利用二次通用旋轉組合設計優(yōu)化中棉所63高產(chǎn)栽培技術研究

張飛 周曉箭 馬雄風 裴小雨 李威 周克海 劉艷改 賀昆侖 楊代剛

摘要：本研究利用二次通用旋轉組合設計研究了種植密度、氮肥施用量、鉀肥施用量對中棉所63皮棉產(chǎn)量的影響，每個因素都設置五個水平。結果表明：種植密度和氮肥施用量是影響皮棉產(chǎn)量的主要因素，密度為16500～24000株/hm2和氮肥施用量在225.0～337.5kg/hm2時可以使中棉所63獲得高產(chǎn);長江沖積土壤中鉀含量充足，鉀肥施用量對試驗結果無顯著影響。

關鍵詞：棉花;種植密度;氮肥施用量;鉀肥施用量;皮棉產(chǎn)量

中圖分類號：S562.048 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：2095-3143（2018）01-0013-07

DOI：10.3969/j.issn.2095-3143.2018.01.003

0 ?引言

中棉所63系中國農業(yè)科學院棉花研究所楊代剛團隊主持選育，于2007年通過國家審定，目前仍是長江流域的主要栽培棉花品種[1]，2010～2015年連續(xù)六年被農業(yè)部推薦為農業(yè)主導品種，是長江流域棉區(qū)推廣使用年限最長的強優(yōu)勢雜交棉主導品種之一。為了進一步挖掘中棉所63的增產(chǎn)潛力，作者利用二次通用旋轉正交設計，在長江流域棉區(qū)試驗研究了種植密度和氮肥用量以及鉀肥施用量三因素組合對中棉所63皮棉產(chǎn)量的影響，提出了優(yōu)化中棉所63高產(chǎn)栽培技術方案，供生產(chǎn)上因地制宜選擇應用。

1 ?材料與方法

1.1 ?試驗田概況

試驗地點在安徽省望江縣楊灣鎮(zhèn)楊閘村，位于長江中下游沖積平原，屬于亞熱濕潤季風氣候，全年無霜期200～250 d，≥10℃活動積溫在4600～5300℃。全年平均降水量在773～1670 mm，夏季降水豐沛，占年降水量的40%～60%。試驗田地勢平坦，土壤為長江沖積土，土壤速效N含量為 1.05 g/kg ，速效P含量為14.66 mg/kg，速效K含量為423.79 mg/kg，有機質含量 1.75%，pH值為7.02，土壤肥力中等，試驗地排灌方便，旱澇保收，常年種植棉花，符合試驗田要求。

1.2 ?試驗材料

試驗材料為國審品種中棉所63，由中國農業(yè)科學院棉花研究所提供。

1.3 ?試驗方法

試驗于2011年和2012年兩年連續(xù)進行，采用三因素五水平通用旋轉組合設計，研究種植密度、氮肥施用量、鉀肥施用量三因素在不同水平下，對雜交棉中棉所63產(chǎn)量的影響程度[2]。小區(qū)面積30 m2，四周設保護行，每小區(qū)兩廂四行種植，行距1.2 m;營養(yǎng)缽育苗移栽。施肥方法：氮肥分四次追肥施用，分配比例為基肥25%、蕾肥15%、花鈴肥50%、桃肥10%。鉀肥分基肥、蕾肥兩次施用，分配比例為基肥40%，蕾肥60%。磷肥作基肥施用。底肥于蓋膜前施下，蕾肥于6月中旬打穴施入，花鈴肥在初花期開溝施下，桃肥8月初打穴施下。中耕除草、整枝抹叉、化調、病蟲防治等管理同常規(guī)。棉花成熟后收獲統(tǒng)計皮棉產(chǎn)量（表1）。

1.4 ?數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)處理用Excel和DPS進行。

2 ?結果分析

2.1 ?回歸模型的建立

通過對望江試驗點兩年的試驗數(shù)據(jù)進行分析，建立了中棉所63強優(yōu)勢雜交棉種植密度、氮肥施用量、鉀肥施用量與皮棉產(chǎn)量的數(shù)學回歸方程模型[3]。2011年和2012年的回歸方程如下。

2011年：Y=147.17526-2.67355X1 + 9.00504 X2-2.51935X3-6.72220X12-5.16324X22-3.92316 X32+3.85000X1X2-0.20000X1X3-2.52500X2X3

2012年：Y=149.57674-8.66528X1+0.87095 X2-3.21500X3-6.40998X12-2.60116X22-1.23707 X32-7.33750X1X2-0.08750X1X3+3.26250 X2X3

經(jīng)過對該數(shù)學模型進行有效性檢驗（表2），皮棉產(chǎn)量目標回歸方程與實際情況擬合良好，能夠正確反映中棉所63的種植密度、氮肥施用量、鉀肥施用量與皮棉產(chǎn)量之間的正確關系，可以由此做效應分析及預測。

對兩年的回歸方程進行顯著性檢驗，通過顯著性檢驗之后，將不顯著的回歸系數(shù)從回歸方程中剔除，得到新的只含有顯著項的回歸方程。以下是α=0.05顯著水平剔除不顯著項后，簡化后的回歸方程（表3）。

2.2 ?單因素效應分析

由回歸模型可知，對中棉所63皮棉產(chǎn)量造成顯著影響的因素主要是栽培密度和氮肥施用量，在望江試驗點，2011年造成顯著影響的栽培因素為氮肥施用量，2012年造成顯著影響的是栽培密度，兩年的結果都顯示鉀肥施用量對中棉所63皮棉產(chǎn)量產(chǎn)生的影響不顯著。說明在實際生產(chǎn)中起主要作用的栽培因素為種植密度和氮肥施用量，在該地區(qū)土壤中鉀含量豐富并且每年補充鉀肥，因此對產(chǎn)量形成沒有顯著效果，這也與實際生產(chǎn)經(jīng)驗一致。

對影響作用顯著的兩個因素栽培密度和氮肥施用量作單因素分析[4]，即將不做分析的因素置為零水平，得到單一變量與皮棉產(chǎn)量的回歸子模型：

2011年：Y=147.17526+9.00504X2-5.16324X2?

2012年：Y=149.57674-8.66528X1-6.40998X1?

兩年的結果可以看出（圖1），兩個主要因素對結果呈現(xiàn)出不同程度的影響，種植密度和氮肥施用量對皮棉產(chǎn)量的影響都呈現(xiàn)出先升高后降低的趨勢，2011年在氮肥施用量為225.0～337.5 kg/hm2時皮棉產(chǎn)量達到了最大值，2012年在種植密度為16500～24000株/hm2時皮棉產(chǎn)量達到了最大值，說明中棉所63適合適當稀植;2011年的栽培密度對皮棉產(chǎn)量影響不顯著，氮肥施用量影響顯著;2012年氮肥施用量對皮棉產(chǎn)量影響不顯著，栽培密度影響顯著。

2.3 ?互作效應分析

為了進一步研究各因素互作對皮棉產(chǎn)量產(chǎn)生影響的顯著性，對兩年的數(shù)據(jù)進行了相關分析。相關分析結果表明：皮棉產(chǎn)量與栽培密度和氮肥施用量的互作結果存在一定的相關性（表4、表5）。

回歸分析結果顯示2012年種植密度和氮肥施用量之間存在一定的互作關系。對2012年結果進行了互作效應分析，發(fā)現(xiàn)當種植密度一定時，隨著氮肥施用量的增加，互作效應逐漸增強;當?shù)适┯昧恳欢〞r，種植密度越小，互作效應越強。當種植密度最小，氮肥施用量最大時，二者的互作效應也達到了最大（表6）。

2.4 ?回歸模型最大值分析

通過對回歸模型的分析可知，要使中棉所63在長江中下游特別在望江地區(qū)的皮棉產(chǎn)量達到最大，最主要的就是合理調節(jié)栽培密度和氮肥施用量。綜合兩年的試驗結果，當栽培密度在16500～24000株/hm2，氮肥施用量為225.0～337.5 kg/hm2時，可使中棉所63的增產(chǎn)潛力得到最大發(fā)揮;鉀肥施用量對當?shù)胤N植中棉所63時的皮棉產(chǎn)量沒有產(chǎn)生顯著影響，這與長江沖積土壤中鉀含量豐富并且每年補充鉀肥有關。

3 ?結論與討論

運用正交旋轉回歸設計的方法，將單因素研究試驗變?yōu)榫C合試驗，能夠正確的評估各因素同時作用時對結果產(chǎn)生的影響以及各因素間的互作，方法比較簡單，但很實用，可以獲得較多的信息[5]。

2011年與2012年兩年試驗結果分析：對產(chǎn)量影響因素不同可能與當年的氣候如溫度、降雨量等因素有極大的關系，溫度高影響授粉導致結實率降低;降雨量大小和時空分布都直接影響肥料利用率和長勢，導致結實率變化，年度間影響產(chǎn)量因素的顯著性。望江縣植棉區(qū)是重要的棉花生產(chǎn)基地，屬典型的長江中下游亞熱濕潤季風氣候，也是中棉所63的主要種植區(qū)域之一，用此方法來模擬研究大田試驗，可以得到較為準確的預測結果。對于中棉所63高產(chǎn)、穩(wěn)產(chǎn)具有積極意義。

本研究中采取的五個水平是由多次前期試驗結果和經(jīng)驗總結而得到的結果，能夠全面而且比較準確的代表望江地區(qū)中棉所63的實際種植狀況，中棉所63植株呈塔形，本研究中得出的16500～24000株/hm2種植密度及225.0～337.5 kg/hm2氮肥施用量適宜其在長江中下游地區(qū)奪高產(chǎn)，能滿足其對溫度、光照、濕度、空氣流通程度以及肥料的要求，從而能夠保證結實率，避免爛鈴，實現(xiàn)高產(chǎn)[6]。

本研究兩年的結果都顯示鉀肥施用量對皮棉產(chǎn)量的影響并不顯著，這與實際生產(chǎn)經(jīng)驗是一致的，長江沖積土壤中鉀含量豐富，加上連年種植棉花過程中的鉀肥補充，土壤中的鉀就可以滿足中棉所63對鉀的需求，實際生產(chǎn)中苗期施用一定量鉀肥，能促進花芽分化和早熟。

參考文獻

[1] 楊代剛，周曉箭，王海風，等. 轉基因抗蟲雜交棉—中棉所63[J]. 中國棉花，2008，35（1）：20.

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[3] 張慶元. 雜交油菜青雜5號高產(chǎn)栽培模式研究[J]. 安徽農業(yè)科學，2009（18）：8415-8416.

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