油菜年河18號經濟性狀與產量的相關性分析

楊國浪，張小強，徐長虹，拉巴倉決

(西藏日喀則市農業(yè)科學研究所，西藏 日喀則 857000)

年河18號系西藏日喀則市農科所育成的早熟甘藍型春油菜，于2016年通過審定，是西藏高寒河谷農區(qū)(海拔3 800～4 100 m)特別是日喀則市推廣的主要甘藍型油菜品種。本文以2017年度年河18號示范推廣的匯總資料為依據，通過對成株數、單株有效角果數、每角粒數、千粒重與產量間進行相關性和通徑分析，建立回歸方程，探討年河18號各經濟性狀的特點，分析各因素對產量的影響程度，為年河18號在西藏高寒河谷農區(qū)高產、穩(wěn)產栽培及大面積示范推廣提供參考。

1 材料與方法

1.1 材料

供試品種為年河18號，產量數據來源于2017年度西藏日喀則市年河18號示范推廣的匯總資料。共4個示范縣，16點次。

1.2 示范點概況

示范點涉及日喀則市桑珠孜區(qū)、白朗縣、南木林縣和拉孜縣，海拔為3 830～4 020 m。各示范點氣候環(huán)境差異較大，基本代表了日喀則油菜主產區(qū)的生產水平。4月下旬、5月上旬播種，9月上旬、中旬收獲。采取機器直播，667 m2播量在0.3 kg左右，生產管理措施按當地大田進行。

1.3 方法

各示范點選取3～5個出苗較好、成株率高的地塊進行取樣、考種、測產，并對該取樣地塊進行標記、測量和戶主名登記。對取樣標記地塊 667 m2產量達到150 kg及以上的進行產量及成株數、單株有效角果數、每角粒數、千粒重等數據匯總。

利用SPSS分析軟件對匯總數據進行相關性、通徑分析[1]，并建立回歸方程。

2 結果與分析

2.1 經濟性狀與產量的變異

由表1可知，年河18號經濟性狀的變異系數大小順序表現為單株有效角果數(X2)>成株數(X1)>每角粒數(X3)>千粒重(X4)。其中成株數、單株有效角果數、每角粒數變異系數較大，說明各示范點在播量相同的情況下，年河18號的出苗率、成株率、分枝數、結莢數、結籽率等受不同氣候環(huán)境、土壤質地、土壤肥力及田間管理措施等因素的影響；X4變異系數最小，說明年河18號千粒重不因環(huán)境變化而變化，表現相對穩(wěn)定。因此，通過高效合理的栽培措施如密度與行距配置、肥水運籌、播期控制等增加單株有效角果數和每角粒數對年河18號產量(Y)水平的提高有顯著作用。

表1 年河18號經濟性狀及產量的統(tǒng)計參數

2.2 經濟性狀與產量的相關性

由表2的相關分析結果可知，年河18號經濟性狀與產量的相關系數大小順序為：單株有效角果數(r=0.790)>每角粒數(r=0.766)>千粒重(r=0.294)>成株數(r=-0.712)，其中單株有效角果數、每角粒數與產量間的相關系數為正值，且達到極顯著水平(r=0.790**，r=0.766**)，千粒重與產量間相關系數為正值，但相關性不顯著 (r=0.294)，而成株數與產量間呈極顯著負相關(r=-0.712**)。以上相關系數表明，在保障群體優(yōu)勢的條件下，單株有效角果數和每角粒數與產量的關系最為明顯，說明年河18號在西藏目前生產水平條件下，主要采取增加單株有效角果數和每角粒數的方式來獲取高產，增加千粒重獲得高產的栽培方式不容易實現。

表2 年河18號經濟性狀與產量的相關系數

成株數與單株有效角果數、每角粒數的相關系數為負值，且達到極顯著水平(r=-0.906**，r=-0.825**)，與千粒重的相關系數為負值(r=-0.015)，但未達到顯著水平。分析結果表明，油菜生長存在著個體與群體的矛盾，在生產過程中，要注重保持個體與群體矛盾的相對統(tǒng)一，使群體得到充分發(fā)展的同時，充分利用空間、肥水和光熱資源，使個體的經濟性狀得到適當發(fā)展，實現667 m2成株數、單株有效角果數和每角粒數的乘積達到最大值，從而獲取高產。

單株有效角果數與每角粒數的相關系數為正值，且達到極顯著水平(r=0.878**)，與千粒重的相關系數為正值，但未達到顯著水平(r=0.123)；每莢粒數與千粒重的相關系數為正值，同樣未達到顯著水平(r=0.217)。說明在一定的群體數量(成株數)下，增加單株有效角果數，會相應的增加每莢粒數，略微提高千粒重。

表3偏相關分析表明，年河18號經濟性狀與產量間相關性均不顯著，各經濟性狀間除成株數與單株有效角果數呈顯著負相關(r=-0.623*)外，其余相互間相關性均不顯著，說明單項栽培措施很難同步提升各項經濟性狀，需多項栽培措施同時進行，才能在各因素間達到協(xié)調平衡。

表3 年河18號經濟性狀與產量的偏相關系數

2.3 通徑分析

2.3.1 正態(tài)分布

利用SPSS軟件對因變量產量Y進行正態(tài)性檢驗[1]，因樣本量n=16，屬于小樣本，宜采用Shapiro-Wilk test結果[2]。結果顯示，統(tǒng)計資料為0.090，顯著性0.090>0.05，所以因變量產量Y服從正態(tài)分布，即產量Y是正態(tài)變量，可進行回歸分析。

2.3.2 回歸分析

根據回歸方程可以得出，假設在其他因素不變的條件下，特別是合理密植群體后單株有效角果數每增加(減少)10個，則667 m2產量就增加(減少)2.991 kg；每莢粒數每增加(減少)1粒，則667 m2產量就增加(減少)2.680 kg；千粒重每增加(減少)1 g，則667 m2產量就增加(減少)37.097 kg。

2.3.3 通徑分析

由表4分析可知，經濟性狀對產量的直接作用除成株數外，其他如單株有效角果數、每角粒數和千粒重對產量的直接通徑系數均為正值，說明油菜產量3因素對產量的形成具有直接的正向效應，其中單株有效角果數對產量的效應最大(P2y=0.536)，每角粒數次之(P3y=0.227)，千粒重對產量的效應相對最低(P4y=0.178)，而成株數對產量的形成具有負向效應(P1y=-0.037)，因此，假設成株數等其他因素恒定，提高單株有效角果數、每角粒數、千粒重中任何一個，均對年河18號的產量有直接的增產作用。

表4中間接通徑系數表明，除成株數通過單株有效角果數、每角粒數對產量的間接作用為負值外，其他均為正值，但間接作用程度不同，其中X3→X2→Y即每角粒數通過單株有效角果數對產量的間接作用最大，其通徑系數為0.471；X2→X3→Y次之，其余如X4→X2→Y、X4→X3→Y、X3→X4→Y、X2→X1→Y、X3→X1→Y的間接作用相對較小，而X1→X4→Y和X4→X1→Y的正向效應不明顯，可以不必過多考慮。綜合分析表明，在年河18號的高產高效栽培中，合理密植后，增加單株有效角果數和每角粒數相比較提高千粒重更容易獲得高產，這也與變異分析的結論吻合。

表4 年河18號經濟性狀對產量的通徑系數

3 小結與討論

通過對經濟性狀的變異和相關性分析發(fā)現，單株有效角果數的變異系數與產量的相關系數均最大，是年河18號經濟性狀中最為重要的因素，通過栽培措施較為容易提高[4]，千粒重變異系數與產量的相關系數均最小，對產量的影響不明顯。偏相關分析也表明，年河18號的經濟性狀間除成株數與單株有效角果數存在相互制約關系外，其余因素間聯系不緊密，單項栽培措施很難同步提升各項經濟性狀，需多項栽培措施同時進行，才能在各因素間達到協(xié)調平衡。綜上表明，要提高年河18號的產量，需在密度與行距配置、肥水運籌、播期控制等栽培措施方面進行進一步研究。

通過多元回歸、多重共線性診斷和嶺回歸分析發(fā)現，年河18號經濟性狀與產量間存在顯著性回歸關系，建立的最優(yōu)回歸方程為Y=-61.279 4-7.770 6X1+0.299 1X2+2.680 9X3+37.029 9X4(K值取0.10，R2=0.672，F=5.635，sig=0.010)。該回歸方程的決定系數R2=0.672，表明經濟性狀成株率、單株有效角果數、每角粒數和千粒重對年河18號產量的直接貢獻率達到67.2%以上，因此可以采用該方程來預估年河18號的產量。

直接通徑分析表明，單株有效角果數對年河18號產量貢獻(正向效應)的直接作用最大，每角粒數緊隨其后，千粒重居末位，而成株數對年河18號產量貢獻的直接作用為負值，表明年河18號在發(fā)揮群體優(yōu)勢條件下，增加單株角果數上的增產優(yōu)勢比每角粒數和千粒重明顯，這與官春云等[5-7]的研究結果基本一致。從間接通徑分析來看，每角粒數通過單株有效角果數對產量的間接貢獻最大(正向效應)，單株有效角果數通過每莢粒數對產量的間接貢獻居第二位(正向效應)，其余如千粒

重通過單株有效角果數、每角粒數對產量的正向間接作用等相對較小或不明顯，而成株數通過單株有效角果數、每角粒數對產量的間接作用為負值。因此，年河18號的高產高效栽培模式應建立在群體密植合理，提高單株有效角果數的基礎上，通過增加每角粒數和穩(wěn)定千粒重來提高產量。