3414-肥料试验模型拟合的探讨

： “ ” 6 7 ( " 2 , 8 " L : @ K E ; > K M ? N @ ; N M : ; ; O O ; P M K G O N @ O O ; > ; < M O ; > M @ Q @ F ; >R G N ; Q K G <K @ R ? Q E M @ G <O G > M : ; . # . O ; > M @ Q @ F ; > ; S $ C C ， ， ; > @ R ; < M K T : @ P :T ; > ; P G < N ? P M ; N O > G R# % % 0 M G # % % 2 @ <L E < K : E <+ @ M @ <A ; V ; @ * > G W @ < P ;K G < K G > ; NV ( ) * C = U C U’ （’ ， < @ M ; N( E M @ G < K) ; W ; Q G R ; < M * > G > E R） XL : ; > ; K ? Q M K K : G T ; N M : E M M : ; K ? P P ; K K > E M @ G G O K @ R ? Q E M @ G <V M : > ; ; $ O E P M G > C = U ， ； E < NG < ; $ O E P M G >R G N ; QT E K0 / 3E < N# " " 3 > ; K ; P M @ W ; Q : ;> ; P G R R ; < N ; NO ; > M @ Q @ F ; >E R G ? < MV : > ; ; $ O E P M G > C U M UM ‘ ’ ； R G N ; Q K @ R ? Q E M @ G <T E K : @ : ; > M : E < M : E M V < ; $ O E P M G >R G N ; Q K @ R ? Q E M @ G < @ < M : ; K E R ; . # . ; S ; > @ R ; < M E < N M : ; = UG C > E M @ G G O M : ;; S ; > @ R ; < M KT @ M : G ? M(， * D < N4 D> ; P G R R ; < N ; NV < ; $ O E P M G >R G N ; Q K @ R ? Q E M @ G <T E K# 0 3， C UG ! 0E ! ， ， . . 3E < N / & 3， > ; K ; P M @ W ; Q XY ? M V M : ; M : > ; ; $ O E P M G >R G N ; Q K @ R ? Q E M @ G < K ? P : @ < O G > R E M @ G <T E K < G M E W E @ Q E V Q ; X5 G C U U ‘ ’ ， @ < . # . O ; > M @ Q @ F ; > ; S ; > @ R ; < M M : ; G < ; $ O E P M G >R G N ; QT E K E K ? Q ; R ; < M E < NE <G M @ R @ F E M @ G < O G > M : ; M : > ; ; $ O E P M G > C C C C R G N ; Q X ： “ ” ； ； ； 9 1 & 2 $ ( . # . O ; > M @ Q @ F ; > ; S ; > @ R ; < M M : > ; ; $ O E P M G >R G N ; Q G < ; $ O E P M G >R G N ; Q G M @ R ? RO ; > M @ Q @ F ; > > E M ; C C %: 中国政府与联合国开发计划署 # % % ! # % % 2年， （’ ） 共同实施的平衡施肥 + ／ ／ ( ) * * , % # # ! - 项目， 在河北唐山、 黑龙江双城、 陕西宝鸡、 江苏盐城、 浙江 金华、 湖南邵阳和四川泸县等地进行了 / " " 多个田 间试验， 其中有“ ” （或 “ ” ）试验方 0 #个以 . # . . # & ” 试验方案既吸收了回归最优设 . # . 计处理少、 效率高的优点， 又符合肥料试验和施肥决
收稿日期： ! " " # $ " % $ # & 基金项目： 联合国开发计划署 （’ ） 平衡施肥项目 （+ ／ ／ ） 资助。 ( ) * * , % # # ! 作者简介： 王圣瑞 （ —） ， 男， 内蒙古呼和浩特人， 博士研究生， 主要从事养分资源管理方面的研究。! 通讯作者 # % & !
（ !" # % &’ * + , %. % / 0 % 0 ’ ,， 1 2 0 , +3 / 0 5 &6 , 0 7 &， 8 # 0 0 , : : : ; <， 1 2 0 , +； $ () 4 9 4!
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+卷
” 试验设计是用三元二次施肥模型对数据 “ " # $ # 进行拟合。虽然 “ ” 试验设计具有很大的信息挖 " # $ # 掘能力， 然而， 人们在实际工作中往往只采用三元二 次肥料效应回归方程进行拟合， 很少或几乎不考虑 二元或一元肥料效应回归方程进行拟合， 在三元二 次肥料效应方程拟合不成功时， 往往放弃对试验数 据的处理， 致使 “ ” 试验的效率降低。在实际应 " # $ # 用中，相当多的试验结果因不能用三元二次模型进 行拟合而被舍弃， 这是当前这一工作中存在的一个 实际问题。迄今为止国内学术界对这一问题及其产 生的后果尚未予以足够的重视。相当多的试验结果 因不能被三元二次模型拟合而被舍弃， 造成信息的 失真。采用 “ ” 试验设计， 其试验结果不仅可以 " # $ # 用三元二次肥料效应函数拟合， 而且还可以用二元 或一元肥料效应函数拟合。当三元二次模型不能对 其进行拟合时， 如采用一元或二元施肥模型可挖掘 其更多的信息， 从而使结果更完整和全面。关于单 因素施肥模型的选择问题， 近年来国内外有较大进
植物营养与肥料学报 ! ， （ ） ： " " ! 2 . . " % ! . # * Q E < M( ? M > @ M @ G <E < NJ ; > M @ Q @ F ; > 5 P @ ; < P ;
" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "
式中 -为子粒产量 （J ／ （J ／ = K 2 为肥料用量 = K F F 截距； 为回归系数， 为直线与平台的交点， 为平台产量 / 6 ) !） （ ／ ， 当/ ／ 时， 为优化施肥量， 当 ／ 时， J = K " 6 / !5 F 5 5 5 2 2 ! 此时的推荐施肥量为 0J ／ （此模型实际是两条直线方 = K F
［ ］ # 案实施 。 “
策的专业要求。它不仅可以作为一个完整的三因素 试验用于建立三元二次肥料效应回归方程， 而且还 可以作为三个二因素或三个单因素试验建立二元或 一元肥料效应回归方程。同时， 即使某一个或某几 个处理出问题， 仍可以获得一些用于施肥决策的有 价值信息， 提高了试验效率。此外， 该方案的另一个 优点是编码值取整数， 有较直观的可比性， 便于实施
［ ］ " ! % 展 。普遍认为， 应根据具体情况选择适宜的施
（ 9 2 "） 0 ! ! ! ! ! ! ! 0 $ " ! $ $
注 （’ ） ： “ 为不施肥 ; ， “$” 为低肥 A ， 7 : 8 0” < : = 7 > : ? 8 @ : < A < B 8 @ 7 ;@ C : 8 “ ” 为中肥 D ， “ ” 为高肥 E 。 ! < 4 4 A 8 @ C : 8 " < = @ C : 8 F
“ ” 肥料试验模型拟合的探讨 . # .
王圣瑞#，陈新平#! ，高祥照!，毛达如#，张福锁#
（ # 农业部植物营养学重点开放实验室， 中国农业大学植物营养系，北京 # ； " " " % . 北京， ） ! 农业部全国农业技术推广服务中心， # " " " ! / 摘要： 以’ “ ” 冬小麦试验为例， 研究了三元二次施肥模型与一元施肥模 ( ) * % 0 1 % 2年在河北唐山进行的! &个 . # . 型对 “ ” 肥料试验结果的拟合情况。结果表明， 三元二次施肥模型进行拟合试验成功率仅为 而采用一元 . # . 0 / 3， 施肥模型可以对全部试验进行数据处理。在同一试验中， 与一元施肥模型相比， 采用三元二次施肥模型计算的推 荐施肥量偏高； 根据一元施肥模型拟合计算分别有# 、 而采用三元二次施 0 3、 . . 3、 / & 3的点不需要施用 (、 * 4 肥， ” 试验中， 一元施肥模型是三元二次施肥模型拟合的一种很好补充和 肥模型则无法获得这一信息。因此， 在 “ . # . 优化手段。 关键词： “ ” 肥料试验； 三元二次施肥模型； 一元施肥模型； 最佳施肥量 . # . 中图分类号： 5 # # 文献标识码： 6 文章编号： （ ） # " " 2 $ 0 " 0 7 ! " " ! " . $ " . " % $ " 0
因素因不足或过量而造成的影响 （对于 ’、 、 轻微的 ) 9 而言， 过量一般不会造成大的影响） ， 因此， 将其它 ! 个因素定在 ! 水平上应该是合理的。采用一元肥料效应模型进行拟合时， 以处理 ! 、 、 、 （不同 ’ 水平， 、 进行 ’ 肥效应拟 " # % ) 9 适量） 合； 以处理3 、 、 、 （不同 ) 水平， 进行 ) 肥效应 , # + ’、 9 适量） 、 、 、 （不同 9 水平， 进行 9 肥 拟合； 以处理* $ 0 # $ $ ’、 ) 适量） 效应的拟合。采用的单因素肥料效应模型分别为： 直线加平台 （G ） 模型： < H 8 C @ A > I A C : 8 C > 5 5 （ ） 2 !6 . C 1 / 2 （ ） 2 "6 .) !） ，
万方数据
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［ ］ ! 与示范推广 。
植物营养与肥料学报 表! “ ”方案试验处理 " # ! # $ % & ’ ( ! ) ( * + * . / 0 1 (2 3 . 3 % 4. / , , “ ” " # ! # / ( 3 0 + ’ + 5 ( 3 ( 6 ( 3 + 4 ( 0 2 编号 6 7 4 8 $ ! " # % 3 , + * $ 0 $ $ $ ! $ " $ # （ ’ 2 $） 0 0 $ ! " ! ! ! ! ! ! $ $ ! （ ) 2 !） 0 ! ! ! ! 0 $ " ! ! ! $ ! $
肥模型， 而线形加平台模型与二次加平台模型更能 反映当前பைடு நூலகம்产条件下， 由于高产耐肥品种的推广应 用， 在一定的施肥量范围内， 即使过量施肥产量也不 下降的效应趋势。 本文以 & ’ ( ) 平衡施肥项目从 $ * * % ! $ * * +年 在河北唐山进行的 ! “ ” 冬小麦肥料试验为 ,个 " # $ # 例， 比较研究应用三元二次肥料效应模型进行拟合 与应用一元肥料效应模型拟合的效果， 以期更好地 开发现有的大量试验数据资源， 尽可能多地挖掘这 些试验中可以获得的信息， 为进行科学施肥工作提 供研究方法。
“ ” ! " # $ ’( ) * # + , " ) & ’& . / 0 / 1 2 " ) + ) 3 1 2 1 4 1 2 ) * 1 ’ " ( %& 5
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