全 文 ：影响碱茅种子产且的因素及其产量预测模型 .
李 锋 瑞
(甘肃草原生态研究所 , 兰州 )
碱 茅 ( P u e e `n e l l f a s s p . ) 是多年生琉
丛型野生禾草 , 在我国东北 、 华北及西北诸
省区均有分布 。 该草的产草量虽然一般 , 但
其草质柔软 , 适口性好 , 营养成份含量较丰
富 , 是良好的饲用牧草。 尤其是具有较强的
耐盐碱能力 , 可用于改良各种类型的盐碱地
植被 。
我们从 19 8 4年开始自吉林省农科院引进
碱茅 , 在甘肃省河西走廊地区的硫酸盐—氯化物盐渍土上进行了试种 。 三年来的试验
结果初步表明 , 在灌概条件下 , 碱茅在表土
层 ( 0 ~ 5 厘米 ) 含盐量 5 . 56 %以内的硫酸
盐土上完全可以正常出苗 、 生长发育及开花
结实 , 生长第二年可 亩 产 干 草 1 0 ~ 30 公
斤。 目前 , 种植面积逐年增加 , 随之而来的
间题是种子数量供不应求 。 为确保今后扩大
种植的需要 , 建立一定面积的种子繁殖田 ,
我们对影响碱茅种子产量 的 因 素 进行了研
究 , 目的在于为确定碱茅种子田高产栽培技
术措施和选育种子高产栽培类群提供基础性
的参考资料。
材杆与方法
一 、 试验地自然概况 试验地设在河西
走廊酒泉市泉湖乡四坝村。 海拔 1 4 7 7 . 2米 ,
属温暖干早的大 陆 性 气候 , 年 平 均 气温
7
.
3 ℃ , 》 10 ℃的年 积 温 29 54 . 4 ℃ , 无霜期
1 30 天左右 。 年平均降水量 7 8 . 4毫米 , 主要集
中于 6 、 7 、 8 、 旧 四个月份 , 年蒸发量约
为降水量的 2 7 . 4倍 。 试验地为次生盐渍化弃
耕荒地 , 土壤为盐化潮土 , 表土层 ( 0 ~ 5
c m ) 含盐量 1 . 76 % , 并 以硫酸 盐 和 氯化物
为主 , p H值 8 . 6 ,土壤肥力一般 。
碱茅于 1 9 85年 6 月 7 日人工撒播于试验
地 , 亩播种量 2 . 5公斤 ,覆土厚度约 2 毫米。
播种前深翻耙撼一次 , 播后用红柳耙轻糖一
次 , 并及时浇水催苗 。 播种当年碱茅生长发
育极为缓慢 , 截止生长季结束 , 草层平均高
度 1 7 . 5厘米 , 生育期仅达分萦期 。 翌年 3月
2 0日返青 , 5 月 2 4 日抽穗 , 6 月 9 日开花 ,
7 月 1。日种子成熟 。 试验地 平 均 每平方米
1 2 6
.
8株 , 每平方米鲜草量 9 5 5 . 。克 , 风干草
37 5
.
0克 ,产种量 67 . 1克 , 草层高度 (拉直 )
1 0 7
.
8厘米。
二 、 工作方法 1 9 8 6年 7 月 8 日大部分
种子基本成熟但尚未开始 自然脱落时 , 选择
生长健康 、 成熟程度一致的碱茅 30 株 (丛 )
用电工刀小心连根挖下 , 分别置于一大牛皮
纸袋内带回实验室 , 测定每株的有效分集枝
x(
、
)
、 每穗的小穗 数 x( : ) 、 果穗长度
x(
3
)
, 然后 , 剪下每株的全部果稚装入牛
皮纸带 , 自然风干后称取果穗重 (x ` ) , 最
后测定每株种子的百 粒 重 ( x 。 ) 及种子产
量 。 以种子产量作为因变量 ( y ) , 以 x , 、
x Z 、 x 3 、 x ` 和 x 。 5 个参数为 自变量 , 采用
相关分析研究上述诸因素与种子产量的相关
· 本文数据 由西北师院计算机中心 的浦思沸 、 王 树 芳
两位老师承担 , 深表感 谢。
性及诸因素之间的相互关系 , 从而确定诸因
素对产量影响的相对重要性和影响碱茅种子
产量的主要因素 。 在以上分 析 研 究 的基础
上 , 应用逐步回归分析法 , 筛选出了偏回归
系数显著的果穗重和小穗数 2 个 因 素为参
数 , 建立预测种子产量的 最 佳 多 元回归模
型 。
结果与分析
一 、 各性状的变异度分析 表 1 资料表
明 , 6 个性状的变异系 数大小顺序是 : x 3 <
x 。 < X
:
< x
,
< x
;
< 种子产量 。 其中 x : 、 x 。
x : 的变异系数为 10 ~ 16 % . 、 其 余三 个性状
为 38 ~ 58 % 。 可见 , 前三个性状 , 尤其是 x ,
长在遗传性上表现较为保守 , 受环境影响的
作用较小 。 而后三个性状的变异则较大 , 所
以在生产或育种上通过选择改良的潜力相对
较大 。
表 1 各 性 状 的 变 异 度
状 性 一标准 差 ( s d ) 变异系数( C . V % )x l (个 ) ’ 丁` 一 7弓lx Z (个 ) ` 1丁一乳x 3 ( C m ) } 1了. ! 6一肠 . 韶x ` ( g ) { 1 · 。 1一 1 2 · 5 6x s ( g ) ! 。 . 。。。。一。 . 。 ; : 。种子 产量 ( g ) } 0 . 9 八一 7 .润 15 。 82 89 38 . 2 343 。 了6 8 8 16 。 30 82 。 3 5 14 1 0 。 5 0 22 , 5 0 3 4 5 6 。 3 830 。 0 0 2 3 1 5 。 86 21 。 3 9 2土 5 8 。 17 9
二 、 各性状与种子产量的相关分析 在
x , 、 x : 、 x 。 、 x ` 及 x s等 5 个性状 中 , 除 x s之
外 , 其余各性状与种子产量均呈正相关 (表
2 )
。与种子产量的相关性最为显著的是 x ` ,
其次为 x ; , 再次为 x : , 它们的相关系数分别
为 0 . 9 7 8 6 . ’ ` 、 0 . 6 4 1 8二 、 0 . 3 8 9 1 . 。 x 3和 x s
与种子产量的相关性均不显著 , 尤其是与 x 。
相关性极不显著 。
表 2 诸性状及其与种子产 l 间的相关矩阵
{
x x x 之 x 3 x 4 x s y
一
X 1
x 2
1
。
00 0 0 0
.
1 5 05 一 0
。
1 25工 0 . 6 7 3 7一 0 。 0 4 6 5 0 。 6 4 18 * *
1
。
0 0 0 0 0
。
1 7 9 5 0
.
33 4 2 0
。
0 1 4 8 0
。
3 8肠1 .
X 3
x 4
1
。
0 0 00 0
。
2 4 5 4
l
。
00 0 0
0
。
1 4 3 1 0
。
2 19 5
一 0
.
0 7 40 0
。
9 7 86
- 二
1
。
0 0 0 0 一 O
。
0 53 2
1
。
0 00 C
一 . . . . . . . 口 . . . . . . . .。 · 一 P ( 0 . 0 0 2 ; , 一 P < 0 . 02 ; 一 P ( 0 . 0 5 .在诸性状相互关系中 , x : 与 x 3 、 x `与x 。
为微弱负相关 , 其余性状间均为正相关 。
, 除 X , 与 x ` 的相关性达显著 ( p < 0 . 0 1 )
, 以及 x : 与 x 4的相关性接近 显著 ( p ( 0 . 0 5)
水平外 , 其余性状之间 的 相 关性均不显著
(表 2 ) 。
三 、 各性状对种子产最的通径分析 在
计算出各变量间的相关距阵和偏回归系数的
其水
平中
基础上 , 进而计算通径
系数 (表 3 ) 。 各性状
中 , x ; 对产量 有微弱
负向的直接作用 ( P C =
一 0 . 0 7 5 6 ) , x : 对产量
有较显著的负向直接作
用 ( P C = 一 0 . 2 5 0 7 ) ,
其余性状对产量均表现
有不同程度正的直接作
用 , 其影响大小顺序为 :
x 4 > x
:
> x
s , x 犷对 产
衰 3 ,
一竺一一兰…
各性状对种子产 t 的盆径系胜
l ) y 2 ) y 3令 y J小 y
x l
。
1
一卜 一 0 。 0 7 8 7 0 。 0 3 30 0 。 0 31 4 0 。 6 7 36 0 。 0 0 4 5
x Z
。
2 )
x 3
。
3 )
一 0 。 0 11 8 一 O 。 2 ] 94 一 0 。 0 4 5 0 0 。 3 34 2 0 。 0 0 14
0
。
0 0 9 9 0
。
0 39 4 一 0 。 25 0 7 0
。
24 54 0
。
0 1 40
x 寸 . 4干 一 0 。 0 5 3 0 0 。 0 73 3 一 0 。 C 6 1 3 0 。 0 07 2
x s
。
5千 一 0。 0 0 37 0 。 00 3 2 一 0 。 0 3 5 9 一 0 。 07 4 0
! }
剩余邀径系数数 p , = 。 . 21 87 , 多 元决定系数 R Z = 0 . 9 5 22
注 : 划横线的数据为直接浦径系数 。
量的直接影响微乎其微 。 x ` 不仅对产量表现
强烈的直接影响 ( P C 二 0 . 9 9 9 9) ,而且其它
性状 ( x 。 ) 通过它对种子产量的间接作用也
均较大 (表 3 ) 。 x ; 对产量的影响主要是通
过 x `的间接作用而表现出来的 , x : 对产量的
影响不仅表现为 自身的直接作用 , 同时通过
x `对产量的间接作用也十分明显 。 x : 不仅对
产量有较强烈负的直接影响 , 而且其它性状
通过该性状对产量的间接影响几 乎 皆 为 负
值 ,表明增加 x 3将不利于种子产量的提高 。然
而 x 。通过 x `对产量又表现出较显著的正的间
接作用 ( P C = 0 . 2 4 5 4) , 从某种意义 上 讲
又抵消了该性状对种子产量的直接影响 。
四 、 产 l 预测模型的建立 在以上相关
分析及通径分析的基础上 , 并采用逐步回归
分析的方法 , 筛选出了偏回归平方和显著的
x `和 x : 2 个性状 , 以此为参数建立 回 归 模
型为 :
y l = 一 0 。 4 7 78 22 + 0 。 0 2 0 7 0 5 x 2
+ 0
.
5 3 9 0 0 6 x
; … … ( 1 )
( 1 ) 式通过方差和复相关系数检验
得 F = 4 9 3 . 5 6 0 3二
复相关系数R 二 0 . 5 76 2二
离回归标 准误S y ; = 0 . 2 3 5 5
由此可见 , 回归效果甚为显著 。
另外 ,为便于进行比较和生产实际应用 ,
我们取与种子产量相关性显著的 x , 、 x : 和二 `
3 个性状 , 以此为参数建立模型为 :
y Z = 一 0 . 4 5 0 0 9 8 一 0 . 0 0 15 1 2X z
+ 0
.
0 2 0 5 7 3 x : + 0
.
5 4 6 76 8 x ` … … ( 2 )
( 2 ) 式经方差和复相关系数检验
得 F = 3 13 . 9 4 5 8 . ’
复相关系数 R = 。 . 5 8 14’
离回归标准误 S y : 二 0 . 2 4 10
由此可见 , 回归效果亦极显著 。
同样 , 以对种子产量影响较大 的 x ` 、 x Z
和 x : 及 x 3 4 个性状为参数建立模型为 :
y 3 = 一 0 。 0 3 0 5 5 4 一 0 。 0 0 2 8 2 9 x :
+ 0
。
0 2 1 8 0 4 x
: 一 0 。 0 1 8 8 6 8 x 3
+ 0
.
5 5 44 72 x
.
· · · · · · · · · · · · · · · · · · · · · … … ( 3 )
( 3 ) 式经方差和复相关系数检验
得 F = 2 3 5 . 1 7 5 6二
复相关系数 R 二 o 。 5 5 1 3 .
离回归标准误 S y 3 = 0 . 2 39 7
由此可见 , 回归效果也较显著 。
现将由田间实测数据代入回归模型 ( 1 )
计 算 得 到 的预报值与实测值列入表 4 。 从
表 4 结果看 , 除了个别株与实测值相差稍大
外 , 其余与实测值接近的程度都很好 , 这就
充分说明了模型 ( 1 ) 是可信赖的 。 另外 ,
两个模型的预报效果也不错 。
讨论与小结
1
. 本研究表明 , 相关分析与通径分析的
表 4喊茅单株种子产 t实浦值与顶浦值的比较
平均 2。 3 9 23 。 1 1 4。 44 2。 3 93 9 一 0。 03 0 89 9 。 84
夕3
雪 霉 菌 的 危 害 及 其 防 治
叶剑明 .马志广 S m i t h J . D
(北京大学生物系 ) (中国农业科学院草原所) (加拿大农业部萨斯卡彻温农业试验站 )
一 、 引 言
a 冻害 ” (Wi n te ri n ju ry ) 和 a 冻死 ”
(Wi nt
e r一
ki ) l这两个词已用于描述 寒 冷
的冬季对越冬的饲料作物 、 草坪草 、 豆科饲
料植物以及谷类作物的危害。 过去有人认为
冬季或早春气候对作物的危害主要是由低温
造成的 , 许多文章对 “ 冻死 ” 也进行过讨论
和解释 。 一种看法是认为冻害是由于严寒的
冬季环境对植物产生物理上和生理上的影响
所致 。 另一种看法认为它是由在相对低温下
生长 了某些致病的霉菌引起的 。 当雪复盖地
面达足够厚度时 , 雪就构成一个 绝 缘 层 来
保护植物越冬而免受冰冻之害。 譬如 , 地面
上若有 , 厘米厚的积雪就足以保持地表与雪
面上方大气之间 2 0℃的温差 , 因而积雪下的
土壤表面可以维持相对的温暖。
雪霉菌能在较低的温度 , 甚至于 。 ℃以
下缓慢的生长 , 而且高湿度亦有利于它们的
生长以致于危害植物 。 雪霉病危害通常发生
在大田积雪的区域 。
在苏联 、 日本 , 美国 、 斯堪底纳维亚 、
中西欧 、 加拿大 , 以及其它低温的国家 ,都曾
对这种病害有过报道 , 而且经常严重地危害
那些地区的牧场 、 草原 、 高尔夫球场草地 、
豆科饲料作物 、 冬小麦和黑麦 。 直到最近 ,
加拿大和美国才重视这方面的防治研究 。 本
文对他们这方面近年来的研究 , 包括病源菌
传播方式 、 危害症状和防治作一简要综述 。
· 现正 在加拿大萨斯卡彻 温大学攻读博士学 位。
结果虽然出现了一些截然相反的情况 , 但实
质上这两种分析方法所得结果基本上是一致
的 。在相关分析中 ,果穗重 、 有效分孽 、 小穗数
与种子产量的关系表现密切 。在通径分析中 ,
果穗重 、 小穗数对种子产量的直接作用同样
十分显著。 有效分孽对种子产量的直接作用
虽然很小 , 但是其通过果穗重对种子产量的
正的间接作用 ( P C 二 0 . 6 7 3 6) 却甚为显著。
因此其对种子产量的影响作用仍不可忽视 。
可以认为 , 果穗重 、 小穗数及有效分爽均为
影响碱茅种子产量的主要因素 , 无论在种子
田 栽 培 管 理中或是进行种子高产品种选育
时 , 应该把三个性状作为重点改良对象和育
种目标 。
2
. 在本研究中 , 剩余 通径 系 数 p , 二
0
.
2 1 8 7 ,多元决定系数 R Z 高达 0 . 9 5 2 2 , 说明
所研究的性状已包括了种子产量平均数变异
的9 5 . 2 2% , 即说明对种子 产 量起作用的重
要因素几乎均已考虑在内。
3
. 通过理论检验和实际验证 , 本文建
立的三个多元线性回归式的预测效果均较为
理想 , 可 以相互替换 ,尤其是方程式 ( 1 ) ,
离回归标准误小 , 且所含变量少 , 宜于实际
采用 。 但必须指出 , 具体应用该式预测种子
产量时 , 应注意方程式的限定条件 ( 自变量
的取值区间 ) , 当条件发生变化时 , 应根据
新的田间测定数据再建立新的 产 量 预测 模
型 。