产量相关指标范文（精选10篇）
产量相关指标 第1篇
1 材料与方法
1.1 试验材料
将引自印度的11 份抗寒性油菜和西藏本地抗寒性油菜 (藏油6 号) 用0.02 g/m L Na Cl O灭菌后, 用自来水浸种8 h, 然后在温室中进行育苗, 20 d后将幼苗移至有对营养需求配制栽培土壤的花盆 (配有底盘) 中。具体的油菜材料见表1。
试验在西藏大学农牧学院实习农场和实验室内进行, 小区面积10 m2 (2 m×5 m) , 3 次重复, 田间采用完全随机设计。在油菜幼苗长至3 叶1 心时将花盆放于实验室的人工培养箱中, 并进行低温 (3~5 ℃) 处理, 处理30 d后测定相关的生理生化指标, 同时移至田间进行露天种植, 按当地油菜栽培常规方法管理。
1.2 试验方法
1.2.1 取样。将供试材料分别做低温 (3~5 ℃) 处理, 处理30d后以每株所有叶片的混合样作为1 个样品, 进行生理生化指标的测定。在田间, 植株成熟后, 按对角线取样进行产量的测定。
1.2.2 测定方法。 可溶性糖含量用萧浪涛等[2]的蒽酮测定法;可溶性蛋白质含量用张立军等[3]的考马斯亮G-250 染色法;维生素C含量用张立军等[3]的方法, 在硫酸及偏磷酸存在的条件下与钼酸铵反应生成蓝色络合物, 最后通过标准曲线的绘制来计算其含量;其他项目均按照刘家尧等[4]的方法测定:p H值用p H计来进行测定;电导率EC用电导仪测定细胞外渗液的电导值;丙二醛用双组分分光光度计法进行测定;游离脯氨酸用磺基水杨酸提取, 并与茚三酮反应, 最后通过标准曲线的绘制来计算其含量;过氧化物酶的活性用比色法进行测定[5,6]。
1.2.3 统计分析。数据采用Excel和DPS软件进行统计分析。
2 结果与分析
2.1 低温胁迫下, 12 份材料生理生化指标与产量的关系
12 份材料, 产量的平均值为2 558.25 kg/hm2, 变异系数为28.81%, 总体变异幅度较小。基于逐步回归分析法, 建立产量与生理生化指标的关系方程如下:
由上式可以得出, 抗寒性油菜产量与X1 (p H值) 、X2 (可溶性糖含量) 、X5 (游离脯氨酸含量) 和X6 (电导率) 呈正相关关系, 与X4 (蛋白质含量) 和X8 (维生素含量) 呈负相关关系, 而X3 (丙二醛含量) 和X7 (过氧化物酶活性) 对抗寒性油菜产量无明显影响。通过标准误差检验, 回归方程通过了 α=0.05水平的显著性检验, 且可溶性糖含量 (X2) 、维生素含量 (X8) 与抗寒性油菜产量的偏相关系数达到了0.05 水平的显著性差异和蛋白质含量 (X4) 、电导率 (X6) 与抗寒性油菜产量的偏相关系数达到了0.01 水平的极显著性差异, 表明抗寒性油菜产量随着可溶性糖含量 (X2) 、电导率 (X6) 增加而增加, 随蛋白质含量 (X4) 、维生素含量 (X8) 增加而减小。表明生理生化指标对抗寒性油菜产量的影响达到了显著水平, 尤其是蛋白质含量 (X4) 和电导率 (X6) 对抗寒性油菜产量的影响最显著。
由此可以总结出, 生理生化指标对产量影响从小到大的顺序:丙二醛含量<过氧化物酶活性<p H值<游离脯氨酸含量<维生素含量<可溶性糖含量<蛋白质含量<电导率。
2.2 低温胁迫下, 12 份材料生理生化指标与产量的关联度
基于关联度分析法, 对12 份材料生理生化指标与产量进行关联度分析, 得出抗寒性油菜产量与生理生化指标的关联度系数为:G (1, 1) =0.515 81;G (1, 2) =0.394 82;G (1, 3) =0.442 49;G (1, 4) =0.461 11;G (1, 5) =0.296 38;G (1, 6) =0.302 52;G (1, 7) =0.495 37;G (1, 8) =0.407 49。
由关联系数可以得出, 抗寒性油菜产量与生理生化指标的关联度顺序是:X1>X7>X4>X3>X8>X2>X6>X5, 在所有的指标中与产量关联度最大的因子是X1 (p H值) , 其次是X7 (过氧化物酶活性) , 再次是X4 (蛋白质含量) , 关联度最小的因子是X5 (游离脯氨酸含量) , 说明影响抗寒性油菜产量的重要因素是p H值、过氧化物酶活性和蛋白质含量, 因此, 要选育与筛选产量高的油菜品种或材料, 应重点从生理生化指标中的p H值、过氧化物酶活性和蛋白质含量进行考虑。
由此可以总结出, 生理生化指标对产量影响从小到大的顺序:游离脯氨酸含量<电导率<可溶性糖含量<维生素含量<丙二醛含量<蛋白质含量<过氧化物酶活性<p H值。
2.3 低温胁迫下, 12 份材料生理生化指标综合因子与产量的关系
综合以上分析可以看出, 抗寒性油菜产量与可溶性糖含量 (X2) 、 电导率 (X6) 呈显著正相关关系, 与蛋白质含量 (X4) 、维生素含量 (X8) 呈显著负相关关系, 与p H值 (X1) 、过氧化物酶活性 (X7) 、蛋白质含量 (X4) 关联度较大。然而这些因子对抗寒性油菜产量的影响程度有待深入研究。为此, 对抗寒性油菜产量影响较大的可溶性糖含量、电导率、蛋白质含量、维生素含量、p H值和过氧化物酶活性等6 个因素进行因子分析。
由表2 可知, 这6 个生理生化指标反映的信息可由4个主因子反映, 其累计贡献率达到95.24%。其中:第一主因子对方差的贡献率为38.77%, 它由可溶性糖含量、蛋白质含量和维生素含量所决定;第二主因子对方差的贡献率为20.07%, 由电导率构成;第三主因子对方差的贡献率为19.34 % , 由p H值构成; 第四主因子对方差的贡献率为17.06%, 由过氧化物酶活性构成。可见, 生理生化指标对抗寒性油菜产量影响从小到大的顺序:过氧化物酶活性<p H值<电导率<蛋白质含量<维生素含量<可溶性糖含量。
3 讨论与结论
通过对11 份引自印度抗寒性油菜和1 份西藏本地抗寒性油菜生理生化指标与产量的相关性分析, 可以看出低温胁迫下, 12 份材料在生理生化指标 (p H值、过氧化物酶活性活性、丙二醛含量、游离脯氨酸含量、可溶性糖含量、蛋白质含量、电导率值和维生素含量) 和产量都有显著性变化, 但变化幅度不一致;同时探讨了生理生化指标和产量的相关性, 但具体的相关程度不一致。
为筛选出可以用于鉴定油菜品种抗寒性的生理生化指标, 为此, 通过对12 份材料生理生化指标与产量的逐步回归分析、关联度分析、因子分析, 并按照相关性程度的频率排序, 可以认为可溶性糖含量和蛋白质含量与产量的相关性最大, 过氧化物酶活性和p H值与产量的相关性最小, 游离脯氨酸含量、电导率、维生素含量、丙二醛含量与产量相关性不明显。
综上所述, 总结出可溶性糖含量和蛋白质含量可以作为抗寒性油菜品种的鉴定指标, 可用于鉴定西藏油菜品种的抗寒性, 进而为西藏培育抗寒性新品种找到优质的种质资源和提供相关的理论依据。
参考文献
[1]王建林, 吴德宽.西藏裸大麦叶片受旱衰老及其与膜脂过氧化关系的研究[J].国外农学 (麦类作物) , 1995 (6) :35-37.
[2]萧浪涛, 王三根.植物生理学实验技术[M].北京:中国农业出版社, 2005:152-153.
[3]张立军, 樊金娟.植物生理学实验教程[M].北京:中国农业大学出版社, 2007:67-69;72-74.
[4]刘家尧, 刘新.植物生理学实验教程[M].北京:高等教育出版社, 2010:71-79.
[5]王建林, 栾运芳, 大次卓嘎, 等.中国栽培油菜的起源和进化[J].作物研究, 2006 (3) :199-205.
产量相关指标 第2篇
【关键词】畜牧统计；鸡蛋产量；指标数据；采集；统计指标
1 现状与问题
我国畜牧业统计中有一个重要的统计指标就是禽蛋产量，通常是指鸡蛋、鸭蛋、鹅蛋产量的总和。其中鸡蛋产量又是禽蛋产量中的大头，约占总量的86%。因此，如何科学采集鸡蛋产量这一指标数据将影响到人均“肉、蛋、奶”的消费量，进而影响到管理层的宏观决策。但在基层的实际工作中，这一指标的数据采集是非常困难的，每个养殖户不可能每天对鸡蛋产量进行称重和记录并将原始数据直接提供给基层统计员。目前的状况是各基层畜牧统计人员按自己的经验估计，随意性很大。为了解决这一问题，我们结合农业部蛋鸡监测项目的工作，选定了一个专用型蛋鸡养殖户，对其中一批蛋鸡的产蛋过程进行了详细的数据记录。记录数据见附表。
从表中可以看出，本批蛋鸡的开产日龄为123d，蛋初重为42g，开产率为0.0806%，本批蛋鸡的淘汰日龄为647d。本批蛋鸡在饲养过程中没有发生重大疾病和自然灾害，比较具有代表性。我们用电脑算出了每天每只鸡的平均蛋重，得出647d每只鸡的每天平均蛋重累计为26.47kg，折合每只鸡每年的鸡蛋产量应为14.93kg。这一数据可作为鸡蛋产量估算的重要理论依据。
2 討论
本数据是采集专用型蛋鸡的生产记录，对兼用型蛋鸡的鸡蛋产量测算会有一定的误差，建议有条件的地方采用相同的方法采集兼用型蛋鸡的生产记录，得出相应的估算系数；同样地，对鸭蛋产量、鹅蛋产量也可以采用相同的方法采集生产记录，进而得出相应的估算系数。
产量相关指标 第3篇
1 材料与方法
1.1 试验设计
试验于2005年在沈阳市农业科学院实验地进行, 参试玉米品种为掖单13和沈单10。试验设4个处理, 分别为:地膜覆盖 (A) ;比空栽培 (B) ;玉米大豆间作 (C) ;玉米小麦套作 (D) [2]。3次重复, 小区行长30 m, 宽10 m[3]。
1.2 试验实施
4月29日播种, 播种时施底肥, 在玉米生长期间完全采用一般生产田的管理方法。
1.3 调查内容与方法
7月2日至10月2日, 在田间调查叶片数﹑株高, 并取样测定叶面积和干物重, 调查时间间隔为10 d, 2种株型品种都在同日进行。在玉米生长旺盛时期, 选择晴天, 对群体的有效光辐射进行测定。在灌浆期选择晴天, 用美国LiCOR公司生产的6400光合系统测定仪对生理和生态指标进行测定。用叶绿素仪测定叶绿素含量。玉米成熟后, 在室内测定生物产量﹑穗数﹑穗粒数﹑百粒重﹑穗长﹑穗行数和行粒数等农艺性状。
2 结果与分析
2.1 有效光辐射的比较
通过在玉米灌浆期对有效光辐射的测量与整理, 得出2个品种在合耕方式下的有效光辐射值, 可以看出掖单13整体上优于沈单10, 这是因为掖单13属于叶片紧凑型玉米品种, 下部叶片平展;上部叶片趋于直立, 能有效防止平展型叶片互相遮光的现象。植株上下部叶片能充分利用太阳光, 对光辐射的有效利用程度较高。
2.2 群体CO2浓度的比较
CO2是光合作用的原料, CO2浓度的高低反映了原料数量的多少。玉米形成的干物质95%以上来自于光合作用, 因此CO2的供应量和玉米对CO2的利用状况是决定产量高低的重要因素。在光合作用CO2浓度增加的响应过程中, 伴随CO2浓度的增大光合速率提高。玉米从大气中吸收的CO2量决定着光合进程和光合产物的多少, 而CO2的吸收量又决定于大气中CO2的供应量, 大气中的CO2浓度越高, 则其吸收量也越多。试验结果表明, 除玉米大豆间作外其他耕作方式中沈单10的CO2浓度均高于掖单13。
2.3 叶面积指数的比较
叶面积指数随着时间的变化呈抛物线型。植株生长趋势为快慢快。在生长前期, 植株迅速生长, 此时叶面积增大;达到生长旺期后, 植株停止生长并开始衰退, 此时最大叶面积以保持时间长为好;达到衰退期时, 叶面积以下降缓慢为好, 此时植株还可利用光能进行光合作用, 积累干物质。试验结果表明, 在生长前期, 沈单10较掖单13叶面积指数曲线均迅速上升, 达到高峰期时, 曲线最高点持续时间长, 而在衰退期曲线下降缓慢。从叶面积动态变化分析, 其对沈单10的产量形成有良好的影响。
2.4 籽粒灌浆进程的比较
掖单13在辽宁省地区属中熟品种, 生育期为120 d左右, 相比沈单10提前10 d成熟。从各个处理看, 掖单13灌浆期比沈单10提前7 d左右, 因此在灌浆前期, 其籽粒干物质增加明显。但是由于掖单13品种本身特点, 其单株干物质产量要小于沈单10, 因此其最大的灌浆干物质值低于沈单10, 而沈单10一般在8月1130日出现灌浆的高峰期, 这个时期在原本灌浆速度低于掖单13的情况下, 会逐步改善并超过掖单13。从总体的果穗灌浆速度来看, 也能反映出在相同种植密度下, 不同种植方式的沈单10产量会高于掖单13。
2.5 玉米茎秆及叶片干物重的变化
玉米茎秆及叶片干物重的变化亦符合干物质积累规律, 即快慢停。由于玉米品种自身的特点, 沈单10的茎叶干物质重始终高于掖单13。但是掖单13的经济系数要高于沈单10。从植物生理的角度来说, 作物前期的营养生长与后期的生殖生长存在竞争与互补的关系, 只有良好的营养生长才能为后期的生殖生长打下良好的基础。可以看出在灌浆的过程中, 2个玉米品种的茎叶干物质积累均没有明显的增加, 因为这时植物体内的主要光合产物都在从源到库进行运输。单株的沈单10茎叶干物质重比较大, 说明其营养生长良好, 因此从单株角度来说必然导致其生殖生长优于掖单13, 这也是在同密度下不同种植方式中, 玉米沈单10产量高于掖单13的一个重要原因。
2.6 产量
试验表明区组间玉米产量不显著, 说明小区之间的土壤肥力是相当的。品种和耕作方式间差异显著, 说明不同品种要选用不同的耕作方式, 才会对产量形成良好的影响。玉米大豆间作的方式最为合适本条件下掖单13品种的种植。作物的产量即是作物群体的产量。它是由群体中每个作物个体的产量所构成的, 但又不是这些个体的生物学潜力全部发挥出来时产量的总和[4]。由于许多个体聚集在一起而形成的群体其内部的小环境, 如光﹑湿﹑气以及土壤条件都发生了很大的变化, 这种群体内环境的变化, 强烈影响着每个个体的生长﹑发育和产量, 反过来个体的变化又影响着群体的发展和产量[5,6]。而在群体中不同类型的作物的高矮、株型、叶型、需光特性、肥水特性、生育期等又各不相同。在间作套种及地膜覆盖的群体中它们之间是竞争与互补并存的。若合理地搭配并选择适宜的耕作方式, 就有可能促使它们充分利用环境中的各种资源, 使其达到最大范围上的互补, 而把竞争减到最小;而如果搭配不合理, 就会使群体内竞争激烈化而削弱互补作用。由此可见, 群体发展的结果好坏与群体的种植方式是否合理有着直接的联系。
3 结论
从各自不同的耕作方式来看, 地膜覆盖、玉米小麦套种、比空栽培和玉米大豆间作均表现出较好的优势。从2个玉米品种在耕作方式中的产量结果来看, 玉米大豆间作对玉米品种的影响最大, 产量较高, 由于其他耕作方式, 可能是因为大都是固氮作物, 在营养方面对玉米生长有利, 产生营养异质效应。而玉米和大豆是高杆作物, 相间种植能够产生边际效应, 使玉米对光能和空气中CO2的利用程度增加。在群体作物中, 作物之间的竞争作用也是影响产量的主要因素。在玉米大豆间作群体中, 2个品种产量均较高, 也说明了在此群体中, 作物之间的互补大大高于竞争。以上结果表明, 在农业生产中, 应选择适宜的耕作方式与方法, 以达到产量的最上限。
参考文献
[1]万宝瑞.加速推进我国农业增长方式转变[J].中国农业科学, 1998, 31 (1) :1-6.
[2]卢济争.玉米间作栽培技术[J].玉米科学, 1998, 6 (1) :34-36.
[3]许全章.春玉米密度定额和种植方式研究[J].作物学报, 1964 (3) :229-242.
[4]李振华, 张培英.玉米高产生理指标研究[J].东北农业大学学报, 1995, 26 (1) :34-43.
[5]付国占, 李潮海, 王俊忠, 等.残茬覆盖与耕作方式对夏玉米光合产物生产与分配的影响[J].华北农学报, 2005 (3) :62-66.
西瓜产量相关性状的多元回归分析 第4篇
关键词：西瓜；农艺性状；产量；主成分分析；多元回归方程；果实发育时间；坐果节位；单果质量；育种效率
中图分类号：S651.03文献标志码： A文章编号：1002-1302（2016）02-0224-02
收稿日期：2015-01-05
基金项目：湖北省农业科技创新中心资助项目（编号：200762000103）。
作者简介：葛长军（1982—），男，湖北黄冈人，硕士，农艺师，主要从事蔬菜遗传育种研究。E-mail：gchangjun@163.com。西瓜起源于非洲，栽培历史悠久，地域广泛，分布在热带、亚热带、温带地区。西瓜含有多种营养成分，有较高的营养价值和经济价值。西瓜在中国也有较大的种植面积，长江中下游地区是西瓜栽培的一个重要地区[1]。西瓜的产量性状是一个重要的育种目标，但产量是由多种农艺性状因素构成的数量性状，而农艺性状之间又有一定的相关性，导致分析产量相关因素水平时有一定难度。有人对我国西瓜栽培技术及现状进行了分析研究[2]，并对西瓜的品质及感官作了很多有关的试验研究[3-6]，国内外专家应用不同分子标记方法分析西瓜产量与品质等其他性状之间的关系[7-10]。育种学家也越来越重视对西瓜的研究[11]。目前，关于西瓜性状之间相互关系的研究并不多[12-13]，关于西瓜主要影响性状因素与产量的数学关系模型的研究尚未见报道。因此，本研究根据对西瓜多个农艺性状运用主成分分析提取主要影响产量性状的因素，利用多元回归分析探明影响西瓜产量和性状之间的数学相互关系，以期为评价西瓜资源提供理论参考，并为西瓜育种提供一定的科学依据。
1材料与方法
1.1试验材料
供试品种为荆杂30、弘丰8号、瑞丰、中科6号、鸿利黑超人3号、美玉王、澳美8号、小富、圣鹰、鄂西瓜13等10个品种。试验在湖北省黄冈市梅家墩试验基地进行，于2014年4月2日播种，小拱棚内营养钵育苗，5月2日定植。
1.2试验方法
试验采取随机区组设计，3次重复，小区长7.4 m、宽 3 m，小区面积22.2 m2。小区定植株距0.37 m，行距3 m，每小區定植20 株，田间统一管理。在每个品种第一重复的小区内连续选取10株作为性状调查考种对象，考种结果作为分析数据。主要调查性状有全生育期（x1）、果实发育时间（x2）、坐果节位（x3）、坐果率（x4）、单果质量（x5）、果形指数（x6）、果皮厚度（x7）、产量（x8）等8个。
1.3统计分析
试验数据采用SPSS 13.0软件[14]进行分析。
2结果与分析
2.1数据分析检验
为尽可能合理地解释存在于原始变量之间的相关性，并且简化变量的维数和结构，采用主成分分析法。通过巴特利特球度检验和KMO检验，其中KMO值为0.745，根据Kaiser给出的KMO度量标准可知，原有变量可以进行主成分分析。通过巴特利特球度检验，统计量的观测值为745.951（自由度为28），相伴概率为0，小于显著水平0.05，即相关矩阵不是单位矩阵，代表群体的相关矩阵间有共同因素存在，可用于作主成分分析。
2.2主成分分析结果
如表1所示，通过总方差分析提取的特征值是大于1的变量，第1组数据项第1个因子的特征根值为4.792，能够解释原有8个变量总方差的59.906%，在所有因子中处于最重要的位置，累积方差贡献率为59.906%；第2个因子的特征根值为1.257，解释原有8个变量总方差15.710%，累积方差贡献率为75.616%。2个因子共解释原有变量总方差的75.616%，使原有变量的信息丢失较少，说明较好地解释了8个原变量。总体上而言，选用2个因子能较好地反映原有的8个变量，因子分析效果较理想。
2.3公共因子分析
由图1所示，根据因子序号和对应特征位描点，用直线相连，即为碎石图。比较陡的直线说明直线端点对应因子的持征值差值较大，比较缓的直线则对应较小的特征值差值。前面2个公共因子的直线坡度较大，特征值变化非常明显，到3个因子后，特征值小于1，直线趋于平稳，特征值变化也趋于平稳。
著作用。
由表2可知，为了更好地解释因子，通过因子载荷矩阵旋转后进行分析，第一主成分主要反映产量因子，即果实发育时间、产量和单果质量，其中载荷最大的果实发育时间（x2）数值为0.936；第二主成分主要反映果实因子，即果皮厚度和坐果节位。第一主成分主要分析产量相关的性状，第二主成分则分析了影响果实的主要性状因素，在进行多元回归方程建立时，为了充分降维，主要对第一、第二主成分的果实发育时间、产量、单果质量和坐果节位等主要性状进行分析。
2.4多元回归方程的建立
通过数据拟合结果，所考察的自变量（坐果节位、果实发育时间、单果质量）和因变量之间的相关系数为0.946，拟合线性回归的确定系数为0.894，经调整后的确定系数为0.891，标准差的估计值为3.406 17。说明所建模型与数据的拟合程度较好。
表3表明，回归方程显著性检验结果回归平方和为9 398.061，残差平方和为1 113.789，总平方和为10 511.850，对应的F统计量的值为270.013，相伴概率P<0.001，说明坐果节位、果实发育时间、单果质量3个自变量与因变量（产量）之间存在线性关系，所建立的回归方程有效。
nlc202309040406
3结论与讨论
西瓜的产量受综合性状因素的影响，本研究结果表明主成分因子中载荷较大的是果实发育时间、产量和单果质量和坐果节位，这与仇志军等的分析结果[15]一致。本试验在产量因子分析中得出果实发育时间和单果质量是影响西瓜产量的主要因素，在果实因子分析中得出坐果节位是影响西瓜产量的重要因素，把影响产量的性状降到3个，说明通过主成分的降维效果是较好的，用更少的性状因素明确性状与产量间的关系。
在多元线性回归分析中，如果众多解释变量之间存在较强的相关性，即存在高度的多重共线性，那么会给回归方程的参数估计带来麻烦，最简单和最直接的解决方案是削减变量的数量，主成分分析以最少的信息丢失为前提，将众多的原有变量综合成较少几个指标，有效地降低变量维数。运用多元回归分析时应对不同环境作具体分析， 这与不同生态区环境有一定的关系，不同地点、环境和品种都可能造成影响产量的主要性状改变，具体原因有待进一步研究。
本研究结果表明，所选取的8个西瓜性状数据可进行主成分分析。2个主成分因子能够解释原有变量总方差的75.616%，较好地解释了原有8个性状变量，主成分分析效果较理想。本研究选用2个因子中载荷较大的果实发育时间、坐果节位和单果质量等农艺性状，与产量关系建立有效的数学模拟方程。在西瓜育种过程中，须要注意性状之间复杂的遗传关系，可采取相应措施，选育适宜当地的优良品种，通过对果实发育时间、坐果节位和单果质量等性状定向选择提高育种效率，这为将来的育种研究提供了一个参考和方向。
参考文献：
[1]张法惺. 西瓜种质资源遗传多样性的分析[D]. 哈尔滨：东北农业大学，2010：8-9.
[2]王鸣，侯沛. 西瓜的起源、历史、分类及育种成就[J]. 当代蔬菜，2006（3）：18-19.
[3]赵巍. 机器视觉在西瓜无损检测与分级中的应用[D]. 武汉：华中農业大学，2013：2-9.
[4]杜少平，马忠明，薛亮. 密度、氮肥互作对旱沙田西瓜产量、品质及氮肥利用率的影响[J]. 植物营养与肥料学报，2013，19（1）：150-157.
[5]张帆，宫国义，王倩，等. 西瓜品质构成分析[J]. 果树学报，2006，23（2）：266-269.
[6]蔡树美，诸海焘，余廷园，等. 西瓜产量与养分含量的灰色关联度和通径分析[J]. 土壤，2014，46（4）：651-655.
[7]张爱萍，王晓武，张岳莉，等. 西瓜种质资源遗传多样性的SRAP分析[J]. 中国农学通报，2008，24（4）：115-120.
[8]郭军. 西瓜种质资源的遗传亲缘关系与品种的分子鉴定研究[D]. 杭州：浙江大学，2001：19-25.
[9]Hashizume T，Shimamoto I，Hirai M. Construction of a linkage map and QTL analysis of horticultural traits for watermelon[Citrullus lanatus （Thunb.） Matsum & Nakai]using RAPD，RFLP and ISSR markers[J]. TAG，2003，106（5）：779-785.
[10]段会军，马峙英，张彩英，等. 西瓜品种间亲缘关系的AFLP分析[J]. 河北农业大学学报，2007，30（1）：27-30.
[11]莫言玲，张显，张勇，等. 西瓜分子育种研究进展[J]. 北方园艺，2012（8）：194-199.
[12]江海坤，袁希汉，章镇，等. 西瓜主要农艺性状与裂果性状的相关及通径分析[J]. 中国蔬菜，2009（16）：31-35.
[13]李绍稳，朱立武，宣洋，等. 红色籽用西瓜果实与种子经济性状相关与回归分析[J]. 安徽农业大学学报，2002（1）：64-67.
[14]陈平雁. 统计软件应用教程[M]. 北京：人民卫生出版社，2005：233-244.
[15]仇志军，郑素秋. 西瓜数量性状的遗传研究[J]. 湖南农学院学报，1992（S4）：762-769.
产量相关指标 第5篇
1 材料与方法
1.1 研究区概况
试验地点在贵州省盘县火铺镇滥泥箐村, 位于北纬25°40'53", 东经104°24'21"。海拔1 939 m, 属亚热带季风气候区, 年均温14℃, 年降雨量1 400 mm, 年平均相对湿度76%, 无霜期271 d, 年日照时数为1 593.8 h。510月份降雨量占年降雨量的88%, 时常发生春旱、秋旱和冬旱, 基本上是十年九旱[5]。山地面积占土地总面积的88.35%, 属石漠化地区。试验区草地植被主要组成为白茅 (Lmperatacylindrica) 、细柄草 (Capilli pedi um parvi florum) 、黄背茅 (Them eda triandra) 、拟金茅 (Eulaliopsi s binata) 、荩草 (A rthraxon hi spi dus) 、扭黄茅 (H eteropogon contortus) 和紫茎泽兰 (Eupatorium adenophorum) 等。主要伴生种为桔草 (Cymbo pogon goeri ngii) 、类芦 (N eyraudia reynaudi ana) 、金发草 (Pogonatherum paniceum) 等, 还有少量野生豆科灌木山蚂蝗 (Desm odium racem osum) 、白刺花 (Sophora davidii) 。
1.2 供试植物
2011年种植的杭子梢、多花木兰和白刺花3种灌木。
1.3 测定项目
此前对杭子梢、多花木兰和白刺花这3种灌木形态特征指标与单株产量的相关性分析而知:冠幅平均直径与产量相关性最强, 存在极显著正相关, 其次是株高;一级分枝数和留茬高度与产量相关性不显著;在线性模型、对数模型、指数模型中, 以线性模型相关性最强。故将灌木依据冠幅平均直径分为3个等级:1级, 冠幅平均直径>100 cm;2级, 100 cm≤冠幅平均直径>50 cm;3级, 冠幅平均直径≤50 cm。在2011年5月份种植的石漠化地区灌丛草场中, 每种灌木选取代表各等级的植株10株, 共30株, 测量株高、冠幅平均直径和产量。冠幅平均直径测量采用“+”形测量 (即先测最大冠幅直径, 再测与之垂直的冠幅直径) 的2个数据平均而得。测产量时, 剪下可食部分, 包括直径小于2~3 mm的枝条称鲜重[6]。测定时间为2013年5月份。
1.4 数据的处理与统计分析
先对每种灌木不同等级的形态特征指标差异性进行分析, 若各级的形态特征指标存在差异性, 说明分级有必要。再对每种灌木产量与其形态特征指标之间进行相关性分析, 若等级和形态特征指标与灌木产量有显著相关, 则这些指标可作为预测产量的因子。对预测产量的因子与产量作多元线性回归分析, 分别建立3种灌木的估测模型, 再对各灌木估测模型构成的方程作配合适度检验, 若检验结果显著, 则说明所建模型和方程具有科学性和实用性。
2 结果与分析
2.1 灌木不同等级形态特征指标差异性分析 (见表1)
注:显著水平α=0.05。
3种灌木等级间各形态特征指标差异性结果表明:株高和平均冠幅直径均存在显著差异 (P<0.05) 。说明将这3种灌木依据平均冠幅直径分成3个等级是可行的。
2.2 灌木产量与其形态特征指标之间的相关性分析 (见表2)
注:**表示极显著相关 (α=0.01) 。
灌木等级、株高和平均冠幅直径都与产量呈极显著相关 (P<0.01) , 说明灌木等级、株高和平均冠幅直径可作为预测产量的因子。其中以平均冠幅直径的相关度最强, 再度证明了以平均冠幅直径进行灌木分级的科学性。
2.3 灌木产量估测模型建立
以灌木等级 (x1) 、株高 (x2) 和平均树冠直径 (x3) 为自变量, 灌木产量为因变量 (y) 进行三元线性回归分析, 并经方程配合适度检验, 所建立的3种灌木回归模型和方程均具有极显著性, 说明所建回归方程具有可行性。回归方程:杭子梢y=-1 091.314+155.862x1+5.223x2+5.764x3;多花木兰y=-61.624-17.387x1+1.321x2+2.969x3;白刺花y=-172.292+5.491x1+1.024x2+3.588x3。分别见表3和表4。
注:因变量为产量。
3 讨论
万里强等[2]的研究表明, 在建立估测模型时, 每种灌木测15株。本试验每种灌木测20株, 增加了产量估测的准确性。检索的报道资料主要是通过冠幅来估测产量, 本试验将不同大小的灌木分级, 分析了灌木等级、株高、平均冠幅与生物产量均存在显著相关之后, 分别建立了灌木等级、株高、平均冠幅与生物产量的三元回归模型, 这比报道的估测方法更为科学和准确。据胥辉[7]报道:一个树种在不同立地条件上的回归方程之间的区别可能并不大, 除非是立地条件优劣差异很大。据H.G.W.Hugheslakky等[3]的研究表明, 立地条件对任何一个种的回归方程都没有显著影响。因此, 本试验得出的回归方程在贵州省石漠化地区的适用范围是比较广泛的。此外, 本试验方法可为建立其他灌木估测模型时提供参考和借鉴。
4 结论
3种灌木不同等级间株高和平均冠幅直径均存在显著差异 (P<0.05) , 说明依据平均冠幅直径分级正确;灌木等级、株高和平均冠幅直径分别与产量成极显著相关 (P<0.01) , 它们可作为预测产量的因子。其中以平均冠幅直径的相关度最强, 再度证明了以平均冠幅直径进行灌木分级的科学性。灌木产量估测模型:杭子梢y=-1 091.314+155.862x1+5.223x2+5.764x3;多花木兰y=-61.624-17.387x1+1.321x2+2.969x3;白刺花y=-172.292+5.491x1+1.024x2+3.588x3。
摘要：为了在不破坏石漠化草场脆弱植被的情况下定株连续观测灌木产量, 试验对杭子梢[Campylotropis macrocarpa (Bunge) Rehd]、多花木兰 (Indigofera amblyatha Craib) 和白刺花 (Sophcra viciifolia Benth) 3种灌木形态特征指标进行了测定, 并进行了灌木产量之间的相关性分析, 建立各种灌木形态特征指标与灌木产量之间回归模型的方法。结果表明:灌木等级间株高和平均冠幅直径均存在显著差异 (P<0.05) ;灌木等级 (x1) 、株高 (x2) 和平均冠幅直径 (x3) 与产量 (y) 呈极显著相关 (P<0.01) , 回归模型:杭子梢y=-1 091.314+155.862x1+5.223x2+5.764x3;多花木兰y=-61.624-17.387x1+1.321x2+2.969x3;白刺花y=-172.292+5.491x1+1.024x2+3.588x3。说明通过测量灌木等级、株高和平均冠幅直径就能准确估测灌木单株鲜草产量。
关键词：灌木,形态特征,产量,相关,回归分析
参考文献
[1]贵州省畜牧兽医研究所.贵州主要野生牧草图谱[M].贵阳:贵州人民出版社, 1986.
[2]万里强, 李向林, 苏加楷.长江三峡地区灌木生物量及产量估测模型[J].草业科学, 2001, 18 (5) :5-10.
[3]HUGHESLAKKY H G W, BLANKENSHIP V H.根据株丛大小估测灌木产量[J].内蒙古草业, 1989 (2) :59-62.
[4]曾珍英, 刘琪碌, 张建萍.灌木各测树因子相关性以及器官生物量相关性的研究[J].江西农业大学学报, 2005, 27 (5) :694-699.
[5]李贵琼, 蒋文家.盘县干旱的气候特征分析及防御对策[J].贵州气象, 2010 (增刊) :20-22.
[6]杨膺白, 唐辉, 方海英.广西马山县石山地区灌木产量测定[J].中国草食动物, 2007 (专辑) :138-139.
闽东肉桂皮产量及其相关因子研究 第6篇
关键词：肉桂,皮产量,相关因子,闽东地区
肉桂 (Cinnamomum cassia Presl) 属樟科, 为热带、南亚热带常绿乔木, 是我国特有的著名经济树种。其具有适应性广、经济价值高、抗逆性强等特点, 是名贵中药材, 主要产品是桂皮和桂油, 其枝叶、花、果、皮均含有芳香油 (桂油) , 常与人参、鹿茸并称为“参燕桂”。桂皮历来为我国传统的土特产品, 同时是调味与化工业方面的重要原料, 国内外需求量很大, 市场前景广阔。近年来, 国外对肉桂产品的需求量不断增加, 呈现供不应求的态势, 导致其价格不断上涨, 极大地促进了肉桂生产的迅速发展[1,2,3,4,5,6,7,8]。为科学经营肉桂, 建立肉桂生物量估测模型很有必要。肉桂最主要的经济指标是获取最佳的树干、树皮、树枝和树叶生物量, 生物量越高, 则经营效果越好, 其中尤以树皮量为最。
1 材料与方法
1.1 样地概况
分别在福建省闽东地区的福安、福鼎、霞浦、寿宁等市、县的三至二十八年生的肉桂栽植地随机选取标准地, 标准地规格10 m×10 m。
1.2 测定内容与方法
进行每木检尺树高、胸径, 分别以林分平均树高和平均胸径选择标准木砍伐剥皮, 共选取样木45株。并按50 cm为单位, 称取树干、树皮重量。记录标准地的坡向、坡位、坡形、坡度等立地因子, 挖掘土壤剖面, 调查土层厚度、表土层厚度、土类等。取土样分析氮、磷、钾含量和理化特性。
2 结果与分析
2.1 肉桂树皮生长量分布特点
调查结果表明, 立地条件适合、栽培管理较好的五年生肉桂树高可达3.5 m, 主干皮鲜重为2.11～3.01 kg, 材鲜重为7.76～12.87 kg, 皮鲜重占材鲜重的23.4%～27.2%, 说明肉桂在福安市也是一种较为速生的木本中药材树种。肉桂在一定的生长年限内, 主干各部位皮生长量存在差异 (表1、表2) 。
从表1可以看出, 不论是幼树还是成年树, 肉桂主干各部位树皮厚度均随树高增加而变薄。五年生幼树干高25 cm处平均皮厚为0.38 cm, 树高达325 cm处时平均皮厚仅0.28 cm, 递减26.3%。树高各区段树皮重量也随树高的增高而变轻, 变化规律与皮厚相似。从表2可以看出, 肉桂单株各器官生物量分配比例大小排序均为树干>树叶>树枝>树皮。
2.2 影响树皮量的因子
2.2.1 树龄。
不同树龄的肉桂树皮量差异较明显。经分析, 树龄 (b) 和树皮量 (Y) 之间呈幂函数关系:Y=abx, 经最小二乘法求得a=0.314 2, x=3.368 4, 得方程Y=0.314 2b3.368 4, 经检验, 相关系数r=0.971, 证明树龄与树皮量之间关系密切。在一定的生长年限内, 肉桂随树龄增加, 树皮量也迅速增加。
2.2.2 树干直径。
统计分析表明, 肉桂树干皮重 (Y) 与树干直径 (x) 关系极为密切, 呈直线线性方程:Y=a+bx (a为常数项, b为系数) , 求得a=-0.891 2, b=0.103, Y=-0.891 2+0.103x。直径与树皮之间的相关系数r=0.937, 呈正相关关系。说明在一定树龄时期内, 直径越大, 树皮量越重。
2.2.3 径粗、树高。
分析树皮量 (Y) 与径粗 (x1) 、树高 (x2) 三者间的关系。令Y=b0+b1x1+b2x2, 通过二元线性回归, 求得b0=-20.13, b1=8.714, b2=-5.89, 则:Y=-20.13+8.714x1-5.89x2, 复相关系数r=0.981 7, 偏相关系数ry1, 2=0.933, ry2, 1=-0.481 5。结果表明, 树皮量与树干直径、树高的关系中, 树干直径为主导因子。树高不变时, 直径越大, 树皮量越重。树干直径与树高呈正相关 (r=0.922 3) 。树干随树加增高而增粗。因此, 生产上要培育一定树干粗度的肉桂, 就必须培育出相应的树高。否则, 树体矮小, 难以实现树皮的丰产。
2.2.4 立地因子。
立地条件对肉桂生长发育的影响比较复杂。光、水、热及营养状况等都能直接影响其生长发育。坡向、坡位、坡度、坡形、土层厚度等的变化也会引起光、水、热和养分的差异, 从而间接影响肉桂生长。为便于生产上的应用, 选择直观易测的坡度 (x1) 、坡位 (x2) 、坡形 (x3) 、表土层厚度 (x4) 、坡向 (x5) 、土类 (x6) 等6个因子与树皮量 (Y) 建立多元线性回归方程:Y=b0+b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+b6x6。
从表3可以看出, 各立地因子对肉桂树皮量的主从关系中:土类影响占25.3%, 坡向占17.4%, 表土层厚度占8.9%, 坡形占7.7%, 坡度占3.6%, 坡位占0.5%。土类以红壤砂质地产皮量量高;表土层厚度以大于20 cm的产皮量最高, 坡形以斜坡地产皮量最高, 凹形地次之, 直坡地最低。这与直坡地水土流失严重、保水保肥能力差、土层浅薄有关。因此, 肉桂栽植地的选择应注重土类、坡向、表土层厚度和坡形等立地因子。坡度因子虽然关系不显著, 但如果坡度太大, 水土流失也较严重, 水肥条件也差, 对肉桂的生长同样不利。
3 结论
研究结果表明, 肉桂生长与立地因子的关系密切。在适宜的立地条件下, 生长较迅速, 长势旺盛, 树皮厚, 产皮量多;反之则少。肉桂树皮的生长量随树干直径增大而增加, 而树干直径受树高因子的影响明显。因此, 为在短期内培育出干粗、皮厚、量多的植株, 必须根据立地因子确定合理的栽培密度, 并与其他草本药用植物或用材林进行间作套种, 实现以耕代抚, 以短养长, 从而提高经济效益, 促进肉桂生长。本研究提出影响肉桂树皮生长量的主导立地因子为土类、坡向、表土层厚度和坡形等, 并以此为诸因子与产皮量建立了多元线性回归方程, 可以预测肉桂产皮量, 作为指导肉桂栽植地选择的理论依据。
参考文献
[1]陈存及, 陈伙法.阔叶树种栽培[M].北京:中国林业出版社, 2000:361-369.
[2]宋伯达.肉桂不同造林密度生物量及经济效益比较[J].福建林业科技, 2002, 29 (3) :78-80.
[3]吴志庄, 梁一池.肉桂各器官生物量的通径分析与回归模型[J].福建林学院学报, 2004, 24 (4) :327-330.
[4]赵绍文, 元昌安, 何顺育, 等.肉桂经济产量分析[J].经济林研究, 1997, 15 (1) :1-4.
[5]谢正生, 黄永芳, 戴志强.肉桂人工林生物量及生产力的研究[J].经济林研究, 1998, 16 (2) :9-12.
[6]李跃生.肉桂山地造林适宜密度的选择[J].林业科技开发, 2005, 19 (5) :51-53.
[7]梁一池, 吴志庄.肉桂药用性状与生长性状的典范分析[J].中南林学院学报, 2000, 20 (1) :46-48.
产量相关指标 第7篇
该研究选用影响大麻原茎产量和纤维产量的株高、茎粗、单位面积收获株数、干茎制成率及全麻率等主要数量(经济)性状,建立数学模型,并进行相关分析,为黑龙江省大麻种植和产品收购提供科学依据。
1材料与方法
1.1材料
供试大麻品种为龙大麻1号。
1.2方法
1.2.1试验设计试验于2012年在哈尔滨工业大学糖业研究所试验基地进行。采用随机区组设计,3次重复,试验区面积7.5 m2,10行区、行距0.15m、区长5m,区宽1.5m,区间道1m,组间道2m,播种粒数500粒m-2,4月28日播种,出苗后30d人工定苗,以10株m-2为梯度,从60~ 200株共14个梯度处理,分别以1(60~70株)、 2(70~80株)、3(80~90株)、4(90~100株)、 5(100~110株)、6(110~120株)、7(120~130株)、8(130~140株)、9(140~150株)、10(150~ 160株)、11(160~170株)、12(170~180株)、 13(180~190株)、14(190~200株)表示。工艺成熟期适时收获,全区测产,每试验区取代表性植株20株考种、取大麻原茎5kg统一进行温水沤制, 人工剥麻测定全麻率。统计分析数据为3次重复数据的平均结果。
1.2.2测定项目及方法数据采集项目:株高(X1)、茎粗(X2)、每平方米收获株数(X3)、干茎制成率(X4)、全麻率(X5)、纤维产量(Y)。
试验数据用SPSS软件进行分析。
计算公式:干茎制成率(%)=干茎重量/供试原茎重量×100,全麻率(%)=纤维总重量/供试干茎重量×100,纤维产量(kghm-2)=原茎产量×干茎制成率×全麻率。
2结果与分析
2.1性状数据采集及描述
从表1可以看出试验各处理的株高、茎粗、每平方米收获株数、干茎制成率、全麻率、纤维产量的最大值及最小值,并通过计算求出平均值、标准误、方差、偏度及峰度等相关数据,列于表2,由表2可以看出,该试验偏度值为-0.67~1.40、峰度值为-0.53~2.81,符合正态分布,可进行相关分析。
2.2纤维产量和相关数量性状间的关联分析
对纤维产量和影响纤维产量的数量性状进行相关分析,表3列出了全麻率和影响全麻率数量性状间相关系数的R值。经过对R值进行检验可以得出:纤维产量和影响纤维产量数量性状的相关分析及影响纤维产量数量性状间的相关分析。
2.2.1纤维产量和影响纤维产量数量性状的相关分析纤维产量与株高呈负相关、相关系数为-0.505;与茎粗呈负相关,相关系数为-0.516; 与单位面积收获株数呈正相关,相关系数为0.599达显著水平;与干茎制成率呈正相关,相关系数为0.487;与全麻率呈正相关,相关系数为0.754,达极显著水平。
2.2.2影响纤维产量数量性状间的相关分析株高与茎粗呈正相关,相关系数为0.701,达极显著水平;株高与单位面积收获株数呈负相关,相关系数为-0.493;株高与干茎制成率呈负相关,相关系数为-0.699,达极显著水平;株高与全麻率呈负相关,相关系数为-0.664,达极显著水平;茎粗与单位面积收获株数呈负相关,相关系数为-0.628,达显著水平;茎粗与干茎制成率呈负相关,相关系数为-0.950,达极显著水平;茎粗与全麻率呈负相关,相关系数为-0.794,达极显著水平;单位面积收获株数与干茎制成率呈正相关,相关系数为0.575,达显著水平;单位面积收获株数与全麻率呈正相关,相关系数为0.617,达显著水平;干茎制成率与全麻率成正相关,相关系数为0.813,达极显著水平。
注:表中*代表显著相关(P<0.05),** 代表极显著相关(P<0.01)。 Note:* and** mean significant difference at 0.05and 0.01level respectively.
2.3数学模型的建立
根据各处理中数量性状与纤维产量之间的关系,应用一次回归方程拟合,建立回归方程:Y= 12 595.10-1.997 X1-227.931 X2-1.158 X3- 128.704 X4+94.927 X5(d=2.385 609),经测定d值介于1.5~2.5表示无自我相关,接近中值2, 排除了误差项存在相关的可能,满足多元回归模型得以建立的前提假设,该方程拟合,可用于相关分析。
3结论与讨论
大麻纤维产量(Y)与株高(X1)、茎粗(X2)、单位面积收获株数(X3)、干茎制成率(X4)及全麻率(X5)等数量性状相关方程为Y=12 595.10- 1.997 X1-227.931 X2-1.158 X3-128.704 X4+ 94.927 X5(d=2.385 609);纤维产量与株高、茎粗呈负相关、与单位面积收获株数呈显著正相关、与干茎制成率呈正相关、与全麻率呈极显著正相关。
株高与茎粗呈极显著正相关、与单位面积收获株数呈负相关、与干茎制成率呈极显著负相关、 与全麻率呈极显著负相关;茎粗与单位面积收获株数呈显著负相关、与干茎制成率呈极显著负相关、与全麻率呈极显著负相关;单位面积收获株数与干茎制成率呈显著正相关、与全麻率呈显著正相关;干茎制成率与全麻率呈极显著正相关。
该试验得出的相关方程,仅基于1a的试验结果,对回归方程的使用要根据当年的大麻长势进行修正。
摘要：为促进黑龙江省纤维大麻产业的发展,选用大麻纤维产量(Y)与株高(X1)、茎粗(X2)、单位面积收获株数(X3)、干茎制成率(X4)、全麻率(X5)等因素建立数学模型,其相关方程为Y=12 595.10-1.997 X1-227.931 X2-1.158 X3-128.704 X4+94.927 X5;全麻产量与株高,茎粗呈负相关,与单位面积收获株数呈显著正相关,与干茎制成率呈正相关,与全麻率呈极显著正相关。
产量相关指标 第8篇
1 材料与方法
1.1 材料与设计
试验以黑龙江省第一积温带超级稻主栽品种松粳9号为试验材料,以黑龙江省第一积温带生产试验对照品种松粳6号为对照,于2009年种植于东北农业大学植物实验实习基地。试验采用随机区组设计,每品种插21行,10m行长,5次重复,插秧密度为30cm×16.7cm,每穴3苗,4月20日大棚育秧,5月26日插秧,本田总施肥量为尿素277kg/hm2、磷酸二铵120 kg/hm2、硫酸钾100kg/hm2。
1.2 测定项目及方法
POD、CAT活性及MDA含量、叶绿素含量的测定:于齐穗期后7d、14d、21d、28d、35d,上午8:30-10:30期间取样,选择长势比较一致的植株,取功能叶叶片,叶片取下后迅速放入冰盒冷藏备用。POD活性的测定参考张龙翔的方法[6],CAT活性的测定参照徐朗莱的方法[7],MDA含量和叶绿素含量的测定参照张宪政的方法[8]。
完熟期测产:每小区在对角线上取三点分别收2m2,自然风干后,室内考种,分别脱粒称重。
数据分析使用Excel和DPS等数据处理软件。
2 结果与分析
2.1 寒地超级稻穗部农艺性状及产量构成因素分析
2.1.1 穗部农艺性状比较
穗部各农艺性状松粳9号均大于松粳6号,其中着粒密度、一次枝梗数、二次枝梗数、优势粒弱势粒比差异达显著或极显著水平(表1),说明松粳9号穗部农艺性状与松粳6号相比优势较强,具有高产的潜力。
注:大写字母为0.01极显著水平;小写字母为0.05显著水平。
2.1.2 产量及产量构成因素分析
松粳9号穗数/m2、穗粒数、千粒重大于松粳6号,松粳6号结实率高于松粳9号,两品种穗数/m2、产量差异达极显著水平(表2),各产量构成因素与产量呈正相关,其中穗数/m2、穗粒数与产量相关性分别达极显著和显著水平(表3)。
注:大写字母为0.01极显著水平;小写字母为0.05显著水平。
注:*表示显著相关(P=0.05);**表示极显著相关(P=0.01)。
由通径分析结果可知(表4),松粳6号穗数/m2和结实率、千粒重对产量有较大的正直接作用,结实率通穗粒数对产量有较大的正间接作用,穗粒数通过千粒重对产量有较大的负间接作用;松粳9号穗数/m2和穗粒数对产量有较大的正直接作用,结实率对产量有较大的负直接作用。由此说明,品种不同,产量构成因素对产量的直接或间接影响程度不同,在超级稻育种上应在保持穗数/m2、粒数/穗、千粒重的基础上提高结实率。
注:松粳6号剩余通径系数0.2414;松粳9号剩余通径系数0.2313。
2.2 寒地超级稻抗衰老指标的变化及其与产量的关系
2.2.1 寒地超级稻POD、CAT活性的变化及其与农艺性状和产量的关系
松粳9号和松粳6号两品种在齐穗后,过氧化氢酶活性、过氧化物酶活性的变化趋势相似(图1、图2)。过氧化氢酶活性呈先上升然后再持续下降的单峰曲线变化,在齐穗后第14d,酶活性迅速上升,到齐穗后第21d达到最高值,之后随着叶片的衰老,酶活性开始降低,除齐穗后7d外两品种差异极显著。超级稻品种在齐穗后7d到14d低于常规稻品种,齐穗21d以后高于常规稻品种,具体分析前期稍低的原因是由于松粳9号比松粳6号生育期稍长,衰老信号产生的稍晚造成的。过氧化物酶活性随着叶片的衰老呈现出先下降而后又逐渐升高之后又下降的趋势,出现这样的变化趋势的原因具体分析是在籽粒灌浆的中后期过氧化物酶对衰老信号不敏感所致,超级稻品种过氧化物酶活性高于常规品种,持续升高的时间较长,除齐穗后7d、21d外两品种差异极显著(图2)。通过相关分析可知,CAT活性在齐穗21d后与穗长、着粒密度、二次枝梗数及产量呈显著或极显著正相关与一次枝梗数、优势粒、弱势粒相关性不显著,POD活性在齐穗后与穗长、着粒密度、二次枝梗数及产量呈显著或极显著正相关,与一次枝梗数、优势粒、弱势粒相关性不显著(表5表6),即CAT活性和POD活性越高越有利于缓解水稻早衰,越有利于产量的形成。
2.2.2 寒地超级稻MDA含量、叶绿素含量的变化及其与农艺性状和产量的关系
膜脂过氧化产物MDA能强烈地与细胞内各种成分发生反应,对酶和膜有严重的损伤,导致膜的结构及生理完整性遭到破坏,因此其含量的大幅度升高标志着植株正快速转向衰老。由图3可以看出,两品种在齐穗后丙二醛含量变化均呈上升趋势,常规品种松粳6号高于超级稻品种松粳9号,松粳9号在齐穗后14d到21d之间的变化趋势较常规品种松粳6号平缓,在齐穗后7d和14d以后两品种MDA含量差异达显著或极显著水平,由相关分析结果可知,MDA含量与穗长、着粒密度、二次枝梗数及产量呈显著负相关或极显著负相关,与一次枝梗数、优势粒、弱势粒相关性不显著(表5、表6),即MDA含量越低越有利于缓解水稻早衰,由此更进一步的反映出,超级稻松粳9号对衰老的调节能力要强于常规品种松粳6号。
注:*表示显著相关;**表示极显著相关。
注:*表示显著相关;**表示极显著相关。
水稻叶色的深浅是体内叶绿素多寡决定的,由图4可以看出,齐穗后两品种叶绿素含量呈下降趋势,松粳9号高于松粳6号,差异达显著或极显著水平。这表明两品种在齐穗后叶片的衰老程度有所不同,超级稻品种抗衰能力较强,叶绿素下降较缓慢,使叶片在齐穗后期能保持较高的生理活性。由相关分析可知,在齐穗后叶绿素含量与穗长、着粒密度、二次枝梗数及产量呈显著或极显著正相关,与一次枝梗数、优势粒、弱势粒成正相关但相关性不显著(表5、表6)。
3 结论与讨论
3.1 结论
过氧化氢酶活性在齐穗后7d至14d松粳9号低于松粳6号,齐穗后21d开始松粳9号高于松粳6号,两品种差异显著或极显著。过氧化物酶活性在齐穗后松粳9号高于松粳6号,在齐穗后14d、28d、35d差异极显著。丙二醛含量在齐穗后呈升高趋势,松粳9号低于松粳6号,差异显著或极显著。叶绿素含量在齐穗后呈下降趋势,松粳9号高于松粳6号,差异显著或极显著。松粳9号穗部农艺性状优于松粳6号,产量高于松粳6号且差异极显著。
POD活性、CAT活性(除齐穗后7d、14d外)、叶绿素含量在齐穗后与穗长、着粒密度、二次枝梗数及产量呈极显著正相关,MDA含量与穗长、着粒密度、二次枝梗数及产量呈显著或极显著负相关,即CAT活性和POD活性及叶绿素含量越高、MDA含量越低,越有利于延缓水稻早衰和产量的形成。
3.2 讨论
POD和CAT是细胞内清除活性氧的关键酶,对于植物防御活性氧的伤害,维持细胞膜的结构和功能具有重要的作用。MDA是过氧化产物的一种,它能强烈地与细胞内各种成分发生反应,因而引起酶和膜的严重损伤,膜电阻及膜的流动性降低,最终导致膜结构及生理功能遭到破坏。植物在正常情况下,体内形成的自由基和清除自由基的酶活性处于平衡状态,但当植物处于逆境或衰老时,两者的平衡状态遭到破坏。随着叶片的衰老,防御性保护酶系统遭到破坏,自由基的过量积累引发和加剧了膜脂过氧化作用,细胞的结构和功能遭到破坏而引起衰老[9]。杨长明研究认为,水稻开花后随植株的不断衰老,其叶片中SOD、CAT活性和MDA含量均发生显著变化,SOD和CAT活性明显降低,而MDA含量则不断增加[10]。本研究表明,在水稻的生育后期,两品种叶片的POD、CAT变化趋势相似,CAT呈先升高而后又降低的趋势,POD活性总体呈下降的趋势,中间有短暂的回升迹象。CAT活性升高与POD活性的短暂上升可能是因为衰老信号能在一定程度上诱发其活性增强,水稻出现了适应性,酶活性的增强对水稻起到了延缓衰老的作用。松粳9号在后期叶片的CAT与POD活性均高于松粳6号,这一结果与超级稻MDA的含量相对较低相吻合,可以认为松粳9号叶片衰老过程中高活性的POD和CAT是叶片不易早衰的原因之一。可见,在子粒灌浆的中后期,寒地超级稻与常规稻相比,具有较强的清除活性氧自由基的能力。因此,延缓抽穗后叶片的衰老进程,保持后期叶片生理活性,有利于高产的形成。在选育高产品种时,可筛选在子粒灌浆中后期CAT与POD活性均较高的品种。
叶绿素是植物进行光合作用的主要色素,其含量高低直接影响植物的光合速率[11]。越是高产品种,产量越依赖于后期叶片的光合作用,也就是保持后期较高的叶绿素含量水平有利于提高产量。陈温福等研究也证明幼穗分化期和灌浆期以后叶绿素含量与干物重分别呈现显著和极显著正相关,水稻叶色的深浅是体内叶绿素多寡决定的,稻叶叶色的变化取决于叶绿素含量的变化,而叶绿素含量的多寡与光合速率呈正相关性[12]。本研究结果显示,叶绿素含量品种间差异较大,叶绿素含量与穗长、着粒密度、二次枝梗数及产量呈显著或极显著正相关,松粳9号叶绿素含量高于松粳6号。齐穗后,叶绿素含量降低,松粳9号叶绿素含量下降幅度小且下降缓慢,特别是灌浆后期,叶绿素含量显著高于松粳6号,源强有利于籽粒增重,从而为高产奠定物质基础。因此,选育叶绿素含量高的品种对于提高水稻产量有重要意义。保持水稻生育后期有一定的叶绿素含量,应是超级稻高光效育种的一个重要指标。
摘要：本试验对黑龙江省寒地超级稻品种松粳9号的过氧化物酶(POD)活性、过氧化氢酶(CAT)活性、丙二醛(MDA)含量、叶绿素含量的变化及其与穗部农艺性状和产量的关系进行了研究。结果表明:过氧化物酶活性、过氧化氢酶活性(除齐穗后7d、14d)在齐穗后松粳9号高于松粳6号,两品种差异显著或极显著。丙二醛含量在齐穗后呈升高趋势,松粳9号低于松粳6号,叶绿素含量在齐穗后呈下降趋势,松粳9号高于松粳6号,两品种差异显著或极显著。松粳9号穗部农艺性状优于松粳6号,产量高于松粳6号且差异极显著。POD活性、CAT活性(除齐穗后7d、14d外)、叶绿素含量在齐穗后与穗数/m2、粒数/穗及产量呈显著或极显著正相关,MDA含量与穗数/m2、粒数/穗及产量呈显著或极显著负相关,即CAT活性和POD活性及叶绿素含量越高、MDA含量越低越有利于延缓水稻早衰,越有利于产量的形成。
关键词：寒地超级稻,过氧化物酶,过氧化氢酶,丙二醛含量,叶绿素含量
参考文献
[1]陈达刚.超级稻产量构成因素与产量的关系研究[J].广东农业科学,2008(7):3-6.
[2]章秀福,王丹英,方福平,等.中国粮食安全和水稻生产[J].农业现代化研究,2005,26(2):85-88.
[3]陈温福,徐正进,张龙步,等.水稻超高产育种研究进展与前景[J].沈阳农业大学学报,1998,29(2):101-105.
[4]曹广铭,赵淑琴,王克文,等.松粳9号超级稻高产栽培技术[J].种子世界,2008(4):48-49.
[5]尹春佳,李彩凤,孙世臣,等.寒地超级稻叶片衰老过程中SOD、POD活性的动态变化[J].作物杂志,2009(3):37-39.
[6]张龙翔,等.生化实验方法和技术(第二版)[M].高等教育出版社,1997.
[7]徐朗莱,叶茂炳.过氧化物酶活力连续记录测定法[J].南京农业大学学报,1989(12):82-83.
[8]张宪政.作物生理研究法[M].北京:农业出版社,1992:131-207.
[9]肖凯,王殿武,张荣铣,等.小麦叶片生理变化的研究[J].国外农学-麦类作物,1994(1):46-48
[10]杨长明,杨林章.不同养分模式对水稻叶片衰老的影响研究[J].中国生态农业学报,2003,1(11):14-16.
[11]Chen G X,LIU S H,ZHANG C J,et al.Effects of drought on photosyntheticcharacteristicsofflagleavesofanewly-developed super-high-yield rice hybrid[J].Photosynthetica,2004,42(4):573-578.
产量相关指标 第9篇
关键词：谷子；穴距；单穴株数；产量
传统谷子生产从播种到收获用工较多，苗期遇连阴雨易造成苗荒，严重制约谷子产业的发展。“十二五”谷子产业技术体系发展规划中，把实现谷子机械化生产作为节本增效促进谷子产业发展的一项重要内容。如何建立起从播种、田间管理到收获的全程机械化，降低谷子用工量，节约劳动成本，是谷子产业发展须认真研究的课题之一。
实现全程机械化需要建立起一套完善的谷子生产技术体系。第一环节就是播种，目前可以通过调整播种量实现谷子均匀播种。谷子籽粒较小，单籽頂土力较弱，如将均匀条播变为多点匀距、局部集中播种，有利于发挥出苗时的顶土优势，从而达到少间苗或不间苗、节种、省工、高产目的。在西北干旱地区，采用覆膜穴播或穴播栽培可以实现谷子增产[1，2]，黑龙江省农业科学院耕作栽培所曾试验机械簇播原苗栽培法，结果几种机械簇播方式都有省工增产效果[3]。我们前期研究表明华北夏谷区在留苗67.5万株/hm2、行距50 cm、单穴留苗5株时，穴播和条播谷子籽粒产量相当，差异不显著[4]。为了探讨华北夏谷区谷子适宜的穴播模式，为研制新型谷子穴播机械提供理论依据，在前期工作的基础上，进一步研究了穴距与单穴株数对谷子产量及相关性状的影响，为实现穴播模式下的增产增效和设计精量穴播机械提供依据。
1 材料与方法
以济谷14为试验材料，播种方式分为穴播和条播，试验分别在山东省农业科学院作物研究所试验农场（济南试点）和德州市农业科学院试验农场（德州试点）进行。
1.1 济南试点
穴播依据穴距和留苗株数分为A、B、C、D四种，以条播E作为对照。小区行长4 m，行距50 cm，每小区6行，小区面积12 m2。随机区组设计，重复4次。留苗密度60万株/hm2，具体如下：
A：穴距10 cm，3株/穴，每行40穴；B：穴距13 cm，4株/穴，每行30穴；C：穴距16 cm，5株/穴，每行25穴；D：穴距19 cm，6株/穴，每行21穴；E：条播，均匀留苗。
2011年6月20日播种，7月4日间苗，7月13日按试验要求定苗，其他管理同大田，9月24日收获。成熟收获后测定株高、茎粗、穗长、穗粗、单穗粒重，计算籽粒产量、谷草产量、出谷率、收获指数等指标。
1.2 德州试点
穴播依据穴距和留苗株数分为A、B、C三种，以条播E作为对照。小区行长5 m，行距40 cm，每小区6行，小区面积12 m2。随机区组设计，重复3次。留苗密度约75万株/hm2，具体如下：
A：穴距10 cm，3株/穴，每行50穴；B：穴距13 cm，4株/穴，每行38穴；C：穴距16.5 cm，5株/穴，每行30穴；E：条播，均匀留苗。
2011年5月14日播种，6月2日间苗，6月8日按试验要求定苗，其他管理同大田，8月30日收获。成熟收获后测定株高、茎粗、穗长、穗粗、单穗粒重，计算籽粒产量、谷草产量、出谷率、收获指数等指标。2 结果与分析
2.1 济南试点各穴播处理的产量及其相关性状比较
由表1可以看出，不同穴播方式对济谷14的株高、茎粗、穗长、穗粗、单穗粒重均有一定影响，几个性状均以C播种方式（穴距16 cm，单穴5株）最高，以条播E（对照）最低。籽粒产量也以C播种方式最高，条播E最低。除A播种方式（穴距10 cm，单穴留苗3株）比对照籽粒减产0.9%外，B、C、D穴播方式分别比条播E籽粒产量提高2.58%、4.49%、3.16%。不同的穴播方式之间籽粒产量差异不显著。谷草产量也是处理C最高，比对照高5.18%；以穴距10 cm、每穴留苗3株的最低，比对照降低4.79%。收获指数则以穴距10 cm、单穴3株的播种方式最高，以穴距16 cm、单穴株数5株的最低，二者相差1.4个百分点。几种穴播方式对济谷14的出谷率影响较小。
2.2 德州试点不同穴播方式的产量及其相关性状比较
由表2可以看出，济谷14株高、茎粗、穗长、穗粗、单穗粒重之间有一定差异，株高最高的为C穴播方式（穴距16.5 cm、单穴5株），最低的为B（穴距13 cm，单穴4株）；茎粗则以B处理最粗，以C处理最细；穗长、穗粗、单穗粒重A、E 处理之间相差较小。产量也以C穴播方式最高，4 345.5 kg/hm2，比条播提高4.85%；穴播方式A籽粒产量比对照减产1.92%，穴播B籽粒产量较对照提高3.29%，各处理间籽粒产量差异不显著。济谷14谷草产量以C方式最高，收获指数以穴播C最低，出谷率以B最低。
3 结论与讨论
在单位面积留苗株数一定的情况下，几种穴播栽培方式和条播相比平产或增产，差异不显著，这和前期研究一致[3]， 综合济南和德州两点的结果，穴距10～19 cm，单穴种植3～6株，夏谷不会减产，说明穴播栽培在生产上是切实可行的。
本试验中，济谷14在两试点以穴距16 cm或16.5 cm、单穴5株的处理产量最高。如按照穴距16 cm、单穴5株，以单穴下种10粒，千粒重3 g记，每公顷用种量约为3.75 kg，既可以发挥群体顶土优势，保证谷子出苗，又可实现谷子精量穴播。据此我们可以设计新型谷子穴播机，实现机械化精量播种。这样既可以节约用种量，减少苗期竞争，利于培植壮苗，又可以实现少间苗或不间苗，大幅减少用工成本，还可以避免连阴雨天气造成苗荒现象等，这在谷子产业发展上具有重要意义。
在实现谷子穴播的基础上，对于夏谷区麦茬地是否能通过设计合理的机械实现免耕播种，并结合除草剂应用减少定苗、除草用工，尚需进一步研究。谷子是喜温、喜光作物，较宽的行距有利于通风透光，生产上也有关于宽垄密植实现谷子增产的报道[5]。济南试点谷子播种行距采用50 cm，利于机械化操作，减少人工用量，使谷子种植用工成本大幅下降。对于株行距对谷子产量的影响尚需研究，以便为机械化操作提供依据，最终实现谷子生产的轻简化，促进谷子产业发展。参 考 文 献：
[1]张喜文，郭如增，孙万荣，等.谷子播种机的应用研究[J].干旱地区农业研究，1997，15（1）：91-95.
[2]金冰秋，康延柱. 北方旱地谷子地膜覆盖穴播栽培技术[J].中国农村小康科技，2009，11：35-36.
[3]山西省农业科学院. 中国谷子栽培学[M].北京：中国农业出版社，1987.
[4]杨延兵，高凤菊，秦 岭，等. 穴播与条播对夏谷产量及相关性状的影响[J].山东农业科学，2011，10：36-38.
玉米不同叶位叶片与产量相关性研究 第10篇
1 材料与方法
1.1 试验地概况
试验设在定西市安定区鲁家沟镇小岔口村某农户的旱川地中, 土壤类型为黑麻垆土, 试验地海拔1 720 m, 年平均降雨量300 mm, 年平均气温6.3℃, ≥10℃有效积温2 239.1℃。耕层土壤 (0~20 cm) 含有机质9.24 g/kg、速效氮108 mg/kg、速效磷13.4 mg/kg、速效钾130 mg/kg。试验地前茬为马铃薯, 肥力中等, 地力均匀。
1.2 试验材料
供试玉米品种:先玉335, 主茎叶片数19片左右, 茎叶夹角小, 株型紧凑, 百粒重39.6 g左右。
1.3 试验设计
试验设5个处理, 处理1:只留棒三叶;处理2:剪掉棒三叶以上叶片;处理3:剪掉棒三叶;处理4:剪掉棒三叶以下叶片;以不剪叶为对照 (CK) 。3次重复, 随机区组排列, 小区面积11 m2 (2.2 m×5.0 m) 。每个处理种植4行区 (2垄) , 行长5 m。采用全膜双垄沟播栽培技术, 2014年4月26日播种, 试验地均施农家肥30 t/hm2、尿素225 kg/hm2、磷酸二铵225 kg/hm2。全部肥料在起垄前作基肥一次性施入, 种植密度为6万株/hm2。抽雄后对不同叶位叶片进行去叶处理。果穗成熟时, 分区收获果穗, 在室内考种, 测其穂重、穗长、单穗产量等产量指标。
2 结果与分析
2.1 不同叶位叶片对穗部性状的影响
2.1.1 不同叶位叶片对果穗干重的影响。
从表1可以看出, 处理1、2、3、4较CK均表现为减产。处理1和处理3之间无显著性差异, 而与CK的差异达到极显著水平, 较CK分别减产37.96%和35.21%, 处理2较CK减产15.05%;处理4与CK之间差异不显著 (减产6.98%) 。如果将处理2、3、4的减产量合并, 设为100%, 比较处理2、3、4对果穗干重的相对影响率, 则处理2减产26.29%, 处理3减产61.51%, 处理4减产12.19%。即上、中、下三部分叶片对果穗干重的影响为2∶5∶1, 下部叶片的影响最小, 上部叶片次之, 而棒三叶对果穗干重的影响最大。
2.1.2 不同叶位叶片对穗长、穗粗和穗轴粗的影响。
从表2可以看出, 剪掉不同叶位叶片对穗粗基本没有影响, 各个处理与CK间无显著差异。对于穗长, 各处理较CK均表现为穗长变短, 但处理3、4与CK无极显著差异。对于穗轴粗, 除处理4外, 各处理较CK均表现为穗轴粗变细, 处理4与CK无显著差异。
2.1.3 不同叶位叶片对百粒重的影响。
从表3可以看出, 处理4与CK之间无显著性差异, 较CK减产1.43%;其余各处理均与CK达极显著差异, 处理1和处理3都减产15.21%, 处理2减产12.79%。如果将处理2、3、4的减产量合并, 设为100%, 比较处理2、3、4对百粒重的相对影响率, 则处理2减产43.46%, 处理3减产51.68%, 处理4减产4.86%。结果表明, 不同叶位叶片对百粒重影响大小顺序为棒三叶>上部叶片>下部叶片。
(cm)
2.1.4 不同叶位叶片对穗行数和行粒数的影响。
从表4可以看出, 处理3、4对玉米穗行数和行粒数基本无影响, 表现出无显著差异。处理2与CK的行粒数也无显著差异。处理1的穗行数和行粒数与CK之间差异较大, 减少最多, 分别为穗行数减少7.23%, 行粒数减少23.24%。其次是棒三叶以上叶片对穗行数影响较大。
2.2 不同叶位叶片对产量的影响
从表5可以看出, 单穗重处理1、2、3、4较CK均表现为降低。处理1减幅最大, 较CK减产41.37%;处理2减产27.18%;处理3减产29.56%;处理4与CK差异不显著, 减产0.17%。如果将处理2、3、4的减产量合并, 设为100%, 比较处理2、处理3与处理4对产量的相对影响率, 则处理2减产47.76%, 处理3减产51.94%, 处理4减产0.29%, 即棒三叶对产量的影响最大, 且大于整株叶片的一半以上, 上部叶片次之, 下部叶片对产量的相对影响最小。
2.3 不同叶位叶片穗部性状与产量的相关关系
从表6可以看出, 只有穗粗与百粒重的关系是负值, 即营养物质较多的运入穗中, 干物质在籽粒中积累的量减少, 使百粒重下降。但穗粗和其余各指标与产量的相关关系表现为正相关, 因此要使玉米栽培获得较高的产量, 必须加强田间管理, 提高叶片对籽粒的贡献率。
3 结论与讨论
通过剪叶试验, 得出玉米群体中不同叶位叶片对产量及其他性状的影响是不同的。上、中、下三部分进行对比, 棒三叶的功能最大, 上部叶片对百粒重及单株产量的影响也比较大。前人对此也有一定的说法, 王群瑛等指出玉米不同叶位叶片的结构与功能的变化趋势是一致的, 中部果穗叶片优于其他叶位[2]。魏国才等通过试验研究玉米不同层次片对单株产量的影响, 结果表明:玉米棒三叶的功能最大, 对百粒重及单株产量的影响也最大, 特别是穗位叶对百粒重及单株产量的影响作用最大, 下部叶片对产量形成的决定作用明显小于上部[3]。白永新、吴移生、张慧丽等对玉米产量影响最大的棒三叶特征及其叶面积进行研究, 结果表明, 棒三叶叶面积占整株叶面积的30%~40%, 对籽粒产量的贡献率占70%左右[4,5,6,7,8]。
虽然棒三叶的作用大, 但是一株玉米如果只有棒三叶, 其产量仍然严重下降。因此, 棒三叶的作用还要靠其他叶位叶片的辅助, 特别是上位叶片。在大田生产上, 种植密度过高, 由于遮光、郁蔽, 导致光能利用率低时, 可以采取剪叶处理, 如剪掉棒三叶下部叶片或剪掉少部分上位叶, 使营养物质的分配由植株向籽粒输送并在籽粒中积累。因此, 在栽培技术上如果使棒三叶和上部叶片都得到充分发展就能获得最高产量。
参考文献
[1]佟屏亚.玉米高产一个永恒的话题[J].作物杂志, 2004 (1) :10-12.
[2]王群瑛, 胡昌浩.玉米不同叶位叶片的初步研究[J].作物学报, 1986 (4) :77-78.
[3]魏国才, 姜军, 南元涛, 等.玉米不同层次叶片与单株产量的关系及实践意义研究[J].黑龙江农业科学, 2000 (1) :16-17.
[4]白永新, 王早荣, 陈宝国, 等.玉米杂交种棒三叶特征及其叶面积与单株穗重、粒重的相关性研究[J].华北农学报, 2000, 15 (2) :32-35.
[5]白永新, 王早荣, 钟改荣, 等.玉米高配合力亲本自交系、杂交种棒三叶的性状分析及叶面积的相关性研究[J].玉米科学, 1997, 7 (2) :24-26.
[6]吴移生.玉米部分生物学性状与产量相关性研究[J].南京农学报, 1999, 15 (2) :32-34.
[7]张慧丽, 曲力涛, 李景天, 等.玉米株型与穗部某些性状相关性的研究[J].玉米科学, 2001, 9 (2) :59-60.
