張美俊，喬治軍，楊武德，陳 凌，馮美臣

(1山西農(nóng)業(yè)大學(xué)，山西太谷030801;2山西省農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)作物品種資源研究所，山西太原030031)

施肥是與作物產(chǎn)量和品質(zhì)、成本、土壤培肥、面源污染等問題密切相關(guān)的復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)物質(zhì)循環(huán)調(diào)控的重要措施［1］。化肥在中國糧食增產(chǎn)、保障糧食安全方面發(fā)揮著重要的作用。大量研究結(jié)果表明，化肥在糧食增產(chǎn)中的貢獻率高達40% ～50%［2］。但是化肥不合理施用不僅會限制作物產(chǎn)量的提高，而且增加了肥料投入成本，使肥料資源大量浪費，施肥效果下降，影響經(jīng)濟效益，也會造成環(huán)境污染［3－6］。因此，確定合理肥料用量和施肥比例對提高作物產(chǎn)量、增加施肥效益、減少面源污染具有重要作用?！?414”施肥試驗設(shè)計方案被認為是目前國內(nèi)應(yīng)用較為廣泛的肥料效應(yīng)田間試驗方案［7］，已有學(xué)者通過“3414”試驗建立肥料效應(yīng)函數(shù)，確 定 施 肥 指 標(biāo)、 推 薦 施 肥 量［8－14］。 糜 子(Panicum miliaceum L.)是北方冷涼地區(qū)的主要抗逆渡荒作物，其生育期短，抗逆性強，營養(yǎng)價值較高，在山西省，尤其是晉中和晉北黃土丘陵區(qū)，具有明顯的地區(qū)優(yōu)勢和生產(chǎn)優(yōu)勢，是當(dāng)?shù)刂饕耘嗟男‰s糧作物之一，也是新開墾荒地上種植面積較大的先鋒作物。糜子作為一種耐脅迫性極強的特殊作物已被很多學(xué)者所關(guān)注，對其的研究范圍多集中在種質(zhì)資源利用［15－16］、營養(yǎng)價值分析［17－18］和抗旱基因［19］等方面，但關(guān)于糜子推薦施肥的系統(tǒng)研究報道較少，因此對糜子科學(xué)推薦施肥指標(biāo)進行系統(tǒng)的研究很有必要。本試驗采用“3414”肥料效應(yīng)田間設(shè)計方案，研究糜子產(chǎn)區(qū)施用氮、磷、鉀肥的效應(yīng)和探尋最優(yōu)經(jīng)濟效益施肥量，以期逐步建立適合該區(qū)土壤和糜子特性的施肥模型，為糜子生產(chǎn)的科學(xué)施肥提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

田間試驗在山西農(nóng)業(yè)大學(xué)試驗農(nóng)場田進行。供試土壤為黃土母質(zhì)上發(fā)育而成的石灰性褐土，其0—20 cm耕層土壤有機質(zhì)含量15.68 g/kg、全氮0.82 g/kg、速效磷 6.9 mg/kg、速效鉀112 mg/kg。其中土壤有機質(zhì)含量采用重鉻酸鉀容量法，全氮含量采用開氏定氮法，速效磷含量采用 NaHCO3浸提—鉬銻抗比色法，速效鉀含量采用NH4OAc浸提—火焰光度法測定［20］。

供試糜子品種為晉黍7號。氮肥用尿素(含純N 46.0%)，磷肥用過磷酸鈣(含P2O512.0%)，鉀肥用氯化鉀(含K2O 60.0%)。

1.2 試驗設(shè)計

采用“3414”施肥試驗設(shè)計方案，氮、磷、鉀3個因素，4個肥料水平為:0水平指不施肥，2水平為按照本地區(qū)近年來開展的肥效試驗和施肥調(diào)查數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，總結(jié)出本地區(qū)的最佳施肥量，1水平為2水平×0.5倍，3水平為2水平×1.5倍(該水平為過量施肥水平)，共14個處理。2水平施肥量為 施 N 150 kg/hm2，P2O590 kg/hm2，K2O 30 kg/hm2。各處理施肥水平和施肥量見表1。氮肥的70%和全部磷、鉀肥作基肥一次性施入，氮肥的30%作拔節(jié)期追肥。試驗小區(qū)面積為15 m2，重復(fù)3次，田間隨機排列，小區(qū)間筑田埂，四周設(shè)保護行。其他栽培管理措施按常規(guī)進行。收獲時，全小區(qū)收獲，各小區(qū)單收、單曬核產(chǎn)。

1.3 推薦施肥量計算與統(tǒng)計分析

計算推薦施肥量時，設(shè)定糜子的目標(biāo)產(chǎn)量為Y，各肥料因素用量為自變量X，分別采用三元二次和一元二次肥料效應(yīng)函數(shù)進行擬合，綜合考慮各肥料效應(yīng)模型的典型性、F值檢驗、決定系數(shù)選擇最適模型，根據(jù)肥料效應(yīng)模型計算氮、磷、鉀肥最優(yōu)經(jīng)濟效益時的施用量，肥料價格為N 4 Yuan/kg，P2O54.8 Yuan/kg，K2O 5.2 Yuan/kg，糜子價格為 3.4 Yuan/kg，最終確定糜子的推薦施肥量。

顯著性比較、所有方程的擬合、最優(yōu)施肥量的計算以及圖表制作均采用DPS和Excel軟件。

2 結(jié)果與分析

2.1 氮、磷、鉀肥用量對糜子產(chǎn)量的影響

表2試驗結(jié)果表明，施用氮、磷、鉀肥后各處理與不施肥處理(N0P0K0)的產(chǎn)量均達到顯著差異水平，說明施肥的增產(chǎn)效果顯著，其中以N2P2K2處理產(chǎn)量最高，比不施肥處理增產(chǎn)1660.55 kg/hm2，增產(chǎn)率達52.31%。高氮處理(N3P2K2)和缺氮處理(N0P2K2)與不施肥處理產(chǎn)量差異雖達到顯著水平，但增產(chǎn)量和增產(chǎn)率與其他處理相比為最低，如N3P2K2處理的增產(chǎn)率為20.58%，N0P2K2的增產(chǎn)率僅為7.97%，表明氮肥施用與否及施用量多少是影響糜子產(chǎn)量的關(guān)鍵因子。

由表2結(jié)果還可以看出，缺氮(N0P2K2)、缺磷(N2P0K2)和缺鉀(N2P2K0)的3個處理平均產(chǎn)量為3951.2 kg/hm2，與不施肥處理相比平均增產(chǎn)776.48 kg/hm2，而其他10個氮、磷、鉀全施的處理平均產(chǎn)量為4284.44 kg/hm2，與不施肥處理相比平均增產(chǎn)1109.72 kg/hm2，說明氮、磷、鉀肥的平衡施用對糜子產(chǎn)量有明顯影響。

表2 氮、磷、鉀肥配施對糜子產(chǎn)量的影響Table 2 Effects of combined application of nitrogen，phosphorus and potassium fertilizers on yield of millet

氮、磷、鉀肥不同用量配施其產(chǎn)量分別與缺氮處理(N0P2K2)、缺磷處理(N2P0K2)、缺鉀處理(N2P2K0)進行比較，分別得出氮、磷、鉀肥在糜子上的增產(chǎn)效應(yīng)(表3)。

表3結(jié)果顯示，當(dāng)固定任意兩種肥料的施用量，糜子增產(chǎn)量和增產(chǎn)率均隨施氮量、施磷量和施鉀量的增加呈先增加后降低的趨勢，如施用磷肥45 kg/hm2(處理 N2P1K2)時，比不施磷肥(處理N2P0K2)增產(chǎn)量達391.33 kg/hm2，施用90 kg/hm2(處理 N2P2K2)增產(chǎn)最高，增產(chǎn)量可達 908.27 kg/hm2，而施用135 kg/hm2(處理 N2P3K2)時，產(chǎn)量反而開始顯著降低，增產(chǎn)量為393.67 kg/hm2，表明過量施用氮、磷、鉀肥反而會降低糜子產(chǎn)量。說明氮、磷、鉀肥在一定范圍內(nèi)適量配合施用可顯著提高糜子產(chǎn)量，但應(yīng)控制最高用量，否則會出現(xiàn)報酬遞減，導(dǎo)致減產(chǎn)。

表3結(jié)果還表明，相比缺素處理，以糜子施氮的增產(chǎn)效果最明顯，施用氮肥平均增產(chǎn)率最高，可達24.30%，磷肥次之，為 14.37%，鉀肥最低，僅為3.75%，這一結(jié)果顯示氮、磷、鉀肥施用對糜子產(chǎn)量影響的大小順序為氮＞磷＞鉀。

表3 糜子氮、磷、鉀肥的產(chǎn)量效應(yīng)Table 3 Effects of nitrogen，phosphorus and potassium fertilizer application on yield of millet

2.2 氮、磷、鉀肥的交互作用分析

根據(jù)試驗結(jié)果，對氮磷、氮鉀、磷鉀兩因素間的交互作用進行了分析。結(jié)果如圖1所示。由圖1中氮肥與磷、鉀肥間的關(guān)系可以看出，當(dāng)施用一定量鉀肥(30 kg/hm2)時，氮肥用量從75 kg/hm2增加到150 kg/hm2，在低磷和中磷水平下，糜子增產(chǎn)量分別為469.06 kg/hm2和715.92 kg/hm2，增長率為12.19%和17.38%，表明磷肥用量的提高有利于氮肥肥效的發(fā)揮。當(dāng)磷肥用量相同時(90 kg/hm2)，隨氮肥用量的增加，在低鉀和中鉀水平下，糜子增產(chǎn)量分別為494.00 kg/hm2和715.92 kg/hm2，增產(chǎn)率分別為12.05%和17.38%，說明在較高的鉀肥水平下施用氮肥效果更佳。

由磷肥與氮、鉀肥的關(guān)系分析可知，當(dāng)施用相同量的鉀肥(30 kg/hm2)時，提高氮肥用量有利于磷肥肥效的發(fā)揮，如磷肥用量從45 kg/hm2增加到90 kg/hm2，在低、中氮水平下，糜子增產(chǎn)量分別為270.08 kg/hm2和516.94 kg/hm2，增長率為7.02%和11.97%。當(dāng)施用一定量氮肥(150 kg/hm2)時，隨磷肥用量的增加，低、中鉀水平下的糜子增產(chǎn)量分別為288.80 kg/hm2和516.94 kg/hm2，增長率為6.71%和11.97%，表明增加鉀肥用量對磷肥肥效的發(fā)揮也有促進作用。

鉀肥與氮、磷肥間的相互關(guān)系表明，當(dāng)施用一定量磷肥(90 kg/hm2)時，鉀肥用量從15 kg/hm2增加到30 kg/hm2，在低、中氮水平下，糜子增產(chǎn)量分別為 19.07 kg/hm2和 240.99 kg/hm2，增長率為0.47%和5.25%，顯示氮肥用量的提高有利于鉀肥肥效的發(fā)揮。當(dāng)?shù)视昧肯嗤瑫r(150 kg/hm2)，隨鉀肥用量增加，在低、中磷水平下，糜子增產(chǎn)量分別為12.85 kg/hm2和240.99kg/hm2，增長率分別為0.30%和12.50%，說明低磷水平不利于鉀肥的發(fā)揮，提高磷肥用量對鉀肥的施用效果可起到促進作用。

2.3 肥料效應(yīng)函數(shù)擬合及施肥量分析

2.3.1三元二次肥料效應(yīng)分析 選擇三元二次肥料效應(yīng)模型進行擬合，所采用的方程為:

式中:y為籽粒產(chǎn)量;x1、x2和x3分別為N、P2O5和K2O施用量。上述方程擬合成功的條件是二次項前系數(shù)為負值，一次項前系數(shù)為正值，即為典型施肥模型，且F值檢驗顯著［10］。如擬合成功，根據(jù)邊際收益等于邊際成本，即dy·py=dx·px的原則計算推薦最優(yōu)經(jīng)濟效益的氮、磷、鉀肥施用量，分別以x1、x2和x3為變量，對方程兩邊求導(dǎo)，得到方程組:(2)～(4)式中:Px1、Px2、Px3和 Py分別為 N、P2O5、K2O和糜子價格。把三元二次方程系數(shù) bi值、肥料和糧食價格代入上述方程組，解方程組即可得到最優(yōu)經(jīng)濟效益的氮、磷、鉀肥施用量。

圖1 氮、磷、鉀肥交互作用分析Fig．1 Analysis of the interactions among the nitrogen，phosphorus and potassium fertilization

對本試驗結(jié)果數(shù)據(jù)進行回歸分析，建立三元二次施肥模型，得到氮、磷、鉀肥料效應(yīng)方程為:

對回歸方程進行方差分析和 F檢驗，F(xiàn) =7.2992，P0.05=0.0356，R2=0.9205。從上述效應(yīng)方程的系數(shù)可以看出此模型為非典型施肥模型，且F值不顯著，所以本試驗結(jié)果數(shù)據(jù)建立的三元二次施肥模型擬合不成功。

2.3.2 一元二次肥料效應(yīng)分析 王圣瑞［9］等研究表明，三元二次施肥模型進行擬合試驗成功率僅為56%。孫義祥［10］等認為擬合成功率僅為9%。本試驗三元二次肥料效應(yīng)模型擬合不成功，故選擇用一元二次肥料效應(yīng)模型進行擬合，所采用的方程為:

式中:y為籽粒產(chǎn)量，x為肥料用量，a為截距，b為一次回歸系數(shù)，c為二次回歸系數(shù)，選用編號為2、3、6、11處理的產(chǎn)量結(jié)果模擬氮肥的推薦用量，選用4、5、6、7處理的產(chǎn)量結(jié)果模擬磷肥的推薦用量，選用6、8、9、10處理的產(chǎn)量結(jié)果模擬鉀肥的推薦用量。如果上述方程擬合成功，對x求偏導(dǎo)數(shù)，根據(jù)邊際收益等于邊際成本，即dy·py=dx·px計算推薦最優(yōu)經(jīng)濟效益氮、磷、鉀肥施用量，以x為變量，對方程兩邊求導(dǎo)，得到方程:

式中:Px為 N、P2O5或 K2O的價格，Py為糜子價格。把一次回歸系數(shù)b值、二次回歸系數(shù)c值、肥料和糜子價格代入上述方程，解方程即可得到最優(yōu)經(jīng)濟效益氮、磷、鉀肥施用量。

對本試驗數(shù)據(jù)結(jié)果進行回歸分析，建立一元二次肥料效應(yīng)模型，結(jié)果如表4，一元模型R檢驗氮、磷、鉀均達顯著水平。

由表4氮、磷、鉀肥料效應(yīng)回歸方程可以看出，二次項系數(shù)均小于0，拋物線向下，符合生物學(xué)規(guī)律。根據(jù)氮的一元二次肥效方程計算糜子最優(yōu)經(jīng)濟效益為施 N 121.61 kg/hm2，最優(yōu)經(jīng)濟產(chǎn)量可達4600.55 kg/hm2。根據(jù)磷的一元二次肥效方程可知，糜子的最優(yōu)經(jīng)濟效益為施P2O578.09 kg/hm2，最優(yōu)經(jīng)濟產(chǎn)量達4661.05 kg/hm2。根據(jù)鉀的一元二次肥效方程得出糜子的最優(yōu)經(jīng)濟效益為施K2O 24.23 kg/hm2，最優(yōu)經(jīng)濟產(chǎn)量可達4741.23 kg/hm2，N∶P2O5∶K2O=1 ∶0.64 ∶0.20。

3 討論與結(jié)論

有關(guān)作物氮、磷、鉀營養(yǎng)施肥的研究，國內(nèi)外已有不計其數(shù)的報道，但受耕作土壤基礎(chǔ)肥力和栽培措施差異的影響，結(jié)果不盡相同。本試驗結(jié)果表明，糜子施肥增產(chǎn)效果顯著，以試驗所設(shè)最適氮、磷、鉀肥用量組合N2P2K2處理產(chǎn)量最高，增產(chǎn)率高達52.31%。缺氮和高氮處理增產(chǎn)率最低，說明適宜的氮肥施用量是影響糜子產(chǎn)量的關(guān)鍵因子。抽穗期黍子對不同施肥處理的生理響應(yīng)的研究表明，凡是含有氮的處理組合，其葉綠素及可溶性糖含量都比較高，光合速率也比較大，且能延緩黍子的衰老［21］。本研究結(jié)果還表明，氮、磷、鉀肥配合施用有利于糜子產(chǎn)量的提高。生土施肥對黍子產(chǎn)量影響的研究也表明，氮、磷、鉀肥配合施用，不僅有較多的成穗數(shù)和穗粒數(shù)，而且有較高的千粒重，因此增產(chǎn)效果最好［21］。在本試驗研究范圍內(nèi)，氮、磷、鉀肥任何一因素過量施用均會導(dǎo)致產(chǎn)量顯著降低，一種養(yǎng)分的過量投入往往可導(dǎo)致多種元素的不協(xié)調(diào)，可使肥效失靈，投入的營養(yǎng)元素?zé)o增產(chǎn)效果，甚至?xí)斐蓽p產(chǎn)［3］。綜合氮、磷、鉀肥三因素對糜子產(chǎn)量的影響，其大小順序為氮＞磷＞鉀。

表4 一元肥料效應(yīng)模型擬合結(jié)果Table 4 The results simulated by one-factor fertilization models

養(yǎng)分間的交互作用是植物營養(yǎng)與土壤肥料學(xué)研究的重點內(nèi)容，許多研究已表明各營養(yǎng)元素之間的關(guān)系是復(fù)雜的，只有明確不同養(yǎng)分間的交互作用的方向(正交互作用還是負交互作用)，才能制訂適宜的養(yǎng)分配比，以充分發(fā)揮肥料的作用［3，22］。本試驗的研究結(jié)果表明，氮、磷、鉀肥間存在不同程度的交互作用，能夠相互促進肥效的發(fā)揮。張永清等［21］對黍子生長生理的研究表明，氮與磷之間表現(xiàn)出明顯的協(xié)同作用，在施用氮、磷的基礎(chǔ)上施鉀，具有明顯的加合效應(yīng)，如根重、總根長、總根數(shù)、根系總吸收面積與活性吸收面積分別增加，而且在抽穗期的增加幅度更大。張文君等［11］通過“3414”試驗發(fā)現(xiàn)，氮、磷、鉀肥間存在明顯的交互作用，配合施用能提高肥效和促進矮牽牛的生長。蘇偉等［22］對紫云英氮、磷、鉀肥“3414”試驗的產(chǎn)量效應(yīng)研究也表明，氮、磷、鉀肥之間存在一定的正交互作用，互相影響肥效的發(fā)揮。本研究結(jié)果與上述研究結(jié)果一致。

總體肥料效應(yīng)不能按三元二次肥料效應(yīng)回歸模型擬合，與多數(shù)研究報道一致［9－11］。當(dāng)三元二次模型不能對“3414”試驗結(jié)果進行擬合時，可采用一元二次肥料效應(yīng)模型，此效應(yīng)模型擬合“3414”試驗結(jié)果，雖然作為單因素試驗處理，但在考慮一個因素時，另外兩個因素是完全滿足需要的，隱含了養(yǎng)分間的交互作用，所以使用一元二次肥料效應(yīng)模型也可以獲得一些施肥決策的有價值的信息。本試驗結(jié)果表明，糜子施氮、磷、鉀肥的“3414”試驗，產(chǎn)量效應(yīng)符合一元二次函數(shù)方程，根據(jù)一元二次肥料效應(yīng)模型計算出氮、磷、鉀肥推薦最優(yōu)施肥量，分別為N 121.61 kg/hm2、P2O578.09 kg/hm2、K2O 24.23 kg/hm2，最優(yōu)經(jīng)濟產(chǎn)量可達 4600.55～4741.23 kg/hm2，N∶P2O5∶K2O=1 ∶0.64 ∶0.20。氮、磷、鉀肥的一元二次肥效模型推薦的施肥量與試驗實際設(shè)計采用的最適施用量相比，N低28.39 kg/hm2，P2O5低11.91 kg/hm2，K2O 低 5.77 kg/hm2，較接近本地區(qū)的氮、磷、鉀肥實際最佳施肥量，可用于生產(chǎn)實踐指導(dǎo)施肥，為本地區(qū)糜子生產(chǎn)中氮、磷、鉀肥的合理施用提供科學(xué)依據(jù)。

［1］ 郭熙，賴錦春，趙小敏，等.基于GIS丘陵土壤分區(qū)的水稻施肥配方研究［J］.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011，44(2):307－315.Guo X，Lai J C，Zhao X M et al.Fertilizer recommendations on rice of soil distribution at hilly area by GIS［J］.Sci.Agric.Sin.，2011，44(2):307－315.

［2］ 張福鎖.測土配方施肥技術(shù)要覽［M］.北京:中國農(nóng)業(yè)大學(xué)出版社，2006.Zhang F S.Soil testing and fertilizer recommendations maintenance［M］.Beijing:China Agricultural University Press，2006.

［3］ 李生秀.植物營養(yǎng)與肥料學(xué)科的現(xiàn)狀與展望［J］.植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，1999，5(3):193－205.Li S X.The current state and prospect of plant nutrition and fertilizer science［J］.Plant Nutr.Fert.Sci.，1999，5(3):193－205.

［4］ White J G，Welch R M，Norvell W A.Soil Zn map of the USA using geostatistics and geographic information systems［J］.Soil Sci.，1997，162(4):291－298.

［5］ 趙其國.現(xiàn)代土壤學(xué)與農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展［J］.土壤學(xué)報，1996，33(1):1－12.Zhao Q G.Modern soil science and sustainable development of agriculture［J］.Acta Pedol.Sin.，1996，33(1):1－12.

［6］ 張福鎖，馬文奇.肥料投入水平與養(yǎng)分資源高效利用的關(guān)系［J］. 土壤與環(huán)境，2000，9(2):154－157.Zhang F S，Ma W Q.The relationship between fertilizer input level and nutrient use efficiency［J］.Soil Environ.Sci.，2000，9(2):154－157.

［7］ 申建波，毛達如.植物營養(yǎng)研究方法［M］.北京:中國農(nóng)業(yè)大學(xué)出版社，2011.Shen J B，Mao D R.Research methods of plant nutrition［M］.Beijing:China Agricultural University Press，2011.

［8］ 楊俐蘋，白由路，王賀，等.測土配方施肥指標(biāo)體系建立中“3414”試驗方案應(yīng)用探討［J］.植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，2011，17(4):1018－1023.Yang L P，Bai Y L，Wang H et al.Application of“3414”field trial design for establishing soil testing and fertilizer recommendation index［J］.Plant Nutr.Fert.Sci.，2011，17(4):1018－1023.

［9］ 王圣瑞，陳新平，高祥照，等.“3414”肥料試驗?zāi)Ｐ蛿M合的探討［J］.植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，2002，8(4):409－413.Wang S R，Chen X P，Gao X Z et al.Study on simulation of“3414”fertilizer experiments［J］.Plant Nutr.Fert.Sci.，2002，8(4):409－413.

［10］ 孫義祥，郭躍升，于舜章，等.應(yīng)用“3414”試驗建立冬小麥測土配方施肥指標(biāo)體系［J］.植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，2005，15(1):197－203.Sun Y X，Guo Y S，Yu S Z et al.Establishing phosphorus and potassium fertilization recommendation index based on the“3414”field experments［J］.Plant Nutr.Fert.Sci.，2005，15(1):197－203.

［11］ 張文君，魯劍巍，蔣志平，等.盆栽矮牽牛氮、磷、鉀肥效應(yīng)及推薦用量研究［J］.植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，2009，15(5):1147－1153.Zhang W J，Lu J W，Jiang Z P et al.Effects of N，P，K fertilizer application and recommendation for petunia hybrida Vilm.in pot experiments［J］.Plant Nutr.Fert.Sci.，2009，15(5):1147－1153.

［12］ 李文彪，鄭海春，郜翻身，等.內(nèi)蒙古河套灌區(qū)春小麥推薦施肥指標(biāo)體系研究［J］.植物營養(yǎng)與肥料學(xué)報，2011，17(6):1327－1334.Li W B，Zheng H C，Gao F S et al.Study on index of fertilizer recommendation for spring wheat in Hetao irrigated area［J］.Plant Nutr.Fert.Sci.，2011，17(6):1327－1334.

［13］ 李文彪，劉榮樂，鄭海春，等.內(nèi)蒙古河套灌區(qū)春玉米推薦施肥指標(biāo)體系研究［J］.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2012，45(1):93－101.Li W B，Liu R L，Zheng H C et al.Study on index system of optimal fertilizerrecommendation forspringcorn in Hetao irrigation area of Inner Mongolia［J］.Sci.Agric.Sin.，2012，45(1):93－101.

［14］ 戢林，張錫洲，李廷軒.基于“3414”試驗的川中丘陵區(qū)水稻測土配方施肥指標(biāo)體系構(gòu)建［J］.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011，44(1):84－92.Ji L，Zhang X Z，Li T X.Establishing fertilization recommendation index of paddy soil based on the“3414”field experiments in the middle of sichuan hilly regions［J］.Sci.Agric.Sin.，2011，44(1):84－92.

［15］ 王綸，王星玉，溫琪汾，等.中國黍稷種質(zhì)資源研究與利用［J］. 植物遺傳資源學(xué)報，2005，6(4):474－477 Wang L，Wang X Y，Wen Q F et al.Research and utilization of proso millet germplasm resource in China［J］.J.Plant Genet.Resour.，2005，6(4):474－477.

［16］ Hu X Y，Wang J F，Lu P et al.Assessment of genetic diversity in broomcorn millet(Panicum miliaceum L.)using SSR markers［J］.J.Genet.Gen.，2009，36(8):491－500.

［17］ 王綸，王星玉，溫琪汾，等.中國黍稷種質(zhì)資源蛋白質(zhì)和脂肪含量的鑒定分析［J］.植物遺傳資源學(xué)報，2007，8(2):165－169.Wang L，Wang X Y，Wen Q F et al.Identification on protein＆fat content for Chinese proso millet germplasm resources［J］.J.Plant Genet.Resour.，2007，8(2):165－169.

［18］ 馮伯利，曾盛名，蔣紀蕓，等.品種、播期與肥力對糜子籽粒蛋白質(zhì)及其組分的影響［J］.陜西農(nóng)業(yè)科學(xué)，1996，(5):3－5.Feng B L，Ceng S M，Jiang J Y et al.Effects of varieties，sowing date and fertility on grain protein and its components of millet［J］.Shaanxi J.Agric.Sci.，1996，(5):3－5.

［19］ 林凡云，胡銀崗，宋國琦，等.糜子抗旱及復(fù)水相關(guān)基因的cDNA－AFLP差異顯示［J］.干旱地區(qū)農(nóng)業(yè)研究，2006，24(3):95－99.Lin F Y，Hu Y G，Song G Q et al.Analysis on the responsive genes duringdroughtand rehydration in Broomcorn millet(Panicum miliaceum L.)by means of cDNA－AFLP［J］.Agric.Res.Arid Areas，2006，24(3):95－99.

［20］ 鮑士旦.土壤農(nóng)化分析［M］.北京:中國農(nóng)業(yè)出版社，2010.Bao S D.Soil and agricultural chemistry analysis［M］.Beijing:China Agricultural Press，2010.

［21］ 張永清，苗果園.生土施肥對黍子根系生長及生理生態(tài)效應(yīng)的影響［J］.水土保持學(xué)報，2006，20(3):158－161.Zhang Y Q，Miao G Y.Effects of fertilizing in immature soil to broomcorn millet root growing and its physiological ecology［J］.J.Soil Water Conserv.，2006，20(3):158－161.

［22］ 蘇偉，魯劍巍，劉威，等.氮磷鉀肥用量對紫云英產(chǎn)量效應(yīng)的研究［J］.中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報，2009，17(6):1094－1098.Su W，Lu J W，Liu W et al.Effect of N，P and K fertilizer combination and application rate on yield of Astragalus sinicus L.［J］.Chin.J.Eco－Agric.，2009，17(6):1094－1098.