不同温湿度条件对甲螨存活的影响

本试验表明,温度不同,甲螨存活率亦不同。随着培养温度的升高和培养时间的延长,甲螨死亡率逐潮增加,且其对高温更加敏感。甲螨对低温有一定的抵抗力,持续性低温对甲螨存活极为不利,可造成大批死亡。湿度对甲螨存活影响极大,高湿组甲螨死亡率小于低湿组,两者差异显著(P<0.01);甲螨存活与湿度呈正比,存活率与高湿呈强度正相关(r=0.7928,P<0.01)。     

马站红鸡生长与繁殖性状的主成分分析

选取130 d马站红鸡母鸡70羽、公鸡20羽,测定其体质量与体尺指标,对该70羽母鸡开产后第31~115天的产蛋量、蛋质量进行记录,并测定第110~115天共计92枚鸡蛋的蛋品质,在此基础上应用典型相关分析原理与主成分分析方法对体质量、体尺与产蛋性能及蛋品质各指标进行分析。结果表明,体质量(y)与体斜长(x_1)、龙骨长(x_2)、胸深(x_3)、胸宽(x_4)、胫长(x_5)、胫围(x_6)、骨盆宽(x_7)、蛋质量(x_9)呈极显著相关(P0.01);蛋质量与体质量、体斜长、胫围呈极显著相关(P0.01),与蛋黄颜色、蛋白高度呈显著正相关(P0.05),与蛋黄比率呈极显著负相关(P0.01);蛋壳强度与蛋壳厚度呈极显著正相关(P0.01),哈氏单位与蛋白高度呈极显著正相关(P0.01);最佳回归方程为y=-2.291+0.047x2+0.137x4+0.090x5+0.272x6+0.115x7;体质量、体尺与产蛋性能10个指标综合成6个主成分,累计贡献率达87.337%。     

主要栽培因子对小麦赤霉病的定量效应研究

本文采用二次回归通用旋转设计,研究了播期(X_1)、密度(X_2)和起身期施氮量(X_3)对小麦赤霉病穗腐的定量效应,建立了黄熟期病指(y)回归模型: y=17.68800-4.50047x_1-0.68735x_2+0.62739x_3-0.28125x_1x_2-1.75000x_1x_3+3.90625x_2x_3-0.34622x_1~2-0.92066x_2~2-1.67185x_3~2并对模型进行解析。结果表明,各栽培因子对赤霉病穗腐病指的效应为播期>密度>氮肥;两因子交互效应为:密度与氮肥互作(x_2x_3)>播期与氮肥互作(x_1x_3)>播期与密度互作(x_1x_2)。其中,播期(x_1)密度与氮肥互作(x_2x_3)对病指的影响均达0.05显著水平。最后对回归模型进行仿真优化,提出控制赤霉病穗腐发生程度的优化栽培方案。     

湖南烟区烟叶中微量元素含量与化学指标的相关及逐步回归分析

为探索湖南烟区烟叶中微量元素含量与化学成分的关系,于2016年采集湖南主产烟区K326样品54份,测定样品中微量元素硼(x_1)、锰(x_2)、铁(x_3)、铜(x_4)、锌(x_5)、钼(x_6)、镁(x_7)、钙(x_8)的含量及化学指标总糖(y_1)、还原糖(y_2)、总氮(y_3)、烟碱(y_4)、氯(y_5)、氮碱比(y_6)、糖碱比(y_7)、钾(y_8)、钾氯比(y_9),应用相关分析和逐步回归分析方法,研究烟叶中微量元素含量与化学成分的关系特征。结果表明:烟叶中微量元素含量与化学指标存在显著相关关系,总糖(y1)与钙呈极显著正相关,与锰呈极显著负相关;总氮(y3)与锰、铜呈极显著正相关,与锌呈极显著负相关;氮碱比(y_6)与铜呈极显著正相关;糖碱比(y_7)与锰呈极显著负相关。逐步回归方程分别为y_1=23.490–0.334x_4+2.441x_8、y_3=1.106+0.003x_2+0.018x_4–0.005x_5、y_6=0.570+0.021x_4、y_7=19.657–0.048x_2。在湖南烟区,可通过调节烟叶中的锰、铜、锌、钙含量,提高烟叶化学可用性;针对湖南烟区糖碱比偏低的情况,可通过降低烟叶中的铜、锰含量或增加烟叶中的锌、钙含量加以改善。     

结缕草成坪综合因素研究——Ⅰ.结缕草种子直播建坪日均温度与出苗天数的相关关系研究

结缕草种子直播建坪的日均温度与出苗天数的关系,经两年试验证明呈极显著相关。其回归方程为Y=18.36 97.77（1/ X）,（r_(y.1/x)=0.9706~(**)）。显示该草种完成出苗过程需 18.36℃以上的有效积温为97.77日·度。联系上海地区气温条件,有利种子直播完成出苗过程的播种期最早应于5月下旬开始,最迟至7月中旬为比较理想的播种期。     

小黑杨肿茎溃疡病测报技术的研究

用孢子捕捉和病情调查结果,表明小黑杨肿茎溃疡病的流行景象:6月初至6月中旬为初始病情期,7月至8月为流行盛期,9月上旬为流行终止期。气温,相对湿度和降雨三个因子对病情影响很大,气温对病害开始发生期和流行终止期起决定作用。在适宜的温度条件下,病情随时间与相应的湿度、降雨而累加递增。 根据小黑杨肿茎溃疡病的流行规律,在测报时间范围内病情(x_4)与相应时期的平均温度(x_1),平均相对湿度(x_2)、总降雨量(x_3),温湿比(x_5)、湿雨比(x_6)应用多元统计方法建立多元线性回归预测模型:y=-100.468-2.089x_1+1.023x_2-0.076x_3+0.928x_4+324.968x_5+2.755x_6,这个预测式可以预测30天的病情。又用灰色方法建立灰色预测模型,它是由(dx(t))/(dt)+ax(t)=u形成的,α=-0.151,u=15.984,x(t)是病情指数按时点形成的累加序列。此微分方程的解再经累减即可形成预测序列。按距离贴近原则,便可作出中短期预测。两种方法经过对建立模型以外的实际病情进行检验,证明预测式是可信的。     

烤烟常规化学成分与氢氰酸关系研究

为了明确氢氰酸释放量与烟叶常规化学成分的关系,本研究以全国主要烤烟区域的代表性等级烟叶为材料,运用数理统计相关和回归方法分析了两者之间的关系。结果表明:烟叶中的总氮含量(x_1)、总糖含量(x_2)、钾氯比(x_3)对主流烟气中的氢氰酸释放量(y)有重要影响,回归方程为:y=1.98+120.08x_1+1.50x_2-3.20x_3,其中总氮、总糖含量与氢氰酸释放量呈正相关,钾氯比与氢氰酸释放量呈负相关。因此,在烟叶生产或叶组配方中可通过生产或选择钾氯比高、总氮和总糖含量相对较低的烟叶降低氢氰酸释放量。     

解析几何中矩阵秩的应用

<正>矩阵秩是代数中的基础概念,将它的理论推广到解析几何中,会收到很好的效果,下面就是矩阵秩关于解析几何的几个定理及其应用.定理1已知平面π_1:a_1x+b_1y+c_1z=d_1与平面π_2:a_2x+b_2y+c_2z=d_2,设线性方程组a_1x+b_1y+c_1z=d_1 a_2x+b_2y+c_2z=d_2\ (1)n阵为A,增广矩阵为(?),则:①若秩(A)=秩(?)=2,平面π_1与π_2相交于一条直线;②若秩(A)=秩(?)=1,平面π_1与π_2重合;③若秩(A)=1,但秩(?)=2,平面π_1与π_2平行.证明 考虑线性方程组(1)①若秩(A)=2,且秩(?)=2,此时方程组(1)有解,设它的一个特解为γ_0=(x_0,y_0,z_0),它的导出     

荷斯坦奶牛牛乳中营养成分的相关及回归分析

采集河南省郑州市3个牛场荷斯坦奶牛的生鲜牛乳,检测了多项成分的含量,分析了各成分之间的相关性,并对全脂乳固体和乳脂之间及脱脂乳固体与密度之间进行了回归分析。结果表明:全脂乳固体与乳脂含量呈极显著的正相关;脱脂乳固体含量与密度呈极显著的正相关;密度则主要与蛋白、乳糖的含量相关而与乳脂含量无相关性,回归方程分别为:y(全脂乳固体含量)=8.006+1.107(x脂肪含量),y(脱脂乳固体含量)=-195.638+197.792(x密度)。     

春季农田地表空气中PM10浓度变化与环境因子关系

为探讨春季农田近地表空气中PM_(10)浓度变化与环境因子关系,于2019年3月1日至5月31日,用PM_(10)采样器、自动气象站以及土壤温湿度数据采集器,对山东泗水县开垦农田近地表80 cm处空气中PM_(10)浓度与环境因子进行了观测,使用线性回归和Pearson相关系数分析方法、曲线回归分析法、多元线性回归和逐步回归分析方法分析了PM_(10)浓度变化与环境因子的关系。结果显示:在3—5月,山东泗水县典型农田近地表80 cm处空气中PM_(10)浓度平均值为117.06μg·m~(-3)、变化范围为16.67～333.33μg·m~(-3)。同时,PM_(10)浓度变化与风速呈显著负相关和指数函数关系(y=151.66e~(-0.19x),R~2=0.162、P0.001),与相对湿度呈显著二次函数关系(y=-0.48x~2+6.14x-62.47,R~2=0.103、/P0.05);PM_(10)浓度变化与气温呈显著S曲线函数关系(y=e5.00-5.28/x,R~2=0.089、P0.01)。另外,PM_(10)浓度变化与风速、气温、相对湿度、5 cm土壤温度和湿度因子多元回归与逐步回归分析结果显示,风速影响达到显著水平(y=-16.824x_1+150.420,x_1为风速,R~2=0.126,F=9.658、P0.01)。研究表明,在春季,受风速等多种环境因子影响,山东泗水县农田近地表空气中PM_(10)污染影响不容忽视。     

杉木幼林地表可燃物含水率对主要火环境因子的响应模型

为探索地表可燃物含水率对主要火环境因子的响应机制,于2003年和2004年的两个春季对福建省南平市原福建林学院后山的杉木Cunninghamia lanceolata人工幼林进行了定点观测,以地表可燃物含水率为因变量(y),以风速(x1)、空气相对湿度(x2)、空气温度(x3)和地表温度(x4)为自变量,采用多项式逼近和多元回归建立了单因子多项式函数、多元线性回归模型,并对模型的复相关系数和偏相关系数进行了t检验和实际验证。结果表明:风速不适于参与模型的建立,其余3个因子参与建立的三元线性模型y=42.345 0.736x2-1.011x3-0.981x4为最佳;模型y=33.406 0.541x2-1.538x3和y=19.049 0.630x2-1.147x4也获得了较高的精度。建议对空气相对湿度和空气温度构成的双因子响应模型进一步研究,以便获得高效快捷的估算地表可燃物含水率的指标。表3参16     

关于不定方程 5x(x+1 )(x+2 )(x+3 ) =6y(y+1 )(y+2 )(y+3 )

运用递归序列和平方剩余的方法,证明了不定方程5x(x+1)(x+2)(x+3)=6y(y+1)(y+2)(y+3)仅有正整数解(x,y)=(21,20).     

特优航1号的产量结构及栽培技术

通过对早季特优航1号超高产栽培示范片产量与产量结构的调查及其通径分析,结果表明:早季特优航1号产量(y)与穗数(x1)和穗粒数(x2)呈极显著正相关,与结实率(x3)和千粒重(x4)呈显著正相关,各构成因素对产量的直接通径系数和贡献率为穗数>穗粒数>千粒重>结实率,产量的最优线性回归方程为y=-1116.009 0.004x1 2.915x2 23.793x4。特优航1号超高产栽培主要技术为培育壮秧、合理密植、科学施肥和合理灌溉。     

水稻纹枯病动态经济阈值的研究

目前国内研究的和生产中应用的农作物病害的防治指标都不具有动态特点。防治指标的动态性包括时间动态和空间动态。本文建立的水稻纹枯病经济阈值模型为: f(x_2)-f(x_3)=C×F/(Y×P×E) x_2/(1-x_2)=[x_1/(1-x_1)]×e~(r.t) E=1-(x_3-x_1)/(x_2-x_1) f(x)=1-exp{-[(x-a)/b]~c} 该模型能计算出水稻不同生长阶段(时间)、不同种植区域或不同年际间(空间)的稻纹枯病防治指标。     

关于不定方程x(x+1)(x+2)(x+3)=35(y+1)(y+2)(y+3)简

运用递归数列的方法,证明了不定方程x(x+1)(x+2)(x+3)=35y(y+1)(y+2)(y+3)仅有一组正整数解(x,y)=(4,1).     

关于不定方程x3±1=1455y2 的一个初等解法

利用同余理论、递归序列,以及Pell方程解的性质证明了不定方程x3 -1=1455y2 有整数解(x,y)= (1, 0),(4366,±7563);而不定方程x3 1=1455y2 仅有整数解(x,y)= (-1,0).     

关于不定方程x(x+1)(x+2)(x+3)=35(y+1)(y+2)(y+3)

运用递归数列的方法,证明了不定方程x(x+1)(x+2)(x+3)=35y(y+1)(y+2)(y+3)仅有一组正整数解(x,y)=(4,1).     

大棚黄瓜霜霉病发生与相对湿度的相关性

通过对大棚黄瓜霜霉病发病率、病情指数与相对湿度的相关性分析,结果表明,(1)日均相对湿度≥80%累计天数与发病率和病情指数呈显著的线性正相关,累计天数4～5 d以内时,发病率≤20%,病情指数10左右;(2)相对湿度≥80%、≥90%逐时累计量与发病率和病情指数均呈线性正相关,且灵敏度相当,当相对湿度≥80%累计时数达到140 h或≥90%累计时数100～110 h时,霜霉病发病率达到20%左右,病情指数为10;当相对湿度≥80%累计时数达到450～500 h或≥90%累计时数达到300 h时,发病率达到100%,病情指数达到50;(3)5 d新增病株率随相对湿度≥80%累计天数(时数)增加呈指数增长,5 d新增病情指数与后者呈抛物线关系,当≥80%累计天数(时数)为14 d (450 h)时新增病情指数达到最大.     

湖北省设施草莓灰霉病发生规律及流行因子分析

【目的】草莓灰霉病是一种世界范围分布的真菌病害,研究旨在探索湖北省设施草莓灰霉病的发生规律,分析不同流行因子与灰霉病发生的相关性,选择与果实发病率具有显著相关性因子建立模型,揭示不同因子与草莓灰霉病发生的关系,为湖北省设施草莓灰霉病防治提供理论依据。【方法】于2013—2015年在湖北省农业科学院草莓种植基地选取3个代表性草莓大棚,用5点取样法采集无症花、叶、果实,结合特异性PCR和保湿培养法检测组织上灰霉菌带菌率;选取其中两个大棚数据对草莓果实发病率与花朵发病率、叶片发病率、温度、相对湿度、果实带菌率、花朵带菌率、叶片带菌率7个流行因子进行Pearson相关性分析。选择与果实发病率具有显著相关性的3个因子(果实带菌率x_5、叶片发病率x_2、温度x_3),以草莓果实发病率作因变量(y),因子x_2、x_3、x_5为自变量,采用线性回归法建立线性回归方程,分别建立两个大棚中变量x_2、x_3、x_5与草莓果实发病率(y)的回归模型,通过回归模型计算未参加建模的另一个大棚的草莓果实发病率预测值,并将预测值与实际值进行回归分析。【结果】2013—2015年研究结果表明,草莓花、叶、果实带菌率变化起伏较大,花和果实带菌率相对较高,带菌率分别为0—53.33%和0—86.00%;不同组织草莓灰霉病的发病时间不同,果实从12月上旬开始发病,花从12月中下旬开始发病,叶片从1月上旬或2月上旬开始发病。草莓花和叶发病较轻,发生较为平稳,果实在3月之后发病逐渐加重,发病率可达80.07%。草莓叶片发病率、温度和果实带菌率均与果实发病率呈显著相关(P0.01)。草莓果实发病率与不同流行因子的回归模型分别为y=0.55x_5+5.76(R~2=0.645,P0.01)(模型一)、y=8.18x2+9.25(R~2=0.498,P0.01)(模型二)、y=2.49x_3-13.62(R~2=0.446,P0.01)(模型三);并将果实发病率预测值与实际值进行回归分析,模型一中实际果实发病率与预测发病率拟合效果最好。【结论】在湖北省设施草莓大棚中,果实带菌率、叶片发病率、温度对草莓果实发病影响最为显著,在防治过程中应及时摘除发病组织,降低果实带菌率,预防灰霉病发生。     

造林密度对黄梁木幼林生长和林分蓄积的影响

【目的】通过分析造林密度对3年生黄梁木Anthocephalus chinensis幼林的树高、冠幅、枝下高、胸径、单株材积和林分蓄积等的影响,探究造林密度与黄梁木人工幼林生长的关系。【方法】采用完全随机区组设计,共设5个造林密度,分别为625、667、833、1 667和2 500株·hm~(-2)。采用每木检尺法,测量每个小区内9株试验树主要生长指标。采用单因素方差分析和Duncan’s多重极差检验法比较不同造林密度间的差异,采用相关性分析对不同数据组间的相关性进行分析。【结果】造林密度对黄梁木的树高、冠幅、枝下高和林分蓄积生长有极显著影响(P0.01)。树高(y)与密度(x)呈极显著正相关关系,回归方程为y=-4.000 0×10~(-7)x~2+0.001 6x+8.270 3;林分蓄积(y)与密度(x)呈极显著正相关关系,回归方程为y=-1.000 0×10~(-5)x~2+0.112 7x-12.664 0;冠幅(y)与密度(x)呈极显著负相关关系,回归方程为y=15.942 5~(-4.000 0×10~(-5)x)。研究还发现,胸径(y)与冠幅(x)存在极显著正相关关系,回归方程为y=9.661 3x~2-103.950 0x+293.870 0。【结论】就黄梁木幼林而言,造林密度为2 500株·hm~(-2)幼林的树高和林分蓄积最大。