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品种特性和栽培措施是影响水稻倒伏的主要因素。本研究以黑米杂交稻紫两优润香为材料，采用直播方式，设置了不同播种量和施肥水平，考察了与水稻抗倒性相关的株高(X1)、剑叶长(X2)、剑叶宽(X3)、全秆鲜重(X4)、单穗鲜重(X5)、节间茎壁厚(X6)、抗折力(X7)、播种量(X8)、施肥量(X9)、倒伏指数(Y)等10个参数，通过相关、多元逐步回归和通径分析，分析了品种特性及栽培因素对倒伏指数的影响。结果表明，除节间壁厚外，倒伏指数与其他8个参数均达显著或极显著相关。倒伏指数(Y)与上述因素的最优回归方程为Y=93.438 1+1.266 8X1+0.268 9X2-10.692 8X3+6.147 9X4+1.288 7X5+14.520 7X6-198.903 ... 相似文献
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珍珠番石榴树适宜负载量的研究 总被引：2，自引：1，他引：2
[目的]确定珍珠番石榴的适宜负载量。[方法]以珍珠番石榴为试材,研究了枝组、主干、单枝、单花序的适宜负载量。[结果]单株产量与干径呈显著相关,回归方程为Y=2 085.3X1+4 372.4;枝组产量与枝组粗度呈显著相关,其回归方程为Y=3 956.8X1-4 635.4。枝组留果量(X2)与枝组粗度(X1)和平均果重(X3)的回归方程为:X2=(3 956.8X1-4 635.4)/X3;结果枝平均果重(Y)与结果数(X1)、叶片数(X4)的回归方程为Y=169.064 0-22.372 8X1+1.943 5X4。结果枝产量(Y)与结果数(X1)、枝条粗(X2)、枝条长(X3)的回归方程为Y=39.738 3+64.744 1X1+765.891 5X2-7.949 2X3。[结论]珍珠番石榴结果枝留果2~3个、花序留果1个、叶果比为8∶1时较好。 相似文献
4.
为测土配方施肥项目积累技术参数,同时指导凤冈县农民科学施肥提供科学依据,采用3414施肥方案设计,在中等肥力黄泥土中进行了氮、磷、钾不同配比施用对马铃薯产量的影响试验。结果表明,产量(Y)与N、P、K(分别表示为X1、X2、X3)的回归方程:Y=518.285 7+45.417 1X1+60.204X2+13.540 7X3-1.697 3X1X2+0.2993X1X3+0.320 9X2X3-1.579 4X12-2.769 8X22-0.442X32;最大施肥量X1=11.93 kg/667 m2,X2=8.51 kg/667 m2,X3=22.47 kg/667 m2,最大产量Y=1 197.73 kg/667 m2;最佳施肥为X1=10.72kg/667 m2,X2=8.04 kg/667 m2,X3=17.13 kg/667 m2,最佳产量Y=1 183.96 kg/667 m2。氮肥当季最大利用率是9.93%,磷肥当季利用率最大是8.98%,钾肥当季利用率最大是14.42%。 相似文献
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甘蓝型油菜抗倒性及其与株型结构的关系研究 总被引：3，自引：0，他引：3
《江西农业学报》2016,(9)
以9个抗倒性不同的高产甘蓝型油菜组合为材料,在2个生态环境差异较大的试点进行种植,分析了株型结构与倒伏指数之间的关系,结果表明:根茎粗和一次分枝数与倒伏指数呈极显著和显著负相关,一次分枝长与倒伏指数呈显著正相关,可将根茎粗、一次分枝数和一次分枝长作为油菜抗倒伏性状的主要指标;(分枝层+主花序)(即结角层)/分枝高度(非结角层)、分枝层/分枝高度、主花序/分枝高度与倒伏指数呈极显著或显著正相关,鲜根冠比和结角层/非结角层越大,植株的倒伏指数越大,越不抗倒,即合理的株型结构可增强植株的抗倒性;各产量性状均与倒伏指数呈显著或极显著负相关,说明植株倒伏越严重产量越低。主花序产量比例小,侧枝产量比例大,植株的抗倒性越强。 相似文献
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《江西农业学报》2022,(9)
以9个抗倒性不同的高产甘蓝型油菜组合为材料,在2个生态环境差异较大的试点进行种植,分析了株型结构与倒伏指数之间的关系,结果表明:根茎粗和一次分枝数与倒伏指数呈极显著和显著负相关,一次分枝长与倒伏指数呈显著正相关,可将根茎粗、一次分枝数和一次分枝长作为油菜抗倒伏性状的主要指标;(分枝层+主花序)(即结角层)/分枝高度(非结角层)、分枝层/分枝高度、主花序/分枝高度与倒伏指数呈极显著或显著正相关,鲜根冠比和结角层/非结角层越大,植株的倒伏指数越大,越不抗倒,即合理的株型结构可增强植株的抗倒性;各产量性状均与倒伏指数呈显著或极显著负相关,说明植株倒伏越严重产量越低。主花序产量比例小,侧枝产量比例大,植株的抗倒性越强。 相似文献
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不同摘薹方式对菜用型油菜菜薹、籽粒产量及经济效应的影响 总被引：1，自引：0，他引：1
《西南农业学报》2017,(4)
【目的】开展不同摘薹方式对菜用型油菜菜薹、籽粒产量及经济效应研究,为桂北地区菜用型油菜高产高效技术研究与示范提供理论依据。【方法】开展两次跨年度的田间定位试验,以不同摘薹方式设5个处理:Y:蕾薹期不摘薹;S1+Y:蕾薹期只摘主序;S2+Y:蕾薹期采摘主序和一级分枝;S3+Y:蕾薹期摘主序、一级分枝和二级分枝;S:蕾薹期摘全部分枝;分析比较不同摘薹处理对菜薹产量动态、籽粒产量、产量构成因子以及经济效应的影响。【结果】随着摘薹的分枝级数增加,菜薹产量逐渐增加,处理S菜薹产量两次试验期内均为最高,分别达到10 934和16 379 kg/hm~2;而随着摘薹的分枝级数增加,籽粒产量逐渐减少,处理Y籽粒产量两次试验期内均为最高,分别为2088和1446 kg/hm~2;处理S的人工总投入两年均最高,分别为13 650和16 800元/hm~2;处理S1+Y第1次试验期内纯收入最高,处理S2+Y次之,分别为16 352和14 139元/hm~2,处理S2+Y第2次试验期内纯收入最高,处理S1+Y次之,分别为10 598和16 340元/hm~2。【结论】随着采摘的分枝级数增加,菜薹产量增加而籽粒产量减少,只摘主薹处理和只摘主序、一级分枝处理的综合经济效应较好,两者均为广西桂北地区合理的油菜摘薹方式。 相似文献
8.
采用主成分分析法对清远麻鸡的10项性状进行了综合评价并确定了权重系数,建立了清远麻鸡肉质的综合评价模型:F=1.138 7×(0.446 8 F_1+0.241 5 F_2+0.169 9 F_3)。其中,F_1=0.168 X_1-0.206 X_2+0.578 X_3-0.187 X_4-0.389 X_5+0.586 X_6+0.518 X_7+0.357 X8+0.223 X_9+0.306 X_10;F_2=0.623 X_1+0.154 X_2+0.465 X_3-0.216 X_4-0.108 X_5+0.332 X_6+0.376 X_7+0.673 X8+0.758 X_9+0.105 X_10;F_3=0.112 X_1-0.265 X_2+0.277 X_3+0.156 X_4+0.375 X_5+0.468 X_6-0.082 X_7+0.374 X8+0.382 X_9+0.608 X_10。式中X_1、X_2、X_3、X_4、X_5、X_6、X_7、X8、X_9、X_10分别代表生鸡肉弹性、肉色值(L)、嫩度值、持水性、水分含量、蛋白质含量、脂肪含量、胶原含量、肌纤维密度和谷氨酸含量。按此模型计算清远麻鸡肉质的综合得分,得分越高的肉质越好。本研究确定的3个主成分方差贡献率分别为46.68%、24.15%和16.99%,合计达87.82%,能够较好地反映清远麻鸡肉质的整体水平,具有较高的应用价值。 相似文献
9.
10.
对春提早、秋延后和越冬茬西葫芦的叶面积指数(LAI)及生育期的有效积温进行归一化处理,分别将最大的LAI和出苗至开花的有效积温定为1,以相对LA(I0～1)和相对有效积温(0～1)为参数,进行LAI动态模拟,筛选、建立了一个适用于这3个茬口西葫芦的相对LAI动态模拟模型:y=(a+bx)(/1+cx+dx2)。其中,春提早为y=(-0.040 0+0.087 5x)/(1-1.473 8x+0.588 2x2)(r=0.992 2**,n=50);秋延后为y=(0.035 5+0.060 0x)(/1-1.390 5x+0.543 1x2)(r=0.991 9**,n=22);越冬茬为y=(-0.046 4+0.146 4x)(/1-1.377 9x+0.559 0x2)(r=0.988 7**,n=70)。准确度(以k表示)分别为0.999 6,1.000 7和1.000 5,精确度(以R2表示)分别为0.983 9,0.982 3和0.976 9。西葫芦LAI动态模型从三叶一心期就能够比较准确地进行西葫芦LAI动态预测。 相似文献
11.
倒伏严重影响甘蓝型油菜产量,赤霉素及其抑制剂对油菜株高、抗倒伏性和产量具有重要影响,但利用主成分分析法系统研究赤霉素及其抑制剂影响甘蓝型油菜倒伏的较少,因此系统研究赤霉素及其抑制剂对油菜抗倒伏具有重要意义。本试验以7份不同来源甘蓝型油菜为材料,蕾薹期喷施赤霉素和烯效唑,运用相关性分析和主成分分析的方法,研究株型性状与倒伏的相关性及影响倒伏的主要因素。结果表明,油菜的倒伏指数与一次有效分枝高度呈显著负相关,与根鲜质量、根干质量呈极显著负相关。主成分分析结果表明,根系因子对倒伏指数贡献率最大。喷施赤霉素后,倒伏指数与主花序长度呈显著正相关,与侧根数显著负相关,与根鲜质量、根干质量呈极显著负相关;而喷施烯效唑后,倒伏指数与根鲜质量、根干质量呈极显著负相关。综上所述,赤霉素主要是通过增加甘蓝型油菜侧根数,增加植株的节间距以及主花序长度来调控甘蓝型油菜倒伏指数。烯效唑主要是通过增大甘蓝型油菜的一次有效分枝数、茎粗、基枝角、顶枝角,减小植株的节间距来调控油菜倒伏指数。 相似文献
12.
以“捕食”、“寄生”、“其它”作用因子组建茶毛虫自然种群生命表 ,并采用控制指数 (IPC)法分析各作用因子对茶毛虫种群系统的控制作用 .这 3种作用因子对第 1- 4代茶毛虫的 IPC分别为 4 .2 0 6 5、3.2 345、1.4 32 4 ;7.80 0 8、4 .4 6 2 7、3.2 152 ;6 .32 10、4 .70 19、3.6 2 35;3.94 57、3.7858、1.36 0 0 .天敌是影响茶毛虫自然种群的重要因子 ,控制作用“捕食”大于“寄生”.不同温度下实验种群试验结果表明 ,温度与茶毛虫的卵孵化率 ,幼虫、蛹、成虫产卵前期存活率 ,成虫产卵量呈二次曲线关系 .卵孵化率模型为 Y =- 2 95.5115+31.0 2 54X -0 .6 2 54X2 ,幼虫存活率模型为 Y =- 12 2 .36 0 1+18.390 0 X - 0 .4 0 6 0 X2 ,蛹存活率模型为 Y =- 12 6 .3515+14.86 34X - 0 .3114X2 ,成虫产卵前期存活率模型为 Y =- 94 .382 9+16 .5889X - 0 .380 9X2 ,成虫产卵量模型为 Y =- 593.4 2 88+6 6 .30 86 X - 1.3886 X2 . 相似文献
13.
福建将乐林场杉木人工林多功能评价初探 总被引：1，自引：1，他引：1
运用主成分分析法,选取小班面积(x1)、树种组成(x2)、郁闭度(x3)、年龄(x4)、平均胸径(x5)、平均树高(x6)、小班蓄积(x7)、坡度(x8)共8个指标构建福建将乐林场杉木人工林结构与风景游憩(Y1)、木材生产(Y2)、涵水保土(Y3)功能的模型:Y1=0.001x1-0.174x2+0.221x3+0.216x4+0.238x5+0.237x6+0.137x7-0.024 x8;Y2=0.584 x1+0.044x2-0.045x3-0.126x4-0.043x5-0.053x6+0.485x7-0.021x8;Y3=0.022x1-0.044x2+0.099x3-0.113x4+0.047x5+0.027x6+0.007x7+0.980x8,并对436个小班进行多功能的等级划分与评价.结果表明:多功能等级为优、良、中等、差、极差的小班比重分别为1.1%、13.8%、60.6%、15.4%、9.2%.评价结果为中等的小班最多,良和优的小班比重小,杉木人工林的整体多功能水平偏低. 相似文献
14.
对体外盐酸法测定的石粉溶解度与母鸡体内法测定结果进行了比较研究 体外盐酸法是在盐酸溶液浓度 0 15mol/L ,时间 5min ,振动频率 (次 /s) 1 5、1 8、2 1、2 4条件下进行的 ,8种粒度 ( 5～ 3 2mm ,3 2～ 2 5mm ,2 5～ 2mm ,2～ 1 6mm ,1 6～ 1 2 5mm ,1 2 5～ 0 4 2mm ,0 4 2～ 0 2 5mm ,<0 35mm)石粉溶解度为 :2 0 19%～ 2 3 12 % ,2 3 17%～ 2 6 0 6% ,2 5 59%～2 8 2 4 % ,2 6 2 4 %～ 2 9 74 % ,2 9 33%～ 32 83% ,31 75%～ 34 2 6% ,33 39%～ 36 0 1% ,33 5% 1～ 35 2 5% 母鸡食入石粉 3、4、5、6h后 ,8种粒度石粉溶解度结果为 :19 4 6%～2 2 71% ,2 0 52 %～ 2 5 79% ,2 6 60 %～ 2 8 66% ,2 9 72 %～ 36 0 2 % ,30 4 5%～ 4 0 0 2 % ,35 56%～ 4 4 34 % ,4 8 82 %～ 58 12 % ,54 12 %～ 66 51% 母鸡食入石粉 3h后的石粉溶解度与在振动频率 (次 /s) 1 5、1 8、2 1、2 4条件下测得的结果间有很高的相关关系 相关系数分别是 :r1=0 84 12 ,r2 =0 9359,r3=0 8754,r4 =0 8880 ,回归方程分别是 :Y1=- 2 5 90 93+1 974 9X1,Y2 =- 4 1 194 7+2 5595X2 ,Y3 =- 39 810 5+2 4 194X3,Y4 =- 4 0 1651+2 3892X4 ,(Y =体内结果 ,X =体外结果 )结果证明 :体外盐酸法测定的石粉溶? 相似文献
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以沪油17号、宁油18号、宁杂15号和H220为材料,研究了直播和育苗移栽2种种植方式对油菜株型结构及其经济性状的影响.结果表明,油菜直播种植能有效降低植株高度,但对植株不同茎段的影响是不同的,在矮化缩茎段、薹茎段的同时,较大幅度增加了伸长茎段长度.油菜直播种植对植株抗倒性的影响是双向的:缩茎段矮化能有效克服育苗移栽油菜苗床常见的高脚苗现象,有利于提高植株的抗倒性;而伸长茎段大幅度增长却对植株的抗倒性产生不利影响.油菜直播种植在矮化薹茎段的同时,对一次分枝数、一次分枝产量、单株生产力等均有不同程度的影响,同时也矮化了主花序长度,进一步降低了油菜的丰产性能.生产上可通过加大种植密度,以群体优势来弥补单株生长量不足,因此直播油菜在适宜播种期高密度种植条件下同样能取得高产. 相似文献
16.
《安徽农业科学》2012,40(8)
[目的]研究加工番茄(Lycopersicon esculentum)果茎分离力,为实现新疆番茄机械化收获和设计番茄分离装置提供理论基础.[方法]以目前新疆大规模种植的加工番茄为研究对象,采集不同大小、种类、成熟度的加工番茄,测量果实与茎秆之间的分离力,运用DPS数据处理系统进行拟合分析.[结果]不同番茄品种的果茎分离力不同,但差距不是很明显,番茄果茎分离力的大小在5 ～30 N;番茄果茎分离力随着果实成熟度的增加而变小,随着重量的增大而增大,随着番茄长度的增加而减小;红熟、青熟和黄熟状态下,番茄果茎分离力与其形状(X1番茄长度,X2番茄直径,X3番茄果重)的非线性关系表达式分别为Y=- 38.724 173 1 -0.275 597 259 20X1+2.819 463 816 8X2-0.032 358 548 87X22+0.001 019 364 693 3X32,F=2.046 9,P =0.019 3;Y=-6.682 740 10 +0.455 089 173 7X1+0.134 872 969 06X2 +0.151 548 034 07X3 - 0.005 066 287 946X1X2 -0.004 933 150 370X1 X3 +0.004 653 746 236X2X3,F=3.380 5,P=0.004 2;Y=105.928 032 8 -8.830 147 147X1+7.367 868 154X2 -0.466 247 543 0X3+0.072 647 951 54X12-0.071 425 628 00X22+0.003 594 294 685X32,F=2.2976,P=0.011 7.[结论]该研究可为番茄收获机械的研制提供理论基础. 相似文献
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研究蝴蝶兰花朵数的遗传变异特性,探索蝴蝶兰花朵数形成相关的重要数量性状,为合理有效利用种质资源提供参考。本研究以25个红色大花蝴蝶兰品种为试材,依次测量花朵数等19个重要性状,进行相关分析,并建立回归方程,将其对花朵数的影响效果进行通径分析。结果显示：①花朵数和花序长极显著正相关,而花序长、花朵间距都与株幅显著正相关。②花序长对花朵数的直接通径系数最大,为1.318,达到显著水平(t=0.05);对花朵数的多元回归方程为：Y=6.709+0.314X1-0.793X2-0.125X3+0.075X4（Y：花朵数,X1：花序长,X2：花朵间距,X3：花梗高,X4：花梗长度）。综合结果表明,花序长(X1)是直接作用花朵数的主要因素,而花朵间距(X2)是间接作用花朵数的主要因素。 相似文献
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针对普遍过量施用化肥的现象,对湘西中稻区麻阳点进行了"3414"(3因素4水平14个处理)标准施肥技术研究.获得青紫泥稻田杂交中稻稻谷产量与氮N(X1)、磷(X2)、钾(X3)肥的施肥模型为Y=7 904.853+11.356X1-5.342X2-14.662X3-0.0467X12+0.006 5X22-0.006 5X32+0.129X1X2-0.029 6X1X3-0.087 2X2X3,求得每hm2最佳经济施肥量为氮(N)138.5 kg,磷(P2O5)64.1 kg,钾(K2O)118.4 kg,施肥比例为:N:P2O5:K2O=1:0.46:0.85,最佳经济产量为9 932.9 kg/hm2. 相似文献
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《安徽农业科学》2015,(20)
[目的]为唇的选育工作提供参考。[方法]测量了31尾2龄唇的全长(X1)、体长(X2)、体高(X3)、头长(X4)、吻长(X5)、眼径(X6)、眼后头长(X7)、尾柄长(X8)、尾柄高(X9)、头高(X10)和体质量(Y)等11个形态学指标。运用相关分析、通径分析和回归分析的方法,确定影响2龄唇体质量的主要形态性状,并建立了估计体质量的最优回归方程。[结果]全长(X1)和体长(X2)是影响体质量(Y)的主要形态性状,其通径系数分别为-0.432 9和1.322 1,体长(X2)与体质量(Y)的相关系数最大(0.859 7);建立了体质量(Y)与全长(X1)和体长(X2)关系的回归方程:Y=-24.866 9-1.394 5X1+5.608 1X2。[结论]该回归方程可用于唇的种苗选育。 相似文献
20.
樊守义 《内蒙古农业大学学报(自然科学版)》1991,(4)
本文在多因素对农作物亩产量影响的三条假设下,导出了一个具有普遍意义的数学模型。即u(X)=b_0+B′X+X′AX(4)当因素间无约束条件且A是负定矩阵时,其因素的最优组合方案为:X=-(1/2)A~(-1)B.(15)当因素间有约束条件:L=C′X (18)时,因素间最优的组合方案为:X=-(1/2)A~(-1)[B-((2L+C′AB)/(C′A~(-1)C))C].(19)当要求 u 达到一固定值 u_0,又 L 是 X 的线性函数时,因素间的最优组合方案为:X=-(1/2)A~(-1)[B-((4u_0+B′A~(-1)B-4b_0)/(C′A~(-1)C))~(1/2)C] (27)文章最后给出了由实验数据拟合模型的方法的实例。 相似文献