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，試驗采用二次回歸正交旋轉組合設計，設播種密度（X1）和氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）施用量4個因素，每因素5個水平。結果表明，棉花的籽棉總產與所設因子為極顯著回歸關系，說明回歸方程模擬非常準確；模擬方程的失擬項沒有達到顯著水平，說明所建立的回歸方程與實際情況擬合較好。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，可獲得最高產量。單因子效應分析得出4因素對棉花產量影響的順序依次為：棉花播種密度>磷>鉀>氮。模型的6個交互項磷、鉀施用量互作達到顯著水平。

關鍵詞：棉花；播種密度；施肥量

中圖分類號： S562.04文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2017）17-0081-04

通信作者：王子勝，博士，研究員。E-mail：wangzisheng6666@126.com。棉花生產用工多而復雜、勞動強度較大，近年來，農村勞動力大量轉移，棉田管理人手少，因此對棉花輕簡化栽培技術研究更為重視。從植棉的輕簡化栽培角度出發(fā)，合理密植可以使棉田群體結構合理，充分利用溫、光、水及地力等條件，保證棉花個體與群體的協(xié)調發(fā)展，從而使單位面積上的鈴數(shù)、鈴質量及纖維品質得到最優(yōu)化，最終獲得較高的經濟效益[1-2]。趙振勇等研究認為，棉花的播種密度在一定基礎上繼續(xù)擴大，單位面積皮棉產量下降[3]。婁善偉等研究認為，隨著棉花密度的增加不同層次的透光率均有減小趨勢，密度過小地表水分散失嚴重，密度過大葉片蒸騰過多耗水量大，均不利于高產[4]。高山等研究認為，密度、化控單因素效應均有極值，過高或過低都不適宜，且化控單因子對產量的影響比密度大[5]。另外，播種時使用種肥，替代底肥和提苗肥，整個生育期間基本不再追肥，依據(jù)目標產量對化學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，可以達到輕簡化目的。池靜波等研究認為，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磷的需求較高[8]。胡明芳等研究表明，充足的氮素營養(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部位的有效鈴數(shù)[9]。朱建芬等研究認為，維持一定的氮鉀營養(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棉花生長發(fā)育及產量形成具有重要性。

白城位于吉林省最北端，屬中溫帶半干旱季風氣候區(qū)，特點是日照強烈，日夜溫差大，降雨較少，土壤鹽堿化嚴重。棉花具有耐旱耐鹽堿等特點，較適宜該地區(qū)的環(huán)境條件，當?shù)剞r民也具有較高的種植熱情。本研究根據(jù)實際情況通過二次回歸正交旋轉組合設計，采用模型模擬的方法分析適宜該地區(qū)棉花生長的播種密度和肥料施用量，對本地區(qū)棉花輕簡化栽培具有重要意義。

1材料與方法

1.1試驗設計

本試驗于2015—2016年在吉林白城通榆縣向海鄉(xiāng)龍井村進行，供試品種為經試驗較適宜在該地區(qū)栽培的遼棉25號。試驗采用二次回歸正交旋轉組合設計，設播種密度（X1）和氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）施用量4個因素，每個因素均5個水平，氮、磷、鉀為肥料中純元素含量。田間共設36個小區(qū)，大壟雙行，行長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。試驗設計因素與水平見表1。

1.2田間管理

試驗采用地膜覆蓋栽培（先覆膜后打眼播種），出苗后根據(jù)試驗設計的播種密度定苗。其他管理方式與大田生產相同。

1.3數(shù)據(jù)處理

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

2結果與分析

2.1產量及回歸方程

從表2可以看出，根據(jù)試驗設計編碼表及棉花籽棉產量，以播種密度（X1）、氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）4個因素為決策變量可以建立二次多項式回歸方程，在顯著水平α=0.10時剔除不顯著項后，可得籽棉總產與各因子關系的回歸方程：

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果，籽棉總產回歸方程F2=4.57**，大于F0.01（14，16）=3.45，說明產量與所設因子存在著極顯著回歸關系，表明回歸方程的真實可靠；且失擬項F1=2.77，小于F0.05（10，6）=4.06，沒有達到顯著水平，由此可得所建立的回歸方程與實際情況擬合較好，可以反映棉花的籽棉產量與所設4因子間的關系[11]。

2.2產量模型優(yōu)化解析

模型模擬栽培試驗是為生產上提供栽培優(yōu)化組合方案以指導大田生產，增加單位面積產量，實現(xiàn)經濟效益的最大化[12]。通過產量所建立的回歸模型，各決策變量的編碼值在[-2，2]區(qū)間內得到棉花的最高產量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。

試驗過程中由于某些客觀條件的影響，不能充分發(fā)揮最大的增產潛力，要繼續(xù)采用頻數(shù)分析法對棉花產量進行模擬尋優(yōu)，在95%置信區(qū)間里確定不同目標產量效益的組合方案。從表4可以看出，頻數(shù)尋優(yōu)結果，在棉花籽棉總產≥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 的產量水平。endprint

2.4交互效應分析

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

設X1=X2=0，可得棉花磷和鉀施用量的回歸方程為：

3結論與討論

本試驗通過二次四因子正交旋轉組合設計，建立了4因素與棉花籽棉總產的二次多項式回歸方程。棉花產量與所設因子存在著極顯著回歸關系，失擬項未達到顯著水平。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，可獲得產量最大化。

單因子效應分析表明，4因子對棉花產量影響由大到小的順序為棉花播種密度、磷、鉀及氮施用量。當各因子編碼值小于0，產量隨著密度和氮、磷、鉀施用量的增加而增加；達到0.5水平附近各因子編碼值繼續(xù)增加時，產量逐漸下降。

磷、鉀施用量的互作效應達到顯著水平，在一定范圍內磷和鉀施用量增加，產量也逐漸增加。

綜上所述，本試驗所建立的回歸方程與實際情況擬合很好，反映試驗設計的4因素與棉花籽棉產量密切相關，且真實可靠，可以用于實際生產；在密肥因素中，播種密度對棉花產量影響較大，在棉花播種時，應適當加大磷、鉀的施用量，保證棉花植株在生長后期對營養(yǎng)物質的需要，促使個體生長健壯，群體合理發(fā)展，防止蕾鈴脫落，達到高產。

由于土地肥力不均、棉花品種差異及氣候條件等因素，本試驗結果不能完全適用，但本試驗方法可以較準確地建立栽培最優(yōu)組合方案，為當?shù)卮筇锷a提供技術支持。依據(jù)棉花輕簡化栽培理念，合理運用化控技術、減少病蟲草害防治用工等有待進一步研究[13-18]。

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