棉田縮節胺化控關鍵時期用量優化試驗研究

高金權 ，王瑞卿 ，鄭寶褔 ，鄧國鳳 ，王景懷

（1.天津市農業技術推廣站，天津 300061；2.津南區農業技術推廣服務中心，天津 300350）

棉花冠層結構特性影響著群體光分布與光合特性，通過塑造合理的冠層來提高花鈴期的光合能力高值持續期是進一步挖掘棉花高產的潛力所在。目前，在棉花大田生產中，利用縮節胺等調節劑控制植株，塑造合理的冠層結構，已經成為一項重要的農藝措施。據生產調查，不同種植戶化控水平的不同是造成棉田產量差異，影響大面積均衡增產的重要因素之一。本試驗根據Box-Behnken中心組合設計原理，對棉田縮節胺化控關鍵時期用量進行優化，為棉花生產的標準化管理提供理論依據。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

選用中國農業大學監制生產的縮節胺，有效成份≥97%；試驗種植品種為冀豐106。

1.2 試驗地點

本試驗在津南區八里臺鎮八里臺村進行，試驗地為粘性土壤。

1.3 試驗設計

試驗根據Box-Behnken中心組合設計原理，設計3因素3水平的響應面分析試驗，以小區籽棉產量為響應值，因素水平設計見表1，共設計15個試驗處理，小區面積15 m2，每處理3次重復，隨機排列。縮節胺施用時間：蕾期6月20日；初花期～盛花期7月10日；花鈴期8月5日。

表1 試驗因素和水平

1.4 試驗地管理

試驗地4月21日播種，密度2 780株/667m2，試驗田不去葉枝。縮節胺噴施時間及用量按試驗設計進行，其它管理同大田。

1.5 數據分析

本試驗數據分析應用統計分析軟件SAS9.1.3進行。

2 結果與分析

試驗處理和各處理籽棉產量見表2。由表3及表4方差分析和模型可信度分析中可以看出，方程一次項、二次項及交互項的影響都是顯著的，說明方程的擬合是較充分的。從該方程的方差分析表3可見，試驗所選用模型高度顯著，擬合度好，預測值與實測值之間具有高度的相關性，僅有約5%的小區產量變異不能由該模型解釋（R2＝0.929 8） 。經回歸擬合后，試驗因子對響應值的影響可用回歸方程表示：Y1＝5.58-0.226 25*X1-0.17875*X2-0.125*X3-0.1075*X1*X1-0.075*X1*X2-0.087 5*X1*X3-0.262 5*X2*X2+0.182 5*X2*X3-0.23*X3*X3

表2 Box-Behnken設計及響應值小區籽棉產量

表3 方差分析表

為進一步研究最佳響應值的范圍，預測3因素最佳理論濃度，利用SAS軟件進行嶺脊分析，結果見表5。當編碼半徑為0.9時，響應值y(籽棉產量）有最大值為5.717 44 kg，對應編碼水平為：X1＝-0.817 69，X2＝-0.297 86，X3＝-0.229 48；即當蕾期化控濃度為0.59g/667m2，初花期～盛花期化控濃度為3.4 g/667m2，花鈴期期化控濃度為4.54 g/667 m2時小區籽棉產量達到最高值5.717 44 kg。

表4 模型可信度分析

表5 產量嶺脊尋優分析表

3 結論

①縮節胺各時期噴施水平對響應值小區籽棉產量的影響可用回歸方程表示：Y1＝5.58-0.22625*X1-0.17875*X2-0.125*X3-0.1075*X1*X1-0.075*X1*X2-0.087 5*X1*X3-0.262 5*X2*X2+0.182 5*X2*X3-0.23*X3*X3，R2＝0.929 8。

②本試驗條件下，當蕾期（6月20日）化控濃度為0.59 g/667 m2，初花期～盛花期（7月10日）化控濃度為3.4 g/667 m2，花鈴期期（8月5日）化控濃度為4.54 g/667 m2時，籽棉產量最高。

[1]裴炎，邱曉，劉明釗.棉花冠層結構及光合作用研究[J].作物學報，1988，14（8）：214－220.

[2]李少昆，張旺鋒，馬富裕，等.北疆超高產棉花（皮棉2 000 kg/hm2） 生理特性研究[J].作物學報，2000，26（4）：508－512.