基于AMMI 模型的花生品種產(chǎn)量穩(wěn)定性及試點(diǎn)代表性分析

董曉月荊建國(guó)聶紅民陳翠霞李 潔李振華馬金娜谷獻(xiàn)鋒楊宜紅

(濮陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院,河南 濮陽(yáng) 457000)

作為新品種審定、推廣的前提條件,區(qū)域試驗(yàn)是衡量新品種豐產(chǎn)性、穩(wěn)定性和適應(yīng)性的重要手段[1～2]。 品種的產(chǎn)量受基因型、環(huán)境及二者互作效應(yīng)的影響。 利用方差分析和多重比較可以評(píng)價(jià)品種的豐產(chǎn)性,但不能準(zhǔn)確評(píng)價(jià)不同品種之間的差異性,這是因?yàn)闆](méi)有考慮到基因型和環(huán)境互作效應(yīng)對(duì)品種產(chǎn)量的影響[3]。 以前,有學(xué)者曾提出可以利用線性回歸模型解釋基因型和環(huán)境的互作效應(yīng)[4], 但是該模型對(duì)互作效應(yīng)的解釋比例很小,分析所得結(jié)果誤差較大。 AMMI(Additive main effects and multiplicative interaction)模型是主效、可加互作可乘模型[5],該模型將方差分析和主成分分析相結(jié)合,同時(shí)利用雙標(biāo)圖和互作效應(yīng)值對(duì)基因型和環(huán)境互作效應(yīng)進(jìn)行解釋,直觀、定量地分析品種間產(chǎn)量的差異以及試點(diǎn)鑒別力的大小[6]。AMMI 模型被廣泛應(yīng)用于水稻、小麥、玉米、棉花、油菜等作 物 區(qū) 域 試 驗(yàn) 的 分 析[1,7～13]。 近 年 來(lái),GGE(Genotype main effects and genotype environment interaction)基因型和環(huán)境互作模型逐步應(yīng)用在作物區(qū)域試驗(yàn)分析中,也能夠直觀有效地評(píng)價(jià)基因型和環(huán)境之間的互作[14]。 GGE 模型是在AMMI 模型的基礎(chǔ)上發(fā)展而來(lái)的。 AMMI 側(cè)重分析品種穩(wěn)定性[15～16],GGE 則側(cè)重分析品種適應(yīng)性[17];同時(shí)還有文章表明,AMMI 模型在穩(wěn)定性和環(huán)境鑒別力分析上具有與優(yōu)勢(shì),GGE 雙標(biāo)圖法在適應(yīng)性分析上具有優(yōu)勢(shì)[14]。 基于此,本文選用AMMI 模型分析花生莢果產(chǎn)量,評(píng)價(jià)參試品種的豐產(chǎn)性、穩(wěn)定性和試點(diǎn)鑒別力,從而篩選出高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)的花生新品種及對(duì)應(yīng)適宜種植的生態(tài)區(qū),為花生新品種的推廣提供參考。

1 材料與方法

1. 1 試驗(yàn)材料及設(shè)計(jì)

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2020 年國(guó)家北方片大粒3 組的試驗(yàn)結(jié)果,該組試驗(yàn)參試品種13 個(gè)、承試試點(diǎn)18 個(gè),對(duì)品種、試點(diǎn)進(jìn)行賦碼,品種、試點(diǎn)及對(duì)應(yīng)的平均產(chǎn)量詳見(jiàn)表1。 試驗(yàn)播種時(shí)間在5 月10 日左右,小區(qū)長(zhǎng)5. 5 m、寬2. 40 m,小 區(qū) 面 積 13. 2 m2, 播 種 密 度 15 000 穴/hm2, 穴 距16.7 cm、行距40 cm。 隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì),重復(fù)3 次,田間管理參照各地種植習(xí)慣。 收獲時(shí)間在9 月10 日左右,成熟后按照小區(qū)收獲,并進(jìn)行晾曬、稱(chēng)重。

表1 參試品種名稱(chēng)、試點(diǎn)及其平均產(chǎn)量

1. 2 數(shù)據(jù)分析

參照王磊等方法進(jìn)行AMMI 模型分析[18],參照張澤等方法計(jì)算穩(wěn)定性參數(shù)[19]。 利用Excel 2010 和DPS 7.05數(shù)據(jù)系統(tǒng)軟件處理數(shù)據(jù)。

2 結(jié)果與分析

2. 1 產(chǎn)量聯(lián)合方差、線性回歸和AMMI 模型分析

由表2 可知,按照聯(lián)合方差法分析,基因型間平方和僅占總平方和的6. 70%,而環(huán)境間平方和占75. 17%,二者交互作用的平方和占11. 59%,環(huán)境間、基因型間及其交互作用的差異均達(dá)到極顯著性水平,說(shuō)明品種之間差異明顯;因環(huán)境間變異占比大,且交互作用的變異比基因型間變異大,所以必需分析品種穩(wěn)定性。

表2 花生區(qū)域試驗(yàn)產(chǎn)量方差分析、線性回歸分析及AMMI 模型分析結(jié)果

按照線性回歸法分析,聯(lián)合回歸、基因回歸、環(huán)境回歸三者之和占交互作用比為21. 36%,而殘差占比較大,達(dá)78.64%,且殘差差異達(dá)到極顯著性水平,這說(shuō)明線性回歸模型對(duì)互作效應(yīng)解釋較少,不適合擬合本試驗(yàn)數(shù)據(jù)。

按照AMMI 模型分析,基因型和環(huán)境互作分解為3 個(gè)存在極顯著差異的乘積相,即IPCA1、IPCA2、IPCA3,其余不顯著的合并為殘差。 IPCA1、IPCA2、IPCA3 的平方和分別占互作平方和的33. 87%、19. 57%、13. 02%,累計(jì)解釋互作平方和的66. 46%,這說(shuō)明AMMI 模型可以有效、合理地解釋基因型和環(huán)境的互作。

2. 2 AMMI 雙標(biāo)圖分析品種穩(wěn)定性和試點(diǎn)鑒別力

以平均產(chǎn)量為橫坐標(biāo)、IPCA1 為縱坐標(biāo)繪制AMMI 1雙標(biāo)圖。 從圖1 可知,在橫坐標(biāo)軸方向上,品種圖標(biāo)分布相對(duì)集中,分布范圍4 000 ～5 500 kg/hm2;試點(diǎn)圖標(biāo)分布較分散,分布范圍2 500 ～7 000 kg/hm2,這說(shuō)明試點(diǎn)間產(chǎn)量變化幅度比品種間產(chǎn)量變化幅度大。

在縱坐標(biāo)軸方向上,品種距0 值水平線上的距離愈近,品種穩(wěn)定性愈高;試點(diǎn)距0 值水平線上的距離愈遠(yuǎn),試點(diǎn)的鑒別力愈強(qiáng)[16,20]。 從圖1 可得,品種V6(花育954)的穩(wěn)定性最好,其次是品種V10(山花大2 號(hào))、V12(徐花25)、V1(花育33 號(hào))、V7(花育959)穩(wěn)定性稍差,品種V3(花育9116)和V11(商花46 號(hào))穩(wěn)定性較差;試點(diǎn)E15(山東青島)鑒別力最強(qiáng),其次是試點(diǎn)E16(山東泰安)、E17(山東濰坊)、E7(河南漯河)、E18(山東煙臺(tái))、E3(北京密云)和E2(安徽合肥),試點(diǎn)E8(河南濮陽(yáng))鑒別力最弱。

圖1 AMMI 1 雙標(biāo)圖

以IPCA1 為橫坐標(biāo)、IPCA2 為縱坐標(biāo)繪制AMMI 2 雙標(biāo)圖。 在AMMI 2 雙標(biāo)圖中,品種離原點(diǎn)愈近,品種的穩(wěn)定性愈好;試點(diǎn)離原點(diǎn)愈遠(yuǎn),鑒別力愈強(qiáng)[20,21]。 從圖2 可知,品種V5(花育9127)、V10(山花大2 號(hào))、V9(濮花75號(hào))、V1(花育33 號(hào))穩(wěn)定性較好,品種V6(花育954)、V3(花育9116)、V11 V11(商花46 號(hào))穩(wěn)定性較差;試點(diǎn)E15(山東青島)鑒別力最強(qiáng),其次是試點(diǎn)E13(山東菏澤)、E17(山東濰坊)、E2(安徽合肥)和E16(山東泰安)、E7(河南漯河)、E1(安徽固鎮(zhèn))、E11(江蘇徐州),試點(diǎn)E12(遼寧大連)和E14(山東濟(jì)寧)鑒別力最弱。 因AMMI 2雙標(biāo)圖解釋互作效應(yīng)為53. 44%,而AMMI1 雙標(biāo)圖解釋互作效應(yīng)僅為33.87%,所以,AMMI 2 雙標(biāo)圖推斷的結(jié)果比AMMI 1 雙標(biāo)圖更具全面、可靠。

圖2 AMMI 2 雙標(biāo)圖

2. 3 穩(wěn)定參數(shù)法分析品種穩(wěn)定性和試點(diǎn)辨別力

穩(wěn)定性參數(shù)法Dg(e)是一種能夠量化品種穩(wěn)定性和試點(diǎn)鑒別力大小的方法, Dg 值愈小,說(shuō)明品種愈穩(wěn)定;De值愈大,說(shuō)明試點(diǎn)對(duì)品種的鑒別力愈強(qiáng)[20,22]。 據(jù)表3 可知,品種穩(wěn)定性參數(shù)大小依次是:V11＞V3＞V6＞V10＞V2＞V13＞V5＞V1＞V7＞V12＞V4＞V8＞V9,而品種穩(wěn)定性大小則為V9＞V8＞V4＞V12＞V7＞V1＞V5＞V13＞V2＞V10＞V6＞V3＞V11,V9、V8、V4、V12、V7 在各試點(diǎn)有較好的穩(wěn)定性。 根據(jù)品種的平均產(chǎn)量、穩(wěn)定性參數(shù)綜合判斷,V9(濮花75號(hào)) V8(冀農(nóng)花15 號(hào))、V4(花育9126)、V12(徐花25)屬于高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)型品種,分別較對(duì)照V1(花育33) 增產(chǎn)9.37%、8.71%、2.73%、2.73%; V2(花育9115)、V3(花育9116)、V11(商花46 號(hào))、V13(煙農(nóng)花9 號(hào))是高產(chǎn)、穩(wěn)定性較差的品種; V5(花育9127)、V7(花育959)是穩(wěn)定性較好、產(chǎn)量較低的品種; V6(花育954)、V10(山花大2號(hào))是低產(chǎn)、穩(wěn)定性較差的品種。

表3 花生區(qū)域試驗(yàn)品種在顯著互作主成分軸上的得分及穩(wěn)定性參數(shù)

據(jù)表4 可知,試點(diǎn)鑒別力參數(shù)排序依次是:E15＞E16＞E13＞E2＞E3＞E17＞E7＞E1＞E11＞E4＞E10＞E18＞E6＞E8＞E4＞E9＞E5＞E12,試點(diǎn)E15 鑒別力最強(qiáng),其次是試點(diǎn)E16、E13、E2,試點(diǎn)E12 鑒別力最弱。 AMMI 雙標(biāo)圖、穩(wěn)定性參數(shù)兩種方法得出,試點(diǎn)E15(山東青島)鑒別力最強(qiáng);試點(diǎn)E13(山東菏澤)、E2(安徽合肥)鑒別力較強(qiáng);其次是試點(diǎn)E16(山東泰安)、E17(山東濰坊)、E7(河南漯河)、E1(安徽固鎮(zhèn))、E11(江蘇徐州);試點(diǎn)E14(山東濟(jì)寧)、E5(河北石家莊)、E12(遼寧大連)鑒別力弱。

表4 花生在顯著互作主成分軸上的得分及穩(wěn)定性參數(shù)

2. 4 品種在試點(diǎn)上的特殊適應(yīng)性分析

品種在試點(diǎn)的特殊適應(yīng)性表現(xiàn)在品種和試點(diǎn)的交互作用上。 新品種在應(yīng)用推廣的同時(shí),應(yīng)分析基因型和環(huán)境互作效應(yīng)產(chǎn)生的影響,盡量選擇有利互作[20]。 與AMMI 雙標(biāo)圖相比,Dge 互作效應(yīng)值更能準(zhǔn)確地體現(xiàn)出品種在試點(diǎn)的特殊適應(yīng)性。 由表5 可知,各個(gè)品種與不同試點(diǎn)的互作效應(yīng)值。,高產(chǎn)品種V13 與試點(diǎn)E8、E13、E16 有較大的正交互作用,與試點(diǎn)E1、E15 有較大的負(fù)交互作用,說(shuō)明品種V13(煙農(nóng)花9 號(hào))在試點(diǎn)E8(河南濮陽(yáng))、E13(山東菏澤)、E16(山東泰安)有特殊適應(yīng)性,而不適宜種植在試點(diǎn)E1(安徽固鎮(zhèn))、E15(山東青島);同理,品種V2(花育9115)在試點(diǎn)E3(北京密云)、E15(山東青島)有特殊適應(yīng)性,而不適宜種植在試點(diǎn)E9(河南商丘)、E10(河南鄭州);品種V9(濮花75 號(hào))在試點(diǎn)E3(北京密云)、E8(河南濮陽(yáng))、E15(山東青島)、E18(山東煙臺(tái))有特殊適應(yīng)性,而不適宜在試點(diǎn)E7(河南漯河)、E16(山東泰安)種植。 其他高產(chǎn)品種與試點(diǎn)的適應(yīng)性情況也可依次進(jìn)行推斷。

表5 品種與試點(diǎn)互作效應(yīng)值(Dge)

3 結(jié)論與討論

AMMI 模型分析結(jié)果表明,基因型、環(huán)境及二者互作效應(yīng)對(duì)花生莢果產(chǎn)量的影響都達(dá)到極顯著水平,基因型與環(huán)境互作效應(yīng)雖小于環(huán)境效應(yīng),但卻是基因型效應(yīng)的1.73 倍,這與在小麥、大麥、玉米、油菜等作物得出的分析結(jié)果一致[20,23～25]。 這表明在選擇、推廣花生新品種時(shí),要將環(huán)境因素放在首位,同時(shí)考慮基因型和環(huán)境的互作效應(yīng),即一方面選擇適合品種推廣的良好區(qū)域,另一方面篩選具有優(yōu)良性狀的品種,確保優(yōu)良品種在適宜的生態(tài)區(qū)推廣。 值得注意的是在18 個(gè)試點(diǎn)的品種間產(chǎn)量差異幅度19.38%～85.07%,這說(shuō)明品種增產(chǎn)空間需要進(jìn)一步挖掘。 AMMI 雙標(biāo)圖在一定程度上對(duì)品種穩(wěn)定性以及試點(diǎn)鑒別力進(jìn)行了解釋[25]。 在本研究中,AMMI1 雙標(biāo)圖解釋基因型和環(huán)境互作變異僅為33. 87%,AMMI 2 雙標(biāo)圖解釋基因型和環(huán)境互作變異僅為53. 44%,穩(wěn)定性參數(shù)解釋基因型和環(huán)境互作變異為66. 46%,所以利用雙標(biāo)圖法和穩(wěn)定性參數(shù)法得到的結(jié)果不完全一致[26]。 有研究表明,當(dāng)IPCA≥3(IPCA 之間呈顯著差異)時(shí),雙標(biāo)圖無(wú)法將基因型和環(huán)境互作效應(yīng)全部有效地反映出來(lái),此時(shí)應(yīng)將存在顯著關(guān)系的所有IPCA 利用起來(lái)計(jì)算穩(wěn)定性參數(shù),這樣得到的品種穩(wěn)定性差異、試點(diǎn)代表性更加真實(shí)、客觀[21,27]。

不同花生品種在不同試點(diǎn)穩(wěn)定性差別較大,且不同試點(diǎn)對(duì)不同花生品種的鑒別力相差也比較大。 13 個(gè)參試品種穩(wěn)定性參數(shù)Dg 表現(xiàn)為濮花75 號(hào)最小(15. 03)、商花46 號(hào)最大(37. 94),兩個(gè)品種相差1. 52 倍;18 個(gè)試點(diǎn)穩(wěn)定性參數(shù)De 表現(xiàn)為遼寧大連最低(9.34)、山東青島最高(40.50),兩個(gè)試點(diǎn)相差3.34 倍,這一研究結(jié)果同樣也適用在小麥等作物上[1]。 所以,實(shí)施花生區(qū)域試驗(yàn)時(shí),一方面要選擇代表性強(qiáng)的品種和試點(diǎn)環(huán)境,另一方面應(yīng)該衡量試點(diǎn)的鑒別力;此外,還應(yīng)盡量減少相似度高的品種和試點(diǎn)的設(shè)置。 本研究利用AMMI 雙標(biāo)圖法和穩(wěn)定參數(shù)綜合分析, 13 個(gè)參試品種中,花育9126、冀農(nóng)花15 號(hào)、濮花75 號(hào)、徐花25 屬高產(chǎn)穩(wěn)產(chǎn)品種,花育9115、花育9116、商花46 號(hào)、煙農(nóng)花9 號(hào)屬高產(chǎn)不穩(wěn)產(chǎn)品種,花育9127、花育959 屬穩(wěn)產(chǎn)不高產(chǎn)的品種,花育954、山花大2 號(hào)是產(chǎn)量低、穩(wěn)定性差的品種。 18 個(gè)試點(diǎn)中,山東青島對(duì)品種鑒別力最強(qiáng),山東菏澤、安徽合肥對(duì)品種鑒別力較強(qiáng),山東濟(jì)寧、河北石家莊、遼寧大連鑒別力弱,其余試點(diǎn)鑒別力一般。 因不同年份土壤墑情、氣象因子以及病蟲(chóng)害等因素的綜合影響,使得不同年份之間試驗(yàn)數(shù)據(jù)存在較大波動(dòng),影響了分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。 因此,今后應(yīng)進(jìn)行多年多點(diǎn)試驗(yàn),綜合分析試驗(yàn)結(jié)果,以便更加全面評(píng)定品種特性和試點(diǎn)鑒別力。