全 文 ：第 1 5卷
19 9 3年
第 l期
2月
吉 林 农 业 大 学 学 报
o J u r
lla la fJi i n lA 少i c u lt u ra i U越v e r 苗t y
Vo 七 1 5
F 比 。
N O
.
l
19 9 3
因子分析在向日葵农艺性状相关研究中的应用
乔春贵 王庆钮 宫万明 孙云德 ` 杨 峰 ’ .庞万友 ”
( 吉林农业大学 长春 3 10 1 1 8 )
摘 要 本研究应用R 型主因子分析法对9 1 87 年和 19 8年向日葵杂交种的9 个主要农艺性
状进行了因子分析 。结果表明:( 1 )因子分析结果因环境而异 ,在实际应用时应特别注意 ; (2) 不
同试材 、 不同环境的因子分析结果或结论又有相当程度的一致性 ,而育种工作者就是要利用这
种一致性指导选择 、 鉴定以及决策等环节 ` 两年的分析都可把原始性状分解成刁个相互独立的
性状群即公因子 ,而其中表现稳定的有单株生产力因子 、 营养生长势因子和品质因子 。 如果这
些公因子在向日葵群体中真实存在的话 ,就可以按因子逐步改良从而达到提高产量和改进品
质的目的。 其改良效果可望超过单个性状的独立选择法 。
关键词 向日葵 农艺性状 因子分析
向日葵是我国的重要经济作物 。 育种工作者为了正确地评鉴向日葵基因型的实际利
用价值 ,往往需要测定与品质 、适应性 、 抗性和产量等有关的诸多农艺性状 。但这些性状间
的复杂相互制约关 系往往给决策工作带来不便 。 因子分析作为一种多元统计方法可以解
决这一问题 ,从中找出能够反映其内在联系而数目较少的性状 (群 ) ,进而明确这些性状间
相互关联的性质和程度 ,为向日葵优良基因型的进一步研究和利用提供依据 。
因子分析在心理学 、 人类学 、 医学 、 气象学 、地质学和生态学等领域已广为应用 。 近 20
年来这种方法逐渐渗透到农学和土壤学研究中 ,特别是在国内外小麦 、 高粱 、 瓜尔豆等作
物的品质分析和性状相关分析中发挥了其独特的作用 .l[ , · 4 ·卜 “ 〕 。 但迄今为止在向日葵方
面尚未见报道 。 因此 ,本试验旨在借助于因子分析法 , 研究向日葵杂交种各主要农艺性状
间的相互依赖关系及其对育种实践的指导意义 。
1 材料与方法
试验于 19 8了~ 1 988 年在吉林农业大学试验站进行 。 1 987 年种植 50 个油用向日葵杂
交种 ,完全随机化设计 ,重复 3 次 ; 198 8年种植 10 个油用向日葵杂交种 , 随机区组设计 ,
重复 4 次 。 土壤肥力中等 ,正常田间管理 。 按 区调查测定株高 、 茎粗 、 葵盘直径 、 叶数 、单株
粒数 、 单株粒重 、 百粒重 、 籽仁率和生育期等 3 个农艺性状 。
按刘垂于等介绍的方法 l2t 〕计算 9 个农艺性状问的基因型相关系数矩阵 R , 按 J ac ob i
· 长春市农行干部管理学院 ,长春 1 3 0 0 1 2
二 吉林省挑南市农业技术推广中心 , 挑南 1 3 7 1 。。
收稿日期: ] 9 9 2一 0 6一 0 6
DOI : 10. 13327 /j . j jl au. 1993. 01. 001
2 吉 林 农 业 大 学 学 报 19 9 3年
法求解 R 的特征根 和特征 向量 ,按 K二 r 的方差极大正交旋转法阁对初始因子载荷阵进
行正交变换 。 所有的分析步骤均按 H a r m如 介绍的主因子分析法闭进行 , 数据处理在本校
A p p拓一 ! 微机上进行 。
2 结 果
按刘垂于等介绍的方法分别计算 1 98了年试验 50 个向日葵杂交种和 1 9 88 年试验 10
个向日葵杂交种 9个农艺性状间的基因型相关系数 ,结果列于表 1 。 由于两年间大部分相
关系数差异显著 , 所以两年的结果不能合并 。 以下拟对两年的试验结果单独进行讨论 。
表 1 向日葵杂文种 9个主要农艺性状的基因型相关矩阵 R
性 状 代 号
性 状—X l X Z X , X 4 X S X旧 X 7 X . X g0 5 7 0 0 . 5 0 3 074823251906.-0.0.0.株高 ( cm )茎粗 (恤 )葵盘直径 (cm )叶 数单株粒数单株粒重 (g)百粒重 g( )籽仁率 (% )生育期 ( d) 一 0 . 3 4 4 0 . 2 9 40 . 7 9 41 . 00 0 0 . 6 6 10 . 4 5 2 0 . 4 020 . 7 9 3 0 . 5 0 5Q . 7 6 1 0 . 0 7 40 1 6 0 一 0 . 1 7 90。 38 202475064.10众瓜482039561.1.0.0xlxZ幻翔 0 . 4 5 50 . 5 3 0 0 . 2 3 3 0 . 5 4 20 . 1 2 20 . 1 3 90 . 58 8 0 . 5 5 01 . 0 0 00 . 1 5 40 , 6 5 00 . 4 3 80 . 0 7 50 . 4 0 9 .0 8 3 D 0 8 5 00 . 3 4 1 0 . 4 4 11 . 0 00 0 . 8 9 90 . 2 57 1 . 0() 0一 0 . 6 0 1 0 . 6 1 50 . 5 36 一 0 . 1 49 0 . 5 2 20 . 5 2 80 6 8 00 . 5 2 90 . 4 7 60 . 7 7 3 一 0 . 2 6 5一 0 . 0 6 2一0 . 2 1 75吕Xx , ” · 7 6传 ” · 67 7x s 一 0 . 4 47 一 0 . 6 8 1x . 0 . 8 1 6 0 . 4 5 3 1 . 0 0 00 . 57 1 一 0 . 3 6 7. 0 0 0 0` 2 7 8一 0 0 2 6 0 . 4 10 0 . 4 1 2 一 0 . 2 3 0 1 . 0 0 0注 : l) 表中主对角线以上数值为 19 87 年试验结果 , 主对角线以下数值为 19 8 年试验结果2) 两年试验所选用基因型及其数目不同按 J~ ib 法分别对 1 9 8 7 年和 19 8 8年基因型相关矩阵进行正交变换 ,求 出其特征根和相应的特征向量 ,并进而计算出两年的初始因子载荷矩阵 A l 和 A 2 . 限于篇幅 ,仅于表 2中列出了 1 9 8 7 年和 1 9 8 8 年相关阵的特征根 、 贡献率及累积贡献率 。 从表 2 可以看出 ,两组资料中由前 组个特征根保 留的变异信息均超过 85 写 ,决定了相关阵的大部分变异 。 因此 ,对初始因子载荷矩阵 A ; 和 A : 中的前 4 个公因子进行方差极大正交旋转 ,得向日葵杂交种 9 个农艺性状的最终因子载荷矩阵 B , 和 B Z (表 3 ,表 4 ) 。表 2 基因型相关矩阵的特征根及累积比
特征根
贡献率 (% )
累积贡献率 (% )
特征根
贡献率 (% )
累积贡献率 (% )
4
.
8 0 4 l
。
8 75 0
.
8 4 9 0
.
49 5 0
.
3 8 3 0
.
2 4 3 0
.
2 0 6 0
.
12 8 0 0 1 7
1 98 7年 5 3 . 3 8 2.0 8刁 9 . 4 3 5 . 5 0 4 . 2 6 2 . 7 0
5 3
.
3 8 7 4
.
2 1 8 3
.
6 4 8 9
.
14 9 3
.
4 0 9 6
.
1 0
2
.
2 9
9 8
.
3 9
1
.
4 2
9 9
.
8 1
0 1 9
1 0 0
.
0 0
4
.
1 1 4 7
.
4 6 6 0
.
9 8 5 0
.
65 6 0
.
2 0 7 0
.
1 2 3 0
.
0 03 0
.
0 0 0
19 8 8年 4 5 . 7 1
4 5
.
7 1
2 7
.
4 0
7 3
.
1 0
1 0
.
9 5 7
.
6 3
0
.
4 17
4
.
6 3
9 6
.
31
2
.
2 9 37 0
.
0 3 0
.
0 0
84
.
0 5 9 1
.
6 8 9 8
.
6 0 9 9
.
9 7 10 0
.
0 0 1 0 0
.
0 0
第 巧卷 第 1期 乔春贵等 :因子分析在向日葵农艺性状相关研究中的应用
表 3向日葵杂文种 198 7年试验的最终因子载荷矩阵氏 `
性 状 代 号 方差贡献 (纬 )因子及命名—匀 劫 勒 勒 x` X .公 . x .助 单独 累积 1.单株生产力因子 2 .营养生长势因子 3.品质因子 4 .粒重因子公因子方差 0 .6 6 1一 0 .6 6 1一 0 . 3 32 0 . 917了8 4 4 150 .8 3 70 .8 94 0 . 1 190 .46 0一 0 0 . 14 4 0 .8 4 4 0 .8 4一 0 . 16 0一 0 .0 79一 0。 0 56 一 0。 2 26 0。 18 52 0 .6 5 7 1.4 10 .0 . -一 0 .0 10一 0。 02 10 .0 0 7 12 . 5 3 7 3。 4 9一 0 .06 00 .8 4 50。 10 3 3.4 0 0 . 92 76 0 .28 5一 0 .2 5 90 .0 .8 2 7一 0 . 96 916 6 15.2 18 9. 1 50 .8 0 70。 8 8 70 .8 4 50 .8 4 9压 78 0 .0 04一 0 . 1 3 10 . 5T 50 .4 4 90 .8 94 0 . 9 96 一 0。 3 3 3一 0 .86 0一 0 . 18 2 0 .8 0 30 .8 6 9.对幼少寸值小于 0 . 50的因子载荷不予考虑表 4向日葵杂交种 198 8 年试验的最终因子载荷矩阵 B : .因子及命名 —翔 1.单株生产力因子 0 . 5 312 .品质因子 一 0 . 373.营养生长势因子 一 0 .了 0 34 .盘粒因子 一 0 .0 75公因子方差 0 . 96 3性 状 代 号一 0 .0 37一 0 .0 9 3一 0 . 32 00 . 10 10 .8 9 1X 昌 0 . 1 7 9一 0 .0 02一 0 .8 4 90 . 798 0 . 98 0笼 4X ` X 侣 笼 ,0 . 8690 . 2 0 0 0 . 0 4 1 0 . 62 6 一 0 . 0 5 60 . 6 2 1 0. 806一 0 . 2 3 2 0 . 696 0 . 8 59一 0 . 3 3 3 0 . 1 4 1 一 0 . 0 6 2 一 0 . 2 29 0 . 0 4 50 . 0 5 2 0 . 5 0 6 一 0 . 1 6 2 0 . 1 460 . 9 0 9 0 . 7270 . 9 3 5 0 . 9 6 3 0. 95 5 0 . 7 64 方差贡献 (% )翔 单独 累积0 . 1 8 8 2 3 . 9 2 2 .3 9 2一 0 . 2 0 6 3 0 . 0 0 5衣 9 2一 0. 896 2 0 . 6 0 7 4 . 5 20 . 2 4 0 1 7 . 1 5 9 1 . 6 80 . 9 3 7. 对丝挤寸值小于 0 . 650 的因子载荷不予考虑从表 3和表 4 中可以看出 , 1 9 8 7 年和 1 9 8 8 年试验中 9 个农艺性状的总变异由 4 个公因子解释的部分分别占 89 . 15 %和 91 . 68 % 。 这表明 ,两组资料诸农艺性状均可由 4 个公因子线性表出 ,达到简化变量的目的 . 两年各性状的公因子方差 (共同度 )除 19 8 8 年的籽仁率 (x 。 )外 ,均超过了 0 . 85 ,说明每个性状的变异基本上可由 4个公因子解释 . 这也从另一方面说明把 8个原始性状简化为 4 个公因子 ,其代表性是很好的 。
两年试验结果相 比较 , 1 9 8 7 年和 1 9 8 8 年划分的 4 个公因子方差累积贡献比较接近
(约为 8 9%和 9 2% ) , 但每个公因子的相对重要性却不尽相同 ,因子名称及组成也有所差
别 。 1 9 8 7 年单株生产力因子最为重要 ,方差贡献为 40 . 84 % , 由株高 、茎粗 、葵盘直径 、单株
粒数和单株粒重组成 ;而 1 9 8 8 年单株生产力因子却变成了第二重要的因子 ,单独方差贡
献为 23 . 92 % ,仅由叶数和单株粒重组成 。 构成该因子的诸性状间呈正相关 ,因此该因子
内各个性状可同时进行改良 , 不致引起不利的相关反应 。两年都划出了营养生长势因子和
品质因子 , 而且这两年营养生长势因子的单独方差贡献很相近 ,但这两个因子的组成在年
份间也略有差异 。特别是这两年品质因子内茎粗和百粒重与籽仁率间呈负相关 ,在两年的
因子载荷阵中显得较为明显 。 1 9 8 7 年第 4个因子是粒重 因子 ,与单株粒重和百粒重有关 ;
而 1 9 8 8 年最后一个公因子为盘粒因子 ,表示葵盘的大小和籽粒的多少 . 它们的单独方差
贡献 比较小 。 此外 ,品质因子在 1 9 8 8年最为重要 ,在 1 9 87 年其重要性仅排在最后一位 。
由因子分析的原理可知 , 因子载荷阵中的每一具体载荷值是相应公因子与性状的相
关系数 ,其符号和绝对值的大小分别表示这种相关关系的性质和密切程度图 。 ·因此 ,在同
一因子内载荷值极大而符号相同的两个性状间可望存在较大的正 向偕同变异 , 若符号相
反则为负向偕同变异 。 从因子的性状组成 (表中黑体字 )来看 ,单株生产力 因子表示每个向
J 吉 林 农 业 大 学 学 报 1 99 3年
日葵单株的营养体和生殖体积累有机同化物的能力 ,在密度一定时 , 它基本上决定了单株
产量 , 因此在两年间都是较重要的 。 品质因子主要表示籽仁率的高低 , 有时也包括子粒的
大小和茎秆的粗细等特性 , 当然后者和前者之间存在很大的矛盾 ,并且这种矛盾还因年份
的变化而变化 。营养生长势因子主要与生育期长短和植株繁茂程度有关 ,且该因子与这些
特性之间呈负相关 。 粒重 因子和盘粒因子分别是表示子粒重量大小和葵盘子粒多少的因
子 。
3 讨 论
1 9 8了年和 1 9 88 年两年的因子分析结果既有一定差别 ,又有相当程度的一致性 。 从每
个因子对相关矩阵总变异的单独贡献率 、 4 个公因子的组成和相对重要性来看 , 两年结果
不尽相 同 。 这一方面要归因于两年试验选用的基因型及其数 目 _仁的差别 , 而更重要的很可
能归因于两年环境条件的差异 。 1 9 8了年生长季节雨水较多 ,而 1 9 8 8年则 比较干旱少雨 ,
因此造成了向日葵基因型表现的差异 。 这与 Br is gs 等关于小麦因子分析结果因年份即环
境条件而异的结论是一致的2j[ 。 1 98了年 4 个公因子分别为单株生产力 、 营养生长势 、 品质
和粒重因子 , 而 1 988 年第 4个公因子却是盘粒因子 , 而不是粒重因子 。 单株生产力因子在
1 9 8了年最为重要 ,方差单独贡献为 40 , 84 写 ,而在 1 9 88 年则重要性退居第 2 位 , 方差贡献
仅为 2 3 . 92 纬 。 而品质因子在 1 98 8年最重要 , 1 987 年退居第 4 位 。 1 9 8了年和 1 988 年单独
出现的粒重和盘粒因子其重要性较其它 弓个因子均较差 。 这说明 ,在应用因子分析结果指
导育种实践时一定要考虑环境条件的影响 , 在环境条件基本相近 的情况下因子分析 的结
论才有普遍的指导意义 。 在其它作物如小麦的相关研究中也有过 “ 环境条件相近导致性状
表现相 同 ” 的报道 l[ 3二。 另外 ,构成单株生产力和营养生长势因子的性状 1 988 年 比 198了年
少 ,而构成品质因子的性状 19 88 年则比 1 98了年多 , 说明公因子的组成成分在年份间也略
有差异 。 这与以往的研究结果也较为一致图 。 每个因子内各性状间基本都互呈正相关 , 只
有 198 8 年品质因子内籽仁率与茎粗和百粒重呈负相关 。 营养生长势因子与其各组成成分
间呈负相关 ,其他因子与其组成成分间皆呈正相关 。 由此可见 ,按本研究所划分的 4 个公
因子即性状群可进行有关方面特征特性的改良 ,而不至于影响其他性状 。 每个因子内的各
组成成分基本上可同时进行选择 , 相互间无嵌制作用 。 至于品质因子 内籽仁率与茎秆粗细
和子粒大小之间的矛盾可根据实际育种工作的需要加以解决 。 如选育油用向日葵 ,基因型
可以籽仁率为主攻 目标 。 如选育食用 向日葵 ,基因型则应以子粒大小等品质性状为主 。
即使在本试验年份不同 、基因型也不同的条件下 , 1 98了年与 1 988 年因子分析结果仍
然 存在许 多相 似之处 。 首先 , 两年 的公因子数相 同 ,都是 4 个 , 而且在其他作物 因子分
析 [’, 卜 , , 〕。〕中最重要的因子— 单株生产力在本研究的两年结果中也都非常重要 。 这似乎说明因子分析结果在不同作物间有一定的相互借鉴作用 。 其次 ,两年前 4 个公因子的累积
方差贡献很接近 , 都很高 。 而每个性状的公因子方差也都在 85 %以上 ,这表明把 9个向日
葵主要农艺性状简化为 4 个公因子是有代表性的 。 再次 ,虽然 198了年与 198 8年各公因子
的组成略有差异 ,但它们代表的生物学意义却基本一致 。如单株生产力因子表示植株生产
干物质并积累于营养体和生殖体中的能力 ;营养生长势 因子表示植株的高大繁茂程度及
生育期的长短 ; 品质因子表示植株茎秆和子粒的优劣 ;粒重因子表示子粒的重量 ;盘粒因
第 15 卷 第 l期 乔春贵等 : 因子分析在向日葵农艺性状相关研究中的应用
子表示葵盘的大小及盘粒的多少 。这些性状群的划分对于设计进一步的试验 ,深入研究因
子分析结果在育种工作决策阶段的指导作用具有重要意义 。 由于按单个因子即单个性状
群进行选择不会影响其他性状群 ,若因子分析所划分的性状群真实存在的话 ,其选择效果
将超过选择指数法 。
以往作物 因子分析的研究基本上是用一个环境或多个环境合并后的资料进行讨论
的 ,未考虑环境条件的影响 ,因此结果难免有一定的局限性 。 本试验首次选用两组基因型
不同的向日葵杂交种分别在 1 98了年和 1 98 8年进行试验 ,在考虑了年份的影响后又顾及
到基 因型的差异 。 所以两年结果一致的地方似可作为进行下一步深入研究的基础 。 本研
究结果表明 , 因子分析对于处理大量的多元资料 ,特别是解析多性状间的复杂相关关系是
非常有效而实用的 。 只要运用适宜 ,这种统计方法还可以为进一步研究工作提供理论上的
参考 。 然而 , 因子分析结果的解释往往带有一定的主观性 。 因子分析所划分的各性状群在
实践上是否真的存在以及按单个因子选择的效果都有待于实践的检验 。 所以 ,在运用因子
分析方法解释试验结果及设计新的试验方案时一定要慎重 。
参 考 文 献
1 B us h u k w et 吐
.
P以 ien q ua n t iyt an d q以山宝y 留 f a c生. 旧 in t恤 vc a l u a iot n of br ea d 从电ea t s . C即 、 . J . P la n t 反 1. 13 6 3 ,
4 9
:
1 1 3~ 1 22
2 B r逗 , K G et al . n^ a P il aC t io n o r f a c tor an al y s is ot os me 份叨 d l l la k妇 19 9山山 t y da at . C r o p弘 . 1972 , 12 ( 1) : 4 4一 4 6
3 比~ n H H
.
M司 e r n af e t or an iay 二 3 r d . 目 . u n i v e o i t y of C巨 aC即 六二 , C巨 aC so , 1 976
4 J ar 山阴 R et ia . 场、 比 t q回认y : a fa c t o r a耐 y s 侣 of ~ t以山 at A ust
.
J
.
A sr
.
R CS
.
19 6石, 14 : 603 一 621
S K涟仁眨 r H F洲1、 v ar 主n侣 x 饥 t~ n f o r 即吐yt ic r ot a t ion in fa e tor an al y出 . P s y e h o n l e t r吻 1 95 8 , 23 : 1 87一 200
6 伪t t e l R B . F a c t o r an 已押 15 ; A n in t t od cu t i a l l ot 仪泪 c n t血 ls 贾 . T h c or 协 of f a c tor an al ys 治 in r以湘 a r c h . B IO m e t r iCS
1965
,
21
:
4 05一 4 35
7 M
u rt y B R et at
.
F a c tor an ly出 优 遨ver ist y in t坛 即 n us 名o r g加翻
.
In d in n J
.
G e nct P I
.
Br e c d
,
1 967
,
27
:
1 2乙~ 1 3 5
S E渔 O G v s et at
.
F叭 , 朗川 y出 讯 cl 叹 e r伙别 1【砚卯卿娜 , 份如卿幼加 ( L ) aT u b . 〕T h e c『 ^ p IP . G e n e t . 、 1 982 ,
62
:
273~ 276
9 氏。er o j et 吐 . 凡ct or an aly 幽 时 ~ 国助 n st ar y ic 一d 访 suar 。 Op 绷 . 1 985 , 2 5 : 9 05一 9 08
10 w 公 ot n P o . F胶右优 叻吐 y幽 健 沙炙d 讥 : p血` w腼、〔? 护必冶. . 佣离 .二 ( L . ) ]。 叩豁 . 197 2 , 12 ( 6 ) : 731一 733
1 范 渡等. 提型杂种小麦主要农艺性状的因子分析 . 河南农业大学学报 , 1987 , 21 (1 ) : 1一了
12 刘垂于等. 多数量性状遗传分析的数据结构 . 安徽农学院学报 , 1984 , (1 ) 门一 5
飞3 乔春贵. 春小麦主要生育阶段与产 t 关系的研究 . 吉林农业科学 . 1 9 8了, (1 ) : 28~ 3 3
第 1 5卷
1 9 9 3年
第 1期
2 月
吉 林 农 业 大 学 学 报
oJ
. n l目 过 J让如 人犷泌山 tu到公 U址代而 t y
V o L 1 5 N o
.
1
F记 b . 1 9 9 3
A P lP l ca t 10 n Of aF
c to r A n al y s is T O C or r e la it on st
u山 es
or M a如 A gr on o m i c rT ia tS nI s u n l low er
Q i ao Ch nU gl 习 e t al
·
iF
e ld xe Pe r im e n st w e r e e o dn
u c t e d in 1 9 8 7 a n d 1 9 8 8 a t t h e u n主v esr i yt w i ht d i f fer
n t s u n
e
f low
e r
hy 玩 i ds of r e a c h ye ar , ot e v a l u a et t h e a P Pl ica t i on o f fa e t o r an a lys is in tr a i t co r e l a ti on
st u d i es i n s u n f l o w e r s
.
R e和 l st ’ s h o w ed th a t t ho u g h f a e t or an a l y S ls d os e n o t s i v e th e s a 幻n e r e s u lst
f o r d if全e r e n t ge n o ty p 昭 o r e n v 仓on m e n st , s il n i lar tr e n ds o r c o n e lus io sn e ou l d be d r o w n w h i e h ar e
h i g h ly er l认 b l e a n d o f gt e a t im po r t a n ce ot su n f lo , v e r br e de sr . T h e c llar a e te sr an a l y邵d co u ld be
阳 r t记 int o 4 纽ct or or c h盔 r a e t e r gr 叫讲 , ht e co n t e n st o f w h i e h var i es a li t t l e w iht ye asr
.
T ll e r e l a
-
it v e lm P
o r at n eC
o f e a c h tr ia t i n a f ac t or a lso v如 es s li s h Uy . tS a b i li t y co u ld b o f o u dn in d if f e er n t
e n v ir Q n rL n e n st e v e n w iht d i f f er e n t s e n o t y pe
s , fo r f ac ot r a n a l ys is
.
H e n e e , f a c to t o r e h肚 a e t e r
肛。 u P . h o u ld be 朋树 fo r se lec it o n r a th e r th a n is n s l e e har ac 招侣 , i n rP a e ti ca l b r创泪 i n g Por gr aj m s .
人 n d f a c t or a n a l ys is is a 蚀 5 15 fo r f a c t or o r e加灯 a e et r 肛 o u P s e l e e t io n ·
K e y W or 山 : S u n f lo w e r , M a oj r a gr o n哪i e tr a i st , aF e ot r a l `比l” 15
A rP e llm i n a yr S加d y o n hT e iB ul iog cal C h a ar e t ier s it cs
Of C 以帅五夕a ” 宜g r a K u wa y am a
Y a n S h u q in e t a l
.
伪如神料 俪盯 a K u w a y别 rn a be lon gs t o sP yl l da e o f OH m o P t e r a . I t is a 加 w k in d o f ep st d a l l l -
a扣n l t h e 川an t (月目物而妞尸佣 ~ ~
R u讲 . ) in r e ce nt y e 剐怡 . I t 11as htr e g e加 r a t iosn a ye ar
.
T h e d o r r n a n t a d u l st h i d e in t h e s l ist be wt
e e n b a r k s o r u n山 r t h e gr as es an d t h e lu 刀。声 Ot ht e 以 . 压n
W i
n .t r
.
hT
e y s atr t m
o v in s in t h e m id id e o f M a y e ve 汀 ye ar . T h e e s gs ar e 场记 on ht e b a e k o f t h。
l帆v “ 伪ar t h e v e in i n 罗 o r het ed g es o f ht e lea v es , B r an e h留 , bu ds O n d 俪ve s . hT e h以 p肠nL 扭
娜 i n扣 r浏 by ht e a d u l st a n d t h e n y m P hS . hT ey 拼 级 P一 su e k in 名伽钾c妞 .
K e y W or 山 : aC 如户夕a :明 a K u w a y a 刀n a , B i o los i e a l e h a r a c加 r is t ics