山地农业生物学报２９（５）：３９２～３９６，２０１０ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍｏｕｎｔａｉｎ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ ａｎｄ Ｂｉｏｌｏｇｙ 氮磷钾不同配比对朝天椒产量的影响 韦 伟 ，魏成熙ｈ，陈海燕 ，郭 萍 ，张文显 （１．贵州大学农学院，贵州贵阳５５００２５；２．贵州省土壤肥料工作总站， ５６３３００） 贵州贵阳５５１３００１；３．贵州省绥阳县土肥站，贵州绥阳摘要：采用３因素４水平二次回归最优设计，通过田闯试验，研究氮、磷、钾施用量与绥阳朝天椒产量的二次回 归函数效应，建立相应数学模型。结果表明：通过氮、磷、钾３因子对产能量指标的二次回归函数模型分析，氮、 磷、钾的最佳经济效益施用量分别为７．６２、６．００、２．７９ ｋｇ／６６７ ｍ ，肥料利用率分另ｑ为３９．７５％、１０．３２％、２３．２９％。 关键词：二次函数；产量；氮；磷；钾；朝天椒 中图分类号：￥６４１．３ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００８—０４５７（２０１０）０５—０３９２—０５ Ｔｈｅ Ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ Ｎ，Ｐ ａｎｄ Ｋ Ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎｓ ｏｎ ｔｈｅ Ｙｉｅｌｄ ｏｆ Ｃｈｉｌｉ Ｐｅｐｐｅｒｓ ＷＥＩ Ｗｅｉ ，ＷＥＩ Ｃｈｅｎｇ－ｘｉｈ，ＣＨＥＮ Ｈａｉ．ｙａｎ ，ＧＵＯ Ｐｉｎｇ ，ＺＨＡＮＧ Ｗｅｎ－ｘｍｎ （１．Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ Ｃｏｌｌｅｇｅ， Ｇｕｉｚｈｏｕ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｇｕｉｙａｎｇ Ｇｕｉｚｈｏｕ ５５００２５，Ｃｈｉｎａ；２．Ｓｏｉｌ ａｎｄ Ｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ Ｗｏｒｋ Ｓｍｔｍｎ ｏｆＧｕｉｚｈｏｕ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ， Ｇｕｉｙａｎｇ Ｇｕｉｚｈｏｕ ５５０００１，Ｃｈｉｎａ；３．Ｓｏｉｌ ａｎｄ Ｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ Ｓｔａｔｉｏｎ ｏｆＳｕｉｙａｎｇ Ｃｏｕｎｔｙ，Ｓｕｉｙａｎｇ Ｇｕｉｚｈｏｕ ５６３３００， ｈｉＣｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ ｏｐｔｉｍａｌ ｄｅｓｉｇｎ ｏｆ ｔｈｒｅｅ ｆａｃｔｏｒｓ，ｆｏｕｒ ｏｆ ｑｕａｄｒａｔｉｃ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｆｕｎｃｔｉｏｎ ｗａｓ ｅｍｐｌｏｙｅｄ ｔｏ ｉｎｖｅｓｔｉｇａ— ｔｅｄ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ Ｎ，Ｐ２０５， ０ ｏｎ ｔｈｅ ｙｉｅｌｄ ｏｆ Ｃｈｉｌｉ ｐｅｐｐｅｍ ｉｎ ｔｈｅ ｐｒｅｓｅｎｔ ｗｏｒｋ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗｅｄ ｔｈａｔ ｔｈｒｏｕｇｈ ｔｈｅ ｔｈｒｅｅ ｆａｃｔｏｒ ｏｎ ｔｈｅ ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ ｏｆ ｅｎｅｒｇｙ ｉｎｄｅｘ ｏｆｔｈｅ ｑｕａｄｒａｔｉｃ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ｆｕｎｃｔｉｏｎ ｍｏｄｅｌ，ｔｈｅ ｂｅｓｔ ｅ－ ｃｏｌｌｏｍｉｃ ｂｅｎｅｆｉｔｓ ｏｆＮ，Ｐ，Ｋｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｗａｓ７．６２ｋｇ／６６７Ⅱｌｚ，６．００ｋｇ／６６７ ，ａｎｄ２．７９ｋｇ／６６７ｍ２．Ｔｈｅ ｕｔｉｌｉｚａ－ ｔｉｏｎ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｉｅｓ ｏｆ Ｎ，Ｐ，ａｎｄ Ｋ ｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｓ ｗｅｒｅ ３９．７５％，１０．３２％ａｎｄ ２３．２９％，ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｑｕａｄｒａｔｉｃ ｆｕｎｃｔｉｏｎ；ｙｉｅｌｄ；Ｎ；Ｐ２０５； ０；ｃｈｉｌｉ ｅｐｐｐｅｒｓ 贵州辣椒种植历史悠久，辣椒的高收益，使其种植面积不断扩大，已逐渐成为继烤烟之后又一新的经 济支柱。近年来，随着生产水平的不断提高，人们在不断研究改善过去肥料利用率低、生产成本高、经济效 益低等问题，但以前的研究多从单一肥料的影响效果人手，而将氮、磷、钾３要素同时作为试验因素研究的 较少 引。为此，本试验采用绥阳县当地培育推广品种——绥阳朝天椒，针对当地环境条件，探寻氮、磷、 钾营养与辣椒产量的相关关系，旨在探索合理的配比方案，指导大面积生产，提高经济效益。 １材料与方法 １．１试验材料 绥阳朝天椒（Ｃａｐｓｉｃｕｍ ａｎｎｕｍ，由绥阳土肥工作站提供）、尿素（纯氮含量４６％）、过磷酸钙（纯磷含量 １６％）以及硫酸钾（含钾量５０％）。 收稿日期：２０１０－０５－０７；修回日期：２０１０—０９一ｏ６ 基金项目：贵州省科技厅重大项目［黔科合重大专项字（２００７）６００８］ 作者简介：韦伟（１９８５一），男，贵州贵阳人，硕士研究生。研究方向：施肥原理与技术。 通讯作者：魏成熙，男，教授，硕士生导师，主要从事土壤肥力与作物生产方面的教学及研究工作。Ｅ—ｍａｉｌ：Ｉｓ．ｃｘａ￣－ｅｉ＠ｇｚｕ．ｅｄｕ．ｃａ 第５期 １．２试验设计 韦伟，等：氮磷钾不同配比对朝天椒产量的影响 采用“３４１４”试验方案，即氮、磷、钾３个因素，４个水平，ｌ４个处理。其中，３因素即Ｎ、Ｐ、Ｋ；４水平即代 号０为不施Ｎ或Ｐ或Ｋ，代号２为常规Ｎ、Ｐ２０ 、Ｋ２０施肥量（以下简称常规）——每６６７ ｍ 分别为１０、６、 ９ ｋｇ，代号１为在常规的基础上每６６７ ｍ２分别乘以０．５，即Ｎ、Ｋ、Ｐ分别为５、３、４．５ ｋｇ，代号３为常规施肥量 的１．５倍，即Ｎ、Ｋ、Ｐ分别为１５、９、１３．５ ｋｇ；１４个处理见表１［４ｊ。 试验小区面积２０ ｍ （１０ ｍ×２ ｍ），２次重复，随机排列。朝天椒移植行距７０ Ｏ Ｏ １ ２ ２ ２ ２ ｅｍ，株距３０ ｅｍ，每穴２株。 不同处理以小土埂相隔，重复间走道５０ ｃｍ。试验区四周设保护带，各小区苗数一致。磷、钾化肥做底肥１ 次施人，氮肥２／３做底肥、１／３做追肥（开花结果期追施）。为保证试验施肥的均匀性，试验地不施有机肥。 表１试验方案处理编码 ０ ２ ２ Ｏ ２ ３ Ｔａｂ．１ Ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔ ｔｒｅａｔｍｅｎｔ ａｎｄ ｉｔｓ ｃｏｄｅ 处理 编码Ｘ Ｘｐ Ｘｋ 处理 编码Ｘ Ｘｐ ０ ２ ２ ２ ２ ２ ２ Ｎ０Ｐ０ｌ（ｏ Ｎ２ Ｐ２ Ｎ０ Ｐ２ Ｋ２ Ｎ２Ｐ２Ｋ１ Ｎ１ Ｐ２Ｋ２ ８ ９ ｍ ｎ ￡ｊＮ２Ｐ２Ｋ３ Ｂ Ｍ Ｎ２ Ｐ０ Ｎ３Ｐ２Ｋ２ Ｎ２ ＰｌＫ２ ＮｌＰ１Ｋ２ Ｎ２ Ｐ２Ｋ２ ＮｌＰ２Ｋ１ Ｎ２Ｐ３Ｋ２ Ｎ２ Ｐｌｌ（２ ２ ２ ２ ３ １ １ ２ １．３试验方法 试验于２００９年２月６日～２００９年ｌ０月９日在贵州省绥阳县土肥站良种场进行（其中，２００９年２月６ 日育苗，２００９年４月１４日移栽，２００９年７月２８日～１Ｏ月９日采收）。该地海拔８５０ ｍ，１０７。０８ Ｅ， ２ ２ ２ ２ ｌ ２ １ ２７。５３ Ｎ。土壤前作油菜，类型为水稻土；土壤ｐＨ值６．３５；有机质含量１．０４％；全氮０．１３５％，全磷 ４２ ｍｇ／ｋｇ，速效磷１２．５ ｍｇ／ｋｇ，速效钾１２２ ｍｇ／ｋｇ。试验分析在贵州大学农学院环境监测试验室进行。 Ｏ １ ３ ２ ２ １ １ ２结果与分析 ２．１地力产量与土壤肥力 通过对产量数据（表２）进行ＬＳＤ法方差分析表明，处理间Ｆ＝７１５．０５１一，重复间Ｆ＝０．４７，说明处理 间差异极显著，重复间差异不显著，试验地肥力条件均匀一致，具有积极的指导意义。 对“３４１４”试验中缺素区处理２、４、８的产量分别与全肥区处理６的产量指标进行比较，以缺素区产量 占全肥区产量的百分数（即相对产量的高低）反映土壤Ｎ、Ｐ、Ｋ养分的丰缺。相对产量可评价供试土壤的 肥力，相对产量低于５０％的土壤养分为极低水平，５０％～７５％为低水平，７５％～９５％为中水平，大于９５％ 为高水平 引。 试验方案中，处理１（Ｎ。Ｐ。 ）为空白区，处理２（Ｎ。Ｐ Ｋ ）为无氮区，处理４（Ｎ Ｐ。Ｋ ）为无磷区，处理 ８（Ｎ Ｐ２Ｋｏ）为无钾区。由处理２（Ｎ。Ｐ：Ｋ：）可计算出绥阳朝天椒对土壤肥力的依存率为４８．１９％。把氮、 磷、钾缺素区与全肥区处理６（Ｎ Ｐ２Ｋ ）的产量进行比较，相对产量分别为５８．１３％、８９．１６％、７７．４１％，说明 试验区域土壤Ｎ、Ｐ、Ｋ处于中低等含量水平之间。 ２．２肥料效应函数的配置 ２．２．１三元二次肥料效应函数的配置根据表２结果，应用回归设计原理，求得氮肥量（置）、磷肥量 （ ）、钾肥量（ ）与产量（１，）的数学模型为： ３９４ 山地农业生物学报 ２０１０年 Ｙ＝１５７．４＋１９．１４５Ｘ】＋１４．ｏ４５ｘ２—０．３５４Ｘ３—１．１５３ｘ２，一０．５６７Ｘ￣一０．４０９霹一０．６７７Ｘｊ ＋１．０７２Ｘｊ （１） ＋０．１３２ ３（Ｆ＝１９．６８１，Ｓｉｇ＝０．００６＜０．０１） 根据Ｓｐｓｓｌ８．０统计软件可得，该三元二次方程采用Ｅｎｔｅｒ法，相关系数Ｒ＝０．９８９，判定系数Ｒ ： ０ ９７８，说明样本回归方程的代表性强。通过方差分析（表３），统计量Ｆ＝１９．６８１，相伴概率值Ｓｉｇ＝０．００６ ＜０ ０１．说明 ．、 、 ３个自变量与ｙ因变量之间确实存在线形回归关系。 表３三元二次回归方程方差分析 Ｔａｂ．３ Ｔｅｒｎａｒｙ ｑｕａｄｒａｔｉｃ Ｐｅｇｌ－ｉ￣Ｏｌｌｌ ｅｑｕａｔｉｏｎ ｎｎ￣ｌｙｓＳｓ ｏｆ Ｖａｒｉａｎｃｅ 注：．ｄ．预测变量：ＰＫ，Ｎ（ｋｇ），Ｋ２，Ｐ（ｋｇ），Ｋ（ｋｇ），Ｐ２，Ｎ２，ＮＰ，ＮＫ；ｂ．因变量：辣椒产（ｋｇ／６６７ｍ ） 模拟获得的三元二次函数通过检验达到显著水平，但一次项系数的 出现负值，呈现了钾营养元素 的负作用，这可能与土壤中的钾含量过高有关。故方程属非典型函数模型，不符合报酬递减律，ｎ０－－－次项 －为负值，一次项为正值 。因此，需进一步对试验数据进行二元一次和一元二次函数模型拟合。 通过三元二次函数模型中主效分析得到，一次项系数Ｘ ＞ ＞Ｘ３（即氮＞磷＞钾），由此可知氮、磷、 钾对绥阳朝天椒产量的效应影响力依次降低； 项和 ，项系数为正值，说明氮钾、磷钾之间为正交 互作用； 项系数为负值，说明氮、磷之间存在负交互作用。 王兴仁等 指出，“３４１４”设计方案不仅可以配置二元二次肥料效 ２ ２．２二元二次肥料效应函数的配置应方程，而且可以配置二元二次或一元二次效应方程，因而，在同一试验中可从３类７种效应函数计算施 肥参数，大大增加了施肥决策的信息量，该设计即使某一个或几个处理遭受破坏，仍可获得施肥决策的有 价值的试验结果。 通过处理２～７、１ １、１２，可以建立以Ｎ （以置的２水平）为基础的磷、钾二元二次肥料效应函数方程： Ｙ：１５９．３５１＋２２．６６８ Ｐ＋２０．６２７ Ｋ一１．０３４ Ｐ 一０．６１６ Ｋ 一１．１７０ ＰＫ（Ｆ＝４００．４２０ ；Ｓｉｇ＝０．０００＜ ０．０１） （２） 第５期 韦伟，等：氮磷钾不同配比对朝天椒产量的影响 通过处理２—７、１１、１２，可以建立以Ｐ２（以 的２水平）为基础的磷钾－－：￣－－次肥料效应函数方程： Ｙ＝１５８．６５２＋２３．１１９ Ｎ＋９．３６５ Ｋ一１．３１９ Ｎ ～０．６１４ Ｋ 一０．４３０ ＮＫ（Ｆ＝３２１．８２４‘’；Ｓｉｇ＝０．０００＜ ０．０１） （３） 通过处理２—７、１１、１２，可以建立以Ｋ２（以墨的２水平）为基础的磷钾二元二次肥料效应函数方程： Ｙ：１５５．２５４＋２５．４１１ Ｎ＋９．５９４ Ｐ一１．１３１ Ｎ 一０．５０５ Ｐ 一０．２０３ ＮＰ（Ｆ＝２７．８９２’；Ｓｉｇ＝Ｏ．０１０＜０。０５） （４） 对二元二次回归方程（２）、（３）、（４）进行方差分析表明，相伴概率值ｓｉｇ均达到显著水平，～次项系数 均为正值，二次项系数为负值，属典型函数模型，符合报酬递减律，函数具有最大值。 ２．２．３一元二次肥料效应模型拟合“３４１４”设计除具有配置三元二次或二元二次效应函数的功能外，尚 可配置３种一元二次肥料效应函数 Ｊ。计算某个因子的效应，必须选择某些特定的处理，重新建立该因子 与产量的一元一次或一元二次回归方程，然后通过该方程的回归系数判定该因子的效应。将二元二次方 程中的２个因素固定于２水平条件下，建立另一因素的单因素一元二次肥料效应方程。处理６、８、９、１０建 立Ｋ处理的一元二次肥料效应函数方程，另外连同处理１，共５个处理，来配置氮、磷、钾一元二次肥料效 应函数，由此计算得到最高产量及其施肥量与最佳经济产量及其施肥量（表４、表５）。 利用处理２－４、６，可以建立Ｎ处理的一元二次肥料效应函数方程： ｙ＝１９３．１００＋２７．５２０ Ｎ一１．３６０ Ｎ （Ｆ＝２７ ４０２．０００一，Ｓｉｇ＝０．００４＜０．０１） （５） 利用处理４、７，可以建立Ｐ处理的一元二次肥料效应函数方程： Ｙ＝２９５．９００＋１０．３００ Ｐ一０．７２２ Ｐ２（Ｆ＝２ ０４７．００‘，Ｓｉｇ：０．０１６＜０．０５） （６） 利用处理６、８～１０，可以建立Ｋ处理的一元二次肥料效应函数方程： Ｙ＝２５７．５００＋１４．６６７ Ｋ一０．６９１ Ｋ （，＝３６６．４００‘；Ｓｉｇ：Ｏ．０３７＜ｏ．０５） （７） 从函数统计检验看，以上氮、磷、钾处理的一元二次肥料效应函数精度较二元、三元二次肥料效应函数 明显提高。 ２．３ 多种效应函数汇兑的施肥决策信息 通过对“３４１４”试验设计进行三元、二元、一元肥料效应分析，能够获得大量的施肥信息，大大增加了这 些信息的科学性和代表性 Ｊ。上述３类７种效应函数提供的施肥决策等信息汇总如表４、表５所示。 三元二次肥料效应函数属非典型函数模型，获得的最高产量在各种类型函数中最高，投入的肥料价值 最高，获得的产投比最低。通过对二元二次回归方程总体及各项系数的检验，方程拟合较好，具有积极的 指导意义。由表４可知，二元二次肥料效应函数获得的最高产量以Ｎ、Ｋ肥料效应函数最高，投人的肥料 价值最低，产投比最高；通过一元二次肥料效应函数获得的最高产量总体低于三元和二元二次函数之间， 其中Ｎ处理一元二次肥料效应函数获得的产量最低，但产投比最高；Ｋ处理一元二次肥料效应方程获得的 产量最高，但产投比最低（表４）。 从表５可见，各类型函数所获得的最佳经济产量与最高产量表现出相同的趋势，即三元函数高于二元 函数，二元函数高于一元函数。通过最高产量和最佳产量条件下对肥料投人价值的比较，可知相同产量时 最佳施肥量下的肥料投人较低。因此，如果只考虑产量因素，那么Ｎ、Ｐ、Ｋ处理的三元二次肥料效应函数 所获得的经济产量最高。但农业生产实践中要考虑的不仅是产量，更重要的是要从中获得经济效益。因 此，粮食生产中投入的肥料价值、粮食价值与肥料价值之比和农业生产利润要作为选择肥料配比的标准。 从统计学角度和农业生产实际出发，应选择产投比较高的施肥配比的配方进行推荐施肥。综合考虑投入 肥料价值与粮食价值，可知Ｎ、Ｋ处理下的产投比达１Ｏ．７９，经济效益好，即Ｎ ７．６２ ｋｇ／６６７ ｍ ， Ｐ２Ｏ５ ６．００ ｋｇ／６６７ ｍ ，Ｋ２０ ２．７９ ｋｇ／６６７ ｍ 。 ２．３不同施肥水平对肥料利用率的影响 由表６看出，以处理２不施氮肥，只施磷、钾且用量相同作对照，增施氮肥至处理３低量达５ ｋｇ／６６７ Ｉｎ 时，氮肥利用率为５９．４９％，达最大。继续增施氮肥至处理６中量达１０ ｋｇ／６６７ ｍ２时，氮肥利用率降低为 ３９．７５％，当氮肥用量增至处理１１高量达１５ ｋｇ／６６７ Ｉｎ 时，氮肥利用率为２０．４０％，说明在磷、钾中量施肥 水平下，氮肥以低、中量配合施用，氮肥利用率较高。 ３９６ 山地农业生物学报 ２０１０年 注：最高施肥量根据２００９年贵州省肥料及鲜椒的常规市场价计算，其中纯氮５．４３元／ｋｇ，磷５．０ｏ元／ｋｇ，钾８．０ｏ元／ｋｇ，鲜椒市场价为３．ｏｏ ｋｇ。表５同。 表５肥料效应函数提供高效施肥信息 Ｔａｂ．５ ｍｇｈ ｅｆｉｆｃｉｅｎｔ ｆｅｒｔｉｌｉｚａｔｉｏｎ ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ ａｓ ｒｅｖｅａｌｅｄ ｂｙ ｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ ｅｆｆｅｃｔ ｅｑｕａｔｉｏｎ 表６不同施肥水平下肥料利用率 Ｔａｂ．６ Ｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ－ｕｓｉｎｇ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ ｕｎｄｅｒ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ￣ｒｔｉｌｉｚａｆｉｏｎｌｅｖｅｌｓ 注：本试验条件下，形成１００ ｋｇ辣椒经济产量所吸收的养分数量为：Ｎ＝２．８６ ｋｇ，Ｐ２０５＝１．７２ ｋｇ，Ｋ２０＝１．９４ ｋｇ。 以处理４不施磷肥、只施中量氮、钾肥且用量相同作对照，增加磷肥用量，其利用率仍然降低；同样，以 处理８不施钾肥，只施中量氮、磷肥且用量相同作对照，增施钾肥，钾肥利用率降低，这可能与土壤中的氮、 磷、钾含量高有关。 综上，氮、磷、钾不同肥料配比以处理９较为接近指导施肥量，即Ｎ ７．６２ ｋｇ／６６７ ｉｎ ，Ｐ２０５ ６．ＯＯ ｋｇ／６６７ ｍ ．Ｋ２Ｏ ２．７９ ｋｇ／６６７ ＩＴＩ ，氮、磷、钾肥料利用率分别为３９．７５％、１０．３２％、２３．２９％。 ３讨论 在本试验条件下，通过氮、磷、钾３因子对产量因子的二次回归共７个函数模型进行分析和主效分 析表明，一次项系数Ｘ ＞ ＞Ｘ３，ｌｌｐ，￣＞磷＞钾，由此可知氮、磷、钾对绥阳朝天椒产量的效应为氮、磷、 钾的影响力依次降低。低氮、磷、钾施用量和不施肥处理的辣椒有早衰、生长弱小现象，（下转第４２７页） 第５期 刘静。等：液相色谱法测定土壤中单甲脒农药残留 ４２７ 低检出质量分数为０．０５ ｍｇ／ｋｇ。 ３ 结论 通过对单甲脒在土壤中的残留分析方法研究，结果表明：利用高效液相色谱法测定单甲脒在土壤中的 残留量，方法的回收率、变异系数均符合要求，且线性关系良好，前处理简单。而且，单甲脒与样品中的杂 质分离完全，此法准确、快速、灵敏度高，能够满足农药残留分析的要求。 参考文献： ［１］周程爱．单甲脒防治柑桔四种主要害虫的药效［Ｊ］．农药，１９８９，１（２８）：５０． ［２］李立平，张莹．高效液相色谱测定水果中单甲脒农药的残留［Ｊ］．食品科学，１９９８，１９（５）：４８－５０． ［３］雷志芳，颜文红，叶常明，等．高效液相色谱法测定水体系中Ｎ一（２，４一二甲苯基）一Ｎ一甲基甲脒盐酸盐［Ｊ］．分析化 学，１９９４，２２（１８）：８３７—８４０． ［４］陆贻通，薛中玉，徐进．单甲脒残留量的气相色谱分析ｒＪ］．上海环境科学，１９９２，１１（１２）：２４—２６． ［５］赵婴荣，张良，李金良，等．单甲脒在苹果中残留量的测定［Ｊ］．农药，１９９１，５（３Ｏ）：２６—２８． ［６］孙安华，毛志方，郭碹．单甲脒在茶叶及土壤中残留量测定方法探讨［Ｊ］．中国茶叶加工，１９９７（４）：２８—３Ｏ． （上接第３９６页） 能使绥阳朝天椒达高产的最佳施肥量为Ｎ ７．６２ ｋｇ／６６７ ｍ２，Ｐｚ０５ ６．００ ｋｇ／６６７ ｍ ，Ｋ２０ ２．７９ ｋｇ／６６７ ｍ ，本 试验中处理９最接近此用量。本试验条件下，与黄科 Ｊ、李远新（１９９７） 等相比，氮、磷、钾配比中钾肥比 例较低，可能与绥阳县试验地肥力条件和辣椒品种相关。当然，在适当条件下，适量提高钾肥比例是能提 高绥阳朝天椒产量的。 同时，试验中研究了氮、磷、钾配施对朝天椒当季肥料利用率的影响，发现氮、磷、钾肥均在中低施肥量 条件下达到肥料利用率的最高值，随着施肥量的增加，肥料利用率会逐渐降低。在接近本试验结果推荐施 肥量的处理９中，得到推荐施肥量下的肥料利用率为Ｎ ３９．７５％，Ｐ２０ ２．１４％，Ｋ２０ ２３．２９％。该试验肥料 利用率除氮外，磷、钾利用率均偏低。其原因可能是当季雨量充沛，氮肥分次施用，受降水影响，氮肥养分 随水渗漏、流失较小，而磷、钾肥集中施用，其养分受降雨影响，随水渗漏、流失较大。 参考文献： ［１］王金玲，于广建．氮肥对辣椒果实品质及产量的影响［Ｊ］．东北农业大学学报，２００５，３６（４）：４４８—４５Ｏ． ［２］高树涛，黄玲，赵凯，等．磷肥不同用量对辣椒品质的影响［Ｊ］．山东农业科学，２００９（１）：８２—８３． ［３］吕长山，王金玲，于广建，等．氮肥对辣椒果实品质及产量的影响［Ｊ］．东北农业大学学报，２００５，３６（４）：４８—４５０． ［４］王兴仁，张福锁．现代肥料试验设计［Ｍ］．北京：中国农业出版社，１９９６：９３—９５． ［５］陈新平，张福锁．通过“３４１４”试验建立测土配方施肥技术指标体系［Ｊ］．中国农技推广，２００６，２２（４）：３６—３９． ［６］黄科，刘明月，吴秋云，等．氮、磷、钾施用量与辣椒矿物质含量的相关性研究［Ｊ］．江西农业大学学报，２００４（１）：１１２— １ｌ５． ［７］李远新，李进辉，何莉莉，等．氮磷钾配施对保护地番茄产量及品质的影响［Ｊ］．中国蔬菜，１９９７（４）：１０—１３．