全 文 ：书犇犗犐：１０．１１６８６／犮狔狓犫２０１５４００ 犺狋狋狆：／／犮狔狓犫．犾狕狌．犲犱狌．犮狀
渠晖，程亮，陈俊峰，陆晓燕，沈益新．施氮水平对甜高粱主要农艺性状及其与干物质产量相关关系的影响．草业学报，２０１６，２５（６）：１３２５．
ＱＵＨｕｉ，ＣＨＥＮＧＬｉａｎｇ，ＣＨＥＮＪｕｎＦｅｎｇ，ＬＵＸｉａｏＹａｎ，ＳＨＥＮＹｉＸｉｎ．Ｅｆｆｅｃｔｓｏｆｎｉｔｒｏｇｅｎｏｎａｇｒｏｎｏｍｉｃｔｒａｉｔｓａｎｄｄｒｙｍａｔｔｅｒｙｉｅｌｄａｎｄｔｈｅｉｒｒｅｌａ
ｔｉｏｎｓｈｉｐｉｎｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍ．ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２０１６，２５（６）：１３２５．
施氮水平对甜高粱主要农艺性状及其与
干物质产量相关关系的影响
渠晖，程亮，陈俊峰，陆晓燕，沈益新
（南京农业大学动物科技学院，江苏 南京２１００９５）
摘要：为探求甜高粱干物质产量与主要农艺性状的关系以及不同施氮水平对两者相互关系的影响，本研究以大力
士甜高粱为材料，采用完全随机区组设计进行两年田间试验，测定不同施氮水平（０，１００，２００，３００，４００，５００ｋｇ
Ｎ／ｈｍ２）下甜高粱的株高、茎粗、绿叶数、茎叶比、鲜干比、叶面积指数和干物质产量７个参数，并对上述参数进行了
相关性分析、多元回归分析和通径分析。试验结果表明，株高，叶面积指数和茎粗均与干物质产量呈极显著正相关
关系（犘＜０．０１），相关系数分别为狉＝０．９２１，狉＝０．８６５，狉＝０．７５８。通径分析表明，株高是决定干物质产量
的主要农艺性状，茎叶比和叶面积指数与干物质产量的关系对不同施氮水平有不同响应。较低施氮水平（０，１００ｋｇ
Ｎ／ｈｍ２）下，茎叶比对干物质产量的直接作用最大（犘＝０．９２５），叶面积指数对干物质产量的直接作用最小（犘＝
０．１６２）。中等施氮水平（２００，３００ｋｇＮ／ｈｍ２）下，茎叶比对干物质产量的影响降低（犘＝０．０７３），叶面积指数对干物
质产量的直接作用增加（犘＝０．７９７）。较高施氮水平（４００，５００ｋｇＮ／ｈｍ２）下，茎叶比和叶面积指数对干物质产量的
直接作用均为负值（犘＝－０．１２５，犘＝－０．０４０）。施氮量为２００～４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 时，干物质产量较高。综上可知，
在较高施氮条件下，合理密植是获得较高干物质产量的关键。当供氮水平较低时，应注意收获时间的选择，以便更
好地兼顾干物质产量和饲草营养价值。
关键词：甜高粱；施氮水平；干物质产量；农艺性状；通径分析　　
犈犳犳犲犮狋狊狅犳狀犻狋狉狅犵犲狀狅狀犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋狊犪狀犱犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱犪狀犱狋犺犲犻狉狉犲犾犪狋犻狅狀狊犺犻狆犻狀
狊狑犲犲狋狊狅狉犵犺狌犿
ＱＵＨｕｉ，ＣＨＥＮＧＬｉａｎｇ，ＣＨＥＮＪｕｎＦｅｎｇ，ＬＵＸｉａｏＹａｎ，ＳＨＥＮＹｉＸｉｎ
犆狅犾犾犲犵犲狅犳犃狀犻犿犪犾犛犮犻犲狀犮犲犪狀犱犜犲犮犺狀狅犾狅犵狔，犖犪狀犼犻狀犵犃犵狉犻犮狌犾狋狌狉犪犾犝狀犻狏犲狉狊犻狋狔，犖犪狀犼犻狀犵２１００９５，犆犺犻狀犪
犃犫狊狋狉犪犮狋：Ｔｈｉｓｓｔｕｄｙｗａｓｃｏｎｄｕｃｔｅｄｔｏｄｅｔｅｒｍｉｎｅｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｄｒｙｍａｔｔｅｒ（ＤＭ）ｙｉｅｌｄａｎｄａｇｒｏｎｏｍ
ｉｃｔｒａｉｔｓｏｆｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍ （犛狅狉犵犺狌犿犫犻犮狅犾狅狉ｃｖ．‘Ｈｕｎｎｉｇｒｅｅｎ’）ｕｓｉｎｇｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎａｎｄｐａｔｈｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔａｎａｌｙｓｉｓ
ｕｎｄｅｒｄｉｆｆｅｒｅｎｔｒａｔｅｓｏｆｎｉｔｒｏｇｅｎ（０，１００，２００，３００，４００，５００ｋｇＮ／ｈａ）．Ｔｈｅｅｘｐｅｒｉｍｅｎｔｗａｓｓｅｔｕｐｉｎｅａｓｔｅｒｎ
Ｃｈｉｎａｄｕｒｉｎｇ２００９－２０１０ａｎｄ７ａｇｒｏｎｏｍｉｃｔｒａｉｔｓｏｆｓｏｒｇｈｕｍｗｅｒｅｅｖａｌｕａｔｅｄ．ＲｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｅｄｔｈａｔＤＭｙｉｅｌｄｗａｓ
ｐｏｓｉｔｉｖｅｌｙｃｏｒｒｅｌａｔｅｄ（犘＜０．０１）ｗｉｔｈｐｌａｎｔｈｅｉｇｈｔ（狉＝０．９２１），ｌｅａｆａｒｅａｉｎｄｅｘ（ＬＡＩ，狉＝０．８６５）ａｎｄｓｔｅｍ
ｄｉａｍｅｔｅｒ（ＳＤ，狉＝０．７５８）．ＰｌａｎｔｈｅｉｇｈｔａｎｄＬＡＩｐｒｏｄｕｃｅｄｔｈｅｓｔｒｏｎｇｅｓｔｐａｔｈｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ（犘＝０．６３８，犘＝
０．３９１）ｆｏｒＤＭｙｉｅｌｄ．ＰｌａｎｔｈｅｉｇｈｔｗａｓｔｈｅｂｅｓｔｉｎｄｉｃａｔｏｒｏｆＤＭｙｉｅｌｄｕｓｉｎｇｓｔｅｐｗｉｓｅｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎａｎａｌｙｓｉｓ．Ｔｈｅ
ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｓｔｅｍ∶ｌｅａｆｒａｔｉｏ（Ｓ∶Ｌｒａｔｉｏ）ａｎｄＬＡＩｔｏＤＭｙｉｅｌｄｄｉｆｆｅｒｅｄｕｎｄｅｒｄｉｆｆｅｒｅｎｔｒａｔｅｓｏｆＮｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ．
第２５卷　第６期
Ｖｏｌ．２５，Ｎｏ．６
草　业　学　报
ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ 　　
１３－２５
２０１６年６月
收稿日期：２０１５０９０１；改回日期：２０１５１２１０
基金项目：国家科技支撑计划南方优质饲草高效生产加工利用关键技术研究与集成示范项目（２０１１ＢＡＤ１７Ｂ０３）资助。
作者简介：渠晖（１９８４），男，内蒙古乌兰察布人，在读博士。Ｅｍａｉｌ：ｑｈｙｕｌｉｎ＠ｈｏｔｍａｉｌ．ｃｏｍ
通信作者Ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇａｕｔｈｏｒ．Ｅｍａｉｌ：ｙｘｓｈｅｎ＠ｎｊａｕ．ｅｄｕ．ｃｎ
Ｓ∶ＬｒａｔｉｏａｎｄＬＡＩｈａｄｐｏｓｉｔｉｖｅｐａｔｈｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ（犘＝０．９２５，犘＝０．１６２）ｆｏｒＤＭｙｉｅｌｄｕｎｄｅｒｌｏｗｅｒＮｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ
ｒａｔｅ（０，１００ｋｇＮ／ｈａ）．ＬＡＩｈａｄａｐｏｓｉｔｉｖｅｐａｔｈｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ（犘＝０．７９７）ｆｏｒＤＭｙｉｅｌｄｕｎｄｅｒｉｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｅＮｆｅｒ
ｔｉｌｉｚｅｒｒａｔｅｓ（２００，３００ｋｇＮ／ｈａ），ｂｕｔｈａｄａｎｅｇａｔｉｖｅｐａｔｈｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｆｏｒＤＭｙｉｅｌｄｕｎｄｅｒｈｉｇｈｅｒＮｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｒａｔｅｓ
（４００，５００ｋｇＮ／ｈａ）．ＴｈｅＥｆｆｅｃｔｏｆＳ∶ＬｒａｔｉｏｏｎＤＭｙｉｅｌｄｄｅｃｒｅａｓｅｄｗｉｔｈｉｎｃｒｅａｓｉｎｇＮｒａｔｅ．ＤＭｙｉｅｌｄｗａｓ
ｈｉｇｈｅｓｔａｔＮｒａｔｅｓｏｆ２００－４００ｋｇＮ／ｈａ．ＰｌａｎｔｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｗａｓｉｍｐｏｒｔａｎｔｆｏｒｈｉｇｈｅｒＤＭｙｉｅｌｄａｔｈｉｇｈｅｒｒａｔｅｓｏｆ
Ｎｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒ．ＵｎｄｅｒｌｏｗｅｒＮｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｒａｔｅｓ，ｈａｒｖｅｓｔｄａｔｅｗａｓａｋｅｙｉｓｓｕｅｉｎｔｅｒｍｓｏｆｔｈｅｔｒａｄｅｏｆｆｂｅｔｗｅｅｎＤＭ
ｙｉｅｌｄａｎｄｎｕｔｒｉｔｉｖｅｖａｌｕｅｏｆｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍ．
犓犲狔狑狅狉犱狊：ｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍ；ｎｉｔｒｏｇｅｎｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｒａｔｅ；ｄｒｙｍａｔｔｅｒｙｉｅｌｄ；ａｇｒｏｎｏｍｉｃｔｒａｉｔｓ；ｐａｔｈａｎａｌｙｓｉｓ
氮素是影响饲草产量和营养价值的重要营养元素之一［１３］，是饲草生长发育的主要限制因子。大量研究表
明，施用氮肥能显著提高饲草产量［４］、改善营养价值［５］。对禾本科饲草而言，因其不具备固氮能力，如果土壤中氮
含量不足，则只能靠外界供氮来满足自身生长所需。但不同地区和不同饲草品种对氮肥的响应差异巨大。Ｍａｒ
ｓａｌｉｓ等［６］研究表明，传统饲用高粱（犛狅狉犵犺狌犿犫犻犮狅犾狅狉）在施氮量为２１８和２９１ｋｇＮ／ｈｍ２ 时，产量最高；而褐色中
脉高粱品种的最适施氮量为１０６～１４０ｋｇＮ／ｈｍ２。Ａｌｍｏｄａｒｅｓ等［７］研究认为，高粱产量达到最大值的适宜需氮
量为７５ｋｇＮ／ｈｍ２。丁成龙等［８］对美洲狼尾草（犘犲狀狀犻狊犲狋狌犿犪犿犲狉犻犮犪狀狌犿）的研究表明，鲜、干草产量均随氮量的
增加而显著提高，施氮量在０～４５０ｋｇＮ／ｈｍ２ 范围内，其鲜、干草产量与施氮量呈线性关系（狉＝０．９９９４）。韦家
少等［９］研究表明，施氮水平为１５０和３００ｋｇ／ｈｍ２ 时，坚尼草（犘犪狀犻犮狌犿犿犪狓犻犿狌狀）的干草产量显著高于不施氮处
理。曹文侠等［１０］连续两年的施氮试验表明，高寒地区１５龄人工草地的最佳施氮量为１５０ｋｇ／ｈｍ２。因此，根据
不同地区气候条件，土壤特点，结合所选饲草品种，确定最佳的施氮水平，是饲草高产栽培技术的关键。
甜高粱具有抗逆性强［１１］，适应性广［１２１３］，生物量大［１４］等优良特性，不仅是世界第五大粮食作物，也是优质的
饲料作物［１５］，已成为许多国家优质饲草的重要来源之一。国内外学者对甜高粱选育［１６１７］，栽培［１８１９］和利用［２０２１］
等做了大量研究。有关施氮对甜高粱产量和品质的影响也有很多研究，但大多集中于干旱半干旱地区［２２２３］，而在
较湿润气候条件下的研究鲜见报道，且对产量与其构成因子的相互关系以及不同施氮水平对两者相互关系影响
的研究较少。
我国华东农区气候潮湿，土壤粘重，地下水位高，许多优质饲草的生长受到限制，探索研究适合当地气候条件
的优质饲草，是推进我国南方草业发展，实现畜牧业现代化的关键。本研究以极晚熟甜高粱品种为研究材料，通
过测定不同施氮水平下甜高粱株高、茎粗、绿叶数、茎叶比、鲜干比、叶面积指数和干物质产量，就甜高粱干物质产
量和主要农艺性状之间的关系进行相关分析，多元回归分析和通径分析，解析不同施氮水平下影响甜高粱干物质
产量的主要农艺性状，以期为氮肥的合理施用和甜高粱的高产、优质栽培提供理论依据。
１　材料与方法
１．１　试验区概况
试验于２００９和２０１０年在江苏省常州春晖乳业有限公司农场（３１°５１′Ｎ，１１９°４９′Ｅ）进行。该试验地属于北
亚热带季风性湿润气候，土壤类型为粘壤土。试验地土壤具体特性及气象条件见表１。
１．２　试验材料与设计
试验材料为甜高粱品种大力士，由百绿（北京）国际草业有限公司提供。试验采用完全随机区组设计，共设６
个氮肥处理（０，１００，２００，３００，４００，５００ｋｇＮ／ｈｍ２），３次重复，１８个小区。小区面积为１２ｍ２（４ｍ×３ｍ），行距３０
ｃｍ，株距２５ｃｍ，每小区种植１０行。试验地播前深翻２０ｃｍ，并施入腐熟的牛粪７５ｔ／ｈｍ２（干物质含量为２５％，总
氮含量为０．５５％ＤＭ）作基肥。播种方式为人工播种，每穴播３～４粒，３叶期按设计株距定苗。氮肥以纯氮量换
算成尿素分两次施入，播种时施入１／３尿素，６叶期结合中耕追施余下２／３尿素。耕前喷施２．５Ｌ／ｈｍ２ 阿特拉津
并配以播后１周喷施２，４Ｄ用来防除杂草。两年的播种时间见表１。
４１ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１６） Ｖｏｌ．２５，Ｎｏ．６
１．３　测定内容与方法
由于大力士甜高粱是极晚熟品种，在长江中下游
地区不能抽穗，因此按播种后的生长天数进行取样。
播种后４６～５０ｄ，大力士进入拔节期后每隔２０ｄ取样
１次，总共取样４次，具体取样时间见表１。小区一半
用于中期取样，一半用于收获测产。取样时每小区随
机选取长势一致的３株植株收割地上部分，分离茎叶
（包括叶鞘），称鲜重，用ＡＭ３００便携式叶面积仪测量
单株叶面积，计算叶面积指数（ｌｅａｆａｒｅａｉｎｄｅｘ，ＬＡＩ）。
将样品带回实验室置于１０５℃鼓风干燥箱下杀青３０
ｍｉｎ，再于６５℃下烘干至恒重，称重，计算茎叶比，鲜干
比。植株各部分粉碎均匀混合后过１ｍｍ 筛，装入自
封袋保存供品质分析。取样的同时也在每小区内选取
长势一致的５株植株进行挂牌，测量株高（拉直植株，
测量从根部到最高处的垂直高度，取平均值，单位：
ｍ）、茎粗（以基部以上第三节茎粗的平均值表示，单
位：ｃｍ）、绿叶数。在测产的一半小区中间收获长为
１．５ｍ，宽为相邻３行面积上的植株，测定鲜重，根据
鲜干比和收获面积计算干物质产量（ｋｇ／ｈｍ２）。
表１　试验地状态、土壤特性和取样时间
犜犪犫犾犲１　犘犾狅狋犪狀犱狊狅犻犾犮犺犪狉犪犮狋犲狉犻狊狋犻犮狊，犪狀犱
狊犪犿狆犾犻狀犵犱犪狋犲犪狋犲犪犮犺狊犻狋犲犪狀犱狔犲犪狉
项目Ｉｔｅｍ ２００９ ２０１０
年平均温度 Ｍｅａｎａｎｎｕａｌｔｅｍｐｅｒａｔｕｒｅ（℃） １６．７ １６．５
年总降水量 Ａｎｎｕａｌｐｒｅｃｉｐｉｔａｔｉｏｎ（ｍｍ） １４３６ １０８５
土壤理化特性Ｆｉｅｌｄｓｏｉｌｐｒｏｐｅｒｔｉｅｓ
有机质 Ｏｒｇａｎｉｃｍａｔｔｅｒ（ｇ／ｋｇ） ２８．７ ２７．３
总氮 Ｔｏｔａｌｎｉｔｒｏｇｅｎ（ｇ／ｋｇ） ７．２８ ６．３７
速效氮 Ａｖａｉｌａｂｌｅｎｉｔｒｏｇｅｎ（ｍｇ／ｋｇ） ６．９３ ５．７２
速效磷 Ａｖａｉｌａｂｌｅｐｈｏｓｐｈｏｒｕｓ（ｍｇ／ｋｇ） ８．２０ ８．６５
速效钾 Ａｖａｉｌａｂｌｅｐｏｔａｓｓｉｕｍ（ｍｇ／ｋｇ） ８９．３ ７３．６
ｐＨ ５．３ ５．４
播种时间Ｓｏｗｉｎｇｄａｔｅ（月／日 Ｍｏｎｔｈ／ｄａｙ） ５／１３ ５／２５
取样时间Ｓａｍｐｌｉｎｇｄａｔｅ（Ｓ）（月／日 Ｍｏｎｔｈ／ｄａｙ）
Ｓ１ ７／２ ７／１４
Ｓ２ ７／２１ ８／５
Ｓ３ ８／９ ８／２７
Ｓ４ ８／３１ ９／１７
１．４　数据统计
利用ＭｉｃｒｏｓｏｆｔＥｘｃｅｌ２００７处理基础数据及作图，采用ＳＰＳＳ１９．０软件对影响干物质产量的各因素进行相关
性分析、多元回归分析和通径分析。
２　结果与分析
２．１　施氮水平对甜高粱农艺性状的影响
作物的株高随生育期的推进而增加。从图１和图２可以看出，２年试验中，在３００和４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下，
甜高粱各生长阶段的株高均维持了较高水平，大于其他处理；收获时，３００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理的株高最大，分别为
３．０９ｍ（２００９年）和２．９９ｍ（２０１０年），５００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下的株高在整个生育期均属于中间水平。在２００９年
的试验中，甜高粱株高在第二和第三次取样间处于拔节中期，其增幅最大，不同施氮水平的平均增幅为４９．６％；
第三次取样后增幅趋缓，不同施氮水平下株高的平均增幅为１０．８％。２０１０年试验第三次取样后，甜高粱株高依
然有较高的增幅，平均增幅为１７．０％，这可能是由于２０１０年平均气温高于２００９年的缘故。两年试验中，不同施
氮处理间甜高粱茎粗差异不大。第一次取样到第二次取样间，茎粗的增幅较大，而在第二次取样后，增幅变缓，这
一点在２０１０年的试验中表现尤为明显。
各取样时间段内绿叶数的变化趋势较为一致，不同处理间的差异大于株高和茎粗，呈现出集中分布的３组
（图１，图２），这一现象在２０１０年试验中表现更为明显。在３００和４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下不同取样点的平均绿叶
数分别为１８．０和１７．８个，明显高于其他处理水平；１００，２００和５００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理，相互之间差异不大，不同取
样时间的平均绿叶数分别为１７．３，１７．５和１７．１个，明显高于不施氮处理（１６．１个）。第一次取样时，２００９年的绿
叶数要低于２０１０年，可能由于２００９年播种时土壤温度较低，导致苗期的生长较慢，进入拔节期时，表现不如
２０１０年，但在最后一次取样时，绿叶数与２０１０年无差异。
随着生育期的推进，甜高粱植株的茎叶比逐渐增大（图１，图２），５００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下茎叶比的增速逐渐高
于其他施氮处理，这一趋势在２０１０年的试验中表现更为明显。随着茎叶比不断增大，植株鲜干比呈现逐渐减小
的趋势。２００９年最后一次采样时，５００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下的鲜干比（３．２６）；２０１０年不施氮处理下的鲜干比最大
５１第２５卷第６期 草业学报２０１６年
（３．３６）。
叶面积指数随着生育期的推进呈现出阶段性增长的趋势（图１，图２），第一次和第二次取样间，第三次和第四
次取样间，叶面积指数的增幅较大，２００９年各施氮水平的平均增幅分别为２１．０％和２３．７％，２０１０年的对应增幅
分别为２３．７％和２０．７％。在第二次和第三次取样间，叶面积指数的增幅较为平缓，两年试验各施氮水平的平均
增幅分别为５．９０％（２００９年）和８．８５％（２０１０年），不施氮处理和５００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下的叶面积指数，在这一阶
段几乎没有增加。最后一次取样时，叶面积指数为分别为５．３７（２００９年）和５．１２（２０１０年）。
图１　施氮水平对不同生长时期甜高粱农艺性状的影响（２００９年）
犉犻犵．１　犈犳犳犲犮狋狊狅犳狀犻狋狉狅犵犲狀犳犲狉狋犻犾犻狕犲狉狅狀犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋狊狅犳狊狑犲犲狋狊狅狉犵犺狌犿犪狋犱犻犳犳犲狉犲狀狋犵狉狅狑狋犺狊狋犪犵犲（２００９）
　
２．２　甜高粱干物质产量对施氮水平响应的模拟分析
为了分析不同年份间施氮量对甜高粱干物质产量的影响，分别对不同施氮处理下的干物质产量测定值进行
了数学模拟，建立了甜高粱干物质产量和施氮水平之间的回归模型，并利用回归模型计算了获得最大干物质产量
所需的最优施氮量。图３表明，施氮量对甜高粱干物质产量的影响呈抛物线变化，随施氮量的增加呈现先增加后
降低的趋势。通过回归模型狔＝Ａ狓２＋Ｂ狓＋Ｃ对施氮量的干物质产量进行拟合，决定系数分别为犚２＝０．７７
（２００９）和犚２＝０．８３（２０１０），计算出获得最大干物质产量的施氮量分别为２９６．９ｋｇＮ／ｈｍ２（２００９年）和３２３．０ｋｇ
Ｎ／ｈｍ２（２０１０年）。从拟合曲线可以看出，当施氮量为２００～４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 时，干物质产量处于较高水平。２００９
年试验结果显示，当施氮量为２００，３００和４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 时，对应的干物质产量分别为２８６４０．３，３１５０４．４和
２９９１２．６ｋｇ／ｈｍ２；２０１０年对应处理的干物质产量分别为２７５５６．６，３１４６５．１和２９８９３．０ｋｇ／ｈｍ２。拟合结果和试
验结果均表明，当施氮量为２００～４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 时，大力士甜高粱可获得较高的干物质产量。
６１ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１６） Ｖｏｌ．２５，Ｎｏ．６
图２　施氮水平对不同生长时期甜高粱农艺性状的影响（２０１０年）
犉犻犵．２　犈犳犳犲犮狋狊狅犳狀犻狋狉狅犵犲狀犳犲狉狋犻犾犻狕犲狉狅狀犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋狊狅犳狊狑犲犲狋狊狅狉犵犺狌犿犪狋犱犻犳犳犲狉犲狀狋犵狉狅狑狋犺狊狋犪犵犲（２０１０）
　
２．３　甜高粱干物质产量与主要农艺性状的相关性、多
图３　施氮水平对干物质产量的回归曲线
犉犻犵．３　犚犲犵狉犲狊狊犻狅狀犮狌狉狏犲狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱狌狀犱犲狉
犱犻犳犳犲狉犲狀狋狀犻狋狉狅犵犲狀犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲　
元回归及通径分析
表２表明，干物质产量（狔）与株高（狓１）、茎粗（狓２）
和叶面积指数（狓６）呈极显著正相关关系（犘＜０．０１），
相关系数分别为狉＝０．９２１，狉＝０．７５８和狉＝０．８６５；干
物质产量（狔）与绿叶数（狓３）呈显著正相关关系（犘＜
０．０５，狉＝０．６９６）；株高（狓１）与茎粗（狓２），绿叶数（狓３）和
叶面积指数（狓６）呈极显著正相关关系，相关系数分别
为狉＝０．８１７，狉＝０．８６３和狉＝０．７６９；茎粗（狓２）与绿叶
数（狓３）呈极显著正相关关系（狉＝０．９０４），与叶面积指
数呈显著正相关关系（狉＝０．６３２）；干物质产量（狔）与各
农艺性状的相关系数大小顺序依次为：株高（狓１）＞叶
面积指数（狓６）＞茎粗（狓２）＞绿叶数（狓３）＞鲜干比（狓５）＞茎叶比（狓４），其中鲜干比（狓５）和茎叶比（狓４）与干物质产
量呈负相关，相关系数分别为狉＝－０．４４２和狉＝－０．０９７。对干物质产量（狔）进行正态性检验，其显著水平犘＝
０．８１１＞０．０５（表３），服从正态分布，可进行多元回归分析。以株高（狓１）、茎粗（狓２）、绿叶数（狓３）、茎叶比（狓４）、鲜
干比（狓５）和叶面积指数（狓６）为自变量，通过逐步回归分析，建立上述参数与干物质产量（狔）的最优多元回归方
程：狔＝－４３．３１６＋１７．７４４狓１＋４．０８６狓６（犚２＝０．９０８，犉＝４４．５７２）。方程筛选了２个对干物质产量（狔）有显著
７１第２５卷第６期 草业学报２０１６年
表２　甜高粱干物质产量与农艺性状相关性分析
犜犪犫犾犲２　犆狅狉狉犲犾犪狋犻狅狀犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱狑犻狋犺犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋犻狀狊狑犲犲狋狊狅狉犵犺狌犿
项目Ｉｔｅｍ ｙ 狓１ 狓２ 狓３ 狓４ 狓５
狓１ ０．９２１
狓２ ０．７５８ ０．８７１
狓３ ０．６９６ ０．８６３ ０．９０４
狓４ －０．０９７ －０．２４１ －０．２５７ －０．５２０
狓５ －０．４４２ －０．３９４ ０．０１１ －０．０８９ －０．３３６
狓６ ０．８６５ ０．７６９ ０．６３２ ０．４４２ ０．１８０ －０．４０５
　注：显著水平为犘＜０．０５，显著水平为犘＜０．０１，狓１，株高；狓２，茎粗；狓３，绿叶数；狓４，茎叶比；狓５，鲜干比；狓６，叶面积指数；狔，干物质产量。下同。
　Ｎｏｔｅ：ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔａｔｔｈｅ０．０５ｌｅｖｅｌｏｆｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ，ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔａｔｔｈｅ０．０１ｌｅｖｅｌｏｆｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ，狓１，ｐｌａｎｔｈｅｉｇｈｔ；狓２，ｓｔｅｍｄｉａｍｅｔｅｒ；狓３，ｇｒｅｅｎ
ｌｅａｆｎｕｍｂｅｒ；狓４，ｓｔｅｍ／ｌｅａｆｒａｔｉｏ；狓５，ｆｒｅｓｈ／ｄｒｙｍａｔｔｅｒｒａｔｉｏ；狓６，ｌｅａｆａｒｅａｉｎｄｅｘ；狔，ｄｒｙｍａｔｔｅｒｙｉｅｌｄ．Ｔｈｅｓａｍｅｂｅｌｏｗ．
效应的自变量，分别为株高（狓１）和叶面积指数（狓６）。
这表明，当２个自变量中的一个取值固定在某一水平
时，株高（狓１）每增加１ｍ，干物质产量（狔）增加１７．７４４
ｋｇ；叶面积指数（狓６）每增加１％，干物质产量（狔）增加
４０．８６ｇ。决定系数犚２＝０．９０８，表明株高（狓１）和叶面积
指数（狓６）对干物质产量（狔）的总影响达到９０．８％以上。
表３　正态性检验
犜犪犫犾犲３　犖狅狉犿犪犾犻狋狔狋犲狊狋
性状Ｔｒａｉｔｓ
ＳｈａｐｉｒｏＷｉｌｋｔｅｓｔ
统计量
Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ
自由度
犱犳
显著性
Ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ
干物质产量 ＤＭｙｉｅｌｄ ０．９６２ １２ ０．８１１
表４　干物质产量与主要农艺性状的通径分析
犜犪犫犾犲４　犘犪狋犺犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱犪狀犱犿犪犻狀犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋狊
性状
Ｔｒａｉｔｓ
相关系数
Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
直接作用
Ｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
间接作用Ｉｎｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
狓１→狔 狓２→狔 狓３→狔 狓４→狔 狓５→狔 狓６→狔
狓１ ０．９２１ ０．６３８ ０．００９ －０．０７１ ０．０１８ ０．０２６ ０．３０１
狓２ ０．７５８ ０．０１０ ０．５５６ －０．０７４ ０．０１９ －０．００１ ０．２４７
狓３ ０．６９６ －０．０８２ ０．５５１ ０．００９ ０．０３９ ０．００６ ０．１７３
狓４ －０．０９７ －０．０７５ －０．１５４ －０．００３ ０．０４３ ０．０２２ ０．０７０
狓５ －０．４４２ －０．０６５ －０．２５１ ０．０００ ０．００７ ０．０２５ －０．１５８
狓６ ０．８６５ ０．３９１ ０．４９１ ０．００６ －０．０３６ －０．０１４ ０．０２６
在相关分析和多元回归的基础上，进一步进行通径分析，结果表明（表４），各参数对干物质产量（狔）的直接通
径系数大小依次为：株高（狓１）＞叶面积指数（狓６）＞绿叶数（狓３）＞茎叶比（狓４）＞鲜干比（狓５）＞茎粗（狓２）。株高
（狓１）的直接通径系数最大（犘＝０．６３８）。株高（狓１）对干物质产量（狔）的间接作用受绿叶数（狓３）的负效应影响，但
影响较小（犘＝－０．０７１），株高通过叶面积指数（狓６）对干物质产量（狔）产生的间接作用较大（犘＝０．３０１），说明株高
并不是影响干物质产量（狔）的主导因素，而是与叶面积指数（狓６）共同对干物质产量（狔）产生影响。
叶面积指数（狓６）的直接通径系数为犘＝０．３９１。叶面积指数（狓６）通过株高（狓１）对干物质产量的正向间接作
用较高，间接通径系数为０．４９１；通过绿叶数（狓３）和茎叶比（狓４）对干物质产量（狔）的负向间接作用相对较小，间接
通径系数分别为－０．０３６和－０．０１４。这一结果表明，叶面积指数（狓６）对干物质产量（狔）所产生的间接正效应可
以有效平衡直接负效应。
茎粗（狓２）对干物质产量（狔）的直接通径系数较小（犘＝０．０１０），通过株高（狓１）和叶面积指数（狓６）对干物质产
量（狔）有最大的间接作用，间接通径系数分别为０．５５６和０．２４７。综合来看，株高（狓１）和叶面积指数（狓６）是影响
甜高粱干物质产量（狔）的最重要因素，在栽培中应采取措施增加甜高粱植株株高，并提高其叶面积指数。
８１ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１６） Ｖｏｌ．２５，Ｎｏ．６
２．４　不同施氮水平对干物质产量与主要农艺性状相互关系的影响
不同的施氮水平对各性状影响不同，进而影响到最终干物质产量的高低，为了进一步了解不同施氮水平下，
各农艺性状之间及其与干物质产量的相互关系，试验将施氮水平分为低氮（０，１００ｋｇＮ／ｈｍ２）、中氮（２００，３００ｋｇ
Ｎ／ｈｍ２）和高氮（４００，５００ｋｇＮ／ｈｍ２）３组，分别进行多元回归和通径分析。
２．４．１　低氮水平下干物质产量与主要农艺性状的多元回归及通径分析　　施氮量为０和１００ｋｇＮ／ｈｍ２ 水平
下，对干物质产量和主要农艺性状进行相关性分析。结果表明（表５），干物质产量（狔）与茎叶比（狓４）呈极显著正
相关关系（犘＜０．０１，狉＝０．７４０），与鲜干比（狓５）呈极显著负相关关系（狉＝－０．７１５）；干物质产量（狔）与株高（狓１）和
叶面积指数（狓６）呈显著（犘＜０．０５）正相关关系，相关系数分别为狉＝０．６１４和狉＝０．５８９；株高（狓１）与绿叶数（狓３）
和叶面积指数（狓６）呈极显著正相关关系，相关系数分别为狉＝０．７３７和狉＝０．８０２；茎叶比（狓４）与鲜干比（狓５）呈极
显著负相关关系（狉＝－０．７７６）。低氮水平下，干物质产量（狔）与各农艺性状的相关系数大小顺序依次为：茎叶比
（狓４）＞鲜干比（狓５）＞株高（狓１）＞叶面积指数（狓６）＞绿叶数（狓３）＞茎粗（狓２），与整体的相关性不同，低氮水平下，
茎叶比（狓４）和鲜干比（狓５）与干物质产量的相关性要大于株高（狓１）和叶面积指数（狓６）。
表５　低氮水平下甜高粱干物质产量与农艺性状相关性分析（０，１００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲５　犆狅狉狉犲犾犪狋犻狅狀犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱狑犻狋犺犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋犻狀狊狑犲犲狋狊狅狉犵犺狌犿狌狀犱犲狉
犾狅狑犲狉狀犻狋狉狅犵犲狀犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（０，１００犽犵犖／犺犪）
项目Ｉｔｅｍ 狔 狓１ 狓２ 狓３ 狓４ 狓５
狓１ ０．６１４
狓２ ０．２５５ ０．１２９
狓３ ０．２９３ ０．７３７ ０．１８０
狓４ ０．７４０ ０．０９４ －０．０９７ －０．２６３
狓５ －０．７１５ －０．３２７ －０．１８６ ０．００１ －０．７７６
狓６ ０．５８９ ０．８０２ ０．０７６ ０．３９２ ０．１９１ －０．３２８
　　在低氮水平下（０和１００ｋｇＮ／ｈｍ２），对干物质产
量（狔）进行正态性检验，其显著水平犘＝０．５６１＞０．０５
（表６），服从正态分布，可进行多元回归分析。以株高
（狓１）、茎粗（狓２）、绿叶数（狓３）、茎叶比（狓４）、鲜干比（狓５）
和叶面积指数（狓６）为自变量，通过逐步回归分析法，建
立各参数与干物质产量（狔）的最优多元回归方程：狔＝
－１２．０３９＋５．９６６狓１ ＋３．２９５狓２ ＋４．２５３狓４（犚２ ＝
０．９１２，犉＝２７．４７５）。方程筛选了３个对干物质产
表６　低氮水平下正态性检验（０，１００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲６　犖狅狉犿犪犾犻狋狔狋犲狊狋狌狀犱犲狉犾狅狑犲狉狀犻狋狉狅犵犲狀
犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（０，１００犽犵犖／犺犪）
性状Ｔｒａｉｔｓ
ＳｈａｐｉｒｏＷｉｌｋｔｅｓｔ
统计量
Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ
自由度
ｄ犳
显著性
Ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ
干物质产量ＤＭｙｉｅｌｄ ０．９４５ １２ ０．５６１
量（狔）有显著效应的自变量，分别为株高（狓１）、茎粗（狓２）和茎叶比（狓４）。这表明，当３个自变量中的一个取值固
定在某一水平时，株高（狓１）每增加１ｍ，干物质产量（狔）增加５．９６６ｋｇ；茎粗（狓２）每增加１ｃｍ，干物质产量（狔）增
加３．２９５ｋｇ；茎叶比（狓４）每增加１％，干物质产量（狔）增加４２．５３ｇ，决定系数犚２＝０．９１２，所以株高（狓１）、茎粗
（狓２）和茎叶比（狓４）对干物质产量（狔）的总影响达到９１．２％以上。
低氮水平下对干物质产量和各农艺性状进行通径分析，讨论各农艺性状对干物质产量的直接作用和间接作
用。表７表明，各参数对干物质产量（狔）的直接通径系数大小依次为：茎叶比（狓４）＞茎粗（狓２）＞株高（狓１）＞绿叶
数（狓３）＞鲜干比（狓５）＞叶面积指数（狓６）。
茎叶比（狓４）的直接通径系数最大（犘＝０．９２５）。茎叶比（狓４）对干物质产量（狔）的间接作用受茎粗（狓２）、绿叶
数（狓３）和鲜干比（狓５）的负效应影响，间接作用分别为－０．０２８，－０．０６３，－０．１４８，三者总的间接作用达－０．２３９，
对茎叶比的影响较大，但因茎叶比（狓４）的直接作用更大，所以在各参数中，是影响干物质产量（狔）的最重要因素。
９１第２５卷第６期 草业学报２０１６年
表７　低氮水平下干物质产量与主要农艺性状的通径分析（０，１００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲７　犘犪狋犺犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱犪狀犱犿犪犻狀犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋狊狌狀犱犲狉犾狅狑犲狉狀犻狋狉狅犵犲狀犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（０，１００犽犵犖／犺犪）
性状
Ｔｒａｉｔｓ
相关系数
Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
直接作用
Ｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
间接作用Ｉｎｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
狓１→狔 狓２→狔 狓３→狔 狓４→狔 狓５→狔 狓６→狔
狓１ ０．６１４ ０．２４６ ０．０３８ ０．１７６ ０．０８７ －０．０６２ ０．１３０
狓２ ０．２５５ ０．２９３ ０．０３２ ０．０４３ －０．０９０ －０．０３６ ０．０１２
狓３ ０．２９３ ０．２３９ ０．１８１ ０．０５３ －０．２４３ ０．０００ ０．０６４
狓４ ０．７４０ ０．９２５ ０．０２３ －０．０２８ －０．０６３ －０．１４８ ０．０３１
狓５ －０．７１５ ０．１９１ －０．０８０ －０．０５４ ０．０００ －０．７１８ －０．０５３
狓６ ０．５８９ ０．１６２ ０．１９７ ０．０２２ ０．０９４ ０．１７７ －０．０６３
茎粗（狓２）的直接通径系数为０．２９３。茎粗（狓２）通过株高（狓１）、绿叶数（狓３）和叶面积指数（狓６）对干物质产量
产生正向间接作用，间接通径系数分别为０．０３２，０．０４３和０．０１；通过茎叶比（狓４）和鲜干比（狓５）对干物质产量（狔）
产生负向间接作用，间接通径系数分别为－０．０９０和－０．０３６，说明茎粗（狓２）对干物质产量（狔）所产生的间接正效
应可以有效平衡直接负效应。
株高（狓１）的直接通径系数为０．２４６，对干物质产量（狔）产生正向影响，但作用小于茎叶比（狓４）和茎粗（狓２）。
株高（狓１）仅通过鲜干比（狓５）对干物质产量（狔）产生负效应，且影响较小（犘＝－０．０６２），除此以外，通过其他参数
均对干物质产量产生正向影响。综合来看，低氮水平下，除株高（狓１）外，茎叶比（狓４）和茎粗（狓２）是影响干物质产
量（狔）的重要因素。
２．４．２　中氮水平下干物质产量与主要农艺性状的多元回归及通径分析　　施氮为２００和３００ｋｇＮ／ｈｍ２ 水平
下，对干物质产量和主要农艺性状进行相关性分析。结果表明（表８），干物质产量（狔）与株高（狓１）和叶面积指数
（狓６）呈显著正相关关系（犘＜０．０５），相关系数分别为狉＝０．６１５和狉＝０．６８７。株高（狓１）和茎粗（狓２）呈显著正相关
关系（狉＝０．６９６）；与鲜干比（狓５）呈显著负相关关系（狉＝－０．６９７）。茎粗（狓２）与绿叶数（狓３）呈极显著正相关关系
（犘＜０．０１，狉＝０．７７８）。绿叶数（狓３）与鲜干比（狓５）呈显著负相关关系（狉＝－０．６４３）。中氮水平下，干物质产量
（狔）与各农艺性状的相关系数大小顺序依次为：叶面积指数（狓６）＞株高（狓１）＞鲜干比（狓５）＞茎粗（狓２）＞绿叶数
（狓３）＞茎叶比（狓４），其中，鲜干比（狓５）和茎叶比（狓４）与干物质产量（狔）呈负相关关系，相关系数分别为狉＝
－０．４７７和狉＝－０．００３。与低氮水平的相关性不同，中氮水平下，叶面积指数（狓６）和株高（狓１）与干物质产量的相
关性要大于鲜干比（狓５）和茎叶比（狓４）。
中氮水平下（２００和３００ｋｇＮ／ｈｍ２），对干物质产量（狔）进行正态性检验，其显著水平犘＝０．２３９＞０．０５（表
９），服从正态分布，可进行多元回归分析，按低氮中的方法通过逐步回归分析法，建立各参数与干物质产量（狔）的
最优多元回归方程：狔＝－３８．４４３＋２７．８８９狓１－２４．４６９狓２＋７．３０８狓６（犚２＝０．８３９，犉＝１３．８４７）。方程筛选了３
个对干物质产量（狔）有显著效应的自变量，分别为株高（狓１）、茎粗（狓２）和叶面积指数（狓６）。这表明，当３个自变
量中的一个取值固定在某一水平时，株高（狓１）每增加１ｍ，干物质产量（狔）增加２７．８８９ｋｇ；茎粗（狓２）每增加１
ｃｍ，干物质产量（狔）减少２４．４６９ｋｇ；叶面积指数（狓６）每增加１％，干物质产量（狔）增加７３．０８ｇ，决定系数犚２＝
０．８３９，所以株高（狓１）、茎粗（狓２）和叶面积指数（狓６）对干物质产量（狔）的总影响达到８３．９％以上。
中氮水平下对干物质产量和各农艺性状进行通径分析，讨论各农艺性状对干物质产量的直接作用和间接作
用。表１０表明，各参数对干物质产量（狔）的直接通径系数大小依次为：株高（狓１）＞叶面积指数（狓６）＞茎粗（狓２）
＞茎叶比（狓４）＞鲜干比（狓５）＞绿叶数（狓３）。
株高（狓１）的直接通径系数最大（犘＝０．８６１）。株高（狓１）对干物质产量（狔）的间接作用受茎粗（狓２）、绿叶数
（狓３）和茎叶比（狓４）的负效应影响，间接作用分别为－０．４７０，－０．０１３，－０．０２８，三者总的间接作用达－０．５１１，株
高（狓１）通过叶面积指数（狓６）和鲜干比（狓５）对干物质产量（狔）产生正向间接作用，间接系数分别为０．０４８和
０．２１７，两者总的间接作用小于负向的间接作用，株高（狓１）主要通过直接作用对干物质产量（狔）产生影响，再次表
明，中氮水平下，株高（狓１）是影响干物质产量（狔）的重要性状之一。
０２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１６） Ｖｏｌ．２５，Ｎｏ．６
表８　中氮水平下甜高粱干物质产量与农艺性状相关性分析（２００，３００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲８　犆狅狉狉犲犾犪狋犻狅狀犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱狑犻狋犺犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋犻狀狊狑犲犲狋狊狅狉犵犺狌犿狌狀犱犲狉
犿狅犱犲狉犪狋犲狀犻狋狉狅犵犲狀犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（２００，３００犽犵犖／犺犪）
项目Ｉｔｅｍ 狔 狓１ 狓２ 狓３ 狓４ 狓５
狓１ ０．６１５
狓２ ０．３７８ ０．６９６
狓３ ０．２５４ ０．５２７ ０．７７８
狓４ －０．００３ －０．３７９ －０．００１ －０．１６７
狓５ －０．４７７ －０．６９７ －０．５０６ －０．６４３ ０．０３６
狓６ ０．６８７ ０．２７２ ０．５５０ ０．３９９ ０．３１１ －０．２１１
　　叶面积指数（狓６）的直接通径系数为０．７９７。叶面
积指数（狓６）通过株高（狓１）、茎叶比（狓４）和鲜干比（狓５）
对干物质产量产生正向间接作用，间接通径系数分别
为０．２３４，０．０２３和０．０１５；通过茎粗（狓２）和绿叶数
（狓３）对干物质产量（狔）产生负向间接作用，间接通径
系数分别为－０．３７１和－０．０１０，说明叶面积指数（狓６）
对干物质产量（狔）所产生的间接正效应可以有效平衡
直接负效应。
表９　中氮水平下正态性检验（２００，３００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲９　犖狅狉犿犪犾犻狋狔狋犲狊狋狌狀犱犲狉犿狅犱犲狉犪狋犲狀犻狋狉狅犵犲狀
犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（２００，３００犽犵犖／犺犪）
性状Ｔｒａｉｔｓ
ＳｈａｐｉｒｏＷｉｌｋｔｅｓｔ
统计量
Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ
自由度
ｄ犳
显著性
Ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ
干物质产量ＤＭｙｉｅｌｄ ０．９１４ １２ ０．２３９
表１０　中氮水平下干物质产量与主要农艺性状的通径分析（２００，３００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲１０　犘犪狋犺犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱犪狀犱犿犪犻狀犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋狊狌狀犱犲狉犿狅犱犲狉犪狋犲
狀犻狋狉狅犵犲狀犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（２００，３００犽犵犖／犺犪）
性状
Ｔｒａｉｔｓ
相关系数
Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
直接作用
Ｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
间接作用Ｉｎｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
狓１→狔 狓２→狔 狓３→狔 狓４→狔 狓５→狔 狓６→狔
狓１ ０．６１５ ０．８６１ －０．４７０ －０．０１３ －０．０２８ ０．０４８ ０．２１７
狓２ ０．３７８ －０．６７５ ０．５９９ －０．０１９ ０．０００ ０．０３５ ０．４３８
狓３ ０．２５４ －０．０２４ ０．４５４ －０．５２５ －０．０１２ ０．０４４ ０．３１８
狓４ －０．００３ ０．０７３ －０．３２６ ０．００１ ０．００４ －０．００２ ０．２４８
狓５ －０．４７７ －０．０６９ －０．６００ ０．３４２ ０．０１５ ０．００３ －０．１６８
狓６ ０．６８７ ０．７９７ ０．２３４ －０．３７１ －０．０１０ ０．０２３ ０．０１５
茎粗（狓２）的直接通径系数为－０．６７５，对干物质产量（狔）产生负向影响，茎粗（狓２）通过株高（狓１）、鲜干比（狓５）
和叶面积指数（狓６）对干物质产量（狔）产生较大的正向影响，间接系数分别为０．５９９，０．０３５和０．４３８，这说明，中氮
水平下茎粗（狓２）主要通过株高（狓１）和叶面积指数（狓６）的间接作用影响干物质产量（狔）。综合来看，中氮水平下，
株高（狓１）和叶面积指数（狓６）是影响干物质产量（狔）的主要性状，相比于低氮水平，茎叶比（狓４）的影响下降，茎粗
（狓２）则对干物质产量（狔）有负向影响。说明随着施氮水平的提高，叶面积指数（狓６）对干物质产量的重要性提高。
２．４．３　高氮水平下干物质产量与主要农艺性状的多元回归及通径分析　　施氮为４００和５００ｋｇＮ／ｈｍ２ 水平
下，对干物质产量和主要农艺性状进行相关性分析。结果表明（表１１），干物质产量（狔）与株高（狓１）呈极显著正相
关关系（犘＜０．０１，狉＝０．９３２），与鲜干比（狓５）呈极显著负相关关系（狉＝－０．８８４），与叶面积指数（狓６）呈显著正相
关关系（犘＜０．０５，狉＝０．６５０）。株高（狓１）与鲜干比（狓５）呈极显著负相关关系（狉＝－０．７９２）。鲜干比（狓５）与叶面
积指数（狓６）呈极显著负相关关系（狉＝－０．７５２）。高氮水平下，干物质产量（狔）与各农艺性状的相关系数大小顺序
依次为：株高（狓１）＞鲜干比（狓５）＞叶面积指数（狓６）＞绿叶数（狓３）＞茎叶比（狓４）＞茎粗（狓２），其中，茎粗（狓２）与干
１２第２５卷第６期 草业学报２０１６年
物质产量（狔）呈负相关关系（狉＝－０．１６６）。与中氮水平的相关性不同，高氮水平下，鲜干比（狓５）与干物质产量的
相关性要大于叶面积指数（狓６）。
高氮水平下（４００和５００ｋｇＮ／ｈｍ２），对干物质产量（狔）进行正态性检验，其显著水平犘＝０．２７５＞０．０５（表
１２），服从正态分布，可进行多元回归分析，按低氮处理的方法，通过逐步回归分析，建立各参数与干物质产量（狔）
的最优多元回归方程：狔＝８．６５３＋１２．９８６狓１－５．５９２狓５（犚２＝０．９２５，犉＝５５．８８４）。方程筛选了２个对干物质
产量（狔）有显著效应的自变量，分别为株高（狓１）和鲜干比（狓５）。这表明，当２个自变量中的一个取值固定在某一
水平时，株高（狓１）每增加１ｍ，干物质产量（狔）增加１２．９８６ｋｇ；鲜干比（狓５）每增加１％，干物质产量（狔）减少５５．９２
ｇ；决定系数犚２＝０．９２５，所以株高（狓１）和鲜干比（狓５）对干物质产量（狔）的总影响达到９２．５％以上。
表１１　高氮水平下甜高粱干物质产量与农艺性状相关性分析（４００，５００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲１１　犆狅狉狉犲犾犪狋犻狅狀犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱狑犻狋犺犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋犻狀狊狑犲犲狋狊狅狉犵犺狌犿狌狀犱犲狉
犺犻犵犺犲狉狀犻狋狉狅犵犲狀犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（４００，５００犽犵犖／犺犪）
项目Ｉｔｅｍ 狔 狓１ 狓２ 狓３ 狓４ 狓５
狓１ ０．９３２
狓２ －０．１６６ －０．２５７
狓３ ０．３８２ ０．４９２ －０．４８５
狓４ －０．３３６ －０．２８２ －０．０３０ －０．４００
狓５ －０．８８４ －０．７９２ －０．０８８ －０．３３０ ０．２５６
狓６ ０．６５０ ０．５５３ －０．１１４ ０．１０４ ０．０５８ －０．７５２
　　高氮水平下对干物质产量和各农艺性状进行通径
分析，讨论各农艺性状对干物质产量的直接作用和间
接作用。表１３表明，各参数对干物质产量（狔）的直接
通径系数大小依次为：株高（狓１）＞鲜干比（狓５）＞叶面
积指数（狓６）＞绿叶数（狓３）＞茎叶比（狓４）＞茎粗（狓２）。
株高（狓１）的直接通径系数最大（犘＝０．５６２）。株
高（狓１）对干物质产量（狔）的间接作用受绿叶数（狓３）
和叶面积指数（狓６）的负效应影响，间接作用分别为
表１２　高氮水平下正态性检验（４００，５００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲１２　犖狅狉犿犪犾犻狋狔狋犲狊狋狌狀犱犲狉犺犻犵犺犲狉狀犻狋狉狅犵犲狀
犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（４００，５００犽犵犖／犺犪）
性状Ｔｒａｉｔｓ
ＳｈａｐｉｒｏＷｉｌｋｔｅｓｔ
统计量
Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ
自由度
ｄ犳
显著性
Ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ
干物质产量ＤＭｙｉｅｌｄ ０．９１９ １２ ０．２７５
－０．０９４和－０．０２２，两者的影响相对较小，株高（狓１）通过其他参数对干物质产量（狔）产生正向间接作用，影响最
大的是鲜干比（狓５），间接系数为０．４０８。说明在高氮情况下株高（狓１）和鲜干比（狓５）共同对干物质产量（狔）产生影
响，株高（狓１）不再具有决定性的作用。
鲜干比（狓５）的直接通径系数为－０．５１５。鲜干比（狓５）通过株高（狓１）和茎叶比（狓４）对干物质产量产生负向间
接作用，间接通径系数分别为－０．４４５和－０．０３２；通过茎粗（狓２）和绿叶数（狓３）和叶面积指数（狓６）对干物质产量
（狔）产生正向间接作用，间接通径系数分别为０．０１５，０．０６３和０．０３０，说明鲜干比（狓５）株高（狓１）的间接作用和自
身的直接作用共同影响对干物质产量（狔）所产生负效应。
叶面积指数（狓６）的直接通径系数为－０．０４０，对干物质产量（狔）产生负向影响，叶面积指数（狓６）通过株高
（狓１）、茎粗（狓２）和鲜干比（狓５）对干物质产量（狔）产生较大的正向影响，间接系数分别为０．３１１，０．０１９和０．３８７；通
过绿叶数（狓３）和茎叶比（狓４）对干物质产量（狔）产生的间接负向作用较小，间接系数分别为－０．０２０和－０．００７。
这说明，高氮水平下叶面积指数（狓６）对干物质产量（狔）的直接作用小于通过株高（狓１）、茎粗（狓２）和鲜干比（狓５）对
干物质产量（狔）产生的间接作用。综合来看，在高氮水平下，株高依然是影响干物质产量的重要因素，而叶面积
指数对干物质产量的影响低于中氮水平，并开始有负向的直接影响。
２２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１６） Ｖｏｌ．２５，Ｎｏ．６
表１３　高氮水平下干物质产量与主要农艺性状的通径分析（４００，５００犽犵犖／犺犿２）
犜犪犫犾犲１３　犘犪狋犺犪狀犪犾狔狊犻狊狅犳犱狉狔犿犪狋狋犲狉狔犻犲犾犱犪狀犱犿犪犻狀犪犵狉狅狀狅犿犻犮狋狉犪犻狋狊狌狀犱犲狉犺犻犵犺犲狉
狀犻狋狉狅犵犲狀犪狆狆犾犻犮犪狋犻狅狀狉犪狋犲（４００，５００犽犵犖／犺犪）
性状
Ｔｒａｉｔｓ
相关系数
Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ
直接作用
Ｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
间接作用Ｉｎｄｉｒｅｃｔｅｆｆｅｃｔ
狓１→狔 狓２→狔 狓３→狔 狓４→狔 狓５→狔 狓６→狔
狓１ ０．９３２ ０．５６２ ０．０４３ －０．０９４ ０．０３５ ０．４０８ －０．０２２
狓２ －０．１６６ －０．１６８ －０．１４４ ０．０９３ ０．００４ ０．０４５ ０．００５
狓３ ０．３８２ －０．１９２ ０．２７７ ０．０８１ ０．０５０ ０．１７０ ０．００４
狓４ －０．３３６ －０．１２５ －０．１５８ ０．００５ ０．０７７ －０．１３２ －０．００２
狓５ －０．８８４ －０．５１５ －０．４４５ ０．０１５ ０．０６３ －０．０３２ ０．０３０
狓６ ０．６５０ －０．０４０ ０．３１１ ０．０１９ －０．０２０ －０．００７ ０．３８７
３　讨论
两年试验中，甜高粱各农艺性状在施氮量为３００和４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 综合表现较好，各性状随施氮量的变化趋
势基本一致。通过对施氮量和干物质产量进行二次回归拟合得出，施氮量在２００～４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 时，可获得较
高的干物质产量。５００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下的干物质产量分别为２７１３２．６ｋｇ／ｈｍ２（２００９年）和２６９２８．８ｋｇ／ｈｍ２
（２０１０年），与２００ｋｇＮ／ｈｍ２ 处理下的干物质产量相近，但投入产出比低。
多元线性回归分析可以比较多个相关性较大的自变量与因变量的关系，并可对因变量的结果进行预测，但这
种方法不能反映自变量之间的相互关系，有一定的局限性，所以再进行通径分析，将自变量对因变量的关系分解
为直接作用和间接作用，进而可以揭示自变量之间，自变量与因变量之间的相互关系，在研究多个变量关系时具
有直观、精确等优点［２４］。本试验以甜高粱干物质产量为目标，在相关性分析的基础上对甜高粱干物质产量与主
要农艺性状进行了多元回归分析，结果表明，株高和叶面积指数对干物质产量的总影响达９０．８％以上，可以较好
地预测干物质产量的变化。通过计算剩余因子Ｐｅ＝ １－犚槡 ２＝０．４１９，该值较大，说明除株高和叶面积指数外，还
有影响干物质产量的因素未被考虑，有待以后的研究进行补充。
饲用作物的生物产量受多个农艺性状的影响。不同品种和栽培措施使得农艺性状对生物产量构成的重要性
不尽相同。谭禾平等［２５］通过综合分析和最优线性回归选择后发现，株高、穗粗、穗长、秃尖长、百粒重和出籽率是
影响玉米产量的最有效因子。王亚玲等［２６］通过分析苜蓿（犕犲犱犻犮犪犵狅狊犪狋犻狏犪）产量构成因素发现，对产量贡献率最
大的是生长高度。杨伟光等［２７］研究表明，分蘖数对甜高粱生物产量的影响最大，其次才是株高。向清华等［２８］的
研究表明，茎重和主茎直径对紫花苜蓿干物质产量有较大作用。冯西博等［２９］研究了青稞（犎狅狉犱犲狌犿狏狌犾犵犪狉犲）农
艺性状在不同施氮水平下对产量的贡献后发现，不论施氮量是否合理，每穗结实小穗数和千粒重均是影响青稞产
量的关键因子。因此，明确农艺性状与生物产量的关系，可以更好地为高产品种的选育提供参考。
本试验通过对低氮、中氮和高氮３种施氮水平下的多元回归和通径分析发现，不论施氮水平是否合理，株高
始终是影响甜高粱干物质产量的关键因素。低氮水平，干物质产量的主要影响因素为株高、茎粗和茎叶比；中氮
水平，干物质产量的主要影响因素为株高、茎粗和叶面积指数；高氮水平，干物质产量的主要影响因素为株高、鲜
干比。茎粗在低氮水平下对干物质产量为正向直接作用，而在中氮水平下对干物质产量的影响主要以负向直接
作用（犘＝－０．６７５）和通过株高（犘＝０．５９９）和叶面积指数（犘＝０．４３８）的正向间接作用为主，且茎粗与干物质产
量呈较弱的正相关关系（狉＝０．３７８），说明中氮条件下，茎粗并不能直接提高干物质产量，而是茎粗的增加会削弱
其他性状的表现，进而影响干物质产量的增加。随着施氮量的提高，叶面积指数对干物质产量的影响增大，但随
着施氮量的进一步提高，高氮水平下，叶面积指数对干物质产量的直接影响为负效应，且与干物质产量的相关性
低于鲜干比，说明高氮水平下，叶面积指数成了干物质产量的限制因子。这可能是由于高水平氮肥促进了植株叶
面积的生长，使叶面积指数过大，叶片之间相互遮阴，造成群体间通风不畅，中下部叶片光照不足，导致整个植株
光合效率的下降，最终影响了光合产物的合成。因此在甜高粱栽培时，施肥量不宜过高；土壤贫瘠需要较多肥料
３２第２５卷第６期 草业学报２０１６年
时，应仔细考虑种植密度，合理安排群体结构；施氮量较低时，茎叶比是影响干物质产量的主要因素，延迟收获可
以提高茎叶比，有利于干物质产量的提高，但过高的茎叶比会降低饲草营养价值［３０］。因此施氮量较低时，甜高粱
收获时间的选择是平衡饲草产量和品质的关键。
４　结论
两年试验结果表明，２００～４００ｋｇＮ／ｈｍ２ 是较适宜的施氮量，可获得较大的干物质产量。多元回归和通径分
析表明，株高和叶面积指数是影响干物质产量的最重要因素，但在高氮（≥４００ｋｇＮ／ｈｍ２）水平下，叶面积指数对
干物质产量有负向直接作用。低氮（≤１００ｋｇＮ／ｈｍ２）水平下，茎叶比对干物质产量的正向影响增大，在此施氮
水平下如果将甜高粱作为饲草利用，栽培时应特别注意选择适宜的收获时间，以便更好地调整干物质产量和营养
价值间的平衡关系。
犚犲犳犲狉犲狀犮犲狊：
［１］　ＥｌｉａＡ，ＳａｎｔａｍａｒｉａＰ，ＳｅｒｉｏＦ．Ｎｉｔｒｏｇｅｎｎｕｔｒｉｔｉｏｎ，ｙｉｅｌｄａｎｄｑｕａｌｉｔｙｏｆｓｐｉｎａｃｈ．ＪｏｕｒｎａｌｏｆｔｈｅＳｃｉｅｎｃｅｏｆＦｏｏｄａｎｄＡｇｒｉｃｕｌ
ｔｕｒｅ，１９９８，７６（３）：３４１３４６．
［２］　ＦｅｒｇｕｓｏｎＲ，ＨｅｒｇｅｒｔＧ，ＳｃｈｅｐｅｒｓＪ，犲狋犪犾．Ｓｉｔｅｓｐｅｃｉｆｉｃｎｉｔｒｏｇｅｎｍａｎａｇｅｍｅｎｔｏｆｉｒｒｉｇａｔｅｄｍａｉｚｅ．ＳｏｉｌＳｃｉｅｎｃｅＳｏｃｉｅｔｙｏｆＡｍｅｒ
ｉｃａＪｏｕｒｎａｌ，２００２，６６（２）：５４４５５３．
［３］　ＳａｍｏｎｔｅＳ，ＷｉｌｓｏｎＬ，ＭｅｄｌｅｙＪ，犲狋犪犾．Ｎｉｔｒｏｇｅｎｕｔｉｌｉｚａｔｉｏｎｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ：ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓｗｉｔｈｇｒａｉｎｙｉｅｌｄ，ｇｒａｉｎｐｒｏｔｅｉｎａｎｄｙｉｅｌｄ
ｒｅｌａｔｅｄｔｒａｉｔｓｉｎｒｉｃｅ．ＡｇｒｏｎｏｍｙＪｏｕｒｎａｌ，２００６，９８（１）：１６８１７６．
［４］　ＳｔｅｗａｒｔＷ，ＤｉｂｂＤ，ＪｏｈｎｓｔｏｎＡ，犲狋犪犾．Ｔｈｅｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｃｏｍｍｅｒｃｉａｌｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｎｕｔｒｉｅｎｔｓｔｏｆｏｏｄｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ．Ａｇｒｏｎｏｍｙ
Ｊｏｕｒｎａｌ，２００５，９７（１）：１６．
［５］　ＲｅｄｄｙＢ，ＳａｎｊａｎａＲｅｄｄｙＰ，ＢｉｄｉｎｇｅｒＦ，犲狋犪犾．Ｃｒｏｐｍａｎａｇｅｍｅｎｔｆａｃｔｏｒｓｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇｙｉｅｌｄａｎｄｑｕａｌｉｔｙｏｆｃｒｏｐｒｅｓｉｄｕｅｓ．Ｆｉｅｌｄ
ＣｒｏｐｓＲｅｓｅａｒｃｈ，２００３，８４（１）：５７７７．
［６］　ＭａｒｓａｌｉｓＭ，ＡｎｇａｄｉＳ，ＣｏｎｔｒｅｒａｓＧｏｖｅａＦ．Ｄｒｙｍａｔｔｅｒｙｉｅｌｄａｎｄｎｕｔｒｉｔｉｖｅｖａｌｕｅｏｆｃｏｒｎ，ｆｏｒａｇｅｓｏｒｇｈｕｍ，ａｎｄＢＭＲｆｏｒａｇｅ
ｓｏｒｇｈｕｍａｔｄｉｆｆｅｒｅｎｔｐｌａｎｔｐｏｐｕｌａｔｉｏｎｓａｎｄｎｉｔｒｏｇｅｎｒａｔｅｓ．ＦｉｅｌｄＣｒｏｐｓＲｅｓｅａｒｃｈ，２０１０，１１６（１）：５２５７．
［７］　ＡｌｍｏｄａｒｅｓＡ，ＴａｈｅｒｉＲ，ＨａｄｉＭ，犲狋犪犾．Ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｎｉｔｒｏｇｅｎａｎｄｐｏｔａｓｓｉｕｍｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｓｏｎｔｈｅｇｒｏｗｔｈｐａｒａｍｅｔｅｒｓ．Ｐａｋｉｓｔａｎ
ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｉｏｌｏｇｉｃａｌＳｃｉｅｎｃｅｓ，２００６，９（１２）：２３５０２３５３．
［８］　ＤｉｎｇＣＬ，ＧｕＨＲ，ＢａｉＳＪ，犲狋犪犾．Ｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｄｉｆｆｅｒｅｎｔｒａｔｅｏｆｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎａｎｄｐｌａｎｔｄｅｎｓｉｔｉｅｓｏｎｔｈｅｙｉｅｌｄｏｆｐｅｎｎｉｓｅ
ｔｕｍｇｌａｕｃｕｍ．ＧｒａｓｓｌａｎｄｏｆＣｈｉｎａ，１９９９，（５）：１２１４．
［９］　ＷｅｉＪＳ，ＬｉｕＧＤ，ＣａｉＢＹ．Ａｓｔｕｄｙｏｎｅｆｆｅｃｔｏｆｃｕｔｔｉｎｇｐｅｒｉｏｄａｎｄｆｅｒｔｉｌｉｚｉｎｇｔｏｙｉｅｌｄａｎｄｑｕａｌｉｔｙｏｆｐａｎｉｃｕｍｍａｘｉｍｕｍ．Ａｃｔａ
ＡｇｒｅｓｔｉａＳｉｎｉｃａ，２００２，１０（２）：１３９１４３．
［１０］　ＣａｏＷＸ，ＬｉｕＨＤ，ＬｉＷ，犲狋犪犾．Ｎｉｔｒｏｇｅｎｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｅｆｆｅｃｔｓｏｎａ１５ｙｅａｒｏｌｄｍｉｘｅｄｓｐｅｃｉｅｓａｌｐｉｎｅｐａｓｔｕｒｅａｆｔｅｒｔｗｏｙｅａｒｓ．Ａｃ
ｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２０１５，２４（９）：１３０１３７．
［１１］　ＶａｓｉｌａｋｏｇｌｏｕＩ，ＤｈｉｍａＫ，ＫａｒａｇｉａｎｎｉｄｉｓＮ，犲狋犪犾．Ｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｆｏｒｂｉｏｆｕｅｌｓｕｎｄｅｒｉｎｃｒｅａｓｅｄｓｏｉｌｓａｌｉｎｉｔｙａｎｄ
ｒｅｄｕｃｅｄｉｒｒｉｇａｔｉｏｎ．ＦｉｅｌｄＣｒｏｐｓＲｅｓｅａｒｃｈ，２０１１，１２０（１）：３８４６．
［１２］　ＩｂｒａｈｉｍＹＭ．Ｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅａｎａｌｙｓｉｓｏｆｆｏｒａｇｅｓｏｒｇｈｕｍｆｏｒｂｅｓｔｃｕｔｔｉｎｇｔｉｍｅ．ＡｎｎａｌｓｏｆＡｒｉｄＺｏｎｅ，１９９９，３８（１）：７５７８．
［１３］　ＭｃｃａｕｇｈｅｙＷＰ，ＴｈｅｒｒｉｅｎＭＣ，ＭａｂｏｎＲ．ＦｏｒａｇｅｓｏｒｇｈｕｍｉｎｓｏｕｔｈｅｒｎＭａｎｉｔｏｂａ．ＣａｎａｄｉａｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｌａｎｔＳｃｉｅｎｃｅ，１９９６，
７６（１）：１２３１２５．
［１４］　ＲｏｏｎｅｙＷＬ，ＢｌｕｍｅｎｔｈａｌＪ，ＢｅａｎＢ，犲狋犪犾．Ｄｅｓｉｇｎｉｎｇｓｏｒｇｈｕｍａｓａｄｅｄｉｃａｔｅｄｂｉｏｅｎｅｒｇｙｆｅｅｄｓｔｏｃｋ．Ｂｉｏｆｕｅｌｓ，Ｂｉｏｐｒｏｄｕｃｔｓａｎｄ
Ｂｉｏｒｅｆｉｎｉｎｇ，２００７，１（２）：１４７１５７．
［１５］　ＣｈａｎｇＪＨ，ＸｉａＸＹ，ＺｈａｎｇＬ，犲狋犪犾．Ａｎａｌｙｓｉｓｏｆｔｈｅｒｅｓｉｓｔａｎｃｅｇｅｎｅｔｏｔｈｅｓｏｒｇｈｕｍａｐｈｉｄ，犕犲犾犪狀犪狆犺犻狊狊犪犮犮犺犪狉犻，ｗｉｔｈＳＳＲ
ｍａｒｋｅｒｉｎ犛狅狉犵犺狌犿犫犻犮狅犾狅狉．ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２００６，１５（２）：１１３１１８．
［１６］　ＳｕｎＳＪ，ＷａｎｇＹ，ＺｈｅｎｇＧＣ，犲狋犪犾．ＴｈｅｆｅａｓｉｂｉｌｉｔｙｒｅｓｅａｒｃｈｏｆｂｒｅｅｄｉｎｇａｎｄａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｏｆＳｏｒｇｈｕｍＳｕｄａｎｇｒａｓｓｈｙｂｒｉｄｓ．
ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，１９９９，８（３）：３９３９．
［１７］　ＢｕｒｋｅＪ，ＦｒａｎｋｓＣ，ＢｕｒｏｗＧ，犲狋犪犾．Ｓｅｌｅｃｔｉｏｎｓｙｓｔｅｍｆｏｒｔｈｅｓｔａｙｇｒｅｅｎｄｒｏｕｇｈｔｔｏｌｅｒａｎｃｅｔｒａｉｔｉｎｓｏｒｇｈｕｍｇｅｒｍｐｌａｓｍ．Ａｇ
ｒｏｎｏｍｙＪｏｕｒｎａｌ，２０１０，１０２（４）：１１１８１１２２．
［１８］　ＬｉＣＸ，ＦｅｎｇＨＳ．ＡｓｔｕｄｙｏｎｔｈｅａｄａｐｔａｂｉｌｉｔｙｏｆｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍｐｌａｎｔｅｄｉｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔａｌｔｉｔｕｄｉｎａｌａｒｅａｓｏｆｔｈｅＱｉｎｇｈａｉｐｌａｔｅａｕ．
ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２０１３，２２（３）：５１５９．
［１９］　ＭａｒｓａｌｉｓＭＡ，ＡｎｇａｄｉＳ，ＣｏｎｔｒｅｒａｓＧｏｖｅａＦＥ，犲狋犪犾．Ｈａｒｖｅｓｔｔｉｍｉｎｇａｎｄｂｙｐｒｏｄｕｃｔａｄｄｉｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔｓｏｎｃｏｒｎａｎｄｆｏｒａｇｅｓｏｒ
ｇｈｕｍｓｉｌａｇｅｇｒｏｗｎｕｎｄｅｒｗａｔｅｒｓｔｒｅｓｓ．ＲｅｓｅａｒｃｈＢｕｌｅｔｉｎＢＬ７９９［Ｃ］．ＬａｓＣｒｕｃｅｓ，ＮＭ，ＵＳＡ：ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＥｘｐｅｒｉｍｅｎｔＳｔａ
ｔｉｏｎ，ＮｅｗＭｅｘｉｃｏＳｔａｔｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，２００９．
４２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１６） Ｖｏｌ．２５，Ｎｏ．６
［２０］　ＺｈａｎｇＳＪ，ＡｍｅｒｊａｎＯ，ＸｕｅＸＺ，犲狋犪犾．ＱｕａｌｉｔｙａｎａｌｙｓｉｓｏｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍｓｉｌａｇｅｓｉｎＳｏｕｔｈｅｒｎＸｉｎｊｉａｎｇｃｏｍｐａｒｅｄ
ｗｉｔｈａｃｏｒｎｓｉｌａｇｅ．ＡｃｔａＰｒａｔａｃｕｌｔｕｒａｅＳｉｎｉｃａ，２０１４，２３（３）：２３２２４０．
［２１］　ＨｏｗｅｌＴ，ＥｖｅｔｔＳ，ＴｏｌｋＪ，犲狋犪犾．Ｅｖａｐｏｔｒａｎｓｐｉｒａｔｉｏｎｏｆｃｏｒｎａｎｄｆｏｒａｇｅｓｏｒｇｈｕｍｆｏｒｓｉｌａｇｅ．ＰｒｏｃｅｅｄｉｎｇｓｏｆＷｏｒｌｄＥｎｖｉｒｏｎ
ｍｅｎｔａｌａｎｄＷａｔｅｒＲｅｓｏｕｒｃｅｓＣｏｎｇｒｅｓｓ［Ｃ］．ＵＳ：Ｈａｗａｉ，２００８：１１４．
［２２］　ＡｆｚａｌＭ，ＡｈｍａｄＡＵＨ，ＺａｍｉｒＳＩ．Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｏｆｍｕｌｔｉｃｕｔｆｏｒａｇｅｓｏｒｇｈｕｍｕｎｄｅｒｖａｒｉｏｕｓｓｏｗｉｎｇｍｅｔｈｏｄｓａｎｄｎｉｔｒｏｇｅｎ
ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｒａｔｅｓ．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｎｉｍａｌａｎｄＰｌａｎｔＳｃｉｅｎｃｅｓ，２０１３，２３（１）：２３２２３９．
［２３］　ＺｅｇａｄａＬｉｚａｒａｚｕＷ，ＭｏｎｔｉＡ．Ａｒｅｗｅｒｅａｄｙｔｏｃｕｌｔｉｖａｔｅｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍａｓａｂｉｏｅｎｅｒｇｙｆｅｅｄｓｔｏｃｋ？Ａｒｅｖｉｅｗｏｎｆｉｅｌｄｍａｎａｇｅ
ｍｅｎｔｐｒａｃｔｉｃｅｓ．ＢｉｏｍａｓｓａｎｄＢｉｏｅｎｅｒｇｙ，２０１２，（４０）：１１２．
［２４］　ＤｕＪＪ，ＣｈｅｎＺＷ．ＭｅｔｈｏｄｏｆｐａｔｈａｎａｌｙｓｉｓｂｙｕｓｉｎｇＳＰＳＳｌｉｎｅａｒｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎｐｒｏｇｒａｍ．ＢｕｌｅｔｉｎｏｆＢｉｏｌｏｇｙ，２０１０，（２）：４６．
［２５］　ＴａｎＨＰ，ＷａｎｇＧＹ，ＨｕＸＮ，犲狋犪犾．Ｍｕｌｔｉｐｌｅｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎａｎｄｐａｔｈａｎａｌｙｓｉｓｏｆｅｆｆｅｃｔｉｖｅｆａｃｔｏｒｓａｆｆｅｃｔｉｎｇｍａｉｚｅｙｉｅｌｄ．Ａｃｔａ
ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｅＺｈｅｊｉａｎｇｅｎｓｉｓ，２００６，１８（４）：２３８２４０．
［２６］　ＷａｎｇＹＬ，ＬｉＸＦ，ＳｈｉＳＬ，犲狋犪犾．Ａｎａｌｙｓｉｓａｎｄｅｖａｌｕａｔｉｏｎｏｎｔｈｅｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｃｏｍｐｏｎｅｎｔｓｏｆｄｉｆｆｅｒｅｎｔａｌｆａｌｆａ．
ＣｈｉｎｅｓｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＧｒａｓｓｌａｎｄ，２００７，２９（５）：８１５．
［２７］　ＹａｎｇＷＧ，ＹａｎｇＦ，ＧａｏＣＦ，犲狋犪犾．Ｓｔｕｄｉｅｓｏｎｔｈｅｇｅｎｅｔｉｃｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｏｆｉｍｐｏｒｔａｎｔｔｒａｉｔｓｏｆｓｗｅｅｔｓｏｒｇｈｕｍ．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＪｉｌｉｎ
ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，１９９５，１７（１）：２９３１．
［２８］　ＸｉａｎｇＱＨ，ＤｅｎｇＲ，ＺｈａｎｇＤＨ，犲狋犪犾．Ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｏｆｐａｔｈａｎａｌｙｓｉｓｏｎｅｃｏｎｏｍｉｃａｌｃｈａｒａｃｔｅｒｏｆａｌｆａｌｆａ．ＧｕｉｚｈｏｕＪｏｕｒｎａｌｏｆ
ＡｎｉｍａｌＨｕｓｂａｎｄｒｙａｎｄＶｅｔｅｒｉｎａｒｙＭｅｄｉｃｉｎｅ，２０１０，３４（５）：４４４５．
［２９］　ＦｕＸＢ，ＷａｎｇＪＪ，ＤｕＪｉｅｃｉｒｅｎ，犲狋犪犾．ＡｎａｌｙｓｉｓｏｆｔｈｅｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｆｔｈｅａｇｒｏｎｏｍｉｃｃｈａｒａｃｔｅｒｓｏｆＴｉｂｅｔｓｐｒｉｎｇｎａｋｅｄｂａｒｌｅｙ
ｕｎｄｅｒｄｉｆｆｅｒｅｎｔＮｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｓａｎｄｓｅｅｄｉｎｇｄａｔｅｓｔｏｙｉｅｌｄ．ＢａｒｌｅｙａｎｄＣｅｒｅａｌＳｃｉｅｎｃｅｓ，２００９，（２）：１５．
［３０］　ＺｈａｎｇＤＱ，ＺｈｏｕＧＹ，ＷｅｎＤＺ，犲狋犪犾．Ｅｆｆｅｃｔｏｆｃｕｔｔｉｎｇｆｒｅｑｕｅｎｃｙｏｎｙｉｅｌｄａｎｄｑｕａｌｉｔｙｏｆｆｏｒａｇｅｇｒａｓｓｅｓ．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＴｒｏｐｉｃａｌ
ａｎｄＳｕｂｔｒｏｐｉｃａｌＢｏｔａｎｙ，２０００，（Ｓ１）：４３５１．
参考文献：
［８］　丁成龙，顾洪如，白淑娟，等．不同施肥量，密度对美洲狼尾草产量的影响．中国草地，１９９９，（５）：１２１４．
［９］　韦家少，刘国道，蔡碧云．刈割周期，施肥量对坚尼草产草量和质量的影响．草地学报，２００２，１０（２）：１３９１４３．
［１０］　曹文侠，刘皓栋，李文，等．连续两年施氮对１５龄混作禾草草地的改良效果研究．草业学报，２０１５，２４（９）：１３０１３７．
［１５］　常金华，夏雪岩，张丽，等．高梁抗蚜基因的遗传分析和ＳＳＲ标记定位．草业学报，２００６，１５（２）：１１３１１８．
［１６］　孙守钧，王云，郑根昌，等．高粱—苏丹草杂交种的应用可行性研究及其选育．草业学报，１９９９，８（３）：３９３９．
［１８］　李春喜，冯海生．甜高粱在青海高原不同海拔生态区的适应性研究．草业学报，２０１３，２２（３）：５１５９．
［２０］　张苏江，艾买尔江·吾斯曼，薛兴中，等．南疆玉米和不同糖分甜高梁的青贮品质分析．草业学报，２０１４，２３（３）：２３２２４０．
［２４］　杜家菊，陈志伟．使用ＳＰＳＳ线性回归实现通径分析的方法．生物学通报，２０１０，（２）：４６．
［２５］　谭禾平，王桂跃，胡贤女，等．影响玉米产量效应因子的多元回归与通径分析．浙江农业学报，２００６，１８（４）：２３８２４０．
［２６］　王亚玲，李晓芳，师尚礼，等．紫花苜蓿生产性能构成因子分析与评价．中国草地学报，２００７，２９（５）：８１５．
［２７］　杨伟光，杨福，高春福，等．甜高粱主要农艺性状相关性研究．吉林农业大学学报，１９９５，１７（１）：２９３１．
［２８］　向清华，邓蓉，张定红，等．通径分析在紫花苜蓿农艺性状分析中的应用．贵州畜牧兽医，２０１０，３４（５）：４４４５．
［２９］　冯西博，王金菊，赵慧芬，等．西藏春青稞农艺性状在不同施氮量和播期水平下对产量贡献的分析．大麦与谷类科学，
２００９，（２）：１５．
［３０］　张德强，周国逸，温达志，等．刈割时间和次数对牧草产量和品质的影响．热带亚热带植物学报，２０００，（Ｓ１）：４３５１．
５２第２５卷第６期 草业学报２０１６年