m，年平均降水量545.8 mm，且降水集中在7、8、9月。年平均氣溫8.5～10.7 ℃，無(wú)霜期135 d，年日照時(shí)數(shù)為2 540.4 h。試驗(yàn)地土壤類型為黑壚土，質(zhì)地為壤土，0～20 cm土層土壤含有機(jī)質(zhì)14.30 g/kg、全氮0.74 g/kg、全磷0.67 g/kg、全鉀14.20 g/kg、堿解氮33 mg/kg、有效磷11 mg/kg、速效鉀272 mg/kg，pH 8.14。容重為1.2 g/cm3。

1.2? ?供試材料

指示玉米品種為甘鑫217，由武威甘鑫物種有限公司生產(chǎn)并提供。供試氮肥為尿素（含N 46%），由甘肅劉家峽化工集團(tuán)有限責(zé)任公司生產(chǎn)并提供;磷肥為普通過(guò)磷酸鈣（含P2O5 14%）由甘肅白銀虎豹化工有限公司生產(chǎn)并提供;鉀肥為硫酸鉀（含K2O 52%），由青海鹽湖工業(yè)股份有限公司生產(chǎn)并提供;商品有機(jī)肥（總養(yǎng)分N+P2O5+K2O≥5%，OM≥45%），由慶陽(yáng)中盛華盛有機(jī)肥廠生產(chǎn)并提供。

1.3? ?試驗(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)采用“3414”隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)[29 ]，在施用商品有機(jī)肥750 kg/hm2的基礎(chǔ)上，設(shè)氮肥、磷肥、鉀肥3個(gè)因素4水平（見表1），3次重復(fù)。小區(qū)面積為26.68 m2（6.67 m×4.00 m），8行區(qū)，行距0.5 m，株距0.3 m，區(qū)距0.5 m，區(qū)道1.0 m，試驗(yàn)地四周設(shè)保護(hù)行（2.0 m）。采用人工點(diǎn)播的方法播種，商品有機(jī)肥、磷肥、鉀肥全部作基肥，尿素60%作基肥，其余40%在大喇叭口期追施。玉米收獲后將秸稈覆蓋在地膜上，下年播種時(shí)把玉米秸稈放置在地膜兩側(cè)行間。其他管理措施同當(dāng)?shù)卮筇铩?/p>

1.4? ?指標(biāo)測(cè)定與方法

1.4.1? ?土壤理化性質(zhì)? ?施肥播種前采集0～20 cm土層樣品備用。土壤有機(jī)質(zhì)用重鉻酸鉀容量法-外加熱法測(cè)定[30 ]，土壤全氮用開氏法（全自動(dòng)定氮儀）測(cè)定[30 ]，土壤全磷用氫氧化鈉融熔-鉬銻抗比色法測(cè)定[30 ]，土壤全鉀用氫氧化鈉融熔-火焰光度法測(cè)定[30 ]，土壤堿解氮用堿解擴(kuò)散法測(cè)定[30 ]，土壤有效磷用碳酸氫鈉提取-鉬銻抗比色法測(cè)定[30 ]，土壤速效鉀用醋酸銨浸提-火焰光度法測(cè)定[30 ]，土壤pH用電位法測(cè)定[31 ]，土壤容重用環(huán)刀法測(cè)定[31 ]。

1.4.2? ?產(chǎn)量性狀? ?在玉米成熟后，各小區(qū)分別選擇10株有代表性的植株自然曬干后考種，分別測(cè)定其果穗重、穗粒重及千粒重，統(tǒng)計(jì)計(jì)算穗行數(shù)、行粒數(shù)、穗粒數(shù)。根據(jù)各小區(qū)玉米田間測(cè)產(chǎn)和考種結(jié)果計(jì)算理論產(chǎn)量。

理論產(chǎn)量=（每hm2穗數(shù)×穗粒數(shù)×千粒重）/（1 000×0.85）

1.5? ?數(shù)據(jù)處理

試驗(yàn)數(shù)據(jù)采用 Excel 2010軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)處理，采用DPS 9.5軟件進(jìn)行方差分析、回歸分析及顯著性檢驗(yàn)。

2? ?結(jié)果與分析

2.1? ?不同施肥處理下的玉米產(chǎn)量

由表2可得出，2018 — 2019年不同處理的玉米平均折合產(chǎn)量為9 452.6～12 736.3 kg/hm2，其中T6處理平均折合產(chǎn)量最高，為12 736.3 kg/hm2，較T1處理增產(chǎn)34.7%;T9處理次之，為12 491.8 kg/hm2，較T1處理增產(chǎn)32.2%;再次是T7處理，為12 490.3 kg/hm2，較T1處理增產(chǎn)32.1%。對(duì)玉米平均折合產(chǎn)量進(jìn)行方差分析可知，處理間、年份間、處理與年份互作的差異均達(dá)到極顯著水平（P=0.000 1 < 0.01），說(shuō)明區(qū)組間差異不顯著（P=0.486 4 > 0.05）[32 ]。進(jìn)一步進(jìn)行Duncan多重比較可知，所有處理平均折合產(chǎn)量均極顯著高于T1處理，T6處理與T9處理差異顯著，T9處理、T7處理、T3處理間差異均不顯著。

2.2? ?擬合三元二次方程

利用DPS9.5軟件對(duì)玉米平均折合產(chǎn)量進(jìn)行多元二次回歸方程擬合，得到玉米折合產(chǎn)量預(yù)測(cè)值（Y）與對(duì)應(yīng)自變量N（X1）、P2O5（X2）、K2O（X3）的施用量三元二次回歸方程為：

Y=9 420.968+7.699X1+8.738X2+47.622X3-

0.002X1X2 + 0.011X1X3 - 0.018X2X3 - 0.014X12 - 0.014X22-0.582X32

式中Y為折合產(chǎn)量，X1為施氮量，X2為施磷量，X3為施鉀量，該回歸方程的相關(guān)系數(shù)R2=0.99，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)X12=0.97。對(duì)該回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)=28.09，通過(guò)了F測(cè)驗(yàn)，P=0.002 9 < 0.05，達(dá)到顯著水平[33 ]，表明玉米產(chǎn)量與肥料N、P2O5、K2O的施用量之間有顯著的回歸關(guān)系;一次項(xiàng)系數(shù)為正值，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，符合肥料報(bào)酬遞減律[34 ]，說(shuō)明成功擬合典型NPK三元二次肥料效應(yīng)函數(shù)可以確定N、P、K 肥的最大施肥量和最佳施肥量，N、P、K 肥施用量與產(chǎn)量有顯著的回歸關(guān)系。

依據(jù)三元二次回歸方程計(jì)算最佳施肥量為：N 270.9 kg/hm2、P2O5 276.9 kg/hm2、K2O 39.3 kg/hm2，其最高產(chǎn)量為12 608.7 kg/hm2。決定系數(shù)為0.984 43，剩余通徑系數(shù)為0.124 79。

2.3? ?擬合二元二次方程

2.3.1? ?N、P互交效應(yīng)方程? ?根據(jù)T2處理、T3處理、T4處理、T5處理、T6處理、T7處理、T11處理和T12處理，分析以K2O為2水平時(shí)N、P2O5的互交效應(yīng)。

Y=9 250.572 + 13.247X1 + 14.484X2 - 0.020 X1X2-0.017X12-0.0193X22

回歸方程相關(guān)系數(shù)R2=0.99，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R2=0.97，F(xiàn)=25.46，通過(guò)了F測(cè)驗(yàn)，P=0.038 2 < 0.05，達(dá)到顯著水平，表明玉米產(chǎn)量與肥料N、P2O5的施用量之間有顯著的回歸關(guān)系，且符合肥料報(bào)酬遞減律，說(shuō)明成功擬合典型NP二元二次肥料效應(yīng)函數(shù)。

從圖1可以看出，根據(jù)NP回歸方程計(jì)算最佳施肥量為N 235.3 kg/hm2、P2O5 254.6 kg/hm2，其最高產(chǎn)量為12 652.9 kg/hm2。決定系數(shù)為0.984 53，剩余通徑系數(shù)為0.124 36。

2.3.2? ?N、K互交效應(yīng)方程? ?根據(jù)T2處理、T3處理、T6處理、T8處理、T9處理、T10處理、T11處理和T13處理，分析以P2O5為2水平時(shí)N、K2O的互交效應(yīng)。

Y=9 468.121 + 12.673X1 + 75.137X3 - 0.073 X1X3-0.018X12-0.707X32

回歸方程相關(guān)系數(shù)R2=0.99，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R2=0.97，F(xiàn)=26.43，通過(guò)了F測(cè)驗(yàn)，P=0.036 9 < 0.05，達(dá)到顯著水平，表明玉米產(chǎn)量與肥料N、K2O的施用量之間有顯著的回歸關(guān)系，且符合肥料報(bào)酬遞減律，說(shuō)明成功擬合典型NK二元二次肥料效應(yīng)函數(shù)。

從圖2可以看出，根據(jù)NK回歸方程計(jì)算最佳施肥量為N 276.2 kg/hm2、K2O 38.9 kg/hm2，其最高產(chǎn)量為12 679.7 kg/hm2。決定系數(shù)為0.985 09，剩余通徑系數(shù)為0.122 11。

2.3.3? ?P、K互交效應(yīng)方程? ?根據(jù)T4處理、T5處理、T6處理、T7處理、T8處理、T9處理、T10處理和T14處理，分析以N為2水平時(shí)P2O5、K2O的互交效應(yīng)。

Y=9 238.117 + 15.549X2 + 83.294X3 - 0.132 X2X3 -0.020X22-0.715X32

回歸方程相關(guān)系數(shù)R2=0.99，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R2=0.98，F(xiàn)=36.23，通過(guò)了F測(cè)驗(yàn)，P=0.027 1 < 0.05，達(dá)到顯著水平，表明玉米產(chǎn)量與肥料P2O5、K2O的施用量之間有顯著的回歸關(guān)系，且符合肥料報(bào)酬遞減律，說(shuō)明成功擬合典型PK二元二次肥料效應(yīng)函數(shù)。

從圖3可以看出，根據(jù)PK回歸方程計(jì)算最佳施肥量為P2O5 276.3 kg/hm2、K2O 32.8 kg/hm2，其最高產(chǎn)量為12 753.0 kg/hm2。決定系數(shù)為0.989 08，剩余通徑系數(shù)為0.104 49。

2.4? &nbsp;擬合一元二次方程

2.4.1? ?N效應(yīng)方程? ?根據(jù)T2處理、T3處理、T6處理和T11處理，得到在P2O5、K2O水平不變的情況下，N施用量和產(chǎn)量之間的一元二次方程。

Y=11 433.870+9.369X1-0.018X12

回歸方程相關(guān)系數(shù)R2=0.99，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R2=0.97，F(xiàn)=22.33，未通過(guò)F測(cè)驗(yàn)，P=0.148 0 > 0.05，差異不顯著，表明玉米產(chǎn)量與肥料N的施用量之間回歸關(guān)系不顯著[17 ]，但符合肥料報(bào)酬遞減律，說(shuō)明N的一元二次肥料效應(yīng)函數(shù)方程擬合成功。

根據(jù)N效應(yīng)回歸方程計(jì)算最佳施肥量為N 259.7 kg/hm2，其最高產(chǎn)量為12 650.4 kg/hm2。決定系數(shù)為0.978 10，剩余通徑系數(shù)為0.148 00。

2.4.2? ?P效應(yīng)方程? ?根據(jù)T4處理、T5處理、T6處理和T7處理，得到在N、K2O水平不變的情況下，P2O5施用量和產(chǎn)量之間的一元二次方程。

Y=11 565.880+9.605X2-0.021X22

回歸方程相關(guān)系數(shù)R2=0.99，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R2=0.97，F(xiàn)=27.84，未通過(guò)F測(cè)驗(yàn)，P=0.1328 > 0.05，差異不顯著，表明玉米產(chǎn)量與肥料P2O5的施用量之間回歸關(guān)系不顯著，但符合肥料報(bào)酬遞減律，說(shuō)明P2O5的一元二次肥料效應(yīng)函數(shù)方程擬合成功。

根據(jù)P效應(yīng)回歸方程計(jì)算最佳施肥量為P2O5 229.6 kg/hm2，其最高產(chǎn)量為12 668.3 kg/hm2。決定系數(shù)為0.982 36，剩余通徑系數(shù)為0.132 83。

2.4.3? ?K效應(yīng)方程? ?根據(jù)T6處理、T8處理、T9處理和T10處理，得到在N、P2O5水平不變的情況下，K2O施用量和產(chǎn)量之間的一元二次方程。

Y=11 597.330+58.001X3-0.744X32

回歸方程相關(guān)系數(shù)R2=1.00，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)R2=0.99，F(xiàn)=55.92，未通過(guò)F測(cè)驗(yàn)，P=0.094 1 > 0.05，差異不顯著，表明玉米產(chǎn)量與肥料K2O的施用量之間回歸關(guān)系不顯著，但符合肥料報(bào)酬遞減律，說(shuō)明K2O的一元二次肥料效應(yīng)函數(shù)方程擬合成功。

根據(jù)K效應(yīng)回歸方程計(jì)算最佳施肥量為K2O 39.0 kg/hm2，其最高產(chǎn)量為12 727.0 kg/hm2。決定系數(shù)為0.991 14，剩余通徑系數(shù)為0.094 14。

3? ?結(jié)論與討論

試驗(yàn)結(jié)果表明，不同處理玉米的平均折合產(chǎn)量為9 452.6～12 736.3 kg/hm2，所有施肥處理的折合產(chǎn)量均極顯著高于不施肥處理，增產(chǎn)幅度為21.3%～34.7%，增產(chǎn)幅度較大。除不施肥對(duì)照外，其他處理均施用了一定量的氮素，而空白對(duì)照區(qū)為無(wú)氮無(wú)磷無(wú)鉀區(qū)，無(wú)論是施用商品有機(jī)肥，還是秸稈還田，都不能滿足作物養(yǎng)分臨界期和最大效益期對(duì)氮素的需求，從而導(dǎo)致對(duì)照不施肥產(chǎn)量下降，使其他處理產(chǎn)量均極顯著高于對(duì)照不施肥。李旭等[35 ]通過(guò)“3414”肥效試驗(yàn)得出施用適量的氮、磷、鉀肥能夠顯著增加玉米產(chǎn)量，增產(chǎn)幅度為9.5%～54.0%，并且氮、磷、鉀肥對(duì)玉米的增產(chǎn)率順序由大到小依次為氮、鉀、磷。劉淑軍等[36 ]采用“3414”設(shè)計(jì)方案進(jìn)行玉米田間試驗(yàn)，得出玉米產(chǎn)量與氮、磷、鉀的施用量呈顯著相關(guān)，N2P1K1處理玉米產(chǎn)量最高，為5 759.5 kg/hm2，較對(duì)照不施肥增產(chǎn)59.5%，若只考慮單因素的影響，對(duì)玉米的增產(chǎn)效果是氮肥最大，其次為磷肥，鉀肥最小。

本試驗(yàn)成功擬合了典型NPK三元二次方程及NP、PK、NK的二元二次方程，而N、P、K的一元二次方程未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但仍符合肥料報(bào)酬遞減律，說(shuō)明一元二次肥料效應(yīng)方程擬合成功。其主要原因是玉米生產(chǎn)過(guò)程中無(wú)法避免其他客觀自然環(huán)境因素的干擾，并且一元二次方程是在兩個(gè)因素固定的基礎(chǔ)上擬合另一個(gè)因素的一元二次方程，而這兩個(gè)固定因素的搭配比例并非是最佳的，因此一元二次方程未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。本試驗(yàn)雖然一元二次方程未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但都成功擬合出全部方程，并計(jì)算出最高產(chǎn)量及對(duì)應(yīng)施肥量。玉米產(chǎn)量預(yù)測(cè)值與N（X1）、P2O5（X2）、K2O（X3）的施用量三元二次回歸方程為：Y=9 420.968+7.699X1+ 8.738X2+47.622X3-0.002X1X2+0.011X1X3-0.018 X2X3-0.014X12 -0.014X22-0.582X32。其最佳理論產(chǎn)量對(duì)應(yīng)的施肥量為N 270.9 kg/hm2、P2O5 276.9 kg/hm2、K2O 39.3 kg/hm2，即最佳施肥量的 N、P、K 配施比例為1∶1∶0.15，最佳產(chǎn)量為12 608.7 kg/hm2。這與范曉暉等[14 ]、金昆等[37 ]、孔義祥等[38 ]、張文明等[39 ]的研究結(jié)果相似。

參考文獻(xiàn)：

[1] 豆新社.? 慶陽(yáng)市玉米種子市場(chǎng)現(xiàn)狀及建議[J].? 中國(guó)種業(yè)，2013（8）：48-49.

[2] 滕樹川.? 玉米施用氮磷鉀肥與產(chǎn)量形成的關(guān)系試驗(yàn)淺析[J].? 耕作與栽培，2002（2）：40-41.

[3] 戴? ?靜，康? ?宇.? 氮磷鉀配施對(duì)玉米主要性狀和產(chǎn)量的影響及其施肥規(guī)律[J].? 山西農(nóng)業(yè)科學(xué)，2007（10）：62-64.

[4] 歐昌梅.? 氮、磷、鉀不同配比施用對(duì)玉米產(chǎn)量的影響探討[J].? 基層農(nóng)技推廣，2015，3（9）：11-15.

[5] 史桂清，石書亞，趙穎佳，等.? 氮磷鉀施用方式對(duì)夏玉米植株、產(chǎn)量和土壤養(yǎng)分的影響[J].? 中國(guó)農(nóng)業(yè)通報(bào)，2019，35（13 ）：23-30.

[6] 李天銀，潘玉鑫，馬? ?艷.? 金昌地區(qū)紫花苜?！?414”肥效試驗(yàn)[J].? 甘肅農(nóng)業(yè)科技，2018（4）：38-41.

[7] 王希恩，張光耀，韓? ?瑜，等.? 天水市山旱地冬小麥氮磷鉀肥效應(yīng)研究[J].? 甘肅農(nóng)業(yè)科技，2019（7）：58-61.

[8] 朱建強(qiáng)，路宏中，馬? ?靜，等.? 氮磷鉀配施對(duì)酒泉市紫花苜蓿種子產(chǎn)量的影響[J].? 甘肅農(nóng)業(yè)科技，2020（5）：8-14.

[9] 馮守疆，趙連芝，劉占鑫，等.? 氮磷鉀與有機(jī)肥配施對(duì)谷子產(chǎn)量和品質(zhì)的影響[J].? 甘肅農(nóng)業(yè)科技，2019（12）：28-30.

[10] ?；坻?，馮煒弘，尹? ?燕，等.? 沼渣與化肥配施對(duì)甘藍(lán)品質(zhì)產(chǎn)量及土壤質(zhì)量的影響[J].? 甘肅農(nóng)業(yè)科技，2021，52（2）：49-53.

[11] 呂貽忠，李保國(guó).? 土壤學(xué)實(shí)驗(yàn)[M].? 北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2010：44-46;287-295.

[12] 王圣瑞，陳新平，高祥照，等.? “3414”肥料試驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合的探討[J].? 植物營(yíng)養(yǎng)與肥料學(xué)報(bào)，2002，8（4）：409- 413.

[13] 朱? ?濤，張中原，李金鳳，等.? 應(yīng)用二次回歸肥料試驗(yàn)“3414”設(shè)計(jì)配置多種肥料效應(yīng)函數(shù)功能的研究[J].? 沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004，

35（3）：211- 215.

[14] 范曉暉，劉文婷，陳慕松，等.? 基于R語(yǔ)言的水稻“3414”肥效試驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析[J].? 湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2020，59（13）：67-71.

[15] 梁? ?曦，任俊林，馮? ?荔.? 旱地玉米全膜覆蓋一膜兩季免耕栽培模式研究[J].? 現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，2012（13）：20-21.

[16] 張? ?雷，牛建彪，張成榮，等.? 旱地玉米雙壟全膜覆蓋“一膜用兩年”免耕栽培模式研究[J].? 干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究，2007，25（2）：8-11，16.

[17] 馬海靈，郭有琴，王澤宇，等.? 全膜雙壟溝播玉米-谷子一膜兩年用栽培技術(shù)[J].? 甘肅農(nóng)業(yè)科技，2015（10）：53-54.

[18] 高? ?燕，張? ?延，郭亞飛，等.? 不同秸稈還田模式對(duì)土壤有機(jī)碳周轉(zhuǎn)的影響[J].? 土壤與作物，2019，29（1）：93-101.

[19] 邱? ?琛，韓曉增，陸欣春，等.? 東北黑土區(qū)玉米秸稈還田對(duì)土壤肥力及作物產(chǎn)量的影響[J].? 土壤與作物，2020（3）：277-286.

[20] 慕? ?平，張恩和，王漢寧，等.? 不同年限全量玉米秸稈還田對(duì)玉米生長(zhǎng)發(fā)育及土壤理化性狀的影響[J].? 中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2012，

20（3）： 291-296.

[21] 周懷平，楊治平，李紅梅，等.? 秸稈還田和秋施肥對(duì)旱地玉米生長(zhǎng)發(fā)育及水肥效應(yīng)的影響[J].? 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2004，15（7）：1231-1235.

[22] 徐瑩瑩，王俊河，劉玉濤，等.? 秸稈不同還田方式對(duì)土壤物理性狀、玉米產(chǎn)量的影響[J].? 玉米科學(xué)，2018，26（5）：78-84.

[23] 楊麗娟.? 臨洮縣玉米全膜雙壟溝播一膜兩年用穴播冬小麥栽培技術(shù)[J].? 甘肅農(nóng)業(yè)科技，2015（11）：91-92.

[24] ZHANG X F，XIN X L，ZHU A N，et al. Linking macroaggregation to soil microbial community and organic carbon accumulation under different tillage and residue managements[J].? Soil and Tillage Research，2018（178）：99-107.

[25] LOU Y L，LIANG W J，XU M G，et al. Straw coverage alleviates seasonal variability of the topsoil microbial biomass and activity[J].? Catena，2011，86（2）：117-120.

[26] LI J，LI M，GAO X，et al.? Corn straw mulching affects Parthenium hysterophorus and rhizosphere organisms[J].? Crop protection，2018（113）：90-96

[27] 田? ?磊，石少華，張建峰，等.? 長(zhǎng)期化肥施用與秸稈還田對(duì)玉米根部相關(guān)AMF和細(xì)菌的群落結(jié)構(gòu)多樣性的影響[J].? 土壤與作物，2017，6（4）：291-297.

[28] YIN H J，ZHAO W Q，LI T，et al.? Balancing straw returning and chemical fertilizers in China：role of straw nutrient resources[J].? ? Renew able and Sustainable Energy Reviews.2018（81）：2695- 2702.

[29] 陸? ?欣，謝英荷.? 土壤肥料學(xué)[M].? 北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)出版社，2017：303-305.

[30] 鮑士旦.? 土壤農(nóng)化分析[M].? 北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2007：25-114.

[31] 呂貽忠，李保國(guó).? 土壤學(xué)實(shí)驗(yàn)[M].? 北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社，2010：44-46;133-136.

[32] 徐向宏，何明珠.? 試驗(yàn)設(shè)計(jì)與Design-Expert、SPSS應(yīng)用[M].? 北京：科學(xué)出版社，2010：9-57.

[33] 趙? ?斌，王? ?勇，路? ?鈺，等.? 多元二次肥料效應(yīng)函數(shù)極值的判別及函數(shù)優(yōu)化[J].? 雜糧作物，2001（2）：42-45.

[34] 范曉暉，劉文婷，陳慕松，等.? 基于R語(yǔ)言的水稻“3414”肥效試驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析[J].? 湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2020，59（13）：67-71.

[35] 李? ?旭，杜曉明，洛俊峰，等.? 基于“3414”試驗(yàn)設(shè)計(jì)的玉米氮、磷、鉀效應(yīng)研究[J].? 吉林農(nóng)業(yè)，2019（2）：062-063.

[36] 劉淑軍，黃? ?晶，梁海軍，等.? 玉米“3414”肥料試驗(yàn)的產(chǎn)量及產(chǎn)值效益分析[J].? 湖南農(nóng)業(yè)科學(xué)，2012（17）：51-53;57

[37] 金? ?昆，曾德志，李? ?慧，等.? 大安區(qū)水稻“3414”肥料效應(yīng)研究[J].? 中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào)，2015，31（21）：1-8.

[38] 孔義祥，程琳琳，崔振玲，等.? 應(yīng)用“3414”試驗(yàn)建立冬小麥測(cè)土配方施肥指標(biāo)體系[J].植物營(yíng)養(yǎng)與肥料學(xué)報(bào)，2009，15（1）：197-203.

[39] 張文明，邱慧珍，張春紅，等.? 隴東烤煙“3414”施肥效果及推薦施肥量研究[J].? 干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究，2013，31（5）：191-195.

（本文責(zé)編：鄭立龍）