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笔者将安徽科技学院动物科学学院某一自然年度,47位在职教师的信息,即教学质量评价(y)、科研积分(x1)、教学工作量(x2)、学历(x3)、职称(x4)、工作年限(x5)、毕业院校(x6)、性别(x7)转化为数量指标,建立多元线性回归方程y=-1326.16+16.50x1-0.07x2+57.06x3+31.96x4-31.17x5-48.51x6+46.87x7,达到了显著水平(P0.05)。 相似文献
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主成分分析在猪育种工作中的应用 总被引：2，自引：0，他引：2
用主成分分析法对杭州大观山猪育种公司种猪场 ,1 999年春产 34 7头长白后备猪性能测定记录 ,分取 2月龄至 90kg体重平均日增重 (x1)、达 90kg体重日龄 (x2 )、6月龄体重 (x3)、体长 (x4 )、体高 (x5)、腿臀围 (x6)、背膘厚 (x7)等 7个性状进行分析。结果表明 :主成分分析能将测定性状综合成可反映生长速度 ,瘦肉率、体型状态等几个综合性状即主成分 ,后备猪在各主成分中的得分就是它们在综合性状上的表现 ,由此可对每头后备猪作出较全面的评价 ,利用主成分可以进行个体选择 ,制订选配计划 相似文献
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为评价华蒙多羔肉羊的多羔特性以及体尺与体重性状的相互关系,首先利用TaqMan探针高通量分型技术对1680只华蒙多羔肉羊FecB基因进行分型,统计其在群体中的分布;然后对6月龄、12月龄和24月龄3个阶段羊进行体长(x1)、体高(x2)、胸宽(x3)、胸围(x4)和体重(y)测定,分析各指标间的相关性.结果显示,四世代... 相似文献
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《畜牧与兽医》2015,(4):71-73
选取120只1日龄AA肉鸡,公母各半,饲喂基础日粮,常规饲养。42日龄随机抽取40只,公母各半,进行活重(x1)、屠宰重(x2)、半净膛重(x3)、全净膛重(x4)、胸肌重(x5)、腿肌重(x6)、腹脂重(x7)的主成分坐标图的分析。结果表明:1)主成分F1、F2、F3的贡献率分别为60.57%、19.91%、15.24%,累计贡献率为95.73%,为入选主成分。2)F1、F2、F3的信息量表达式分别为F1=0.450 7x1+0.4743x2+0.415 0x3+0.404 4x4-0.106 3x5+0.314 4x6+0.354 9x7,F2=-0.165 4x1-0.138 1x2+0.317 1x3+0.422 8x4+0.792 6x5-0.212 3x6-0.032 6x7,F3=0.209 1x1+0.127 3x2-0.300 2x3-0.103 3x4+0.092 8x5-0.651 2x6+0.637 7x7;F1、F2、F3分别称为屠宰因子、胸肌因子、瘦肉因子。3)在F1和F2、F1和F3、F2和F3构成的平面坐标中,x3和x4都是距离最近,可视为同类性状。 相似文献
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对200只1日龄肉杂鸡(科宝1500♂×海赛克斯♀),公母各半,饲喂基础日粮,常规饲养。42日龄时随机抽取50只,公母各半,以活重(x1)、屠宰率(x2)、全净膛率(x3)、半净膛率(x4)、胸肌率(x5)、腿肌率(x6)、腹脂率(x7)为自变量,瘦肉率为依变量(y),进行肉杂鸡胴体性状的多元回归分析。结果:屠宰率(x2)、全净膛率(x3)、半净膛率(x4)、胸肌率(x5)、腿肌率(x6)、腹脂率(x7)与瘦肉率的相关系数都达到了极显著的水平(P<0.01);逐步剔除偏回归系数未达显著水平的性状,建立瘦肉率(y)的多元回归方程为y=0.0240+0.9997x5+0.9994x6,其拟合精度R2近似为1。 相似文献
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夏河甘加草原宽须蚁蝗种群动态模型研究 总被引：1，自引：0，他引：1
宽须蚁蝗是夏河甘加草原的优势蝗虫种类之一,利用夏河甘加草原连续7年的观测数据,选择2旬前(t-2)的气温(x1)、本年孵化期气温(x2)、本年孵化期降水(x3)、2旬前(t-2)的降水(x4)和上年高峰值(x5)为关键因子,建立了表示宽须蚁蝗第t旬发生量(y)的种群动态模型:y=0.210 6-0.0190x1t+0.... 相似文献
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铜、铁、锌、锰不同组合水平对鲤鱼生长的影响 总被引：13，自引：3，他引：10
试验采用均匀设计U9(95)经60d试验,研究Cu(x1)、Fe(x2)、Zn(x3)、Mn(x4)不同组合水平对鲤鱼生长的影响。结果表明,在本试验条件下,各因素与增重呈显著的回归关系:①y=6.8167+0.021515x4+0.0021885x1x4-0.00009120x2x4+0.00000924x32,拟和度R2=95.1%(P<0.05),最优组合为x1=23.5mg/kg,x2=141.7mg/kg,x3=89mg/kg,x4=31.8mg/kg,此时增重为70.42g,比试验最优组处理7增重高17.05%。②Cu、Fe、Zn、Mn与体增长呈显著的回归关系,y=0.55167+0.0001557x3-0.00019352x1x4-0.0000089x22,拟和度R2=93.9%(P<0.05),最优组合为x1=0.4mg/kg,x2=72.4mg/kg,x3=104mg/kg,x4=24.4mg/kg。各试验组的净增重、相对生长率、饵料系数优于对照组,其中以处理7最优。 相似文献
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为研究不同播量与水肥(N、P、K)耦合效应对河北秋闲田饲用谷子(Setaria itlica)产草量的影响,以冀谷18为材料,采用五元二次回归正交旋转组合设计进行盆栽试验,通过建立饲用谷子干草产量(Y)与土壤含水量(x1)、N(x2)、P(x3)、K(x4)以及播量(x5)之间的数学模型,模拟寻优。结果表明,水分、播量、磷肥、钾肥等对产草量有重要影响,其中,水分对产量的影响最大,其次是播量、磷肥、钾肥;播量与水肥耦合的显著项及其强弱顺序为:水分+播量钾肥+播量氮磷耦合水氮耦合水磷耦合;其他各项没有明显影响。构建了数学模型Y=20 543.756-565.570x1-39.942x2-23.102x3-38.470x4-151.877x5+1.052x1x2+1.604x1x3+12.953x1x5-0.173x2x3+0.737x4x5-2.292x52,其决定系数R2=0.788,显著值Sig.=0.0000.01,差异极显著,FLf=0.464F0.1=2.193,失拟性不显著,表明该模型预测结果可靠程度较高。明确了以经济效益为考核指标的最优方案:土壤含水量保持10%、饲用谷子播量15kg/hm2。该方案干草产量为14 037.15kg/hm2,经济效益为13 887.15元/hm2,较最优组合增收3 288.98元/hm2,增幅23.68%。为秋闲田饲用谷子生产实践提供了理论依据和技术支撑。 相似文献
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人工无性系四倍体桑品种陕桑402的选育 总被引：1，自引：2，他引：1
采用0.1%~0.4%的秋水仙碱处理二倍体桑品种新一之(2n=2x=28)当年嫁接苗的茎尖,诱导出8个突变株,将这些突变株按株系进行单芽分离嫁接,发现编号为402-3的株系在所分离出的四倍体(2n=4x=56)株系中性状突出,经系统选育培育成无性系四倍体品种陕桑402(2n=4x=56)。该品种发芽率高,生长旺盛,在北方蚕业科研协作区域试验的桑叶产量较湖桑32号(2n=2x=28)提高26.9%,万头茧层量增加5.4%,抗逆性强,是一个综合性状优良、丰产性能突出的人工无性系四倍体桑品种。 相似文献
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安徽荷斯坦牛体型性状与泌乳量的相关及回归关系 总被引：8，自引：2，他引：6
本文进行了对安徽荷斯坦牛体型性状与泌乳量的相关及回归分析。结果表明,安徽荷斯坦牛体高、乳房深度、前房附着与泌乳量均呈弱负相关,幅度为-0.0188～-0.1961;后房高度、乳头外径与泌乳量分别呈弱正相关(0.1797,P<0.05)和强正相关(0.6940,P<0.01)。进一步对泌乳量(y)与体型性状(xi)间进行多元线性回归分析及xi对y的通径分析,建立了泌乳量与体斜长(x2)、胸围(x3)、尻宽(x7)、后房高度(x10)和前房附着(x11)间的最优回归方程:y=7601.7470 33.3901x2-18.3858x3-97.7271x7 71.9464x10-18.5792x11,R2为0.951。 相似文献
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研究与桑树产叶量相关性状间的相关关系并进行通径分析 ,可为桑树育种在一定目标的基因型选择以及改进栽培方法提供依据。以 2 1个桑品种为材料 ,对秋季株条长 (x1)、株条数 (x2 )、米条长产叶量 (x3 )、公斤叶片数(x4)、节距 (x5)与株产叶量 (y)进行了各变量间的相关分析 ,以及x1、x2 、x3 、x4、x5对株产叶量 (y)的通径分析 ,并进行了二次回归分析。从各性状同株产叶量的相关系数看 ,|r4y|>|r3y|>|r1y|>|r5y|>|r2y|,其中r4y、r3y与r1y达到极显著水平。 相似文献
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为了和田多胎红羊(暂用名)类群未来的扩群发展,对和田多胎红羊公羊及母羊体重与体尺的相关关系进行了研究,旨在为今后和田多胎红羊的选育及生产提供理论依据.试验随机选取100只成年公羊及100只成年母羊,测量其体重(y)、体高(x1)、体斜长(x2、胸围(x3)、管围(x4)、脂尾长(x5)、脂尾宽(x6)、脂尾厚(x7),... 相似文献
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为研究坝上长尾鸡体重体尺的相关性,选取350只30周龄坝上长尾鸡(公母鸡各175只)对体重体尺进行相关分析,并建立了体尺对体重的最优回归方程。结果表明,坝上长尾鸡公鸡体重(y)、体斜长(x1)、龙骨长(x2)、胫围(x3)、胸宽(x4)、胸深(x5)、胫长(x6)极显著大于母鸡(P0.01),公鸡耻骨间距(x8)和胸角(x9)极显著小于母鸡(P0.01),公鸡与母鸡骨盆宽(x7)差异不显著(P0.05),体重和体尺间有不同程度相关性,且相关密切程度有性别差异,公母鸡体重与体尺最优回归方程分别为:y=0.077x1+0.206x3-0.057x6,y=0.054x1-0.048x2+0.071x4+0.132x7-0.005x9。 相似文献
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《当代畜牧》2008,(6)
选择蚌埠蚂蚁山奶牛场,随机抽取荷斯坦奶牛220头进行6个乳房线性性状即前房附着(x1)、后房高度(x2)、后房宽度(x3)、悬韧带(x4)、乳房深度(x5)和乳头长度(x6)对305d奶量(y)的多元回归分析。结果表明,乳头长度(x6)、前房附着(x1)、后房高度(x2)与305d奶量的相关系数分别为0.1024、0.1020、-0.1207。建立多元回归方程y=6668.45+12.70x1-119.72x2-69.97x3-113.98x4+1.70x5+142.32x6,显著性检验未达到显著水平(P>0.05)。按照自变量偏回归系数误差概率由大到小的原则逐一剔除自变量,建立的最优回归方程y=5063.65+13.13x1-128.37x2+135.78x6达显著水平(P<0.05),自变量偏回归系数的误差概率在10%左右。 相似文献
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小尾寒羊体重估测方法的研究 总被引：1，自引：0，他引：1
通过最小二乘法用体长和胸围2项体尺指标估测小尾寒羊体重,结果表明:不同的估测方法,估计精度不同。用体长(x1)的单项体尺估测体重(y1)与实测体重(y0)相关系数(r01)为0.575;用胸围(x2)估测体重(y2)与实测体重(y0)相关系数(r02)为0.782;用体长(x1)和胸围(x2)建立二元一次回归方程估测体重(y3)与实测体重(y0)相关系数(r03)为0.892。通过对各相关系数(r01、r02、r03)显著性检验,均达显著(P<0.05)或极显著水平(P<0.01)。经显著性检验可知:由二元一次回归方程y3=0.339x1 1.190x2-95.507估测小尾寒羊体重最为可靠。 相似文献
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《畜牧与兽医》2017,(3):14-16
随机选取荷斯坦奶牛180头,其中1-3胎各60头,进行奶牛外貌性状体高(x1)、胸宽(x2)、体深(x3)、尻角度(x4)、尻宽(x5)、后肢侧视(x6)、蹄角度(x7)的主成分分析。结果显示,主成分F1~F6的贡献率分别为30.68%、15.67%、14.24%、12.11%、11.18%和9.50%,累计贡献率达93.46%;F1的信息量表达式为F1=0.510 9x1+0.294 6x2+0.448 8x3-0.195 4x4+0.524 3x5-0.012 5x6+0.370 9x7,余类推;F1可视为体躯容积因子,F3、F4可视为耐用因子。主成分(外貌性状的线性组合)可在尽量保持遗传信息的基础上简化复杂的外貌性状间的相关关系。 相似文献
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《饲料广角》1999,(6)
PS 990017Cyelopiazonie酸和oehratoxinA对肉仔鸡的毒物学评价/A.Gentles等//poult叮sei一1999,75(10):1380一1384 用l日龄至3周龄的Petersen x Hubbard肉仔鸡对oehratoxinA(OA)和eyelopiazonie酸(CPA)单独和结合作用进行了评价。试验设计为2x2因子:OA的处理剂量为0和2.smg/kg饲料,C以一o和34mg/kg饲料。评价内容包括生产性能、血清生化指标和病理观察。PS 990018在真空蒸发过程中初始温度和pH对去壳全蛋发泡时间的影响/A.K.Girton等//Poultry Sci一1999,78(10):1452一1458 在以前对去壳蛋蛋清真空浓缩的研究中,曾对在加工开始阶… 相似文献
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通过对夏河甘加草原草地蝗虫种群存在度分析,确定该地区草地蝗虫优势种为狭翅雏蝗、小翅雏蝗、宽须蚁蝗、皱膝蝗(红翅皱膝蝗和鼓翅皱膝蝗)。对气象因子进行了主成分分析,提出了一年高峰值(yn)、产卵期的平均降水(x1)和温度(x2)、本年孵化期平均气温(x3)和降水(x3)为关键因子的非线性模型:yn+1=18.110 6+0.328 3x1+32.229 9/lnx2-182.237 3e-0.8x3+42.173 3x4e-x4)yn来描述混合种群的密度高峰值,且拟合度较高。 相似文献