基于多年定點的小麥籽粒質(zhì)量穩(wěn)定性研究

趙博慧，張影全，景東林，劉保華，程媛媛，蘇玉環(huán)，唐娜，張波，郭波莉，魏益民

基于多年定點的小麥籽粒質(zhì)量穩(wěn)定性研究

趙博慧1，張影全1，景東林2，劉保華3，程媛媛2，蘇玉環(huán)3，唐娜1，張波1，郭波莉1，魏益民1

1中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)產(chǎn)品加工研究所/農(nóng)業(yè)農(nóng)村部糧油加工綜合利用技術(shù)集成實驗室, 北京 100193；2邢臺市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院,河北邢臺 054099；3邯鄲市農(nóng)業(yè)科學(xué)院，河北邯鄲 056011

【目的】質(zhì)量穩(wěn)定的小麥原糧可以保持加工工藝及其參數(shù)基本不變，減少加工過程中人為干預(yù)，并降低工藝調(diào)整過程損耗，同時保證面制品質(zhì)量的穩(wěn)定性。開展品種質(zhì)量穩(wěn)定性評價可以為加工企業(yè)采購質(zhì)量穩(wěn)定的原糧提供參考。【方法】以2013—2019年邢臺市和邯鄲市種植的7個小麥品種師欒02-1、濟麥22、良星99、邯6172、嬰泊700、魯原502和藁優(yōu)2018為參試樣品，采用變異系數(shù)定量表征品種在多年、多地的質(zhì)量穩(wěn)定性。將容重、籽粒粗蛋白含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間相乘，計算其乘積的變異系數(shù)，作為質(zhì)量穩(wěn)定性的綜合性表征統(tǒng)計量。對同年同地的品種兩兩配對，分析其質(zhì)量指標(biāo)的穩(wěn)定性。【結(jié)果】參試樣品容重、蛋白質(zhì)含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間、質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)的波動范圍分別為0.06%—5.50%、0.01%—12.21%、0.03%—10.02%、0.4%—138.69%、0.32%—140.01%。配對分析顯示，品種容重穩(wěn)定性從高到低依次為藁優(yōu)2018、魯原502、邯6172、良星99、嬰泊700、濟麥22、師欒02-1。籽粒粗蛋白含量穩(wěn)定性從高到低依次為藁優(yōu)2018、邯6172、嬰泊700、魯原502、良星99、濟麥22、師欒02-1。濕面筋含量穩(wěn)定性從高到低依次為藁優(yōu)2018、邯6172、魯原502、嬰泊700、良星99、師欒02-1、濟麥22。面團穩(wěn)定時間穩(wěn)定性從高到低依次為嬰泊700、濟麥22、藁優(yōu)2018、魯原502、邯6172、良星99、師欒02-1。上述質(zhì)量指標(biāo)乘積穩(wěn)定性從高到低依次為嬰泊700、藁優(yōu)2018、魯原502、良星99、邯6172、濟麥22、師欒02-1。【結(jié)論】參試的質(zhì)量指標(biāo)中，容重的穩(wěn)定性較高，面團穩(wěn)定時間的穩(wěn)定性較低，籽粒粗蛋白含量和濕面筋含量的穩(wěn)定性介于兩者之間。以4個質(zhì)量指標(biāo)乘積的變異系數(shù)為評價依據(jù)，嬰泊700在參試品種中質(zhì)量穩(wěn)定性較高。

小麥；籽粒質(zhì)量；品質(zhì)穩(wěn)定性；加工品質(zhì)；變異系數(shù)

0 引言

【研究意義】小麥?zhǔn)俏覈匾募Z食儲備品種，也是人們?nèi)粘ｏ嬍巢豢苫蛉钡囊徊糠諿1]。隨著我國進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，小麥加工企業(yè)對原糧質(zhì)量穩(wěn)定性要求逐年提高[2]。質(zhì)量穩(wěn)定并非指質(zhì)量水平，而是指質(zhì)量水平或指標(biāo)數(shù)值的波動；質(zhì)量水平較低但指標(biāo)數(shù)值波動小屬于質(zhì)量穩(wěn)定的原糧；反之，質(zhì)量水平較高但指標(biāo)數(shù)值波動大則屬于質(zhì)量不穩(wěn)定的原糧。質(zhì)量穩(wěn)定的小麥原糧可以保持加工工藝參數(shù)基本不變，減少加工過程人為干預(yù)，降低工藝調(diào)整過程損耗，保證面制品質(zhì)量[3-4]。質(zhì)量穩(wěn)定性較高的小麥品種意味著在不同年份或不同地點種植時，年際間或地點間質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)較小，因此，通過變異系數(shù)可以評價小麥品種質(zhì)量特性的穩(wěn)定性[5-7]。開展品種質(zhì)量穩(wěn)定性評價可以為加工企業(yè)采購原糧提供參考[8]。【前人研究進(jìn)展】田紀(jì)春等[9]對2001—2003年12個品種在9個地點種植的面團穩(wěn)定時間進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示參試樣品面團穩(wěn)定時間品種間變異系數(shù)為4.61%—32.12%，區(qū)域間變異系數(shù)為53.63%—70.19%，未報道品種質(zhì)量穩(wěn)定性評價結(jié)果。洪宇等[10]分析了2018—2019年31個地點種植的93份周麥33號品種的品質(zhì)指標(biāo)及食品加工品質(zhì)，在31個地點間的面筋含量和面團穩(wěn)定時間變異系數(shù)分別為10.00%和40.23%。楊攀等[11]分析了2018—2019年11個市種植的鄭麥158品種質(zhì)量指標(biāo)，結(jié)果顯示參試樣品容重、濕面筋含量、蛋白質(zhì)含量、面團穩(wěn)定時間在11個市的變異系數(shù)平均值分別為2.04%、7.14%、8.64%、25.68%。班進(jìn)福[12]研究了2013—2018年5個地點種植的石優(yōu)20號及其質(zhì)量指標(biāo)地點間的變異系數(shù)，結(jié)果顯示參試樣品濕面筋含量、蛋白質(zhì)含量、面團穩(wěn)定時間變異系數(shù)分別為3.64%—5.46%、3.86%—7.8%、23.15—34.47min。郭天財?shù)萚13]研究了2001—2002年9個省份種植的9個小麥品種質(zhì)量穩(wěn)定性，結(jié)果顯示參試品種在兩年9個省份的蛋白質(zhì)含量、面團穩(wěn)定時間變異系數(shù)分別為4.7%—10.6%、23.8%—46.8%，9個省份種植小麥面團穩(wěn)定時間的變異系數(shù)較大，為24.02%。Baenziger等[14]研究了1981—1982年兩年中22個軟質(zhì)小麥品種和2個硬質(zhì)小麥品種在美國東南部12個環(huán)境中的品種質(zhì)量穩(wěn)定性，品種間的小麥籽粒蛋白質(zhì)含量變異系數(shù)為3.46%，地點間籽粒白質(zhì)含量變異系數(shù)為2.02%。由此可見，前人主要關(guān)注質(zhì)量水平的高低，極少關(guān)注質(zhì)量穩(wěn)定性。為了完成“十二五”“十三五”國家小麥產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系質(zhì)量調(diào)查任務(wù)，滿足小麥體系示范企業(yè)對原糧質(zhì)量的需求，筆者課題組在示范企業(yè)原糧采購主要區(qū)域邢臺市和邯鄲市開展了定點隨機品種質(zhì)量調(diào)查。每年采集各市的5個示范縣、15個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、45個村固定地塊上的小麥籽粒樣品，地塊上種植的品種隨機[15]。2013—2019年連續(xù)7年，共采集樣品512份，為探索評價小麥品種質(zhì)量穩(wěn)定性提供了樣本基礎(chǔ)。【本研究切入點】基于2013—2019年邢臺市和邯鄲市小麥質(zhì)量調(diào)查采集的樣品，選擇同年同地種植不低于2次的品種，以便計算品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)；同時，以多年多地的變異系數(shù)達(dá)到4個及以上篩選參試品種，首次探索評價小麥品種的質(zhì)量穩(wěn)定性。【擬解決的關(guān)鍵問題】以品種在同年同地質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)作為質(zhì)量穩(wěn)定性表征統(tǒng)計量，通過多重比較和配對分析等方法，比較各品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)的差異性。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

參試品種樣品源自國家小麥產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系加工研究室。樣品采集具體方法為，2013—2019年，分別在示范企業(yè)主要原糧采購區(qū)域邢臺市邢臺縣、柏鄉(xiāng)縣、任縣、隆堯縣、南和縣等5個示范縣，邯鄲市臨漳縣、邯鄲縣、大名縣、魏縣、館陶縣、邯山區(qū)等6個示范縣，每個縣（區(qū)）各選3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)各選3個村，每村選定1塊地，采集農(nóng)戶大田種植的小麥樣品，對農(nóng)戶種植品種不作干預(yù)，但登記所采集的品種名稱。邢臺市和邯鄲市均屬溫帶大陸性季風(fēng)氣候，土壤主要為褐土或潮土，常年以小麥-玉米輪作“一年兩熟”制為主，小麥栽培管理多為搶墑播種，春灌起身拔節(jié)水和揚花水2水，結(jié)合春灌水，每畝追施尿素約15 kg。7年共采集512份樣品，涉及小麥品種37個，對收獲的小麥樣品曬干后，篩理除雜、熏蒸殺蟲，后熟兩個月后，檢測籽粒質(zhì)量性狀。

以同年同地種植不低于2次，以便計算其質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)；同時，以多年多地的變異系數(shù)達(dá)到4個及以上篩選參試品種，從37個小麥品種篩選出的參試品種為師欒02-1、濟麥22、良星99、邯6172、嬰泊700、魯原502和藁優(yōu)2018共7個品種。考慮到若按縣級、鄉(xiāng)級或村級統(tǒng)計分析會因重復(fù)數(shù)不夠而無法滿足上述篩選條件，因此按市級統(tǒng)計分析，具體的參試樣品種植年份、地點和樣品數(shù)如表1所示，其中，樣品數(shù)指的是每個地點對每個樣品采集的重復(fù)數(shù)，如2013年在邢臺市共采集到7份師欒02-1。

表1 參試小麥種植年份地點和樣品數(shù)

續(xù)表1 Continued table 1

1.2 主要品質(zhì)性狀檢測方法

容重：參照GB/T 5498《糧食、油料檢驗容重測定法》測定。

籽粒粗蛋白含量：參照GB/T 24899《糧油檢驗小麥粗蛋白質(zhì)含量測定近紅外法》測定。

濕面筋含量：參照GB/T 5506.1《小麥和小麥粉面筋含量第1部分：手洗法測定濕面筋》，采用手洗法測定。

粉質(zhì)參數(shù)：參照GB/T 14614《小麥粉面團的物理特性吸水量和流變學(xué)特性的測定粉質(zhì)儀法》測定。

1.3 質(zhì)量穩(wěn)定性評價統(tǒng)計量

前人評價品種穩(wěn)定性表現(xiàn)時一般采用回歸分析法作為評價方法[16-18]，本研究采用質(zhì)量指標(biāo)的變異系數(shù)作為質(zhì)量穩(wěn)定性的表征統(tǒng)計量[19-21]。同年多地質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)可定量表征品種在不同地點的質(zhì)量穩(wěn)定性；多年同地質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)定量表征品種在年際間的質(zhì)量穩(wěn)定性，變異系數(shù)越小，表明品種質(zhì)量特性穩(wěn)定性越高。用于品種間多重比較的變異系數(shù)則由該品種同年同地質(zhì)量指標(biāo)數(shù)據(jù)計算獲得。如表1中2013年邢臺市的師欒02-1有7份樣品，通過這7份樣品的容重數(shù)據(jù)計算其變異系數(shù)為4.89%，代表2013年邢臺市種植的師欒02-1容重的穩(wěn)定性。據(jù)此，獲得品種在多年多地各質(zhì)量指標(biāo)的穩(wěn)定性定量表征數(shù)據(jù)，再開展以下統(tǒng)計分析。

（1）年份和地點作為隨機變量，比較品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)，反映其多年多地質(zhì)量穩(wěn)定性。（2）年份作為隨機變量，比較相同地點品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)，反映品種在該地點質(zhì)量穩(wěn)定性的高低。（3）同年同地品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)經(jīng)配對分析可反映兩個品種間的質(zhì)量穩(wěn)定性。（4）理論上，高質(zhì)量穩(wěn)定性品種的所有質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)均應(yīng)較低，即質(zhì)量指標(biāo)乘積的變異系數(shù)也應(yīng)較低[22]。因此，將容重、籽粒粗蛋白含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間等參試質(zhì)量指標(biāo)相乘，并計算其乘積的變異系數(shù)，作為質(zhì)量穩(wěn)定性的綜合表征統(tǒng)計量，以便在質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)大小排序不一致時，為綜合評價品種質(zhì)量穩(wěn)定性提供參考。

1.4 統(tǒng)計分析

采用Excel軟件整理試驗數(shù)據(jù)和計算變異系數(shù)，采用SPSS數(shù)據(jù)分析軟件進(jìn)行方差分析、多重比較和配對分析等，檢驗水平為＜0.05，采用Origin軟件作圖。

2 結(jié)果

2.1 參試品種主要質(zhì)量指標(biāo)及其變異系數(shù)

2013—2019年邢臺市和邯鄲市的師欒02-1、濟麥22、良星99、邯6172、嬰泊700、魯原502以及藁優(yōu)2018等品種容重、籽粒粗蛋白含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間、質(zhì)量指標(biāo)乘積，以及種植地邢臺市和邯鄲市的平均值如圖1所示，變異系數(shù)如圖2所示。變異系數(shù)由品種同年同地的質(zhì)量數(shù)據(jù)計算獲得。

參試品種容重、籽粒粗蛋白含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間、質(zhì)量指標(biāo)乘積的變化幅度分別為748—842g?L-1、12.4%—16.8%、25.5%—34.6%、2.5—38.9min、7.46×105—1.45×107；參試品種同年同地容重、籽粒粗蛋白含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間、質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)的變化幅度分別為0.06%—5.50%、0.01%—12.21%、0.03%—10.02%、0.4%—138.69%、0.32%—140.01%。表明容重穩(wěn)定性較高，面團穩(wěn)定時間穩(wěn)定性較差，籽粒粗蛋白和濕面筋含量穩(wěn)定性介于兩者之間。邢臺市和邯鄲市參試樣品容重的平均值分別為807和811 g?L-1，籽粒粗蛋白的平均值分別為14.4%和14.5%，濕面筋含量平均值分別為30.4%和30.2%，面團穩(wěn)定時間平均值分別為12min和8min，質(zhì)量指標(biāo)乘積平均值分別為4.65×106和3.07×106。

2.2 年份和地點作為隨機變量的品種質(zhì)量穩(wěn)定性分析

經(jīng)不等重復(fù)的方差分析和多重比較顯示（表2），7個參試品種的容重、籽粒粗蛋白、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間、質(zhì)量指標(biāo)乘積的變異系數(shù)均沒有顯著性差異（＜0.05），表明年份和地點作為隨機變量時，7個品種的質(zhì)量穩(wěn)定性無顯著性差異。

2.3 年份作為隨機變量的品種質(zhì)量穩(wěn)定性分析

按邢臺市和邯鄲市分別分析（表3），品種間容重和籽粒粗蛋白含量的變異系數(shù)均無顯著差異（＞0.05）。邢臺市的藁優(yōu)2018和嬰泊700的濕面筋含量變異系數(shù)顯著低于魯原502和濟麥22；邯鄲市的魯原502、邯6172和藁優(yōu)2018的濕面筋含量變異系數(shù)顯著低于嬰泊700（＜0.05）。邢臺市的濟麥22和嬰泊700面團穩(wěn)定時間變異系數(shù)顯著低于魯原502、師欒02-1和良星99（＜0.05）。邯鄲市參試品種間無顯著差異；邢臺市和邯鄲市參試品種間質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)均無顯著差異。

圖1 2013—2019年參試品種和種植地小麥籽粒質(zhì)量指標(biāo)平均值

圖2 2013—2019年參試品種和區(qū)域的小麥籽粒各質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)

表2 年份和地點作為隨機變量的2013—2019年邯鄲市和邢臺市小麥品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)

相同字母表示無顯著性差異（＞0.05）。下同 The same letters indicate no significant difference (＞0.05). The same as below

2.4 品種質(zhì)量穩(wěn)定性配對分析

由表4可知，就容重變異系數(shù)而言，師欒02-1和邯6172、魯原502、藁優(yōu)2018之間有顯著差異；濟麥22和良星99、邯6172、嬰泊700、魯原502、藁優(yōu)2018間也有顯著性差異（＜0.05）。按照容重變異系數(shù)平均值從低到高依次為藁優(yōu)2018（0.36%）、魯原502（0.46%）、邯6172（0.53%）、良星99（0.65%）、嬰泊700（0.74%）、濟麥22（1.59%）、師欒02-1（1.98%）。

就籽粒粗蛋白含量變異系數(shù)而言，師欒02-1和邯6172、嬰泊700、魯原502、藁優(yōu)2018之間差異顯著；濟麥22和良星99、邯6172、嬰泊700、魯原502、藁優(yōu)2018之間也有顯著性差異（＜0.05）。按照籽粒粗蛋白含量變異系數(shù)平均值從低到高依次為藁優(yōu)2018（0.74%）、邯6172（1.47%）、嬰泊700（1.62%）、魯原502（1.69%）、良星99（1.88%）、濟麥22（3.91%）、師欒02-1（4.72%）。

就濕面筋含量變異系數(shù)而言，師欒02-1和邯6172、魯原502、藁優(yōu)2018之間有顯著性差異；濟麥22和邯6172、嬰泊700、藁優(yōu)2018，良星99和藁優(yōu)2018間也有顯著差異（＜0.05）。濕面筋含量變異系數(shù)從低到高依次為藁優(yōu)2018（0.77%）、邯6172（1.62%）、魯原502（1.79%）、嬰泊700（2.04%）、良星99（2.84%）、師欒02-1（4.43%）、濟麥22（5.04%）。

就面團穩(wěn)定時間變異系數(shù)而言，師欒02-1和濟麥22、嬰泊700、藁優(yōu)2018之間有顯著性差異；濟麥22和良星99，良星99和嬰泊700間也有顯著差異（＜0.05）。面團穩(wěn)定時間變異系數(shù)從低到高依次為嬰泊700（2.59%）、濟麥22（3.91%）、藁優(yōu)2018（9.60%）、魯原502（9.63%）、邯6172（14.36%）、良星99（14.58%）、師欒02-1（25.92%）。

就質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)而言，師欒02-1和濟麥22、良星99、邯6172、嬰泊700、魯原502、藁優(yōu)2018之間有顯著性差異；濟麥22和嬰泊700間也有顯著差異（＜0.05）。質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)從低到高依次為嬰泊700（3.66%）、藁優(yōu)2018（7.93%）、魯原502（9.64%）、良星99（12.71%）、邯6172（14.50%）、濟麥22（22.36%）、師欒02-1（39.86%）。

3 討論

3.1 小麥籽粒質(zhì)量穩(wěn)定性的表征

質(zhì)量穩(wěn)定并非指質(zhì)量水平高低，而是指質(zhì)量指標(biāo)數(shù)值波動的大小。理論上，質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)可定量表征質(zhì)量指標(biāo)的穩(wěn)定性，質(zhì)量穩(wěn)定的品種在年份和種植地間種植，其質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)應(yīng)較低[23]。參試品種需要在多年多地種植，同地需至少種植2次，以便計算其質(zhì)量指標(biāo)的變異系數(shù)。本試驗涉及7個年份兩個種植市7個小麥品種，符合上述要求。質(zhì)量指標(biāo)值較高時，其值的波動幅度較大；值較低時，其值的波動幅度較小[24-25]；采用波動占其平均值的百分?jǐn)?shù)，即變異系數(shù)進(jìn)行比較，可以減小數(shù)值大小對數(shù)值波動幅度的影響。

表3 將年份作為隨機變量的2013—2019年邯鄲市和邢臺市小麥品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)

表4 2013—2019年邯鄲市和邢臺市的小麥品種質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)配對分析的顯著性

未標(biāo)出或未列出配對的表示兩個品種間無顯著性差異 Unmarked items or no paired display indicate insignificant differences

3.2 質(zhì)量穩(wěn)定性綜合性評價指標(biāo)的構(gòu)建

質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)低，則表示該品種該質(zhì)量指標(biāo)相對穩(wěn)定。如果品種間質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)排序不一致，會出現(xiàn)無法判斷質(zhì)量穩(wěn)定性的情況。理論上，高質(zhì)量穩(wěn)定性品種在各質(zhì)量指標(biāo)均需穩(wěn)定，其質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)也應(yīng)較低。因此，將參試指標(biāo)先乘積后計算乘積變異系數(shù)作為質(zhì)量穩(wěn)定性的綜合性表征統(tǒng)計量，以便在質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)大小排序不一致時，為綜合評價品種質(zhì)量穩(wěn)定性提供一個參考。

3.3 質(zhì)量穩(wěn)定性多重比較分析

試驗將年份和地點作為隨機變量，采用單因素方差分析后發(fā)現(xiàn)品種間變異系數(shù)均無顯著差異[26-27]，可能是試驗樣品是農(nóng)戶隨機種植，采集前并未人為干預(yù)，為不等試驗重復(fù)所致[28]，但這種隨機采集的樣品可以較真實地反映品種在實際生產(chǎn)中的表現(xiàn)。通過限定種植地和配對分析可以克服不等重復(fù)對試驗分析結(jié)果的干擾，特別是配對分析，可以比較準(zhǔn)確地比較品種間的質(zhì)量穩(wěn)定性[29-31]。本研究涉及7個小麥品種，其中師欒02-1和藁優(yōu)2018屬于強筋品種，兩者在容重、籽粒粗蛋白含量、濕面筋含量和面團穩(wěn)定時間等指標(biāo)的變異系數(shù)在參試品種中排序并不一致，表明兩者的質(zhì)量穩(wěn)定性并未表現(xiàn)出一致的相對穩(wěn)定，或一致的相對不穩(wěn)定，即質(zhì)量穩(wěn)定性與品種筋力的強弱沒有關(guān)系。當(dāng)然，如果條件允許，可以設(shè)計多年定點固定目標(biāo)品種的試驗，進(jìn)一步篩選更多質(zhì)量穩(wěn)定的品種，以滿足企業(yè)對質(zhì)量穩(wěn)定原糧的需求。

4 結(jié)論

師欒02-1、濟麥22、良星99、邯6172、嬰泊700、魯原502以及藁優(yōu)2018的容重、蛋白質(zhì)含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間、質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)的波動范圍分別為0.06%—5.50%、0.01%—12.21%、0.03%—10.02%、0.4%—138.69%、0.32%—140.01%。配對分析顯示，容重、籽粒粗蛋白含量、濕面筋含量、面團穩(wěn)定時間4個質(zhì)量指標(biāo)乘積穩(wěn)定性從高到低依次為嬰泊700、藁優(yōu)2018、魯原502、良星99、邯6172、濟麥22、師欒02-1。各質(zhì)量指標(biāo)變異系數(shù)較低可作為篩選對應(yīng)指標(biāo)穩(wěn)定品種的依據(jù)，而質(zhì)量指標(biāo)乘積變異系數(shù)較低則可作為篩選綜合質(zhì)量穩(wěn)定品種的依據(jù)。

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A Study on the Quality Stability of Wheat Grains at Designated Locations Across Multiple Years

ZHAO BoHui1, ZHANG YingQuan1, JING DongLin2, LIU BaoHua3, CHENG YuanYuan2, SU YuHuan3, TANG Na1, ZHANG Bo1, GUO BoLi1, WEI YiMin1

1Institute of Agricultural Products Processing, Chinese Academy of Agricultural Sciences/ Integrated Laboratory of Grain and Oil Processing and Comprehensive Utilization Technology, Ministry of Agriculture and Rural Affairs, Beijing 100193;2Xingtai Agricultural Science Research Institute, Xingtai 054099, Hebei;3Handan Academy of Agricultural Sciences, Handan 056011, Hebei

【Objective】The stable quality of wheat raw grain can keep the processing technology and its parameters basically unchanged, reduce human intervention in the processing process and the loss of process adjustment, and ensure the stability of the quality of flour products. The evaluation of variety quality stability could provide the reference for processing enterprises to purchase stable quality raw grain.【Method】 In this experiment, seven wheat varieties, including Shiluan 02-1, Jimai 22, Liangxing 99, Han 6172, Yingbo 700, Luyuan 502, and Gaoyou 2018, were planted in Xingtai and Handan cities from 2013 to 2019 and selected as trial samples. The coefficient of variation was used to quantitatively characterize the quality stability of varieties over multiple years and locations. The product of test weight, crude protein in grains, wet gluten content, and dough stability time was calculated, and its coefficient of variation was used as a comprehensive statistical measure of quality stability. Pairwise analysis of varieties in the same year and location was conducted to analyze the stability of their quality indicators.【Result】The fluctuation ranges of test weight, crude protein in grains, wet gluten content, dough stability time, and the coefficient of variation of the product of quality indicators were 0.06%–5.50%, 0.01%-12.21%, 0.03%-10.02%, 0.4%-138.69%, and 0.32%-140.01%, respectively. Pairwise analysis showed that the stability of test weight from high to low was Gaoyou 2018, Luyuan 502, Han 6172, Liangxing 99, Yingbo 700, Jimai 22, and Shiluan 02-1. The stability of crude protein in grains from high to low was Gaoyou2018, Han 6172, Yingbo 700, Luyuan 502, Liangxing 99, Jimai 22, and Shiluan 02-1. The stability of wet gluten content from high to low was Gaoyou 2018, Han 6172, Luyuan 502, Yingbo 700, Liangxing 99, Shiluan 02-1, and Jimai 22. The stability of dough stability time from high to low was Yingbo 700, Jimai 22, Gaoyou 2018, Luyuan 502, Han 6172, Liangxing 99, and Shiluan 02-1. The stability of the product of the above quality indicators from high to low was Yingbo 700, Gaoyou 2018, Luyuan 502, Liangxing 99, Han 6172, Jimai 22, and Shiluan 02-1. 【Conclusion】 Among the tested quality indicators, test weight showed higher stability, while dough stability time exhibited lower stability. The stability of crude protein in grains and wet gluten content fell between the two. By using the coefficient of variation of the product of four quality indicators as the evaluation criterion, Yingbo 700 demonstrated higher quality stability among the trial varieties.

wheat; grain quality; quality stability; processing quality; coefficient of variation

10.3864/j.issn.0578-1752.2024.09.016

2023-09-24；

2024-01-18

財政部和農(nóng)業(yè)農(nóng)村部：國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系（CARS-03）、中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)產(chǎn)品加工研究所創(chuàng)新工程（CAAS-ASTIP-2022-IFST）

趙博慧，E-mail：zhaobohui1999@126.com。通信作者張波，E-mail：zjzb1978@126.com

（責(zé)任編輯 趙伶俐）