全 文 ：32 卷 03 期
Vol． 32，No． 03
草 业 科 学
PＲATACULTUＲAL SCIENCE
433 － 441
03 /2015
DOI:10． 11829 \ j． issn． 1001-0629． 2014-0254
周萍萍，赵军，颜红海，兰秀锦，彭远英． 播期、播种量与施肥量对裸燕麦籽粒产量及农艺性状的影响［J］． 草业科学，2015，
32(3) :433-441．
ZHOU Ping-ping，ZHAO Jun，YAN Hong-hai，LAN Xiu-jin，PENG Yuan-ying． Effects of sowing date，sowing rate and fertilizer rate on
grain yield and agronomic characteristics of Avena sativa［J］． Pratacultural Science，2015，32(3) :433-441．
播期、播种量与施肥量对裸燕麦
籽粒产量及农艺性状的影响
周萍萍，赵 军，颜红海，兰秀锦，彭远英
(四川农业大学小麦研究所，四川 成都 611130)
摘要:为探明适合成都平原地区裸燕麦(Avena sativa)的高产栽培方案，以燕选 1 号、坝莜 6 号和白燕 11 号为材
料，采用两种播期、4 种播种量和 4 种施肥量的 4 因素 －随机区组设计，研究不同品种、播期、播种量和施肥量对裸
燕麦主要农艺性状及籽粒产量的影响。结果表明，播期对裸燕麦有效穗数、株高和产量影响显著(P ＜ 0． 05)，早
播(B1)时，各主要农艺性状均显著(P ＜ 0． 05)高于晚播;播种量对株高影响不显著(P ＞ 0． 05) ，对燕麦产量影响显
著(P ＜ 0． 05) ，在播种量为 360 万株·hm －2(C4)水平下燕麦产量最高;施肥量对有效穗数、株高、生育期和产量影
响显著(P ＜ 0． 05)，燕麦有效穗数、株高和产量随着施肥量的增加而增加，但增加幅度逐渐降低。主成分分析结
果表明，4 个栽培因子对裸燕麦产量及主要农艺性状的贡献率大小顺序为施肥量 ＞播期 ＞品种 ＞播种量。根据
各主成分综合得分排名及对比各组合实际产量可以看出，早播组合较晚播组合产量高;播种量在 180 万株·hm －2
(C2)、270 万株·hm
－2(C3)或者 360 万株·hm
－2(C4)水平时、施肥水平在 600 kg·hm
－2(D3)或者 825 kg·hm
－2
(D4)时均有较高产量。综合各因素之间的影响可知，成都平原地区种植裸燕麦时，以播期为 11 月 1 日，播种量为
180 万株·hm －2、施肥量为 600 kg·hm －2为最佳。
关键词:裸燕麦;播期;播种量;施肥量;产量;农艺性状;主成分分析
中图分类号:S512． 6 文献标识码:A 文章编号:1001-0629(2015)03-0433-09*
Effects of sowing date，sowing rate and fertilizer rate on grain yield and
agronomic characteristics of Avena sativa
ZHOU Ping-ping，ZHAO Jun，YAN Hong-hai，LAN Xiu-jin，PENG Yuan-ying
(Triticeae Ｒesearch Institute of Sichuan Agricultural University，Chengdu 611130，China)
Abstract:In order to establish the management strategies for high grains yields of naked oat (Avena sativa)in
Chengdu Plain，three naked oat cultivars Yanxuan 1，Bayou 6 and Baiyan 11 were used as materials to explore the
effects of sowing date，sowing rate and fertilizer rate on the grains yields and agronomic characteristics of naked oat．
The results showed the indices including number of productive ear，plant height，growing period and grains yield
with the treatment sowing on 1st November (B1)were significantly (P ＜ 0． 05)higher than those with the later so-
wing date treatment． The sowing rate had significant effects (P ＜ 0． 05)on oat grains yield but no significant effects
on plant height(P ＞ 0． 05)． Maximum yields occurred intermediate rate of sowing (3． 60 × 106 plants·ha －1)． The
* 收稿日期:2014-05-21 接受日期:2014-07-15
基金项目:国家燕麦荞麦产业技术体系(CAＲS-08);四川省教育厅项目(2013SZB0482)
第一作者:周萍萍 (1989-) ，女，四川岳池人，在读硕士生，主要从事燕麦栽培及遗传育种研究。E-mail:410792146@ qq． com
通信作者:彭远英(1979-) ，女，四川泸州人，副研究员，博士，主要从事燕麦遗传育种和分子生物学研究。E-mail:yy． peng@ hotmail． com
PＲATACULTUＲAL SCIENCE(Vol． 32，No． 03) 03 /2015
number of productive ear，plant height and grains yield increased with the increase of fertilizer rate (P ＜ 0． 05)，
but the increase rate slowed down with the increase of fertilizer rate． Principal Components Analysis (PCA)showed
that the order of contribution of the four cultivation factors on the naked oat yield and the main agronomic character-
istics was fertilizer rate ＞ sowing date ＞ cultivar ＞ sowing rate． Comparing the general score of Principal Components
Analysis with the yield of each treatment，the sowing on 1st November was better than sowing on 12th November in
oat grains yield． High sowing rate (1． 80 × 106 plant·ha －1，2． 70 × 106 plant·ha －1 and 3． 60 × 106 plant·ha －1)
or high fertilizer rate (600 and 825 kg·ha －1)produced high yield． In general，early sowing (1st November )
with 1． 80 × 106 plant·ha －1 sowing rate and 600 kg·ha －1 fertilizer rate were the best combination for grain yield
of naked oat in Chengdu Plain．
Key words:Avena sativa;sowing date;sowing rate;fertilizer rate;grain yield;agronomic characteristics;princi-
pal component analysis
Corresponding author:PENG Yuan-ying E-mail:yy． peng@ hotmail． com
燕麦(Avena sativa)隶属于禾本科燕麦族，为一
年一熟制作物［1］，又名雀麦、野麦。燕麦是一种营
养价值很高的粮草兼用型作物［2］，含有丰富的蛋白
质、膳食纤维以及不饱和脂肪酸［3-4］，其产量在世界
禾谷类作物中位列第五［5］。根据外稃特征栽培燕
麦分为裸粒型和带皮型两大类［6］。世界各国的栽
培种中主要以皮燕麦为主，而我国主要种植裸燕麦。
燕麦在中国具有悠久的种植历史，主要种植在山区、
高原和北部高寒地区［7］。随着燕麦研究的深入以
及食品工业的发展，燕麦越来越受到重视。然而，燕
麦相比其他作物，其单产较低［8-9］。因此，深入研究
燕麦高产栽培技术对指导燕麦生产及其推广具有重
要意义。
近年来，关于燕麦高产栽培技术已有不少报道。
播期对甘肃地区燕麦产量有显著(P ＜ 0． 05)影
响［10］。适量的氮肥和磷肥能够显著提高青藏高
原［11］、青海［12］及江西地区［13］燕麦产量。而研究施
肥量对旱地燕麦产量影响［14］的结果却表明，施肥量
与产量呈非正比关系。此外，还有播种量［13，15］对不
同地区燕麦产量和品质影响的研究。尽管燕麦作为
四川地区常见种植作物之一，但关于四川地区，特别
是成都平原地区裸燕麦高产栽培技术的研究却鲜有
报道。落后的燕麦种植技术及混杂的品种严重影响
了四川地区燕麦种植生产效益，阻碍了四川燕麦产
业的发展。因此，深入研究适合成都平原地区的燕
麦高产技术势在必行。本试验选取在凉山州品比试
验中表现良好的 3 个燕麦品种坝莜 6 号、白燕 11 号
和燕选 1 号，研究播期、播种量及施肥量对燕麦农艺
性状和籽粒产量的影响，旨在找到成都平原裸燕麦
种植的最佳栽培技术，为裸燕麦在成都平原地区的
高产栽培提供理论依据。
1 材料和方法
1． 1 试验地概况
试验点位于四川省崇州市桤泉镇四川农业大学
试验地，地理位置 103°38E、30°32N，海拔 507 m。
地处成都平原，土地肥沃，地势平坦。
1． 2 供试材料
本试验选取在凉山州品比试验中表现良好的 3
个裸燕麦品种燕选 1 号、坝莜 6 号和白燕 11 号为试
验材料。所选试验材料均由四川农业大学小麦研究
所保存。
1． 3 试验设计
设品种(A)、播期(B)、播种量(C)及施肥量
(D)4 个试验因素。其中品种设 3个试验水平:A1 为
坝莜 6号、A2 为白燕 11 号、A3 为燕选 1 号;设 2012
年 11月 1日(B1)和 2012 年 11 月 12 日(B2)两个播
期;播种量以基本苗为标准，设 4 个水平:C1 为 90 万
株·hm －2、C2 为 180 万株· hm
－2、C3 为 270 万
株·hm －2和 C4 为 360万株·hm
－2;施肥量设 4 个水
平:D1 为 150 kg·hm
－2、D2 为 375 kg·hm
－2、D3 为
600 kg·hm －2、D4 为 825 kg·hm
－2。上述试验因素
和水平组合共计 96 个处理，每个处理重复 3 次。采
用随机区组试验设计。所施肥料为四川省邛崃市复
合肥厂生产的硫酸钾型复合肥。试验采用人工条播，
434
03 /2015 草 业 科 学 (第 32 卷 03 期)
每个小区 10行，行距 30 cm，四周设保护行。
1． 4 农艺性状调查及数据处理
田间调查包括有效穗数、株高、成熟期在内的农
艺性状。其中每个小区选取中间 3 行进行有效穗数
统计，随机选择 10 株统计株高。各处理按小区进行
收割，单独脱粒、晾晒、记产。进行主成分分析时，先
将初始质量性状进行赋值，多重比较采用 Duncan
法，计算均在 SPSS18． 0 上进行。均值、标准差等计
算在 Excel 2003 上进行。
2 结果与分析
2． 1 品种、播期、播种量和施肥量对燕麦产量及农
艺性状的影响
品种 A1 和 A3 的有效穗数显著(P ＜ 0． 05)高于
品种 A2;品种 A2 的株高显著高于品种 A1 和 A3;品
种 A1 和 A2 生育期显著长于品种 A3;各品种籽粒产
量差异不显著(P ＞ 0． 05)。不同播期水平间，早播
(B1)水平下燕麦有效穗数、株高、生育期及产量均
显著高于晚播(B2)(P ＜ 0． 05)。播种量对燕麦株高
影响不显著，但对燕麦有效穗数、生育期和产量影响
显著。播种量在 C4(360 万株·hm
－2)水平下燕麦
产量最高，且显著高于 C1 水平下的燕麦产量，但与
C3 及 C2 水平下的燕麦产量差异不显著。施肥量对
燕麦有效穗数、株高、生育期及产量均有影响，其中
有效穗数及产量随着施肥量的增加而增加，在 D4
(825 kg·hm －2)和 D3(600 kg·hm
－2)水平下，燕麦
的产量及有效穗数达到最高，且显著高于 D2(375
kg·hm －2)和 D1(150 kg·hm
－2)水平;施肥量对株
高的影响显著，在 D3 和 D4 水平时，燕麦株高显著高
于 D1 和 D2 水平;施肥量对燕麦生育期的影响显著，
且随着施肥量的增加，燕麦生育期呈降低趋势;不同
施肥水平对燕麦产量影响显著，随着施肥量的增加，
产量增加，在 D4 水平达到最大值(表 1)。
表 1 品种、播期、播种密度和施肥量对产量及农艺性状的影响
Table 1 Effects of sowing date，sowing rate and fertilizer rate on grains yield and main traits
处理
Treatment
有效穗数
Productive ear /plant·hm －2
株高
Plant height /cm
生育期
Growing period /d
籽粒产量
Grain yield /kg·hm －2
A1 182． 2 ± 6． 7a 116． 8 ± 1． 8b 205． 1 ± 0． 7a 2 212． 2 ± 82． 1a
A2 130． 8 ± 5． 2b 133． 5 ± 1． 6a 204． 7 ± 0． 7a 2 187． 3 ± 89． 0a
A3 175． 3 ± 6． 5a 114． 8 ± 2． 2b 200． 1 ± 0． 6b 2 314． 3 ± 83． 9a
B1 175． 9 ± 5． 3a 125． 5 ± 1． 8a 206． 0 ± 0． 5a 2 462． 1 ± 62． 0a
B2 149． 1 ± 5． 3b 117． 0 ± 1． 5b 200． 3 ± 0． 5b 1 992． 3 ± 71． 0b
C1 125． 8 ± 5． 0c 120． 0 ± 1． 9a 205． 2 ± 0． 8a 1 910． 6 ± 83． 3b
C2 161． 5 ± 7． 8b 124． 3 ± 2． 5a 203． 5 ± 0． 9a 2 377． 1 ± 98． 8a
C3 174． 1 ± 7． 5ab 120． 0 ± 3． 0a 203． 5 ± 0． 8a 2 253． 8 ± 105． 0a
C4 190． 1 ± 7． 9a 121． 6 ± 2． 2a 201． 0 ± 0． 7b 2 419． 6 ± 93． 2a
D1 120． 8 ± 7． 1c 116． 3 ± 2． 6c 206． 0 ± 0． 6a 1 499． 8 ± 93． 7c
D2 147． 7 ± 4． 5b 105． 5 ± 1． 5d 207． 1 ± 0． 8a 1 850． 1 ± 32． 8b
D3 197． 3 ± 7． 8a 135． 8 ± 2． 0a 200． 1 ± 0． 7b 2 763． 5 ± 75． 6a
D4 184． 8 ± 7． 6a 129． 7 ± 1． 6b 199． 8 ± 0． 6c 2 803． 3 ± 72． 5a
注:A1 ～ A3 表示品种名称，分别为坝莜 6 号，白燕11 号和燕选1 号;B1 和 B2 表示播期，分别为 2012 年11 月1 日和 2012 年11 月12 日;C1 ～ C4
分别表示播种量为 90 万、180 万、270 万和 360 万株·hm －2;D1 ～ D4 分别表示施肥量在 150、375、600 和 825 kg·hm －2;同列中不同小写字母
表示不同处理间差异显著(P ＜ 0． 05)。
Note:A1，A2 and A3 represent the cultivar Bayou 6，Baiyan 11 and Yanxuan 1，respectively;B1 and B2 represent sowing date are 1st November 2012 and
12th November 2012，respectively;C1 ～ C4 represent sowing rate are 900 000，1 800 000，2 700 000 and 3 600 000 plant·ha －1，respectively;D1 ～
D4 represents fertilization rate are 150，375，600 and 825 kg·ha －1，respectively;Different lower case within different treatments in the same column
mean significant difference at 0． 05 level．
534
PＲATACULTUＲAL SCIENCE(Vol． 32，No． 03) 03 /2015
2． 2 燕麦产量与栽培条件主成分分析
2． 2． 1 燕麦产量与栽培条件及农艺性状的相关矩
阵 单从相关矩阵(表 2)中来看，各栽培条件之间
并没有相关性(P ＞ 0． 05) ，各栽培条件与产量及农
艺性状间几乎都达到极显著相关(P ＜ 0． 01)。与产
量相关的因子中，施肥量和产量的相关系数最大
(r = 0． 672) ，说明施肥量对产量的影响最大。其次
是有效穗数和株高，相关系数分别为 0． 622 和
0． 567。品种与有效穗数、株高和生育期间均极显著
相关。
2． 2． 2 燕麦产量与栽培条件主成分分析 根据主
成分特征值大于 1 的原则，进行主成分的提取［16］。
其中，共有 4 个主成分其特征值大于 1(表 3)。第一
主成分的贡献率为 33． 621%，第二主成分的贡献率
为 18． 635，第三主成分和第四主成分的贡献率分别
达到 15． 939%和 15． 316%。前 4 个主成分累计贡
献率达到 83． 511%，即前 4 个主成分能代表该栽培
条件及农艺性状信息的 83． 511%。
为了使各主成分的负载量向 0 ～ 1 极化，以便于
对主成分进行更合理的解释和命名［17］，本研究对初
始因子载荷进行了 5 次标准化正交旋转，并对旋转
后因子载荷中的数据除以与主成分相对应的特征值
并开平方根，得到每个主成分中每个指标所对应的
系数，即特征向量(表4)。第一主成分是施肥量对
表 2 燕麦产量与栽培条件及农艺性状相关矩阵
Table 2 The correlation matrix of oat yield，agronomic traits and cultivation factors
指标
Parameter
品种
Cultivar
播期
Sowing
date
播种量
Sowing
rate
施肥量
Fertilizer
rate
有效穗数
Productive
ear
株高
Plant
height
生育期
Growing
period
品种 Cultivar 1． 000
播期 Sowing date － 0． 013 1． 000
播种量 Sowing rate 0． 026 － 0． 030 1． 000
施肥量 Fertilizer rate 0． 009 － 0． 041 － 0． 028 1． 000
有效穗数 Productive ear 0． 259＊＊ 0． 200＊＊ 0． 369＊＊ 0． 435＊＊ 1． 000
株高 Plant height － 0． 239＊＊ 0． 218＊＊ 0． 007 0． 412＊＊ 0． 278＊＊ 1． 000
生育期 Growing period 0． 150＊＊ 0． 442＊＊ － 0． 230＊＊ － 0． 442＊＊ － 0． 292＊＊ － 0． 241＊＊ 1． 000
籽粒产量 Grain yield － 0． 035 0． 276＊＊ 0． 204＊＊ 0． 672＊＊ 0． 622＊＊ 0． 567＊＊ － 0． 381＊＊
注:＊＊表示极显著相关(P ＜ 0． 01)。
Note:＊＊ represent significant correlation at 0． 01 level．
表 3 主成分分析
Table 3 The principal components analysis
成分
Component
初始特征值 Total variance explained
特征值
Eigenvalues
贡献率
Explained
variance /%
累积贡献率
Cumulative
variance /%
旋转平方和 Ｒotating variance
特征值
Eigenvalues
贡献率
Explained
variance /%
累积贡献率
Cumulative
variance /%
1 2． 858 35． 724 35． 724 2． 690 33． 621 33． 621
2 1． 490 18． 625 54． 349 1． 491 18． 635 52． 256
3 1． 331 16． 640 70． 989 1． 275 15． 939 68． 195
4 1． 002 12． 521 83． 509 1． 225 15． 316 83． 511
5 0． 482 6． 026 89． 535
6 0． 359 4． 481 94． 017
7 0． 287 3． 587 97． 604
8 0． 192 2． 396 100． 000
634
03 /2015 草 业 科 学 (第 32 卷 03 期)
表 4 初始因子载荷矩阵及特征向量
Table 4 Principal component matrix and eigenvector
指标
Parameter
因子载荷 Principal component matrix
P1 P2 P3 P4
特征向量 Eigenvector
A1 A2 A3 A4
籽粒产量(X1)Grain yield 0． 897 0． 084 0． 209 － 0． 020 0． 547 0． 069 0． 185 － 0． 018
施肥量(X2)Fertilizer rate 0． 837 － 0． 263 － 0． 143 0． 096 0． 510 － 0． 215 － 0． 127 0． 087
株高(X3)Plant height 0． 711 0． 151 － 0． 037 － 0． 404 0． 434 0． 124 － 0． 033 － 0． 365
有效穗数(X4)Productive ear 0． 651 0． 079 0． 485 0． 371 0． 397 0． 065 0． 430 0． 335
播期(X5)Sowing date 0． 223 0． 910 0． 055 － 0． 046 0． 136 0． 745 0． 049 － 0． 042
生育期(X6)Growing period － 0． 454 0． 741 － 0． 232 0． 151 － 0． 277 0． 607 － 0． 205 0． 136
品种(X7)Cultivar 0． 015 － 0． 076 0． 958 － 0． 013 0． 009 － 0． 062 0． 848 － 0． 012
播种量(X8)Sowing rate － 0． 013 0． 046 0． 007 0． 943 － 0． 008 0． 038 0． 006 0． 852
燕麦产量、株高和有效穗数促进作用的量度，其对第
一主成分的负荷量达到 0． 837，表明施肥量对产量、
株高和有效穗数的影响较大，故第一主成分的主要
因子为施肥量。同时，株高和有效穗数在第一主成
分中的负荷量也较大，分别达到 0． 711 和 0． 651，说
明株高和有效穗数对产量也有较大影响。播期对第
二主成分的负荷量最大，达到 0． 910，故该主成分为
播期因子。品种对第三主成分的正向负荷量最大，
为 0． 958，故第三主成分为品种因子。第四主成分
中负荷量最大的是播种量，为 0． 943，因此第四主成
分因子为播种量因子。
主成分综合得分能反映出各主成分中最优组
合。为了避免计算结果受变量量纲和数量级不同的
影响［18］，在进行主成分得分计算时先对产量、栽培
条件及农艺性状数据进行标准化处理。标准化处理
后与特征向量相乘，从而得到主成分表达式，如下:
Z1 = 0． 547X1 + 0． 51X2 + 0． 434X3 + 0． 397X4 +
0． 136X5 － 0． 277X6 + 0． 009X7 － 0． 008X8;
Z2 = 0． 069X1 － 0． 215X2 + 0． 124X3 + 0． 065X4 +
0． 745X5 + 0． 607X6 － 0． 062X7 + 0． 038X8;
Z3 = 0． 185X1 － 0． 127X2 － 0． 033X3 + 0． 43X4 －
0． 049X5 － 0． 205X6 + 0． 848X7 + 0． 006X8;
Z4 = － 0． 018X1 + 0． 087X2 － 0． 365X3 +
0． 335X4 － 0． 042X5 + 0． 136X6 － 0． 012X7 + 0． 852X8 ．
以每个主成分所对应的特征值占所提取主成分
总的特征值之和的比例，即方差贡献率作为权重，计
算主成分综合模型［19］(Z0)为:
Z0 = 0． 336Z1 + 0． 186Z2 + 0． 159Z3 + 0． 153Z4 ．
再将标准化的数据代入以上公式，从而得到主
成分得分及综合模型得分(表 5)。
第一主成分(Z1)得分高的组合(1 ～ 10)全部在
D3(600 kg·hm
－2)和 D4(825 kg·hm
－2)施肥水平
下的组合，而得分低的组合(11 ～ 20)在 D1(150
kg·hm －2)施肥水平下的组合。这表明施肥量对第
一主成分的影响最大，是影响产量性状因子最主要
因素。第二主成分(Z2)得分排名中，得分高的组合
(1 ～ 10)为在播期 B1 水平下的组合，得分低的组合
(11 ～ 20)为在播期 B2 水平下的组合，这表明播期
为第二主成分的主要因素。同样在第三主成分和第
四主成分得分中，得分高或低的组合分别为在同一
品种(A1 或 A2)水平下和同一播种量(C4 或 C1)水
平下的组合。因此，第三、第四主成分的主要影响因
子分别为品种和播种量。
从主成分综合模型(Z0)(表 5)可以看出，3 个
供试燕麦品种，在得分最高和最低的组合中均有出
现，这表明品种对产量的影响较小;综合得分最高的
组合均为播期 B1 水平下的组合，综合得分最低的组
合均为播期 B2 水平下的组合，这表明播期对各处理
组合综合得分影响较大;C2、C3 和 C4 播种量水平下
的组合，其综合得分均出现在前 10 组合，而 C1 播种
量水平下的组合综合得分较低，但排在后 10 个组合
中，不仅仅包括 C1 播种量水平下的组合，这表明播
种量对各组合综合得分影响较小。大部分在 D3、D4
施肥量水平下的组合综合得分高，在 D1 施肥量水平
下的各处理综合得分低。结合实际产量可以看出，
大部分综合得分较高的组合，其产量较高，这表明综
734
PＲATACULTUＲAL SCIENCE(Vol． 32，No． 03) 03 /2015
合得分值能够反映各组合间的优劣。坝莜 6 号
(A1)在播期为 B1 水平、播种量为 C2、C3 和 C4 水
平、施肥量为 D3 和 D4 水平时的组合均能够取得较
高的产量，最优组合为 A1B1C2D3;白燕 11 号在播期
B1 水平下、播种量为 C4 水平、施肥量为 D4 时的组
合产量最优;燕选 1 号的 最 优 栽 培 组 合 为
A3B1C2D3，但在播期 B1 水平、播种量为 C3 或 C4、施
肥量为 D3 和 D4 时也表现出较高的产量。
2． 3 播期、播种量和施肥量对燕麦产量的多重比较
相关性分析及主成分分析结果表明，品种对燕
麦产量的影响不显著(P ＞ 0． 05) ，因此，不考虑品种
因素的情况下对 32 个处理组合进行了多重比较
(表 6) ，结果表明，播期为 2012 年 11 月 1 日(B1)
时、播种量在 180 万株·hm －2(C2)和施肥量在 600
kg·hm －2(D3)的处理组合产量最高，且与播期为
2012 年 11 月 1 日 (B1)、种植密度为 360 万
株·hm －2(C4)和施肥量为 825 kg·hm
－2(D4)及种
植密度为180万株·hm －2(C2)和施肥量为825
表 5 部分组合主成分综合得分
Table 5 Principal component score and general score of the major characters of some treatment combinations
编号
Code
处理组合
Treatment
combination
Z1
处理组合
Treatment
combination
Z2
处理组合
Treatment
combination
Z3
处理组合
Treatment
combination
Z4
处理组合
Treatment
combination
Z0
Z0 组合实际产量
Z0 combination of
the actual yield
1 A2B1C4D4 2． 8 A2B1C3D2 2． 1 A1B1C2D3 2． 0 A3B2C4D2 1． 8 A1B1C4D4 1． 3 2 884． 8
2 A3B1C4D3 2． 4 A2B1C2D2 1． 9 A1B2C4D4 2． 0 A3B1C4D2 1． 7 A3B1C4D3 1． 3 3 497． 6
3 A3B1C2D3 2． 4 A1B1C3D2 1． 9 A1B1C4D4 1． 9 A1B1C4D2 1． 7 A1B1C2D3 1． 3 3 560． 1
4 A3B1C4D4 2． 4 A1B1C2D2 1． 8 A1B1C3D3 1． 9 A1B2C4D2 1． 7 A1B1C4D3 1． 2 2 932． 0
5 A1B1C2D3 2． 4 A2B1C2D1 1． 8 A1B2C4D3 1． 9 A1B1C4D4 1． 7 A2B1C4D4 1． 2 3 747． 7
6 A2B1C2D3 2． 4 A2B1C1D1 1． 7 A1B1C4D3 1． 9 A1B2C4D3 1． 6 A3B1C4D4 1． 2 3 368． 4
7 A3B1C3D3 2． 3 A2B1C1D2 1． 7 A1B1C2D4 1． 8 A1B2C4D4 1． 5 A1B1C3D3 1． 2 2 976． 5
8 A1B1C2D4 2． 3 A1B1C1D2 1． 7 A1B2C3D3 1． 7 A3B1C4D4 1． 4 A1B1C3D4 1． 1 3 065． 4
9 A3B2C4D4 2． 2 A2B1C4D1 1． 6 A1B2C2D4 1． 6 A3B1C4D3 1． 4 A3B1C3D3 1． 1 3 476． 7
10 A3B1C2D4 2． 2 A1B1C2D1 1． 6 A1B1C3D4 1． 6 A3B2C4D3 1． 3 A3B1C2D3 1． 1 3 543． 4
11 A2B2C2D1 － 2． 2 A3B2C2D3 － 1． 5 A2B1C2D2 － 1． 4 A2B2C1D4 － 1． 4 A1B2C3D1 － 1． 0 462． 7
12 A1B2C4D1 － 2． 2 A2B2C2D4 － 1． 6 A2B2C1D3 － 1． 4 A3B2C1D3 － 1． 4 A2B2C4D1 － 1． 0 1 217． 3
13 A2B2C4D1 － 2． 2 A1B2C4D4 － 1． 7 A2B1C1D1 － 1． 5 A2B2C1D2 － 1． 4 A1B2C2D1 － 1． 1 725． 4
14 A2B2C3D1 － 2． 5 A3B2C4D3 － 1． 8 A2B2C1D2 － 1． 6 A3B1C1D4 － 1． 4 A2B2C1D2 － 1． 1 1 525． 8
15 A3B2C2D1 － 2． 6 A3B2C1D3 － 1． 8 A2B2C3D1 － 1． 6 A2B2C1D3 － 1． 5 A2B2C3D1 － 1． 2 569． 7
16 A3B2C1D1 － 2． 6 A2B2C4D4 － 1． 8 A2B2C4D1 － 1． 7 A2B1C1D4 － 1． 6 A2B2C2D1 － 1． 2 1 013． 0
17 A1B2C1D1 － 2． 7 A3B2C2D4 － 2． 0 A2B2C1D4 － 1． 7 A2B2C1D1 － 1． 7 A3B2C1D1 － 1． 3 558． 6
18 A1B2C2D1 － 2． 8 A3B2C1D4 － 2． 0 A2B2C2D1 － 1． 7 A2B1C1D1 － 1． 7 A3B2C2D1 － 1． 3 1 213． 1
19 A2B2C1D1 － 3． 0 A3B2C4D4 － 2． 0 A2B1C1D2 － 1． 8 A1B2C1D1 － 1． 8 A1B2C1D1 － 1． 4 433． 6
20 A1B2C3D1 － 3． 0 A3B2C3D4 － 2． 1 A2B2C1D1 － 1． 9 A2B1C1D3 － 1． 9 A2B2C1D1 － 1． 7 108． 4
注:表中组合 1 ～ 10 和 11 ～ 20 分别为主成分综合得分排名最高和最低的 10 个组合。
Note:The combinations of 1 to 10 and 11 to 20 are the highest and lowest general scores in PCA analysis，respectively．
834
03 /2015 草 业 科 学 (第 32 卷 03 期)
表 6 播期、播种量和施肥量对产量影响的多重比较
Table 6 Multiple comparisons among sowing date，sowing rate and fertilizer rate
播种期
Sowing date /
yyyy-mm-dd
播种量
Sowing rate / × 104
plant·hm －2
施肥量 Fertilizer rate /kg·hm －2
150(D1) 375(D1) 600(D1) 825(D1)
2012-11-01
(B1)
90(C1) 1 614． 7 ± 276． 2no 1 673． 1 ± 122． 9mno 2 550． 3 ± 398． 2fgh 2 768． 1 ± 552． 9def
180(C2) 2 186． 8 ± 470． 1hij 1 995． 4 ± 290． 9ijklmn 3 537． 9 ± 199． 6a 3 165． 6 ± 363． 6abc
270(C3) 2 009． 3 ± 476． 8ijklm 2 032． 5 ± 128． 7ijkl 3 084． 9 ± 651． 7bcd 2 887． 6 ± 710． 9bcdef
360(C4) 2 085． 3 ± 582． 3ijk 2 140． 0 ± 298． 8ij 3 030． 1 ± 751． 8bcde 3 281． 8 ± 536． 8ab
2012-11-12
(B2)
90(C1) 441． 9 ± 309． 5r 1 705． 5 ± 232． 1klmno 2 152． 1 ± 377． 1hij 2 051． 0 ± 489． 3ijkl
180(C2) 1 035． 5 ± 233． 4pq 1 690． 7 ± 147． 9klmno 2 358． 6 ± 380． 5ghi 2 914． 6 ± 265． 0bcdef
270(C3) 644． 4 ± 372． 2qr 1 644． 3 ± 229． 5mno 2 853． 8 ± 421． 4cdef 2 649． 5 ± 532． 0efg
360(C4) 1 369． 4 ± 307． 0op 1 919． 5 ± 240． 1jklmn 2 809． 7 ± 442． 7cdef 2 999． 4 ± 406． 4bcde
注:不同小写字母表示 32 个处理组合间差异显著(P ＞ 0． 05)。
Note:Different lower case letters mean significant difference among 32 treatments at 0． 05 level．
kg·hm －2(D4)处理组合差异不显著。播期 B1 水平
下的处理组合燕麦产量较播期 B2 水平下的处理组
合燕麦产量高。这表明，适时的早播有利于增产。
3 讨论
3． 1 不同因子对裸燕麦主要农艺性状及产量影响
本试验选用了在凉山州品比试验中表现良好的
3 个裸燕麦品种坝莜 6 号、白燕 11 号和燕选 1 号为
试验材料，结果表明，3 个供试品种在各农艺性状表
现中差异不明显，说明供试 3 个裸燕麦品种均适宜
在成都平原推广。
播期对供试 3 个裸燕麦品种有效穗数、株高、生
育期及产量影响显著(P ＜ 0． 05) ，早播(B1)比晚播
(B2)的生育期长。播期对沈农燕麦 1 号的生育期
影响也显著［20］，这可能跟适当早播增加了植株的生
长时间有关。生育期越长，越有利于干物质积累，从
而使产量增加［21］。早播时，燕麦有效穗数比晚播时
多。随着播期的推迟，裸燕麦分蘖力相对减弱，从而
导致有效穗数的降低，最终影响燕麦产量［22］。
在适宜的播种量水平下，燕麦的产量构成因素
之间协调较好，产量最高，若播种量过大，由于穗粒
数和粒重下降造成的产量损失大于穗数增加所得的
补偿，从而造成减产;反之，播种量过小，单位面积上
有效穗数减小，穗粒数和粒重虽然有所增加，但得不
偿失，导致减产［23］。本研究表明，播种量水平在 C4
(360 万株·hm －2)时的有效穗数最大，在 C1(90 万
株· hm －2)时有效穗数最小，但 C2 (180 万
株·hm －2)水平时却比 C3(270 万株·hm
－2)水平
时的产量高，有效穗数低于 C3 水平，这可能与燕麦
产量构成因素间的协调有关。播种量在 C4 水平时，
燕麦平均产量最高，然而与在 C3(270 万株·hm
－2)
和 C2(180 万株·hm
－2)水平下的燕麦产量差异不
显著(P ＞ 0． 05)。尽管在播种量水平为 360 万
株·hm －2时各燕麦品种产量最高，但考虑到其产量
与在 C2(180 万株·hm
－2)下差异不显著，而播种量
是 C2 水平下的 2 倍。因此，播种量控制在 180 万
株·hm －2左右最为合适。
燕麦是无限花序作物，只要条件适宜，就可以增
加小花数和小穗数［24］，从而增加籽粒的产量。大量
试验表明［11-12，25］，施肥量对产量构成因素如穗粒重、
有效穗数影响显著(P ＜ 0． 05)。因此，施肥量是燕
麦产量的重要因素之一。本研究表明，供试 3 个裸
燕麦品种有效穗数、株高以及产量均随着施肥量的增
加而增加，但增加幅度随着施肥量的增加而逐渐降
低。这与对高寒山区燕麦的研究结果一致［14］。施 N
和施 P均能提高青藏高原地区穗数、穗粒数、千粒重、
穗粒重、种子产量［11］。在 D4(825 kg·hm
－2)施肥水
平下的平均产量(2 803． 3 kg·hm －2)最高。然而，
在 D4 施肥水平的燕麦产量与在 D3(600 kg·hm
－2)
施肥水平下的平均产量(2 763． 5 kg·hm －2)并无显
934
PＲATACULTUＲAL SCIENCE(Vol． 32，No． 03) 03 /2015
著差异(P ＞ 0． 05) ，故从经济效益角度来考虑，施肥
量控制在 600 kg·hm －2左右更为适宜，能够获得最
高的经济收益。
3． 2 各燕麦品种的群体产量特征
在本试验中不难发现，各品种之间的产量并无
显著(P ＞ 0． 05)差异，这表明 3 个供试品种均适合
在成都平原地区播种使用。对于坝莜 6 号适当的早
播可以增加其产量，在早播水平下，播种量为 180 万
株·hm －2、施肥量为 600 kg·hm －2时其获得的产量
最高，且由于其具有较高的有效穗数，因此，可以适
当降低播种量，以避免播种量过大造成穗粒数和千
粒重的下降［15］。对于白燕 11 号，适当的早播同样
有利于增产，在早播水平下，播种量为 C4(360 万株
·hm －2)、施肥量为 D4(825 kg·hm
－2)时，其产量
最高。相比坝莜 6 号，其在更多播种量和施肥水平
下可以取得更高的产量，这与其有效穗数较低有直
接关系。这再次表明，适量密播和加大施肥量能够
增加有效穗数，从而增产。燕选 1 号与坝莜 6 号表
现出基本相同的增产特性，有效穗数都较高。
3． 3 供试裸燕麦在成都平原地区实现高产的最优
栽培组合
本试验采用主成分分析法对最优栽培组合措施
进行评价。从主成分因子可以看出，第一主成分对
产量的贡献最大，而施肥量作为第一主成分的主要
因子，故施肥量对产量的影响就显得尤为重要。其
他主成分与产量的相关性较小。可以初步推测，各
栽培因素对产量的贡献大小为施肥量 ＞播期 ＞品
种 ＞播种量。
比较各主成分综合得分排名及实际产量可知，
综合排名得分较高的组合其实际产量也较高，因此，
可以利用综合得分排名进行最优组合的筛选。从得
分较高的组合中可以看出，早播组合较晚播组合产
量高，施肥量在 600 和 825 kg·hm －2水平下，播种量
控制在 180 万、270 万和 360 万株·hm －2都可以得
到较高产量。综合来看，3 个供试裸燕麦品种在 11
月 1 日左右播种，播种量为 C2(180 万株·hm
－2)、
施肥量为 D3(600 kg·hm
－2)时，各品种都达到最高
产或次高产，平均产量在 3 537． 879 kg·hm －2。尽
管受当年的降水、光照等环境因素影响，但该结果是
在往年多次预试验基础上总结设计的多因素随机区
组试验，其结果具有一定的参考价值，当然也有待进
一步进行多年多点试验以验证该高产组合的稳定性
和适用范围。
4 结论
本试验中，3 个供试裸燕麦品种在最佳栽培组
合下均表现出高产水平，具有在成都平原推广的潜
力。从试验结果来看，播期、播种量、施肥量对燕麦
主要农艺性状及产量均有影响。其中播期和施肥量
影响显著(P ＜ 0． 05)。适宜的早播能够增加燕麦有
效穗数及生育期天数，从而达到增产的目的。施肥
量对有效穗数、株高和产量影响显著，均随着施肥量
的增加而增加。播种量在 C2、C3、C4 时的产量显著
高于 C1，而 C2、C3、C4 3 个播种量水平之间的燕麦产
量并无显著差异。综合考虑，3 个供试裸燕麦品种
在 11 月 1 日左右播种，播种量控制在 180 万
株·hm －2、施肥量为 600 kg·hm －2左右时，各品种
能取得最大的收益比。
参考文献
［1］ 何玉龙，周青平，纪亚君，颜红波，雷生春，贾志锋，刘文辉，梁国玲．施肥对青引 1 号燕麦产量及构成性状的影响［J］．草
业科学，2012，29(6) :968-972．
［2］ Wu B，Zhang Z W，Chen L Y，He M G． Isolation and characterization of novel microsatellite markers for Avena sativa (Poaceae)
(Oat) ［J］． American Journal of Botany，2012，99(2) :69-71．
［3］ Oliver Ｒ E，Obert D E G，Hu J M，Bonman E，O’Leary-Jepsen，Jackson E W． Development of oat-based markers from barley and
wheat microsatellites［J］． Genome，2010，6:458-471．
［4］ Micek P，Kulig B，Woznica P，Sajdak A． The nutritive value for ruminants of faba bean (Vicia faba)seeds and naked oat (Avena
nuda)grain cultivated in an organic farming system［J］． Journal of Animal and Feed Sciences，2012，21:773-786．
044
03 /2015 草 业 科 学 (第 32 卷 03 期)
［5］ 刘伟，刘景辉，萨如拉，苏文楠．腐殖酸水溶肥料对燕麦生长和产量的影响［J］．作物杂志，2013(6) :87-89．
［6］ 张海鹏，孙泽明．中国燕麦［M］．北京:农业出版社，1989:1-5．
［7］ 张向前，刘景辉，齐冰洁，郭晓霞，焦伟红．燕麦种质资源主要农艺性状的遗传多样性分析［J］．植物遗传资源学报，2010，
11(2) :168-174．
［8］ De Koeyer D L，Tinker N A，Wight C P，Burrows J，Devl V D，O’Donoughue L S，Lybaert A，Molnar S J，Armstrong K C，Fedak
G，Wesenberg D M，Ｒossnagel B G，McElroy A Ｒ． A molecular linkage map with associated QTLs from a hulless × covered spring
oat population［J］． Theoretical and Applied Genetics，2004，108:1285-1298．
［9］ Drozd D，Szajsner H，Bieniek J，Banasiak J． Influence of laser biostimulation on germination capacity and seedling characteristics
in oat cultivars［J］． Acta Agrophysica，2004，4(3) :637-643(in Polish)．
［10］ 杨丽娜，赵桂琴，侯建杰．播期、肥料种类及其配比对燕麦生长及产量的影响［J］．中国草地学报，2013，35(4) :47-51．
［11］ 鲍根生，周青平，韩志林，颜红波，王宏生．施肥对青藏高原燕麦产量和品质的影响［J］．中国草地学报，2010，32(2) :
108-112．
［12］ 贾志锋，周青平，韩志林，颜红波． N、P肥对裸燕麦生产性能的影响［J］．草业科学，2007，24(6) :19-22．
［13］ 张昆，刘小三，郑伟，雷礼文． 播种量和施肥对丘陵红壤区裸燕麦产量和主要性状的影响［J］． 江西农业学报，2012，
24(12) :15-17．
［14］ 罗振堂，郭连云，侯万红，王晓兰．施肥量对高寒半干旱地区燕麦生长的影响［J］．安徽农业科学，2011，39(21) :12681-
12683．
［15］ 张国胜，李希来，马宗泰，颜亮东，何彩萍，杨力军．播种期和播种密度对“圈窝子”燕麦产量的影响研究［J］．草业科学，
2002，19(11) :21-24．
［16］ 张玉． SPSS软件和主成分分析法在牧草营养价值评价中的应用［J］．安徽农业科学，2012，40(12) :7186-7188．
［17］ 郭笃发，王秋兵．主成分分析法对土壤养分与小麦产量关系的研究［J］．土壤学报，2005，42(3) :523-527．
［18］ 彭锐，王爱平，伍晓丽，李隆云，银福军，李泉森．不同产地川党参土壤养分主成分分析和聚类分析［J］．西南农业学报，
2008，21(2) :420-424．
［19］ 高祥宝，董寒青．数据分析与 SPSS应用［M］．北京:清华大学出版社，2007:357-363．
［20］ 霍晓阳，岳武，王敬亚，杜妍妍，张振平．播期和播种量对沈农燕麦 1 号产量影响的研究［J］．吉林农业，2012(1) :39-41．
［21］ 王盼忠，刘英．不同播期对旱地莜麦生产效应的影响［J］．内蒙古农业科技，2001(2) :14-15．
［22］ 吴娜，曾昭海，任长忠，郭来春，赵国军，胡跃高． 播期对裸燕麦生物学特性和产量的影响［J］． 麦类作物学报，2008，28
(3) :496-501．
［23］ 王盼忠，冯高，郑联寿．旱地莜麦合理种植密度的研究［J］．麦类作物学报，1997，17(4) :48-50．
［24］ 黄相国，葛菊梅．燕麦(Avena sativa L．)的营养成分与保健价值探讨［J］．麦类作物学报，2004，24(4) :147-149．
［25］ 德科加．施肥对青藏高原燕麦种子产量及产量组分的影响［J］．种子，2009，28(8) :71-74．
(责任编辑 武艳培)
144