王 謐，金衛(wèi)斌，王維東，趙志華，范玉剛，劉 平，卜群第

(長江大學(xué)農(nóng)學(xué)院，湖北 荊州 434025)

棉花“兩帶育苗”基質(zhì)原料含量對出苗率的影響及通徑分析

王 謐，金衛(wèi)斌，王維東，趙志華，范玉剛，劉 平，卜群第

(長江大學(xué)農(nóng)學(xué)院，湖北 荊州 434025)

陸地棉；兩帶育苗；偏相關(guān)分析；通徑分析

一種帶基質(zhì)移栽和具拮抗作用的棉花無土旱育苗技術(shù)是由長江大學(xué)獨創(chuàng)的一項發(fā)明技術(shù)(專利號：200710053583.4)，簡稱為“兩帶育苗”(即帶基質(zhì)移栽和帶抗病的拮抗菌)。該技術(shù)集裸苗移栽的無土旱育苗與帶基質(zhì)移栽的水育苗技術(shù)之優(yōu)點，既帶基質(zhì)移栽又采用旱育苗技術(shù)，具有較大的商業(yè)化潛力[1,2]。為進一步了解該育苗基質(zhì)各原料對出苗率的作用效應(yīng)方向及大小，采用均勻設(shè)計進行了各種原料配方影響出苗率的試驗，并采用二次回歸方程模擬原料含量與出苗率之間的關(guān)系，對各原料含量的作用進行了通徑分析。

1 材料與方法

1.1 材料

基質(zhì)原料分別為X1(蛭石)、X2(草炭)、X3(珍珠巖)、X4(粘結(jié)劑)和X5(pH調(diào)節(jié)劑)；供試品種為鄂雜棉10號；采用176穴規(guī)格育苗盤。

1.2 方法

試驗在長江大學(xué)農(nóng)學(xué)院實習(xí)基地的溫室中進行。

(1)均勻試驗方案的確定 以確定的各原料適宜含量區(qū)間作為約束條件，使用DPS的均勻試驗設(shè)計模塊[3]，對該試驗的5個基質(zhì)原料，以水平數(shù)為15進行配方試驗設(shè)計；各原料配比受到式(1)的約束。約束條件如下:

(1)

并使用該模塊定向優(yōu)化算法對其方案進行優(yōu)化。以完全隨機區(qū)組設(shè)計對各處理位置進行規(guī)劃，實施該試驗方案，并統(tǒng)計各處理的出苗率。

(2)二次多項式回歸模型的建立 以所得的各處理出苗率作為依變量，進行二次多項式回歸分析，得出最優(yōu)回歸方程。

采用多元二次多項式回歸分析，在給出的因素和指標(biāo)之間，找出一個明確的函數(shù)表達(dá)式，建立眾因果關(guān)系的數(shù)學(xué)模型。該試驗采用的二次多項式回歸模型為：

(2)

式中，Y表示出苗率；x2項表示i因子的二次項效應(yīng)；xixj項表示i與j因子間的互作效應(yīng)。

對這類回歸分析模型，也可對其進行逐步回歸分析，只保留顯著的項，剔除不顯著的項。

(3)偏相關(guān)以及通徑分析 偏相關(guān)系數(shù)是在其它n-2個自變量都保持一定時，指定的某一自變量與依變量間的相關(guān)密切程度。其相關(guān)系數(shù)方程如下：

(3)

通徑系數(shù)是變量標(biāo)準(zhǔn)化的偏回歸系數(shù)，表示各原因?qū)Y(jié)果的相對重要性。

(4)

式中，bi代表y對xi的偏回歸系數(shù)；σx i、σy分別為xi、y的標(biāo)準(zhǔn)差；ryxi表示xi對y的直接通徑系數(shù)，用rijryxi表示xi通過xj對y的間接通徑系數(shù)[5]。

2 結(jié)果與分析

2.1 回歸方程的建立

利用DPS數(shù)據(jù)系統(tǒng)處理，進行二次多項式回歸，得到如下模擬回歸方程：

-114.182 338 6X2X4-676.938 375X3X5+539.654 249X4X5。

表1 各原料構(gòu)成比例與出苗率的偏相關(guān)分析Table 1 Partial correlation analysis on seedlingemergence rate and proportion of raw materials in matrix

由所得回歸方程可知，出苗率只與原料X2、X3的主效應(yīng)表現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；與原料X3、X4和X5在二次效應(yīng)上表現(xiàn)出顯著的正向相關(guān)關(guān)系。原料X3對出苗率的影響表現(xiàn)出相反的二次效應(yīng)，其一次項系數(shù)為負(fù)值，而二次項系數(shù)則為正向，這可造成在該原料水平逐步提高的過程中，出苗率開始出現(xiàn)降低，而后上升的趨勢。在原料間的互作效應(yīng)上，兩原料間相互效應(yīng)X1X4、X1X5、X2X4和X3X5的各效應(yīng)值均與出苗率表現(xiàn)出顯著的負(fù)向相關(guān)，而與X1X2、X4X5這表現(xiàn)為顯著的正向效應(yīng)。

2.2 各回歸方程因子對出苗率的偏相關(guān)分析

對各原料含量比率與出苗率之間進行偏相關(guān)分析，結(jié)果如表1所示，在單質(zhì)表現(xiàn)上，出苗率與原料X2呈顯著的負(fù)相關(guān)，這可能與原料X2的pH值水平不利于棉種出苗有關(guān)；與原料X3呈極顯著的負(fù)相關(guān)，但在效應(yīng)值上原料X3與出苗率又表現(xiàn)出極顯著的正相關(guān)關(guān)系，這可能與原料X3本身具有孔隙度大、保水性能較差，但又具有輕質(zhì)易于出苗等特點有關(guān)；原料X4、X5的效應(yīng)值均與出苗率表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。在互作效應(yīng)上，原料X1和X2的互作效應(yīng)，即X1X2與出苗率具顯著的正相關(guān)，而X4X5與出苗率呈極顯著的負(fù)相關(guān)，這可能是由于原料X4、X5的細(xì)度、孔隙度比較X1要小，其所構(gòu)成基質(zhì)的通氣性能下降，從而導(dǎo)致其不利于出苗。

2.3 各回歸方程因子對出苗率的通徑分析

表2 出苗率相關(guān)因素的通徑分析Table 2 The path analysis on relative factors of seedling emergence rate

3 小結(jié)

[1]王 謐.一種帶基質(zhì)移栽和具拮抗作用的棉花無土旱育苗技術(shù)：中國,200710053583.4[P].2009-04-22.

[2]王 謐,王維東,范玉剛,等.棉花無土育苗技術(shù)——帶拮抗菌和帶基質(zhì)移栽[J].中國棉花,2009,(3):27～28.

[3]唐啟義,馮明光.DPS數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)——試驗設(shè)計、統(tǒng)計分析及模型優(yōu)化[M].北京:科學(xué)出版社,2006.570～572.

[4]蓋鈞鎰.試驗統(tǒng)計方法[M].北京:中國農(nóng)業(yè)出版社,1999.195～208.

[5]程新意,李紹疆.通徑分析的數(shù)學(xué)模型[J].工科數(shù)學(xué),1990,6(4):99～105.

2009-06-22

王 謐(1958-)，男，湖北荊州人，農(nóng)學(xué)碩士，副教授，主要研究方向為作物栽培與育種.

10.3969/j.issn.1673-1409(S).2009.04.001

S31

A

1673-1409(2009)04-S0001-03