阿克蘇地區(qū)打頂時(shí)間和化控量及葉面噴硼量對(duì)棉花產(chǎn)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(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，研究化控、打頂和葉面噴硼肥對(duì)棉花產(chǎn)量的影響。結(jié)果表明，各因子對(duì)產(chǎn)量的影響程度依次為打頂時(shí)間>化控劑量>葉面硼肥施用量。新疆阿克蘇地區(qū)棉花籽棉產(chǎn)量要獲得超過7225.5 kg/hm2的農(nóng)藝措施為打頂時(shí)間7月6～9日，化控縮節(jié)胺總用量316.65～351.30 g/hm2，?，斠号鹑~面施用量846.0～954.0 ml/hm2。

關(guān)鍵詞：阿克蘇地區(qū)；棉花；產(chǎn)量；化控量；打頂時(shí)間；葉面噴硼量

中圖分類號(hào)：S562.055 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2095-3143（2018）02-0029-05

DOI：10.3969/j.issn.2095-3143.2018.02.006

0 引言

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

適時(shí)打頂可去除棉花頂端優(yōu)勢(shì)，控制棉花無限生長(zhǎng)，使養(yǎng)分向蕾花鈴分配，減輕蕾鈴脫落。合理化控是抑制棉株?duì)I養(yǎng)生長(zhǎng)，促進(jìn)根系下扎、花芽分化，加快養(yǎng)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(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)方法經(jīng)常被應(yīng)用于農(nóng)作物高產(chǎn)優(yōu)化栽培模型、農(nóng)作物技術(shù)方案優(yōu)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(chǎn)栽培技術(shù)研究中得到廣泛應(yīng)用[2]。因此，作者在阿克蘇特殊的氣候環(huán)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(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)，研究打頂時(shí)間、化控量和葉面噴施硼肥對(duì)棉花產(chǎn)量的影響，以優(yōu)化棉花高產(chǎn)栽培的農(nóng)藝措施，為棉花節(jié)本增效栽培提供技術(shù)支撐和科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)在阿克蘇市喀拉塔勒鎮(zhèn)4大隊(duì)實(shí)施，前茬作物為長(zhǎng)絨棉，試驗(yàn)地有機(jī)質(zhì)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(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)采用二次正交旋轉(zhuǎn)組合方法設(shè)計(jì)，選取化控量、打頂時(shí)間和葉面施硼肥量三個(gè)因子，各因子分別設(shè)-1.4142、-1、0、1、1.4142五個(gè)水平，化控縮節(jié)胺用量、打頂時(shí)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(gè)處理，各處理小區(qū)面積為66.7 m2，不設(shè)重復(fù)，完全隨機(jī)排列。試驗(yàn)株距為10.93 cm，行距為10 cm與66 cm的寬窄行，理論株數(shù)為246180株/hm2。試驗(yàn)因子水平編碼與實(shí)施方案（打頂時(shí)間、化控縮節(jié)胺用量和葉面施硼量）及各處理的最終籽棉產(chǎn)量見表1。打頂時(shí)間按處理的具體日期操作，化控分苗期、蕾期、開花結(jié)鈴期和打頂后3～5天4次進(jìn)行，葉面噴施硼肥于開花結(jié)鈴期進(jìn)行。

1.3 田間管理

4月1日灌播前水。重施基肥，播種前結(jié)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(yàn)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(dāng)?shù)卮筇锷a(chǎn)。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(diào)查

8月下旬，數(shù)取6.67 m2的收獲株數(shù)和鈴數(shù)，折算單位面積的收獲株數(shù)和鈴數(shù)。10月中旬，在邊行、次邊行和中行連續(xù)整株取吐絮鈴100朵考種，測(cè)單鈴重，折算籽棉單產(chǎn)。

2 結(jié)果與分析

2.1 數(shù)學(xué)模型的建立及檢驗(yàn)

經(jīng)二次多項(xiàng)式逐步回歸分析，建立棉花產(chǎn)量與打頂時(shí)間（X1）、化控縮節(jié)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(duì)上述的回歸模型進(jìn)行方差分析和顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2?；貧w模型F回歸=4.86058，顯著性概率p=0.039，差異達(dá)顯著水平，表明回歸模型的預(yù)測(cè)值與實(shí)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(duì)試驗(yàn)的影響不顯著，誤差是隨機(jī)的?？捎没貧w模型進(jìn)行棉花與打頂時(shí)間、化控縮節(jié)胺用量和葉面硼肥施用量的效應(yīng)分析和模擬尋優(yōu)，建立高產(chǎn)栽培技術(shù)模式。

對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，在α=0.10的顯著水平下剔除不顯著項(xiàng)后，建立棉花產(chǎn)量與打頂時(shí)間、化控縮節(jié)胺用量和葉面硼肥施用量之間的簡(jiǎn)化回歸模型。

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

產(chǎn)量達(dá)最大值時(shí)，Ymax= 9081.033 kg/hm2，X1=1.4140，X2=-1.4140，X3=-1.4140。

2.2 因子效應(yīng)分析

2.2.1 主因子效應(yīng)分析

因二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)中各因子處理已無量綱編碼，偏回歸系數(shù)已標(biāo)準(zhǔn)化，其絕對(duì)值的大小可直接反映各因子對(duì)產(chǎn)量效應(yīng)的作用程度[3]。偏回歸系數(shù)的不顯著項(xiàng)剔除后，由回歸模型的一次項(xiàng)回歸系數(shù)的絕對(duì)值大小可得各因子對(duì)產(chǎn)量的影響程度依次為X1>X2>X3，即打頂時(shí)間>化控縮節(jié)胺用量>葉面硼肥施用量。由此可知，打頂時(shí)間對(duì)棉花產(chǎn)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(yīng)分析

對(duì)回歸模型進(jìn)行降維，得到各因子與棉花產(chǎn)量的回歸模型如下。

產(chǎn)量與打頂時(shí)間為Y=6872.25+552.61X1；產(chǎn)量與化控的為Y=6872.25+547.31X2+484.13X22。

在-1.4142≤X1≤1.4142范圍內(nèi)，打頂時(shí)間對(duì)棉花產(chǎn)量影響的回歸模型呈直線，說明產(chǎn)量隨著打頂時(shí)間的推后而增加，表明在棉花田管中可適當(dāng)推遲打頂時(shí)間。

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

2.2.3 互作效應(yīng)分析

打頂時(shí)間與化控用量的互作效應(yīng)列于表3，對(duì)交互作用進(jìn)行方差分析，打頂時(shí)間和化控的顯著性檢驗(yàn)F1，2=3.9753， 顯著性概率p=0.0932，表明差異顯著，建立打頂時(shí)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(dāng)-1.4142≤X2≤0時(shí)，產(chǎn)量隨著打頂時(shí)間的提前而降低；當(dāng)0≤X2≤1.4142時(shí)，產(chǎn)量隨著打頂時(shí)間的提前而增加。當(dāng)-1≤ X1≤1.4142時(shí)，產(chǎn)量隨著化控用量的增加呈現(xiàn)出先降低后增加的趨勢(shì)；當(dāng)-1.4142≤X1≤-1時(shí)，產(chǎn)量隨著化控用量的增加而增加。

2.3 優(yōu)化農(nóng)藝措施方案的尋求

采用頻數(shù)法進(jìn)一步對(duì)回歸模型進(jìn)行分析，結(jié)果見表4。從表中可知，產(chǎn)量超過7225.1 kg/hm2的優(yōu)化組合方案有80個(gè)，其對(duì)應(yīng)的農(nóng)藝措施方案為：打頂時(shí)間7月6～9日，化控縮節(jié)胺用量316.65～351.30 g/hm2，葉面硼肥施用量846.0～954.0 mL/hm2。

3 結(jié)論

本研究采用三元二次正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)方法，建立了棉花產(chǎn)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(yàn)，說明回歸模型擬合較好，具有實(shí)際意義。

通過主因子效應(yīng)分析表明，三個(gè)因子對(duì)棉花產(chǎn)量的影響程度為打頂時(shí)間>化控用量>葉面硼肥量。單因子效應(yīng)分析表明，化控用量對(duì)產(chǎn)量的影響呈二次曲線規(guī)律，而打頂時(shí)間對(duì)產(chǎn)量的影響呈直線上升的趨勢(shì)?；プ餍?yīng)分析表明，打頂時(shí)間與化控間互作效應(yīng)顯著。

利用已建立的三元二次回歸模型，經(jīng)模擬尋優(yōu)，籽棉產(chǎn)量要超過7225.1 kg/hm2的最佳農(nóng)藝措施方案為 打頂時(shí)間7月6～9日，化控縮節(jié)胺用量316.65～351.30 g/hm2，?，斠号鹑~面施用量846.0～954.0 mL/hm2。

參考文獻(xiàn)

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