金路路+徐敏+王子勝

摘要：為了明確吉林白城地區(qū)棉花最適播種密度及施肥量，試驗(yàn)采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，設(shè)播種密度（X1）和氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）施用量4個(gè)因素，每因素5個(gè)水平。結(jié)果表明，棉花的籽棉總產(chǎn)與所設(shè)因子為極顯著回歸關(guān)系，說(shuō)明回歸方程模擬非常準(zhǔn)確；模擬方程的失擬項(xiàng)沒(méi)有達(dá)到顯著水平，說(shuō)明所建立的回歸方程與實(shí)際情況擬合較好。模型模擬的最優(yōu)組合為棉花的播種密度在120 000株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為150、15.9、85.8 kg/hm2。尋優(yōu)結(jié)果得出：播種密度在113 190～119 430株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為140.65～159.35、15.97～18.18、86.60～97.40 kg/hm2，可獲得最高產(chǎn)量。單因子效應(yīng)分析得出4因素對(duì)棉花產(chǎn)量影響的順序依次為：棉花播種密度>磷>鉀>氮。模型的6個(gè)交互項(xiàng)磷、鉀施用量互作達(dá)到顯著水平。

關(guān)鍵詞：棉花；播種密度；施肥量

中圖分類號(hào)： S562.04文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號(hào)：1002-1302（2017）17-0081-04

通信作者：王子勝，博士，研究員。E-mail：wangzisheng6666@126.com。棉花生產(chǎn)用工多而復(fù)雜、勞動(dòng)強(qiáng)度較大，近年來(lái)，農(nóng)村勞動(dòng)力大量轉(zhuǎn)移，棉田管理人手少，因此對(duì)棉花輕簡(jiǎn)化栽培技術(shù)研究更為重視。從植棉的輕簡(jiǎn)化栽培角度出發(fā)，合理密植可以使棉田群體結(jié)構(gòu)合理，充分利用溫、光、水及地力等條件，保證棉花個(gè)體與群體的協(xié)調(diào)發(fā)展，從而使單位面積上的鈴數(shù)、鈴質(zhì)量及纖維品質(zhì)得到最優(yōu)化，最終獲得較高的經(jīng)濟(jì)效益[1-2]。趙振勇等研究認(rèn)為，棉花的播種密度在一定基礎(chǔ)上繼續(xù)擴(kuò)大，單位面積皮棉產(chǎn)量下降[3]。婁善偉等研究認(rèn)為，隨著棉花密度的增加不同層次的透光率均有減小趨勢(shì)，密度過(guò)小地表水分散失嚴(yán)重，密度過(guò)大葉片蒸騰過(guò)多耗水量大，均不利于高產(chǎn)[4]。高山等研究認(rèn)為，密度、化控單因素效應(yīng)均有極值，過(guò)高或過(guò)低都不適宜，且化控單因子對(duì)產(chǎn)量的影響比密度大[5]。另外，播種時(shí)使用種肥，替代底肥和提苗肥，整個(gè)生育期間基本不再追肥，依據(jù)目標(biāo)產(chǎn)量對(duì)化學(xué)元素的需要量隨播種一次性施足[6-7]，保證養(yǎng)分，減少用工，可以達(dá)到輕簡(jiǎn)化目的。池靜波等研究認(rèn)為，棉株在苗蕾期至花鈴前期要吸收足夠的氮，棉株花鈴期到吐絮期對(duì)磷的需求較高[8]。胡明芳等研究表明，充足的氮素營(yíng)養(yǎng)是增加有效鈴數(shù)和降低脫落率的必要條件，氮肥增加了棉株各個(gè)部位的有效鈴數(shù)[9]。朱建芬等研究認(rèn)為，維持一定的氮鉀營(yíng)養(yǎng)水平有利于保持棉花中后期主莖功能葉生理活性，從而有效延緩衰老[10]。還有許多研究表明，合理密植和施肥量對(duì)棉花生長(zhǎng)發(fā)育及產(chǎn)量形成具有重要性。

白城位于吉林省最北端，屬中溫帶半干旱季風(fēng)氣候區(qū)，特點(diǎn)是日照強(qiáng)烈，日夜溫差大，降雨較少，土壤鹽堿化嚴(yán)重。棉花具有耐旱耐鹽堿等特點(diǎn)，較適宜該地區(qū)的環(huán)境條件，當(dāng)?shù)剞r(nóng)民也具有較高的種植熱情。本研究根據(jù)實(shí)際情況通過(guò)二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，采用模型模擬的方法分析適宜該地區(qū)棉花生長(zhǎng)的播種密度和肥料施用量，對(duì)本地區(qū)棉花輕簡(jiǎn)化栽培具有重要意義。

1材料與方法

1.1試驗(yàn)設(shè)計(jì)

本試驗(yàn)于2015—2016年在吉林白城通榆縣向海鄉(xiāng)龍井村進(jìn)行，供試品種為經(jīng)試驗(yàn)較適宜在該地區(qū)栽培的遼棉25號(hào)。試驗(yàn)采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，設(shè)播種密度（X1）和氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）施用量4個(gè)因素，每個(gè)因素均5個(gè)水平，氮、磷、鉀為肥料中純?cè)睾俊Ｌ镩g共設(shè)36個(gè)小區(qū)，大壟雙行，行長(zhǎng)10 m，大行距0.65 m、小行距0.35 m，各小區(qū)12行區(qū)，總面積為2 376 m2。試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素與水平見表1。

1.2田間管理

試驗(yàn)采用地膜覆蓋栽培（先覆膜后打眼播種），出苗后根據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)的播種密度定苗。其他管理方式與大田生產(chǎn)相同。

1.3數(shù)據(jù)處理

試驗(yàn)各小區(qū)中間8行分霜前花和霜后花計(jì)產(chǎn)（10月10日前為霜前花），將各小區(qū)籽棉總產(chǎn)折算成hm2產(chǎn)量，計(jì)算2015—2016年2年籽棉總產(chǎn)的平均值進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，采用DPS 7.05數(shù)據(jù)處理軟件進(jìn)行分析。

2結(jié)果與分析

2.1產(chǎn)量及回歸方程

從表2可以看出，根據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)編碼表及棉花籽棉產(chǎn)量，以播種密度（X1）、氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）4個(gè)因素為決策變量可以建立二次多項(xiàng)式回歸方程，在顯著水平α=0.10時(shí)剔除不顯著項(xiàng)后，可得籽棉總產(chǎn)與各因子關(guān)系的回歸方程：

Y=3 581.21+179.18X1+84.88X3+92.65X4-13218X12-111.52X22-123.55X32-131.68X42-10229X3X4。

從表3可以看出，回歸方程及方差分析結(jié)果，籽棉總產(chǎn)回歸方程F2=4.57**，大于F0.01（14，16）=3.45，說(shuō)明產(chǎn)量與所設(shè)因子存在著極顯著回歸關(guān)系，表明回歸方程的真實(shí)可靠；且失擬項(xiàng)F1=2.77，小于F0.05（10，6）=4.06，沒(méi)有達(dá)到顯著水平，由此可得所建立的回歸方程與實(shí)際情況擬合較好，可以反映棉花的籽棉產(chǎn)量與所設(shè)4因子間的關(guān)系[11]。

2.2產(chǎn)量模型優(yōu)化解析

模型模擬栽培試驗(yàn)是為生產(chǎn)上提供栽培優(yōu)化組合方案以指導(dǎo)大田生產(chǎn)，增加單位面積產(chǎn)量，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益的最大化[12]。通過(guò)產(chǎn)量所建立的回歸模型，各決策變量的編碼值在[-2，2]區(qū)間內(nèi)得到棉花的最高產(chǎn)量Ymax=3 628.22 kg/hm2就是模型的最優(yōu)組合，即播種密度在120 000株/hm2，氮、磷、鉀分別為150、15.9、85.8 kg/hm2。

試驗(yàn)過(guò)程中由于某些客觀條件的影響，不能充分發(fā)揮最大的增產(chǎn)潛力，要繼續(xù)采用頻數(shù)分析法對(duì)棉花產(chǎn)量進(jìn)行模擬尋優(yōu)，在95%置信區(qū)間里確定不同目標(biāo)產(chǎn)量效益的組合方案。從表4可以看出，頻數(shù)尋優(yōu)結(jié)果，在棉花籽棉總產(chǎn)≥3 000 kg/hm2 的各方案中，95%分布區(qū)間的肥密水平編碼組合為：X1，0.594～0.962；X2，-0.187～0.187；X3，0.014～0.431；X4，0.028～0.416。即：播種密度在113 190～119 430株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為140.65～159.35、1597～18.18、86.60～97.40 kg/hm2，可以獲得大于 3 628.22 kg/hm2 的產(chǎn)量水平。endprint

2.4交互效應(yīng)分析

棉花產(chǎn)量是多因素的共同作用，而不是單因素效應(yīng)的累加。模型的6個(gè)交互項(xiàng)X3X4互作達(dá)到顯著水平，即磷、鉀施用量的互作效應(yīng)（圖2）。

設(shè)X1=X2=0，可得棉花磷和鉀施用量的回歸方程為：

3結(jié)論與討論

本試驗(yàn)通過(guò)二次四因子正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，建立了4因素與棉花籽棉總產(chǎn)的二次多項(xiàng)式回歸方程。棉花產(chǎn)量與所設(shè)因子存在著極顯著回歸關(guān)系，失擬項(xiàng)未達(dá)到顯著水平。模型的最優(yōu)組合：播種密度120 000株/hm2，氮、磷、鉀施用量為150、15.9、85.8 kg/hm2。尋優(yōu)結(jié)果得出：播種密度113 190～119 430株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為140.65～159.35、1597～18.18、86.60～97.40 kg/hm2，可獲得產(chǎn)量最大化。

單因子效應(yīng)分析表明，4因子對(duì)棉花產(chǎn)量影響由大到小的順序?yàn)槊藁úシN密度、磷、鉀及氮施用量。當(dāng)各因子編碼值小于0，產(chǎn)量隨著密度和氮、磷、鉀施用量的增加而增加；達(dá)到0.5水平附近各因子編碼值繼續(xù)增加時(shí)，產(chǎn)量逐漸下降。

磷、鉀施用量的互作效應(yīng)達(dá)到顯著水平，在一定范圍內(nèi)磷和鉀施用量增加，產(chǎn)量也逐漸增加。

綜上所述，本試驗(yàn)所建立的回歸方程與實(shí)際情況擬合很好，反映試驗(yàn)設(shè)計(jì)的4因素與棉花籽棉產(chǎn)量密切相關(guān)，且真實(shí)可靠，可以用于實(shí)際生產(chǎn)；在密肥因素中，播種密度對(duì)棉花產(chǎn)量影響較大，在棉花播種時(shí)，應(yīng)適當(dāng)加大磷、鉀的施用量，保證棉花植株在生長(zhǎng)后期對(duì)營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的需要，促使個(gè)體生長(zhǎng)健壯，群體合理發(fā)展，防止蕾鈴脫落，達(dá)到高產(chǎn)。

由于土地肥力不均、棉花品種差異及氣候條件等因素，本試驗(yàn)結(jié)果不能完全適用，但本試驗(yàn)方法可以較準(zhǔn)確地建立栽培最優(yōu)組合方案，為當(dāng)?shù)卮筇锷a(chǎn)提供技術(shù)支持。依據(jù)棉花輕簡(jiǎn)化栽培理念，合理運(yùn)用化控技術(shù)、減少病蟲草害防治用工等有待進(jìn)一步研究[13-18]。

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doi：10.15889/j.issn.1002-1302.2017.17.022endprint