作物良种良法区域试验的正交设计与分析

根据田间试验的基本原理和正交表的性质,提供了用正交表进行良种良法配套的多因子试验的二种有效的设计和分析方法:1、当预计试验中因子间交互作用不大时,可用同一正交表的试验方案进行随机完全区组设计的区域试验。在汇总分析区域试验结果时,应矫正不同试点土壤肥力不一致的影响,以便更精确地评价各试验因子主效,达到在优选品种的同时,也查明了发挥品种生产潜力的相应主要栽培条件。2、当预计试验中因子间存在明显的交互作用时,可用相应的大正交表安排试验方案,进行随机不完全区组的区域试验。注意在表头设计中,对需要考察的主效和互作效应必须各占有独立的列号,这样在汇总分析时,不但查明品种在不同试点的适应性,而且能分析不同品种对栽培条件的特殊要求。     

超饱和设计的构造及其数据分析

超饱和设计是一类(部分因析)试验次数为n、因子数为k且n相似文献   

关键栽培因子与寒地粳稻龙粳25号产量的回归及互作效应研究

以龙粳25为试验材料,采用单因子回归设计及二次正交旋转组合设计,分析了氮肥及密度与产量的单因子效应及互作效应。结果表明:产量与氮肥或密度均呈显著的先上后下降的二次曲线关系,并且获得了单因子情况下产量最高时的施氮量:(144.2±5.0)kg·hm-2,密度:(26.5±1.0)穴·m-2。互作效应结果表明,中等水平的氮肥和密度配合更易获得高产,当X1取0、X2取0水平时,可以取得理论最大值9 771.31 kg·hm-2。     

氮磷钾浓度对番茄产量及番茄红素含量的影响

采用三元二次正交旋转组合设计方法,通过番茄无土栽培试验,研究营养液中氮、磷、钾浓度对番茄产量及番茄红素含量的影响。通过回归分析,建立了番茄产量、番茄红素含量与氮磷钾浓度间的数学模型,并对主效应、单因素效应及二因素互作效应和单因素边际效应进行了分析。合理施肥可有效提高番茄产量和番茄红素含量,本试验条件下在氮浓度9.970~10.860 mmol/L、磷浓度1.364~1.635 mmol/L、钾浓度5.113~5.158 mmol/L时,可以获得高产量和高番茄红素的番茄。     

正交试验的区组试验与分析

在田间试验中,正交试验有时会遇到因试验小区条件不一致而需要划分为若干区组来安排试验,使每个区组只包含正交试验的部分试验小区。本文讨论了正交设计中试验小区存在一种差异时采用随机区组排列和存在两种差异时采用拉丁方排列的设计与分析方法。     

正交试验的区组设计与分析

在田间试验中,正交设计有时会遇到因试验小区条件不一致而需要划分为若干区组来安排试验,使每个区组只包含正交设计的部分试验小区.本文讨论了正交设计中试验小区存在一种差异时采用随机区组排列和存在两种差异时采用拉丁方排列的设计与分析方法.     

氮、磷、钾肥配施对空心多茎株型短季棉产量的效应研究

采用三因子二次正交旋转组合设计,研究了N、P、K肥配施对空心多茎株型短季棉产量的效应。通过对试验结果进行单因子、二因子互作以及三因子综合效应分析,表明了三因子对产量的影响是K肥>N肥>P肥(影响比例是K肥∶N肥∶P肥=3.16∶2.37∶1),且K肥与N肥之间存在较明显的正互作效应,K肥和N肥应是生产中重点调控的因子;提出了以籽棉产量大于3750kg/hm2,施肥效益大于12000元/hm2为指标的高产高效施肥方案。     

部分川单系列玉米新品种在西昌区的栽培模式选择

采用三因素五水平二次回归正交旋转组合设计,研究玉米品种、密度、施肥措施对西昌地区玉米产量形成的作用效应,建立回归模型并分析各因子的作用规律。结果表明,品种对西昌地区玉米产量影响最大;品种与种植密度之间存着显著的互作效应,文中提出了部分川单系列玉米新品种在西昌地区的栽培模式。     

正交试验设计应用要点及其DPS实施

正交试验设计是进行多因素试验最简单、精确的方法,系统阐述了正交试验应用的重要知识点,包括指标、因素、水平的选择,因素间互作列及空列的合理设置,并详细介绍了如何利用DPS软件进行正交试验设计与数据分析,以期促进正交试验设计的合理使用。     

玉米闽单88高产制种模型研究

采用二次回归正交旋转设计方法,探讨了闽单８８玉米的４个主要农艺措施与制种产量的关系。结果显示,各参试因子对产量效应的作用程度依次为：密度〉磷肥〉氮肥〉钾肥。同时,各因子间存在着互作效应。当种植密度在６．７５万株／ｈｍ＾２时,制种产量在本试验条件下达最大值（６７９５ｋｇ／ｈｍ＾２）。     

水稻产量因子的遗传主效应及基因型和环境互作效应的QTL分析(英文)

在构建DH群体RFLP图谱的基础上定位了产量因子的数量性状位点(QTL).在杭州和海南两地分别种植包括123个DH原的DH群体及其亲本IR64和Azucena,并对产量因子性状进行了测定.运用调整无偏预测(AUP)法预测遗传主效应值和GE互作效应值,并用于QTL定位.结果表明,一些有主效应的QTL同时具有QTL×环境(QE)互作效应,而一些没有主效应的QTL也可以有QE互作效应.研究还表明,QTL对环境的敏感性不同,有的QTL只能在一个环境中检测到,而另一些QTL能在二个环境中都检测到.产量因子包括总粒数和实粒数的QTL无论是主效还是QE互作效应均具有较大的加性效应值,这些QTL在两个环境中起主基因的作用.     

普通玉米蛋白质、淀粉和油分含量的遗传效应分析

【目的】研究玉米蛋白质、淀粉和油分含量的遗传主效应及基因型×环境互作效应。【方法】采用谷物种子性状遗传模型和统计方法,分析10个自交系及90个F1、F2杂交组合在两个种植地点的试验数据。【结果】蛋白质、淀粉、油分含量的遗传主效应方差（VG）和基因型×环境互作方差（VGE）分别占各性状总遗传方差（VG +VGE）的38.5%和61.5%、48.2 %和51.8%、48.2%和51.8%。在遗传主效应中,蛋白质、油分含量同时受控于种子和母体效应;淀粉含量以母体效应为主,种子（胚乳）效应次之;细胞质效应相对较小。在基因型×环境互作效应中,3个品质性状均以种子、母体×环境互作为主,未发现细胞质×环境互作。蛋白质含量以互作遗传力(h2GE）为主;淀粉、油分含量以普通遗传力（h2G）为主。【结论】3个品质性状都不同程度地存在种子（胚乳或胚）、母体植株和细胞质等3套遗传体系的遗传主效应及基因型×环境互作。其中,蛋白质含量主要受基因型×环境互作效应影响;淀粉、油分含量同时受遗传主效应和基因型×环境互作效应的作用。     

正交设计和均匀设计在优化噻虫胺悬浮剂物理稳定性上的应用

【目的】比较正交和均匀设计两种多因素试验方法在水悬浮剂配方中应用的优缺点,为该方法在农药制剂学领域的应用提供参考。【方法】在采用流点法初筛得到润湿性能良好的润湿分散剂之后,分别采用正交设计和均匀设计制备30%噻虫胺悬浮剂。综合考察润湿分散剂和黏度调节剂对制剂热贮析水率、离心沉淀率、黏度、流动性、分散性、热贮前后样品的粒度分布（D₁₀、D₅₀和D₉₀）和悬浮率的影响。通过主效应图分析正交试验结果,采用逐步回归和偏最小二乘法（PLS）分析均匀试验结果,最后检验优化配方的各项性能。【结果】正交试验和均匀试验的所有样品黏度均在144.50-317.84 mPa·s,均具有良好（良级或优级）的流动性和分散性。由于奥氏熟化作用,样品经热贮后,粒子的粒径轻微增大,D₁₀、D₅₀和D₉₀分别由0.56-1.00、0.88-1.53和1.77-2.68 μm变为0.76-1.02、1.12-1.56和2.07-3.25 μm。所有样品贮前悬浮率均在91.88%-96.39%,经热贮后样品的悬浮率变化不大,分别在91.91%-96.13%,符合悬浮剂质量控制的一般要求,故本研究主要优化了热贮析水率和离心沉淀率两个指标。正交试验分析结果表明,T2700、黄原胶和硅酸镁铝的用量对热贮析水率和离心沉淀率均有显著影响,且均随用量增加而降低,而NR1601的用量对两个因变量的影响不显著。采用正交设计优化的配方,样品黏度为229.6 mPa·s,流动性和分散性良好,热贮前后悬浮率分别为（94.76±0.70）%和（93.50±0.20）%,热贮析水率为（4.23±0.19）%,离心沉淀率也低于10%。均匀设计中,PLS平方项模型对热贮析水率有良好的预测性,热贮析水率为（2.55±0.03）%,离心沉淀率也仅为（4.36±0.21）%,优化样品的黏度为324.16 mPa·s,流动性和分散性良好,热贮前后悬浮率分别为（93.19±0.09）%和（92.77±0.22）%,粒子的粒径小且分布较窄。PLS线性模型对离心沉淀率表现出良好的预测性,优化配方的离心沉淀率为（7.75±0.14）%,热贮析水率为（5.24±0.19）%。逐步回归模型对因变量的预测性均较差,优化配方也并非最优配方,热贮析水率为（9.51±0.20）%,离心沉淀率也高达（16.63±0.19）%。采用双重筛选逐步回归和PLS可以同时优化热贮析水率和离心沉淀率两个因变量,其中前者优化的模型拟合性比后者好,但其优化配方也并非最优配方。【结论】正交设计试验次数较多,但数据分析方法简单易掌握,采用主效应图结合方差分析即可有效地优化30%噻虫胺悬浮剂配方。均匀设计的稳健性差于正交设计,但其试验次数少,可有效降低试验成本,若能掌握其复杂的统计及分析方法,也可以获得理想的优化配方。     

播种期、密度、氮肥、磷肥、钾肥五因子对食用向日葵栽培技术的优化

采用五因子二次回归正交旋转组合设计,研究了冀西北地区播种期、密度、氮肥、磷肥、钾肥对食用向日葵产量的影响。试验单因子效应结果表明:播种期和氮肥在五因子中作用较大。试验两因子互作效应结果表明:氮肥和磷肥、磷肥和钾肥、密度和钾肥3对互作效应较大。食用向日葵高产栽培技术的最佳综合农艺组合为:播种期6月6~7日,密度33 195~34 305株/hm2,氮肥117.9~127.8 kg/hm2,磷肥51.2~52.8 kg/hm2,钾肥108.3~113.4 kg/hm2,适宜的N︰P2O5︰K2O平均为1︰0.41︰0.91。采用该组合试验示范,较当地传统种植模式增产5.8%~9.5%。     

关于正交试验设计的重复试验问题

利用计算机进行大量随机模拟试验,揭示了在正交试验设计时因素水平差异显著与否,主要取决于试验效应的平方和与随机标准差,并推导出随机误差临界值近似计算公式:σ≈θ·r·m·∑α2k(a-1)·[Fα((a-1),fe)-1]。其正确性经随机模拟得以验证。建议做正交试验时尽可能设置2次重复试验。图3表3参10     

中熟玉米新品种产量稳定性分析

本文对中熟玉米新品种区域试验产量结果进行了联合方差分析,并在此基础上,按指定的效应模型,对诸品种的品种主效,地点主效品种×地点互作效应进行了多重复比较和系统的分析。结果认为,各试验地点的自然环境条件和生产水平存在显著差异;各参试品种遗传型与不同的环境存在互作效应大小;参试品种间不但丰产性不同,而且在与地点的互作方面还存在真实差异。     

利用二次正交旋转组合设计优化芍药胚苗快繁的培养基

为探究芍药胚苗快繁的合适培养基,在初步明确6-BA用量为0.5 mg.L^-1的前提下,采用二次正交旋转组合设计法探讨3个因素（赤霉素、蔗糖、葡萄糖）对芍药胚苗快繁的影响。结果表明：在试验浓度范围内,葡萄糖用量对腋芽诱导的影响最大,其次是赤霉素和蔗糖,且葡萄糖和蔗糖的用量存在互作效应。芍药腋芽诱导3因子的最优组合是：赤霉素为1.84 mg.L^-1、蔗糖为11.02 g.L^-1、葡萄糖为17.13 g.L^-1,在该组合的培养基上,腋芽的诱导系数在接种40 d时可以达到理论最大值3.05。     

AMMI模型在亚麻区域试验分析中的应用

在亚麻区域试验中,品种(G)和环境(E)互作现象普遍存在,AMMI模型作为一种分析G×E互作关系的方法,较线性回归分析法更多地解释基因型与环境互作效应,AMMI模型中双标图和特殊互作效应值Dge的引入,为直观、定量地估计环境对基因型的分辨力及基因型对环境的特殊适应性提供了一种非常有效的手段.通过对2005年至2006年云南省亚麻区域试验的产量数据进行分析,结果表明线性回归分析法只解释互作SS的56.91%,而AMMI模型3条主成分轴共解释了96.53%的互作SS.应用AMMI模型分析亚麻品种区域试验是一种行之有效的方法.     

不同环境下油菜籽饼粕甘氨酸含量的发育遗传机理研究

采用条件和非条件遗传分析方法,利用两年的试验数据,分析了油菜籽胚(子叶)、细胞质和母体植株等不同遗传体系的遗传主效应及环境互作效应对油菜籽饼粕甘氨酸含量的影响。结果显示,不同发育时期的甘氨酸含量的表现受不同遗传体系的遗传主效应和环境互作效应的控制,以环境互作效应为主。在不同遗传体系的基因效应中,除花后36 d的胚效应较大外,各发育时期以母体效应为主导,母体显性主效应和加性互作效应起主要作用。条件遗传分析表明,控制甘氨酸含量表现的数量基因在中期和前期表达最为活跃;中期的净遗传效应最大,大量的微效多基因被激活表达。油菜籽饼粕甘氨酸含量的狭义遗传率较高,多数发育时期是以母体和细胞质两部分的遗传率为主。在低世代时,根据母体植株油菜籽甘氨酸含量的总体表现进行选择,可望取得较好的效果。     

天鹰椒氮磷钾高产施肥模型研究

采用三元二次正交旋转组合设计方法,研究了氮磷钾肥对天鹰椒型干辣椒产量的影响,建立了相应的回归方程。结果表明,氮磷钾三种肥料中,氮肥对天鹰椒型干辣椒产量影响最大,且氮肥与磷肥两因子之间有明显的互作效应;在本试验条件下天鹰椒型干辣椒氮磷钾优化施肥方案为N:312 33～373 29kg/hm2;P2O5:69 35～103 35kg/hm2;K2O:167 38～282 62kg/hm2。