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user: 3. 结果与分析 3.1. 播期及其气象资源与秋闲田饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比的关系 表2为秋闲田饲用高粱各播期的株高、叶茎比、干鲜比的调查结果，经方差分析(表3)，播期组间的饲用高粱株高、叶茎比与干鲜比的F值分别为14628.079、1835.144、99.464，显著值(Sig.)均为0.000 (即P < 0.01)，差异极显著，表明不同播期对饲用高粱株高、叶茎比与干鲜比具有非常重要的影响。经相关分析(表4)，播期转换值与秋闲田饲用高粱株高、干鲜比的相关系数(R值)分别为−0.977、−0.872，均呈负相关，差异极显著，表明秋闲田饲用高粱株高、干鲜比均随着播期的推迟呈现下降趋势；播期转换值与秋闲田饲用高粱叶茎比的相关系数为0.969，呈非常显著的正相关，表明秋闲田饲用高粱叶茎比随着播期的推迟呈现上升趋势，株高、叶茎比与干鲜比与播期的关系十分密切。 由表4可见，秋闲田饲用高粱生育期内的日照时数、有效积温、降水量与株高、叶茎比、干鲜比之间均具有高度的相关性，其中，日照时数、有效积温、降水量与株高的相关系数(R值)分别为0.978、0.977、0.978，均呈极显著的正相关；日照时数、有效积温、降水量与干鲜比相关系数(R值)分别为0.875、0.875、0.875，也均呈极显著的正相关；日照时数、有效积温、降水量与叶茎比相关系数(R值)分别为−0.969、−0.967、−0.969，均呈非常显著的负相关。秋闲田饲用高粱生长期内的日照时数、有效积温、降水量与播期转换值的相关系数(R值)均为−1.000，近乎完全负相关关系，表明秋闲田饲用高粱生育期内日照时数、有效积温、降水量不仅随着播期的推迟而降低，而且播期对秋闲田饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比的影响可用相关气象资料进行阐释。譬如，当播期偏晚时，日照时数的减少则减少了饲用高粱的光合作用，有效积温降低则降低了饲用高粱生长发育对热量的需求，降水量降低可导致田间环境干燥则不利于饲用高粱的生长发育，进而影响秋闲田饲用高粱的株高、叶茎比、干鲜比。 3.2. 播期对秋闲田饲用高粱株高、叶茎比与干鲜比的影响 3.2.1. 不同播期对饲用高粱株高的影响 由表5可见，秋闲田饲用高粱于7月23日、7月29日、8月6日、8月14日、8月22日、8月30 Table 2 Different sowing times on plant height， leaf stem ratio and DW/FW ratio of forage sorghum in autumn idle lan 指标 播期 密度 调查结果 (月/日) 转换值(d) (株/20m 2 ) Ⅰ Ⅱ Ⅲ 平均 株高(cm) 7/23 3 309.00 210.00 209.00 212.00 210.33 7/29 9 307.67 200.00 202.00 201.00 201.00 8/6 17 309.33 170.00 172.00 173.00 171.67 8/14 25 307.33 90.00 93.00 91.00 91.33 8/22 33 306.33 60.00 63.00 61.00 61.55 8/30 41 307.67 40.00 42.00 41.00 41.00 叶茎比 7/23 3 309.00 0.2045 0.2143 0.2019 0.2069 7/29 9 307.67 0.2440 0.2373 0.2460 0.2424 8/6 17 309.33 0.3347 0.3212 0.3231 0.3263 8/14 25 307.33 0.6851 0.6600 0.7000 0.6817 8/22 33 306.33 0.7236 0.7043 0.7399 0.7226 8/30 41 307.67 0.8706 0.8542 0.8909 0.8719 干鲜比 7/23 3 309.00 0.3028 0.2962 0.3046 0.3012 7/29 9 307.67 0.2969 0.3010 0.3004 0.2994 8/6 17 309.33 0.2749 0.2854 0.2797 0.2800 8/14 25 307.33 0.2562 0.2559 0.2462 0.2528 8/22 33 306.33 0.2354 0.2410 0.2346 0.2370 8/30 41 307.67 0.2500 0.2623 0.2581 0.2568 表2. 秋闲田饲用高粱不同播期的株高、叶茎比、干鲜比的结果 Table 3 Tests of Between-Subjects effect 株高 叶茎比 干鲜比 源 均方 F Sig. 均方 F Sig. 均方 F Sig. 播期 16415.96 14628.08 0.000 0.242 1835.14 0.000 0.002 99.46 0.000 重复 5.72 5.10 0.030 0.001 3.97 0.054 2.874E−05 1.36 0.300 误差 1.1212 0.000 2.111E−05 表3. 主体间效应的检验 Table 4 Correlation of sowing times and meteorological factors and main agronomic characters of forage sorghum growth period in autumn idle lan 项目 株高 叶茎比 干鲜比 日照时数 有效积温 降水量 播期转换值(d) −0.977 ** 0.969 ** −0.872 ** −1.000 ** −1.000 ** −1.000 ** 日照时数(h) 0.978 ** −0.969 ** 0.875 ** 有效积温(℃) 0.977 ** −0.967 ** 0.875 ** 降水量(mm) 0.978 ** −0.969 ** 0.875 ** 表4. 秋闲田饲用高粱生育期内主要农艺性状与播期及其气象因子的相关性 注：**. 在置信度(双测)为0.01时，Pearson相关性是显著的。 表5. 各播期与其最前一个播期的秋闲田饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比的结果比较表 日播种的株高依次为210.33 cm、201.00 cm、171.67 cm、91.33 cm、61.55 cm、41.00 cm，其株高随着播期的推迟呈现下降趋势。7月23日播种的植株高度最高，与其他各个播期的株高相比，后者的株高降幅为4.44%~80.51%，差异极显著。8月30日播种的株高最矮，与7月23日、7月29日、8月6日、8月14日、8月22播种的株高相比，其高度分别降低80.51%、79.6%、76.12%、55.11%、33.39%，表明秋闲田饲用高粱随着播期不断推迟，光照强度越来越低、日照时数越来越少、有效积温与降水量也越来越小，光热水不能满足饲用高粱生长的需求，导致植株高度降低。 3.2.2. 播期对饲用高粱叶茎比的影响 由表5可见，秋闲田饲用高粱于7月23日、7月29日、8月6日、8月14日、8月22日、8月30日播种的叶茎比依次为0.207、0.242、0.326、0.682、0.723、0.872，其叶茎比随着播期的推迟呈现上升趋势。7月23日播种的叶茎比最小，与其他各个播期的叶茎比相比差异极显著。8月30日播种的叶茎比最大，与7月23日播种的最小叶茎比相比增幅为0.665 (折合321.42%)，与8月22日播种的较大叶茎比相比增幅为0.149 (折合20.66%)，表明秋闲田饲用高粱随着播期不断推迟，日照时数越来越少、有效积温越来越小，降水量也越来越小，生育进程加快，导致节间缩短，叶片数量增加，从而提高了秋闲田饲用高粱的叶茎比。 3.2.3. 播期对饲用高粱干鲜比的影响 由表5可以看出，秋闲田饲用干鲜比于7月23日、7月29日、8月6日、8月14日、8月22日、8月30日播种的株高依次为0.301、0.299、0.280、0.253、0.237、0.257，其干鲜比随着播期的推迟呈现下降趋势。7月23日播种的干鲜比最高(0.301)，比7月29日播种的干鲜比(0.299)仅高出0.59%，差异不显著，比其他播期的干鲜比高出7.04%~21.31%，差异极显著，表明种植秋闲田饲用高粱宜早不宜晚。7月29日播种的干鲜比位列第二，比其他播期的干鲜比高出6.49%~20.85%，差异极显著。8月22日播种的干鲜比最低(0.237)，与其他播期的干鲜比进行比较，降幅为6.24%~21.31%，差异极显著。8月30日播种的干鲜比为0.257，与8月14日播种的干鲜比差异不显著，但与其他播期的干鲜比差异极显著，表明8月30日播种的饲用高粱的生长处于降水量较少的干燥阶段，比较干燥的环境导致植株含水量较低，干鲜比不降反升的状况。 3.3. 播期与秋闲田饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比回归模型的建立及其分析 根据表2试验数据，利用SPSS 22软件绘制了饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比三项指标对播期的散点图(图1)。由散点图可以看出，饲用高粱的株高、叶茎比、干鲜比三项指标对播期的关系均近似线性关系。为构建最适宜的回归模型，对饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比的实测值，采用SPSS22的“曲线估计” [ 14 ] 模拟了10个方程式(表6)，其显著性(Sig. < 0.01)均达到了非常显著的水平，均具有生物学意义。其中，株高的线性方程式(Y = a + bX)与二次项方程式(Y = a + bX + cX 2 )的决定系数R 2 (拟合优度)值最大，均为0.955，但线性方程式的F值最大(340.416)；叶茎比的线性方程式与二次项方程式的决定系数R 2 分别为0.938、0.939，而线性方程式的F值最大(244.116)；干鲜比的线性方程式与二次项方程式的决定系数R 2 分别为0.761、0.841，线性方程式的F值最大(50.992)。由于线性方程式比二次项方程式运算简单易行、快捷准确，又因为线性模型模拟的株高、叶茎比、干鲜比的决定系数R 2 值较大，F值最大，所以，线性模型不仅计算简捷、精准，而且拟合度极高，拟合效果极好，表明可用线性回归模型Y = a + bX进行分析，式中，Y为饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比三项指标，X为饲用高粱播期转换值，a、b为回归截距与斜率。 由表7可见，经过对有关模型回归系数的t检验，株高、叶茎比、干鲜比对播期转换值的非标准化 图1. 秋闲田饲用高粱株高、叶茎比与干鲜比对播期的散点图 Table 6 Curve estimation and model Summar 方程式 株高(cm) 叶茎比 干鲜比 R 2 F Sig. R 2 F Sig. R 2 F Sig. 线性(L) 0.955 340.416 0.000 0.938 244.116 0.000 0.761 50.992 0.000 对数 0.806 66.579 0.000 0.779 56.303 0.000 0.745 46.702 0.000 逆模型(N) 0.520 17.313 0.001 0.495 15.678 0.001 0.527 17.860 0.001 二次项(Q) 0.955 159.851 0.000 0.939 115.518 0.000 0.841 39.538 0.000 复合(U) 0.953 324.743 0.000 0.936 234.388 0.000 0.747 47.313 0.000 幂 0.729 43.067 0.000 0.851 91.438 0.000 0.726 42.471 0.000 S 0.431 12.122 0.003 0.592 23.171 0.000 0.510 16.671 0.001 增长(H) 0.953 324.743 0.000 0.936 234.388 0.000 0.747 47.313 0.000 指数分布 0.953 324.743 0.000 0.936 234.388 0.000 0.747 47.313 0.000 对数 0.953 324.743 0.000 0.936 234.388 0.000 0.747 47.313 0.000 表6. 曲线估计的模型摘要 Table 7 Regression coefficient and its significant analysis (t-test 模型 非标准化系数 标准系数 t Sig. B SE. beta 株高 (常量) 234.725 11.447 20.505 0.000 播期转换值 −5.005 0.280 −0.977 −17.881 0.000 重复 0.750 4.521 0.009 0.166 0.870 叶茎比 (常量) 0.096 0.051 1.857 0.083 播期转换值 0.019 0.001 0.969 15.141 0.000 重复 0.003 0.020 0.010 0.161 0.874 干鲜比 (常量) 0.305 0.010 31.846 0.000 播期转换值 −0.002 0.000 −0.872 −6.920 0.000 重复 0.001 0.004 0.020 0.157 0.877 表7. 回归系数及其显著性分析(t测验) 系数(B)分别为−5.005、0.019与−0.002，显著值Sig. = 0.000 < 0.01，差异均达到了极显著水平，表明该系数能较好地解释秋闲田饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比分别与播期的关系。据此整理构建了饲用高粱株高、叶茎比、干鲜比与播期的回归模型，其中，株高与播期的回归模型为ŷ 高 = 234.725 − 5.005x，叶茎比与播期的回归模型为ŷ 叶 = 0.096 + 0.019x，干鲜比与播期的回归模型为ŷ 干 = 0.305 − 0.002x。由这3个模型可知，在7月23日至8月30日的播期每推迟1 d，饲用高粱的株高平均降低5.005 cm，叶茎比平均增加0.019，干鲜比平均减少0.002，这与实测结果高度吻合(图2)。