青花菜單株產量與主要農藝性狀的相關性分析

申領艷，閆鳳岐 ，栗淑芳，蘇浴源 ，康少輝 ，陳寶剛

（1.張家口市農業科學院，河北張家口075000；2.張家口市鄉村振興促進中心，河北張家口075000）

青花菜（Brassica oleraceaL.var.capitataL.）屬十字花科蕓苔屬蔬菜，其食用部位主要是花球。其花球產量與主要農藝性狀（株高、開展度、外葉數、分枝數、外葉長、外葉寬等）之間的關系十分密切。各性狀之間也存在相互作用，它們共同對單株產量起作用[1-3]。

近年來，關于不同作物單株產量與農藝性狀的關系，國內外學者運用農業研究中重要的統計分析方法，如相關分析、通徑分析和回歸分析進行了大量研究[4-9]，揭示各性狀直接對單株產量產生的影響和2 個性狀互作對單株產量產生的影響，并為不同作物育種提供理論依據。但青花菜育種在我國起步比較較晚，對青花菜單株產量與農藝性狀的關系研究較少。

本試驗以86 份青花菜品種為試驗材料，在河北省張家口市農業科學院試驗田種植，采用相關分析、通徑分析和回歸分析的方法，進行深入剖析青花菜單株產量形成中，各個農藝性狀所起的作用和相對重要性，旨在為冀西北高山高原夏秋露地青花菜高產育種提供科學依據。

1 材料和方法

1.1 試驗材料

供試青花菜材料86 份如表1 所示。

表1 86 份青花菜材料及其來源

1.2 試驗方法

試驗在張家口市農業科學院試驗田（張北縣喜順溝）進行。小區面積6 m2，隨機區組排列，3 次重復。2020 年4 月30 日青花菜播種，采用72 穴盤育苗。6 月5 日定植，采用高畦栽培，覆蓋黑地膜，每畦2 行，大行距60 cm，小行距40 cm，株距50 cm。試驗地四周設保護行。田間管理與當地青花菜的田間管理方法一致。

1.3 主要農藝性狀調查

收獲前，按照《青花菜種質資源描述規范和數據標準》[10]，每小區隨機選取 5 株，調查生育期（X1）、株高（X2）、開展度（X3）、外葉數（X4）、分枝數（X5）、花球高（X6）、花球橫徑（X7）、外葉長（X8）、外葉寬（X9）、中心柱高（X10）、中心柱寬（X11）和單株產量（Y）等指標。

1.4 數據處理

各性狀指標數據均取平均值，利用SPSS 22.0軟件進行單株產量與農藝性狀之間相關性分析[11]、通徑分析[12]和回歸分析[13-14]。

2 結果與分析

2.1 相關性分析

由表2 可知，青花菜11 個主要農藝性狀中，單株產量與8 個農藝性狀呈正相關，其中，單株產量與花球高、外葉長和外葉寬3 個農藝性狀的相關性均達到了極顯著水平，與株高、開展度和中心柱高3 個農藝性狀的相關性均達到了顯著水平，花球橫徑和中心柱寬2 個性狀與單株產量的相關性未達顯著水平。單株產量與生育期、外葉數和分枝數3 個農藝性狀呈負相關，但均未達到顯著水平。表明增加花球高、外葉長、外葉寬、株高、開展度和中心柱高的指標值均可提高單株產量，其中，花球高、外葉長和外葉寬對單株產量的作用最大。

表2 青花菜主要農藝性狀與單株產量的相關性分析

2.2 通徑分析

2.2.1 通徑系數 青花菜主要農藝性狀對單株產量的直接通徑系數絕對值依次為外葉寬＞外葉長＞外葉數＞花球橫徑＞分枝數＞花球高＞中心柱高＞株高＞開展度＞生育期＞中心柱寬（表3）。其中，外葉寬和外葉長與單株產量的直接通徑系數（正值）為0.353 和0.349，且絕對值最大；生育期與單株產量的直接通徑系數（負值）為-0.060，且絕對值最小。說明直接選擇葉面積大的材料能有效提高單株產量，但用生育期來提高單株產量效果不理想。

表3 青花菜主要農藝性狀對單株產量的直接通徑系數和間接通徑系數

2.2.2 決定系數 利用決定系數能更好的發現各性狀之間的關系及其相對重要性[15]。11 個主要農藝性狀對單株產量的直接決定系數絕對值依次為外葉寬＞外葉長＞外葉數＞花球橫徑＞分枝數＞花球高＞中心柱高＞株高＞開展度＞生育期＞中心柱寬（表4）。直接效應中，外葉寬和外葉長對單株產量的影響作用最大，直接決定系數為0.125 和0.122。互作效應中，外葉長與外葉寬的互作效應最大，其間接決定系數為0.134。因此，在選育高產青花菜材料時，要特別注意對葉面積的選擇，可有效提高育種效率。

表4 青花菜主要農藝性狀對產量的決定系數

2.3 回歸分析

經多元逐步回歸分析，剔除對單株產量無顯著影響的性狀，留下與單株產量存在顯著水平的4 個性狀，其最佳回歸模型為：Y＝-100.391－11.863X4＋17.341X7＋3.072X8＋12.105X9。此方程說明影響青花菜單株產量的主要因素為外葉數、花球橫徑、外葉長和外葉寬。當其他農藝性狀維持在平均水平時，花球橫徑、外葉長和外葉寬每增加1 個標準單位或外葉數減少1 個標準單位，單株產量可分別提高17.341、3.072、12.105 和 11.863 g，說明 4 個性狀中花球橫徑、外葉寬、外葉長對單株產量都有正作用，而外葉數對單株產量有負作用。

由表5 可知，逐步回歸方程的F值為15.253，達到極顯著水平；進入方程的各自變量的偏相關系數達到了顯著水平；Durbin-Watson 統計量接近2，為1.801，可見回歸方程是可以成立的。此方程說明單株產量與花球橫徑、葉片長和葉片寬呈正相關，偏相關系數分別為0.258、0.298 和0.402；與外葉數為負相關，偏相關系數為-0.430。說明在選育青花菜時要注重選擇花球橫徑越大、葉面積越大和外葉數較少的材料。如果市場收購青花菜的花球橫徑標準為11～14 cm，選擇花球橫徑時不能太長。

表5 回歸模型診斷

通過殘差圖分析和發現數據中可能出現的錯誤以及所選用的回歸模型是否恰當，是回歸分析中的一項重要檢驗。由圖1 可知，所有散點都分布在對角線附近，說明觀察數據之間具有線性相關關系，可判斷標準化殘差服從正態分布，觀測數據具有代表性。由圖 2 可知，殘差點在（-2，2）區域內，波動范圍基本保持穩定，殘差的方差性好，說明模型的擬合效果較好，上述回歸方程是有效的。

3 討論

產量直接影響到作物的經濟效益，影響產量性狀因素的評估一直是品種選擇的重要指標[12]。

本試驗在相關性分析中，青花菜單株產量與花球高、外葉長和外葉寬3 個農藝性狀的相關性均達到了極顯著水平。這與崔麗紅等[16]的研究青花菜單株產量與葉面積指數呈極顯著水平結果基本一致，與朱長志等[17]研究表明，青花菜單株產量與花球橫徑呈極顯著水平不同，這與試驗材料遺傳背景、生物環境等不同有關。因此，青花菜定植后，在田間管理上要盡快促進植株營養生長，使其在進入生殖生長前迅速形成并達到足夠的葉面積，從而促進優質高產花球的形成。

在通徑分析中，11 個主要農藝性狀對單株產量的直接通徑系數和直接決定系數絕對值依次為外葉寬＞外葉長＞外葉數＞花球橫徑＞分枝數＞花球高＞中心柱高＞株高＞開展度＞生育期＞中心柱寬。外葉寬和外葉長對單株產量的影響作用最大，是決定單株產量的主要因素，其不僅對單株產量的直接作用最大，而且株高、展開度通過影響外葉長、外葉寬對單株產量的間接作用較大，間接通徑系數分別是 0.297、0.105 和 0.235、0.127，表明株高、展開度通過影響葉面積對單株產量有較大的正效應，選擇較大的外葉寬和外葉長是選育高產青花菜品種的重要方法。因此，在選育青花菜時要注意對葉面積的選擇。賴佳等[18]對16 份白菜新品系進行了通徑分析，從8 個農藝性狀中選出最大葉葉寬和葉片數對提高單株產量作用最大，為選育高產白菜品種提供了理論指導。

在回歸分析中，青花菜單株產量為因變量，其他11 個農藝性狀為自變量，進行多元逐步回歸分析，剔除對單株產量無顯著的性狀，留下與單株產量呈顯著水平的4 個性狀，即：外葉數、花球橫徑、外葉長和外葉寬，得到最佳回歸方程Y＝-100.391－11.863X4＋17.341X7＋3.072X8＋12.105X9。單株產量與外葉數、外葉長、外葉寬間的相關分析、通徑分析、回歸分析結果一致，單株產量與花球橫徑相關性在回歸分析和通徑分析中都相關，但相關分析中結果不相關。這表明在選育過程中，只進行相關分析遠遠不夠，還得進行通徑分析和回歸分析，更好地揭示各性狀對產量作用的實質。同時對最佳回歸模型關系式進行回歸模型診斷與殘差分析檢驗，來驗證回歸方程的可靠性。

4 結論

在冀西北高山高原生態環境條件下，以86 份青花菜品種為試驗材料，對單株產量與11 個主要農藝性狀進行了相關分析、通徑分析和回歸分析。在相關分析、通徑分析中，青花菜單株產量與11 個主要農藝性狀均有一定聯系，尤其是花球橫徑、外葉長和外葉寬是決定青花菜單株產量的主要因素，其對單株產量的直接作用最大。在回歸分析中，建立相關產量最佳回歸方程Y＝-100.391－11.863X4＋17.341X7＋3.072X8＋12.105X9，并進行回歸模型診斷與殘差分析圖檢驗，理論結果與實際結果有較好的擬合性，擬合的回歸模型適用于青花菜產量預測。