江蘇省玉米新品種豐產性和穩(wěn)產性及應用前景分析

鄭 飛， 孔令杰， 劉瑞響， 張美景， 孟慶長， 趙文明， 陳艷萍， 袁建華

(江蘇省農業(yè)科學院糧食作物研究所，江蘇南京 210014)

根據地理位置和氣候條件，江蘇省玉米生產劃分為徐淮夏玉米區(qū)和通揚沿海春玉米區(qū)[1]。不同玉米品種適宜不同的種植區(qū)域[2]。一個新品種的推廣應用前景除考慮它的豐產性外，更要兼顧它的穩(wěn)產性以降低推廣風險[3]。本研究于2013—2015年選擇江蘇春夏2個玉米生產區(qū)域共5個試驗地點，對5個玉米品種和2個苗頭組合的豐產性和穩(wěn)產性進行綜合分析，為新品種的選育、推廣應用提供理論依據。

1 材料與方法

1.1 試驗時間與地點

試驗于2013—2015年在江蘇省鹽城市大豐區(qū)、睢寧縣、沭陽縣、宿遷市洋河新區(qū)和豐縣進行。

1.2 試驗材料

供試材料7個：鄭單958(對照1：黃淮海夏玉米組對照種、江蘇省夏玉米組對照種)、先玉335(對照2：黃淮海夏玉米種植面積大)和江蘇省農科院自育品種蘇玉29(2010年東南區(qū)國審)、蘇玉39(2014年福建省審定)、蘇玉41(2015年東南區(qū)國審)、自育苗頭組合明玉1301(2016年江蘇省區(qū)試)、蘇試51417(2016年江蘇省區(qū)試)。

1.3 試驗方法

1.3.1 試驗設計 田間試驗為3年多點試驗，每個試驗點均采用完全隨機區(qū)組設計，2次重復，以鄭單958作為對照，等行距種植，行距0.5 m，每小區(qū)4行，行長5 m，每小區(qū)面積 10 m2，每小區(qū)76株，種植密度75 000株/hm2，籽粒產量按照每小區(qū)實收中間2行進行折合，最終折合成產量。田間栽培管理按照當?shù)赜衩状筇锷a水平。

1.3.2 分析方法 高穩(wěn)系數(shù)法(簡稱HSC：High Stability Coefficient)[4]檢驗品種的豐產性和穩(wěn)定性，并結合標準差、變異系數(shù)進行估算，高穩(wěn)系數(shù)越大表明品種高產和穩(wěn)產性越好。同時運用加性主效應和乘積交互作用模型(簡稱AMMI：Additive Main Efects and Multiplicative Interaction)[5]對每一品種與環(huán)境交互作用進行主成分分析(簡稱IPCA：Interaction Principal Component Analysis)。若品種的IPCA1、IPCA2的平方和分別與總的平方和之比的和大于0.85，說明IPCA1和IPCA2就可以解釋互作的絕大部分，IPCA2以后的信息可以忽略；若小于0.85，則需要進一步計算IPCA3及以后的參數(shù)項[6-7]。品種IPCA的絕對值越大，說明該品種的基因與環(huán)境互作普遍，該品種越不穩(wěn)定[8]。以品種、地點平均產量為橫坐標，IPCA1為縱坐標作圖，可通過雙標圖直觀看出基因型、環(huán)境、基因型×環(huán)境互作的大致情況[8-9]。高穩(wěn)系數(shù)法計算公式：

所有數(shù)據應用Microsoft Excel 2003和DPS7.05r軟件進行系統(tǒng)分析及繪制圖表。

2 結果與分析

2.1 產量方差分析

對試驗的產量結果數(shù)據進行方差分析，結果表明地點間、品種間、年份間、地點與品種互作間、地點與年份互作間差異均達到了極顯著水平。

從表1可以看出，苗頭組合明玉1301產量最高，蘇玉39產量最低，其中明玉1301與蘇試51417差異不顯著，但與先玉335差異達到極顯著水平；鄭單958與蘇玉29差異不顯著，但與蘇玉41差異達到極顯著水平， 這與品種適應性和抗逆性有明顯聯(lián)系。從各試驗點平均產量可以看出，睢寧點產量最高，宿遷洋河點產量最低，并且5個點平均產量差異達到極顯著水平，這與各試驗點土壤條件和氣候環(huán)境有密切聯(lián)系。

表1 各品種試驗產量及多重比較結果 kg/hm2

注：同行、同列平均值數(shù)據后不同小寫字母表示0.05水平差異顯著，不同大寫字母表示0.01水平差異顯著。

2.2 各品種不同年份、不同地點間豐產、穩(wěn)產性及適應性分析

從表2可以看出，2013年度試驗結果：明玉1301、蘇試51417比對照1(鄭單958)增產極顯著，分別增產16.51%和15.18%，其中明玉1301比對照2(先玉335)增產2.1%。2014年度試驗結果：明玉1301、先玉335、蘇試51417和蘇玉41與對照1(鄭單958)差異達極顯著水平，分別比對照1增產14.45%、12.47%、11.77%和6.64%。其中僅有明玉1301比對照2(先玉335)增產1.77%。2015年度試驗結果表明：明玉1301、蘇試51417和蘇玉41相比對照1(鄭單958)屬于增產顯著品種，其中明玉1301比對照2(先玉335)增產 8.79% 差異達極顯著水平；蘇試51417比先玉335增產 5.02%，但差異不顯著；蘇玉41較對照1(鄭單958)增產水平顯著，達6.58%。試驗3年間，明玉1301都位居參試品種(組合)第1位。從數(shù)據統(tǒng)計分析結果看出，2013年度高穩(wěn)系數(shù)的大小順序為：先玉335>蘇試51417>明玉1301>蘇玉41>蘇玉29>鄭單958>蘇玉39。2014年度高穩(wěn)系數(shù)的大小順序為：蘇試51417>明玉1301>先玉335>蘇玉41>鄭單958>蘇玉29>蘇玉39。2015年度高穩(wěn)系數(shù)的大小順序為：明玉1301>蘇試51417>先玉335>蘇玉29>蘇玉41>鄭單958>蘇玉39。綜合3年品種比較試驗結果，從表3可以看出，明玉1301、蘇試51417和蘇玉41具有高產穩(wěn)產性，并且適應性較廣，是具有良好推廣應用前景的品種(組合)。

2.3 產量AMMI模型分析

由表4參試品種(組合)產量AMMI模型分析結果可知，基因效應、環(huán)境效應、基因與環(huán)境互作效應均達到極顯著水平?；蛐烷g的變異平方和占總變異平方和的18.97%，環(huán)境間的變異平方和占總變異平方和的16.78%，而基因型和環(huán)境交互作用的變異平方和占15.04%，這說明在試驗中對產量影響作用大小順序為基因、環(huán)境、基因與環(huán)境互作。分析結果顯示，IPCA1反映了89.3%的基因與環(huán)境的交互作用，同時也達到極顯著差異水平，說明基因型與環(huán)境互作絕大部分變異集中在第一個IPCA軸上。因此可以用產量與IPCA1的雙標圖反映品種(組合)間和產量間的豐產性與穩(wěn)定性，如圖1所示。

AMMI模型中，品種(組合)的橫坐標數(shù)值越大，說明該品種產量越高，豐產性越強，縱坐標絕對值越小，說明該品種穩(wěn)定性越強，適應性越廣[8-9]。從圖1可以看出，在水平方向上基因型比環(huán)境的分布范圍廣，說明基因型間的變異大于環(huán)境間的變異。明玉1301、蘇試51417產量高，豐產性強；蘇玉39產量低，豐產性差。垂直方向表明基因型與環(huán)境交互作用的差異，蘇玉41的IPCA1值的絕對值小，表明該品種對環(huán)境的適應能力強；明玉1301、蘇試51417的IPCA1值的絕對值相對較小，表明這2個組合也具有較強的廣適性；蘇玉29、蘇玉39的IPCA1值的絕對值大，表現(xiàn)不穩(wěn)定。環(huán)境IPCA絕對值大小順序為豐縣(14.555 6)、大豐(-5.101 9)、睢寧(-4.705 8)、沭陽(-2.971 6)和宿遷洋河(-1.776 4)，這說明豐縣環(huán)境對品種(組合)篩選能力強，要求在豐縣種植的品種具有較強的適應性，宿遷洋河環(huán)境則對品種(組合)篩選能力低，大多數(shù)品種均適宜在該環(huán)境中種植。

2.4 品種組合產量豐穩(wěn)性分析

產量的正向離差越大說明該品種(組合)豐產性越好，負向離差越大則豐產性越差[10-11]。從表5可以看出，這7個品種(組合)中明玉1301、蘇試51417豐產性和穩(wěn)定性綜合評價很好，其中明玉1301表現(xiàn)最為突出，具有較高的推廣應用前景；蘇玉41穩(wěn)產性很好，豐產性較好，綜合評價良好，相對具有較大的推廣應用空間；蘇玉29豐產性一般，穩(wěn)產性不好；蘇玉39豐產性與穩(wěn)產性都不好，在推廣應用時需慎重。綜合各品種(組合)產量AMMI模型分析結果與高穩(wěn)系數(shù)法分析結果一致。但AMMI模型分析能利用雙標圖更直觀地反映各品種(組合)豐產性和穩(wěn)定性差異以及各試驗點對品種篩選鑒別能力的大小[11-14]。

注：同列數(shù)據后不同小寫字母表示在0.05水平上差異顯著，不同大寫字母表示在0.01水平上差異顯著。

表3 各品種豐產性及其穩(wěn)定性分析

表4 品比試驗產量結果AMMI分析

注：“**”表示差異顯著性達0.01水平。

3 討論

從本研究分析結果可以看出，明玉1301、蘇試51417豐產性和穩(wěn)定性綜合評價很好，其中明玉1301表現(xiàn)最為突出，筆者認為可以適當進一步增加該組合試驗地點，以確保試驗分析結果的準確性。蘇玉41穩(wěn)產性很好，豐產性較好，綜合評價良好，具有較大的推廣應用空間。蘇玉29、蘇玉39各試點產量不穩(wěn)定，受環(huán)境影響較大，在推廣應用時應選擇合適的區(qū)域種植。

從本試驗采用的5個環(huán)境試驗點來看，IPCA絕對值大小順序為豐縣>大豐>睢寧>沭陽>宿遷洋河，這說明豐縣環(huán)境對品種(組合)篩選能力強。筆者認為對玉米育種目標而言，應該充分重視品種對環(huán)境的敏感性，重視基因型和環(huán)境互作。品種(組合)在不同環(huán)境條件下的穩(wěn)產性更能反映該品種的抗逆性特征[15]。張世煌等認為面對不可預測的災害性氣候條件時，品種的抗性就是產量[16]。育種者在初級測配試驗和中級測配試驗中，試驗地點應盡可能安排在對品種(組合)篩選能力強的環(huán)境下進行；高級測試環(huán)節(jié)涉及的試驗點應更多，這樣才能對品種的風險性和豐產性作出全面而又準確的評估，畢竟品種的廣適性是該品種市場開發(fā)的基礎，也是決定該品種市場壽命的關鍵因素之一[17-18]。

表5 各品種的豐產性和穩(wěn)產性分析

本研究僅對品種(組合)產量結果進行了分析，沒有對品種的抗病性和抗倒性進行系統(tǒng)分析，這對品種的適應性分析結果的準確性有一定的影響，在今后的同類試驗時應該結合品種多年多點的抗逆性分析結果。

AMMI模型分析方法在區(qū)域試驗中應用較多[9-13]，該方法能把方差分析和主成分分析結合在一起，通過IPCA雙標圖能直觀明了地反映各品種(組合)的豐產性和穩(wěn)產性，并且能深入了解品種與環(huán)境的互作效應、試驗地點篩選鑒別能力等[8]，為品種選育和推廣應用提供科學有效的文獻依據和理論支持。本試驗應用AMMI模型分析品種豐穩(wěn)性時，所涉及的試驗點偏少，對分析結果的準確性有一定的影響，試驗得出的環(huán)境鑒別篩選能力和品種的豐穩(wěn)性結果雖與高穩(wěn)系數(shù)法分析結果基本一致，但還需要多年多點區(qū)域試驗進行驗證。

[1]佟屏亞. 中國玉米種植區(qū)劃[M]. 北京：農業(yè)科技出版社，1992：144-150.

[2]成廣雷，劉春閣，柏長青，等. 中國種子科研狀況、研發(fā)體系及品種貢獻研究[J]. 中國種業(yè)，2011(1)：11-15.

[3]蔣佰福. 玉米區(qū)試品種穩(wěn)定性分析[J]. 玉米科學，1999，7(2)：36-38.

[4]溫振民，張永科. 用高穩(wěn)系數(shù)法估算玉米雜交種高產穩(wěn)產性的探討[J]. 作物學報，1994，20(4)：508-512.

[5]王 磊，楊仕華，謝芙賢，等. AMMI模型及其在作物區(qū)試數(shù)據分析中的應用[J]. 應用基礎和工程科學學報，1997，5(1)：39-46.

[6]吳 禹，劉冠求，李兆波，等. 遼寧省小麥新品種豐產性和穩(wěn)產性綜合分析評價[J]. 遼寧農業(yè)科學，2007(3)：1-4.

[7]柏章才，馬亞懷，李彥麗. 2005年國家甜菜品種區(qū)域試驗適應性分析[J]. 中國糖料，2007(4)：35-38.

[8]唐啟義，馮明光. DPS數(shù)據處理系統(tǒng)——實驗設計、統(tǒng)計分析及模型優(yōu)化[M]. 北京：科學出版社，2006.

[9]陳志雄，胡潤芳，林國強. 菜用大豆新品種區(qū)域試驗的AMMI模型分析[J]. 大豆通報，2007(1)：32-33.

[10]王 磊，高 杰，渠建洲，等. 兩種密度下不同玉米品種的高穩(wěn)產及適應性分析[J]. 玉米科學，2016，24(2)：136-141.

[11]姚 霞，李 偉，顏澤洪，等. AMMI模型在小麥區(qū)域試驗產量組成性狀分析中的應用[J]. 麥類作物學報，2005，25(6)：103-107.

[12]黃平俊，易建華，蒲文宣，等. 應用AMMI模型分析烤煙品種的產量適宜性[J]. 中國農學通報，2013，29(4)：168-172.

[13]楊志平，何鳳發(fā)，王季春，等. 應用AMMI模型評價馬鈴薯品種的穩(wěn)定性和適應性[J]. 中國馬鈴薯，2006，20(1)：11-15.

[14]魯毛寧，高樹仁，王 霞，等. 大慶地區(qū)玉米品種產量穩(wěn)定性分析[J]. 黑龍江八一農墾大學學報，2015，27(3)：10-13.

[15]李建剛，韓衛(wèi)紅，馬翔龍，等. 河南省玉米區(qū)試品種產量穩(wěn)定性分析[J]. 河南科技學院學報，2005，33(1)：13-15.

[16]張世煌，孫世賢. 從品種試驗看玉米育種面臨的技術問題[J]. 作物雜志，2006(2)：10-12.

[17]張世煌，胡瑞法，黃季煜，等. 玉米商業(yè)育種和制度創(chuàng)新[J]. 中國農業(yè)科技導報，2000，2(6)：61-64.

[18]王慶紅，侯秀娟，高慧霞，等. 雜交玉米商業(yè)育種有關問題探討[J]. 種子科技，2004(4)：220-223.