共查询到18条相似文献，搜索用时 0 毫秒
1.
祁连山区沙棘人工林生态经济效益分析 总被引：4，自引：2，他引：2
通过对沙棘人工造林效果的调查,分析总结出了沙棘人工林的生长规律;沙棘地上生物量随年龄增长之间有Y=0. 0002X5 -0. 0658X4 +0. 686X3 -2. 5659X2 +2. 2501X+3.3027(R=0. 96)的规律;沙棘产果量与地上生物量之间有Y=-0. 0819+0. 2299X-0. 0018X2(R=0. 99)的规律;沙棘结实和经济系数有随着树龄的增大而增大,石砾河滩至生长10年以后开始逐渐下降的规律;进一步分析了沙棘人工林对改善土壤物理性质的作用和生态水文功能。结果表明:沙棘林可降低土壤容重,增加土壤含水量; 10年生沙棘林枯落物厚度平均在1~3cm,枯落物重22t/hm2,水容量为绝干重的2. 12 ~4. 25倍;蓄水量达13. 65 ~23. 37t/hm2;林冠郁闭度在0. 7~0. 8时,林冠对降雨的截留量为39. 3%;林地0 ~20cm土壤的初渗率为16. 165#/min是对照区的8. 7倍;稳渗率为2. 4#/min是对照区的2. 53倍。 相似文献
2.
1979～1983年在郑州采用田间笼罩接虫和大田调查的方法,进行了穗期稻纵卷叶螟危害损失的研究。试验资料经协方差分析导出:虫量(X)与卷叶率(R)之关系式为:R=0.95+0.082X±0.77;卷叶率(R)与损失率(Y)之关系式为:Y=-13.09+21.69lgR±3.99;虫量(X)与损失率(Y)之关系式为:Y=-30.92+20.63lgX±4.65在经济允许损失水平为2%时,其防治指标为百丛三龄幼虫40～50头,卷叶率为5%,并根据各地经济允许损失水平和所用农药种类的防效不同,建立了计算防治指标的数学模型。 相似文献
3.
水稻病虫危害损失和防治效益评估研究初报 总被引：1，自引：0，他引：1
2005-2008年笔者在早稻、晚稻生长期间进行防治与不防治对比试验。分析试验数据得出:全程不防治平均减产51.26%,常规防治平均增产113.14%,常规防治平均收益4498.58元/hm2,比全程不防治增86.12%,平均投入产出比1:5.18。拟合出单虫或单病在定局时的发生量(或发生率)与其危害损失之间的线性回归模型:稻飞虱每丛虫量(X)与损失率(Y)之间关系式为Y=8.7654+0.0881X;稻纵卷叶螟卷叶率(X)与损失率(Y)之间关系式为Y=1.9341+0.2851X;二化螟发生率(X)与损失率(Y)之间关系式为Y=1.4182+1.0407X;稻瘟病白穗率(X)与损失率(Y)之间关系式为Y=0.3765+0.9004X;纹枯病病株率(X)与损失率(Y)之间关系式为Y=-2.4469+0.2829X,相关分析均达极显著水平。 相似文献
4.
新疆干旱区长绒棉水肥耦合产量效应研究 总被引：1，自引：0，他引：1
为了探讨南疆棉花水肥耦合作用,试验实行3因素5水平311-B拟饱和最优回归设计,通过对灌水量(W)、施氮量(N)、施磷量(P)与棉花产量关系的分析,拟合出回归模型:Y=4685.48+78.95X1+61.66X2-14.58X3-84.51X12-101.94X22-120.75X32-79.56X1X2-38.73X1X3-14.61X2X3(Y为产量,X1为灌水量,X2为施氮量,X3为施磷量)。结果表明:在试验条件下各因素对产量影响的顺序为W(X1)N(X2)P(X3),说明在本试验条件下,灌水量的作用居于首位,其次是氮肥和磷肥;各因素交互作用效应顺序为WNWPNP;由方程拟合的组合方案是灌溉量(Z1)为5 765.24 m3/hm2,施氮量(Z2)为281.76 kg/hm2,施磷量(Z3)为104.73 kg/hm2时,棉花籽棉最高产量(Y)达到4 707.94 kg/hm2。 相似文献
5.
超级稻甬优6号褐飞虱发生危害与防治指标研究 总被引：2，自引：0，他引：2
通过对超级籼粳杂交稻甬优6号不同生育期接入不同虫量褐飞虱研究其危害与产量损失的关系,结果表明超级稻甬优6号分蘖期、孕穗期、灌浆期褐飞虱接入虫量（X）与其产量损失率（Y）呈显著或极显著的相关关系,其相关模型分别为：分蘖期Y=9.08X-8.333 3(n=6,R=0.842 5*)、孕穗期Y=3.741 4X-6.057 1(n=6,R=0.900 8*〖KG-*2〗*)、灌浆期Y=0.122X-1.0(n=6,R=0.958 3*),从而拟定超级稻甬优6号分蘖期、孕穗期、灌浆期的防治指标分别为2.0、3.0、35.0头/丛,确保超级稻甬优6号优质高产,为超级稻甬优6号褐飞虱的持续控制提供直接的依据。 相似文献
6.
小麦赤霉病田间病情与抽穗扬花期气象条件和病粒率关系 总被引：4，自引：0，他引：4
小麦赤霉病在温暖、高湿环境下发病严重。在小麦赤霉病预测预报中,利用小麦抽穗扬花期气象因子,预测小麦赤霉病发生程度,即4月上、中旬雨量(x1)、4月中旬雨日数(x2)与当年小麦赤霉病病情指数(Y1)组建回归预测式:Y1=0.913 1+0.093 5x1+2.460 3x2±2.490 9,及时指导防治工作。通过小麦赤霉病田间病情指数(Y1)、病穗率(x3)与病粒率(Y2)的关系,建立回归预测式:Y2=0.248 2+0.946 9Y1-0.154 1x3±0.344 3,为脱毒处理提供理论依据。 相似文献
7.
早熟柑橘黄龙病流行与产量损失关系研究 总被引：2，自引：0，他引：2
2002-2009年测定了早熟柑橘品种‘宫川’（以下简称早熟柑橘）黄龙病病情扩散速率与产量的关系。结果表明：早熟柑橘黄龙病病情随时序推进呈Logistic曲线上升,总体上病情扩散速率为先快后慢,并呈现从强到弱的趋势特征,前4年因病原基数低而病情增长幅度大,扩散速率快;后4年因病原基数处于较高状态,而相对传染扩散速率减慢,表现扩散速率较平缓,形成随病级上升单株结果数减少、健果率下降、产量下降的危害规律;由此建立早熟‘宫川’黄龙病病情扩散速率（P）与发病时序（N）的关系模型为：P=65.082 7/［1+EXP(4.017 8-0.752 838N)］（R=0.999 1*）,株发病率（P）与病情指数（M）关系模型为：M=0.571 2P-2.398 6（R=0.993 7*）,不同病级(m)病树与其果数(G)、健果率(J)的关系模型：G=1 344.833 9/［1+EXP(-3.693 7+0.549 3m)］(R=-0.988 6*〖KG-*2〗*）;J=91.560 5/［1+EXP(-6.677 0+1.090 4m)］（R=-0.974 2*〖KG-*2〗*）;不同病级(m)病树与其单果重(W)、单株产量(Y)、产量损失率（Rp）的关系模型：W=95.427 8/［1+EXP(-29.770 1+3.993 2m)］ （R=-0.990 6*〖KG-*2〗*）;Y=44.138 2/［1+EXP(-4.019 2+0.689 1m)］（R=-0.984 2*〖KG-*2〗*）、Rp=131.536 4/［1+EXP(4.239 9-0.592 4m)］（R=-0.984 7*〖KG-*2〗*）。 相似文献
8.
美洲斑潜蝇对芸豆、黄瓜的危害损失及经济阈值模型研究 总被引：5，自引：1，他引：4
研究结果表明 ,美洲斑潜蝇虫叶率 5%～ 70 %情况下 ,虫叶率与产量损失率之间有明显正相关系 ,其大棚芸豆、露地芸豆和露地黄瓜的直线回归方程式分别为y =3 .58450 0 .0 3 1 65x、y =8.82 943 0 .0 52 0 9x和 y =5.45698 0 .0 652 8x。经济阈值数学模型分别为x=1 1 .962ln( 7.1 94L /( 2 3 .92 9-L) )、x =1 1 .61 1ln( 5.51 66L /( 4 1 .50 3 -L) )和x =0 .71 0 7L /2 .42 3。 相似文献
9.
井冈霉素A对水稻纹枯病菌的毒力和作用机理研究 总被引：20，自引：0，他引：20
根据水稻纹枯病菌 Rhizoctonia solani AG- 1IA在含系列浓度井冈霉素 A马铃薯葡萄糖琼脂培养基 (PDA)上的菌丝生长速率 ,计算出药剂的毒力回归方程为:Y=3.2 30 9+0 .872 0 X,r=0 .9910 ,药剂的 EC50 =10 6 .9μg/ m L,EC75=6 34.5 μg/ m L。在含 5 0 0 μg/ m L井冈霉素 A的 PDA上水稻纹枯病菌的菌丝生长抑制率为 74 .1% ,而田间水稻植株上人工接菌的药效试验结果表明 ,5 0 μg/ m L药液喷洒后 7d和 14 d的防效即可分别达到 77.4 %和 76 .7% ,即药剂在 PDA平板上的理论抑制作用仅是田间活体植株上对病菌实际作用效果的 1/ 10。比较室内毒力和田间药效试验的结果可以看出 ,井冈霉素 A具有对病原菌和寄主植物双重作用的特性。研究首次发现 ,在室内培养基上不能有效抑制病菌生长的 1μg/ m L的井冈霉素 A可以在水稻植株未喷药部位产生防御水稻纹枯病的作用 ,且能够持续诱导植物防御反应相关酶——过氧化物酶 (PO)和苯丙氨酸解氨酶 (PAL)的活性增高,表明该药剂可以激发水稻抗性防卫反应的表达。 相似文献
10.
11.
人参黑斑病流行发生期及参籽产量预测模型的研究 总被引：1，自引：0，他引：1
根据1982-1983年在左家地区调查人参黑斑病情、孢子捕捉量,结合有关的气象数据,通过偏相关分析,明确了病情指数与孢子捕捉量之间存在高度正相关R=0.8722;通过逐步回归筛选出5月下旬至6月上旬平均气温X1及5月下旬至6月上旬连续降雨天数X6建立预测当年初发病时间Y1的模型为:Y1=-26.68+2.07X1-0.25X6±0.0745;依据初发病时间XⅡ1及7月至8月上旬均湿度XⅡ4建立预测当年病害出现高峰时间Y2模型为:Y2=9.0495+0.336XⅡ1-0.0359XⅡ4±0.0089:另据初发时间XⅡ4及7月至8月总降雨量XⅡ2建立的预测模型:Y3=5.514+0.4575XⅡ1-0.0013XⅡ2±0.0586。上述模型数学检验合理,经实测数据证明模型有较高的可靠程度。参籽产量Y与病情指数相互间的曲线回归:Y=25.54e-0.4060x 相似文献
12.
ABSTRACT Colonization of watermelon root and stem tissues by Fusarium oxysporum f. sp. niveum race 1 and its relationship to the apparent resistance to Fusarium wilt was investigated. In each of 2 years, 17 differentially susceptible watermelon cultivars and one accession were tested in the greenhouse, and 7 cultivars also were tested in the field. Colonization by a chlorate-resistant marked isolate of the fungus was assayed by plating homogenized tissue samples on a selective medium. Six days after inoculation, seedlings of highly resistant, moderately resistant, and susceptible cultivars had F. oxysporum f. sp. niveum race 1 CFU counts in the lower stems of 10(2), 10(3), and 10(4) CFU/g of fresh tissue, respectively. Percent wilt (Y) of the seedlings was positively correlated with colonization (X) by F. oxysporum f. sp. niveum race 1 in roots (Y = 21.2 ln [X + 1] - 140.7, R(2) = 0.85) or lower stems (Y = 17.3 ln [X + 1] - 78.6, R(2) = 0.86). Percent wilt (Y) also was correlated with the ratio (X(r), 0 to 1 values) of lower stem to root colonization (Y = 34 ln X(r) + 112, R(2) = 0.36). Field evaluations confirmed these relationships, and a link between cultivar resistance and a reduced rate of spread of the fungus in primary stems during a season was observed. Fruit yield decreased with increased tissue colonization at linear rates of 9.9 to 12.7 t/ha per ln (CFU/g + 1) (R(2) >/= 0.58). The greenhouse seedling stem colonization assay described may be utilized as a collaborative method to quantify Fusarium wilt resistance in watermelon. 相似文献
13.
为探讨云南省东部稻区白背飞虱种群增殖的主要影响因子,采用正交试验分析了盆栽笼罩条件下白背飞虱种群在虫口密度、接虫时期和水稻品种不同组合条件下增殖倍数。结果表明:(1)接虫时期、接虫密度、品种对白背飞虱种群增殖倍数有极显著的影响,影响作用大小为:接虫时期(F=23.1,P0.001)接虫密度(F=12.8,P0.001)品种(F=5.6,P=0.003);移栽期、拔节期、孕穗期和抽穗期接虫的种群增殖倍数分别为30.1、16.4、8.1和1.3倍,移栽期接虫的种群增殖倍数最高,与拔节期、抽穗期、孕穗期接虫差异极显著(P0.01);5、10、20和40对/丛等4个接虫密度的种群增殖倍数分别为22.1、21.7、7.2、4.9倍,以5对/丛接虫密度的种群增殖倍数最高,与10对/丛处理间差异不显著(P0.05),与20、40对/丛处理间差异极显著(P0.01);品种‘丰优香占’、‘红优7号’、‘云恢290’和‘明两优527’上的种群增殖倍数分别为21.6、15.9、10.8和7.7倍,以‘丰优香占’的种群密度最高,与‘红优7号’间差异不显著(P0.05),与‘云恢290’、‘明两优527’处理间差异极显著(P0.01)。(2)对接虫量、苗龄、田间均温和田间均湿等因素进行多元回归分析,在品种‘红优7号’上,种群增殖模型回归方程为Y=-67.05+1.76 X_1-1.36 X_2+3.70 X_3+0.03 X_4(Y为增殖倍数、X_1为接虫量、X_2为苗龄、X_3为平均气温、X_4为平均湿度,下同)。‘丰优香占’品种的回归方程为Y=-91.65-0.16 X_1-0.38 X_2+3.39 X_3+0.41 X_4。‘云恢290’品种的回归方程为Y=-59.79+0.23 X_1-0.12 X_2+2.28 X_3+0.10 X_4。‘明两优527’品种的回归方程为Y=-8.81+0.27 X_1-0.15 X_2+0.92 X_3+0.01 X_4。在水稻移栽期接虫,接虫密度为5对/丛,品种为‘红优7号’时,白背飞虱的种群增殖倍数为43.3。本研究表明在移栽期至拔节期,较低的成虫密度往往能导致较大的种群增殖。 相似文献
14.
贵州烟区烟蚜发生规律及其预测模型的初步研究 总被引：2，自引：0，他引：2
通过2002-2008年对贵州代表性烟区烟蚜的系统调查,初步了解了有翅蚜迁飞规律、烟田蚜虫种群消长动态及其历史演变情况,分析了烟蚜发生期内气温、雨日雨量、相对湿度和日照时数对烟蚜发生量的影响效应。在此基础上,结合以往的调查数据,应用DPS统计软件进行逐步回归分析,初步建立了烟蚜发生程度短期预测模型Y=-24.87+1.27X1+0.13X2+1.54X4+2.70X6+4.06X11-3.85X13(其中,X1=移栽前期10 d内日诱蚜量;X2=上年12月日气温≥10℃的积温;X4=2月均温;X6=3月均温;X11=4月均温,X13=4月雨日数),经显著性检验和预报验证,回归方程达极显著水平,回测准确率平均达93.45%,实报验证误差率仅为1.80%~5.11%,说明入选预报因子比较切合贵州实际,预测模型具有较大的实用价值。 相似文献
15.
1997—1999年在山东省桓台县的田间试验表明，荠菜 播娘蒿杂草群落有两个萌发出苗高峰期，除草临界期为小麦苗后的125-175天。杂草发生密度(株／m^2)与冬小麦产量(kg／hm^2)、有效穗数(万穗／hm^2)及秸秆生物量(kg/hm^2)的最佳模型均为直线函数关系，方程分别为Y3=-5．4545X 5995．5，Y4=-0．0293X 31．098和Y5=-8．329X 6987．1。使用巨星除草的经济防除阈值为20株／m^2，人工除草的经济防除阈值为70株／m^2。考虑到杂草群落的生长动态，本区秋季用巨星防除的最低密度为12株／m^2，并认为可以用步测法来粗略测定田间杂草防除密度。 相似文献
16.
竹提取物对玉米象Sitophilus zeamais Motsch.生物活性的初步研究 总被引：20，自引：0，他引：20
研究了10种竹子提取物对玉米象种群形成的抑制作用和驱避作用。结果表明,灰水竹和短穗竹提取物对玉米象成虫的驱避效果较好,72 h驱避等级达到Ⅳ级,平均驱避率分别为77.44%和64.84%。应用索氏抽提法所得到的灰水竹提取物对玉米象成虫的驱避作用明显强于间歇振荡法所得到的提取物,驱避中浓度分别为0.9994 g/L。10 g/L的竹提取物对玉米象种群形成的抑制作用不明显,只有白纹短穗竹提取物对玉米象种群的抑制率达到50%以上。 相似文献
17.
通过分析果实不同生长发育阶段叶片光谱反射率与氮、磷、钾含量的相关性,探寻叶尔羌扁桃叶片N、P、K含量估算的光谱模型,旨在为莎车‘叶尔羌’扁桃简便快捷的非破坏性营养诊断提供高效、适时的方法。基于‘3414’肥料效应实验,利用Unispec-SC光谱仪测定‘叶尔羌’扁桃在不同N、P、K施肥水平下果实关键发育期的叶片光谱反射率,实验室测定叶片N、P、K含量,采用相关分析与回归分析方法进行统计分析。结果表明,‘叶尔羌’扁桃果实坐果期、膨大期、硬核期、成熟期叶片光谱反射率或其衍生变量与氮、磷、钾含量存在一定的关系,以相关性最强的两个反射率之和为自变量,N、P、K含量为因变量,拟合的Cubics Ration、二次曲线方程R2值较高。最终确定‘叶尔羌’扁桃坐果期叶片氮营养诊断最佳模型为:Y=-2051.4471-7099.5965X-6048.4479X~2,其中X为lg R823+lg R880,果实膨大期的最佳模型为:Y=(21.8812+39.8456X+24.3772X~2+5.1255X~3)/(0.005188X~3),其中X为lg R382+lg R383;坐果期的P营养诊断最佳模型为Y=(-0.000003+0.000803X-0.070160X~2+2.8169X~3)/(0.407026X~3),X为lg(R789+R790);坐果期的K营养诊断最佳模型为Y=(-7.7960+22.5853X-21.8023X~2+7.0133X~3)/0.000032X~3,其中X为R830+R850,Y均为估测值含量。由此得出,可根据果实不同生长发育阶段叶片N、P、K素光谱敏感波段、光谱反射率或其衍生变量通过一定的函数关系能够建立N、P、K含量监测模型。 相似文献
18.
ABSTRACT A generalized two-dimensional Gaussian model is proposed to describe disease foci of head blight of wheat in plots (100 to 2,500 m(2)) originating from small areas (1 to 16 m(2)) inoculated with Gibberella zeae-colonized corn kernels. These anisotropic, asymmetrical foci arose from ascospores produced in perithecia. The model is Z = exp[-(AX(2) + BY(2) + CXY + DX + EY + F)], in which Z = the incidence of seed or spikelet infection at point (X,Y) located in the plot, exp = the exponential function, X = the abscissa or spatial coordinate of the point along a given axis (approximately parallel to the average wind vector during the period of spore release in these experiments), Y = the ordinate or spatial coordinate of the point along the axis perpendicular to the X axis (approximately perpendicular to the wind direction in these experiments), A and B = the quadratic coefficients of the second-order polynomial AX(2) + BY(2) + CXY + DX + EY + F, C = the bilinear coefficient, D and E = the linear coefficients, and exp(-F) = the incidence of seed or spikelet infection at the focus peak in which X = 0 and Y = 0. The generalized two-dimensional Gaussian model was tested on data from a circular or isotropic focus, an elliptical or anisotropic focus with two axes of symmetry, and two anisotropic foci with one and zero axis of symmetry. Its goodness-of-fit (r(2) and adjusted r(2)) was compared with the inverse power, modified inverse power, exponential, and classical Gaussian models. Submodels using only the linear terms, only the quadratic terms, or combinations selected from stepwise regression procedures using various probabilities to enter and to stay and a procedure maximizing the adjusted r (2) were also considered. Spatial analysis of the residuals was performed using Geary's c coefficient at the first distance class. For the circular and elliptical foci, our model provided a fit similar to the modified inverse power and exponential models. However, for anisotropic foci with one or zero axis of symmetry arising from ascospores influenced by wind direction, the generalized two-dimensional Gaussian model provided a better fit. For these anisotropic foci, the linear term X but not the quadratic term X(2) was generally retained in the model, indicating an exponential gradient in the direction parallel to the wind. In all models, the quadratic term Y(2) was retained, along with Y in some cases, indicating that the gradient in the direction roughly perpendicular to the wind was Gaussian or Gaussian-exponential in shape. The bilinear term XY provided an indication of the orientation of the focus in relation to the axes of the sampling grid. This model has the versatility and parameters (quadratic, bilinear, and linear) to better describe the anisotropy of foci from wind-dispersed spores. 相似文献