馬曉梅，李保成，王 新，趙素琴，董承光，周小鳳，劉永昌

（1.農(nóng)業(yè)農(nóng)村部西北內(nèi)陸區(qū)棉花生物學(xué)與遺傳育種重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室∕新疆農(nóng)墾科學(xué)院棉花研究所，新疆 石河子 832000；2.新疆維吾爾自治區(qū)種子管理總站，新疆 烏魯木齊 830006；3.湖南科技學(xué)院，湖南 永州 425000）

【研究意義】新疆是我國(guó)最大的產(chǎn)棉區(qū)，棉花單產(chǎn)和調(diào)出量連續(xù)24年位居全國(guó)之首。雖然新疆植棉歷史久遠(yuǎn)，但棉花增產(chǎn)和纖維品質(zhì)改良仍是育種工作的主要目標(biāo)。目前新疆棉花品種類(lèi)型單一，遺傳背景相似，棉花生產(chǎn)過(guò)分追求高產(chǎn)、高衣分、抗病的品種，推廣品種的遺傳品質(zhì)明顯不足。隨著新疆棉花種植面積的增加，機(jī)采棉技術(shù)的推廣為棉農(nóng)降低了生產(chǎn)成本，但導(dǎo)致棉花在后期脫葉、收獲、軋花、清雜等一系列生產(chǎn)及加工過(guò)程中，棉纖維受損，使得原本就不高的纖維品質(zhì)指標(biāo)降低，最終影響棉纖維品級(jí)。因此，研究影響棉纖維品質(zhì)指標(biāo)的各項(xiàng)因子，有的放矢的達(dá)到改良纖維品質(zhì)指標(biāo)的目的，是育種工作的當(dāng)務(wù)之急。棉纖維的發(fā)育要經(jīng)歷發(fā)育初期、伸長(zhǎng)期、次生壁合成期和成熟期4個(gè)階段［1］，各個(gè)時(shí)期均與棉纖維品質(zhì)的形成息息相關(guān)［2-5］。提高纖維品質(zhì)是棉花新品種選育和優(yōu)質(zhì)棉高效生產(chǎn)的重要目標(biāo)，然而棉纖維品質(zhì)性狀屬于數(shù)量性狀，受環(huán)境影響較大?！厩叭搜芯窟M(jìn)展】近年來(lái)，關(guān)于棉纖維品質(zhì)影響因子的研究很多［6-16］，研究者通過(guò)多種分析方法，分別闡明了氣象因子、棉花鈴期、施氮量、植株密度、收獲時(shí)間對(duì)棉纖維品質(zhì)的影響，并闡述了棉花纖維品質(zhì)發(fā)生變化的原因。這些研究結(jié)果表明，在棉纖維選擇育種中，不僅要考慮品種本身遺傳特性，同時(shí)也需要考慮外界因素的作用?！颈狙芯壳腥朦c(diǎn)】本研究在綜合前人研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，以2015—2017年參加新疆維吾爾自治區(qū)試驗(yàn)的早熟棉花新品系為研究對(duì)象，各參試品系均為新疆各育種單位的最新育種成果，極具代表性，希望通過(guò)綜合分析各參試品系在北疆早熟棉區(qū)生長(zhǎng)發(fā)育特點(diǎn)，進(jìn)一步了解目前新疆早熟棉區(qū)棉花育種發(fā)展方向，同時(shí)也能從參試品系的各個(gè)性狀表現(xiàn)來(lái)發(fā)現(xiàn)新疆早熟育種工作中的問(wèn)題，為調(diào)整及完善育種策略，提供有效的參考數(shù)據(jù)及理論支持?！緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】由于北疆早熟棉區(qū)生態(tài)環(huán)境的特殊性，春季氣溫回升慢，常出現(xiàn)倒春寒天氣，終霜結(jié)束較晚，秋季降溫快，枯霜早，受早熟性、半干旱氣候條件、品種適應(yīng)性的限制，多年實(shí)踐證明，生產(chǎn)用種主要走自育為主的道路。本研究旨在以新疆早熟棉區(qū)特殊氣候條件為背景，以目前北疆早熟棉區(qū)各育種單位的主要研究成果為基礎(chǔ)，利用相關(guān)、通徑、回歸等分析方法對(duì)棉纖維品質(zhì)與品種生育期進(jìn)行分析，以明確影響各纖維品質(zhì)優(yōu)劣的主要生育階段，為育種工作者提供有效預(yù)測(cè)依據(jù)，以制定更科學(xué)、合理的方案，為選擇更高效、可遺傳的優(yōu)良性狀提供有效的科學(xué)指導(dǎo)，進(jìn)而提高育種效率。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

試驗(yàn)于2015—2017年在位于石河子的新疆農(nóng)墾科學(xué)院棉花研究所試驗(yàn)基地進(jìn)行，棉田土質(zhì)為壤土，質(zhì)地均勻。選擇在當(dāng)?shù)鼐哂写硇郧耶a(chǎn)量和品質(zhì)性狀表現(xiàn)較突出的10個(gè)品種（系）作為供試材料，分別為新農(nóng)早112、莊稼漢151、九棉25、新農(nóng)早113、莊稼漢701、H7-143、金墾雜1508、新石雜18、金墾1565、新石H12。

1.2 試驗(yàn)方法

試驗(yàn)采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，3次重復(fù)，小區(qū)面積20 m2，8行區(qū)，行距配置（30+50+60）cm，株距0.1 m，密度15 734株/667m2。4月中、下旬播種，7月10日左右打頂，10月初收獲。試驗(yàn)田栽培管理與大田高產(chǎn)技術(shù)相同。

1.3 測(cè)定項(xiàng)目及方法

記載播種期、出苗期、開(kāi)花期和吐絮期的時(shí)間，確定播種-出苗期天數(shù)（X1）、出苗-開(kāi)花期天數(shù)（X2）、開(kāi)花-吐絮期天數(shù)（X3）、生育期天數(shù)（X4）。收獲時(shí)，每個(gè)品種采收中部鈴50個(gè)，進(jìn)行室內(nèi)考種，并檢測(cè)纖維長(zhǎng)度（Y1）、比強(qiáng)度（Y2）、馬克隆值（Y3）、整齊度（Y4）、伸長(zhǎng)率（Y5）等纖維品質(zhì)指標(biāo)。

采用石河子市氣象局資料，統(tǒng)計(jì)3—10月（播種至吐絮期）逐日的平均溫度（℃）、降雨量（mm）、日照時(shí)數(shù)（h）。采用Excel 2003對(duì)新疆2015—2017年的月平均溫度、月降水量、月日照時(shí)數(shù)等氣象因子進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，并對(duì)各品種棉纖維品質(zhì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步整理；使用DPS7.05、SPSS 19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行簡(jiǎn)單相關(guān)性分析、通徑分析、逐步回歸分析，分別建立棉花各品質(zhì)性狀與生育期的最優(yōu)回歸方程，分析品質(zhì)性狀與影響因素間的關(guān)系。

2 結(jié)果與分析

2.1 主要?dú)庀笠蜃咏y(tǒng)計(jì)與分析

2015—2017年石河子墾區(qū)主要?dú)庀笠蜃咏y(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)見(jiàn)表1。從表1可以看出，2015—2017年石河子地區(qū)棉花生長(zhǎng)季節(jié)降雨特點(diǎn)是：降雨量年度間差別特別明顯，最少年份為2015年、121.0 mm，最多年份為2016年、198.30 mm；4—10月總降雨量平均為152.67 mm，在年度間變幅較大，且月份間降雨量分布不均勻。

2015—2017年石河子墾區(qū)棉花生長(zhǎng)季節(jié)日照時(shí)數(shù)、平均氣溫特點(diǎn)是：4—10月總?cè)照諘r(shí)數(shù)年度間變幅為1 936.7～2 036.2 h，平均為1 992.83 h，年度間變幅較大；4—10月平均氣溫19.41℃，年度間變幅不大、變異系數(shù)為2.084，但月份間平均氣溫變幅較大。

2.2 棉纖維品質(zhì)與生育期的簡(jiǎn)單相關(guān)分析

棉花生育期是棉花品種的生育特點(diǎn)、習(xí)性及各環(huán)境條件互作的指標(biāo)，它不僅體現(xiàn)了棉花品種的熟性，也反映了不同品種的生育進(jìn)程。由不同品種3年檢測(cè)的棉纖維品質(zhì)性狀與各生育期相關(guān)性分析結(jié)果（表2）可知，纖維長(zhǎng)度與出苗-開(kāi)花期天數(shù)呈極顯著正相關(guān)（r=0.803），與生育期天數(shù)呈極顯著正相關(guān)（r=0.768）；斷裂比強(qiáng)度與出苗-開(kāi)花天數(shù)呈顯著正相關(guān)（r=0.440），與生育期呈顯著正相關(guān)（r=0.420）；馬克隆值與出苗-開(kāi)花期天數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.408）；伸長(zhǎng)率與出苗-開(kāi)花天數(shù)呈極顯著正相關(guān)（r=0.781），與生育期天數(shù)呈極顯著正相關(guān)（r=0.751）；其他纖維品質(zhì)性狀與生育期天數(shù)相關(guān)性不顯著。因此，棉花出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度、斷裂伸長(zhǎng)率有極顯著正相關(guān)性，對(duì)斷裂比強(qiáng)度、馬克隆值有顯著相關(guān)性，而對(duì)其他指標(biāo)作用不顯著。

表1 2015—2017年石河子墾區(qū)主要?dú)庀笠蜃覶able 1 Statistics of main meteorological factors in Shihezi reclamation area during 2015-2017

表2 棉纖維品質(zhì)與生育期天數(shù)的相關(guān)系數(shù)Table 2 Phenotypic correlation between the cotton fiber quality and growth period days

2.3 棉纖維品質(zhì)與生育期的通徑分析

為進(jìn)一步探明早熟陸地棉的纖維長(zhǎng)度、斷裂比強(qiáng)度、馬克隆值、整齊度、斷裂伸長(zhǎng)率這5個(gè)品質(zhì)性狀與生育期的關(guān)系，利用通徑分析方法，結(jié)果（表3）顯示：（1）纖維長(zhǎng)度（Y1）。播種-出苗天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度的直接作用為-0.0855，間接作用為0.0559，表明播種-出苗天數(shù)的增加對(duì)纖維長(zhǎng)度起到負(fù)面作用，因作用較小，且來(lái)自其他要素的間接作用為正效應(yīng)，因此抵消了部分負(fù)作用，但綜合作用還是為負(fù)相關(guān)，且作用較小。出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度的直接作用為0.8848，間接作用為-0.0819，說(shuō)明出苗-開(kāi)花期對(duì)纖維長(zhǎng)度的綜合作用主要來(lái)自于直接效應(yīng)，且作用顯著，雖然來(lái)自其他生育階段的間接作用為負(fù)效應(yīng)，但作用都較小。開(kāi)花-吐絮期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度的直接作用為-0.2383，間接作用為0.5155，說(shuō)明開(kāi)花-吐絮期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度的直接作用為負(fù)效應(yīng)，間接作用為正效應(yīng)，且作用較顯著，但在直接、間接作用互相消減后，綜合作用表現(xiàn)為正效應(yīng)，且作用不顯著。生育期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度的直接作用為0.0559，間接作用為0.7122，說(shuō)明生育期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度存在明顯的正相關(guān)作用，主要作用來(lái)自于不同生育階段對(duì)纖維長(zhǎng)度的作用。由此可見(jiàn)，早熟陸地棉總生育期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度的綜合作用表現(xiàn)為正效應(yīng)，其中，出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)纖維長(zhǎng)度的直接作用較顯著；其次，雖然開(kāi)花-吐絮天數(shù)輔助其它因素對(duì)纖維長(zhǎng)度起到較顯著的間接作用，但受到直接負(fù)效應(yīng)的影響，因此作用不顯著。

（2）斷裂比強(qiáng)度（Y2）。播種-出苗天數(shù)的直接通徑系數(shù)為-0.0865，間接通徑系數(shù)為-0.0551，說(shuō)明播種-出苗天數(shù)主要以直接的方式對(duì)斷裂比強(qiáng)度產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)其他要素產(chǎn)生的也是負(fù)面影響，因此綜合作用為疊加后的負(fù)面效應(yīng)，但作用較小，因此不顯著。出苗-開(kāi)花天數(shù)的直接通徑系數(shù)為0.4531，間接通徑系數(shù)為0.4399，說(shuō)明出苗-開(kāi)花天數(shù)主要以直接的方式對(duì)斷裂比強(qiáng)度產(chǎn)生促進(jìn)作用，其次通過(guò)其他要素引起的正效應(yīng)也較強(qiáng)，因此所表現(xiàn)出的綜合作用是直接、間接作用相互疊加的正效應(yīng)。開(kāi)花-吐絮期天數(shù)的直接通徑系數(shù)為-0.1377，間接通徑系數(shù)為0.1499，其主要作用表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，間接作用表現(xiàn)為正效應(yīng)，因作用均較小，且互相抵消。從整個(gè)生育期與斷裂比強(qiáng)度的通徑關(guān)系來(lái)看，其直接作用為0.0697，間接作用為0.4204，綜合作用為疊加后的正相關(guān)，但作用較小，因此表現(xiàn)不顯著。這說(shuō)明品種的各生長(zhǎng)發(fā)育階段對(duì)斷裂比強(qiáng)度存在直接或間接的正效應(yīng)或負(fù)效應(yīng)，但因負(fù)效應(yīng)均被正效應(yīng)所抵消，導(dǎo)致生育期表現(xiàn)出來(lái)的綜合作用均是正效應(yīng)占主導(dǎo)，但因作用較小，因此綜合作用影響較低。

（3）馬克隆值（Y3）。播種-出苗天數(shù)的直接通徑系數(shù)為0.2385，間接通徑系數(shù)為0.002，說(shuō)明播種-出苗天數(shù)主要以直接的方式對(duì)馬克隆值產(chǎn)生正面效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)其他要素產(chǎn)生間接正面影響，因此綜合作用為疊加后的正效應(yīng)，但作用較小。出苗-開(kāi)花天數(shù)的直接通徑系數(shù)為-2.3166，間接通徑系數(shù)為1.9084，說(shuō)明出苗-開(kāi)花天數(shù)對(duì)馬克隆值產(chǎn)生很強(qiáng)的直接負(fù)效應(yīng)，但其他要素引起的間接正效應(yīng)也較大，抵消了部分直接負(fù)效應(yīng)，因此表現(xiàn)出的綜合作用是直接負(fù)效應(yīng)，且作用較小。開(kāi)花-吐絮期天數(shù)的直接通徑系數(shù)為0.0616，間接通徑系數(shù)為-0.0442，說(shuō)明開(kāi)花-吐絮期天數(shù)對(duì)馬克隆值直接作用為正效應(yīng)，間接作用表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，因作用均較小，且互相抵消，綜合作用更微弱。從整個(gè)生育期與馬克隆值的通徑關(guān)系來(lái)看，其直接作用為1.8811，間接作用為-2.2249，綜合作用表現(xiàn)為抵消后的間接負(fù)效應(yīng)，但作用較小?？梢?jiàn)，在生育期階段，只有出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)馬克隆值的直接作用和間接作用很強(qiáng)，但因作用相反，綜合作用有所消弱，但仍作用顯著。因此生育期對(duì)馬克隆值表現(xiàn)出的綜合負(fù)效應(yīng)，出苗-開(kāi)花期天數(shù)的作用占主導(dǎo)。

（4）整齊度（Y4）。播種-出苗天數(shù)的直接通徑系數(shù)為-0.0992，間接通徑系數(shù)為-0.0043，說(shuō)明播種-出苗天數(shù)對(duì)整齊度的直接作用為負(fù)效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)其他要素產(chǎn)生的間接作用也為負(fù)效應(yīng)，因此表現(xiàn)出綜合作用為疊加后的負(fù)效應(yīng)，但作用較小。出苗-開(kāi)花天數(shù)的直接通徑系數(shù)為1.6492，間接通徑系數(shù)為-1.4379，說(shuō)明出苗-開(kāi)花天數(shù)對(duì)整齊度產(chǎn)生很強(qiáng)的直接正效應(yīng)，但其他要素引起的間接負(fù)效應(yīng)也較大，抵消了部分的直接正效應(yīng)，因此表現(xiàn)出的綜合作用是直接正效應(yīng)，且作用較小。開(kāi)花-吐絮期天數(shù)的直接通徑系數(shù)為0.2820，間接通徑系數(shù)為-0.1356，說(shuō)明開(kāi)花-吐絮期天數(shù)對(duì)整齊度直接作用為正效應(yīng)，間接作用表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，因作用均較小，且互相抵消，綜合作用更微弱。從整個(gè)生育期與整齊度的通徑關(guān)系來(lái)看，其直接作用為-1.6061，間接作用為1.8002，綜合作用表現(xiàn)為抵消后的間接正效應(yīng)，但作用較小，說(shuō)明在生育期階段，只有出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)整齊度的直接作用和間接綜合作用很強(qiáng)，但因作用相反，綜合作用有所消弱，作用不顯著。因此生育期對(duì)整齊度表現(xiàn)出的綜合正效應(yīng)均較弱。

（5）斷裂伸長(zhǎng)率（Y5）。播種-出苗天數(shù)的直接通徑系數(shù)為-0.2081，間接通徑系數(shù)為0.0617，說(shuō)明播種-出苗天數(shù)對(duì)斷裂伸長(zhǎng)率的直接作用為負(fù)效應(yīng)，同時(shí)通過(guò)其他要素產(chǎn)生間接作用也為正效應(yīng)，因此表現(xiàn)出綜合作用為疊加后的負(fù)效應(yīng)，但作用較小。出苗-開(kāi)花天數(shù)的直接通徑系數(shù)為0.4424，間接通徑系數(shù)為0.3386，說(shuō)明出苗-開(kāi)花天數(shù)對(duì)斷裂伸長(zhǎng)率產(chǎn)生較強(qiáng)的直接正效應(yīng)，通過(guò)其他要素引起的間接正效應(yīng)也較大，因此表現(xiàn)出的綜合作用是直接、間接作用疊加后的綜合正效應(yīng)，且作用顯著。開(kāi)花-吐絮期天數(shù)的直接通徑系數(shù)為-0.2939，間接通徑系數(shù)為0.5649，說(shuō)明開(kāi)花-吐絮期天數(shù)對(duì)斷裂伸長(zhǎng)率直接作用為負(fù)效應(yīng)，作用較小；間接作用表現(xiàn)為正效應(yīng)，作用較顯著，但因作用互相抵消，綜合作用為削弱后的間接正效應(yīng)。從整個(gè)生育期與斷裂伸長(zhǎng)率的通徑關(guān)系可以看出，直接作用為0.5223，間接作用為0.2284，綜合作用表現(xiàn)為直接、間接作用疊加后綜合正效應(yīng)，作用顯著。由此可知，在生育期階段，出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)斷裂比強(qiáng)度的綜合作用為直接、間接作用疊加后的綜合正效應(yīng)，作用表現(xiàn)最強(qiáng)；開(kāi)花-吐絮天數(shù)對(duì)斷裂比強(qiáng)度的間接作用較強(qiáng)，但與直接作用相反，綜合作用有所消弱。因此生育期對(duì)斷裂伸長(zhǎng)率表現(xiàn)出的綜合正效應(yīng)中，出苗-開(kāi)花期天數(shù)的作用占主導(dǎo)。

表3 生育期天數(shù)（Xi）與棉纖維品質(zhì)性狀（Yi）的通徑分析Table 3 Path analysis of growth period days (Xi) and cotton fiber quality traits (Yi)

2.4 棉纖維品質(zhì)與生育期的逐步回歸分析

在自變量很多時(shí)，其中有的因素可能對(duì)因變量的影響不是很大，而且自變量之間可能不完全相互獨(dú)立，有互作關(guān)系。采用逐步回歸分析方法，進(jìn)行X因子的篩選，不僅可以建立有效的多元回歸模型進(jìn)行預(yù)測(cè)，同時(shí)可以篩選出有顯著影響的因子作為自變量，建立最優(yōu)線(xiàn)性回歸方程（表4），得到纖維長(zhǎng)度（X1）與出苗-開(kāi)花天數(shù)（X2）的最優(yōu)回歸方程Y1=19.878+0.158 X2（R2=0.645，P＜0.01），斷裂比強(qiáng)度（Y2）與出苗-開(kāi)花天數(shù)（X2）的最優(yōu)回歸方程Y2=26.516+0.087 X2（R2=0.193，P＜0.05），馬克隆值（Y3）與出苗-開(kāi)花（X2）、生育期天數(shù)（X4）的最優(yōu)回歸方程Y3=0.551-0.130X2+0.099X4（R2=0.302，P＜0.01），伸長(zhǎng)率（Y5）與出苗-開(kāi)花天數(shù)（X2）的最優(yōu)回歸方程Y5=5.822+0.017X2（R2=0.610，P＜0.01），其他影響不顯著因素則在逐步回歸中被剔除。

表4 棉纖維品質(zhì)性狀與生育期逐步回歸模型Table 4 Stepwise regression analysis model between the cotton fiber quality traits and growth periods

3 討論

棉纖維品質(zhì)除了受品種的遺傳基因控制外，在很大程度上受種植地生態(tài)條件的影響［17］，環(huán)境和基因型共同決定了纖維長(zhǎng)度和纖維強(qiáng)度的變異［18］。由環(huán)境因素影響而造成的馬克隆值和成熟度變異高達(dá)11%～34%，長(zhǎng)度和強(qiáng)度變異也達(dá)10%～24%［19］，環(huán)境因素對(duì)品質(zhì)的貢獻(xiàn)為1/3，品種對(duì)品質(zhì)的貢獻(xiàn)為2/3，外在的生態(tài)環(huán)境因素影響棉花品質(zhì)遺傳潛力的發(fā)揮［20］。由此可見(jiàn)，在改良品種的基礎(chǔ)上，研究和利用環(huán)境因素的影響效應(yīng)，發(fā)揮氣候資源優(yōu)勢(shì)，不僅是改善纖維品質(zhì)的一項(xiàng)重要手段，也為纖維品質(zhì)的區(qū)域化發(fā)展提供了理論依據(jù)。

相關(guān)系數(shù)是衡量?jī)蓚€(gè)隨機(jī)變量間的表現(xiàn)相關(guān)程度的指標(biāo)，由于沒(méi)有消除其他變量對(duì)這兩個(gè)變量的影響，因此表型相關(guān)系數(shù)不能真實(shí)地反映自變量、因變量的相關(guān)關(guān)系［21］，只能反映該自變量對(duì)因變量的綜合作用程度。

3.1 生育期與棉纖維品質(zhì)性狀的相關(guān)性分析

通過(guò)對(duì)棉花各生育期與5項(xiàng)棉纖維品質(zhì)指標(biāo)之間的簡(jiǎn)單相關(guān)分析，可以看出各生育期中，因出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)纖維品質(zhì)影響比重較大，播種-出苗期天數(shù)、開(kāi)花-吐絮天數(shù)對(duì)纖維品質(zhì)影響比重較小，導(dǎo)致生育期的長(zhǎng)短對(duì)纖維品質(zhì)存在顯著相關(guān)。纖維長(zhǎng)度、伸長(zhǎng)率與出苗-開(kāi)花期天數(shù)呈極顯著正相關(guān)，因此與生育期天數(shù)也呈極顯著正相關(guān)；斷裂比強(qiáng)度與出苗-開(kāi)花期天數(shù)呈顯著正相關(guān)性，因此與生育期天數(shù)也呈顯著正相關(guān)；馬克隆值與出苗-開(kāi)花天數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)，因播種-出苗期天數(shù)、開(kāi)花-吐絮期天數(shù)對(duì)馬克隆值均起到正效應(yīng)但不顯著，該效應(yīng)與之相抵，因此，馬克隆值與生育期天數(shù)相關(guān)性不顯著。

3.2 生育期與纖維品質(zhì)性狀的通徑分析

通徑系數(shù)表示自變量對(duì)因變量的直接作用大小，真實(shí)地反映了兩個(gè)變量間的直接相關(guān)程度，是標(biāo)準(zhǔn)化的偏回歸系數(shù)［22］。通過(guò)對(duì)生育期、纖維品質(zhì)性狀間的通徑分析，得出各生育期對(duì)纖維品質(zhì)影響的作用大小，其中對(duì)纖維上半部平均長(zhǎng)度的直接作用由大到小依次為出苗-開(kāi)花期天數(shù)、開(kāi)花-吐絮期天數(shù)、播種-出苗期天數(shù)、生育期天數(shù)，對(duì)斷裂比強(qiáng)度的直接作用由大到小依次為出苗-開(kāi)花期天數(shù)、開(kāi)花-吐絮期天數(shù)、播種-出苗期天數(shù)、生育期天數(shù)，對(duì)馬克隆值的直接作用由大到小依次為出苗-開(kāi)花期天數(shù)、生育期天數(shù)、播種-出苗期天數(shù)、開(kāi)花-吐絮期天數(shù)，對(duì)整齊度的直接作用由大到小依次為出苗-開(kāi)花期天數(shù)、生育期天數(shù)、開(kāi)花-吐絮期天數(shù)、播種-出苗期天數(shù)，對(duì)斷裂伸長(zhǎng)率的直接作用由大到小依次為生育期天數(shù)、出苗-開(kāi)花期天數(shù)、開(kāi)花-吐絮期天數(shù)、播種-出苗期天數(shù)?？梢?jiàn)，播種-出苗期對(duì)纖維品質(zhì)性狀存在直接作用及間接作用，但因作用較小而不顯著；開(kāi)花-吐絮期天數(shù)通過(guò)輔助其他性狀，對(duì)纖維品質(zhì)中纖維長(zhǎng)度、斷裂伸長(zhǎng)率存在較強(qiáng)的間接作用，但直接作用較弱；出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)纖維品質(zhì)性狀有顯著的直接作用，同時(shí)輔助其他性狀對(duì)纖維品質(zhì)存在較強(qiáng)的間接作用，因此，表現(xiàn)出生育期對(duì)部分纖維品質(zhì)存在相關(guān)作用，其中出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)纖維品質(zhì)存在顯著相關(guān)，此結(jié)果與簡(jiǎn)單相關(guān)分析的結(jié)果一致。

3.3 生育期對(duì)纖維品質(zhì)指標(biāo)的逐步回歸分析

通過(guò)逐步回歸分析，剔除作用不顯著因子，篩選作用顯著因子作為自變量，纖維長(zhǎng)度、斷裂比強(qiáng)度、伸長(zhǎng)率均將生育期因子剔除后與出苗-開(kāi)花期天數(shù)建立了最優(yōu)回歸方程，馬克隆值則與出苗-開(kāi)花期天數(shù)、生育期建立了最優(yōu)回歸方程，說(shuō)明棉花生長(zhǎng)發(fā)育過(guò)程中，出苗-開(kāi)花天數(shù)對(duì)纖維品質(zhì)作用較大，其他生長(zhǎng)發(fā)育階段也存在效應(yīng)，除了削弱了出苗-開(kāi)花期對(duì)馬克隆值產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)外，對(duì)其他品質(zhì)指標(biāo)綜合作用不顯著。

王榮棟等［23］提出，陸地棉在開(kāi)花后20～30 d，棉纖維伸長(zhǎng)接近最大長(zhǎng)度，次生壁加厚也是在開(kāi)花后5～10 d開(kāi)始，說(shuō)明纖維發(fā)育的各關(guān)鍵時(shí)期均發(fā)生在開(kāi)花后，這與本研究結(jié)果不相符，可考慮以此為切入點(diǎn)，進(jìn)一步研究和探明苗期、蕾期對(duì)棉纖維發(fā)育的影響，為改良纖維品質(zhì)指標(biāo)提供參考依據(jù)。其次，在相同基因型條件下，是否可以考慮采用人為干預(yù)的方法，調(diào)控棉花不同生長(zhǎng)發(fā)育階段的時(shí)長(zhǎng)，以期達(dá)到改變纖維品質(zhì)指標(biāo)，最終達(dá)到優(yōu)化纖維品質(zhì)的目的。

4 結(jié)論

本研究通過(guò)簡(jiǎn)單相關(guān)分析表明，出苗-開(kāi)花天數(shù)對(duì)早熟陸地棉纖維品質(zhì)中纖維長(zhǎng)度、斷裂伸長(zhǎng)率存在極顯著正相關(guān)作用，對(duì)斷裂比強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)，對(duì)馬克隆值呈顯著負(fù)相關(guān)作用；通過(guò)通徑分析表明，出苗-開(kāi)花期天數(shù)對(duì)5項(xiàng)纖維品種指標(biāo)的直接作用均比其他生育階段強(qiáng)，其中對(duì)馬克隆值、整齊度的直接相關(guān)作用均較強(qiáng)，因?yàn)橥ㄟ^(guò)輔助其他性狀對(duì)纖維品質(zhì)也產(chǎn)生了較強(qiáng)的間接作用，因此對(duì)纖維長(zhǎng)度的綜合作用最強(qiáng)，對(duì)整齊度的綜合作用不顯著，而開(kāi)花-吐絮期天數(shù)通過(guò)輔助其他因子的作用，對(duì)纖維長(zhǎng)度、斷裂伸長(zhǎng)率存在顯著間接正向作用；通過(guò)逐步回歸分析表明，剔除其他不顯著因素，明確出苗-開(kāi)花期天數(shù)與存在顯著相關(guān)的纖維品質(zhì)間的關(guān)系，并可構(gòu)建最優(yōu)回歸模型，且t檢驗(yàn)顯著。