棉花最適播種密度及氮、磷、鉀施肥量的關系

金路路+徐敏+王子勝

摘要：為了明確吉林白城地區棉花最適播種密度及施肥量，試驗采用二次回歸正交旋轉組合設計，設播種密度（X1）和氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）施用量4個因素，每因素5個水平。結果表明，棉花的籽棉總產與所設因子為極顯著回歸關系，說明回歸方程模擬非常準確；模擬方程的失擬項沒有達到顯著水平，說明所建立的回歸方程與實際情況擬合較好。模型模擬的最優組合為棉花的播種密度在120 000株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為150、15.9、85.8 kg/hm2。尋優結果得出：播種密度在113 190～119 430株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為140.65～159.35、15.97～18.18、86.60～97.40 kg/hm2，可獲得最高產量。單因子效應分析得出4因素對棉花產量影響的順序依次為：棉花播種密度>磷>鉀>氮。模型的6個交互項磷、鉀施用量互作達到顯著水平。

關鍵詞：棉花；播種密度；施肥量

中圖分類號： S562.04文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2017）17-0081-04

通信作者：王子勝，博士，研究員。E-mail：wangzisheng6666@126.com。棉花生產用工多而復雜、勞動強度較大，近年來，農村勞動力大量轉移，棉田管理人手少，因此對棉花輕簡化栽培技術研究更為重視。從植棉的輕簡化栽培角度出發，合理密植可以使棉田群體結構合理，充分利用溫、光、水及地力等條件，保證棉花個體與群體的協調發展，從而使單位面積上的鈴數、鈴質量及纖維品質得到最優化，最終獲得較高的經濟效益[1-2]。趙振勇等研究認為，棉花的播種密度在一定基礎上繼續擴大，單位面積皮棉產量下降[3]。婁善偉等研究認為，隨著棉花密度的增加不同層次的透光率均有減小趨勢，密度過小地表水分散失嚴重，密度過大葉片蒸騰過多耗水量大，均不利于高產[4]。高山等研究認為，密度、化控單因素效應均有極值，過高或過低都不適宜，且化控單因子對產量的影響比密度大[5]。另外，播種時使用種肥，替代底肥和提苗肥，整個生育期間基本不再追肥，依據目標產量對化學元素的需要量隨播種一次性施足[6-7]，保證養分，減少用工，可以達到輕簡化目的。池靜波等研究認為，棉株在苗蕾期至花鈴前期要吸收足夠的氮，棉株花鈴期到吐絮期對磷的需求較高[8]。胡明芳等研究表明，充足的氮素營養是增加有效鈴數和降低脫落率的必要條件，氮肥增加了棉株各個部位的有效鈴數[9]。朱建芬等研究認為，維持一定的氮鉀營養水平有利于保持棉花中后期主莖功能葉生理活性，從而有效延緩衰老[10]。還有許多研究表明，合理密植和施肥量對棉花生長發育及產量形成具有重要性。

白城位于吉林省最北端，屬中溫帶半干旱季風氣候區，特點是日照強烈，日夜溫差大，降雨較少，土壤鹽堿化嚴重。棉花具有耐旱耐鹽堿等特點，較適宜該地區的環境條件，當地農民也具有較高的種植熱情。本研究根據實際情況通過二次回歸正交旋轉組合設計，采用模型模擬的方法分析適宜該地區棉花生長的播種密度和肥料施用量，對本地區棉花輕簡化栽培具有重要意義。

1材料與方法

1.1試驗設計

本試驗于2015—2016年在吉林白城通榆縣向海鄉龍井村進行，供試品種為經試驗較適宜在該地區栽培的遼棉25號。試驗采用二次回歸正交旋轉組合設計，設播種密度（X1）和氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）施用量4個因素，每個因素均5個水平，氮、磷、鉀為肥料中純元素含量。田間共設36個小區，大壟雙行，行長10 m，大行距0.65 m、小行距0.35 m，各小區12行區，總面積為2 376 m2。試驗設計因素與水平見表1。

1.2田間管理

試驗采用地膜覆蓋栽培（先覆膜后打眼播種），出苗后根據試驗設計的播種密度定苗。其他管理方式與大田生產相同。

1.3數據處理

試驗各小區中間8行分霜前花和霜后花計產（10月10日前為霜前花），將各小區籽棉總產折算成hm2產量，計算2015—2016年2年籽棉總產的平均值進行數據統計，采用DPS 7.05數據處理軟件進行分析。

2結果與分析

2.1產量及回歸方程

從表2可以看出，根據試驗設計編碼表及棉花籽棉產量，以播種密度（X1）、氮（X2）、磷（X3）、鉀（X4）4個因素為決策變量可以建立二次多項式回歸方程，在顯著水平α=0.10時剔除不顯著項后，可得籽棉總產與各因子關系的回歸方程：

Y=3 581.21+179.18X1+84.88X3+92.65X4-13218X12-111.52X22-123.55X32-131.68X42-10229X3X4。

從表3可以看出，回歸方程及方差分析結果，籽棉總產回歸方程F2=4.57**，大于F0.01（14，16）=3.45，說明產量與所設因子存在著極顯著回歸關系，表明回歸方程的真實可靠；且失擬項F1=2.77，小于F0.05（10，6）=4.06，沒有達到顯著水平，由此可得所建立的回歸方程與實際情況擬合較好，可以反映棉花的籽棉產量與所設4因子間的關系[11]。

2.2產量模型優化解析

模型模擬栽培試驗是為生產上提供栽培優化組合方案以指導大田生產，增加單位面積產量，實現經濟效益的最大化[12]。通過產量所建立的回歸模型，各決策變量的編碼值在[-2，2]區間內得到棉花的最高產量Ymax=3 628.22 kg/hm2就是模型的最優組合，即播種密度在120 000株/hm2，氮、磷、鉀分別為150、15.9、85.8 kg/hm2。

試驗過程中由于某些客觀條件的影響，不能充分發揮最大的增產潛力，要繼續采用頻數分析法對棉花產量進行模擬尋優，在95%置信區間里確定不同目標產量效益的組合方案。從表4可以看出，頻數尋優結果，在棉花籽棉總產≥3 000 kg/hm2 的各方案中，95%分布區間的肥密水平編碼組合為：X1，0.594～0.962；X2，-0.187～0.187；X3，0.014～0.431；X4，0.028～0.416。即：播種密度在113 190～119 430株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為140.65～159.35、1597～18.18、86.60～97.40 kg/hm2，可以獲得大于 3 628.22 kg/hm2 的產量水平。endprint

2.4交互效應分析

棉花產量是多因素的共同作用，而不是單因素效應的累加。模型的6個交互項X3X4互作達到顯著水平，即磷、鉀施用量的互作效應（圖2）。

設X1=X2=0，可得棉花磷和鉀施用量的回歸方程為：

3結論與討論

本試驗通過二次四因子正交旋轉組合設計，建立了4因素與棉花籽棉總產的二次多項式回歸方程。棉花產量與所設因子存在著極顯著回歸關系，失擬項未達到顯著水平。模型的最優組合：播種密度120 000株/hm2，氮、磷、鉀施用量為150、15.9、85.8 kg/hm2。尋優結果得出：播種密度113 190～119 430株/hm2，氮、磷、鉀施用量分別為140.65～159.35、1597～18.18、86.60～97.40 kg/hm2，可獲得產量最大化。

單因子效應分析表明，4因子對棉花產量影響由大到小的順序為棉花播種密度、磷、鉀及氮施用量。當各因子編碼值小于0，產量隨著密度和氮、磷、鉀施用量的增加而增加；達到0.5水平附近各因子編碼值繼續增加時，產量逐漸下降。

磷、鉀施用量的互作效應達到顯著水平，在一定范圍內磷和鉀施用量增加，產量也逐漸增加。

綜上所述，本試驗所建立的回歸方程與實際情況擬合很好，反映試驗設計的4因素與棉花籽棉產量密切相關，且真實可靠，可以用于實際生產；在密肥因素中，播種密度對棉花產量影響較大，在棉花播種時，應適當加大磷、鉀的施用量，保證棉花植株在生長后期對營養物質的需要，促使個體生長健壯，群體合理發展，防止蕾鈴脫落，達到高產。

由于土地肥力不均、棉花品種差異及氣候條件等因素，本試驗結果不能完全適用，但本試驗方法可以較準確地建立栽培最優組合方案，為當地大田生產提供技術支持。依據棉花輕簡化栽培理念，合理運用化控技術、減少病蟲草害防治用工等有待進一步研究[13-18]。

參考文獻：

[1]夏永強. 棉花高產栽培密度的探討[J]. 新疆農業科學，2008，45（增刊1）：70-71.

[2]鄧福軍，林海，韓煥勇，等. 北疆棉花合理密植技術及其機制[J]. 西北農業學報，2011，20（7）：112-117.

[3]趙振勇，田長彥，馬英杰，等. 高密度種植下棉花群體質量主要指標研究[J]. 干旱地區農業研究，2004，22（3）：9-13.

[4]婁善偉，趙強，高云光，等. 不同密度水平對覆膜棉花田間小氣候及產量的影響[J]. 干旱地區農業研究，2009，27（5）：88-92.

[5]高山，王冀川，韓秀峰，等. 雜交棉兆豐1號密度、化控效應的最佳配合模型[J]. 江蘇農業科學，2012，40（4）：74-77.

[6]孟憲泉，賀杰，栗紅梅，等. 談正確運用棉花輕簡化栽培技術[J]. 中國棉花，2015，42（12）：39-40.

[7]王平，田長彥，陳新平，等. 南疆棉花施氮量及氮素平衡分析[J]. 干旱地區農業研究，2006，24（1）：77-83.

[8]池靜波，黃玉萍，何江勇，等. 滴灌條件下不同產量棉花氮磷鉀積累的模擬分析[J]. 安徽農業科學，2010，38（25）：13774-13776.

[9]胡明芳，田長彥，馬英杰. 氮素營養對棉鈴形成與脫落的影響[J]. 干旱地區農業研究，2005，23（1）：95-98.

[10]朱建芬，張永江，孫傳范，等. 氮鉀營養對棉花主莖功能葉衰老的生理效應研究[J]. 棉花學報，2010，22（4）：354-359.

[11]劉芳，劉明，齊華. 遼寧省燕麥優化栽培技術研究[J]. 農業科技與裝備，2011（4）：1-4.

[12]李威，張振平. 遼寧省燕麥高產栽培技術模式研究[J]. 農業科技通訊，2013（5）：77-79.

[13]王曉靜，李成奇，張金寶，等. 黃萎病菌脅迫下棉花根系茉莉酸、水楊酸含量的動態變化[J]. 江蘇農業科學，2016，44（2）：141-143.

[14]崔必波，孫扣忠，吉榮龍，等. 蕾鈴期在不同溫濕度條件下施用乙草胺對棉花安全性的影響[J]. 江蘇農業科學，2016，44（12）：152-155.

[15]師勇強，馮自力，李志芳，等. 7種殺菌劑處理棉花種子防治苗期立枯病的效果[J]. 江蘇農業科學，2015，43（9）：146-148.

[16]魏自民，趙越，周連仁. 不同施肥措施對風沙土區玉米產量影響數學模型的研究[J]. 玉米科學，2003，11（2）：75-77.

[17]別墅，王孝綱，張教海，等. 長江中游棉花輕簡化栽培技術規范[J]. 湖北農業科學，2012，51（24）：5603-5605.

[18]龔江，李君，謝海霞，等. 膜下滴灌條件水、氮、密度耦合效應對棉花產量的影響[J]. 新疆農業科學，2010，47（10）：1943-1946.馬二登，童文杰，王加林，等. 肥料施用方式對烤煙伸根期N2O排放及氮素利用的影響[J]. 江蘇農業科學，2017，45（17）：85-89.

doi：10.15889/j.issn.1002-1302.2017.17.022endprint