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第 28 卷 第 4 期 作　物　学　报 V o l. 28, N o. 4
2002 年 7 月　 569～ 573 页 A CTA A GRONOM ICA S IN ICA pp. 569～ 573　 Ju ly, 2002
用AMM I模型分析杂交水稻基本性状的稳定性Ξ
刘文江1　李浩杰2　汪旭东2　周开达2
(1四川省农业科学院作物所, 四川成都 610066; 2 四川农业大学水稻研究所, 四川温江 611130)
摘　要　以近年来生产上的 5 个不育系和 9 个恢复系配组成 45 个 F 1, 进行 3 地点试验; 运用AMM I模型对产量、穗
粒性状等的稳定性进行分析, 结果表明: (1) 各性状G×E 互作均达到显著水平; 产量及大部分性状的变异以环境效应
为主, 其次是基因型效应, G×E 互作效应最小; 千粒重的环境效应和基因型效应相当。(2) 互作效应的构成, 即“线性
作用ö非线性作用”的比例, 因基因型和性状而不同。一些组合及性状以线性效应为主, 另一些则是非线性效应为主。
(3) 高产与稳产不存在明显矛盾; 选育产量较高、适应性又好的组合能够作到。(4) 借助参数D i, AMM I模型可以对稳
定性、适应性作准确、方便的评价; 相对而言, 回归模型缺少一个综合指标, 分析结果不能得到精确、直观地反映。
关键词　杂交水稻; AMM I模型; 稳定性; 基本性状
中图分类号: S511　　　文献标识码: A
Stab il ity Ana lys is for Elem en tary Characters of Hybr id R ice by AMM IM odel
L IU W en2J iang1　L I H ao2J ie2　W AN G Xu2Dong2　ZHOU Kai2D a2
(1 C rop Institu te, S ichuan A cad emy of A g ricu ltu ra l S cience, Cheng d u S ichuan 610066; 2 R ice R esearch Institu te of S ichuan A g ricu ltu ra l U ni2
versity , W enj iang , S ichuan 611130, Ch ina)
Abstract　A 32site N CÊ experim en t w as carried ou t fo r 45 hyb rid rice variet ies cro ssed by 5 CM S lines×
9 R esto rer lines, w h ich are w idely u sed recen t ly. T he characters′perfo rm ance in stab ility w as ana lysed by
AMM I m odel, and the resu lts show ed: (1) T he G×E in teract ion w ere p rom inen t; Fo r yield and m o st
characters environm en ta l effect accoun ted fo r the m o st to the to ta l varia t ion, geno type and G×E in terac2
t ion w ere on the 2nd and 3th o rders respect ively; Bu t fo r 10002gra in2w eigh t, the effects of environm en t
and geno type w ere equal. (2) T he p ropo rt ion of linear to non2linear com ponen ts in G×E in teract ion w as
varied w ith geno types and characters. Som e variet ies o r characters w ere m ain ly linear effect and o thers
non2linear effect. (3) N o obviou s con trad ict ion ex isted betw een h igh2yield and stab ility; It is po ssib le to
develop stab le and h igh2yield variet ies. (4) AMM Im odel is an effect ive and accu ra te w ay fo r stab ility and
adap tab ility m easu rem en t Com para t ively, regression m odel is sho rt in accu ra te and effect iveness.
Key words　H yb rid rice; AMM Im odel; Stab ility; E lem en ta l characters
　　作物品种的稳定性、适应性是决定其推广应用
价值的重要指标, 研究和评价稳定性的数学方法、
模型也多种多样, 如: 线性回归方法[ 5, 10, 11 ]、聚类
分析, 非参数分析, 非线性回归分析, 主分量分析,
对应分析等[ 7 ]。其中, 以“Eberhart 和 R u ssell 模
型”为代表的线性回归方法应用最多, 它假定“品种
×环境”互作与环境效应呈线性关系, 能在一定情
况下, 反映品种的稳定性。但是, 许多研究表明,
互作中线性和非线性作用同时存在, 而且非线性的
互作常常占更大比例, 因而不可避免地出现误差。
近年来, 一种将主分量分析与方差分析相结合
的方法“AMM I 模型”分析, 逐渐得到广泛应
用[ 1, 2, 6, 9 ]。AMM I模型名为“主效应可加和互作可
乘模型 (A ddit ive M ain Effects and M u lt ip lica t iveΞ 作者简介: 刘文江 (19702)、男、四川苍溪人、助研、硕士、从事杂交水稻育种开发工作。
基金项目: “九五”国家总理基金和农业跨越计划资助项目。
对“资中、雅安、温江、眉山”试验点的同志和四川农业大学水稻研究的老师给予的支持表示感谢! 对提供AMM I模型及给予指导、帮
助的王磊 (中国水稻所)、蒋开锋 (四川省农科院水稻所)、张泽 (西南农业大学)表示感谢!
Received on (收稿日期) : 2000205210, A ccep ted on (接受日期) : 2001204221

In teract ion M odel)”。1988 年, Guach 首先将它应
用于多点产量的试验资料分析。研究表明, AMM I
分析通过从加性模型的残差中分离模型误差与干
扰, 可以提高估计准确性[ 2 ] , 并借助于偶图, 可以
直观地描绘、分析基因型×环境互作的模式。所
以, 针对以往的研究组合较少、考察的性状单一
(产量) , 不能深入认识杂交稻稳定性的内在规律的
特点, 本试验以 45 个 F 1 (5×9) 组合进行三地点的
N C Ê 试验, 用AMM I 模型分析多个性状的稳定
性, 以期对杂交稻产量及其它性状的稳定性表现规
律, 有进一步的认识和了解。
1　材料与方法
1. 1　试验材料
5 个不育系与 9 个恢复系 (表 1) , 按N CÊ 设计
配组成 45 个 F 1 组合 (以珍籼 97A ×明恢 63 为对
照)。
表 1　　亲本材料名称、代号及选育单位
Table 1　　Name, code and breeder of the paren t mater ia ls
类别V arieties 代号 Code 名称 N am e
　 R 1① 蜀恢 160 (R 160) Shuhui160
R 2① 轮恢 615 L unhui615
恢复系 R 3② 明恢 63 M inghui63
R 4③ 绵恢 725 (R 725) M ianhui725
Resto rer lines R 5① 蜀恢 881 (R 881) Shuhui881
R 6④ R 130 R 130
R 7⑤① R 638480 R 638480
R 8①⑤ R 6078 R 6078
R 9① 蜀恢 527 (R 527) Shuhui527
A 1⑥ 珍汕 97A Zhengshan97A
不育系 A 2① 612S 612S
A 3① D 62A D 62A
CM S lines A 4① 冈 46A Gang46A
A 5⑦ Ê 232A Ê 232A
　　3 选育单位: ① 四川农业大学水稻研究所　R ice Research In2
st itu te of Sichuan A gricu ltu ral U niversity; 　　 (B reeder) ②
福建三明市农科所　Sanm ing A cadem y of A gricu ltu ral Sci2
ence, FuJ ian; 　　③ 四川绵阳市农科所　M ianyang A cade2
m y of A gricu ltu ral Science, Sichuan; 　　④ 四川眉山农校
　Sichuan M eishan A gricu ltu ral Co llege; 　　⑤ 重庆市作
物所　Chongqing C rop Research Institu te; 　　⑥ 江西省萍
乡市农科所　P ingxiang A cadem e of A gricu ltu ral Science,
J iangxi; 　　⑦ 湖南杂交水稻研究中心　H unan H ybrid
R ice Research Center
1. 2　试验方法
各组合于 1998 年 4 月在温江统一播种、育秧。
5 月上旬, 分别在温江、雅安及资中三个地点, 按
统一试验方案 (随机区组, 3 次重复, 12000 株ö
667m 2, 3 行区, 12 株ö行)栽插, 按本地大田管理方
法管理。
各小区分别记录始穗期, 成熟前调查株高、有
效穗, 成熟时按各地点、各组合成熟时间, 分期收
获。先收取每小区第二行中 5 株, 考种记录: 穗长、
空粒数、实粒数、千粒重。收取余下 25 株测实际产
量, 折为亩产 (kgö667m 2)。
1. 3　统计分析方法
首先进行 3 个地点的方差分析及Bart let t 方差
同质性检验。
AMM I模型分析:
模型为: y ijk= u+ Αi+ Βj+ 2 ΚsΧis∆js+ Θij+ Εijk
y ijk—品种 i 在环境 j 第 k 次重复的观察值
u—总平均值, Αi—基因型 i 的主效应, Βj—环
境 j 的主效应Κs—S 轴 ( IPCA ) 的奇异值, r is—S 轴的基因型
特征向量值∆js—S 轴的环境特征向量值, Θij—提取 P 个 IP2
CA 轴后余下的残差Εijk—试验误差。
其中 2 ΚsΧis∆js (= Κ0. 5s Χis×Κ0. 5s ∆js) 即为所估算的基
因型与环境交互作用 (G×E) ij, Κ0. 5s Χis和 Κ0. 5s ∆js分别
为基因型 i 与地点 j 的第 S 个交互作用主成分值
( IPCA s 值)。参照张泽的方法[ 2 ] 计算 D i 值 (D i=2 IPCA s , 即为 IPCA 空间中基因型 i 离原点的距
离, D i 值越大, 稳定性越差)。通过D i 及所作的
AMM I双标图, 可以明确地了解 G×E 互作效应大
小。
线性回归模型以 Perk in s & J ink s 模型为例。
所有分析用BSTA T 软件及 Excel 程序在计算
机上进行。
2　结果与分析
2. 1　各试点 F1 的性状表现
45 个 F 1 组合在 3 个试点上的平均产量差异较
大, 亩产从 404. 03 kg (612S×R 160) 到 543. 32 kg
(冈 46A ×R 725)。比对照汕优 63 (代码为“13”) 增
产的组合有 27 个, 占了 60% , 增产幅度为 0. 27%
～ 13. 45%。大多数组合在三试点上的表现均不一
致, 少数变化很大, 说明组合产量与环境间存在着
互作。三试点均值表明, 温江点产量潜力最高, 雅
安最低。
　　另外 8 个性状在地点间、组合间也表现出很大
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表 2　各组合的平均产量及稳定性参数
Table 2　M ean y ield and y ield stabil ity index
of the combination s
组合代码
Com b.
code
组合名称
Com b.
nam e
平均产量
M ean
yield
Perk ins & J ink s 模型
M S2R eg. M S2D ev. AMM I模型(D i)
11 珍籼 97A ×R 160 462. 11 404. 43 224. 35 1. 65
12 珍籼 97A ×轮恢 615 482. 58 1547. 63 849. 84 3. 14
13 珍籼 97A ×明恢 63 478. 85 675. 62 1882. 74 3. 39
14 珍籼 97A ×R 725 506. 34 2669. 32 671. 08 3. 78
15 珍籼 97A ×R 881 480. 65 24. 41 393. 85 1. 35
16 珍籼 97A ×R 130 513. 80 2. 80 1387. 19 2. 49
17 珍籼 97A ×R 638480 453. 93 725. 24 1458. 60 3. 04
18 珍籼 97A ×R 6078 467. 90 2742. 18 5286. 49 5. 82
19 珍籼 97A ×R 527 533. 57 1466. 29 259. 45 2. 65
21 612S×R 160 404. 03 2264. 04 67. 43 3. 11
22 612S×轮恢 615 439. 02 254. 34 747. 02 2. 12
23 612S×明恢 63 430. 18 24. 35 218. 76 1. 05
24 612S×R 725 455. 78 268. 11 1331. 44 2. 68
25 612S×R 881 483. 68 365. 35 1415. 56 2. 76
26 612S×R 130 428×60 69. 30 613. 17 1. 72
27 612S×R 638480 447. 14 76. 53 1010. 46 2. 18
28 612S×R 6078 406. 32 916. 04 1982. 87 3. 50
29 612S×R 527 510. 47 19. 36 1014. 83 2. 16
31 D 62A ×R 160 509. 08 371. 40 1442. 23 2. 85
32 D 62A ×轮恢 615 483. 14 1734. 94 1319. 84 3. 66
33 D 62A ×明恢 63 473. 99 1286. 02 7. 45 2. 30
34 D 62A ×R 725 509. 17 682. 58 0. 06 1. 67
35 D 62A ×R 881 516. 28 71. 05 662. 78 1. 79
36 D 62A ×R 130 492. 66 96. 33 433. 00 1. 51
37 D 62A ×R 638480 503. 58 5950. 53 3588. 53 6. 45
38 D 62A ×R 6078 424. 04 1650. 08 4818. 46 5. 25
39 D 62A ×R 527 514. 55 3760. 41 1795. 79 4. 91
41 冈 46A ×R 160 504. 95 185. 50 1933. 96 3. 04
42 冈 46A ×轮恢 615 486. 69 367. 33 3026. 04 3. 91
43 冈 46A ×明恢 63 500. 68 2834. 97 877. 03 3. 89
44 冈 46A ×R 725 543. 32 2508. 43 117. 31 3. 27
45 冈 46A ×R 881 495. 35 449. 90 385. 89 1. 92
46 冈 46A ×R 130 518. 32 17. 20 615. 12 1. 69
47 冈 46A ×R 638480 519. 19 3586. 43 761. 91 4. 20
48 冈 46A ×R 6078 491. 28 2556. 69 336. 61 3. 43
49 冈 46A ×R 527 522. 80 158. 73 2069. 87 3. 12
51 Ê 232A ×R 160 461. 21 2897. 75 5. 72 3. 44
52 Ê 232A ×轮恢 615 456. 73 130. 21 527. 06 1. 68
53 Ê 232A ×明恢 63 480. 23 1277. 21 49. 69 2. 32
54 Ê 232A ×R 725 490. 01 1439. 38 284. 30 2. 71
55 Ê 232A ×R 881 489. 22 4597. 79 97. 99 4. 37
56 Ê 232A ×R 130 453. 47 6437. 62 40. 49 5. 16
57 Ê 232A ×R 638480 476. 81 153. 45 687. 04 1. 94
58 Ê 232A ×R 6078 461. 31 14. 08 488. 04 1. 49
59 Ê 232A ×R 527 531. 73 32. 11 3047. 47 3. 70
差异: 有效穗以温江点最高 (平均 11. 96ö株) , 资中
最低 (8. 05ö株) : 组合以“D 62A ×R 6078”最高 (三点
平均 10. 68ö株) , “Ê 232A ×R 725”最低 (8. 244ö
株)。穗着粒数则以资中最高 (177. 2) , 雅安最低
(138. 8) ; 组合“冈 46A ×R 725”最高 ( 197. 3) ,
“612S×R 527”最低 (126. 1)。结实率以雅安最高,
资中最低, 分别为 83. 89%、66. 94% ; 组合“612S
×R 725”最高 (88. 69% ) , “D 62A ×R 638480”最低
(62. 51% )。
相对而言, 千粒重随地点的变化较小 (在 25. 79
～ 26. 59g 间 ) , 但组合间差异大, 从 22. 82g
(“D 62A × R 6078”) 到 29. 03g (“珍 汕 97A ×
R 527”)。
2. 2　F1 性状的联合方差分析和多重比较
对产量的Bart let t 检验结果, 3 点的误差均方
同质 (X 2= 1. 6725< X 2(0. 05, 2) = 5. 99)。
产量的方差分析 (见表 3)说明:
(1) 组合间差异达 0. 01 显著水平, 组合间平方
和 (SS) 占总 SS 的 47. 8% , 说明该试验中, 品种间
差异是最主要的。L SD 多重比较表明, 只有组合
“冈 46A ×R 725”(代码为: 44)比CK (汕优 63) 增产
达 0. 05 显著水平, 其它增产组合均不显著; 减产组
合中, “612S×R 160”和“612S×R 6078”与 CK 达
0. 05显著水平。
(2) 地点间差异达到 0. 01 显著水平, 说明地点
间确有差异。L SD 多重比较 (未列表) 表明: 温江的
平均产量最高, 与雅安、资中均达到 0. 01 显著水平
差异; 其次是资中, 与雅安之间达到 0. 05 显著水平
差异。
(3) 组合×地点互作达 0. 01 显著水平, 而且其
平方和占总平方和的 35. 44% , 有必要进行稳定性
分析。
表 3　　产量的联合方差分析
Table 3　　Pooled ANOVA by linear model and AMM I
model for y ield
变异来源
Source of
variance
D F
　
SS
　
占 SS%
Per. of
to tal SS
M S
　
F
　
组合 Geno type 44 148496. 0 47. 84 3374. 91 4. 833 3
地点L ocation 2 51898. 0 16. 72 25949. 0 37. 163 3
组合×地点 G×E 88 109998. 0 35. 44 1249. 9 1. 793 3
回归模型 L inear model
回归 R egression 44 59763. 4 54. 33 1358. 26 1. 953 3
离回归 R esidual 44 50234. 8 45. 67 1141. 70 1. 633
AMM I模型AMM Imodel
AMM I1 45 60735. 8 55. 22 1349. 68 1. 933 3
AMM I2 43 49262. 4 44. 78 1145. 64 1. 643
误差 Poo led erro r 270 185440. 4 698. 3
　　其它性状的方差分析结果大部分与产量相近。
组合间、地点间差异均达到极显著水平, 地点间方
差普遍更大, 尤其以有效穗、株高、结实率、穗长、
穗粒数最明显, 绝大部分变异来自于环境差异; 只
有千粒重的变异中, 基因型、环境作用基本相当。
2. 3　品种对地点的回归分析
从表 3 看出: 相对于误差而言, 回归均方极显
著, 离回归均方也达到显著水平; 但相对于离回归
均方而言, 回归均方不显著 (F= 1. 19)。说明: 产量
1754 期　　　　　　　　　　　　　刘文江等: 用AMM I模型分析杂交水稻基本性状的稳定性　　　　　　　　　　　　　　

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