全 文 ：映 西 农 业 科 学 1 9 9 0 ( 2 )
生物学产量和收获指数在筱
麦品种选育中的重要作用
崔 林 李成雄
( 山西省农科 院高寒作物研完所 )
提要 对单林小德数 、 单林杜数 、 十拉 重 、 生物学产量及收获指数 5个性状所 组 成的 26 个性状 组合进行 回归 分
析和偏回 归 系数检脸结 果证 明 , 生物学产营及收获指数时产量的影响 大于其它 3 个 性状 , 且均冷正效应 。 以该 2 性状
纽成的二元奴合 , 拉制 了产量的 98 . 64 书 , 说明提高这两个性状对增加产量 是有利的 。
关键词 筱麦 ; 生物学产量 ; 收获指毅 ; 品种选育
多数育种者在筱麦选育过程中 , 对产量因 表 1 五元回归的方差分析
素中的单株穗数 、 单株小穗数 、 单株粒数 、 千
粒重 比较重视 , 往往忽略了生物学产量和收获
指数对产量的重要作用 。 本文通过用单株小穗
数 、 单株粒数 、 千粒重 、 生物学产量 、 收获指
数 6 个性状组成 26 种组合 , 比较 5 个性状在各
种组合中对产量的影响 , 为提高筱麦选择效果
提供依据 。
自
变异来源 由 平方和 均方 F
度
F
o
.
0 6 Fo
, o `
五元 回 归 5 829 . 92 7 0 165 . 9之弓50 356 . 987 0釜 赞 2 . 77 4 , 25
离回 归 18 8 . 3 693 0 . 4 650
总变异 23 838 . 2960
. 曰曰. . . .曰. . . . . . . 喇口 . . . . . . . 自曰 曰 . . 一. . . . . . 曰. , . . . . . . . . . . . . . . ` 习` . . . .
注 : 铸 . 表示达到 l 万的显 瑞护性 。
1 材料和方法
供试品种为 1 9 8 6一 1 9 8了年品种比较试验的
8 个参试品种 。 随机排列 , 重复 3 次 , 小区面
积 0 . 0 2亩 ( 2 . 0 m x 6 . 7m ) , 8 行 区 , 行 距
2 c3 m
。 成熟时每小区取样20 株进行考 种 , 测
定单株小穗数 、 单株粒数 、 千粒重 、 生物学产
量 、 收获指数 。 并按小区称籽粒产量 。
2 结果分析
2
.
1 各性状在综合效应中对产量的贡献
由于产量同时受单株小穗数 、 单株粒数 、
千粒重 、 生物学产量 、 收获指数 5 个性状的共
同影响 。 为确定其对产量的各自效应和综合效
应 , 我们用多元回归分析来评定各性状对产量
的相对重要性 。 以单株小穗 数 (x : ) 、 单 株
粒数 ( x : ) 、 千粒重 (x 3 ) 、 生物学产量 (x ` ) 、
收获指数 (x 。 ) 为自变数 , 以产量为因变数 ,
分别计算其方差和协方差 , 方差分析结果 (表
1 ) , F 检验表明回归关系极显著 , 说明 5 个
性状与产量存在极显著的 回归关系 。
为了比较各个自变数对产量的贡献 , 对 5
个性状所有可能的 26 种组 合进行回归分析和偏
回归系数检验 (表 2 ) 。 在 2 6个组合中 , 凡有
生物学产量 、 收获指数共同参与的 8 个回归方
程中 , 两者的偏回归系数都达极显著 , 且生物
学产量的偏回归平方和大于收 一获指数 。 其它 3
个性状的偏回归系数不显著 , 说明生 物 学 产
量 、 收获指数对产量的影响大于其它 3 个 性
状 , 其中生物学产量的作用又大于收获指数 。
经对相同的回归方程合并整理 , 得到 10 个不 同
的回归方程简化式 。 从表 3 看出 , 生 物 学 产
量 、 收获指数所参与的回归方程中对产量的效
应都是正效应 , 说明提高这两个性状对增加产
量是有利的。
2
.
2 各性状组合对产量的综合效应
经复相关系数计算 , 26 个组合除千粒重 +
收获指数组合不显著外 , 其它组合均达到 1 %
的显著水准 (表 4 ) 。 复相关系数幅度在 0 . 2 6 3 3
一 0 . 9 0 5 0 , 其中在 0 . 9 9 3 2一 0 . 9 , 50的组合有 8
1 0 0 0 ( 2 ) 陕 西 农 业 科 学一一 ` 国一表 2 各种组合的偏回归平方和与显普性 X 6奴合编号 性 状 组 合 X忍 X 3 X 4U p 显著性 U p 皿著性 U p 显著性 U p 显著性 U P 显著 l生朴荟.*旧.*赞份畏 ]骨公2 5 . 08262 5 . 188 9135 . 7 82 958. 92 05 怪 汾书 件份 共釜 升 17 . 36 0 92 4 , 670 98 6 . 605 218 . 732 92 . 401410 . 1232 公:,门勺CJS一ùJ、卜甲叽势ùM0 . 0() 180 . 232 31 . 27 56NsSN S 1 . 5 7 321 . 4 104NssSx l + x , + x 3+ x 一 + x ` 。 1 . 2095x 忍+ x 3 + x 4 + x `x z + x 3+ x 一 + x 6 1 . 0468x l + 沉 : + x ` + x s 1 . 4400x l + x Z+ x s + x o 1. 315 6X l + x Z + x 3 + x ` 8 . 5 194x i + x Z+ x s 、 0 . 1 1 99x , 十 x 3 + x 吞x s + x 4 十 x `x r + x , + x ` 66 , 0225x i + x 一 + x ` 0 . 16 4 9x ! + x 忿+ x 一 2 1. 01 16x i + x Z + x o 0 . 0053x Z十 x . + x `x : + x s + x ` 63 4 . 4634x 忍+ x 一十术石x l + x 艺 0 . 2 84 2x , + x s
x 3 十 x `
x 一+ x `
x 一+ x s 385
.
4793
x x + x ` 25
.
297 1
x Z + X 4
x 3 十 x `
x 忍+ x `
x 一+ x ` 635 . 135 6
,几咋`八」
N S
2
.
84 7 0
112
.
27 3 1
7 0
。
8 17 6
3 65
.
5848
1 28
.
3206
1 42
.
98 94
111
.
9889
7 45
.
406 9
备 芬
肠 苦
荟 份
. 份
公 带
谷 朴
升 朴
N S
朴 荟
份 朴
荟 签
朴 爸
3 3
.
8397
1
.
37 38
3 1
.
4 956
13
.
8659
0
.
3937
73
.
5466
公 .
.
1
.
7 23T
N S 769
.
216 8
书 荟
304
.
8 861
168
.
0616
40
.
2447
巧 1. 5 804
158
.
8 763
翁S**付番N
*.*C曰
:
资1.朴 势
1
.
57 18
N S 340
。
293 4
75 0
.
9389
32
.
5294
3 3
.
5556
份 公
0
.
05 72
1
.
205 7
255
.
7 100
3 8
.
3 045
N S
N S
5 7
.
4 858
NS
31
.
65 97
32
.
8212
苦 朴
624
.
3302
8 03
.
0 12 1 184
.
0 08 2
份 签
N S
带 扮
6
.
205 7
1 4 7
.
2 7 63
23 7
.
5487
19
.
5 176
N S
. 番
赞 .
畏 釜
. 井
. 份
铸 签
登 件
件 铃
井 份
7 4 7
.
12 53 0
.
3360
288
.
3 602
456了89功123巧IT02
注 : N S表示不显 著 ; , , 表示达到 10拓显著性 ; . 为 5 终显著性 .
表 3 多 元 回 归 方 程 简 化 式
简 化 式
y = 一 20 . 5 81+ 0 . 3 19 x 一+ 64 . 28 6x `
y = 2
.
133一 0 . 28 6 x 笼+ 0 . 305 x 2 + 0 . 189 x -
y = 一 18 . 7 7 0+ 0 . 441 x : + 0 . 830 x s
y = 1
.
8斤9+ 0 . 329 x 2 + 0 . 0 83 x -
y = 2
.
9 19+ 0
.
40 1
x :
y = 35
.
0 64 一 0 . 55 6 x l 一 1 . 250 x , + 0 . 466 x -
y = 一 50 . 363+ 0 . 826 x i + 0 . 909 x . + 91 . 544 X `
y = 4
.
863+ 0
.
2 71 x -
y = 一 21 . 150+ 0 . 7 43 x l + 7 5 . 05 Ox .
y = 9
.
593 + 0
.
55 4x i
方程 相同的性状组合编号
1
、
2
、
3
、
4
、
9
、
11
、
16
、
20
6
、
12
5
、
7
、
8
、
14
、
18
23
13
、
1 7
、
25
10
15
19
、
22
26
2 1
8 陕 西 农 业 科 学 1 9 9 0 ( 2 )
表 4 各种组合的R 。 R Z 、 F值
性状 组含 复相关系数
(R )
决定系数
(R名 )
*-*才*-
.*2409…*4lTg13856*93187635419T02967L3531.47271已.8x i + x . + x : + X一 + x o 0. 9950 0 . 9900义 , + x s + x 4+ x . 0 . 9943 0 , 9886万 x + x s + X一+ 了。 0 . 9 4 1 0 . 98 1
X l + x : + x 一+ x o 0
.
995 0 0
.
9900
x i + x : +
x 3 + x 一 0
.
99T 8 0
.
960 1
x l + x , + x 盛+ x o 0 . 9845 0 . 9693
x 几+ x , + x , 0 . 9 784 0 . 957 2
x . + x s + x ` 0
.
97 94 0
.
959 1
x s + x 一+ x . 0
.
9 3 4 0
.
98 69
x 一+ x , + x 4 0 . 9必 7 0 . 8848
x i + x一 + x o 0
.
9933 0
.
9 866
x 一+ x s + x 一 0 . 9837 0 . 96 7 7
x l + x : + x ` 0 . 9590 0 . 9197
x : + x s +
x o 0
.
9 790 0
.
95 85
x i + x : + x o 0
.
9089 0
.
8262
x : + x 一+ x o 0
.的 4 1 0 . 9 5 53
x l + X Z 0
.
9 590 0
.
91 97
x , + x s 0
.
97 83 0
.
957 1
x , + x 一 0
.
89了8 0 . 8 061
x ` + X . 0
.
9932 0
.
9864
x x + x s 0
.
2T 19 0
.
52丈1
x l + x
4
0
,
8 928 0
.
79 7 1
x Z + x 一 0
.
97 08 0
.
94 26
x s + x s 0
.
2633 0
.
0693
x , + x 一 0
.
9590 0
.
91 9 7
x i + x . 0
,
88 6 0
.
7861
4 90
153
5 63
1 2 0
个 。 从决定系数 ( R “ ) 推测 , 它们控制了产量
的 9 8%以上 , 这 8 个组合中都有生物学产量 、
收获指数共同参与。 五元组合与四元组合中x :
十 x : + x ` 十 x 。效果相同 , 它们的复相关系数最
高 , ` 均为 0 . 9 9 5 0 , 控制了产量变异的 9 % ; 三
元组合以二 2 十 x ` + x : 最好 , 控制了产量 变 异
的 9 8 . 8 3% ; 二元组合以 x ` + x s最好 , 控制 了
产量的 98 . 64 % 。 可 以看出生物学产量和 收获
指数两性状组合与 5 个性状组合的复相关系数
基本接近 , 说明这两个性状对产量的综合效应
相当子 5 个性状的综合效应 。
2
.
3 各性状之间的关联性
为了说明各性状间的关系和相对重要性 ,
我们计算了各性状对产量的直接通径系数和间
接通径系数 , 各性状间的相关系数和 决 定 系
数 。 从表 5 看出 , 生物学产量对产量的直接效
应最大 , 收获指数次之 , 这两个性状间的互作
效应也较大 , 单株小穗数 、 单株粒数的直接效
应较小 , 主要是通过生物学产量产生 间 接 效
应 ; 而千粒重无论是直接还是间接的作用都比
曰曰 . . . . . , . . . . . . . . 一- . 石 不 同 性 状 与 产 童 的 通 径 分 、析相 关 的 通 径 直接通径 系数 间接通径 系数 决 定P I 了p l冲二斗夕P I 峥 8 , yp l咔毛今 y
P l今启今 y
P Z y
P念分之分 y
P Z斗 3今 y
P至令 4分 y
p么分右今 y
P s y
p a 净 l今 y
p 3净 忿令 y
P 3今 3 , y
P 3 , 石今 y
P 4了
p 4分 i 今 y
P弓冲 2今 y
P毛令 s今 y
P 4分 ` 今 y
P巴 y
p巴峥 1咔 y
P匕今 2分 y
P 6今 3一 y
P` 分鑫令 y
一 0 . 1211 d z
系 数
0
。
0 147
单林小德
数对产贡
.D 15 97
0
.
0006
0
.
83 19
一 0. 154 2
0
。
2174
相 关 系 数
r l y二 0 . 7 168
r l : = 0
.
73 4 5
r一 3二 一 0 . 2286
r 里` = 0 . 903 5
r l . = 一 0 . 4240
r吕 y = 0
.
9588
d 1 2 = ~ 0
,
03 8 T
d i s = 一 0 . 0002
d i `二 一 0 . 2 01 5
d i ` = 0
.
03 7 4
d : ~ 0
.
047 3
单株杜数
对 产 量
一 0 . 08 89
0
.
0012
0
.
75了7
0
.
0丈15
一 0 . 002 7
r : s = 一 0 . 4402
r : 一= 0
.
8230
r 2 6 = 0
.
1 965
r 3 , = 一 0 . 24 7 6
d至3 = 0 . 0005
d , ` = 0
.
3 29 5
d Z。 = 0
.
03 11
d。= 0
.
00001
干 杜 重
时 产 童
0
.
027 7
一 0 . 0957
一 0 . 0 526
一 0 . 1242
r s ` = 一 0 . 05 7 1
r 3。= 一 0 . 3 416
d“ 二 0. 0 03
d s` = 0
.
000 7
0
.
9207
生物学产 r ` , = 0 . 8 7 5 8 d一二 0 . 847 7
t 叶产童
一 0 . 1094
0
.
17 8 9
0
.
0002
一 0 . 1146 r一= 一 0 . 3 150 d - . - 一 0 . 2 110
0
.
3 6 3 7
收获指数 0 . 0513
0
.
042 7
0
.
0() 09
一 0 . 29 00
r . r = 0
.
1687 d 6 = 0
.
13 23
叶 产 1
艺d= 0 . 9 0 1
1 9 9 0 ( 2 ) 陕 西 农 业 科 学
. . .留留 ., 二巴`口二. 二 , , t ,巴巴曰. 吐, . . 曰巴. . . . . , . ` 】~
.
, 一把一 ~ . 。 刀 . . , ￡一 . 巴 . . .二 . 留 . 二田昌 , 忿~ , 。 , 〔 , ` 翻万 J = . 目 , . ~ . , .一一平水年渭北旱源轮作粮食产量和水分效应韩仕峰 李玉 山 张孝中 史竹 叶 习 英
( 中国科 学院 西 北水土保持研 究所 ) ( 澄城 县农业 科学研 究所 )
提要 平 水年渭北 旱场 冬小 麦调控水分的有效措施是碗豆小 麦 高肥轮 作 , 能形成一个高储水 、 高供水的土味 水
分环境 , 产量比 一般地提高6 2一8 9万 . 比 其它处理提 高2e 一 3T 劣。
关键词 渭北旱娜 ; 抢 作 ; 施肥 ; 水 分效应
提高土壤水分效率是渭北早源增产粮食的
关键措施 。 据此 , 我们进行了轮作施肥调控水
分试验 。
l 试验设计与产量分析
试验设在澄城 县里庄村 , 该县年 均 降 水
5 44
.
2 o
l n : , 平均气温 2 2 . 2 ℃ , 热量充 足 , 生
长期较长 。 试 验 年 内 ( 1 9 8 7年 6 月一 1 9 8 8年
6 月 ) }泽水 4 8 9 . Zm lr , 平均 气 温 13 ℃ , 和 均
值比较 , 试验年属于平水年 。 试验设计 : 轮作
设有首蓓小麦 、 豌豆小麦 、 油菜小麦和连作小
麦 ; 肥料设有高肥 、 低肥和不施肥 ; 肥料类别
有化肥和 土粪 , 连同裸地土壤水 分 共 17 个处
理 , 5 1个小区 。 小 区面积 0 . 1亩 , 重 复 3 次 ,
随机排列 。 小麦品种为丰抗 13 号 , 油菜为关油
1号 , 管理 同大田 。
从表 1 看出 , 对照不施肥连作小麦产量为
11 9k g /亩 , 略高全县平均值 ( I O4 k g /亩 ) , 基
较小 。 此外 , 决定系数的总和 名 d = 0 . 9 9 01 ,
接近于 1 , 说明以上通径分析包括了主要的相
关性状 , 分析结果能够表达各性状间的真实关
系 。
表 1 试验处理与产量
3 讨 论
早在1 9 5 8年井山审对 19 个水稻栽培 品种进
行了生物学产量与产量的相关研究 , 发现相关
极显著。 工R R I研究指出 , 改良品种的籽 粒 产
量与干物质增加呈正 相 关 ( r = 。 . 93 16 ) , 表
明生物学产量的增加较显著地增加了产量 。
D o an ld 等在水稻 、 小麦 、 玉米 、 大豆等 作物
的研究认为 , 收获指数与产量呈正相关 , 用收
处 产 量 占对照
理 处 理 名 称 施肥 量号 ( k g /亩 ) (另 )
l 首篇小 麦轮作低肥 N 4P 3 14 5 . 5 ! 22 . 3
2 首着 小麦轮作低肥 N4 P 3 10 9 . 5 92 . 0
3 首着小 麦轮 作低肥 N 4 P 3 16 9. 5 1 4 2 . 4
4 草完豆小 麦轮作高肥 N SP 6土龚 500 0 193 . 0 1 62 . 2
+ 225
.
3
5 豌豆 , J, 麦轮 作高肥 N SP 6土类500 0 22 5 . 0 丈89 . 1
6 碗 豆 N S P 6土粪 5000 128 . 1 10丁. 6
7 碗豆 小 麦枪作低肥 N 4P 3 1 5 6 . 0 13 1. 1
+ 180
.
0
8 碗豆小 麦轮 作低肥 N 4P 3 16 8 . 4 14 1 . 5
9 碗 豆 N 4P 3土类5000 12 7 . 1 106 . 8
10 油菜小 麦枪作高肥 N S P 6 13 7 . 8 1 15 . 8
1 1 油 菜小 麦轮 作低肥 N 4P 4 159 . 5 13 4 . 0
12 小麦连作 有机肥 土类5000 1 6 9 . 2 142 . 2
1 3 小 麦连作 高 肚 N S P6 土龚5000 169 . 5 142 . 4
14 小 麦连作 高化肥 N S P6 16 6 . 5 13 9 . 9
巧 小麦连 作 无 肥 ( 对照 ) 1 19 . 0 一
16 裸 地 一 一 _
1 7 小 麦连作 低化肥 N 4P 3 1 56 . 3 13 1 , 3
注 : N 4P 3 为纯 氮 4 k g / 亩 , P : O o 3k g / 亩 ; 土 龚 50 00 为 土
类50 Ok g/ 亩 ; 十 22 5 . 0 为复种糜子产量 . 其它 同 义 。
获指数作间接选择 , 有助于提高产量 , 所选出
的品系优于用产量作指标所选出的品系 , 在禾
谷类作物高产育种中 , 比较成功的品种都有高
的收获指数和稳定的生物学产量 〔 ` ’ 。 这 些 结
论与我们的结果是一致的 , 由于生物学产量 、
收获指数对产量具有较高的正效应 , 所以今后
在正确选择筱麦亲本和优 良杂交后代上 , 应适
当注意这两个性状的选择 , 以便提高育种选择
的准确性 。 参 考 文 献
( l ) 序佩言等: 水稻产童性状 的多元分析 , 嘴作物 学
报 ) 1983 , V o lg ( 2 ) : 1 17一 12 .
〔 2 ) 张全德 、 胡采民 : < 农业试验统计模型和 B人sI C
程序》 , 浙江科学技术出版社 , 菜985 ,