顏新培,李章寶,黃仁志,任湘敏
(湖南省蠶桑科學研究所,湖南 長沙 410127)
平均數是試驗結果的代表數值,表示整個數據內變數的集中性。一個樣本的平均數雖然提供了總體平均數的估計值(點估計)。更合理的估計值是在一定概率的保證下,指出總體參數的可能范圍(區間估計)[1]。家蠶品種繁育中種繭評選時,為了提高品種的勻整度,有關經濟性狀必須控制在一定范圍內才能保持品種遺傳性狀[2]。在2010年春季對9·芙、7·湘和洞·庭、碧·波4品種的8個原原種蛹期各品種主要經濟性狀,按品質檢驗要求進行了抽樣調查,計算出每一品種主要經濟性狀的平均數,在一定的置信系數下求得平均數的置信限,期望為制定湖南省現行桑蠶原種質量種繭品質檢驗標準奠定基礎。
供試家蠶品種芙蓉、932、湘暉、7532、限 1、秋豐、限2、854B共8個品種的原種。
1.2.1 經濟性狀調查 各品種分別在盛熟后第7天進行種繭調查。每個品種隨機抽樣5個重復區,每區梅花點抽樣0.5 kg調查斤繭顆數。從各區普通繭中隨機抽樣繭200顆削繭調查普繭死籠數,由此推算出該區普通繭死籠顆數,再根據抽樣區雙宮和下屑繭死籠繭數計算出全區死籠率。每區隨機鑒別雌雄繭25顆,調查全繭量、繭層量,計算雌雄平均全繭量、繭層量、繭層率[3]。
1.2.2 置信限分析 用數理統計方法計算調查性狀的平均數與標準差,算出變異系數。再按5%和1%的置信系數推算出各品種各經濟性狀的平方數的置信限。
盛熟后第7天進行種繭調查,斤繭顆數、全繭量、繭層量、繭層率、全區死籠率調查表分別見表1、表 2、表 3、表 4、表 5。
按數理統計的方法計算各品種各經濟性狀的平均數、標準差、變異系數,再按5%和1%的置信系數推算出各品種各經濟性狀的平均數的置信限[5]。各品種各經濟性狀的平均數的置信限見表6、表7。

表1 各品種不同試驗區斤繭顆數調查 (顆)

表2 各品種不同試驗區全繭量調查 (g)

表3 各品種不同試驗區繭層量調查 (g)
從表6可知,斤繭顆數變異系數從小到大依次為芙蓉、湘暉、932、854B、限 2、7532、秋豐、限 1,斤繭顆數平均數從大到小依次為932、7532、湘暉、限2、芙蓉、854B、限 1、秋豐;全繭量變異系數從小到大依次為限 2、7532、湘暉、854B、限 1、秋豐、932、芙蓉,全繭量平均數從大到小依次為秋豐、限1、854B、限 2、芙蓉、7532、湘暉、932;繭層量變異系數從小到大依次為 7532、限 2、湘暉、秋豐、932、限 1、854B、芙蓉,平均數從大到小依次為秋豐、限1、854B、限 2、湘暉、芙蓉、7532、932;繭層率變異系數從小到大依次為:限 2、秋豐、7532、湘暉、932、芙蓉、限1、854B;平均數從大到小依次為限1、秋豐、854B、湘暉、限 2、932、芙蓉、7532;死籠率變異系數從小到大依次為 854B、秋豐、限 2、限 1、7532、932、芙蓉、湘暉,平均數從大到小依次為854B、限2、限1、秋豐、7532、932、湘暉、芙蓉。變異系數反映了各品種相應經濟性狀勻整度。變異系數小,勻整度高,一般置信區間較小。分析結果表明,芙蓉的斤繭顆數變異系數最小,其他經濟性狀變異系數較大;限2的全繭量和繭層率變異系數最小,繭層量變異系數也較小;繭層量和死籠率變異系數最小的分別是7352、854B。

表4 各品種不同試驗區繭層率調查 (%)

表5 各品種不同試驗區死籠率調查 (%)

表6 各品種經濟性狀置信限分析表

續表6
根據數理統計的方法計算各品種各經濟性狀的平均數、標準差、變異系數、標準誤,再按5%和1%的置信系數推算了各品種各經濟性狀的平均數的置信限。從表6可看出品種間、各經濟性狀間變異系數存在較大差異,這為原種繁育品種內區間選擇提供了依據[6]。
家蠶經濟性狀主要受當代環境和親代遺傳的影響。由于是一次春季飼養的數據,只能通過一次數據資料推斷各品種主要經濟性狀的平均數的置信限,不能完全反映各品種主要經濟性狀的平均數的置信限。各品種間主要經濟性狀平均數的置信限準確性,需要若干年的數據的積累和分析才能確定。
[1] 盛 驟,謝式千,潘承毅.概率論與數理統計(第二版)[M].北京:高等教育出版社,1997.
[2] 劉祖洞.遺傳學(第二版)[M].北京:高等教育出版社,1990.
[3] 浙江農業大學.家蠶良種繁育與育種學(第二版)[M].北京:農業出版社,1992.
[4] 南京農業大學.田間試驗和統計方法(第二版)[M].北京:農業出版社,1987.
[5] 劉 權,陸星垣.蠶桑試驗設計及統計方法[M].上海:上海科學技術出版社,1987.
[6]顏新培,黃仁志.湖南省現行家蠶品種人工飼料育效果評價[J].湖南農業科學,2009,2:137-138.