雜交水稻新品種瀘優692產量構成因子間的關系

李樹杏， 徐 婭， 黃佑崗， 郭 慧

(貴州省水稻研究所， 貴州 貴陽 550006)

水稻生長發育及其產量形成既受自身遺傳因素的影響，也受外界環境因素的影響。遺傳因素相對穩定，但在不同生態區域、不同氣候條件下，受環境因素影響，水稻農藝性狀變化也很大[1]。因此，水稻新組合在不同生態區域進行適應性試驗非常必要，只有經過多年多點綜合適應性試驗，才能篩選出高產、多抗、適應性廣的優良品種。在一定生態環境下，水稻產量的形成主要與全生育期、有效穗、穗粒數、實粒數、結實率、千粒重、株高、穗長等農藝性狀相關，但不同品種產量構成因子與產量的相關性也不盡相同。因此，在育種實踐過程中需要對產量構成因素進行有效選擇，使其與產量協調發展，為實現高產奠定基礎[2]。李如海等[3]研究表明，水稻不同產量水平下，產量構成因素對產量的作用不同，低產水平下，穗數對產量的促進作用最大；中產和高產條件下，千粒重對產量的影響最大。姜萍等[4]研究表明，有效穗對水稻產量貢獻較大，千粒重對產量的影響較小。王術等[5]研究表明，在一定產量基礎上結實率和穗粒數繼續提高會抑制產量進一步提高。鄭亨萬[6]研究表明，有效穗、穗粒數是決定新品種廣兩優 676產量的重要因素。瀘優692是貴州省水稻研究所選育的高產廣適性水稻新品種，2021年9月通過貴州省農作物品種審定委員會審定。為探明該品種全生育期、有效穗等主要農藝性狀對產量的影響，對產量構成因子及產量進行變異性、相關性、回歸分析和通徑分析，明確其最適高產栽培模式、優質群體結構和最優增產途徑，為生產上實現高產、超高產目標提供參考。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

供試水稻品種為瀘優692，數據來源于貴州省2019—2020年水稻區域試驗結果，區域試驗點分布于海拔389～1 213 m的10個不同生態區域(表1)。

表1 試驗點分布情況

1.2 試驗方法

按照《貴州省水稻品種區域試驗實施方案》進行試驗，3次重復，隨機排列，小區面積13.33 m2，小區設保護行。按照《貴州省水稻品種區域試驗技術操作規程》執行，每個試驗點同期播種、移栽，耕作施肥以及病蟲害防治等措施相同，測定指標包括全生育期、有效穗、株高、穗長、每穗總粒數、每穗實粒數、結實率、千粒重和產量。

1.3 統計分析

數據用Microsoft Excel 2010統計，用DPS軟件進行變異性、相關性、回歸分析和通徑分析。

2 結果與分析

2.1 瀘優692各性狀的變異系數

從表2看出，瀘優692產量與產量構成因子的變異系數在3.86%～13.94%，表現為穗粒數>實粒數>有效穗>產量>結實率>株高>全生育期>穗長>千粒重。說明，對瀘優692產量影響較大的因子是穗粒數，在一定范圍內適當增加穗粒數，對產量增加效應更加明顯，同時在育種實踐中應加強對穗粒數的多樣性選擇。

表2 瀘優692各性狀的變異系數

2.2 瀘優692各性狀間的相關系數

從表3看出，瀘優692產量與全生育期、有效穗、穗粒數、實粒數和結實率呈正相關，相關系數為有效穗>實粒數>結實率>全生育期>穗粒數，其中，產量與有效穗呈顯著正相關；產量與株高、穗長、千粒重呈負相關。穗粒數與實粒數呈極顯著正相關，與實結實率呈極顯著負相關。穗長與全生育期、有效穗呈極顯著負相關。有效穗與穗粒數呈顯著負相關。千粒重與實粒數呈顯著負相關。

表3 瀘優692各性狀間的相關系數

2.3 產量與產量構成因子的回歸分析

經多元線性回歸分析，瀘優692產量與產量構成因子的復相關系數為0.996 3，決定系數為0.992 7，調整系數為0.993 4。根據多元線性回歸結果(表4)，建立產量(y)與全生育期(x1)、有效穗(x2)、株高(x3)、穗長(x4)、穗粒數(x5)、實粒數(x6)、結實率(x7)和千粒重(x8)的多元線性回歸方程：y=-22 114.606+0.124x1+47.888x2+1.062x3+3.464x4+5.083x5+51.180x6+15.964x7+382.336x8。進一步進行逐步回歸分析，其復相關系數為0.996 2，決定系數為0.992 5，調整系數為0.995 5。根據表5分析結果，建立產量為6 462.11～15 754.11 kg/hm2的最優回歸方程：y=-20 586.123+47.784x2+57.816x6+380.774x8，表明，在8個農藝性狀中有效穗、實粒數和千粒重對產量有直接顯著影響；當3個自變量中2個變量不變時，有效穗(x2)每增加1穗，產量(y)增加47.784 kg；實粒數(x6)每增加1粒，產量(y)增加57.816 kg；千粒重(x8)每增加1 g，產量(y)增加380.774 kg。因此，瀘優692的產量主要通過有效穗、實粒數、千粒重的增加來促進產量提升。

表4 瀘優692產量與產量構成因子的多元逐步回歸系數

表5 瀘優692產量與3個農藝性狀的多元最優回歸系數

2.4 產量與產量構成因子的通徑分析

從表6看出，8個農藝性狀對瀘優692產量起正向作用的分別是有效穗、實粒數、結實率、全生育期、穗粒數。其中，有效穗對產量的直接通徑系數最大，為0.989 6；其次是實粒數，為0.918 4；第三是千粒重，為0.357 6。直接通徑系數越大，表示該性狀對產量的影響越大。由此表明，有效穗、實粒數、千粒重對瀘優692產量有重要影響。結實率除直接對產量影響外，還通過有效穗和實粒數對產量產生作用。全生育期主要是通過有效穗影響產量。表明，影響產量的因子不是獨立存在的，也能夠通過其他因子互作共同影響產量。

表6 瀘優692各性狀的通徑分析結果

3 結論與討論

水稻產量形成受多個產量構成因素的共同作用，同時受環境因素的影響，是基因和環境互作的結果。研究結果表明，瀘優692產量構成因子穗粒數、實粒數、產量、結實率、有效穗的變異系數高于千粒重、株高、全生育期和穗長，這與雜交水稻品種協優385的研究結果一致[7]。說明，穗粒數、實粒數、結實率、有效穗等農藝性狀受環境因素的影響較大，而千粒重、穗長等農藝性狀受環境影響較小，因此在育種實踐中對相應性狀的選擇上應采取不同策略。品種的豐產性和穩定性可以通過其產量構成因素的變異系數來反映[8]。

簡單相關系數反映各農藝性狀間的相互關系。瀘優692有效穗與產量呈顯著相關，因此，在高產創建過程中一定要加強分蘗期的水肥管理，提高群體質量，為獲得高產奠定基礎。通徑分析表明，有效穗對瀘優692產量的貢獻最大，對產量起正向作用的大小依次是有效穗>實粒數>結實率>全生育期>穗粒數，對產量形成具有抑制作用的是穗長>株高>千粒重，與筆者前期研究雜交水稻品種F優498的結果一致，也與陶永光等[9]對甬優 12的研究結果一致；而與孫建權等[10]對新稻25的研究結果略有不同。說明，影響水稻產量的不是某個單一因子，是多因子以及基因和環境協同作用的結果，不同水稻品種產量構成因子對產量的影響可能不同。線性回歸分析的決定系數R2=0.992 7，說明回歸方程能夠真實反映出水稻產量構成因素對產量的效應。通過變異性、相關性以及通經分析可知，單位面積的有效穗、實粒數對產量貢獻較大，瀘優692進入分蘗期后應加強水肥管理，及時曬田，促進有效分蘗，控制無效分蘗，后期增施穗粒肥，增加實粒數，促進庫容量的形成[11]。水稻產量形成是一個系統的、復雜的過程，每個性狀都互相促進又互相制約[7]，各個性狀除對產量有直接影響外，各性狀之間又相互關聯。因此，在育種過程中，如果僅追求某一性狀，也會引起其他性狀對產量的貢獻或抑制的改變[12]。因此，在育種或品種推廣中要綜合考量各因素[13]，結合瀘優692的特征特性，促使各個性狀協同發展，爭取產量最大化。