春大豆闽豆5号高产农艺措施的数学模型分析.pdf
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研究论文 40 2017 年第５期 烟碱 、 降烟碱及转化率均无超亲杂种优势 由此推 断， 一是白肋烟烟碱、 降烟碱及转化率的遗传主要受 微效多基因控制， 且基因对数可能不止已知的 2 对， 杂种优势的产生是隐性多基因累加的结果 ； 二是在 白肋烟雄性不育杂交一代优势利用过程中 ， P 1 是纯 合的低转化率材料 ， P 2 只要不是纯合的高转化率材 料 ， 均可获得转化率低于双亲平均值的杂交 F 1 ；三 是目前划分非、 低、 中、 高转化株， 特别是非和高转化 株的界定值的合理性有待进一步商榷 从原理上讲 ， 正交 F 1 和反交 F 1 的基因型应该 是完全一致的 ， 但在本研究中发现正交 F 1 的杂种优 势大于反交 F 1 的现象 ， 初步推测可能与广泛存在于 细胞质中的各种功能酶有关 ， 同时亦排除其他遗传 物质参与的可能 综上所述认为 ： 在白肋烟新品种选育中 ， 充分 利用杂交 F 1 具有较大的烟碱含量正向杂交优势 、 降 烟碱和烟碱转化率负向杂交优势的特点 ， 是目前选 育低烟碱转化 、 低 TSNA 含量新品种的主要途径和 方法 ， 其中选择纯合的低或非烟碱转化品系作杂交 母本尤为关键。
参考文献 [1] 左天觉 ． 烟草的生产 、 生理和生物化学 [M]．朱 尊 权 ，译 ．上 海 ：上 海 远东出版社， 1993： 306-338 [2] 史宏志 ， Bush L P， Krauss M． 烟碱向降烟碱转化对烟叶麦斯明和 TSNA 含量的影响 [J]． 烟草科技， 2004（10）： 27-30 [3] 史宏志， 张建勋． 烟草生物碱 [M]． 北京： 中国农业出版社， 2004 [4] 史宏志 ， Bush L P， Wang J， 等 ． 我国不同类型烟叶烟碱向降烟碱转 化研究 [J]． 中国烟草科学， 2001， 22（4）： 6-8 [5] 史宏志 ， 李进平 ， Bush L P， 等 ． 白肋烟杂交种及亲本烟碱转化株的 鉴别 [J]． 中国烟草学报， 2005， 11（4）： 28-32 [6] 李进平 ， 李宗平 ， 史宏志 ， 等 ． 降低鄂烟 1 号烟碱向降烟碱转化的遗 传改良研究 [J]． 中国烟草学报， 2007， 13（2）： 24-28． [7] Shi H Z， Cotterill K， Fannin F F ， et al． Identification of nicotine to nornicotine converter plants in burley tobacco[C]//55th Tobacco Science Research Conference， Greensboro， North Carolina， USA， 2001： 55-56 [8] Burton H R， Bush L P， Djordjevic M V． Influence of temperature and humidity on the accumulation of tobacco-specific nitrosamines in stored burley tobacco[J]． J Agric Food Chem， 1989， 37（5）： 1372- 1377 [9] 佟道儒． 烟草育种学 [M]． 北京： 中国农业出版社， 1997： 141-227 [10] 李宗平 ， 李进平 ， 史宏志 ， 等 ． 白肋烟生物碱和烟碱转化率的配合 力及遗传力的研究 [J]． 中国烟草学报， 2006， 12（6）： 23-24 （收稿日期： 2017-02-20） 春大豆闽豆 5 号高产农艺措施的数学模型分析 刘连生 （福建省大田县农业局， 大田 366100） 摘 要： 为探讨春大豆闽豆 5 号高产栽培技术模式 ， 采取二次回归正交旋转组合设计研究了闽豆 5 号产量与主要栽培因素 的数量关系 ， 并建立了产量与主要栽培因子关系的数学模型 。
在闽西北红黄壤旱地 ， 该品种每 hm 2 产量在 9800kg 以上的农艺 措施： 需纯氮 141.26~162.99kg、 五氧化二磷 201.92~266.58kg、 氧化钾 133.70~163.80kg， 种植密度 21.38 万 ~22.90 万株 /hm 2 关键词： 大豆； 闽豆 5 号； 农艺措施； 产量效应 长期以来 ， 福建农民栽培大豆习惯于 “ 种豆一 把灰 ” ， 特别在闽西北山地红黄壤区 ， 种植大豆管理 粗放 ， 不间苗 、 不中耕 、 不施肥或少施肥 ， 加上土质 酸 、 粘 、 瘠 、 旱特点 ， 导致大豆产量低而不稳 ， 效益较 低 ， 影响农民种豆积极性 大豆根据其用途分为粒 用大豆和菜用大豆两种类型 ， 由于菜用大豆营养丰 基金项目： 福建省科技重大专项 （2015NZ0002-3） ； 福建省公益类基本 科研专项 （2015R1026-10， 2016R1025-6， 2016R1025-1） 富 ， 含有蛋白质 、 脂肪 、 矿物质和人体必需的多种维 生素 [1] ， 特别是出口专用型菜用大豆 ， 不仅口感好 、 外观品质好 、 商品性好 ， 而且市场前景广阔 ， 备受国 内外消费者的欢迎。
随着人们生活水平的日益提高 及对营养健康食品的高度重视 ， 我国南方菜用大豆 消费量不断增长， 成为南方豆类蔬菜新的消费热点 福建省处于我国东南部， 对外贸易活跃， 菜用大豆是 主要出口豆类蔬菜之一， 自 20 世纪 90 年代以来， 菜研究论文 41 2017 年第５期 用大豆种植面积逐年加大 ， 而且生产地区从闽东南 沿海主产区辐射推广到闽西 、 闽北地区 闽豆 5 号 系福建省农业科学院作物研究所选育的菜用型春大 豆品种 ， 2011 年 2 月通过福建省品种审定 （ 闽审豆 2011001） ， 适宜福建省大豆产区种植推广近年来， 福建省大田县引进了闽豆 5 号在本地示范种植 ， 表 现株型收敛， 结荚以中部为主， 荚型宽直， 大荚大粒， 白毛 ， 子粒外观鲜绿 ， 口感甜糯 ， 适合菜用与加工出 口 ， 取得了较好的成效 由于种植菜用大豆不同于 粒用大豆 ， 更不能根据当地传统大豆种植习惯 本 文初步探讨了在闽西北生态条件下闽豆 5 号的优化 栽培措施， 以指导该地区大豆生产， 提高种植大豆效 益， 增加农民收入 1 材料与方法 1.1 试验材料与试验设计 供试材料为菜用型大 豆品种闽豆 5 号 。
试验于 2016 年春季在福建省三 明市大田县均溪镇周田村进行 ， 试验地前作为冬 闲田 ， 土质为红黄壤黄底灰土 耕层土壤有机质 24.90g/kg， 碱解氮 116mg/kg， 有效磷 76.80mg/kg，速 效钾 76.00mg/kg， pH 值 6.00， 地力均匀 种植方式 采取 “ 窄畦双行穴播 ” ， 即双行种植 ， 畦长 14.82m、宽 （含 沟）0.90m， 试验四周种植同一品种保护行 人 工穴播， 每穴播 3 粒， 留苗 2 株 试验以鲜荚产量 （Y） 为目标函数， 以纯 N （X 1 ）、 P 2 O 5 （X 2 ）、 K 2 O（X 3 ） 、 种植密度 （ X 4 ）等 4 个因素 为试验因子 ， 采用四因素二次回归正交旋转组合设 计 [2] ， 试验处理组合的小区数共 23 个 ， 随机排列 ， 小 区面积 13.34m 2 统计时按四因素 （1/2） 实施要求 ， 小区鲜荚产量折算成每 hm 2 鲜荚产量 试验因子及 编码见表 1 表 1 试验因子水平及编码 编码 因子水平 X 1 （kg/hm 2 ） X 2 （kg/hm 2 ） X 3 （kg/hm 2 ） X 4 （万株 /hm 2 ） 1.682 1 0 -1 -1.682 225.0 180.0 112.5 45.0 0 450.0 360.0 225.0 90.0 0 225.0 180.0 112.5 45.0 0 30.0 27.0 22.5 18.0 15.0 变动间距 67.5 135.0 67.5 4.5 1.2 试验方法 2016 年 3 月 30 日播种 ， 播种前结 合整地撒施基肥 ， 氮肥用尿素 （N 46.4%），纯 N 量按 基肥 、 追肥比例为 30%、70% 施用 ； 磷肥用钙镁磷 （P 2 O 5 12%） ， 钾肥用硫酸钾 （K 2 O 50%） ， 磷钾肥均作 为基肥一次性全部施用 。
田间管理与大田生产相 同4 月 5 日出苗 ， 4 月 12 日定苗 ， 4 月 29 日结合 中耕撒施追肥， 5 月 4 日始花， 6 月 28 日人工采收鲜 荚 采收前每小区随机取样 10 株考种 ， 考查株高 、 茎粗、 有效分枝数、 底荚高度、 单株有效荚数、 百粒鲜 重 、 单株鲜荚重等相关农艺性状和经济性状 试验 小区鲜荚产量换算成每 hm 2 产量 ， 并应用 DPS 数据 处理系统 （Data Processing System） 进行计算机统计 和 Duncan’ s 新复极差检验各变异来源的显著性 2 结果与分析 2.1 产量结果及数学模型的解析和寻优 根据试 验产量结果 （ 表 2） ， 经数据处理软件统计 ， 得出春大 豆闽豆 5 号鲜荚产量 （Y） 与各因素间的的回归模型 为： Y=9764.630+197.755X 1 +123.566X 2 +140.576X 3 + 91.367X 4 -119.905X 1 2 +3.962X 2 2 -31.587X 3 2 -134.401X 4 2 - 121.375X 1 X 2 -85.275X 1 X 3 -58.863X 1 X 4 -58.863X 2 X 3 - 85.275X 2 X 4 -121.375X 3 X 4 。
表 2 四因素二次回归正交旋转组合设计产量结果 试验编号 X 1 X 2 X 3 X 4 鲜荚产量 （kg/hm 2 ） 1 1 1 1 1 9600.8 2 1 1 -1 -1 9634.1 3 1 -1 1 -1 9821.4 4 1 -1 -1 1 9854.9 5 -1 1 1 -1 9793.2 6 -1 1 -1 1 9615.4 7 -1 -1 1 1 9513.9 8 -1 -1 -1 -1 8394.1 9 -1.682 0 0 0 9031.9 10 1.682 0 0 0 9689.6 11 0 -1.682 0 0 9524.3 12 0 1.682 0 0 9897.9 13 0 0 -1.682 0 9405.7 14 0 0 1.682 0 9815.4 15 0 0 0 -1.682 9228.9 16 0 0 0 1.682 9410.6 17 0 0 0 0 9882.6 18 0 0 0 0 9799.7 19 0 0 0 0 9842.3 20 0 0 0 0 9715.4 21 0 0 0 0 9692.2 22 0 0 0 0 9882.1 23 0 0 0 0 9689.8研究论文 42 2017 年第５期 为了检验上述方程与实际生产情况的拟合度 ， 通过 DPS 软件对该方程进行方差分析与显著性检 验（ 表 3） 。
从表 3 可 知， F 1 =4.805F 0.01 =5.56， 即回归方程检验结 果达极显著水平 ， 说明该回归方程有效 ， 可用于寻 求目标函数的最优解 目标函数为非线性函数 ， 在 -1.682 ≤ X ≤ 1.682 水平范围内 ， 计算闽豆 5 号 的最大增产潜力 ， 当X 1 =0、X 2 =1.682、X 3 =1.682、 X 4 =-1 时 ， 为产量最高值的各因素组合 ， 即当 每 hm 2 需纯氮 112.5kg、 五氧化二磷 450.0kg、 氧化钾 225.0kg， 种植密度 18.0 万株 /hm 2 时 ，闽 豆 5 号产量。
