油茶产业发展空前，油茶良种选育、栽培和采收加工等方面的研究也得到加强并取得一定成效，特别是油茶高产优良无性系品种和芽苗砧嫁接等技术的大面积的推广和应用，使油茶高产成为可能。但目前这些高产无性系油茶的水肥管理普遍较为粗放，优良油茶品系的高产潜力得不到充分表达，如何科学有效进行水肥管理成为油茶经营者关注的问题。

油茶的春梢是指当年在树冠外层侧枝上发出的嫩枝，春梢的生长状态不仅关系到当年花芽的分化，而且还与翌年的油茶产量有关。研究表明，油茶春梢生长状态与施肥用量(申巍等，2008；刘晓翠等，2013)、肥料类型(李青等，2012；周裕新等，2012；刘庆定等，2013)、养分配比(胡冬南等，2005)、稻草覆盖量(王玉娟等，2009)、土壤含水量(胡娟娟，2012)等关系密切，合理的水肥是油茶春梢良好生长的保证。而已有研究针对养分、水分开展，将养分和水分结合探讨水肥对油茶春梢生长影响的研究鲜有报道。

大量研究表明，水分和养分对作物生长的作用不是孤立的，而是相互作用相互影响(de Groot et al.，2003；高延军等，2004；Cabello et al.，2009；张丽华等，2010； Ejieji et al.，2010)。本论文在测土配方施肥的基础上，针对氮、磷、钾和水4个因子设置不同梯度水平，在高产无性系油茶成林中开展试验，探讨水肥因子及因子间耦合对成林油茶春梢长度、梢直径和叶面积的影响，分析油茶生长的水肥需求规律，筛选出最佳的水肥栽培方案，为油茶林高效可持续发展提供理论依据。

试验地设在江西九江星子县，属中亚热带季风性湿润气候区，年平均降水1 635 mm；林地土壤为第四纪红色黏土发育而成的酸性红黄壤，地势平坦，土层深厚，土壤孔隙通透性状况良好，基地前茬栽植茶树；土壤pH 4.5～5.1，土壤中铵态氮为38.0 mg·L^-1，硝态氮为23.5 mg·L^-1，有效磷为6.3 mg·L^-1，有效钾为50.4 mg·L^-1。养分普遍缺乏，N，P，K，Ca，Mo，Mg，Cu，Zn为油茶林地土壤养分限制因子。

试验油茶为2005年春栽植的25个赣无系列高产无性系，栽植密度为2.0 m×2.5 m，无性系随机搭配，2008年开始大量挂果，每年冬季统一修剪，试验前每年4月份单株施尿素100 g，不进行灌溉。2010年4月测定株高平均为160 cm，地径平均39 mm，冠幅平均158 cm。

试验设4因素(N，P₂O₅，K₂O，水的用量)5水平，采用二次回归通用旋转组合设计，各因素水平编码及年单株用量见表 1，经优化后共30个处理(表 2)。选择立地条件、长势均较为一致油茶林布置试验，每处理10株，处理间留保护株。试验实施起始时间为2010年4月。

表 1 试验因子用量水平编码 Tab.1 Coding of levels and corresponding amount of test factors

表 1试验因子用量水平编码 Tab.1 Coding of levels and corresponding amount of test factors g·plant -1·year -1 代码 因素Factors 变化间距Range 水平编码Code of levels -2 -1 0 1 2 X1 N 60 0 60 120 180 240 X2 P 2O 5 30 0 30 60 90 120 X3 K 2O 90 0 90 180 270 360 X4 H 2 O 10 000 0 10 000 20 000 30 000 40 000

3种养分(N，P₂O₅，K₂O)分别以市售的尿素、施钙镁磷和氯化钾施入，各养分的0水平(纯养分含量为N₁₂₀P₆₀K₁₈₀)通过测定土配方试验确定，0水平灌水量(20 kg·株^-1)根据当地历年气象条件凭经验确定。每年施肥分2次(4月和10月)进行，采用环形沟施法沿树灌滴水线处施入；灌水于6—9月份进行，每10天浇灌1次，每次灌水量为设计总量的1/10，共灌水10次，如遇雨天则延迟到天晴实施。为了减少其他养分限制因子对试验的影响，施肥时根据测土配方试验结果添加适量的Ca，Mg，Mo，Cu，Zn养分元素。

枝梢长度、粗度及其叶片的大小是反应新梢生长状态的重要特征指标，新梢较长较粗，往往表征其营养充足，利于花芽分化及果实生长，而较大的叶片能提供更多光合反应面积，增加树体能量积累。为了解水肥用量对油茶春梢生长的影响，2010年开始，每年6月上旬测定油茶春梢梢长、梢直径和叶面积，其中梢长和梢直径用游标卡尺测量，叶面积用叶面积仪测定。测定时每处理选择长势较一致的5株油茶，在其中冠层东、南、西、北4个方位随机选择2个生长良好春梢测量梢长和梢直径，同时采集顶端第4片成熟功能叶测定叶面积，每个处理每个指标测得40个数据。

试验数据采用Design-Expert 6.0.1数据处理系统和Excel 2003等统计软件进行分析处理。

以N(X₁)，P₂O₅(X₂)，K₂O(X₃)，水(X₄)的用量共4个因素为决策变量，分别以春梢长度、梢直径、单叶面积为目标函数，按二次回归通用旋转组合试验方案设计试验处理。由于油茶生长与结实存在大小年差异，本论文中的目标函数采用2012年和2013年2年测定结果的平均值(表 2)。

表 2 二次通用旋转试验方案及试验结果 Tab.2 Quadratic general rotary unitized design scheme and test results

表 2二次通用旋转试验方案及试验结果 Tab.2 Quadratic general rotary unitized design scheme and test results No. X 1 X 2 X 3 X 4 梢长Shoot length/mm 梢直径Shoot diameter/mm 叶面积Leaf area/cm 2 1 1 1 1 1 154±1.6 2.43±0.126 12.37±1.03 2 1 1 1 -1 155±2.3 2.31±0.123 12.63±1.35 3 1 1 -1 1 149±1.8 2.14±0.122 12.13±1.23 4 1 1 -1 -1 141±2.2 2.16±0.125 10.83±136 5 1 -1 1 1 169±2.3 2.49±0.119 13.26±1.12 6 1 -1 1 -1 158±1.0 2.34±0.125 10.91±1.08 7 1 -1 -1 1 156±1.9 2.19±0.125 11.92±1.03 8 1 -1 -1 -1 151±2.8 2.02±0.115 10.72±1.22 9 -1 1 1 1 134±2.1 2.28±0.118 12.93±1.26 10 -1 1 1 -1 152±2.0 2.21±0.130 10.06±1.31 11 -1 1 -1 1 149±1.2 2.18±0.124 11.91±1.35 12 -1 1 -1 -1 161±1.9 2.06±0.128 10.21±1.21 13 -1 -1 1 1 145±2.4 2.23±0.117 10.83±1.33 14 -1 -1 1 -1 149±1.7 2.37±0.121 9.42±1.36 15 -1 -1 -1 1 151±2.0 2.26±0.116 10.51±1.06 16 -1 -1 -1 -1 136±1.1 2.15±0.112 9.02±0.09 17 -2 0 0 0 122±1.6 2.45±0.118 9.91±1.28 18 2 0 0 0 155±1.3 2.37±0.121 12.04±1.19 19 0 -2 0 0 156±2.2 2.38±0.128 9.91±1.05 20 0 2 0 0 164±1.9 2.37±0.122 10.62±1.03 21 0 0 -2 0 156±1.5 2.21±0.126 9.97±1.29 22 0 0 2 0 157±2.0 2.40±0.117 12.24±1.30 23 0 0 0 -2 141±2.6 2.23±0.123 9.11±1.11 24 0 0 0 2 144±1.5 2.41±0.114 10.00±1.04 25 0 0 0 0 159±2.6 2.52±0.118 13.01±1.36 26 0 0 0 0 162±1.7 2.47±0.127 12.29±1.05 27 0 0 0 0 167±2.3 2.48±0.124 12.87±1.38 28 0 0 0 0 158±1.5 2.42±0.121 11.21±1.26 29 0 0 0 0 171±1.5 2.40±0.123 12.26±1.27 30 0 0 0 0 168±1.8 2.55±0.116 12.74±1.07

运用Design-Expert 6.0.1数据处理系统对试验结果进行分析，在α=0.10显著水平下采用逐步回归剔除不显著项后，分别得到关于油茶春梢长度、梢直径、叶面积与试验因子之间的回归模型(Y₁，Y₂，Y₃)。同时，运用Design-Expert 6.0.1数据处理系统对模型的拟合度和各试验因子的显著性进行检验，结果见表 3。

表 3 回归系数显著性检验结果(ρ值)^① Tab.3 Significant inspection result of regression coefficient(ρ Value)

表 3回归系数显著性检验结果(ρ值)① Tab.3 Significant inspection result of regression coefficient(ρ Value) 方差来源Source 梢长Shoot length/mm 梢直径Shoot diameter/mm 叶面积Leaf area/cm 2 模型 Mode 0.000 1 0.000 5 <0.000 1 失拟项Lack of fit 0.335 5 0.128 8 0.344 8 X 1 0.000 8 0.680 3 0.001 1 X 2 0.896 9 0.493 9 0.049 0 X 3 0.440 4 0.000 3 0.017 8 X 4 0.746 3 0.041 1 0.001 4 X 1^2 <0.000 1 0.051 2 >0.1 X 2^2 >0.1 0.017 3 0.023 2 X 3^2 >0.1 0.001 6 >0.1 X 4^2 0.000 5 0.002 7 0.001 3 X 1X 2 0.058 8 >0.1 >0.1 X 1X 3 0.036 4 0.093 0 >0.1 X 1X 4 0.098 1 >0.1 >0.1 X 2X 3 >0.1 >0.1 >0.1 X 2X 4 0.058 8 >0.1 >0.1 X 3X 4 >0.1 >0.1 >0.1 ① P＜0.1为准显著；P＜0.05为显著；P＜0.01为极显著。 P <0.1 means close to significant; P<0.05 means significant; P <0.01 means highly significant.

Y₁=164.17+5.08X₁-0.17X₂+1.00X₃+0.42X₄-6.21X₁^2-5.21X₄^2-3.12X₁X₂+3.50X₁X₃+2.62X₁X₄-3.13X₂X₄┈┈┈┈┈┈┈(梢长)

Y₂=2.47+0.007 5X₁-0.012X₂+0.078_X3+0.039X₄-0.035X₁^2-0.044X₂^2-0.061X₃^2-0.057X₄^2+0.039X₁X₃┈┈┈┈┈┈┈┈(梢直径)

Y₃=12.40+0.59X₁+0.33X₂+0.40X₃+0.58X₄-0.41X₂^2-0.58X₄^2┈┈┈┈┈(叶面积)

从表 3可知，油茶春梢3个指标的模型ρ值均小于0.01，说明试验条件下这3个指标的模型理论值与实际测得值的拟合程度达到了极显著水平，而失拟项的ρ值均大于0.1，则说明这4个因子的模型失拟项不显著，表明在该条件下，试验重复性较好，试验因子之外的未控制因素对这3个指标的影响不显著，误差能够控制在较小范围内，可以用该模型进行优化分析。

1)单因子效应分析    由回归模型显著性检验结果(表 3)可知，油茶春梢长度模型的X₁的一次项系数和二次项系数及 X₄的二次项系数均达到极显著水平，而 X₂，X₃的则没有达到显著水平，可见，在该试验条件下，N肥用量和灌水量对油茶春梢长度有着极显著影响，而P，K的用量则对其影响不大。春梢直径回归模型中，X₃的一次项系数和所有因子的二次项系数均达到显著水平，说明氮、磷、钾的施用量和灌水量对油茶春梢直径均有显著影响。油茶叶面积模型的 X₁，X₂，X₃，X₄系数和X₂、X₄的二次项系数均达显著水平，说明这4个因子对油茶叶面积也均有显著影响。

另从回归模型中可知，3个模型的二次项系数均为负值，表明这些试验因子都具有最佳值，用量过多或不足都会影响油茶春梢长。根据二次回归通用旋转组合设计原理，对二次模型采用“降维法”处理，可分别得出影响油茶春梢各指标的单因子效应方程及效应图(图 1-3)。

	图 1 春梢长度单因子效应 Fig. 1 Single factor effects of the shoot length

	图 2 春梢直径单因子效应 Fig. 2 Single factor effects of the shoot diameter

	图 3 叶面积单因子效应 Fig. 3 Single factor effects of the leaf area

由于磷、钾用量对春梢长度影响不明显，因此图 1只列出了梢长对氮素和水的响应变化。由图 1可知，在试验因子编码取值为-2＜X＜2范围内，油茶春梢长度随着N素或灌水量的增加呈现抛物线变化趋势。当其他3个因子水平取值为0时，氮素水平值为0.43，油茶春梢长度达到最大值162.72 mm，此时再增加氮素用量，春梢长度不再增大。同样，当灌水量水平值增加到0.04时，油茶春梢长度达到最大值161.63 mm，在此基础上再增加灌水量，不利于春梢伸长生长。这说明，油茶林地充足的氮素养分和水分是油茶春梢伸长生长的保证，但过量的N肥或土壤水分过多均不利于油茶春梢伸长生长。

油茶春梢直径单因子效应图(图 2)表明，4个因子对春梢直径的影响规律基本相同，均表现为随着其用量水平的增加，梢直径呈先增大后平稳下降趋势，即在其他3个因子水平值为0的情况下，在一定范围内，增加氮、磷、钾的用量和灌水量中任一因子用量，对油茶春梢直径增粗均有促进作用，而用量过多则不利于春梢增粗。4个因子相比较，氮和磷的效果比较接近，钾和水的影响效果更为明显。对于氮肥而言，当其用量水平值为0.10时，春梢直径达到最大值0.47 mm；而对于磷肥，春梢直径达到最大值0.47 mm的用量水平值为-0.14；钾肥用量水平值为0.64时，春梢直径达到最大值2.50 mm，当灌水量的水平值为0.34，春梢直径可达到2.48 mm。

春梢叶面积的单因子效应图(图 3)表明，当其他3个因子水平值为0时，油茶单叶面积随着氮肥或钾肥用量的增加逐渐加大，到试验设置的最高用量时达到最大，说明油茶春梢叶片的生长对氮肥和钾肥的需求量较大；磷肥用量对油茶单叶面积的影响与灌水量的影响规律较为类似，表现为随磷肥或灌水量的增加叶面积大小呈抛物线趋势变化，表明这2个因子在试验用量范围内有最大值，当磷肥用量在水平值为0.47时，油茶单叶面积达到最大值12.05 cm²，灌水量的水平值为0.54时，油茶单叶面积达到最大值12.13 cm²。

2)因子间耦合效应分析    由表 3还可知，油茶春梢梢长模型中X₁X₃的系数达到显著水平，X₁X₂，X₁X₄，X₂X₄的系数达准显著水平，春梢直径回归模型中X₁X₃的系数达准显著，表明在该试验条件下，养分元素氮与磷、钾、水之间的交互作用及磷与水之间的交互作用均对油茶春梢长有较大影响，氮与钾的交互作用对梢直径有较大影响，其影响过程见图 4-8。

	图 4 N与P交互对春梢长度的影响 Fig. 4 Interaction effects of N and P on the shoot length

	图 5 N与K交互对春梢长度的影响 Fig. 5 Interaction effects of N and K on the shoot length

	图 6 N与 H2O交互对春梢长度的影响 Fig. 6 Interaction effects of N and H2O on the shoot length

	图 7 P与H2O交互对春梢长度的影响 Fig. 7 Interaction effects of P and H2O on the shoot Length

	图 8 N与K交互对春梢直径的影响 Fig. 8 Interaction effects of N and K on the shoot diameter

图 4直观地反映出氮肥用量与磷肥用量之间的交互作用对于春梢长度的影响，当2种肥料用量水平较低时，两者对春梢伸长生长表现为正向耦合效应，梢长随着氮肥和磷肥的用量增加而加大，但此时肥效并没有达到最大。磷肥的肥效与氮肥用量水平密切相关，当氮肥用量水平较低时，春梢长度随着磷肥用量的增加逐渐增大；而当氮肥供应水平较高时，增施磷肥对梢长明显不利，两者表现为拮抗效应，说明氮、磷有很强的互补性，施肥时需要合理搭配才能显著促进油茶生长。氮肥水平对春梢长度起着决定作用，在钾肥和灌水量水平均为0水平的前提下，N肥水平为0.96时，不施磷肥，春梢最长为167.41 mm。

图 5显示的是磷肥和灌水量为0水平值时的氮肥与钾肥的交互效应。两者的交互效应因其施用量大小不同而表现出不同规律。当氮肥水平较低时，增施钾肥对油茶春梢长度的影响不明显；随着氮肥用量的增加，钾肥对春梢长度的促进作用加强，两者表现出明显的耦合效应。当氮肥用量水平为1.03时，钾肥的效果最明显，在其最大用量时春梢长度最长，为169.82 mm，此时若再增加氮肥用量，春梢伸长生长受到抑制，钾肥的效果也呈下降趋势。

由图 6可知，在磷、钾用量为0水平的条件下，氮肥用量与灌水量对油茶春梢伸长生长的交互效应呈现抛物线的变化趋势。当氮肥和供水不足时，油茶春梢长度明显最低，随着氮肥用量或灌水量的增加，梢长先增加后减小，当同时增加氮肥用量或灌水量，梢长也呈先增加后减小趋势，且此时增加和减小的幅度明显大于氮肥或灌水量单个因素引起的变化。说明氮素或水对油茶春梢伸长生长具有同等重要的地位，且两者的促进作用均存在阈值，在阈值范围内两者能产生正向协同耦合效应，油茶春梢长度最大可达到162.85 mm。

图 7是关于磷肥与水的交互作用对春梢长的影响，在氮、钾用量的水平值为0的情况下，磷肥对油茶春梢伸长生长的影响与灌水量密切关系。当灌水量为中下水平值时，梢长随着磷肥用量的增加呈直线上升趋势，两者耦合效应明显，梢长最大可达到164.23 mm；而当灌水量超过一定值(水平值0.68)后，磷肥效应明显下降。说明水分不足时，磷肥能抵御干旱胁迫的伤害，促进春梢伸长生长，而当水分供应充足时，磷肥肥效难以发挥，过量施用造成肥料浪费。

从图 8中可知，氮肥用量对春梢直径的影响与钾肥用量水平密切相关，当钾肥用量水平较低时，尽管氮肥用量达到最大值，油茶春梢直径仍然较小，随着钾肥用量水平的提高，氮肥对春梢直径的促进作用加大，两者耦合效应明显；当钾肥用量水平值为0.82时，氮肥对春梢直径的影响效果最为明显，且在其用量水平值为0.56时达到量大值，为2.51 mm，而此时若再增加钾肥或氮肥用量，则促进效果不明显。

3)油茶春梢生长水肥用量的优化    植物利用的养分和水分主要来自于土壤，而土壤是一个复合体系，水和养分往往是同时影响着油茶春梢的生长，因此，有必要分析氮、磷、钾和灌水4个因子均为变量时的耦合效应。根据回归模型，可分析出油茶春梢各指标最大值时的水肥用量，由于氮、磷、钾和灌水四因子间存在互作，所以各指标对应的水肥用量优化方案不只一个；而实际上春梢梢长、梢直径和叶片是一个整体，且几乎是同步生长，因此可本着各指标水肥用量方案尽量一致的原则以接近指标最大值为目标进行筛选，结果见表 4。

表 4 油茶春梢各指标水肥用量优化方案 Tab.4 Optimizations of the amount of water and fertilizer for indicators of spring-shoot

表 4 油茶春梢各指标水肥用量优化方案 Tab.4 Optimizations of the amount of water and fertilizer for indicators of spring-shoot 测定指标Measurement indicators 试验因子水平值 Levels of factor 指标值Index value/mm 可信度Credibility(%) N P 2O 5 K 20 H 2O 梢长Shoot length 0.54 0 0.8 0.5 164.65 100 梢直径Shoot diameter 0.56 0 0.8 0.5 2.51 100 叶面积Leaf area 0.79 0 0.8 0.5 12.92 100

从表 4可知，当氮肥用量水平取值0.67左右、磷肥用量水平取值接近0、钾肥用量水平接近0.8、灌水量水平值接近0.5时，即全年每株油茶增施有效果养分N 160 g(46%尿素348 g)、P₂O₅ 60 g(12%的钙镁磷500 g)、K₂O 252 g(60%的氯化钾420 g)、灌水25 kg左右，油茶春梢梢长、梢直径和叶面积都能达到较大值，可在整体上促进油茶春梢良好生长。

春梢是油茶的挂果枝，同时也是油茶最主要的营养器官，其生长状态与油茶生产能力密切相关。春梢的伸长与增粗以及叶片的生长均离不开养分供应与水分运输，本试验表明，磷肥和钾肥用量对油茶春梢长度影响不明显，氮肥和水的影响达到显著水平，且在试验用量水平范围内有最大值；4个因子的用量对油茶直径和叶面积的影响均达到显著水平，叶面积随氮、钾用量的增加而变大，其他均存在阈值。适量施肥和合理灌水可使油茶春梢生长更健壮。

但氮、磷、钾和水并不是单独起作用，它们之间可能存在交互作用，这些交互作用对植物生长起着正向或负向作用。水曲柳(Fraxinus m and schurica)幼苗在氮磷供给失衡的条件下，不能调整氮磷营养资源，单株总生物量显著下降(吴楚等，2005)。胡芳名等(1992)在对枣树(Zizyphus jujuba)的施肥效应研究中表明，钾肥具有促进氮肥的增产效应，但氮、磷之间存在负交互效应 ；de Groot等(2003)在对番茄(Solanum lycopersicum)的氮、磷肥效研究中也得到类似的结论(de Groot et al.，2003)。本试验也表明，当氮肥用量达到一定值后，对于油茶春梢长度而言，氮、钾之间存在明显的正向耦合效应，但氮、磷之间却存在拮抗效应。另外，水分与氮、磷之间的互作效应对春梢长度的影响也很明显，在阈值范围内水与氮、水与磷均能产生正向协同耦合效应，用量不足或超过一定水平时，因子间互作效应不明显。这与水肥各自的功能有关，水分是植物各种生理生化反应的介质，水分不足会影响营养物质的输送和传递，而肥力不足影响到根系对水分的吸收和利用，而合理施肥具有一定的调水作用，适量灌溉也可起到调肥作用。这些规律在茶树(Camellia sinensis)(丁明来等，2013)、苹果(Malus pumila)(王进鑫等，2004)、脐橙(Citrus sinensis)(汪瑞清等，2009)、杨树(Populus×euramericana)(王梓等，2011)、咖啡(Rubi coffee)(Nazareno et al.，2003)等多年木本植物中都曾得到证实。因此，在油茶林地水肥管理中，不仅要考虑肥料或灌水的效果，还应注意氮、磷、钾养分的合理配比及水分的均衡供应。本试验综合考虑单因子效应及因子之间的互作效应，优化得到春梢生长水肥栽培方案为：全年每株油茶增施有效果养分N 160 g，P₂O₅ 60 g，K₂O 252 g，灌水25 kg。

本试验中氮、磷、钾0水平值的用量是根据前期测土配方试验结果确定的最优组合，该试验没有考虑水分因素的影响。本试验在考虑氮、磷、钾肥用量的同时，增加了灌水量作为试验因素，得到的最佳氮肥和钾肥用量水平值均大于0，说明在充足的水分状态下，可适量加大氮肥和钾肥的用量，促进油茶春梢生长。

本试验所建立的油茶春梢生长指标水肥模型以及由此优化出的最佳水肥方案，都是在本试验栽培管理条件与环境下获得，除了这4个试验因子外，它们还受土壤、气候、林龄等诸多因子的制约，为了获得更准确的水肥用量与春梢生长之间的数学关系，还须进行多点、多年的田间试验。