全 文 ：核 农 学 报　 ２０１４，２８（１２）：２２９０ ～ ２２９９
Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｎｕｃｌｅａｒ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ
收稿日期：２０１３⁃０８⁃０２　 接受日期：２０１４⁃０３⁃１４
基金项目：现代农业产业技术体系建设专项资金资助（ＣＡＲＳ⁃０７ － １２􀆰 ５ － Ａ１１）
作者简介：朱元刚，男，中级农艺师，主要从事作物栽培生理生态研究。 Ｅ⁃ｍａｉｌ：ｚｈｕｙｕａｎｇａｎｇ２００２＠ １６３． ｃｏｍ
通讯作者：高凤菊，女，高级农艺师，主要从事作物栽培生理生态研究。 Ｅ⁃ｍａｉｌ：ｇｆｊ１９７０＠ １２６． ｃｏｍ
文章编号：１０００⁃８５５１（２０１４）１２⁃２２９０⁃１０
不同行株距配置下夏播谷子产量及相关性状的
多重分析
朱元刚　 高凤菊
（德州市农业科学研究院，山东 德州　 ２５３０１５）
摘　 要：以济谷 １５ 和豫谷 １８ 为试验材料，在同一密度（６􀆰 ０ × １０５ 株·ｈｍ － ２）设计 ５ 个不同的群体分布，即
行距 ×株距分别为 ６０ｃｍ ×２􀆰 ８ｃｍ、５０ｃｍ × ３􀆰 ３ｃｍ、４３ｃｍ × ３􀆰 ９ｃｍ、３７􀆰 ５ｃｍ × ４􀆰 ４ｃｍ、３０ｃｍ × ５􀆰 ６ｃｍ，分析不
同行株距配置对谷子产量及相关性状的影响。 结果表明：籽粒产量、生物产量、谷穗重和谷草产量均随
行距的缩小、株距的加大而呈上升趋势；单穗重、单穗粒重和株草重的变异系数较大，收获指数、千粒重
和出谷率的变异系数较小；籽粒产量与单穗重（０􀆰 ８８６∗∗）、单穗粒重（０􀆰 ８８５∗∗）、谷穗重（０􀆰 ９７９∗∗）、生物产
量 （０􀆰 ９１７∗∗） 和谷草产量 （０􀆰 ６６９∗ ） 呈正相关，与株高 （ － ０􀆰 ９１８∗∗）、穗长 （ － ０􀆰 ９２１∗∗） 和千粒重
（ － ０􀆰 ７８３∗∗）呈负相关；多元线性回归分析入选的 ８ 个因子对谷子产量模型的决定系数达 ０􀆰 ９９９６；通过
主成分分析将 １４ 个产量及相关性状简化为彼此互不相关的 ２ 个主成分，累计贡献率 ９０􀆰 ０４％ ，其反应
的信息与基于 １４ 个产量及相关性状的相关分析和通径分析结果基本一致。 综合评价结果表明，３０ｃｍ
×５􀆰 ６ｃｍ处理的群体具有较理想的产量构成因子，行株距搭配合理，群体空间分布适宜，产量构成因素
协调，产量显著提高。 适当缩小行距、扩大株距有利于夏播谷子高产稳产。 本研究旨在为谷子高产栽培
提供理论依据和技术支持。
关键词：谷子；行株距；产量；性状；多重分析
ＤＯＩ：１０􀆰 １１８６９ ／ ｊ． ｉｓｓｎ． １００⁃８５５１􀆰 ２０１４􀆰 １２． ２２９０
　 　 谷子［ Ｓｅｔａｒｉａ ｉｔａｌｉｃａ（Ｌ． ） Ｂｅａｕｖ］为禾本科，具有
抗旱、耐贫瘠、稳产、营养丰富等特点，在农业生产中具
有重要地位，是我国主要的杂粮作物之一［１］。 随着社
会进步，人民生活水平不断提高，膳食结构正在发生变
化，谷子的需求量呈上涨趋势。 但是多年来旱作常规
种植谷子单产水平普遍较低，提高产量成为谷子生产
中亟待解决的问题。 行株距配置是群体构建的重要栽
培措施之一，作为高产栽培的主要调控手段历来备受
栽培研究工作者关注［２ － ３］。 长期以来，国内外科研工
作者对于行株距配置对作物高产群体特征的影响研究
颇多，大多集中在水稻［４ － ８］、小麦［９ － １２］、大豆［１３ － １７］等
作物上。 闫川等［４］ 研究表明，水稻在中等行株距
（３０􀆰 ０ｃｍ ×１３􀆰 ３ｃｍ）配置下产量最高，较宽、窄行距处
理群体具有适宜的叶面积指数和较高的剑叶光合速
率。 王夫玉等［６］研究认为，水稻群体产量、穗数·ｈｍ２、
总颖花量、结实率、千粒重均随行株距比例（ＲＳ ／ ＩＳ）呈
抛物线变化，ＲＳ ／ ＩＳ 增大，群体内部光照强度增加，光
分布趋于合理。 孙淑娟等［１２］研究表明，冬小麦行株距
分布较均匀的 １４ｃｍ ×３􀆰 ５ｃｍ处理产量最高，能够明显
改善近地面的微气候状况。 周勋波等［１３］和齐林等［１６］
研究表明，减小行距、增大株距有利提高干物质积累和
光合产物的有效分配；在确定的种植密度下较均匀的
植株分布能够形成较高经济产量，而随植株均匀性变
差干物质积累量减少，干物质积累重心随行株距减小
而上移。 赵双进等［１４］和刘忠堂［１５］研究指出，缩小行
距、扩大株距使植株分布更均匀合理，有利于改善单株
生育状况，提高单株生产力，有利于大豆产量潜力的表
达。 目前，国内学者广泛开展了谷子施肥［１８ － ２１］、栽培
０９２２
　 １２ 期 不同行株距配置下夏播谷子产量及相关性状的多重分析
密度［２２］、品种和生理［２３ － ２４］、盐胁迫［２５ － ２６］ 和干旱胁
迫［２７ － ２８］等方面的诸多研究，较多的研究成果，有力地
促进了谷子的生产，而对于谷子行株距配置方面的研
究却鲜有报道。 因此，开展谷子行株距配置方面的研
究，筛选出适宜谷子高产的行株距配置，对于提高谷子
产量具有重要意义。 本试验以济谷 １５ 和豫谷 １８ 为研
究对象，在相同密度条件下设置 ５ 种不同行株距配置，
构建差异群体分布，测定了 １４ 个产量相关性状，采用
多重分析探讨行株距配置对夏播谷子产量及相关性状
的影响，以期发现与谷子产量及相关性状有影响的主
因子和相关关系，为谷子高产栽培提供理论依据和技
术支持。
１　 材料与方法
１􀆰 １　 试验地点与材料
试验于 ２０１２ 年在德州市农业科学研究科研试验
基地进行，地势平坦，灌排方便，土壤质地为壤土，肥力
中等，土壤有机质含量 ９􀆰 ５３ ｇ·ｋｇ － １，全氮 ０􀆰 ３７
ｇ·ｋｇ － １，速效氮含量 ５７ ｍｇ·ｋｇ － １， 有效磷 ８􀆰 ５１
ｍｇ·ｋｇ － １，速效钾含量 ８２ ｍｇ·ｋｇ － １，ｐＨ 值 ７􀆰 ８，ＣＥＣ 含
量 １０􀆰 ２６ ｃｍｏｌ·ｋｇ － １。 前茬作物为冬小麦。
供试 品 种 为 济 谷 １５ （‘ ＪＧ１５ ’） 和 豫 谷 １８
（‘ＹＧ１８’），由山东省农科院作物所提供。
１􀆰 ２　 试验设计
裂区设计，主区为品种：济谷 １５ 和豫谷 １８；裂区
为处理，５ 种行株距配置分别为 Ｔ１（６０ｃｍ × ２􀆰 ８ｃｍ）、
Ｔ２（５０ｃｍ ×３􀆰 ３ｃｍ）、Ｔ３（４３ｃｍ × ３􀆰 ９ｃｍ）、Ｔ４（３７􀆰 ５ｃｍ ×
４􀆰 ４ｃｍ）、Ｔ５（３０ｃｍ × ５􀆰 ６ｃｍ）。 每个小区长 ４ｍ，宽 ３ｍ，
小区面积 １２ｍ２，重复 ４ 次，留苗密度为 ６􀆰 ０ × １０５
株·ｈｍ － ２，两边各 ４ 行保护行。 麦收后机械灭茬浇水，
于 ６ 月 １８ 日人工开沟，适墒播种。 ９ 月 ２９ 日收获。
１􀆰 ３　 调查内容与方法
收获时取中间 ４ 行，称量穗重、穗粒重、谷草重、生
物产量，按照小区面积折合亩产量。 每处理取代表性
植株 ２０ 株，进行室内考种，测量株高、茎粗、穗长和穗
粗，以及称量单穗重、单穗粒重、单株草重和千粒重。
严格按照谷子种质资源描述规范和数据标准进行调查
记载［２９］。
１􀆰 ４　 数据处理
用 Ｍｉｃｒｏｓｏｆｔ Ｅｘｃｅｌ ２００３ 进行数据整理计算和作
图，ＤＰＳ软件数据处理系统进行数据方差分析、相关分
析。
２　 结果与分析
２􀆰 １　 株行距配置下夏播谷子产量及相关性状表现
２􀆰 １􀆰 １ 　 不同株行距配置对夏播谷子产量的影响 　
相同密度条件下，不同的行株距配置，其群体产量表
现不同。 由图 １ 可知，改变行株距配比，谷子群体籽
粒产量、生物产量、谷穗重和谷草产量均发生了变
化，具体表现为：随行距的加大、株距缩小，谷子的籽
粒产量、生物产量、谷穗重和谷草产量均呈下降趋
势，各个指标均以窄行距宽株距 Ｔ５ 处理最高，处理
Ｔ３ 和 Ｔ４ 次之，但与 Ｔ５ 差异不显著，处理 Ｔ１ 和 Ｔ２ 最
小，与 Ｔ５ 均达到显著水平（Ｐ ＜ ０􀆰 ０５）。 说明在相同
密度条件下，合理缩小行距、扩大株距有利于谷子产
量的提高。
２􀆰 １􀆰 ２　 不同行株距配置对夏播谷子产量相关性状的
影响　 表 １ 数据表明，各个处理的株高随行距加大、株
距缩小而逐渐增大，但处理间差异不显著。 茎粗与株
高表现规律相反，济谷 １５ 的 Ｔ５ 处理与 Ｔ１、Ｔ２ 和 Ｔ３ 处
理达到显著水平，Ｔ４ 处理与 Ｔ５ 差异不显著，但与 Ｔ１、
Ｔ２ 差异显著；豫谷 １８ 的 Ｔ５ 和 Ｔ４ 处理与 Ｔ１、Ｔ２、Ｔ３ 差
异达到显著水平，Ｔ２、Ｔ３ 处理与 Ｔ１ 差异显著。 说明行
株距的变化对谷子单株茎粗的影响明显。 穗长和穗粗
处理间表现差异不明显，影响较小。 ２ 个品种各个处
理间的单穗重、穗粒重和株草重表现规律基本一致，均
以 Ｔ５ 处理最高，Ｔ１ 处理最低，单穗重和穗粒重处理间
有所差异，株草重差异不明显。 ２ 个品种的千粒重均
以 Ｔ５ 处理最高。 收获指数随行距加大、株距缩小而逐
渐升高，济谷 １５ 的 Ｔ１ 处理与 Ｔ３、Ｔ４、Ｔ５ 达到显著水
平，豫谷 １８ 处理间差异不显著；而出谷率以处理 Ｔ２ 最
高，处理 Ｔ５ 最低，但处理间差异不显著。
２􀆰 ２　 行株距配置下谷子产量及相关性状间差异性比较
变异系数是测定作物各种性状受一定环境条件影
响发生变异程度的一个指标，它能够反映出作物性状
遗传的基本动态。 产量性状构成因素变异系数的大小
可反映该品种在不同栽培生态环境下的丰产性与稳产
性的情况。 由表 １ 可知，性状随行株距配置的改变，不
同性状间变异程度差异较大，表现不同程度的多样性。
通过变异系数加权分析表明：不同行株距配置对变异
系数影响最大的为单穗重（１５􀆰 ８７％和 １５􀆰 １０％ ），出谷
率的变异系数最小（１􀆰 ４５％和 １􀆰 ３７％ ），其大小顺序为
单穗重 ＞单穗粒重 ＞株草重 ＞谷草产量 ＞谷穗重 ＞生
物产量 ＞籽粒产量 ＞穗长 ＞穗粗 ＞株高 ＞茎粗 ＞收获
指数 ＞千粒重 ＞出谷率。 说明单穗重受行株距的变化
１９２２
核　 农　 学　 报 ２８ 卷
　 　 　 　
注：不同字母表示差异显著（Ｐ ＜ ０􀆰 ０５）。
Ｎｏｔｅ：Ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｌｅｔｔｅｒｓ ｍｅａｎｓ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ ａｔ ０􀆰 ０５ ｌｅｖｅｌ．
图 １　 不同行株距配置下夏播谷子产量比较
Ｆｉｇ． １　 Ｃｏｍｐａｒｉｓｏｎｓ ｏｆ ｙｉｅｌｄ ｏｆ ｓｕｍｍｅｒ⁃ｓｏｗｉｎｇ ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ ｕｎｄｅｒ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ａｒｒａｎｇｅｍｅｎｔｓ ｏｆ ｒｏｗ ａｎｄ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ
表 １　 不同行株距配置对夏播谷子产量相关性状的影响
Ｔａｂｌｅ １　 Ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ａｒｒａｎｇｅｍｅｎｔｓ ｏｆ ｒｏｗ ａｎｄ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ ｏｎ ｒｅｌａｔｅｄ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ｏｆ
ｙｉｅｌｄ ｏｆ ｓｕｍｍｅｒ⁃ｓｏｗｉｎｇ ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ
品种
Ｖａｒｉｅｔｉｅｓ
处理
Ｔｒｅａｔ⁃
ｍｅｎｔｓ
株高
Ｐｌａｎｔ
ｈｅｉｇｈｔ ／
ｃｍ
茎粗
Ｓｔｅｍ
ｄｉａｍｅｔｅｒ ／
ｍｍ
穗长
Ｐａｎｉｃｌｅ
ｌｅｎｇｔｈ ／
ｃｍ
穗粗
Ｐａｎｉｃｌｅ
ｄｉａｍｅｔｅｒ ／
ｍｍ
单穗重
Ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ
ｗｅｉｇｈｔ ／
ｇ
单穗粒重
Ｇｒａｉｎ ｗｅｉｇｈｔ
ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ ／
ｇ
单株草重
Ｆｏｒａｇｅ
ｗｅｉｇｈｔ ｐｅｒ
ｐｌａｎｔ ／ ｇ
千粒重
１０００ － ｇｒａｉｎ
ｗｅｉｇｈｔ ／ ｇ
收获指数
Ｈａｒｖｅｓｔ
ｉｎｄｅｘ ／ ％
出谷率
Ｍｉｌｌｅｔ
ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ／
％
济谷 １５
‘ＪＧ１５’ Ｔ１ １２０． ８２ａ ４． ８７ｄ １９． ８８ａ ２１． ２７ａ １０． ７３ｂ ９． １８ｂ ８． ５８ａ ２． ６７５ａ ４９． １６ａ ８２． １４ａ
Ｔ２ １２０． ２０ａ ５． ０１ｃ ２０． ０８ａ ２１． １１ａ １１． ５８ｂ １０． ０４ａｂ ９． １２ａ ２． ６７３ａ ４８． ４７ａｂ ８２． ４０ａ
Ｔ３ １１９． ８７ａ ５． ０９ｂｃ １９． ９６ａ ２０． ９６ａ １３． ２４ａｂ １１． ０４ａ ９． ４３ａ ２． ６６５ａ ４７． ８１ｂ ８１． １３ａ
Ｔ４ １１９． ２３ａ ５． １８ａｂ １９． ５９ａ ２１． ３０ａ １３． ５９ａ １１． ２０ａ ９． ７６ａ ２． ６６８ａ ４７． ６２ｂ ８１． １０ａ
Ｔ５ １１８． ６１ａ ５． ２３ａ １９． ２８ａ ２１． ３８ａ １３． ８４ａ １１． ３６ａ ９． ９１ａ ２． ６９５ａ ４７． ４７ｂ ８０． ６３ａ
豫谷 １８
‘ＹＧ１８’ Ｔ１ １１６． ３４ａ ４． ７９ｃ １９． ６４ａ ２１． ２２ａ １２． ３１ｂ １０． ０８ｂ ８． ０５ａ ２． ５１５ａ ５１． ７９ａ ８２． ４３ａ
Ｔ２ １１５． ６２ａ ４． ９１ｂ １９． ３２ａ ２０． ９１ａ １３． ０３ａｂ １０． ９５ａｂ ８． ５６ａ ２． ５１３ａ ５１． ４３ａ ８２． ７１ａ
Ｔ３ １１５． ５９ａ ４． ９７ｂ １９． １１ａ ２０． ７３ａ １３． ８２ａｂ １１． ４０ａｂ ９． １５ａ ２． ５１０ａ ５１． ２１ａ ８２． ３４ａ
Ｔ４ １１５． ３０ａ ５． １０ａ １８． ６９ａ ２０． ５９ａ １４． ６４ａ １２． ３０ａ ８． ７０ａ ２． ５０８ａ ５０． ８４ａ ８２． ２１ａ
Ｔ５ １１５． １５ａ ５． １３ａ １８． ３８ａ ２１． ２７ａ １５． １１ａ １２． ４２ａ ９． ４６ａ ２． ５１８ａ ５０． ０６ａ ８１． ３０ａ
　 　 注：同列数据后的不同字母表示方差分析结果差异显著（Ｐ ＜ ０􀆰 ０５）。 下同。
Ｎｏｔｅ：Ｖａｌｕｅｓ ｆｏｌｌｏｗｅｄ ｂｙ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｌｅｔｔｅｒｓ ｉｎ ｔｈｅ ｓａｍｅ ｌｉｎｅ ｍｅａｎｔ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ ａｔ ０􀆰 ０５ ｌｅｖｅｌ． Ｔｈｅ ｓａｍｅ ａｓ ｆｏｌｌｏｗｉｎｇ．
２９２２
　 １２ 期 不同行株距配置下夏播谷子产量及相关性状的多重分析
表 ２　 不同行株距配置下谷子产量及相关性状差异性比较
Ｔａｂｌｅ ２　 Ｃｏｍｐａｒｉｓｏｎｓ ｏｆ ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ ｉｎ ｙｉｅｌｄ ａｎｄ ｒｅｌａｔｅｄ ｃｈａｒａｃｔｅｒｓ ｏｆ ｓｕｍｍｅｒ⁃ｓｏｗｉｎｇ ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ ｕｎｄｅｒ
ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ａｒｒａｎｇｅｍｅｎｔｓ ｏｆ ｒｏｗ ａｎｄ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ
产量及构成因素
Ｙｉｅｌｄ ａｎｄ
ｙｉｅｌｄ ｆｏｒｍａｔｉｏｎｓ
品种
Ｖａｒｉｅｔｉｅｓ
平均值
Ａｖｅｒａｇｅ
ｖａｌｕｅ
标准差
Ｓｔａｎｄａｒｄ
ｄｅｖｉａｔｉｏｎ
变异系数
Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
ｏｆ Ｖａｒｉａｎｃｅ ／
％
权重
Ｗｅｉｇｈｔ ／
％
位次
Ｐｒｅｃｅｄｅｎｃｅ
籽粒产量 Ｇｒａｉｎ ｙｉｅｌｄ ／ （ｋｇ·ｈｍ － ２） ‘ＪＧ１５’ ５２２４． ２０ ３２４． ０６ ６． ２０ ６． ７５ ７
ＹＧ１８ ５９５６． ０７ ３４７． ７４ ５． ８４ ６． １８
生物产量 Ｂｉｏｌｏｇｉｃａｌ ｙｉｅｌｄ ／ （ｋｇ·ｈｍ － ２） ‘ＪＧ１５’ １１００２． ２７ ８８４． １６ ８． ０４ ８． ７４ ６
ＹＧ１８ １１６７９． ８６ ９７５． ７５ ８． ３５ ８． ８４
谷草产量 Ｍｉｌｌｅｔ⁃ｆｏｒａｇｅ ｙｉｅｌｄ ／ （ｋｇ·ｈｍ － ２） ‘ＪＧ１５’ ４５７９． ３１ ４６２． ４０ １０． １０ １０． ９８ ４
ＹＧ１８ ４６５２． ００ ５７５． ９１ １２． ３８ １３． １０
谷穗重 Ｍｉｌｌｅｔ⁃ ｐａｎｉｃｌｅ ｗｅｉｇｈｔ ／ （ｋｇ·ｈｍ － ２） ‘ＪＧ１５’ ６４２２． ９７ ４７４． ８５ ８． ７９ ９． ５７ ５
ＹＧ１８ ７１９８． ５２ ７０７． ０７ ８． ５７ ９． ０７
收获指数 Ｈａｒｖｅｓｔ ｉｎｄｅｘ ／ ％ ‘ＪＧ１５’ ４８． ０５ ０． ９１ １． ９０ ２． ０７ １２
ＹＧ１８ ５１． ０６ １． １２ ２． ２０ ２． ３２
出谷率 Ｍｉｌｌｅｔ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ／ ％ ‘ＪＧ１５’ ８１． ４３ １． ２９ １． ３３ １． ４５ １４
ＹＧ１８ ８２． １７ ０． ９６ １． ２９ １． ３７
株高 Ｐｌａｎｔ ｈｅｉｇｈｔ ／ ｃｍ ‘ＪＧ１５’ １１９． ７５ ５． ０２ ３． ３６ ３． ６５ １０
ＹＧ１８ １１５． ６０ ２． ９４ ３． ５４ ３． ７５
茎粗 Ｓｔｅｍ ｄｉａｍｅｔｅｒ ／ ｍｍ ‘ＪＧ１５’ ５． ０８ ０． １５ ２． ８９ ３． １５ １１
ＹＧ１８ ４． ９８ ０． １４ ２． ８６ ３． ０３
穗长 Ｐａｎｉｃｌｅ ｌｅｎｇｔｈ ／ ｃｍ ‘ＪＧ１５’ １９． ７６ ０． ７６ ４． ８５ ５． ２７ ８
ＹＧ１８ １９． ０３ １． １１ ４． ７９ ５． ０７
穗粗 Ｐａｎｉｃｌｅ ｄｉａｍｅｔｅｒ ／ ｍｍ ‘ＪＧ１５’ ２１． ２０ １． ０５ ４． ３６ ４． ７４ ９
ＹＧ１８ ２０． ９４ ０． ７３ ４． ２８ ４． ５３
单穗粒重 Ｇｒａｉｎ ｗｅｉｇｈｔ ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ ／ ｇ ‘ＪＧ１５’ １０． ５６ １． ３３ １２． ６３ １３． ７４ ２
ＹＧ１８ １１． ４３ １． ４５ １２． ６６ １３． ４０
株草重 Ｆｏｒａｇｅ ｗｅｉｇｈｔ ｐｅｒ ｐｌａｎｔ ／ ｇ ‘ＪＧ１５’ ９． ３６ ０． ８８ １１． ５３ １２． ５４ ３
ＹＧ１８ ８． ７９ １． ２５ １１． ９０ １２． ５８
单穗重 Ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ ｗｅｉｇｈｔ ／ ｇ ‘ＪＧ１５’ １２． ５９ ２． １４ １４． ５９ １５． ８７ １
ＹＧ１８ １３． ７８ １． ７７ １４． ２７ １５． １０
千粒重 １０００⁃ｇｒａｉｎ ｗｅｉｇｈｔ ／ ｇ ‘ＪＧ１５’ ２． ６８ ０． ０６ １． ３７ １． ４９ １３
ＹＧ１８ ２． ５１ ０． ０２ １． ５８ １． ６７
影响最为敏感，而出谷率在不同株行距配置环境下稳
定性较好，表明出谷率受品种本身的遗传因素所控制，
而受环境条件与栽培条件影响较小，可作为育种上的
选择指标。
２􀆰 ３　 行株距配置下谷子产量及相关性状间相关性分
析
通过对性状间相关性研究，确定不同性状之间的
关系，可以在选择某一性状的同时预测对其他性状可
能产生的影响。 由表 ３ 可知，谷子单穗重、单穗粒重、
谷穗重和生物产量与籽粒产量呈极显著正相关，谷草
产量呈显著正相关，株高、穗长和千粒重与籽粒产量呈
极显著负相关，而茎粗、穗粗、单株草重、出谷率、收获
指数与籽粒产量的相关性未达到显著水平。 生物产量
与单穗重、单穗粒重、谷穗重和谷草产量呈极显著正相
关，与茎粗呈显著正相关，而与穗长和株高呈极显著或
显著负相关；谷草产量与茎粗、单穗重、单穗粒重呈极
显著正相关，与单株草重和谷穗重呈显著正相关；谷穗
重与单穗重和单穗粒重呈极显著正相关，与株高和穗
长呈极显著负相关，与千粒重（ － ０􀆰 ６７９∗）呈显著负
相关。
３９２２
核　 农　 学　 报 ２８ 卷４９２２
表
３　
谷
子
产
量
及
相
关
性
状
间
相
关
性
分
析
Ｔａ
ｂｌ
ｅ
３　
Ｃ
ｏｒ
ｒｅ
ｌａ
ｔｅ
ｄ
ａｎ
ａｌ
ｙｓ
ｉｓ
ｏｆ
ｙｉ
ｅｌ
ｄ
ａｎ
ｄ
ｒｅ
ｌａ
ｔｅ
ｄ
ｃｈ
ａｒ
ａｃ
ｔｅ
ｒｉ
ｓｔ
ｉｃ
ｓ
ｏｆ
ｆｏ
ｘｔ
ａｉ
ｌｍ
ｉｌｌ
ｅｔ
性
状
Ｔｒ
ａｉ
ｔｓ
株
高 ｘ１ Ｐｌ
ａｎ
ｔ
ｈｅ
ｉｇ
ｈｔ
茎
粗 ｘ２ Ｓｔ
ｅｍ
ｄｉ
ａｍ
ｅｔ
ｅｒ
穗
长 ｘ３
Ｐａ
ｎｉ
ｃｌ
ｅ
ｌｅ
ｎｇ
ｔｈ
穗
粗 ｘ４
Ｐａ
ｎｉ
ｃｌ
ｅ
ｄｉ
ａｍ
ｅｔ
ｅｒ
单
穗
重
ｘ５
Ｗ
ｅｉ
ｇｈ
ｔｐ
ｅｒ
ｐａ
ｎｉ
ｃｌ
ｅ
单
穗
粒
重
ｘ６
Ｇｒ
ａｉ
ｎ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
ｐｅ
ｒｐ
ａｎ
ｉｃ
ｌｅ
单
株
草
重
ｘ７
Ｆｏ
ｒａ
ｇｅ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
ｐｅ
ｒｐ
ｌａ
ｎｔ
千
粒
重
ｘ８
１０
００
－
ｇｒ
ａｉ
ｎ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
出
谷
率
ｘ９ Ｍ
ｉｌｌ
ｅｔ
ｐｒ
ｏｄ
ｕｃ
ｔｉｖ
ｉｔｙ
收
获
指
数
ｘ１
０
Ｈ
ａｒ
ｖｅ
ｓｔ
ｉｎ
ｄｅ
ｘ
谷
穗
重
ｘ１
１
Ｍ
ｉｌｌ
ｅｔ
⁃
ｐａ
ｎｉ
ｃｌ
ｅ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
谷
草
产
量
ｘ１
２
Ｍ
ｉｌｌ
ｅｔ
⁃
ｆｏ
ｒａ
ｇｅ
ｙｉ
ｅｌ
ｄ
生
物
产
量
ｘ１
３
Ｂｉ
ｏｌ
ｏｇ
ｉｃ
ａｌ
ｙｉ
ｅｌ
ｄ
籽
粒
产
量
ｙ
Ｇｒ
ａｉ
ｎ
ｙｉ
ｅｌ
ｄ
株
高
ｘ１
Ｐｌ
ａｎ
ｔｈ
ｅｉ
ｇｈ
ｔ
１．
００
０
茎
粗
ｘ２
Ｓｔ
ｅｍ
ｄｉ
ａｍ
ｅｔ
ｅｒ
－
０．
０４
４
１．
００
０
穗
长
ｘ３
Ｐａ
ｎｉ
ｃｌ
ｅ
ｌｅ
ｎｇ
ｔｈ
０．
８２
３∗
∗
－
０．
４１
２
１．
００
０
穗
粗
ｘ４
Ｐａ
ｎｉ
ｃｌ
ｅ
ｄｉ
ａｍ
ｅｔ
ｅｒ
０．
４７
０
－
０．
１９
５
０．
２５
８
１．
００
０
单
穗
重
ｘ５
Ｗ
ｅｉ
ｇｈ
ｔｐ
ｅｒ
ｐａ
ｎｉ
ｃｌ
ｅ
－
０．
６７
５∗
０．
６８
８∗
－
０．
８４
４∗
∗
－
０．
２７
６
１．
００
０
单
穗
粒
重
ｘ
Ｇｒ
ａｉ
ｎ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
ｐｅ
ｒｐ
ａｎ
ｉｃ
ｌｅ６
－
０．
６５
８∗
０．
７３
８∗
－
０．
８４
５∗
∗
－
０．
３５
０
０．
９８
８∗
∗
１．
００
０
单
株
草
重
ｘ７
Ｆｏ
ｒａ
ｇｅ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
ｐｅ
ｒｐ
ｌａ
ｎｔ
０．
２７
７
０．
８０
５∗
∗
－
０．
１１
６
０．
３０
６
０．
４４
９
０．
４４
２
１．
００
０
千
粒
重
ｘ８
１
００
０
－
ｇｒ
ａｉ
ｎ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
０．
９４
２∗
∗
０．
１４
３
０．
６５
９∗
０．
５６
３
－
０．
４４
７
－
０．
４４
３
０．
５２
８
１．
００
０
出
谷
率
ｘ９
Ｍ
ｉｌｌ
ｅｔ
ｐｒ
ｏｄ
ｕｃ
ｔｉｖ
ｉｔｙ
－
０．
３１
１
－
０．
５８
３
０．
１０
１
－
０．
５１
４
－
０．
４１
２
－
０．
３６
２
－
０．
８４
６∗
∗
－
０．
５６
６
１．
００
０
收
获
指
数
ｘ１
０
Ｈ
ａｒ
ｖｅ
ｓｔ
ｉｎ
ｄｅ
ｘ
－
０．
７９
１∗
∗
－
０．
４６
８
－
０．
４１
８
－
０．
５０
５
０．
１０
４
０．
０９
５
－
０．
７７
５∗
－
０．
９２
８∗
∗
０．
７７
０∗
∗
１．
００
０
谷
穗
重
ｘ１
１
Ｍ
ｉｌｌ
ｅｔ
⁃ｐ
ａｎ
ｉｃ
ｌｅ
ｗｅ
ｉｇ
ｈｔ
－
０．
８６
１∗
∗
０．
４７
２
－
０．
９２
７∗
∗
－
０．
２９
９
０．
９２
３∗
∗
０．
９０
４∗
∗
０．
１９
８
－
０．
６７
９∗
－
０．
１４
７
０．
４０
０
１．
００
０
谷
草
产
量
ｘ１
２
Ｍ
ｉｌｌ
ｅｔ
⁃ｆｏ
ｒａ
ｇｅ
ｙｉ
ｅｌ
ｄ
－
０．
３３
９
０．
８９
１∗
∗
－
０．
６１
５
－
０．
１２
９
０．
８９
２∗
∗
０．
８９
１∗
∗
０．
７３
３∗
－
０．
０９
５
－
０．
６２
２
－
０．
２６
０
０．
７５
０∗
１．
００
０
生
物
产
量
ｘ１
３
Ｂｉ
ｏｌ
ｏｇ
ｉｃ
ａｌ
ｙｉ
ｅｌ
ｄ
－
０．
７０
４∗
０．
６７
３∗
－
０．
８６
０∗
∗
－
０．
２４
９
０．
９７
０∗
∗
０．
９５
７∗
∗
０．
４２
８
－
０．
４８
５
－
０．
３５
０
０．
１５
７
０．
９６
３∗
∗
０．
９０
１∗
∗
１．
００
０
籽
粒
产
量
ｙ
Ｇｒ
ａｉ
ｎ
ｙｉ
ｅｌ
ｄ
－
０．
９１
８∗
∗
０．
４１
８
－
０．
９２
１∗
∗
－
０．
４５
８
０．
８８
６∗
∗
０．
８８
５∗
∗
０．
０５
５
－
０．
７８
３∗
∗
０．
０１
９
０．
５２
３
０．
９７
９∗
∗
０．
６６
９∗
０．
９１
７∗
∗
１．
００
０
　
　
注
：∗
和
∗∗
分
别
表
示
５％
和
１％
的
显
著
水
平
。
下
同
。
Ｎｏ
ｔｅ
：
∗
ｍ
ｅａ
ｎｓ
ｓｉｇ
ｎｉ
ｆｉｃ
ａｎ
ｃｅ
ａｔ
ｔｈ
ｅ
ｌｅ
ｖｅ
ｌｏ
ｆ０
􀆰０
５；
∗∗
ｍ
ｅａ
ｎｓ
ｓｉｇ
ｎｉ
ｆｉｃ
ａｎ
ｃｅ
ａｔ
ｔｈ
ｅ
ｌｅ
ｖｅ
ｌｏ
ｆ０
􀆰０
１．
Ｔｈ
ｅ
ｓａ
ｍ
ｅ
ａｓ
ｆｏ
ｌｌｏ
ｗｉ
ｎｇ
．
　 １２ 期 不同行株距配置下夏播谷子产量及相关性状的多重分析
　 　 产量相关性状间存在相关联系（表 ３）。 其中，收
获指数与出谷率呈极显著正相关，与株高、千粒重呈极
显著负相关，与单株草重呈显著负相关，相关系数分别
为 ０􀆰 ７７０、 － ０􀆰 ７９１、 － ０􀆰 ９２８、 － ０􀆰 ７７５；出谷率与单株
草重（ － ０􀆰 ８４６）呈极显著负相关；千粒重与株高和穗
长呈极显著和显著正相关，相关系数分别为 ０􀆰 ９４２、
０􀆰 ６５９；单株草重与茎粗（０􀆰 ８０５）呈极显著正相关；单
株粒重与单穗重和茎粗呈极显著和显著正相关，与穗
长和株高呈极显著和显著负相关，相关系数分别为
０􀆰 ９８８、０􀆰 ７３８、 － ０􀆰 ８４５、 － ０􀆰 ６５８；单穗重与茎粗呈显著
正相关，与穗长和株高呈极显著和显著负相关，相关系
数分别为 ０􀆰 ６８８、 － ０􀆰 ８４４、 － ０􀆰 ６７５；穗长与株高
（０􀆰 ８２３）呈极显著正相关。 然而，相关系数只表明 ２
个变量间的共变联系，而受其他因素的影响作用较大，
这个相关系数可能缩小或扩大了 ２ 个变量间的真实联
系，不能从本质上揭示其内部的规律性联系。 因此，有
必要对影响谷子产量的上述各因素作进一步剖析。
表 ４　 不同行株距配置下夏播谷子产量与相关性状的通径分析
Ｔａｂｌｅ ４　 Ｐａｔｈ ａｎａｌｙｓｉｓ ｂｅｔｗｅｅｎ ｙｉｅｌｄ ａｎｄ ｒｅｌａｔｅｄ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ｏｆ ｓｕｍｍｅｒ⁃ｓｏｗｉｎｇ ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ ｕｎｄｅｒ
ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ａｒｒａｎｇｅｍｅｎｔｓ ｏｆ ｒｏｗ ａｎｄ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ
通径
Ｐａｔｈ
ｘｉ→ｙ
直接作用
Ｄｉｒｅｃｔ ｅｆｆｅｃｔ
间接作用 Ｉｎｄｉｒｅｃｔ ｅｆｆｅｃｔ
总和
Ｔｏｔａｌ
→ｘ１ →ｘ４ →ｘ６ →ｘ７ →ｘ８ →ｘ９ →ｘ１０ →ｘ１１
ｘ１→ｙ ０􀆰 １０８８ － １􀆰 ０２６４ － ０􀆰 ０１２８ － ０􀆰 ２０９０ － ０􀆰 ０１６０ － ０􀆰 ０５２１ － ０􀆰 ０３４９ － ０􀆰 ０７０９ － ０􀆰 ６３０７
ｘ４→ｙ －０􀆰 ０２７２ － ０􀆰 ４８１７ ０􀆰 ０５１１ － ０􀆰 １１１２ － ０􀆰 ０１７７ － ０􀆰 ０３１１ － ０􀆰 ０５７７ － ０􀆰 ０４５３ － ０􀆰 ２１８７
ｘ６→ｙ ０􀆰 ３１７５ ０􀆰 ６３８６ － ０􀆰 ０７１６ ０􀆰 ００９５ － ０􀆰 ０２５６ ０􀆰 ０２４５ － ０􀆰 ０４０６ ０􀆰 ００８５ ０􀆰 ６６２３
ｘ７→ｙ －０􀆰 ０５７９ ０􀆰 ０８３１ ０􀆰 ０３０２ － ０􀆰 ００８３ ０􀆰 １４０２ － ０􀆰 ０２９２ － ０􀆰 ０９５０ － ０􀆰 ０６９４ ０􀆰 １４４８
ｘ８→ｙ －０􀆰 ０５５３ － ０􀆰 ８３０１ ０􀆰 １０２５ － ０􀆰 ０１５３ － ０􀆰 １４０５ － ０􀆰 ０３０５ － ０􀆰 ０６３６ － ０􀆰 ０８３１ － ０􀆰 ４９７１
ｘ９→ｙ ０􀆰 １１２４ － ０􀆰 ０５９７ － ０􀆰 ０３３８ ０􀆰 ０１３９ － ０􀆰 １１４８ ０􀆰 ０４８９ ０􀆰 ０３１３ ０􀆰 ０６９０ － ０􀆰 １０８０
ｘ１０→ｙ ０􀆰 ０８９６ ０􀆰 ５１９５ － ０􀆰 ０８６１ ０􀆰 ０１３７ ０􀆰 ０３０２ ０􀆰 ０４４８ ０􀆰 ０５１３ ０􀆰 ０８６５ ０􀆰 ２９３０
ｘ１１→ｙ ０􀆰 ７３２６ ０􀆰 ３４０４ － ０􀆰 ０９３７ ０􀆰 ００８１ ０􀆰 ２８７０ － ０􀆰 ０１１４ ０􀆰 ０３７５ － ０􀆰 ０１６６ ０􀆰 ０３５８
２􀆰 ４　 不同行株距配置下影响夏播谷子产量形成因素
的通径分析
对谷子产量相关的 １３ 个性状指标经多元逐步回
归分析，剔除次要影响因素茎粗、穗长、单穗重、谷草产
量和生物产量，剩余的 ８ 个因素与籽粒产量存在极显
著线性关系，其回归方程为 ｙ ＝ － ５４１􀆰 ６７２７６３ ＋
１􀆰 ５３４５８３２９ｘ１ － ３􀆰 ２６２８０９９８７ｘ４ ＋ １０􀆰 １４７０２８６９６ｘ６ －
３􀆰 １４６３７８５９２ｘ７ － ２０􀆰 ４７０５８７３７５ｘ８ － ５􀆰 ００１２８８２２１ｘ９ ＋
１􀆰 ７０８９９８９８８ｘ１０ ＋ ０􀆰 ６１３５４６３８１９ｘ１１，该线性方程达极显
著水平，检验值 Ｆ ＝ １８３８􀆰 ３８８，Ｒ２ ＝ ０􀆰 ９９９６，Ｄｕｒｂｉｎ⁃
Ｗａｔｓｏｎ统计量 ｄ ＝ ２􀆰 ７７７３１３５１，这 ８ 个性状对谷子籽
粒产量的影响比重占到 ９９􀆰 ９６％ 。 因此，可进一步对
这些性状进行通径分析。
　 　 经通径分析结果可知，各因素指标对籽粒产量的
直接通径系数按绝对值从大到小排序为：谷穗重 ＞单
穗粒重 ＞出谷率 ＞株高 ＞收获指数 ＞单株草重 ＞千粒
重 ＞穗粗，绝对值越大，说明对籽粒产量的直接影响越
大（表 ４）。 而总的间接作用系数绝对值从大到小排序
为：株高 ＞千粒重 ＞单穗粒重 ＞收获指数 ＞穗粗 ＞谷
穗重 ＞单株草重 ＞出谷率。 其中，谷穗重的正直接作
用大于总的正间接作用，与相关系数表现一致；单株粒
重和收获指数的总的正间接作用大于其正直接作用，
主要是它们分别通过谷穗重的正间接效应较大所致，
对籽粒产量综合表现为正相关；穗粗和千粒重的直接
作用和间接作用均表现为负效应，但通过谷穗重的负
间接作用大于自身的直接作用。 所以保持较高的谷穗
重、单株粒重和收获指数，维持合适的千粒重和穗粗有
利于籽粒产量的提高。 株高和出谷率的正直接作用大
于总的负间接作用，但是株高直接作用却小于总的负
间接作用的绝对值，主要是由于株高与各个因素均表
现为负效应，最终导致株高对籽粒产量表现为极显著
负相关，而出谷率的表现效应与株高相反，所以植株过
高，不利于谷子高产。 单株草重的负直接作用的绝对
值小于总的正间接作用，说明单株草重对籽粒产量本
质上存在负作用，但由于它们与单株穗重和谷穗重存
在正相关，使其总的间接作用大于自身直接作用，结果
表现与籽粒产量正相关。 由此可见，穗粗、单株粒重、
千粒重、收获指数和谷穗重与籽粒产量存在真实一致
的相关性，是影响籽粒产量的重要指标。
２􀆰 ５　 谷子产量及相关性状的主成分分析
２􀆰 ５􀆰 １　 主成分的确定　 由表 ５ 可知，通过采用主成分
５９２２
核　 农　 学　 报 ２８ 卷
分析法对调查的 １４ 个数量性状提取 １４ 个主因子，按
照累计贡献率 ８５％的标准，前 ２ 个主因子的累积贡献
率达 ９０􀆰 ０４％ ，且它们的特征值都大于 １，故取前 ２ 个
主因子，表明所提取的 ２ 个主因子已基本覆盖所考察
数量性状的绝大部分相关信息，并作方差极大正交旋
转，从而使因子载荷矩阵中各因子载荷值的总方差最
大，达到结构简化。
表 ５　 主因子特征值及贡献率
Ｔａｂｌｅ ５　 Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅ ａｎｄ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｒａｔｅ ｏｆ ｐｒｉｎｃｉｐａｌ ｆａｃｔｏｒｓ
性状代号
Ｓｙｍｂｏｌ ｏｆ ｔｒａｉｔｓ
因子 １
Ｆａｃｔｏｒ １
因子 ２
Ｆａｃｔｏｒ ２
特征值
Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅ
７􀆰 ９２０ ４􀆰 ６８６
贡献率
Ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｒａｔｅ ／ ％
５６􀆰 ５７０ ３３􀆰 ４７０
累计贡献率
Ｃｕｍｕｌａｔｉｖｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｒａｔｅ ／ ％
５６􀆰 ５７０ ９０􀆰 ０４０
２􀆰 ５􀆰 ２　 旋转后的载荷矩阵　 载荷系数的大小说明了
对应指标在对应主成分中所占信息量的大小。 由表 ６
可知，第 １ 主因子中载荷较高且特征向量值为正的因
子主要有生物产量、单穗重、单穗粒重、谷穗重、籽粒产
量、谷草产量等，载荷较高且特征向量值为负的有穗长
和株高，因此增大第 １ 主因子值，可以使生物产量、单
穗重、单穗粒重、谷穗重、谷草产量增加，有利于籽粒产
量的提高。 第 ２ 主因子中载荷较高且特征向量值为正
的因子主要有单株草重和千粒重，而载荷较高且特征
向量值为负的有收获指数和出谷率，说明单株草重和
千粒重高的处理表现出收获指数和出谷率低的特点，
因此第 ２ 主成分值大时，单株草重和千粒重较大，但是
收获指数和出谷率较低。 从产量的角度来考虑第 ２ 主
因子的值不宜过高。 综上所述伴随着株高、千粒重和
穗长的增大，产量和收获指数、出谷率呈下降趋势，说
明生产中如果盲目追求过大或过高的千粒重、穗长和
株高，将会造成生物产量、单穗重、单穗粒重、谷穗重、
籽粒产量、谷草产量、收获指数和出谷率的下降，这跟
袁峰等［３０］得研究结果基本一致。
２􀆰 ５􀆰 ３　 主成分表达式　 用载荷矩阵中的数据除以主
成分相对应的特征值开平方根便得到 ２ 个主成分中每
个指标所对应的系数（表 ６）。 由于前 ２ 个主成分已反
映全部信息的 ９０􀆰 ０４％ ，因此只写出第 １、２ 主成分与
各个变量的线性组合的表达式：
　 　 Ｆ１ ＝ － ０􀆰 ２５４ｘ１ ＋ ０􀆰 ２４５ｘ２ － ０􀆰 ３１３ｘ３ － ０􀆰 １１３ｘ４ ＋
０􀆰 ３４８ｘ５ ＋ ０􀆰 ３４８ｘ６ ＋ ０􀆰 １４６ｘ７ － ０􀆰 １７９ｘ８ － ０􀆰 １１５ｘ９ ＋
表 ６　 旋转后因子载荷矩阵
Ｔａｂｌｅ ６　 Ｆａｃｔｏｒ ｌｏａｄｉｎｇ ｍａｔｒｉｘ ｏｆ ｖａｒｉａｎｃｅ
ａｆｔｅｒ ｍａｘｉｍｉｚａｔｉｏｎ ｒｏｔａｔｉｏｎ
性状代号
Ｓｙｍｂｏｌ ｏｆ ｔｒａｉｔｓ
因子 １
Ｆａｃｔｏｒ １
因子 ２
Ｆａｃｔｏｒ ２
ｘ１ － ０􀆰 ７１７６ ０􀆰 ６６９９
ｘ２ ０􀆰 ６９３９ ０􀆰 ５６９５
ｘ３ － ０􀆰 ８８３９ ０􀆰 ２６３５
ｘ４ － ０􀆰 ３１９７ ０􀆰 ５２６３
ｘ５ ０􀆰 ９８５１ ０􀆰 ０６４７
ｘ６ ０􀆰 ９８３７ ０􀆰 ０５７１
ｘ７ ０􀆰 ４１２３ ０􀆰 ８７３９
ｘ８ － ０􀆰 ５０５９ ０􀆰 ８４９８
ｘ９ － ０􀆰 ３２３８ － ０􀆰 ８６８８
ｘ１０ ０􀆰 １７１８ － ０􀆰 ９７６８
ｘ１１ ０􀆰 ９５６４ － ０􀆰 ２２４２
ｘ１２ ０􀆰 ８８７６ ０􀆰 ４２００
ｘ１３ ０􀆰 ９９０３ ０􀆰 ０２３４
ｙ ０􀆰 ９２６６ － ０􀆰 ３７０３
０􀆰 ０６１ｘ１０ ＋ ０􀆰 ３３８ｘ１１ ＋ ０􀆰 ３１４ｘ１２ ＋ ０􀆰 ３５０ｘ１３ ＋ ０􀆰 ３２８ｙ
Ｆ２ ＝ ０􀆰 ３１２ｘ１ ＋ ０􀆰 ２６５ｘ２ ＋ ０􀆰 １２３ｘ３ ＋ ０􀆰 ２４５ｘ４ ＋
０􀆰 ０３０ｘ５ ＋ ０􀆰 ０２７ｘ６ ＋ ０􀆰 ４０７ｘ７ ＋ ０􀆰 ３９５ｘ８ － ０􀆰 ４０４ｘ９ －
０􀆰 ４５５ｘ１０ － ０􀆰 １０４ｘ１１ ＋ ０􀆰 １９６ｘ１２ ＋ ０􀆰 ０１１ｘ１３ － ０􀆰 １７２ｙ
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作为权重计算主成分综合模型：
Ｆ ＝ － ０􀆰 ０４７ｘ１ ＋ ０􀆰 ２５３ｘ２ － ０􀆰 １５３ｘ３ ＋ ０􀆰 ０１８ｘ４ ＋
０􀆰 ２３２ｘ５ ＋ ０􀆰 ２３０ｘ６ ＋ ０􀆰 ２４１ｘ７ ＋ ０􀆰 ０３１ｘ８ － ０􀆰 ２２１ｘ９ －
０􀆰 １２８ｘ１０ ＋ ０􀆰 １７６ｘ１１ ＋ ０􀆰 ２７１ｘ１２ ＋ ０􀆰 ２２６ｘ１３ ＋ ０􀆰 １４５ｙ
２􀆰 ５􀆰 ４　 主成分分值和综合分值的计算　 将处理后各
变量的标准化处理 （即对同一变量减去均值再除以标
准差，以便消除原始数据间量纲不同的影响，使标准化
后的数据具有可比性） 后的数据代入上述 Ｆ１ 和 Ｆ２以
及 Ｆ表达式中计算出这 ２ 个主成分得分和综合得分，
通过计算不同处理的主成分得分，可以对谷子在不同
行株距配置下的籽粒产量、生物产量、谷草产量等指标
进行评价，而综合主成分值的高低可以反映谷子在不
同行株距配置环境下生长的优劣情况，分值越高，说明
谷子生长的群体分布越合理。 由表 ７ 可见，不同行株
距配置对夏播谷子的产量及相关性状有一定的影响，
济谷 １５ 和豫谷 １８ 的 ５ 个行株距处理的综合得分均表
现为 Ｔ５ ＞ Ｔ４ ＞ Ｔ３ ＞ Ｔ２ ＞ Ｔ１，说明行株距配置 ３０ｃｍ ×
５􀆰 ６ｃｍ为最佳的群体分布。
６９２２
　 １２ 期 不同行株距配置下夏播谷子产量及相关性状的多重分析
表 ７　 主因子和综合主因子分值
Ｔａｂｌｅ ７　 Ｓｃｏｒｅｓ ｏｆ ｐｒｉｎｃｉｐａｌ ｆａｃｔｏｒｓ ａｎｄ ｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅ ｐｒｉｎｃｉｐａｌ ｆａｃｔｏｒｓ
品种
Ｖａｒｉｅｔｉｅｓ
处理
Ｔｒｅａｔｍｅｎｔｓ
因子 １
Ｆａｃｔｏｒ １
因子 ２
Ｆａｃｔｏｒ ２
综合因子
Ｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅ ｆａｃｔｏｒ
济谷 １５
‘ＪＧ１５’ Ｔ１ － ５． ００９３ ０． ３８６１ － ３． ０３４１
Ｔ２ ２． ２７８８ １． ０５０８ － １． ３４１６
Ｔ３ － ０． ６８７７ ２． ２３６１ ０． ３８２７
Ｔ４ － ０． ０３８４ ２． ５９４４ ０． ９２５５
Ｔ５ ０． ８１０２ ２． ９５４０ １． ５９５０
豫谷 １８
‘ＹＧ１８’ Ｔ１ － １． ７３７８ － ２． ７２５４ － ２． ０９９４
Ｔ２ － ０． ３３８４ － ２． ６３２１ － １． １７８１
Ｔ３ ２． １０１８ － １． ７２４５ ０． ７０１０
Ｔ４ ３． ２３４７ － ２． ０５８１ １． ２９７０
Ｔ５ ４． ３８８２ － ０． ０８１５ ２． ７５１８
３　 讨论
适宜的群体分布是作物获得高产的基础［２ － ３］。 合
理的行株距配置对保证合理的群体结构和良好个体发
育，特别是有利于群体结构的光分布均匀化和提高光
能利用率，对提高单产具有重要的作用［４］。 目前，有
关不同作物株行距配置对产量及相关性状的影响，前
人开展了诸多研究，但由于栽培条件存在差异，其研究
结果也不尽相同［４ － １７］。 前人研究指出，合理调整配置
行株距，有利于改善群体茎叶的空间分布［４，６，１０］和田间
小气候［１１ － １３］，改善群体中后期的通风透光性［４，１１］，提
高叶片光合效率［１３］，特别是中低部的叶片，延长叶片
持续光合时间［３，１３］，增加干物质生产量［１３，１７］，进而取
得高产。 本试验结果表明，在相同密度条件下，不同行
株距配置对夏播谷子产量及相关性状的影响存在差
异，Ｔ５ 处理的籽粒产量、生物产量、谷穗重和谷草产量
均高于其它 ４ 个处理，且优势明显，茎粗、单穗重、单穗
粒重和单株草重随行距扩大、株距缩小呈下降趋势。
茎粗和冠重（生物量）是根系是否发达的主要指标［１３］。
试验结果表明扩大行距、缩小株距下谷子根系生长已
经受到抑制，即随株距缩小根系的竞争也愈加激烈，边
际优势不能有效发挥，地上与地下协调作用失调，导致
产量等性状恶化。 因此，适当缩小行距、扩大株距有利
于谷子个体生长粗壮，干物质积累量高，有利于提高产
量。
不同行株距配置下 １４ 个产量相关性状的变异系
数结果表明，单穗重变异系数最大；单穗粒重、株草重、
谷草产量、谷穗重、生物产量和籽粒产量的变异系数较
大；而穗长、穗粗、株高、茎粗、收获指数和千粒重的变
异系数较小，出谷率变异系数最小。 说明单株生产力
受行株距配置的变化影响最为敏感，而出谷率、千粒重
和收获指数等农艺性状表现出一定的遗传稳定性，受
栽培环境改变的影响较小。 因此，注重植株个体的平
衡发展对于群体产量的提高至关重要。 从不同行株距
配置下谷子产量及相关性状间的相关性分析结果得
出，谷子单穗重、单穗粒重、谷穗重和生物产量与籽粒
产量呈极显著正相关，谷草产量呈显著正相关，株高、
穗长和千粒重与籽粒产量呈极显著负相关，而茎粗、穗
粗、单株草重、出谷率、收获指数与籽粒产量的相关性
未达到显著水平。 由于测试产量性状之间也存在显著
相关关系，仅通过简单相关分析无法准确判断变量因
子与产量之间的真实关系，由此为了量化谷子产量相
关性状的关系，本试验通过逐步回归分析，建立了主要
产量性状的多元回归方程，入选的 ８ 个因子对产量的
决定系数达到 ０􀆰 ９９９６，表明其可以作为影响谷子产量
的主要性状，且其对籽粒产量的直接贡献效应大小顺
序为谷穗重 ＞单穗粒重 ＞出谷率 ＞株高 ＞收获指数 ＞
单株草重 ＞千粒重 ＞穗粗，其研究结果对指导谷子种
质资源评价和新品种选育具有重要意义。
主成分分析是将多指标线性组合为较少的综合指
标，这些综合指标彼此间既不相关，又能反映原来多指
标的信息，进而根据目标要求作主成分筛选。 目前，主
成分分析方法被广泛应用于多种作物资源分类和育种
７９２２
核　 农　 学　 报 ２８ 卷
选育以及栽培条件下性状指标的综合评价中［３１ － ３２］。
本试验选择了与产量密切相关的 １４ 个性状指标，将单
一产量指标通过主成分分析转化为彼此独立的 ２ 个主
因子，这 ２ 个主因子可以代表不同行株距配置下谷子
产量性状的 ９０􀆰 ０４％的原始数据信息量，以此为基础
对不同行株距配置下谷子的产量表现进行综合评价。
由于主成分为综合变量且相互独立，所以用主成分值
作为指标，可以比较准确地了解各性状的综合表现。
主成分分析结果表明，相同密度条件下，行株距配置
３０ｃｍ ×５􀆰 ６ｃｍ处理的综合评价分值最高，表现出较强
的优越性，植株空间分布相对均匀，有利于谷子产量形
成的最大化。
４　 结论
本试验通过测定不同行株距配置下 ２ 个谷子品种
的 １４ 个性状指标，并采用相关分析、多元回归分析、通
径分析和主成分分析进行了较系统的综合评价，结果
表明，行株距配置 ３０ｃｍ ×５􀆰 ６ｃｍ处理的群体具有较理
想的产量构成因子，行株距搭配合理，群体空间分布适
宜，产量构成因素协调，产量显著提高。 此外，多重分
析结果将为谷子的品种改良和创新提供理论依据，对
谷子品种选择和栽培措施指定有一定的参考价值。 在
实际应用中，可根据育种目标和生产要求，综合评价品
种的生产性能。 在性状选择中要加强生物产量、单穗
重、单穗粒重、谷穗重、籽粒产量、谷草产量的选择，单
株草重和千粒重不宜过高，株高较矮、穗长较短对高产
有利。 在育种材料的性状改良时应对这些性状的作用
特点加以重视，此结果可为谷子的品种改良和创新提
供理论依据。
参考文献：
［ １ ］　 李荫梅． 谷子育种学［Ｍ］． 北京： 中国农业出版社， １９９７
［ ２ ］　 Ｆａｒｎｈａｍ Ｄ Ｅ． Ｒｏｗ ｓｐａｃｉｎｇ， ｐｌａｎｔ ｄｅｎｓｉｔｙ， ａｎｄ ｈｙｂｒｉｄ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｎ
ｃｏｒｎ ｇｒａｉｎ ｙｉｅｌｄ ａｎｄ ｍｏｉｓｔｕｒｅ ［ Ｊ］ ． Ａｇｒｏｎｏｍｙ Ｊｏｕｒｎａｌ， ２００１， ９３
（５）： １０４９ － １０５３
［ ３ ］　 黄振喜， 王永军， 王空军， 李登海， 赵明， 柳京国， 董树亭， 王
洪军， 王军海， 杨今胜． 产量 １５ ０００ｋｇ·ｈｍ － ２以上夏玉米灌浆期
间的光合特性［Ｊ］ ．中国农业科学， ２００７， ４０（９）： １８９８ － １９０６
［ ４ ］　 闫川， 丁艳锋， 王强盛． 行株距配置对水稻茎秆形态生理与群
体生态的影响［Ｊ］ ． 中国水稻科学， ２００７， ２１（５）： ５３０ － ５３６
［ ５ ］　 苏祖芳， 张娟． 水稻群体茎蘖动态与成穗率和产量形成关系的
研究［Ｊ］ ． 江苏农学院学报， １９９７， １８（１）： ３６ － ４０
［ ６ ］　 王夫玉， 张洪程． 行株距配比对水稻群体特征的影响［Ｊ］ ．甘肃
科学学报， ２００１， １３（２）： ３８ － ４２
［ ７ ］　 赵新华， 谷福林． 优质中粳早丰 ９ 号合理行株距配比研究［ Ｊ］ ．
江苏农业科学， ２０００， （３）： ９ － １１
［ ８ ］　 徐正进， 王建林． 不同田间配置方式对水稻穗颈组织的影响
［Ｊ］ ． 沈阳农业大学学报， ２００３， ３４（５）： ３５５ － ３５７
［ ９ ］　 Ｃｈｅｎ Ｃ， Ｎｅｉｌｌ Ｋ， Ｗｉｃｈｍａｎ Ｄ， Ｗｅｓｔｃｏｔｔ Ｍ． Ｈａｒｄ ｒｅｄ ｓｐｒｉｎｇ ｗｈｅａｔ
ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｔｏ ｒｏｗ ｓｐａｃｉｎｇ， ｓｅｅｄｉｎｇ ｒａｔｅ， ａｎｄ ｎｉｔｒｏｇｅｎ［ Ｊ］ ． Ａｇｒｏｎｏｍｙ
Ｊｏｕｒｎａｌ， ２００８， １００（３）： １２９６ － １３０２
［１０］ 　 朱云集， 郭汝礼， 郭天财， 张庆友， 王之杰， 王永华． 行距配置
与密度对兰考 ９０６ 群体质量及产量的影响［ Ｊ］ ． 麦类作物学报，
２００１， ２１（２）： ６２ － ６６
［１１］　 孙宏勇， 刘昌明， 张喜英， 陈素英， 裴冬． 不同行距对冬小麦麦
田蒸发、蒸散和产量的影响［Ｊ］ ． 农业工程学报， ２００６， ２２（３）：
２２ － ２６
［１２］　 孙淑娟， 周勋波， 陈雨海， 杨国敏， 徐德力， 杨荣光． 冬小麦种
群不同分布方式对农田小气候及产量的影响［ Ｊ］ ． 农业工程学
报， ２００８， ２４（２）： ２７ － ３１
［１３］　 周勋波， 杨国敏，孙淑娟，陈雨海． 不同株行距配置对夏大豆群
体结构及光截获的影响［ Ｊ］ ． 生态学报， ２０１０， ３０（３）： ６９１ －
６９７
［１４］　 赵双进， 张孟臣，杨春燕，王文秀． 栽培因子对大豆生长发育及
群体产量的影响Ⅰ： 播期、密度、行株距（配置方式）对产量的影
响［Ｊ］ ． 中国油料作物学报， ２００２， ２４（４）： ２９ － ３２
［１５］　 刘忠堂． 大豆窄行密植高产栽培技术的研究［ Ｊ］ ． 大豆科学，
２００２， ２１（２）： １１７ － １２２
［１６］　 齐林， 杨国敏， 周勋波， 陈雨海， 高会军， 刘岩． 夏大豆群体内
植株分布对干物质积累分配及产量的影响 ［ Ｊ］ ． 作物学报，
２００９， ３５（９）： １７２２ － １７２８
［１７］ 　 苏年贵， 丁锐钦， 张建玲， 张建宏． 不同行株距（密度）对小黑
豆产量及其相关性状变异系数的影响 ［ Ｊ］ ． 中国农学通报，
２０１２， ２８（２４）： １４８ － １５１
［１８］　 周晓芬， 刘宗衡． ＡＢＴ生根粉和磷、钾营养对冬小麦和夏谷子根
系及产量的影响［Ｊ］ ． 土壤通报， １９９９， ３０（６）： ２７４ － ２７６
［１９］　 解文艳， 周怀平， 关春林， 贾伟． 旱地春谷子不同生育期吸收
氮、磷、钾养分的特点［Ｊ］ ． 中国农学通报， ２００９， ２５（３）： １５８ －
１６３
［２０］　 杨珍平， 张翔宇， 苗果园． 施肥对生土地谷子根苗生长及根际
土壤酶和微生物种群的影响［Ｊ］ ． 核农学报， ２０１０， ２４（４） ：８０２
－ ８０８
［２１］　 赵斌， 张瑞芳， 李向文， 周大迈， 王红． 不同施肥处理对新成片
麻岩土壤谷子生长及土层硝态氮的影响［ Ｊ］ ． 中国农学通报，
２０１２， ２８（２４）： １４２ － １４７
［２２］　 刘正理， 程汝宏， 张凤莲， 夏雪岩， 师志刚， 张耀华． 不同密度
条件下 ３ 种类型谷子品种产量及其构成要素变化特征研究［ Ｊ］ ．
中国生态农业学报， ２００７， １５（５）： １３５ － １３８
［２３］　 秦岭， 管延安， 杨延兵，张华文． 不同生态区谷子创新种质主要
农艺性状与产量相关性分析［ Ｊ］ ． 山东农业科学， ２００８， （９）：
１０ － １３
［２４］　 贾根良， 代惠萍， 张社奇， 冯佰利， 王鹏科， 柴岩． 不同基因型
谷子叶片衰老的研究［ Ｊ］ ． 西北农业学报， ２００９， １８（１）： ８５ －
８９
［２５］　 田伯红， 王素英， 李雅静， 王建广， 张立新， 梁凤芹， 翟玉柱，
刘金荣． 谷子地方品种发芽期和苗期对 ＮａＣｌ 胁迫的反应和耐
盐品种筛选［Ｊ］ ． 作物学报， ２００８， ３４（１２）： ２２１８ － ２２２２
８９２２
Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｎｕｃｌｅａｒ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ
２０１４，２８（１２）：２２９０ ～ ２２９９
［２６］　 田伯红． 盐碱胁迫对谷子农艺性状及产量的影响［Ｊ］ ． 河北农业
科学， ２００９， １３（１０）： ４ － ５
［２７］　 张文英， 智慧， 柳斌辉， 李明哲， 李伟， 谢俊雪， 宋庆荣， 刁现
民． 干旱胁迫对谷子孕穗期光合特性的影响［ Ｊ］ ． 河北农业科
学， ２０１１， １５（６）： ７ － １１
［２８］　 张文英， 智慧， 柳斌辉， 李伟， 王永芳， 李海权， 贾冠清， 栗雨
勤， 刁现民． 谷子孕穗期一些生理性状与品种抗旱性的关系
［Ｊ］ ． 华北农学报， ２０１１， ２６（３）： １２８ － １３３
［２９］　 陆平． 谷子种质资源描述规范和数据标准［Ｍ］． 北京： 中国农
业出版社， ２００６
［３０］ 　 袁峰， 杨慧卿， 王军， 郭二虎． 谷子产量相关性状的主成分分析
［Ｊ］ ． 河北农业科学， ２０１０， １４（１１）： １１２ － １１４
［３１］　 孙涌栋， 李新峥， 罗未蓉． 南瓜发芽期对 Ｎａ２ＣＯ３ 胁迫的生理响
应及耐受性评价［Ｊ］ ． 核农学报， ２００８， ２２（６）： ８５１ － ８５５
［３２］　 王敏， 杨万明， 侯燕平， 岳爱琴， 李贵全， 杜维俊． 不同类型大
豆花荚期抗旱性形态指标及其综合评价［ Ｊ］ ． 核农学报， ２０１０，
２４（１）： １５４ － １５９
Ｍｕｌｔｉｐｌｅ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｙｉｅｌｄ ａｎｄ Ｒｅｌａｔｅｄ Ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ｏｆ Ｓｕｍｍｅｒ⁃ ｓｏｗｉｎｇ
Ｆｏｘｔａｉｌ Ｍｉｌｌｅｔ Ｕｎｄｅｒ Ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ Ａｒｒａｎｇｅｍｅｎｔ ｏｆ Ｒｏｗ ａｎｄ Ｐｌａｎｔ Ｓｐａｃｉｎｇ
ＺＨＵ Ｙｕａｎ⁃ｇａｎｇ　 ＧＡＯ Ｆｅｎｇ⁃ｊｕ
（Ｄｅｚｈｏｕ Ａｃａｄｅｍｙ ｏｆ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ， Ｄｅｚｈｏｕ， Ｓｈａｎｄｏｎｇ　 ２５３０１５）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｎ ｏｒｄｅｒ ｔｏ ｓｔｕｄｙ ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ａｒｒａｎｇｅｍｅｎｔｓ ｏｆ ｒｏｗ ａｎｄ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ ｏｎ ｙｉｅｌｄ ａｎｄ ｒｅｌａｔｅｄ
ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ｏｆ ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ， ｔｗｏ ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ ｃｕｌｔｉｖａｒｓ（‘Ｊｉｇｕ １５’ ａｎｄ ‘Ｙｕｇｕ １８’） ａｓ ｔｅｓｔ ｍａｔｅｒｉａｌｓ ｗｅｒｅ ｐｌａｎｔｅｄ ｉｎ
ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔａｌ ｆｉｅｌｄ． Ｔｈｅ ｓｕｍｍｅｒ⁃ ｓｏｗｉｎｇ ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ ｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔ ｃｏｎｓｉｓｔｓ ｏｆ ｆｉｖｅ ｐｌａｎｔｉｎｇ ｐａｔｔｅｒｎｓ ｕｎｄｅｒ ｔｈｅ ｓａｍｅ ｐｌａｎｔ
ｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ ｄｅｎｓｉｔｙ（６􀆰 ０ × １０５ ｐｌａｎｔ·ｈｍ － ２ ）． Ｒｏｗ ｓｐａｃｉｎｇ （ ｃｍ） × ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ （ ｃｍ） ｗａｓ ６０ｃｍ × ２􀆰 ８ｃｍ， ５０ｃｍ ×
３􀆰 ３ｃｍ， ４３ｃｍ × ３􀆰 ９ｃｍ， ３７􀆰 ５ｃｍ × ４􀆰 ４ｃｍ， ３０ｃｍ × ５􀆰 ６ｃｍ， ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ． Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗｅｄ ｔｈａｔ ｇｒａｉｎ ｙｉｅｌｄ ａｎｄ
ｂｉｏｌｏｇｉｃａｌ ｙｉｅｌｄ ａｎｄ ｐａｎｉｃｌｅ ｗｅｉｇｈｔ ａｎｄ ｆｏｒａｇｅ ｙｉｅｌｄ ｉｎｃｒｅａｓｅｄ ｗｉｔｈ ｄｅｃｒｅａｓｉｎｇ ｒｏｗ ｓｐａｃｉｎｇ ａｎｄ ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ．
Ｔｈｅ ｖａｒｉａｔｉｏｎ ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ ｏｆ ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ ｗｅｉｇｈｔ， ｇｒａｉｎ ｗｅｉｇｈｔ ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ ａｎｄ ｆｏｒａｇｅ ｗｅｉｇｈｔ ｐｅｒ ｐｌａｎｔ ｗｅｒｅ ｂｉｇｇｅｒ， ｗｈｉｌｅ
ｔｈｏｓｅ ｏｆ ｈａｒｖｅｓｔ ｉｎｄｅｘ， １ ０００⁃ｇｒａｉｎ ｗｅｉｇｈｔ ａｎｄ ｍｉｌｌｅｔ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｗｅｒｅ ｓｍａｌｌｅｒ． Ｇｒａｉｎ ｙｉｅｌｄ ｈａｄ ａ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ
ｗｉｔｈ ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ ｗｅｉｇｈｔ， ｇｒａｉｎ ｗｅｉｇｈｔ ｐｅｒ ｐａｎｉｃｌｅ， ｐａｎｉｃｌｅ ｗｅｉｇｈｔ， ｂｉｏｌｏｇｉｃａｌ ｙｉｅｌｄ ａｎｄ ｆｏｒａｇｅ ｙｉｅｌｄ， ｂｕｔ ａ ｎｅｇａｔｉｖｅ
ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ ｗｉｔｈ ｐｌａｎｔ ｈｅｉｇｈｔ， ｐａｎｉｃｌｅ ｌｅｎｇｔｈ ａｎｄ １ ０００⁃ｇｒａｉｎ ｗｅｉｇｈｔ． Ｔｈｅ ｄｅｔｅｒｍｉｎａｔｉｏｎ ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ ｏｆ ｅｉｇｈｔ ｆａｃｔｏｒｓ
ｓｅｌｅｃｔｅｄ ｂｙ ｍｕｌｔｉｐｌｅ ｌｉｎｅａｒ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ ｔｏ ｍｉｌｌｅｔ ｙｉｅｌｄ ｍｏｄｅｌ ｗａｓ ０􀆰 ９９９６． Ｆｏｕｒｔｅｅｎ ｒｅｌａｔｅｄ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ｏｆ ｙｉｅｌｄ
ｗｅｒｅ ｃｏｍｐｏｓｅｄ ｏｆ ｔｗｏ ｉｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｐｒｉｎｃｉｐａｌ ｃｏｍｐｏｎｅｎｔｓ ｔｈｒｏｕｇｈ ｐｒｉｎｃｉｐａｌ ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ ａｎａｌｙｓｉｓ． Ｔｈｅ ｃｕｍｕｌａｔｉｖｅ
ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｒａｔｅ ｏｆ ｔｗｏ ｆａｃｔｏｒｓ ｗａｓ ９０􀆰 ０４％ ， ａｎｄ ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ ｗａｓ ｇｅｎｅｒａｌｌｙ ａｇｒｅｅｄ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｏｆ ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ
ａｎｄ ｐａｔｈ ａｎａｌｙｓｉｓ ｂａｓｅｄ ｏｎ ｆｏｕｒｔｅｅｎ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ｏｆ ｙｉｅｌｄ． ３０ｃｍ × ５􀆰 ６ｃｍ ｔｒｅａｔｍｅｎｔ ｈａｄ ｔｈｅ ｈａｒｍｏｎｉｚｅｄ ｙｉｅｌｄ⁃
ｃｏｍｐｏｓｉｎｇ ｆａｃｔｏｒｓ ａｎｄ ｔｈｅ ｈｉｇｈｅｓｔ ｇｒａｉｎ ｙｉｅｌｄ． Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ， ｔｏ ｒｅｄｕｃｅ ｒｏｗ ｓｐａｃｉｎｇ， ｅｎｌａｒｇｅ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ， ａｎｄ ｋｅｅｐ ａｎ
ａｐｐｒｏｐｒｉａｔｅ ｒａｔｉｏ ｏｆ ｒｏｗ ｓｐａｃｉｎｇ ｔｏ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ ｗｏｕｌｄ ｂｅ ａｎ ａｌｔｅｒｎａｔｉｖｅ ｉｎ ｓｕｍｍｅｒ⁃ｓｏｗｉｎｇ ｍｉｌｌｅｔ ｐｌａｎｔｉｎｇ． Ｔｈｅ ｐｕｒｐｏｓｅ
ｏｆ ｔｈｉｓ ｓｔｕｄｙ ｉｓ ｔｏ ｓｕｐｐｌｙ ｗｉｔｈ ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ ｂａｓｉｓ ａｎｄ ｔｅｃｈｎｉｃａｌ ｓｕｐｐｏｒｔ ｆｏｒ ｈｉｇｈ ｙｉｅｌｄ ｃｕｌｔｉｖａｔｉｏｎ ｏｆ ｍｉｌｌｅｔ．
Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｆｏｘｔａｉｌ ｍｉｌｌｅｔ； Ｒｏｗ ａｎｄ ｐｌａｎｔ ｓｐａｃｉｎｇ； Ｙｉｅｌｄ； Ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ； Ｍｕｌｔｉｐｌｅ ａｎａｌｙｓｉｓ
９９２２