施氮水平對甜高粱主要農(nóng)藝性狀及其與干物質(zhì)產(chǎn)量相關(guān)關(guān)系的影響

渠暉，程亮，陳俊峰，陸曉燕，沈益新

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)動物科技學(xué)院，江蘇 南京 210095)

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施氮水平對甜高粱主要農(nóng)藝性狀及其與干物質(zhì)產(chǎn)量相關(guān)關(guān)系的影響

渠暉，程亮，陳俊峰，陸曉燕，沈益新*

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)動物科技學(xué)院，江蘇 南京 210095)

為探求甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的關(guān)系以及不同施氮水平對兩者相互關(guān)系的影響，本研究以大力士甜高粱為材料，采用完全隨機(jī)區(qū)組設(shè)計進(jìn)行兩年田間試驗(yàn)，測定不同施氮水平(0，100，200，300，400，500 kg N/hm2)下甜高粱的株高、莖粗、綠葉數(shù)、莖葉比、鮮干比、葉面積指數(shù)和干物質(zhì)產(chǎn)量7個參數(shù)，并對上述參數(shù)進(jìn)行了相關(guān)性分析、多元回歸分析和通徑分析。試驗(yàn)結(jié)果表明，株高，葉面積指數(shù)和莖粗均與干物質(zhì)產(chǎn)量呈極顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.01)，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.921**，r=0.865**，r=0.758**。通徑分析表明，株高是決定干物質(zhì)產(chǎn)量的主要農(nóng)藝性狀，莖葉比和葉面積指數(shù)與干物質(zhì)產(chǎn)量的關(guān)系對不同施氮水平有不同響應(yīng)。較低施氮水平(0，100 kg N/hm2)下，莖葉比對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接作用最大(P=0.925)，葉面積指數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接作用最小(P=0.162)。中等施氮水平(200，300 kg N/hm2)下，莖葉比對干物質(zhì)產(chǎn)量的影響降低(P=0.073)，葉面積指數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接作用增加(P=0.797)。較高施氮水平(400，500 kg N/hm2)下，莖葉比和葉面積指數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接作用均為負(fù)值(P=-0.125，P=-0.040)。施氮量為200～400 kg N/hm2時，干物質(zhì)產(chǎn)量較高。綜上可知，在較高施氮條件下，合理密植是獲得較高干物質(zhì)產(chǎn)量的關(guān)鍵。當(dāng)供氮水平較低時，應(yīng)注意收獲時間的選擇，以便更好地兼顧干物質(zhì)產(chǎn)量和飼草營養(yǎng)價值。

甜高粱；施氮水平；干物質(zhì)產(chǎn)量；農(nóng)藝性狀；通徑分析

氮素是影響飼草產(chǎn)量和營養(yǎng)價值的重要營養(yǎng)元素之一[1-3]，是飼草生長發(fā)育的主要限制因子。大量研究表明，施用氮肥能顯著提高飼草產(chǎn)量[4]、改善營養(yǎng)價值[5]。對禾本科飼草而言，因其不具備固氮能力，如果土壤中氮含量不足，則只能靠外界供氮來滿足自身生長所需。但不同地區(qū)和不同飼草品種對氮肥的響應(yīng)差異巨大。Marsalis等[6]研究表明，傳統(tǒng)飼用高粱(Sorghumbicolor)在施氮量為218和291 kg N/hm2時，產(chǎn)量最高；而褐色中脈高粱品種的最適施氮量為106～140 kg N/hm2。Almodares等[7]研究認(rèn)為，高粱產(chǎn)量達(dá)到最大值的適宜需氮量為75 kg N/hm2。丁成龍等[8]對美洲狼尾草(Pennisetumamericanum)的研究表明，鮮、干草產(chǎn)量均隨氮量的增加而顯著提高，施氮量在0～450 kg N/hm2范圍內(nèi)，其鮮、干草產(chǎn)量與施氮量呈線性關(guān)系(r=0.9994)。韋家少等[9]研究表明，施氮水平為150和300 kg/hm2時，堅尼草(Panicummaximun)的干草產(chǎn)量顯著高于不施氮處理。曹文俠等[10]連續(xù)兩年的施氮試驗(yàn)表明，高寒地區(qū)15齡人工草地的最佳施氮量為150 kg/hm2。因此，根據(jù)不同地區(qū)氣候條件，土壤特點(diǎn)，結(jié)合所選飼草品種，確定最佳的施氮水平，是飼草高產(chǎn)栽培技術(shù)的關(guān)鍵。

甜高粱具有抗逆性強(qiáng)[11]，適應(yīng)性廣[12-13]，生物量大[14]等優(yōu)良特性，不僅是世界第五大糧食作物，也是優(yōu)質(zhì)的飼料作物[15]，已成為許多國家優(yōu)質(zhì)飼草的重要來源之一。國內(nèi)外學(xué)者對甜高粱選育[16-17]，栽培[18-19]和利用[20-21]等做了大量研究。有關(guān)施氮對甜高粱產(chǎn)量和品質(zhì)的影響也有很多研究，但大多集中于干旱半干旱地區(qū)[22-23]，而在較濕潤氣候條件下的研究鮮見報道，且對產(chǎn)量與其構(gòu)成因子的相互關(guān)系以及不同施氮水平對兩者相互關(guān)系影響的研究較少。

我國華東農(nóng)區(qū)氣候潮濕，土壤粘重，地下水位高，許多優(yōu)質(zhì)飼草的生長受到限制，探索研究適合當(dāng)?shù)貧夂驐l件的優(yōu)質(zhì)飼草，是推進(jìn)我國南方草業(yè)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)畜牧業(yè)現(xiàn)代化的關(guān)鍵。本研究以極晚熟甜高粱品種為研究材料，通過測定不同施氮水平下甜高粱株高、莖粗、綠葉數(shù)、莖葉比、鮮干比、葉面積指數(shù)和干物質(zhì)產(chǎn)量，就甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量和主要農(nóng)藝性狀之間的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)分析，多元回歸分析和通徑分析，解析不同施氮水平下影響甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量的主要農(nóng)藝性狀，以期為氮肥的合理施用和甜高粱的高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)栽培提供理論依據(jù)。

1　材料與方法

1.1試驗(yàn)區(qū)概況

試驗(yàn)于2009和2010年在江蘇省常州春暉乳業(yè)有限公司農(nóng)場(31°51′ N，119°49′ E)進(jìn)行。該試驗(yàn)地屬于北亞熱帶季風(fēng)性濕潤氣候，土壤類型為粘壤土。試驗(yàn)地土壤具體特性及氣象條件見表1。

1.2試驗(yàn)材料與設(shè)計

試驗(yàn)材料為甜高粱品種大力士，由百綠(北京)國際草業(yè)有限公司提供。試驗(yàn)采用完全隨機(jī)區(qū)組設(shè)計，共設(shè)6個氮肥處理(0，100，200，300，400，500 kg N/hm2)，3次重復(fù)，18個小區(qū)。小區(qū)面積為12 m2(4 m×3 m)，行距30 cm，株距25 cm，每小區(qū)種植10行。試驗(yàn)地播前深翻20 cm，并施入腐熟的牛糞75 t/hm2(干物質(zhì)含量為25%，總氮含量為0.55% DM)作基肥。播種方式為人工播種，每穴播3～4粒，3葉期按設(shè)計株距定苗。氮肥以純氮量換算成尿素分兩次施入，播種時施入1/3尿素，6葉期結(jié)合中耕追施余下2/3尿素。耕前噴施2.5 L/hm2阿特拉津并配以播后1周噴施2, 4-D用來防除雜草。兩年的播種時間見表1。

1.3測定內(nèi)容與方法

由于大力士甜高粱是極晚熟品種，在長江中下游地區(qū)不能抽穗，因此按播種后的生長天數(shù)進(jìn)行取樣。播種后46～50 d，大力士進(jìn)入拔節(jié)期后每隔20 d取樣1次，總共取樣4次，具體取樣時間見表1。小區(qū)一半用于中期取樣，一半用于收獲測產(chǎn)。取樣時每小區(qū)隨機(jī)選取長勢一致的3株植株收割地上部分，分離莖葉(包括葉鞘)，稱鮮重，用AM-300便攜式葉面積儀測量單株葉面積，計算葉面積指數(shù)(leaf area index，LAI)。將樣品帶回實(shí)驗(yàn)室置于105℃鼓風(fēng)干燥箱下殺青30 min，再于65℃下烘干至恒重，稱重，計算莖葉比，鮮干比。植株各部分粉碎均勻混合后過1 mm 篩，裝入自封袋保存供品質(zhì)分析。取樣的同時也在每小區(qū)內(nèi)選取長勢一致的5株植株進(jìn)行掛牌，測量株高(拉直植株，測量從根部到最高處的垂直高度，取平均值，單位：m)、莖粗(以基部以上第三節(jié)莖粗的平均值表示，單位：cm)、綠葉數(shù)。在測產(chǎn)的一半小區(qū)中間收獲長為1.5 m，寬為相鄰3行面積上的植株，測定鮮重，根據(jù)鮮干比和收獲面積計算干物質(zhì)產(chǎn)量(kg/hm2)。

表1　試驗(yàn)地狀態(tài)、土壤特性和取樣時間Table 1　Plot and soil characteristics, and sampling date at each site and year

1.4數(shù)據(jù)統(tǒng)計

利用Microsoft Excel 2007處理基礎(chǔ)數(shù)據(jù)及作圖，采用SPSS 19.0軟件對影響干物質(zhì)產(chǎn)量的各因素進(jìn)行相關(guān)性分析、多元回歸分析和通徑分析。

2　結(jié)果與分析

2.1施氮水平對甜高粱農(nóng)藝性狀的影響

作物的株高隨生育期的推進(jìn)而增加。從圖1和圖2可以看出，2年試驗(yàn)中，在300和400 kg N/hm2處理下，甜高粱各生長階段的株高均維持了較高水平，大于其他處理；收獲時，300 kg N/hm2處理的株高最大，分別為3.09 m(2009年)和2.99 m(2010年)，500 kg N/hm2處理下的株高在整個生育期均屬于中間水平。在2009年的試驗(yàn)中，甜高粱株高在第二和第三次取樣間處于拔節(jié)中期，其增幅最大，不同施氮水平的平均增幅為49.6%；第三次取樣后增幅趨緩，不同施氮水平下株高的平均增幅為10.8%。2010年試驗(yàn)第三次取樣后，甜高粱株高依然有較高的增幅，平均增幅為17.0%，這可能是由于2010年平均氣溫高于2009年的緣故。兩年試驗(yàn)中，不同施氮處理間甜高粱莖粗差異不大。第一次取樣到第二次取樣間，莖粗的增幅較大，而在第二次取樣后，增幅變緩，這一點(diǎn)在2010年的試驗(yàn)中表現(xiàn)尤為明顯。

各取樣時間段內(nèi)綠葉數(shù)的變化趨勢較為一致，不同處理間的差異大于株高和莖粗，呈現(xiàn)出集中分布的3組(圖1，圖2)，這一現(xiàn)象在2010年試驗(yàn)中表現(xiàn)更為明顯。在300和400 kg N/hm2處理下不同取樣點(diǎn)的平均綠葉數(shù)分別為18.0和17.8個，明顯高于其他處理水平；100，200和500 kg N/hm2處理，相互之間差異不大，不同取樣時間的平均綠葉數(shù)分別為17.3，17.5和17.1個，明顯高于不施氮處理(16.1個)。第一次取樣時，2009年的綠葉數(shù)要低于2010年，可能由于2009年播種時土壤溫度較低，導(dǎo)致苗期的生長較慢，進(jìn)入拔節(jié)期時，表現(xiàn)不如2010年，但在最后一次取樣時，綠葉數(shù)與2010年無差異。

隨著生育期的推進(jìn)，甜高粱植株的莖葉比逐漸增大(圖1，圖2)，500 kg N/hm2處理下莖葉比的增速逐漸高于其他施氮處理，這一趨勢在2010年的試驗(yàn)中表現(xiàn)更為明顯。隨著莖葉比不斷增大，植株鮮干比呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢。2009年最后一次采樣時，500 kg N/hm2處理下的鮮干比(3.26);2010年不施氮處理下的鮮干比最大(3.36)。

葉面積指數(shù)隨著生育期的推進(jìn)呈現(xiàn)出階段性增長的趨勢(圖1，圖2)，第一次和第二次取樣間，第三次和第四次取樣間，葉面積指數(shù)的增幅較大，2009年各施氮水平的平均增幅分別為21.0%和23.7%，2010年的對應(yīng)增幅分別為23.7%和20.7%。在第二次和第三次取樣間，葉面積指數(shù)的增幅較為平緩，兩年試驗(yàn)各施氮水平的平均增幅分別為5.90%(2009年)和8.85%(2010年)，不施氮處理和500 kg N/hm2處理下的葉面積指數(shù)，在這一階段幾乎沒有增加。最后一次取樣時，葉面積指數(shù)為分別為5.37(2009年)和5.12(2010年)。

圖1　施氮水平對不同生長時期甜高粱農(nóng)藝性狀的影響(2009年)Fig.1　Effects of nitrogen fertilizer on agronomic traits of sweet sorghum at different growth stage (2009)

2.2甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量對施氮水平響應(yīng)的模擬分析

為了分析不同年份間施氮量對甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量的影響，分別對不同施氮處理下的干物質(zhì)產(chǎn)量測定值進(jìn)行了數(shù)學(xué)模擬，建立了甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量和施氮水平之間的回歸模型，并利用回歸模型計算了獲得最大干物質(zhì)產(chǎn)量所需的最優(yōu)施氮量。圖3表明，施氮量對甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量的影響呈拋物線變化，隨施氮量的增加呈現(xiàn)先增加后降低的趨勢。通過回歸模型y=Ax2+Bx+C對施氮量的干物質(zhì)產(chǎn)量進(jìn)行擬合，決定系數(shù)分別為R2=0.77(2009)和R2=0.83(2010)，計算出獲得最大干物質(zhì)產(chǎn)量的施氮量分別為296.9 kg N/hm2(2009年)和323.0 kg N/hm2(2010年)。從擬合曲線可以看出，當(dāng)施氮量為200～400 kg N/hm2時，干物質(zhì)產(chǎn)量處于較高水平。2009年試驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)施氮量為200，300和400 kg N/hm2時，對應(yīng)的干物質(zhì)產(chǎn)量分別為28640.3，31504.4和29912.6 kg/hm2；2010年對應(yīng)處理的干物質(zhì)產(chǎn)量分別為27556.6，31465.1和29893.0 kg/hm2。擬合結(jié)果和試驗(yàn)結(jié)果均表明，當(dāng)施氮量為200～400 kg N/hm2時，大力士甜高粱可獲得較高的干物質(zhì)產(chǎn)量。

圖2　施氮水平對不同生長時期甜高粱農(nóng)藝性狀的影響(2010年)Fig.2　Effects of nitrogen fertilizer on agronomic traits of sweet sorghum at different growth stage (2010)

2.3甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的相關(guān)性、多

圖3　施氮水平對干物質(zhì)產(chǎn)量的回歸曲線Fig.3　Regression curve of dry matter yield under different nitrogen application rate

元回歸及通徑分析

表2表明，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與株高(x1)、莖粗(x2)和葉面積指數(shù)(x6)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.01)，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.921，r=0.758和r=0.865；干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與綠葉數(shù)(x3)呈顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.05，r=0.696)；株高(x1)與莖粗(x2)，綠葉數(shù)(x3)和葉面積指數(shù)(x6)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.817，r=0.863和r=0.769；莖粗(x2)與綠葉數(shù)(x3)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.904)，與葉面積指數(shù)呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.632)；干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與各農(nóng)藝性狀的相關(guān)系數(shù)大小順序依次為：株高(x1)>葉面積指數(shù)(x6)>莖粗(x2)>綠葉數(shù)(x3)>鮮干比(x5)>莖葉比(x4)，其中鮮干比(x5)和莖葉比(x4)與干物質(zhì)產(chǎn)量呈負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為r=-0.442和r=-0.097。對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，其顯著水平P=0.811>0.05(表3)，服從正態(tài)分布，可進(jìn)行多元回歸分析。以株高(x1)、莖粗(x2)、綠葉數(shù)(x3)、莖葉比(x4)、鮮干比(x5)和葉面積指數(shù)(x6)為自變量，通過逐步回歸分析，建立上述參數(shù)與干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的最優(yōu)多元回歸方程：y=-43.316+17.744x1+4.086x6(R2=0.908，F(xiàn)=44.572**)。 方程篩選了2個對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)有顯著效應(yīng)的自變量，分別為株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)。這表明，當(dāng)2個自變量中的一個取值固定在某一水平時，株高(x1)每增加1 m，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加17.744 kg；葉面積指數(shù)(x6)每增加1%，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加40.86 g。決定系數(shù)R2=0.908，表明株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的總影響達(dá)到90.8%以上。

表2　甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量與農(nóng)藝性狀相關(guān)性分析Table 2　Correlation analysis of dry matter yield with agronomic trait in sweet sorghum

注：*顯著水平為P<0.05，**顯著水平為P<0.01，x1，株高；x2，莖粗；x3，綠葉數(shù)；x4，莖葉比；x5，鮮干比；x6，葉面積指數(shù)；y，干物質(zhì)產(chǎn)量。下同。Note: *significant at the 0.05 level of probability,**significant at the 0.01 level of probability,x1, plant height;x2, stem diameter;x3, green leaf number;x4, stem/leaf ratio;x5, fresh/dry matter ratio;x6, leaf area index;y, dry matter yield. The same below.

表3　正態(tài)性檢驗(yàn)Table 3　Normality test

表4　干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的通徑分析Table 4　Path analysis of dry matter yield and main agronomic traits

在相關(guān)分析和多元回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步進(jìn)行通徑分析，結(jié)果表明(表4)，各參數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的直接通徑系數(shù)大小依次為：株高(x1)>葉面積指數(shù)(x6)>綠葉數(shù)(x3)>莖葉比(x4)>鮮干比(x5)>莖粗(x2)。株高(x1)的直接通徑系數(shù)最大(P=0.638)。株高(x1)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的間接作用受綠葉數(shù)(x3)的負(fù)效應(yīng)影響，但影響較小(P=-0.071)，株高通過葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生的間接作用較大(P=0.301)，說明株高并不是影響干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的主導(dǎo)因素，而是與葉面積指數(shù)(x6)共同對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生影響。

葉面積指數(shù)(x6)的直接通徑系數(shù)為P=0.391。葉面積指數(shù)(x6)通過株高(x1)對干物質(zhì)產(chǎn)量的正向間接作用較高，間接通徑系數(shù)為0.491；通過綠葉數(shù)(x3)和莖葉比(x4)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的負(fù)向間接作用相對較小，間接通徑系數(shù)分別為-0.036和-0.014。這一結(jié)果表明，葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)所產(chǎn)生的間接正效應(yīng)可以有效平衡直接負(fù)效應(yīng)。

莖粗(x2)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的直接通徑系數(shù)較小(P=0.010)，通過株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)有最大的間接作用，間接通徑系數(shù)分別為0.556和0.247。綜合來看，株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)是影響甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的最重要因素，在栽培中應(yīng)采取措施增加甜高粱植株株高，并提高其葉面積指數(shù)。

2.4不同施氮水平對干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀相互關(guān)系的影響

不同的施氮水平對各性狀影響不同，進(jìn)而影響到最終干物質(zhì)產(chǎn)量的高低，為了進(jìn)一步了解不同施氮水平下，各農(nóng)藝性狀之間及其與干物質(zhì)產(chǎn)量的相互關(guān)系，試驗(yàn)將施氮水平分為低氮(0，100 kg N/hm2)、中氮(200，300 kg N/hm2)和高氮(400，500 kg N/hm2)3組，分別進(jìn)行多元回歸和通徑分析。

2.4.1低氮水平下干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的多元回歸及通徑分析施氮量為0和100 kg N/hm2水平下，對干物質(zhì)產(chǎn)量和主要農(nóng)藝性狀進(jìn)行相關(guān)性分析。結(jié)果表明(表5)，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與莖葉比(x4)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.01，r=0.740)，與鮮干比(x5)呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.715)；干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)呈顯著(P<0.05)正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.614和r=0.589；株高(x1)與綠葉數(shù)(x3)和葉面積指數(shù)(x6)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.737和r=0.802；莖葉比(x4)與鮮干比(x5)呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.776)。低氮水平下，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與各農(nóng)藝性狀的相關(guān)系數(shù)大小順序依次為：莖葉比(x4)>鮮干比(x5)>株高(x1)>葉面積指數(shù)(x6)>綠葉數(shù)(x3)>莖粗(x2)，與整體的相關(guān)性不同，低氮水平下，莖葉比(x4)和鮮干比(x5)與干物質(zhì)產(chǎn)量的相關(guān)性要大于株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)。

表5　低氮水平下甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量與農(nóng)藝性狀相關(guān)性分析(0，100 kg N/hm2)Table 5　Correlation analysis of dry matter yield with agronomic trait in sweet sorghum under lower nitrogen application rate (0, 100 kg N/ha)

在低氮水平下(0和100 kg N/hm2)，對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，其顯著水平P=0.561>0.05(表6)，服從正態(tài)分布，可進(jìn)行多元回歸分析。以株高(x1)、莖粗(x2)、綠葉數(shù)(x3)、莖葉比(x4)、鮮干比(x5)和葉面積指數(shù)(x6)為自變量，通過逐步回歸分析法，建立各參數(shù)與干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的最優(yōu)多元回歸方程：y=-12.039+5.966x1+3.295x2+4.253x4(R2=0.912，F(xiàn)=27.475**)。方程篩選了3個對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)有顯著效應(yīng)的自變量，分別為株高(x1)、莖粗(x2)和莖葉比(x4)。這表明，當(dāng)3個自變量中的一個取值固定在某一水平時，株高(x1)每增加1 m，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加5.966 kg；莖粗(x2)每增加1 cm，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加3.295 kg；莖葉比(x4)每增加1%，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加42.53 g，決定系數(shù)R2=0.912，所以株高(x1)、莖粗(x2)和莖葉比(x4)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的總影響達(dá)到91.2%以上。

表6　低氮水平下正態(tài)性檢驗(yàn)(0，100 kg N/hm2)Table 6　Normality test under lower nitrogen application rate (0, 100 kg N/ha)

低氮水平下對干物質(zhì)產(chǎn)量和各農(nóng)藝性狀進(jìn)行通徑分析，討論各農(nóng)藝性狀對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接作用和間接作用。表7表明，各參數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的直接通徑系數(shù)大小依次為：莖葉比(x4)>莖粗(x2)>株高(x1)>綠葉數(shù)(x3)>鮮干比(x5)>葉面積指數(shù)(x6)。

莖葉比(x4)的直接通徑系數(shù)最大(P=0.925)。莖葉比(x4)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的間接作用受莖粗(x2)、綠葉數(shù)(x3)和鮮干比(x5)的負(fù)效應(yīng)影響，間接作用分別為-0.028，-0.063，-0.148，三者總的間接作用達(dá)-0.239，對莖葉比的影響較大，但因莖葉比(x4)的直接作用更大，所以在各參數(shù)中，是影響干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的最重要因素。

表7　低氮水平下干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的通徑分析(0，100 kg N/hm2)Table 7　Path analysis of dry matter yield and main agronomic traits under lower nitrogen application rate (0, 100 kg N/ha)

莖粗(x2)的直接通徑系數(shù)為0.293。莖粗(x2)通過株高(x1)、綠葉數(shù)(x3)和葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量產(chǎn)生正向間接作用，間接通徑系數(shù)分別為0.032，0.043和0.01；通過莖葉比(x4)和鮮干比(x5)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生負(fù)向間接作用，間接通徑系數(shù)分別為-0.090和-0.036，說明莖粗(x2)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)所產(chǎn)生的間接正效應(yīng)可以有效平衡直接負(fù)效應(yīng)。

株高(x1)的直接通徑系數(shù)為0.246，對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生正向影響，但作用小于莖葉比(x4)和莖粗(x2)。株高(x1)僅通過鮮干比(x5)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，且影響較小(P=-0.062)，除此以外，通過其他參數(shù)均對干物質(zhì)產(chǎn)量產(chǎn)生正向影響。綜合來看，低氮水平下，除株高(x1)外，莖葉比(x4)和莖粗(x2)是影響干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的重要因素。

2.4.2中氮水平下干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的多元回歸及通徑分析施氮為200和300 kg N/hm2水平下，對干物質(zhì)產(chǎn)量和主要農(nóng)藝性狀進(jìn)行相關(guān)性分析。結(jié)果表明(表8)，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)呈顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.05)，相關(guān)系數(shù)分別為r=0.615和r=0.687。株高(x1)和莖粗(x2)呈顯著正相關(guān)關(guān)系(r=0.696)；與鮮干比(x5)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.697)。莖粗(x2)與綠葉數(shù)(x3)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.01，r=0.778)。綠葉數(shù)(x3)與鮮干比(x5)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.643)。中氮水平下，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與各農(nóng)藝性狀的相關(guān)系數(shù)大小順序依次為：葉面積指數(shù)(x6)>株高(x1)>鮮干比(x5)>莖粗(x2)>綠葉數(shù)(x3)>莖葉比(x4)，其中，鮮干比(x5)和莖葉比(x4)與干物質(zhì)產(chǎn)量(y)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為r=-0.477和r=-0.003。與低氮水平的相關(guān)性不同，中氮水平下，葉面積指數(shù)(x6)和株高(x1)與干物質(zhì)產(chǎn)量的相關(guān)性要大于鮮干比(x5)和莖葉比(x4)。

中氮水平下(200和300 kg N/hm2)，對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，其顯著水平P=0.239>0.05(表9)，服從正態(tài)分布，可進(jìn)行多元回歸分析，按低氮中的方法通過逐步回歸分析法，建立各參數(shù)與干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的最優(yōu)多元回歸方程：y=-38.443+27.889x1-24.469x2+7.308x6(R2=0.839，F(xiàn)=13.847**)。方程篩選了3個對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)有顯著效應(yīng)的自變量，分別為株高(x1)、莖粗(x2)和葉面積指數(shù)(x6)。這表明，當(dāng)3個自變量中的一個取值固定在某一水平時，株高(x1)每增加1 m，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加27.889 kg；莖粗(x2)每增加1 cm，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)減少24.469 kg；葉面積指數(shù)(x6)每增加1%，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加73.08 g，決定系數(shù)R2=0.839，所以株高(x1)、莖粗(x2)和葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的總影響達(dá)到83.9%以上。

中氮水平下對干物質(zhì)產(chǎn)量和各農(nóng)藝性狀進(jìn)行通徑分析，討論各農(nóng)藝性狀對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接作用和間接作用。表10表明，各參數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的直接通徑系數(shù)大小依次為：株高(x1)>葉面積指數(shù)(x6)>莖粗(x2)>莖葉比(x4)>鮮干比(x5)>綠葉數(shù)(x3)。

株高(x1)的直接通徑系數(shù)最大(P=0.861)。株高(x1)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的間接作用受莖粗(x2)、綠葉數(shù)(x3)和莖葉比(x4)的負(fù)效應(yīng)影響，間接作用分別為-0.470，-0.013，-0.028，三者總的間接作用達(dá)-0.511，株高(x1)通過葉面積指數(shù)(x6)和鮮干比(x5)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生正向間接作用，間接系數(shù)分別為0.048和0.217，兩者總的間接作用小于負(fù)向的間接作用，株高(x1)主要通過直接作用對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生影響，再次表明，中氮水平下，株高(x1)是影響干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的重要性狀之一。

表8　中氮水平下甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量與農(nóng)藝性狀相關(guān)性分析(200，300 kg N/hm2)Table 8　Correlation analysis of dry matter yield with agronomic trait in sweet sorghum under moderate nitrogen application rate (200, 300 kg N/ha)

葉面積指數(shù)(x6)的直接通徑系數(shù)為0.797。葉面積指數(shù)(x6)通過株高(x1)、莖葉比(x4)和鮮干比(x5)對干物質(zhì)產(chǎn)量產(chǎn)生正向間接作用，間接通徑系數(shù)分別為0.234，0.023和0.015；通過莖粗(x2)和綠葉數(shù)(x3)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生負(fù)向間接作用，間接通徑系數(shù)分別為-0.371和-0.010，說明葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)所產(chǎn)生的間接正效應(yīng)可以有效平衡直接負(fù)效應(yīng)。

表9　中氮水平下正態(tài)性檢驗(yàn)(200，300 kg N/hm2)Table 9　Normality test under moderate nitrogen application rate (200, 300 kg N/ha)

表10　中氮水平下干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的通徑分析(200，300 kg N/hm2)Table 10　Path analysis of dry matter yield and main agronomic traits under moderate nitrogen application rate (200, 300 kg N/ha)

莖粗(x2)的直接通徑系數(shù)為-0.675，對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生負(fù)向影響，莖粗(x2)通過株高(x1)、鮮干比(x5)和葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生較大的正向影響，間接系數(shù)分別為0.599，0.035和0.438，這說明，中氮水平下莖粗(x2)主要通過株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)的間接作用影響干物質(zhì)產(chǎn)量(y)。綜合來看，中氮水平下，株高(x1)和葉面積指數(shù)(x6)是影響干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的主要性狀，相比于低氮水平，莖葉比(x4)的影響下降，莖粗(x2)則對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)有負(fù)向影響。說明隨著施氮水平的提高，葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量的重要性提高。

2.4.3高氮水平下干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的多元回歸及通徑分析施氮為400和500 kg N/hm2水平下，對干物質(zhì)產(chǎn)量和主要農(nóng)藝性狀進(jìn)行相關(guān)性分析。結(jié)果表明(表11)，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與株高(x1)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.01，r=0.932)，與鮮干比(x5)呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.884)，與葉面積指數(shù)(x6)呈顯著正相關(guān)關(guān)系(P<0.05，r=0.650)。株高(x1)與鮮干比(x5)呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.792)。鮮干比(x5)與葉面積指數(shù)(x6)呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.752)。高氮水平下，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)與各農(nóng)藝性狀的相關(guān)系數(shù)大小順序依次為：株高(x1)>鮮干比(x5)>葉面積指數(shù)(x6)>綠葉數(shù)(x3)>莖葉比(x4)>莖粗(x2)，其中，莖粗(x2)與干物質(zhì)產(chǎn)量(y)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(r=-0.166)。與中氮水平的相關(guān)性不同，高氮水平下，鮮干比(x5)與干物質(zhì)產(chǎn)量的相關(guān)性要大于葉面積指數(shù)(x6)。

高氮水平下(400和500 kg N/hm2)，對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，其顯著水平P=0.275>0.05(表12)，服從正態(tài)分布，可進(jìn)行多元回歸分析，按低氮處理的方法，通過逐步回歸分析，建立各參數(shù)與干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的最優(yōu)多元回歸方程：y=8.653+12.986x1-5.592x5(R2=0.925，F(xiàn)=55.884**)。方程篩選了2個對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)有顯著效應(yīng)的自變量，分別為株高(x1)和鮮干比(x5)。這表明，當(dāng)2個自變量中的一個取值固定在某一水平時，株高(x1)每增加1 m，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)增加12.986 kg；鮮干比(x5)每增加1%，干物質(zhì)產(chǎn)量(y)減少55.92 g；決定系數(shù)R2=0.925，所以株高(x1)和鮮干比(x5)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的總影響達(dá)到92.5%以上。

表11　高氮水平下甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量與農(nóng)藝性狀相關(guān)性分析(400，500 kg N/hm2)Table 11　Correlation analysis of dry matter yield with agronomic trait in sweet sorghum under higher nitrogen application rate (400, 500 kg N/ha)

高氮水平下對干物質(zhì)產(chǎn)量和各農(nóng)藝性狀進(jìn)行通徑分析，討論各農(nóng)藝性狀對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接作用和間接作用。表13表明，各參數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的直接通徑系數(shù)大小依次為：株高(x1)>鮮干比(x5)>葉面積指數(shù)(x6)>綠葉數(shù)(x3)>莖葉比(x4)>莖粗(x2)。

株高(x1)的直接通徑系數(shù)最大(P=0.562)。株高(x1)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的間接作用受綠葉數(shù)(x3)和葉面積指數(shù)(x6)的負(fù)效應(yīng)影響，間接作用分別為-0.094和-0.022，兩者的影響相對較小，株高(x1)通過其他參數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生正向間接作用，影響最大的是鮮干比(x5)，間接系數(shù)為0.408。說明在高氮情況下株高(x1)和鮮干比(x5)共同對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生影響，株高(x1)不再具有決定性的作用。

鮮干比(x5)的直接通徑系數(shù)為-0.515。鮮干比(x5)通過株高(x1)和莖葉比(x4)對干物質(zhì)產(chǎn)量產(chǎn)生負(fù)向間接作用，間接通徑系數(shù)分別為-0.445和-0.032；通過莖粗(x2)和綠葉數(shù)(x3)和葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生正向間接作用，間接通徑系數(shù)分別為0.015，0.063和0.030，說明鮮干比(x5)株高(x1)的間接作用和自身的直接作用共同影響對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)所產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

葉面積指數(shù)(x6)的直接通徑系數(shù)為-0.040，對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生負(fù)向影響，葉面積指數(shù)(x6)通過株高(x1)、莖粗(x2)和鮮干比(x5)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生較大的正向影響，間接系數(shù)分別為0.311，0.019和0.387；通過綠葉數(shù)(x3)和莖葉比(x4)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生的間接負(fù)向作用較小，間接系數(shù)分別為-0.020和-0.007。這說明，高氮水平下葉面積指數(shù)(x6)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)的直接作用小于通過株高(x1)、莖粗(x2)和鮮干比(x5)對干物質(zhì)產(chǎn)量(y)產(chǎn)生的間接作用。綜合來看，在高氮水平下，株高依然是影響干物質(zhì)產(chǎn)量的重要因素，而葉面積指數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量的影響低于中氮水平，并開始有負(fù)向的直接影響。

表13　高氮水平下干物質(zhì)產(chǎn)量與主要農(nóng)藝性狀的通徑分析(400，500 kg N/hm2)Table 13　Path analysis of dry matter yield and main agronomic traits under higher nitrogen application rate (400, 500 kg N/ha)

3　討論

兩年試驗(yàn)中，甜高粱各農(nóng)藝性狀在施氮量為300和400 kg N/hm2綜合表現(xiàn)較好，各性狀隨施氮量的變化趨勢基本一致。通過對施氮量和干物質(zhì)產(chǎn)量進(jìn)行二次回歸擬合得出，施氮量在200～400 kg N/hm2時，可獲得較高的干物質(zhì)產(chǎn)量。500 kg N/hm2處理下的干物質(zhì)產(chǎn)量分別為27132.6 kg/hm2(2009年)和26928.8 kg/hm2(2010年)，與200 kg N/hm2處理下的干物質(zhì)產(chǎn)量相近，但投入產(chǎn)出比低。

飼用作物的生物產(chǎn)量受多個農(nóng)藝性狀的影響。不同品種和栽培措施使得農(nóng)藝性狀對生物產(chǎn)量構(gòu)成的重要性不盡相同。譚禾平等[25]通過綜合分析和最優(yōu)線性回歸選擇后發(fā)現(xiàn)，株高、穗粗、穗長、禿尖長、百粒重和出籽率是影響玉米產(chǎn)量的最有效因子。王亞玲等[26]通過分析苜蓿(Medicagosativa)產(chǎn)量構(gòu)成因素發(fā)現(xiàn)，對產(chǎn)量貢獻(xiàn)率最大的是生長高度。楊偉光等[27]研究表明，分蘗數(shù)對甜高粱生物產(chǎn)量的影響最大，其次才是株高。向清華等[28]的研究表明，莖重和主莖直徑對紫花苜蓿干物質(zhì)產(chǎn)量有較大作用。馮西博等[29]研究了青稞(Hordeumvulgare)農(nóng)藝性狀在不同施氮水平下對產(chǎn)量的貢獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，不論施氮量是否合理，每穗結(jié)實(shí)小穗數(shù)和千粒重均是影響青稞產(chǎn)量的關(guān)鍵因子。因此，明確農(nóng)藝性狀與生物產(chǎn)量的關(guān)系，可以更好地為高產(chǎn)品種的選育提供參考。

本試驗(yàn)通過對低氮、中氮和高氮3種施氮水平下的多元回歸和通徑分析發(fā)現(xiàn)，不論施氮水平是否合理，株高始終是影響甜高粱干物質(zhì)產(chǎn)量的關(guān)鍵因素。低氮水平，干物質(zhì)產(chǎn)量的主要影響因素為株高、莖粗和莖葉比；中氮水平，干物質(zhì)產(chǎn)量的主要影響因素為株高、莖粗和葉面積指數(shù)；高氮水平，干物質(zhì)產(chǎn)量的主要影響因素為株高、鮮干比。莖粗在低氮水平下對干物質(zhì)產(chǎn)量為正向直接作用，而在中氮水平下對干物質(zhì)產(chǎn)量的影響主要以負(fù)向直接作用(P=-0.675)和通過株高(P=0.599)和葉面積指數(shù)(P=0.438)的正向間接作用為主，且莖粗與干物質(zhì)產(chǎn)量呈較弱的正相關(guān)關(guān)系(r=0.378)，說明中氮條件下，莖粗并不能直接提高干物質(zhì)產(chǎn)量，而是莖粗的增加會削弱其他性狀的表現(xiàn)，進(jìn)而影響干物質(zhì)產(chǎn)量的增加。隨著施氮量的提高，葉面積指數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量的影響增大，但隨著施氮量的進(jìn)一步提高，高氮水平下，葉面積指數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量的直接影響為負(fù)效應(yīng)，且與干物質(zhì)產(chǎn)量的相關(guān)性低于鮮干比，說明高氮水平下，葉面積指數(shù)成了干物質(zhì)產(chǎn)量的限制因子。這可能是由于高水平氮肥促進(jìn)了植株葉面積的生長，使葉面積指數(shù)過大，葉片之間相互遮陰，造成群體間通風(fēng)不暢，中下部葉片光照不足，導(dǎo)致整個植株光合效率的下降，最終影響了光合產(chǎn)物的合成。因此在甜高粱栽培時，施肥量不宜過高；土壤貧瘠需要較多肥料時，應(yīng)仔細(xì)考慮種植密度，合理安排群體結(jié)構(gòu)；施氮量較低時，莖葉比是影響干物質(zhì)產(chǎn)量的主要因素，延遲收獲可以提高莖葉比，有利于干物質(zhì)產(chǎn)量的提高，但過高的莖葉比會降低飼草營養(yǎng)價值[30]。因此施氮量較低時，甜高粱收獲時間的選擇是平衡飼草產(chǎn)量和品質(zhì)的關(guān)鍵。

4　結(jié)論

兩年試驗(yàn)結(jié)果表明，200～400 kg N/hm2是較適宜的施氮量，可獲得較大的干物質(zhì)產(chǎn)量。多元回歸和通徑分析表明，株高和葉面積指數(shù)是影響干物質(zhì)產(chǎn)量的最重要因素，但在高氮(≥400 kg N/hm2)水平下，葉面積指數(shù)對干物質(zhì)產(chǎn)量有負(fù)向直接作用。低氮(≤100 kg N/hm2)水平下，莖葉比對干物質(zhì)產(chǎn)量的正向影響增大，在此施氮水平下如果將甜高粱作為飼草利用，栽培時應(yīng)特別注意選擇適宜的收獲時間，以便更好地調(diào)整干物質(zhì)產(chǎn)量和營養(yǎng)價值間的平衡關(guān)系。

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*Effects of nitrogen on agronomic traits and dry matter yield and their relationship in sweet sorghum

QU Hui, CHENG Liang, CHEN Jun-Feng, LU Xiao-Yan, SHEN Yi-Xin*

CollegeofAnimalScienceandTechnology,NanjingAgriculturalUniversity,Nanjing210095,China

This study was conducted to determine the relationship between dry matter (DM) yield and agronomic traits of sweet sorghum (Sorghumbicolorcv. ‘Hunnigreen’) using correlation and path coefficient analysis under different rates of nitrogen (0, 100, 200, 300, 400, 500 kg N/ha). The experiment was set up in eastern China during 2009-2010 and 7 agronomic traits of sorghum were evaluated. Results showed that DM yield was positively correlated (P<0.01) with plant height (r=0.921**), leaf area index (LAI,r=0.865**) and stem diameter (SD,r=0.758**). Plant height and LAI produced the strongest path coefficient (P=0.638,P=0.391) for DM yield. Plant height was the best indicator of DM yield using stepwise regression analysis. The contribution of stem∶leaf ratio (S∶L ratio) and LAI to DM yield differed under different rates of N fertilizer. S∶L ratio and LAI had positive path coefficient (P=0.925,P=0.162) for DM yield under lower N fertilizer rate (0, 100 kg N/ha). LAI had a positive path coefficient (P=0.797) for DM yield under intermediate N fertilizer rates (200, 300 kg N/ha), but had a negative path coefficient for DM yield under higher N fertilizer rates (400, 500 kg N/ha). The Effect of S∶L ratio on DM yield decreased with increasing N rate. DM yield was highest at N rates of 200-400 kg N/ha. Plant population was important for higher DM yield at higher rates of N fertilizer. Under lower N fertilizer rates, harvest date was a key issue in terms of the trade-off between DM yield and nutritive value of sweet sorghum.

sweet sorghum; nitrogen fertilizer rate; dry matter yield; agronomic traits; path analysis

10.11686/cyxb2015400

http://cyxb.lzu.edu.cn

2015-09-01；改回日期：2015-12-10基金項(xiàng)目：國家科技支撐計劃南方優(yōu)質(zhì)飼草高效生產(chǎn)加工利用關(guān)鍵技術(shù)研究與集成示范項(xiàng)目(2011BAD17B03)資助。

渠暉(1984-)，男，內(nèi)蒙古烏蘭察布人，在讀博士。E-mail: qhyulin@hotmail.com

Corresponding author. E-mail: yxshen@njau.edu.cn

渠暉，程亮，陳俊峰，陸曉燕，沈益新. 施氮水平對甜高粱主要農(nóng)藝性狀及其與干物質(zhì)產(chǎn)量相關(guān)關(guān)系的影響. 草業(yè)學(xué)報, 2016, 25(6): 13-25.

QU Hui, CHENG Liang, CHEN Jun-Feng, LU Xiao-Yan, SHEN Yi-Xin. Effects of nitrogen on agronomic traits and dry matter yield and their relationship in sweet sorghum. Acta Prataculturae Sinica, 2016, 25(6): 13-25.