馬曉梅，李保成，王 新，趙素琴，劉永昌，韓煥勇，周小鳳，董承光

(1.農(nóng)業(yè)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，烏魯木齊 830006；3.湖南科技學(xué)院，湖南永州 425000)

0 引 言

【研究意義】機(jī)采棉技術(shù)推廣降低了生產(chǎn)成本，但也在棉花后期脫葉、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，使原本就不高的纖維品質(zhì)指標(biāo)更加降低，影響棉纖維品級(jí)和紡紗性能。棉纖維發(fā)育經(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)形成相關(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)的目標(biāo)，棉纖維品質(zhì)性狀屬于數(shù)量性狀，受環(huán)境影響較大。性狀分析以各品系平均數(shù)為單位。變異系數(shù)又稱離散系數(shù)，反映的是標(biāo)志變動(dòng)相對(duì)程度的指標(biāo)[6]。棉纖維品質(zhì)可分為外觀品質(zhì)和內(nèi)在品質(zhì)兩方面[7]。【前人研究進(jìn)展】近年來(lái)，關(guān)于棉纖維品質(zhì)影響因子的研究很多[8-16]，運(yùn)用多種分析方法，分別闡明了氣象因子、生育期、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。【本研究切入點(diǎn)】前人只就單一因素對(duì)棉纖維品質(zhì)的影響進(jìn)行了研究，而有關(guān)多因素互作對(duì)棉纖維品質(zhì)的影響文獻(xiàn)較少。研究早熟陸地棉品種與氣候因子互作對(duì)棉纖維品質(zhì)的影響。【擬解決的關(guān)鍵問(wèn)題】以目前新疆北疆早熟棉區(qū)各育種單位的主要研究成果為研究對(duì)象，利用變異、相關(guān)、回歸等分析方法對(duì)棉纖維品質(zhì)在品種特性及氣象因子互作下，各影響因子與纖維品質(zhì)進(jìn)行相關(guān)性分析，分析主導(dǎo)纖維品質(zhì)優(yōu)劣的主要影響因子，為育種工作者提供有效預(yù)測(cè)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材 料

試驗(yàn)于2015年、2016年、2017年在新疆農(nóng)墾科學(xué)院棉花研究所試驗(yàn)地進(jìn)行，棉田土質(zhì)為壤土，質(zhì)地均勻。 試驗(yàn)田栽培管理與大田高產(chǎn)技術(shù)相同。材料為自治區(qū)新品種試驗(yàn)3年中產(chǎn)量、品質(zhì)性狀均表現(xiàn)較突出的品種(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1 508、新石雜18、金墾1565、新石H12。

1.2 方 法

1.2.1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)為隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，每個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)設(shè)3個(gè)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234 835株/hm2。4月中、下旬播種，7月10日左右打頂，10月初收獲。

1.2.2 測(cè)定指標(biāo)

記載播種期、出苗期、開花期和吐絮期的時(shí)間。生育后期選擇對(duì)每個(gè)處理長(zhǎng)勢(shì)均勻一致的地段定點(diǎn)選10株(外行5株，內(nèi)行5株)調(diào)查株高、始節(jié)位、果枝數(shù)、單株鈴數(shù)等性狀。收獲時(shí)，3個(gè)重復(fù)，每個(gè)材料收中部鈴50個(gè)，室內(nèi)考種，檢測(cè)纖維，得到各參試材料的品質(zhì)指標(biāo)(纖維上半部平均長(zhǎng)度、斷裂比強(qiáng)度、馬克隆值、整齊度、伸長(zhǎng)率)。3至10月(播種至吐絮期)逐日的日最高氣溫(℃)、日最低氣溫(℃)、日溫差(℃)、≥10℃有效積溫(℃)、≥10℃活動(dòng)積溫(℃)、降雨量(mm)。數(shù)據(jù)來(lái)源于石河子市氣象局資料。

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用Excel 2003對(duì)2015～2017年的最高溫度、最低溫度、≥10℃有效積溫、≥10℃活動(dòng)積溫、日溫差、降雨量、日照時(shí)數(shù)、平均氣溫等氣象因子做統(tǒng)計(jì)分析，對(duì)3年試驗(yàn)各處理的棉纖維品質(zhì)指標(biāo)進(jìn)行整理；使用SPSS 19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行簡(jiǎn)單相關(guān)性分析、逐步回歸分析，分別建立棉花各品質(zhì)性狀與生育期天數(shù)、氣象因子等之間的最優(yōu)線性回歸方程，解析品質(zhì)性狀與各影響因素間的相互關(guān)系。

2 結(jié)果與分析

2.1 主要?dú)庀笠蜃?/h3>

研究表明，2015～2017年石河子墾區(qū)棉花生長(zhǎng)季降雨量年度間差別特別明顯，最少年份為2015年，降雨量為121.0 mm；最多年份為2016年，降雨量為198.30 mm；4～10月平均降雨量為152.67 mm，月份降雨量在年度間變幅較大，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)年度間變幅為1 936.7～2 036.2 h，4～10月平均日照時(shí)數(shù)為1 992.83 h，月份間日照時(shí)數(shù)年度間變幅較大；4～10月平均氣溫19.41℃，平均氣溫年度間變幅不大，變異系數(shù)為2.084；月份間平均氣溫變幅較大。表1

2.2 纖維品質(zhì)性狀變異系數(shù)

研究表明，纖維品質(zhì)性狀中整齊度、馬克隆值的變異性、離散程度較小；斷裂比強(qiáng)度的變異性、離散程度最大。主要纖維品質(zhì)指標(biāo)的變異系數(shù)按大小依次為，伸長(zhǎng)率<整齊度<斷裂比強(qiáng)度<纖維長(zhǎng)度<馬克隆值。

相同品種在不同年度，品質(zhì)性狀：纖維長(zhǎng)度、伸長(zhǎng)率差異極顯著(P<0.01)；馬克隆值主體間效應(yīng)檢驗(yàn)中表現(xiàn)差異不顯著(P=0.073>0.05)，多重比較中，2015～2016年2年的馬克隆值方差分析，P值=0.023<0.05，差異顯著。相同基因型條件下，品質(zhì)性狀：纖維長(zhǎng)度、馬克隆值、伸長(zhǎng)率在年度間差異顯著，變幅較大；其它品質(zhì)性狀年度間差異不顯著。表2

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 during 2015-2017

表2 不同品種3年試驗(yàn)品質(zhì)性狀的單變量單因子方差Table 2 One-way ANOVA for three years test quality traits of different cultivars

2.3 品種對(duì)纖維品質(zhì)的作用

2.3.1 品種生育期與纖維品質(zhì)的相關(guān)性

研究表明，纖維長(zhǎng)度與出苗-開花期天數(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-開花期天數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.408*)；伸長(zhǎng)率與出苗-開花天數(shù)呈極顯著正相關(guān)(r=0.781**)，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。棉花不同生育期對(duì)纖維長(zhǎng)度、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3

表3 棉纖維品質(zhì)與生育期相關(guān)系數(shù)Table 3 Phenotypic correlation between the cotton fiber quality and growth period

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 and growth period

研究表明，纖維長(zhǎng)度(X1)與出苗-開花天數(shù)(X2)可建立最優(yōu)回歸方程：Y1=19.878+0.158X2(R2=0.645，P<0.01)；斷裂比強(qiáng)度(Y2)與出苗-開花天數(shù)(X2)可建立最優(yōu)回歸方程：Y2=26.516+0.087X2(R2=0.193，P<0.05)；馬克隆值(Y3)與出苗-開花(X2)、生育期天數(shù)(X4)可建立最優(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-開花天數(shù)(X2)可建立最優(yōu)回歸方程：Y5=5.822+0.017X2(R2=0.610，P<0.01)。表4

表5 棉纖維品質(zhì)性狀之間的相關(guān)系數(shù)Table 5 Phenotypic correlation betyween the cotton fiber quality

2.3.2棉纖維品質(zhì)間的互作

研究表明，纖維長(zhǎng)度與斷裂比強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)(r=0.382*)，與馬克隆值呈極顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.597**)，與伸長(zhǎng)率呈極顯著正相關(guān)(r=0.892**)；斷裂比強(qiáng)度與整齊度呈顯著正相關(guān)(r=0.372*)，與伸長(zhǎng)率呈極顯著正相關(guān)(r=0.537**)；馬克隆值與伸長(zhǎng)率呈極顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.489**)；其它品質(zhì)性狀間相關(guān)性不顯著。表5

將品質(zhì)性狀中的任意一項(xiàng)性狀作為因變量，其他4項(xiàng)性狀作為自變量，采用逐步回歸分析方法依次構(gòu)建最優(yōu)線性回歸方程，剔除無(wú)效影響因子，構(gòu)建最優(yōu)回歸模型，解讀各品質(zhì)性狀間的相互作用。

纖維長(zhǎng)度(Y1)與馬克隆值(X3)、伸長(zhǎng)率(X5)可建立最優(yōu)回歸方程模型：Y1=-14.865-0.845X3+7.032X5(R2=0.829，P<0.01)；斷裂比強(qiáng)度(Y2)與伸長(zhǎng)率(X5)可建立最優(yōu)回歸方程：Y2=-1.482+4.854X5(R2=0.288，P<0.01)；馬克隆值(Y3)與絨長(zhǎng)(X1)可建立最優(yōu)回歸方程：Y3=9.011-0.149X1(R2=0.356，P<0.01)；整齊度(Y4)與比強(qiáng)度(X2)可建立最優(yōu)回歸方程：Y4=78.811+0.211X2(R2=0.138，P<0.05)；伸長(zhǎng)率(Y5)與上半部平均長(zhǎng)度(X1)、斷裂比強(qiáng)度(X2)可建立最優(yōu)回歸方程：Y5=3.402+0.090X1+0.025X2(R2=0.841，P<0.01)。表6

表6 棉纖維品質(zhì)性狀之間的逐步回歸分析模型Table 6 Stepwise regression analysis model between the cotton fiber quality

2.4 氣象因子與棉纖維品質(zhì)的相關(guān)性

研究表明，纖維上半部平均長(zhǎng)度與各氣象因子均呈極顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為：r(≥10℃有效積溫)=0.602**，r(≥10℃活動(dòng)積溫)=0.709**，r(日溫差)= -0.802**，r(最高溫度)= -0.765**，r(最低溫度)= -0.692**；斷裂比強(qiáng)度與除最低溫度外的其它各氣象因子均呈顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為：r(≥10℃有效積溫)=0.404*，r(≥10℃活動(dòng)積溫)=0.419*，r(日溫差)= -0.369*，r(最高溫度)= -0.366*；伸長(zhǎng)率與各氣象因子均呈極顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為：r(≥10℃有效積溫)=0.588**，r(≥10℃活動(dòng)積溫)=0.691**，r(日溫差)= -0.775**，r(最高溫度)= -0.758**，r(最低溫度)= -0.699**，馬克隆值與日溫差有顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為r=0.372*；其他纖維品質(zhì)與氣象因子存在相關(guān)性，但均不顯著。表7

表7 不同氣象因子與纖維品質(zhì)的相關(guān)系數(shù)Table 7 Correlation coefficient of fibre quality against different meteorological factors

研究表明，纖維上半部平均長(zhǎng)度(Y1)與日溫差(X3)可建立最優(yōu)回歸方程：Y1=67.926-2.620X3(R2=0.643，P<0.01)；斷裂比強(qiáng)度(Y2)與≥10℃活動(dòng)積溫(X2)可建立最優(yōu)回歸方程：Y2=19.137+0.004X2(R2=0.175，P<0.05)；馬克隆值(Y3)與日溫差(X3)可建立最優(yōu)回歸方程：Y3=0.158-0.303X3(R2=0.138，P<0.05)；伸長(zhǎng)率(Y5)與日溫差(X3)可建立最優(yōu)回歸方程：Y5=11.037-0.284X3(R2=0.600，P<0.01)。表8

表8 棉纖維品質(zhì)性狀與氣象因子間的逐步回歸分析模型Table 8 Stepwise regression analysis model of fiber properties against meteorological factors

3 討 論

棉纖維品質(zhì)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]。

相關(guān)系數(shù)是衡量2個(gè)隨機(jī)變量間的表現(xiàn)相關(guān)程度的指標(biāo)，由于沒有消除其他變量對(duì)這2個(gè)變量的影響，所以表型相關(guān)系數(shù)不能真實(shí)的反映自變量、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 纖維品質(zhì)性狀的表型統(tǒng)計(jì)量

變異系數(shù)分析得出，5項(xiàng)棉花纖維品質(zhì)指標(biāo)中，馬克隆值的變異系數(shù)最大，纖維長(zhǎng)度次之，伸長(zhǎng)率最小，變異系數(shù)在1.21%～9.92%。在5個(gè)纖維品質(zhì)性狀中，馬克隆值受棉花基因型的影響最大，具有最大的選擇與改良的潛力，通過(guò)優(yōu)異親本間的雜交，對(duì)優(yōu)異后代進(jìn)行選擇等手段，被改良的潛力較大；伸長(zhǎng)率受棉花基因型的影響較小，變異幅度最小，在選育過(guò)程中，變化空間不大，相對(duì)較穩(wěn)定。

不同年度間數(shù)據(jù)多重比較得出，5項(xiàng)棉花纖維品質(zhì)指標(biāo)中，纖維長(zhǎng)度、馬克隆值、伸長(zhǎng)率年度間差異顯著，其它品質(zhì)差異不顯著。因此，說(shuō)明相同基因型條件下，品質(zhì)性狀：纖維長(zhǎng)度、馬克隆值、伸長(zhǎng)率有可能受田間管理、生態(tài)環(huán)境等因素的影響，導(dǎo)致不同年份間差異較顯著；而斷裂比強(qiáng)度、整齊度所受影響較小，差異不顯著。

3.2 生育期與纖維品質(zhì)性狀相關(guān)性

對(duì)棉花各生育期與5項(xiàng)纖維品質(zhì)指標(biāo)之間的簡(jiǎn)單相關(guān)分析，因出苗-開花期天數(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-開花期天數(shù)呈顯著正相關(guān)性，與生育期天數(shù)呈顯著正相關(guān)；馬克隆值與出苗-開花天數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)，因播種-出苗期天數(shù)、開花-吐絮期天數(shù)對(duì)馬克隆值均起到不顯著正效應(yīng)，該效應(yīng)與之相抵，馬克隆值與生育期天數(shù)相關(guān)性不顯著。

逐步回歸分析，剔除作用不顯著因子，篩選出作用顯著因子作為自變量，得出了纖維長(zhǎng)度、斷裂比強(qiáng)度、伸長(zhǎng)率均將生育期因子剔除，與出苗-開花期天數(shù)建立了最優(yōu)回歸方程，馬克隆值與出苗-開花期天數(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-開花天數(shù)對(duì)纖維品質(zhì)作用較大，其它生長(zhǎng)發(fā)育階段也存在效應(yīng)，除了削弱了出苗-開花期對(duì)馬克隆值產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)外，對(duì)其它品質(zhì)指標(biāo)表現(xiàn)出的綜合作用不顯著。王榮棟[7]等提出，陸地棉在開花后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花后5～10 d開始，纖維發(fā)育的各關(guān)鍵時(shí)期均發(fā)生在開花后，該結(jié)論與研究結(jié)論不相符，是否可以以此為切入點(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)。

3.3 棉纖維品質(zhì)間相關(guān)性

對(duì)不同品種的5項(xiàng)纖維品質(zhì)指標(biāo)間進(jìn)行相關(guān)性分析，纖維上半部平均長(zhǎng)度與斷裂比強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)，與馬克隆值呈極顯著負(fù)相關(guān)，與伸長(zhǎng)率呈極顯著正相關(guān)；斷裂比強(qiáng)度與整齊度呈顯著正相關(guān)，與伸長(zhǎng)率呈極顯著正相關(guān)；馬克隆值與伸長(zhǎng)率呈極顯著負(fù)相關(guān)；其它品質(zhì)性狀間相關(guān)性不顯著。

逐步回歸分析，剔除作用不顯著因子，篩選出作用顯著因子作為自變量，得出纖維上半部平均長(zhǎng)度與馬克隆值、伸長(zhǎng)率擬合出極顯著相關(guān)的回歸方程，R2值為0.829，擬合度較高，其中伸長(zhǎng)率的正效應(yīng)較大，馬克隆值的負(fù)作用較小，作用有消減，綜合作用仍是正效應(yīng)；伸長(zhǎng)率與纖維上半部平均長(zhǎng)度、斷裂比強(qiáng)度可擬合出極顯著相關(guān)的回歸方程，R2值為0.841，高度擬合，其中纖維上半部平均長(zhǎng)度的正效應(yīng)較大，斷裂比強(qiáng)度對(duì)伸長(zhǎng)率的正效應(yīng)較小，綜合作用為疊加后正效應(yīng)；斷裂比強(qiáng)度與伸長(zhǎng)率、馬克隆值與絨長(zhǎng)、整齊度與比強(qiáng)度均可構(gòu)建回歸方程，且自變量系數(shù)檢驗(yàn)為極顯著，但因R2值較小，各回歸方程中的因變量與自變量間是存在極顯著相關(guān)性，但可能因?yàn)楦髯宰兞块g有平行作用，導(dǎo)致方程擬合程度不高，而增加樣本量有可能提高R2值。棉纖維品質(zhì)性狀間存在相互作用，在纖維品質(zhì)選擇育種中，要綜合評(píng)估選擇材料的纖維品質(zhì)指標(biāo)，做到最優(yōu)化配比，才能更有效提高選擇效率。

3.4 氣象因子與纖維品質(zhì)相關(guān)性

纖維品質(zhì)是棉花品種遺傳特性在生態(tài)因子綜合作用下的具體表現(xiàn)，不同品質(zhì)指標(biāo)受控因子的作用大小不同，而不同生態(tài)因子對(duì)不同品質(zhì)性狀的影響也不同。在試驗(yàn)條件下，纖維長(zhǎng)度、伸長(zhǎng)率和馬克隆值主要受日溫差的影響，說(shuō)明日溫差過(guò)大，纖維品質(zhì)會(huì)降低；斷裂比強(qiáng)度受≥10℃活動(dòng)積溫的影響，說(shuō)明所得積溫越多，斷裂比強(qiáng)度指標(biāo)越好。

有關(guān)棉纖維品質(zhì)與氣象因子的關(guān)系，前人研究較多，周關(guān)印等[22]認(rèn)為就對(duì)氣候條件敏感性大小而言，比強(qiáng)度>馬克隆值>2.5%跨長(zhǎng)；過(guò)興先等[23]認(rèn)為，夜溫過(guò)低對(duì)棉纖維強(qiáng)度和細(xì)度具有明顯影響；劉靜等[24]則認(rèn)為，纖維長(zhǎng)度與15℃以上的活動(dòng)積溫和花鈴期耗水量具有顯著相關(guān)性。在試驗(yàn)條件下，日溫差和≥10℃活動(dòng)積溫對(duì)纖維品質(zhì)的影響作用較大，棉花纖維發(fā)育的最適溫度為20～30℃，氣溫低于15℃，棉纖維停止伸長(zhǎng)，氣溫高于35℃，則會(huì)引起棉鈴脫落[25]，溫度超過(guò)臨界值時(shí)，溫差過(guò)大，會(huì)影響棉纖維的生長(zhǎng)發(fā)育，該與王榮棟等[7]的研究結(jié)果一致。在纖維發(fā)育期，溫度因子的變化可能是決定棉纖維品質(zhì)優(yōu)劣的關(guān)鍵因素。但是品質(zhì)性狀并不是由單一因子控制的，因子之間還有明顯的互作存在。纖維品質(zhì)雖然表現(xiàn)為氣象因子的綜合作用，但在棉鈴生長(zhǎng)后期，當(dāng)氣象因子各項(xiàng)指標(biāo)下降時(shí)，纖維品質(zhì)主要受制于降幅最大的因子。

4 結(jié) 論

4.1 早熟陸地棉各個(gè)生育階段天數(shù)對(duì)棉纖維品質(zhì)指標(biāo)存在相關(guān)性。出苗-開花天數(shù)對(duì)纖維絨長(zhǎng)、斷裂伸長(zhǎng)率呈極顯著正相關(guān)，與斷裂比強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)，與馬克隆值呈顯著負(fù)相關(guān)；其它階段的生育期天數(shù)與棉纖維品質(zhì)相關(guān)性不顯著。

4.2 早熟陸地棉各纖維品質(zhì)指標(biāo)間存在相關(guān)性：伸長(zhǎng)率與纖維長(zhǎng)度間有極顯著正效應(yīng)，馬克隆值對(duì)纖維長(zhǎng)度存在顯著負(fù)效應(yīng)，斷裂比強(qiáng)度對(duì)伸長(zhǎng)率存在顯著正效應(yīng)，斷裂比強(qiáng)度與整齊度間存在顯著正效應(yīng)；絨長(zhǎng)和斷裂伸長(zhǎng)率間存在極顯著直接作用，分別通過(guò)斷裂比強(qiáng)度和馬克隆值的顯著間接作用。

4.3 早熟陸地棉各纖維品質(zhì)指標(biāo)與氣象因子間存在相關(guān)性，除整齊度與氣象因子相關(guān)性不顯著外，其它纖維品質(zhì)指標(biāo)均與氣象因子存在顯著相關(guān)。日溫差對(duì)纖維長(zhǎng)度、馬克隆值、伸長(zhǎng)率呈顯著負(fù)相關(guān)，≥10℃活動(dòng)積溫對(duì)斷裂比強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)。各相關(guān)指標(biāo)，均可構(gòu)建最優(yōu)回歸方程，且t檢驗(yàn)顯著。