农业院校《试验设计与分析》课程参考资料（区域试验分析方法）作物品种区域试验产量结果的综合分析法.pdf_大学文库

四川农业大学学报 Vol.18 No.2 Joumal of Sichuan Agricultural University Jum.2000 作物品种区域试验产量结果的综合分析法明道绪，黄玉碧，刘永建，聂小容 (四川农业大学数量遗传研究室，四川雅安625014) 摘要：利用联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析法对1998年四川省杂交玉米区域试验山区组产量结果进行了综合分析发现：地区间，品种间差异极显著(P<0.01),各品种在不同地区表现不相同(P<0.01):除七三单交外其余7个品种稳定性较差：8个品种分为三类：第一类雅970、SAU97-3、雅962，第二类绵8788、绵41×2MG-15、宜9507.第三类七三单交，第一类与第二、三类问第异极显著(P<0.01),第二与第三类问在a=0.25水平上差异是关健词：区域试验：产量：综合分析中图分类号：s5022:S11 文款标识码：A 文章编号：1000-2650(2000)02-0148-05 作物品种区域试验是作物育种过程中不可缺少表1参试组合的一个环节，其目的是评价参试品种的生产能力及组合编号组合名称供种单位其适应区域，为是否推广某一品种和在什么区域推 (1 雅962 雅安地区农科所广这一品种等决策提供依据。科学地分析品种区域 (2 绵8788 绵阳市农科试验结果对客观地评价参试品种生产力的优劣和适 9507 宜宾地区农科所推970 推地应区域有十分重要的意义。现行的分析方法是：先 SAU97 玉米研究中心由各试点对产量结果进行方差分析：然后由汇总单 41X 位按各试点参试品种平均亩产的高低排序，并根据三单交(CK) 州农学院都汇堰市种子名试验点方芜名分析结果以及生育期、植株性状、有注：本文中所说的品种，在所举的实例中均指组合粒性状、抗病情况等对各参试品种进行综合评述，从参试单位11个：宣汉县种子公司、北川县种子而对该品种提出是继续参试或推荐审定的意见。现公司、剑阁县种子公司、都江堰市种子公司、雷波县行分析方法最大的不足是：除各试验点对产量结果种子站、青川县种子站、筠连县种子公司、古蔺县种进行了方差分析外，无论是供试品种的排序还是对子公司、盐边县农业局、天全县种子公司、通江县种品种的综合评述均未以深入的统计分析作依据，亦子公司，各参试点均按四川省玉米区域试验方案进未对品种的稳定性及适宜区域作出评价。所以现行行。其中因干早等原因，通江、雷波两个试点缺苗严分析方法是比较粗略的。为了弥补现行分析方法的重，试验报废。9个试验点产量结果方差分析见表不足，我们推荐对品种区域试验产量结果采用包含联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析3种分析结果表明：在9个试验点中，有7个试验点品种方法的综合分析法。虽然综合分析法计算量较大间差异极显著(P<0.01),有2个试验点品种间差但可借助千由黄对数据讲行处理。所得结论比现行异显著(P<0.05)。分析方法更精确、可靠。下面通过对1998年四川省杂交玉米区域试验山区组产量结果的分析，说明对各试验点产量结果的联合方差分析品种区域试验产量结果进行综合分析的全过程们。联合方差分析结果表明：地区间、品种间、地区 1各试点的方差分析与品种的交互作用极显著(P<0.01)。地区与品种交互作用极显著说明各品种在不同地点表现不相同参试组合共8个，见表1。 (见表3)。 .收稿日期：2000-03-27 基金项且：四山省应用基础研究专项经费资助项目这里耐也可用于对品种区域试验其它试验指标进行综合分析

作物品种区域试验产量结果的综合分析法! 明道绪，黄玉碧，刘永建，聂小容（四川农业大学数量遗传研究室，四川雅安 !"#$%&）摘要：利用联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析法对%’’(年四川省杂交玉米区域试验山区组产量结果进行了综合分析发现：地区间、品种间差异极显著（!"$)$%），各品种在不同地区表现不相同（!"$)$%）；除七三单交外，其余*个品种稳定性较差；(个品种分为三类：第一类雅’*$、+,-’*./、雅’!"，第二类绵(*((、绵&%0"、12.%#、宜’#$*，第三类七三单交，第一类与第二、三类间差异极显著（!"$)$%），第二与第三类间在!3$)"#水平上差异显著。关键词：区域试验；产量；综合分析中图分类号：+#$""4+%% 文献标识码：, 文章编号：%$$$."!#$（"$$$）$".$%&(.$# 作物品种区域试验是作物育种过程中不可缺少的一个环节，其目的是评价参试品种的生产能力及其适应区域，为是否推广某一品种和在什么区域推广这一品种等决策提供依据。科学地分析品种区域试验结果对客观地评价参试品种生产力的优劣和适应区域有十分重要的意义。现行的分析方法是：先由各试点对产量结果进行方差分析；然后由汇总单位按各试点参试品种平均亩产的高低排序，并根据各试验点方差多分析结果以及生育期、植株性状、穗粒性状、抗病情况等对各参试品种进行综合评述，从而对该品种提出是继续参试或推荐审定的意见。现行分析方法最大的不足是：除各试验点对产量结果进行了方差分析外，无论是供试品种的排序还是对品种的综合评述均未以深入的统计分析作依据，亦未对品种的稳定性及适宜区域作出评价。所以现行分析方法是比较粗略的。为了弥补现行分析方法的不足，我们推荐对品种区域试验产量结果采用包含联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析/种分析方法的综合分析法。虽然综合分析法计算量较大，但可借助于电脑对数据进行处理。所得结论比现行分析方法更精确、可靠。下面通过对%’’(年四川省杂交玉米区域试验山区组产量结果的分析，说明对品种区域试验产量结果进行综合分析的全过程［%］。 % 各试点的方差分析参试组合共(个，见表%。表% 参试组合组合编号组合名称供种单位（%）雅’!" 雅安地区农科所（"）绵(*(( 绵阳市农科所（/）宜’#$* 宜宾地区农科所（&）雅’*$ 雅安地区农科所（#） +,-’*./ 四川农业大学玉米研究中心（!）绵&%0" 绵阳市农科所（*） 12.%# 绵阳经专、贵州农学院（(）七三单交（56）都汇堰市种子公司注：本文中所说的品种，在所举的实例中均指组合。参试单位%%个：宣汉县种子公司、北川县种子公司、剑阁县种子公司、都江堰市种子公司、雷波县种子站、青川县种子站、筠连县种子公司、古蔺县种子公司、盐边县农业局、天全县种子公司、通江县种子公司，各参试点均按四川省玉米区域试验方案进行。其中因干旱等原因，通江、雷波两个试点缺苗严重，试验报废。’个试验点产量结果方差分析见表 "。结果表明：在’个试验点中，有*个试验点品种间差异极显著（!"$)$%），有"个试验点品种间差异显著（!"$)$#）。 " 各试验点产量结果的联合方差分析联合方差分析结果表明：地区间、品种间、地区与品种的交互作用极显著（!"$)$%）。地区与品种交互作用极显著说明各品种在不同地点表现不相同（见表/）。第%(卷第"期 "$$$年!月四川农业大学学报 789:;+?@A9<;,B:?@9=C9:<=-;?DE:F?CG H8=I%(J8I" 79;I"$$$ !收稿日期："$$$.$/."* 基金项目：四川省应用基础研究专项经费资助项目。这里介万方数据绍的方法也可用于对品种区域试验其它试验指标进行综合分析

第2期明道绪（等）：作物品种区域试脸产量结果的综合分析法 149 表29个试验点产量结果方差分析 A剑阁 d A宣汉 A北 SS MS F SS MS F SS MS 区组 2 4.4002 2.2001 <1 0.3621 0.1811<1 0.3783 0.1892 <1 品种 7208.8117 29.8302 10.1674”45.4357 6.4908 5.4618= 36.0036 5.1434 18.4948 误 14 41.0745 2.9339 16.6378 1.1884 3.8931 0.2781 总的23254.2864 62.4356 40.2750 变异 A都江堰 A:青川 A筠连源 df SS MS SS S MS ☒组212.7888 63044 704)) 1.0211 2.0e00 0607A 02027 <1 品种 7 63035 0114g 5.7376 547702 78256 16.0098* 512107 73158 11.9637 误第14 222405 1.5886 6.8428 0.4888 8.5607 0.6115 总的2398.8328 63.6642 60.3788 A,古南 A。盐边 A天全 d MS 风组 81258 620 06s0m 2.2536 品种 85257 4.1377 282116 40200 4.0165 21.1686 30p41 38.6714 1.0034 0.0782 总的23106.6533 420182 26704 变异来源 af 地区内区组间 887 3.870 2.437 MS地/MS地内K=324. 品区×品种 MS地×品/M 5.150 7089.96 注：在进行品种区域试验结果联合方差分前，应先采用aler's2检验法对误差方差进行齐性检验。 9个场点的 X=51.169 除A 、A（ )3个试 3400 对满足的试险结果进行联合方差分析，但样作将损失3个试的信息，所以本文们 9个试验场的试行方分航 3品种稳定性分析(Eberhart-Russell模型) 表48个品种在9个地点的平均产量(，) kg/小区地品种 A A A A 总和 0433 110633 15 250600 166.9767 110333 A 114000 126233 3270023046 333000265167 11200016116 177.866 245567 1026671204672600018800026600237333 10.860015.1133 169.2067 (6 3033101Q67 12.610023.786718.540023.506723.1667 117100 14.2533 1500624 (7) 226167 0100 9.476724.106720.020026.210021.600011.013314.6233 158576 (8) 18.5500 8.296711.316720.933319.310022.573320.43338.623313.9267143.9633 总和y 174.703382.713398.3602184.8801164.3700199.8334178.133387.2200121.2400 y. 1291.4536 平均 21.8379 10.3392 12.2950 23.110 20.5463 24.9792 22.2667 10.9025 15.1550 环境指数 3.9011-7.5977-5.6419 5.17312.6094 7.04234.3298-7.0344-2.7819 万万数括

表! "个试验点产量结果方差分析变异来源 !" #$宣汉 ## $# % #!北川 ## $# % #%剑阁 ## $# % 区组 ! &’&((! !’!(($ !$ (’%)!$ (’$*$$ !$ (’%+*% (’$*"! !$ 品种 + !(*’*$$+ !"’*%(! $(’$)+&"" &,’&%,+ )’&"(* ,’&)$*"" %)’((%) ,’$&%& $*’&"&*"" 误差 $& &$’(+&, !’"%%" $)’)%+* $’$**& %’*"%$ (’!+*$ 总的 ############################################################## !% !,&’!*)& )!’&%,) &(’!+,( 变异来源 !" #&都江堰 ## $# % #,青川 ## $# % #)筠连 ## $# % 区组 ! $!’+*** )’%"&& &’(!,!" !’(&!! $’(!$$ !’(*"( (’)(+& (’%(%+ !$ 品种 + )%’*(%, "’$$&* ,’+%+)"" ,&’++"! +’*!,) $)’(("*"" ,$’!$(+ +’%$,* $$’")%+"" 误差 $& !!’!&(, $’,**) )’*&!* (’&*** *’,)(+ (’)$$, 总的 ############################################################## !% "*’*%!* )%’))&! )(’%+** 变异来源 !" #+古蔺 ## $# % #*盐边 ## $# % #"天全 ## $# % 区组 ! $*’$!,* "’()!" &’%"*&" (’),"( (’%!", !$ &’,(+$ !’!,%) !*’*$*&"" 品种 + ,"’)*(( *’,!,+ &’$%++" !*’!$$) &’(%(! &’($)," !$’$)*) %’(!&$ %*’)+$&"" 误差 $& !*’*&+, !’()(, $&’(&+) $’((%& $’("&+ (’(+*! 总的 !% $()’),%% &!’"$*! !)’++(& 表% 品种区域试验产量结果的联合方差分析（品种固定、试验场点和区组随机的混合模型）变异来源 !" ## $# % 地区内区组间 $* &%&*+(* !&&%+% 地区 * )%%%&+,!! +"$&+$"( $#地／$#地内区-%!&&*%&&"" 品种 + !&$&!(*) %&&&,*& $#品／$#地.品-,&**,!"" 地区.品种 ,) %!+&**)( ,&*,,$ $#地.品／$#/-,’$,($"" 误差 $!) $&%’!&"% $’$%)" 总的 !$, +(*"’"))" 注：在进行品种区域试验结果联合方差分析之前，应先采用01234/33’5!! 检验法对误差方差进行齐性检验。"个场点的 !!-,$6$)"%""；剔除#$ （宣汉）、#% （剑阁）、#" （天全）%个试验场点后，!!-+6%&))!!! (6(,（,）-$$6(+。本应对满足误差方差齐性要求的#! （北川）、#& （都江堰）、#, （青川）、#) （筠连）、#+ （古蔺）、#* （盐边）)个试验场点的试验结果进行联合方差分析，但那样作将损失%个试验场点的信息，所以本文仍以"个试验场点的试验结果进行方差分析。 % 品种稳定性分析（78/29123:;／小区品种地区 #$ #! #% #& #, #) #+ #* #" 总和’(& （$） !&&(&%% $$&*)%% $!&,,)+ !!&)&(( !$&)*(( !,&()(( !!&)((( "&*")+ $)&)%)+ $))&"+)+ （!） !(&$+)+ $$&(%%% $!&)")+ !!&,()+ !$&&,(( !,&+((( $"&*%%% $!&%!)+ $&&&*(( $)(&!(%& （%） $)&)+%% "&&!%% $%&%*)+ !(&**(( !$&!*(( !%&)()+ !$&**)+ $$&&"(( $)&("(( $,&&)")+ （&） !,&**%% $!&)%%% $%&%+(( !%&"&)+ !%&!((( !)&,$)+ !&&"((( $$&%((( $)&$$)+ $++&*))+ （,） !&&,,)+ $(&%))+ $!&"&)+ !)&(*(( $*&*"(( !)&))(( !%&+%%% $(&*)(( $,&$$%% $)"&!()+ （)） !!&!(%% $(&$*)+ $!&)$(( !%&+*)+ $*&,&(( !%&,()+ !%&$))+ $$&+$(( $&&!,%% $,"&")%& （+） !!&)$)+ *&"$(( "&&+)+ !&&$()+ !(&(!(( !)&!$(( !$&)((( $$&($%% $&&)!%% $,*&,+)+ （*） $*&,,(( *&!")+ $$&%$)+ !(&"%%% $"&%$(( !!&,+%% !(&&%%% *&)!%% $%&"!)+ $&%&")%% 总和’&) $+&&+(%% *!&+$%% "*&%)(!$*&&**($$)&&%+(($""&*%%&$+*&$%%% *+&!!(($!$&!&(( ’&& $!"$&&,%) 平均$’&) !$&*%+" $(&%%"! $!&!",( !%&$$(( !(&,&)% !&&"+"! !!&!))+ $(&"(!, $,&$,,( $’&& $+&"%)" 环境指数*) %&"($$ ?+&,"++ ?,&)&$" ,&$+%$ !&)("& +&(&!% &&%!"* ?+&(%&& ?!&+*$" 第!期明道绪（等）：作物品种区域试验产量结果的综合分析法 $&" 万方数据

表! "个品种在#个地点平均产量的方差分析变异来源 !" ## $# 品种间 "$%&’ "()*(+% %%)*",- 地区间 #$%&" -%%%)-!(* -,+)#(,+ 品种.地区 ’."&!, %(#)-#!! %)#!%’ 总的 #."$%&’% 表, 离回归平方和的计算品种 !% &- ’%$（!% &’%）-／( )’ !% &’%*% )’!% &’%*% !% !’% - （%） -’*+,!!" %+((+# -,*+#*,# -,!+#"(- "+,’!, （-） --(+*’## (+"#-* -%,+"%%+ -%(+%#-, %(+-"’+ （+） -(-+%*+* (+"-%! -"*+-(*’ %’"+%%(! -*+(+-# （*） +%!++#,! %+(’,# +((+-’%" +(,+(,(( #+++,! （!） +!*+-"(- %+%+’" -!+++*!% +*%+,*#- %-+,+%( （,） -!%+’(*! (+#!## +(++#,’" -*++%",( "+!%"! （’） +!’+-+"# %+%!%" -!%+#*’- +!(+%%(% ’+%-"" （"） -**+,*," (+#!,, -%%%+(+%% -*%+(%-’ ++,+*% 表’ 估计品种稳定性的方差分析变异来源 !" ## $# 总变异 ’% -+(()#*#( 品种间 ’ "()*(+% %%)*",-（/0%）地点1（品种.地区） ,* ---()!*!# +*),#,( 地区（线性） % -%%%)%#+( -%%%)%#+( 品种.地区（线性） ’ -!)(!(# +)!’"’（/0-）合并离差 !, "*)-**’ %)!(**（/0+）（%） ’ "),’!, %)-+#* （-） ’ %()-"’+ %)*,#, （+） ’ -*)(+-# +)*+++ （*） ’ #)++,! %)+++" （!） ’ %-),+%( %)"(** （,） ’ ")!%"! %)-%,# （’） ’ ’)%-"" %)(%"* （"） ’ +),+*% ()!%#- 表" 品种稳定性参数)’、#- !’及其显著性检验品种平均值 )’ ,&)’$% #) !% !- ’% !% !- ’% ／（($-） #- ! -&!!- ’% ／（($-） #- . ／/ （%） %")!!+( %)((+# ()(!%’ "),’!, %)-+#* ()",(* +)-’(-"" （-） %’)"((* ()"#-* $%)*-!- %()-"’+ %)*,#, %)(#(, +)"’’,"" （+） %’)%""! ()"-%! $-)+,*-" -*)(+-# +)*+++ +)(!*+ #)(!"""" （*） %#)’,+( %)(’,# %)(%"! #)++,! %)+++" ()#!*" +)!%#+"" （!） %")"((’ %)%+’" %)"-!- %-),+%( %)"(** %)*-!* *)’,(#"" （,） %’)’’+’ ()#!## $()!+%% ")!%"! %)-%,# ()"+’# +)-%(+"" （’） %’),%#, %)%!%" -)(%(," ’)%-"" %)(%"* (),+#* -),"’%"" （"） %!)##!# ()#!,, $()!’*" +),+*% ()!%#- ()%*(- %)+,##23 ,(+(!（!,）&-+((*-，,(+(%（!,）&-+,,""；-(+(!（’，%-!）&-+("，-(+(%（%，%-!）&-+’#；(表示地点数，/表示重复数。 %!( 四川农业大学学报第%"卷万方数据

第2期明道绪（等）：作物品种区域试脸产量结果的综合分析法 151 因为F==42=7.651 聚类分析结果为： (4)、(5)、(1)∥(2)(6)、(7)、(3)(8) 说明品种平均数间差异极显著。 ∥表示在a=0.01水平上将8个品种分为又因为F=-350=2.3781 类，表示在a=0.25水平上将第二类中的5个说明各回归系数间差异显著。须进行各回归系品种再分为二类。即：第一类品种：(4)雅970，(5)SAU97-3,(1) 数6：与1之间差异的显著性以及校正离回归均方 S与0之间差异的显著性检验。雅962：第二类品种：(2)绵8788，(6)绵41×2，(7) MG-15,(3)宜9507：第三类品种：(8)七三单交。表8的拾验结果表明：客品种的回归系数除品类内各品种平均产量差异不显著：类间各品种平均种(3)、(7)的与1差异显著外，其它品种的回归系数产量在不同的显著水平上差异显著。与1差异不显著，但除品种(8)外，其余7个品种的 4.2各试验点8个品种平均产量的聚类分析校正离回归方差皆不等于零，也就是说，除品种(8) 品种稳定性分析结果表明：除品种(8)外，其余外，其余7个品种的产量与环境指数间不呈线性关 7个品种稳定性较差，这7个品种适宜在有利环境系。由回归系数与校正离回归方差这两个稳定性参下种植。为了确定各地点最适宜种植的品种，利用数结合分析，除品种(8)(bs与1差异不显著，且S2 tt.Knot法分别对g个地点8个品种的平均数与零差异不显著)稳定性较好外，其余7个品种稳定 (见表4)进行聚类分析（见表9）。性较差，这7个品种话宜在有利环培下种植综合联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析 4聚类分析(Scott-Knot法) 结果，得出如下结论： ①地区间、品种间差异极显著(P<0.01),各品 4.18个品种在9个试验点的平均产量的聚类分析种在不同地区的表现不相同(P<0.01): 8个品种在9个试验点的平均产量可由表4中算出。先按平均产量的大小从左到右排序，并根 ②除七三单交外，其余7个品种的稳定性较差它们适宜在有利环境下种植：据Sott-Knott法进行聚类分析： ③在宣汉县最适宜种植的品种是雅970，其次 (4)、(5)、(1)、(2)、(6)、(7)、(3)、(8)= 是SALU97-3、雅962：在北川县最适宜种植的品种 (4) 是雅970、雅962、绵8788：在剑阁县除品种MG (4)(5(1) 1=2.87444 15、七三单交外，其余6个品种都适宜种植：在都江 (5)、(1) 堰市最适宜种植的品种为SAU97-3,其次是MG A-18.9633 -15、雅970、绵41×2：在青川县最适宜种植的品种 (2)、(6)(7)(3 为雅970以及雅962、绵8788、宜9507：在绮连县适 (2)、(6)、(7)、(3)、(8A=7.3737 宜种植的品种为SAU97-3、雅970、MG-15、绵 (8) 8788和雅962：在古蔺县最适宜种植的品种为雅 (￥表示在a=0.25水平上显著 970,其次是SAU97-3,绵41×2、雅962：在盐边县表9各试点8个品种的平均产量聚类分析结果地点聚类分析结果最适宜种植品种 (4),(5),(1)∥(7).(6)∥2)，(8)∥(3) 雅970，其次是SAU97-3和雅962 (4),(1),(2)∥(5)，(6)/3，(7)，(8) 雅g70,雅962和绵8788 (3),(4),(5),(2),(6),(1)(8)∥(7) 剑都青古盐天 (5)/(7),(4),(6)(1),(2/(8),(3 SAU97- 4 12).(3)/7).(8)(5),(6 雅970以及雅962，编8788,1 9507 970,MG-1 7 边 33 96 ,(2 8788. 1×2,宜9507，雅970 雅962，雅9 宜950 注：，表示相邻两量在a=0.25水异显著：表示相邻种平均产量在。=0.10水平上差乳显若：/表暖饑品种平均产量在a=0.05水平上差异显著：∥表示相邻两类品种平均产量在a=0.01水平上差异显著

因为!!"#" "## !""$$%&’ "$()$$!*$&#("!! 说明品种平均数间差异极显著。又因为!!"#’ "## !#$(*%* "$())$!’$#*%%! 说明各回归系数间差异显著。须进行各回归系数%&与"之间差异的显著性以及校正离回归均方 #’ ’&与)之间差异的显著性检验。表%的检验结果表明：各品种的回归系数除品种（#）、（*）的与"差异显著外，其它品种的回归系数与"差异不显著，但除品种（%）外，其余*个品种的校正离回归方差皆不等于零，也就是说，除品种（%）外，其余*个品种的产量与环境指数间不呈线性关系。由回归系数与校正离回归方差这两个稳定性参数结合分析，除品种（%）（%%与"差异不显著，且#’ ’( 与零差异不显著）稳定性较好外，其余*个品种稳定性较差，这*个品种适宜在有利环境下种植。 $ 聚类分析（+,-../01-..法） $2" %个品种在3个试验点的平均产量的聚类分析 %个品种在3个试验点的平均产量可由表$中 )&$算出。先按平均产量的大小从左到右排序，并根据+,-../01-..法进行聚类分析：（$）、（(）、（"）、（’）、（&）、（*）、（#）、（%）! （$）、（(）、（"）（$） !!’2%*$$14 （(）、（" " # $ ） !!"%23&##!! （’）、（&）、（*）、（#）、（%）（’）、（&）、（*）、（#） !!*2#*#*｛!｝（% " # $ " # $ ）｛!｝表示在"!)5’(水平上显著。聚类分析结果为：（$）、（(）、（"）%（’）、（&）、（*）、（#）&&（%） %表示在"!)5)"水平上将%个品种分为二类，&&表示在"!)5’(水平上将第二类中的(个品种再分为二类。即：第一类品种：（$）雅3*)，（(）+673*8#，（"）雅3&’；第二类品种：（’）绵%*%%，（&）绵$"9’，（*） :;8"(，（#）宜3()*；第三类品种：（%）七三单交。类内各品种平均产量差异不显著；类间各品种平均产量在不同的显著水平上差异显著。 $2’ 各试验点%个品种平均产量的聚类分析品种稳定性分析结果表明：除品种（%）外，其余 *个品种稳定性较差，这*个品种适宜在有利环境下种植。为了确定各地点最适宜种植的品种，利用 +,-../01-..法分别对3个地点%个品种的平均数（见表$）进行聚类分析（见表3）。综合联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析结果，得出如下结论： !地区间、品种间差异极显著（*’)5)"），各品种在不同地区的表现不相同（*’)5)"）； "除七三单交外，其余*个品种的稳定性较差，它们适宜在有利环境下种植； #在宣汉县最适宜种植的品种是雅3*)，其次是+673*8#、雅3&’；在北川县最适宜种植的品种是雅3*)、雅3&’、绵%*%%；在剑阁县除品种 :;8 "(、七三单交外，其余&个品种都适宜种植；在都江堰市最适宜种植的品种为+673*8#，其次是 :; 8"(、雅3*)、绵$"9’；在青川县最适宜种植的品种为雅3*)以及雅3&’、绵%*%%、宜3()*；在筠连县适宜种植的品种为 +673*8#、雅3*)、:;8"(、绵 %*%%和雅3&’；在古蔺县最适宜种植的品种为雅 3*)，其次是+673*8#，绵$"9’、雅3&’；在盐边县表3 各试点%个品种的平均产量聚类分析结果地点聚类分析结果最适宜种植品种宣汉（$）&（(）（，"）%（*）（，&）%（’）（，%）%（#）雅3*)，其次是+673*8#和雅3&’ 北川（$）（，"）（，’）%（(）（，&）／（#）（，*）（，%）雅3*)，雅3&’和绵%*%% 剑阁（#）（，$）（，(）（，’）（，&）（，"）&&（%）%（*）宜3()*，雅3*)，+673*8#，绵%*%%，绵$"9’，雅3&’ 都江堰（(）／（*）（，$）（，&）%（"）（，’）／（%）（，#） +673*8#，其次是 :;8"(，雅3*)，绵$"9’ 青川（$）&（"）（，’）（，#）%（*）（，%）（，(）（，&）雅3*)以及雅3&’，绵%*%%，宜3()* 筠连（(）（，$）（，*）（，’）（，"）%（#）（，&）（，%） +673*8#，雅3*)，:;8"(，绵%*%%，雅3&’ 古蔺（$）&（(）（，&）（，"）%（#）（，*）&（%）（，’）雅3*)，其次是+673*8#，绵$"9’，雅3&’ 盐边（’）（，&）（，#）（，$）（，*）（，(）%（"）（，%） :;8"(，+673*8#，绵%*%%，绵$"9’，宜3()*，雅3*) 天全（"）（，$）（，#）%（(）（，*）（，’）（，&）（，%）雅3&’，雅3*)，宜3()* 注：&&表示相邻两类品种平均产量在"!)5’(水平上差异显著；&表示相邻两类品种平均产量在"!)5")水平上差异显著；／表示相邻两类品种平均产量在"!)5)(水平上差异显著；%表示相邻两类品种平均产量在"!)5)"水平上差异显著。第’期明道绪（等）：作物品种区域试验产量结果的综合分析法 "(" 万方数据

作物品种区域试验产量结果的综合分析法日方意据文状铁# 作者明道绪，黄玉碧，刘永建，聂小容，MING Dao--xu,HUANG Yu--bi,LIU Yong-jian, NIE Xiao-yong 作者单位四川农业大学，数量遗传研究室，四川，雅安，625014 刊名：四川农业大学学报PK可英文刊名： JOURNAL OF SICHUAN AGRICULTURAL UNIVERSITY 年，卷（期）： 2000,18(2) 引用次数： 5次修考文献3条)】 1.莫惠栋农业试验统计1984 2.胡秉民.联旭作物稳定性分析1993 3.高之仁数量遗传学1986 相文就(10条) 1.期刊论文陈得义刘旭.李芳志.曲岗.徐文伟.时俊光.李思烈辽宁省晚熟区域试验产量变化趋势分析-玉米科学 2006,14(1) 对1981一2004年辽宁省晚熟区域试坠参试组合的产量变化情况进行了分析和论述从整体上看，24年来参试组合的平均产量、最高组合产量和对黑种产量都呈现出不断上升的趋势.但从目的的产量水平看，现有参试组合的产量水平没有大的突破，抗逆性和适应性有待进一步提高。 2.期刊论文滕康开.TENG Kang-kai AMMI模型在水稻区域试验产量组成性状分析中的应用-安徽农业科学 200,3532 模型在水域试产量组成性状分析中的应用效果，利用I极型对20O6年安徽省晚粳水稻区域试验货科进行了分析.结果表明，在分析基因型与环境互作时，AI榄型优于多元回归和相关分析I榄型中的板显著和显若能分别解释产量。单位面积有效数、株高、德长、每穗实粒数性状的 89.19%、5.90%、96.30%、91.20%、90.40的交互作用平方和：A01模型稳定性参数D1可以用来分析产量性状在不同地点下的稳定性.稳定性产量性状Di值分析表明。品系和环境的变化对单位面积有效穗数与每德实粒数影响较小. 3.期刊论文姚覆.李伟.颜泽洪.魏育明.郑有良.YA0Xia.LI Wei.YAN Ze--hong.WEI Yu--ming.ZHENG You--liang四川小麦新品系区域试验产量稳定性分析-四川农业大学学报2005,23（④ 运用泥合战性被型和I被型，对四川小麦新品系两年区试验的产量进行稳定性分析.钴果表明，在混合线性模型中，影响产量的随机效应方差分量以品系与年份互作最大年份和地点互作也较高.多重比较表明，46548-3、川麦107、98-18、25和88的产量显著高于对照川麦28.回归参数和置信区何分析表明.多数品系稳定性表现相似但以99-572最好.AW1模型分别解释了2002和2003年的92.6盛和76.9%的互作平方和：其双标图显示.环境改变较品系变异对小麦产量的影响更大.同时，通过AI2双标圈得到各参试品系与环境间的互作情况此外，通过稳定性参数D:值和A1的品种排序分析揭示出各参试品系的稳定性表现，其中Y196-15在两年区试中均表现稳定，而R88和46548-3测呈现出特味的环境适应性. 4.期刊论文陈新军.威存扣.张洁夫.浦惠明.胡茂龙.高建芹.傅寿仲.CHEN Xin-jun.QICm-kou.ZHANG Jie-fL.PU Hai-ing.HU Mao--long.GA0Jian-qin.FU Shou--zhong1979~2007年江苏省油菜区域试验参试品种产量分析-江苏农业学报2008,24（⑤）用107 2007年28个年度江苏省油菜品种区域试验江总资料，对参试品种产量进行了分析，结果表明：区试参试品种及对照种单产比江苏省油菜单产高 ,但随着江苏省油菜生产水平不新提高，区试参试品种及对照种单产与江苏省油菜单产之阿的差距呈下降趋势.区试参试品种单产后10年比南10年增加了 10.53%增加显若，对照单产年度间变化不大.参试品种何单产水平差距在逐萧减小，参试品种与对照种单产差距也在逐渐诚小.参加区试的杂交组合年平均单产较常规品种高，1995一2007年12年来杂交组合比常规品种单产平均增加8.91增产显若 5.期刊论文强爱玲.徐润邑.杨生龙.冯卫东宁夏水稻区域试验产量结果的综合分析-宁夏农林科技2006(6) 利用联合方差分析，Dmca(s)新复授差测验的多重比较、品种丰产性和稳定性分析对2005年宁夏水稻区减试铃中早热组产量结果进行了综合分析，结果表明：古2000F45、吉特605是高产的抗病品种花96是适应范围广、稳产性好的抗病品种 6.期刊论文毛瑞喜.MA0Rui-xi大豆品种区域试验产量稳定性的测定-种子科技2006,24(2) 以台豆1，德豆-16、高丰1号，鲁9-8.荷9-6、山宁11号、9292、荷96-8、洋豆8，JN9羽1368、J89068-10等11个品种在山东省的个区试点的，利用erhart和msee1估计法对其进行估测，结果表明.荷9 8高产文稳定，具有较好的适应性：德冠的16 7.期f刊论文姚覆.李伟.颜泽洪.魏育有明.伍铃.郑有良.YA0Xia.LI Wei.YAN Ze-hog.WEI Yu--ming.U Ling.ZHENG You-1 iang AMMI模型在小麦区域试验产量组成性状分析中的应用-麦类作物学报2005,25(6) 为了解模型在小麦区域试验产组成性状分中的用效果，用A模型对 2002年四川省小麦区域试验资料进行了分析.结果表明，在分析基因型与环境互作时.AI型优于品系的变化对生有性参数D1 地点对株高的响也牧小干重不定的品系更易检满出产的不稳定性：有效穗差异大的地点其对产量的鉴别力相对牧弱：而德粒数变化大的地点，则对产量的鉴别力较强本空应用参估

作物品种区域试验产量结果的综合分析法作者：明道绪，黄玉碧，刘永建，聂小容， MING Dao-xu， HUANG Yu-bi， LIU Yong-jian， NIE Xiao-yong 作者单位：四川农业大学,数量遗传研究室,四川,雅安,625014 刊名：四川农业大学学报英文刊名： JOURNAL OF SICHUAN AGRICULTURAL UNIVERSITY 年，卷(期)： 2000，18(2) 引用次数： 5次参考文献(3条) 1.莫惠栋农业试验统计 1984 2.胡秉民.耿旭作物稳定性分析 1993 3.高之仁数量遗传学 1986 相似文献(10条) 1.期刊论文陈得义.刘旭.李芳志.曲岗.徐文伟.时俊光.李思烈辽宁省晚熟区域试验产量变化趋势分析 -玉米科学 2006,14(1) 对1981～2004年辽宁省晚熟区域试验参试组合的产量变化情况进行了分析和论述.从整体上看,24年来参试组合的平均产量、最高组合产量和对照种产量都呈现出不断上升的趋势.但从目前的产量水平看,现有参试组合的产量水平没有大的突破,抗逆性和适应性有待进一步提高. 2.期刊论文滕康开.TENG Kang-kai AMMI模型在水稻区域试验产量组成性状分析中的应用 -安徽农业科学 2007,35(32) 为了解AMMI模型在水稻区域试验产量组成性状分析中的应用效果,利用AMMI模型对2006年安徽省晚粳水稻区域试验资料进行了分析.结果表明,在分析基因型与环境互作时,AMMI模型优于多元回归和相关分析AMMI模型中的极显著和显著能分别解释产量、单位面积有效穗数、株高、穗长、每穗实粒数性状的 89.19%、95.90%、96.30%、91.20%、90.40%的交互作用平方和;AMMI模型稳定性参数Di可以用来分析产量性状在不同地点下的稳定性,稳定性产量性状Di值分析表明,品系和环境的变化对单位面积有效穗数与每穗实粒数影响较小. 3.期刊论文姚霞.李伟.颜泽洪.魏育明.郑有良.YAO Xia.LI Wei.YAN Ze-hong.WEI Yu-ming.ZHENG You-liang 四川小麦新品系区域试验产量稳定性分析 -四川农业大学学报2005,23(4) 运用混合线性模型和AMMI模型,对四川小麦新品系两年区域试验的产量进行稳定性分析.结果表明,在混合线性模型中,影响产量的随机效应方差分量以品系与年份互作最大,年份和地点互作也较高.多重比较表明,46548-3、川麦107、98-18、R25和R88的产量显著高于对照川麦28.回归参数和置信区间分析表明,多数品系稳定性表现相似,但以99-1572最好.AMMI模型分别解释了2002和2003年的92.6%和76.9%的互作平方和;其双标图显示,环境改变较品系变异对小麦产量的影响更大.同时,通过AMMI2双标图得到各参试品系与环境间的互作情况.此外,通过稳定性参数D;值和AMMI1的品种排序分析揭示出各参试品系的稳定性表现,其中Y1496-15在两年区试中均表现稳定,而R88和46548-3则呈现出特殊的环境适应性. 4.期刊论文陈新军.戚存扣.张洁夫.浦惠明.胡茂龙.高建芹.傅寿仲.CHEN Xin-jun.QI Cun-kou.ZHANG Jie-fu.PU Hui-ming.HU Mao-long.GAO Jian-qin.FU Shou-zhong 1979～2007年江苏省油菜区域试验参试品种产量分析 -江苏农业学报2008,24(5) 应用1979～2007年28个年度江苏省油菜品种区域试验汇总资料,对参试品种产量进行了分析,结果表明:区试参试品种及对照种单产比江苏省油菜单产高 ,但随着江苏省油菜生产水平不断提高,区试参试品种及对照种单产与江苏省油菜单产之间的差距呈下降趋势.区试参试品种单产后10年比前10年增加了 10.53%,增加显著,对照单产年度间变化不大.参试品种间单产水平差距在逐渐减小,参试品种与对照种单产差距也在逐渐减小.参加区试的杂交组合年平均单产较常规品种高,1995～2007年12年来杂交组合比常规品种单产平均增加8.91%,增产显著. 5.期刊论文强爱玲.徐润邑.杨生龙.冯卫东宁夏水稻区域试验产量结果的综合分析 -宁夏农林科技2006(6) 利用联合方差分析、Duncan(s)新复极差测验的多重比较、品种丰产性和稳定性分析对2005年宁夏水稻区域试验中早熟组产量结果进行了综合分析,结果表明:吉2000F45、吉特605是高产的抗病品种,花96是适应范围广、稳产性好的抗病品种. 6.期刊论文毛瑞喜.MAO Rui-xi 大豆品种区域试验产量稳定性的测定 -种子科技2006,24(2) 以鲁豆11、德豆99-16、高丰1号、鲁99-8、菏99-6、山宁11号、992492、菏96-8、潍豆6号、JN 991368、JN99068-10等11个品种在山东省9个区试点的产量为试验材料进行品种稳定性参数的测定,利用Eberhart和Ruseell估计法对其进行估测,结果表明,菏96-8既高产又稳定,具有较好的适应性;德豆99-16和高丰1号只有在相应的适宜环境才能获得高产. 7.期刊论文姚霞.李伟.颜泽洪.魏育明.伍铃.郑有良.YAO Xia.LI Wei.YAN Ze-hong.WEI Yu-ming.WU Ling.ZHENG You-liang AMMI模型在小麦区域试验产量组成性状分析中的应用 -麦类作物学报2005,25(6) 为了解AMMI模型在小麦区域试验产量组成性状分析中的应用效果,利用AMMI模型对2002年四川省小麦区域试验资料进行了分析.结果表明,在分析基因型与环境互作时,AMMI模型优于多元回归和相关分析.AMMI模型中的极显著和显著项能分别解释产量、生育期、有效穗、株高、穗粒数和千粒重等性状92.6%、 76.6%、80.1%、76.4%、68.4%和72.9%的交互作用平方和.AMMI模型双标图和稳定性参数Di可以分析产量性状在不同地点下的稳定性.稳定性Di值分析表明 ,品系和环境的变化均能对穗粒数的稳定性产生较大影响,而品系的变化对生育期影响较小,地点对株高的影响也较小;千粒重不稳定的品系更易检测出产量的不稳定性;有效穗差异大的地点,其对产量的鉴别力相对较弱;而穗粒数变化大的地点,则对产量的鉴别力较强. 8.学位论文张连平小麦品种区域试验中品种评价方法的比较 2006 本研究应用参数估计的方差分析方法和非参数估计的秩次分析法从一年多点、两年多点、多年多点三个层次上对1995～2004年北京市小麦品种试验进

行试验环境、品种产量性能和稳定性的分析评价，以比较两种方法的有效性，选择适用于北京市小麦品种区域试验的品种评价方法，进一步提高试验的科学性和准确性。分析结果表明： 1.一年多点平衡试验的环境评价和产量性能评价，分析结果一致；品种的稳定性评价秩次分析法的结果更接近实际。 2.应用秩次分析法进行一年多点不平衡数据分析，对试验环境、品种产量性能和稳定性的评价与品种不缺失时基本一致。重复缺失对品种评价的效果有一定影响。 3.两年多点平衡数据分析结果差异较大。参数估计的方差分析方法难以鉴别出品种的产量和稳定性差异。秩次分析法可以对品种的产量性能和稳定性作出明确的评价。 4.应用秩次分析法进行两年多点不平衡数据分析，与两年多点平衡数据比较，对品种产量和稳定性的评价都有一定差异。这与进行两年多点数据筛选时，剔除了两年不同的试验点和品种，丢失了有效信息有关。 5.由于品种区域试验品种变化频繁，参加3年试验的品种只有2～3个，因此无法进行多年多点平衡数据分析，秩次分析法更适合。 9.期刊论文郑奕雄.林朝晖.翟英芬.袁玄滔.范浩强.ZHENG Yi-xiong.LIN Zhao-hui.ZHAI Ying-fen.YUAN Xuan-tao .FAN Hao-qiang 2006年春季广东省苦瓜品种区域试验 -广东农业科学2008(2) 2006年春季广东省苦瓜新品种区域试验结果表明:参试的6个苦瓜品种中,长绿苦瓜每667 m2总产量为1 446.78 kg、比对照种碧绿2号增产16.75%,前期产量为556.00 kg、比对照种增产25.37%,增产均达极显著;金绿苦瓜每667 m2总产量为1 350.21 kg、比对照种增产8.96%.前期产量为499.46 kg、比对照种增产12.63%,增产也达极显著;登峰828的总产量和前期产量均比对照种减产.但减产不显著;奇俊416、金船12号的总产量和前期产量均比对照种减产,达极显著.此外.金绿和金船12号的感观品质优,金绿和奇俊416的维生素C、粗蛋白含量均较高;金船12号抗白粉病、中抗枯萎病.长绿抗白粉病,金绿和奇俊416中抗白粉病.根据区试结果,推荐长绿、金绿2个苦瓜新品种参加复试. 10.期刊论文郑奕雄.翟英芬.陈莉丹.吴辉 2006年秋季广东省豇豆品种区域试验简报 -广东农业科学2008(8) 2006年秋季广东省豇豆新品种区域试验结果表明:珠豇2号平均每667 m总产量和前期产量分别比对照种珠豇-号增产0.22%和2.17%,增产均未达显著标准;亮青平均每667 m总产量和前期产量分别比对照种减产3.25%和增产2.90%,增减产均未达显著标准;珠豇3号的总产量和前期产量均比对照种减产达显著标准:云优二号的总产量和前期产量均比对照种减产达极显著标准.珠豇3号、珠豇2号、云优二号等感观品质鉴定为良,亮青为中等;云优二号和亮青的维生素C含量分别为382 me/kg和398 mg/kg,均低于对照种,云优二号和亮青的粗纤维含量和还原糖含量均优于对照种.云优二号和亮青等接种鉴定均中抗枯萎病. 引证文献(10条) 1.毛瑞喜大豆品种区域试验产量稳定性的测定[期刊论文]-种子科技 2006(02) 2.陈志德.仲维功.王才林.杨杰.张红生江苏省水稻品种区域试验的精度分析[期刊论文]-江苏农业学报 2006(03) 3.杨建兵亚麻品种在云南的生态适应性及国外亚麻种质资源的分析评价[学位论文]硕士 2006 4.余渝新疆兵团棉花品质现状与品质生态区划研究[学位论文]硕士 2005 5.蹇黎小麦新品种川农16与川育16遗传评价及育种利用研究[学位论文]硕士 2005 6.张颙小麦新品种川麦42的遗传评价与分析[学位论文]硕士 2005 7.杨丽英法国花生品系的评价、筛选与利用研究[学位论文]硕士 2004 8.李伟.郑有良.兰秀锦.魏育明.颜泽洪小麦新品种川农16产量评价和分析[期刊论文]-四川农业大学学报 2003(04) 9.范志霞.明道绪.黄玉碧.刘永建玉米品种区域试验结果的综合分析[期刊论文]-四川农业大学学报 2003(02) 10.陈志德.仲维功.杨杰.张红生水稻品种(系)稳定性分析模型的评价[期刊论文]-江苏农业学报 2003(04) 本文链接：http://d.g.wanfangdata.com.cn/Periodical_scnydxxb200002014.aspx 下载时间：2010年3月5日