阿克蘇地區打頂時間和化控量及葉面噴硼量對棉花產量的影響

馬輝 戴路 田立文 阿布都艾尼·阿布都維力 柯艷 張新華

摘要：采用三元二次回歸正交旋轉組合設計，研究化控、打頂和葉面噴硼肥對棉花產量的影響。結果表明，各因子對產量的影響程度依次為打頂時間>化控劑量>葉面硼肥施用量。新疆阿克蘇地區棉花籽棉產量要獲得超過7225.5 kg/hm2的農藝措施為打頂時間7月6～9日，化控縮節胺總用量316.65～351.30 g/hm2，桑瑪液硼葉面施用量846.0～954.0 ml/hm2。

關鍵詞：阿克蘇地區；棉花；產量；化控量；打頂時間；葉面噴硼量

中圖分類號：S562.055 文獻標識碼：A 文章編號：2095-3143（2018）02-0029-05

DOI：10.3969/j.issn.2095-3143.2018.02.006

0 引言

影響棉花產量的原因是多方面的，可概括為兩大類：一是光照不足、持續高溫、水分脅迫和連續陰雨等氣候環境因素引起的；二是病蟲危害、施肥不當、打頂偏晚和化控不力等栽培技術因素造成的。氣候環境因素具有不確定性的特點，而栽培技術因素具有可控性的優勢[1]。

適時打頂可去除棉花頂端優勢，控制棉花無限生長，使養分向蕾花鈴分配，減輕蕾鈴脫落。合理化控是抑制棉株營養生長，促進根系下扎、花芽分化，加快養分向蕾鈴輸送，提高上部果枝成鈴率，增加蓋頂桃的重要手段。葉面噴施硼肥是保蕾增鈴、防止早衰和增加鈴重的有效舉措。正交旋轉組合設計方法經常被應用于農作物高產優化栽培模型、農作物技術方案優化決策分析等研究中，在甘薯、馬鈴薯、大麥、油菜、水稻、玉米、花生、大豆等多種作物的高產栽培技術研究中得到廣泛應用[2]。因此，作者在阿克蘇特殊的氣候環境和棉花“矮、密、早、膜”的栽培模式下，采用三元二次回歸正交旋轉組合設計，研究打頂時間、化控量和葉面噴施硼肥對棉花產量的影響，以優化棉花高產栽培的農藝措施，為棉花節本增效栽培提供技術支撐和科學依據。

1 材料與方法

1.1 試驗地概況

試驗在阿克蘇市喀拉塔勒鎮4大隊實施，前茬作物為長絨棉，試驗地有機質16.8 g/kg、全氮0.99 g/kg、速效氮73.8 mg/kg、有效磷15.9 mg/kg、速效鉀141 mg/kg、水溶性鹽1.11 g/kg和pH值8.16。

1.2 試驗設計

試驗采用二次正交旋轉組合方法設計，選取化控量、打頂時間和葉面施硼肥量三個因子，各因子分別設-1.4142、-1、0、1、1.4142五個水平，化控縮節胺用量、打頂時間和葉面施硼肥量的0水平分別為300 g/hm2、7月5日和900 mL/hm2，水平間距分別為75 g/hm2、5天和300 g/hm2，共16個處理，各處理小區面積為66.7 m2，不設重復，完全隨機排列。試驗株距為10.93 cm，行距為10 cm與66 cm的寬窄行，理論株數為246180株/hm2。試驗因子水平編碼與實施方案（打頂時間、化控縮節胺用量和葉面施硼量）及各處理的最終籽棉產量見表1。打頂時間按處理的具體日期操作，化控分苗期、蕾期、開花結鈴期和打頂后3～5天4次進行，葉面噴施硼肥于開花結鈴期進行。

1.3 田間管理

4月1日灌播前水。重施基肥，播種前結合整地施磷酸二銨300 kg/hm2、尿素375 kg/hm2，鉀肥150 kg/hm2。4月11日試驗地棉花播種，4月20日放苗出膜，5月1日定苗。棉薊馬、紅蜘蛛、棉蚜和棉鈴蟲的防治同當地大田生產。隨水滴施用大量元素水溶肥（N、P2O5、K2O的含量分別為10%、15%和30%）510 kg/hm2、大肥旺（N、P2O5、K2O的含量分別為20%、4%和6%）240 kg/hm2。

1.4 田間調查

8月下旬，數取6.67 m2的收獲株數和鈴數，折算單位面積的收獲株數和鈴數。10月中旬，在邊行、次邊行和中行連續整株取吐絮鈴100朵考種，測單鈴重，折算籽棉單產。

2 結果與分析

2.1 數學模型的建立及檢驗

經二次多項式逐步回歸分析，建立棉花產量與打頂時間（X1）、化控縮節胺用量（X2）和葉面硼肥施用量（X3）之間的回歸模型如下。

Y=6872.25+552.61X1+547.31X2+411.01X3+ 121.12X12+484.13X22+100.50X32-616.51X1X2-545.81X1X3+317.39X2X3

對上述的回歸模型進行方差分析和顯著性檢驗，結果見表2。回歸模型F回歸=4.86058，顯著性概率p=0.039，差異達顯著水平，表明回歸模型的預測值與實際值吻合，模型成立。回歸模型F失擬=0.17311，顯著性概率p=0.6946，差異不顯著，說明未控因素對試驗的影響不顯著，誤差是隨機的。可用回歸模型進行棉花與打頂時間、化控縮節胺用量和葉面硼肥施用量的效應分析和模擬尋優，建立高產栽培技術模式。

對回歸系數進行顯著性檢驗，在α=0.10的顯著水平下剔除不顯著項后，建立棉花產量與打頂時間、化控縮節胺用量和葉面硼肥施用量之間的簡化回歸模型。

Y=6872.25+552.61X1+547.31X2+484.13X22-616.51X1X2

產量達最大值時，Ymax= 9081.033 kg/hm2，X1=1.4140，X2=-1.4140，X3=-1.4140。

2.2 因子效應分析

2.2.1 主因子效應分析

因二次回歸正交旋轉組合設計中各因子處理已無量綱編碼，偏回歸系數已標準化，其絕對值的大小可直接反映各因子對產量效應的作用程度[3]。偏回歸系數的不顯著項剔除后，由回歸模型的一次項回歸系數的絕對值大小可得各因子對產量的影響程度依次為X1>X2>X3，即打頂時間>化控縮節胺用量>葉面硼肥施用量。由此可知，打頂時間對棉花產量的影響最大，化控用量次之，葉面硼肥影響最小。

2.2.2 單因子效應分析

對回歸模型進行降維，得到各因子與棉花產量的回歸模型如下。

產量與打頂時間為Y=6872.25+552.61X1；產量與化控的為Y=6872.25+547.31X2+484.13X22。

在-1.4142≤X1≤1.4142范圍內，打頂時間對棉花產量影響的回歸模型呈直線，說明產量隨著打頂時間的推后而增加，表明在棉花田管中可適當推遲打頂時間。

在-1.4142≤X2≤1.4142范圍內，化控對棉花產量影響的回歸模型呈拋物線，當X2= -0.5652時，即化控用量為257.61 g/hm2時，單產最低。當X2≤-0.5652水平時，產量隨化控用量的增加而降低；當X2≥-0.5652水平時，產量隨化控用量的增加而增加。

2.2.3 互作效應分析

打頂時間與化控用量的互作效應列于表3，對交互作用進行方差分析，打頂時間和化控的顯著性檢驗F1，2=3.9753， 顯著性概率p=0.0932，表明差異顯著，建立打頂時間和化控的交互作用回歸模型如下。

Y=6872.25+552.61X1+547.31X2+484.13X22-616.51X1X2

由表3可知，當-1.4142≤X2≤0時，產量隨著打頂時間的提前而降低；當0≤X2≤1.4142時，產量隨著打頂時間的提前而增加。當-1≤ X1≤1.4142時，產量隨著化控用量的增加呈現出先降低后增加的趨勢；當-1.4142≤X1≤-1時，產量隨著化控用量的增加而增加。

2.3 優化農藝措施方案的尋求

采用頻數法進一步對回歸模型進行分析，結果見表4。從表中可知，產量超過7225.1 kg/hm2的優化組合方案有80個，其對應的農藝措施方案為：打頂時間7月6～9日，化控縮節胺用量316.65～351.30 g/hm2，葉面硼肥施用量846.0～954.0 mL/hm2。

3 結論

本研究采用三元二次正交旋轉組合設計方法，建立了棉花產量與打頂、化控和葉面硼肥之間的回歸模型為Y=6872.25+552.61X1 +547.31X2 +484.13X22-616.51X1X2，通過回歸模型顯著性和失擬性檢驗，說明回歸模型擬合較好，具有實際意義。

通過主因子效應分析表明，三個因子對棉花產量的影響程度為打頂時間>化控用量>葉面硼肥量。單因子效應分析表明，化控用量對產量的影響呈二次曲線規律，而打頂時間對產量的影響呈直線上升的趨勢。互作效應分析表明，打頂時間與化控間互作效應顯著。

利用已建立的三元二次回歸模型，經模擬尋優，籽棉產量要超過7225.1 kg/hm2的最佳農藝措施方案為 打頂時間7月6～9日，化控縮節胺用量316.65～351.30 g/hm2，桑瑪液硼葉面施用量846.0～954.0 mL/hm2。

參考文獻

[1] 王俊鐸，李雪源，鄭巨云，等. 南疆棉花歷史品種蕾鈴脫落規律研究[C]. 中國棉花學會2006年年會暨第七次代表大會論文匯編，安陽：中國棉花雜志社，2006：217-220.

[2] 李明松，呂美琴，康蓉蓉，等. 泉豆7號高產栽培綜合農藝措施研究[J]. 福建農業學報，2014，29（1）：47-51.

[3] 鄧培延，張麗君，呂海鶴，等. 雜交玉米新品種貴單8號高產配套栽培技術研究[J]. 農技服務，2011，28（6）：735-737.