作物品种区域试验多年资料的联合分析方法

作物品种区域试验多年资料系参试品种在试验年份、地区上重复数不等的非平衡资料。本文根据最小二乘原理提出对这类资料进行分析的方法,以获得地区、品种、地区品种组合的最小二乘均数,检验其差异显著性,评价参试品种的生产能力,确定其适宜区域,为品种推广和合理布局提供依据。

不完全双列杂交单株资料的配合力分析

本文提出了在随机区组设计下利用各小区单株观察值分析不完全双列杂交一般配合力和特殊配合力的最小二乘法。该法能对两类配合力进行显著性检验，能对各亲本的一般配合力间的差异和各组合特殊配合力间的差异进行显著性检验。

作物品种区域试验产量结果的综合分析法

利用联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析法对 1 998年四川省杂交玉米区域试验山区组产量结果进行了综合分析发现 :地区间、品种间差异极显著 (P <0 0 1 ) ,各品种在不同地区表现不相同 (P <0 0 1 ) ;除七三单交外 ,其余 7个品种稳定性较差 ;8个品种分为三类 :第一类雅 970、SAU97- 3、雅 96 2 ,第二类绵 8788、绵 41× 2、MG - 1 5、宜 95 0 7,第三类七三单交 ,第一类与第二、三类间差异极显著 (P <0 0 1 ) ,第二与第三类间在α =0 2

作物杂种优势遗传基础的研究进展

从生理生化代谢过程、亲本异质性、核基因及其作用、质核基因组互作、基因网络系统等假说五方面概述了杂种优势遗传基础的研究现状。文章支持从整体协调控制的角度去揭示杂种优势的产生机理 ,并在此基础上对今后的研究方式提出建议。

三元杂交多性状综合杂种优势测定方法的改进

本文应用主成分分析原理提出测定三无杂交多性状综合杂种优势的改进方法，将多性状综合杂种优势定义为各主成分杂种优势与其相对重要权乘积和。此法消除了性状间相关和环境因素的影响，所获得的综合杂种优势估计值合理可靠。本文所提出的方法也可用于测定其它类型杂交试验多性状综合杂种优势。

有缺失数据两因素随机区组试验资料的最小二乘分析法及其应用

有缺失数据两因素随机区组试验资料是两因素水平组合重复数不等的非平衡资料。本文根据最小二乘原理提出分析这类资料的新方法。利用此法,可以估计出两因素的主效和互作效应,从而获得两因素各水平及其组合的最小二乘均数,并精确地进行方差分析与多重比较。最后,以一实例介绍该方法的应用。

重复数不等资料估计固定效应的简便方法

本文结合有交互作用的两因素试验结果分析介绍Ａ·Ｅβ１（１９８７）所阐述的根据重复数不等资料估计固定效应的方法的原理与步骤。与Ｗ·Ｒ·Ｈａｒｖｅｙ（１９６０．１９７５）所提出的方法相比，该法更为简便、完善和实用。

通径分析的原理与方法

在动、植物遗传育种研究工作中,常常要研究多个数量性状间的关系,例如研究猪的体重与体长、胸围、腹围、体高的关系;研究禾谷类作物的单株生产力与每株穗数、每穗粒数、粒重、株高、穗长的关系等.从统计学的观点讲,就是要研究多个相关变量间的关系.相关变量问的关系分为两类:因果关系与平行关系.在上述例子中,体重为果,体长、胸围、腹围、体高为因;单株生产力为果,每株穗数、每穗粒数、粒重、株高、穗长为因.在各原因变量间。

玉米不完全双列杂交多性状综合杂种优势测定方法

应用主成分分析原理提出测定玉米不完全双列杂交多性状综合杂种优势的方法 ,将多性状综合杂种优势定义为有显著遗传差异性状观测值与其相对重要权的乘积的各主成分杂种优势之和。此法既考虑了各性状的相对重要性 ,又较好地消除了性状间相关和环境因素的影响 ,所获得的综合杂种优势估计值合理、可靠。

利用各世代的小区平均数估计遗传参数的加权最小二乘法

本文提出了在随机区组设计下利用六个世代的小区平均数估计加性-显性-二基因互作模型的各参数、检验该模型的加权最小二乘法的基本步骤。

随机区组设计二因素试验结果的二次回归分析法

本文根据最小二乘原理提出随机区组设计二因素试验结果的二次回归分析法，包括建立试验指标与试验因素间的二元二次回归方程和显著性检验。此法开辟了分析因子试验结果的新途径，能从试验结果中提取新的重要信息，从而提高了因子试验结果的利用率，最后举例说明。

裂区设计二因素试验结果的二次回归分析法

本文根据最小二乘原理提出裂区设计二因素试验结果的二次回归分析法，包括建 立试验指标与试验因素间的二元二次回归方程和显著性检验。此法开辟了分析裂 区试验结果的新途径，能从试验结果中提取新的重要信息，从而提高了试验结果 的利用率，最后举例说明．

二个处理交叉试验结果分析的t检验法

提出 2个处理、2个时期与 2个处理、3个时期交叉设计试验结果分析的t检验法。该法与Lucas方差分析法等价 ,但计算简便 ;并指出 ,在将试验个体分为两组时 ,两组个体数可以不相同 ;还给出了 2个处理、4个时期与 2个处理、5个时期交叉设计试验结果d值的计算式 。

3×2交叉试验结果分析的最小二乘法

提出了 3个处理、2个时期交叉设计试验结果分析的最小二乘法。该法在将试验个体分为 6组时 ,不要求 6组个体数相同。

利用各世代小区平均数的加权最小二乘法在玉米数量性状遗传分析上的应用

本文根据作者在参考文献[3]所提出的利用各世代小区平均数估计遗传参数的加权最小二乘法对玉米穗粒重的遗传特性进行了分析。结果表明:(1)在本次试验中,可用加性-显性-二基因互作模型来描述玉米穗粒重的遗传特性;其加性效应[d]、加性效应与显性效应的互作[j]在α=0.01水平上显著,显性效应[h]、显性效应与显性效应的互作[l]在α=0.10水平上显著,加性效应与加性效应的互作[i]不显著;[d]与[h]的差异在α=0.10水平上不显著,但([d]+[h])与([i]+[j]+[l])在α=0.05水平上显著;(2)与利用6个世代平均数相比,利用8个世代小区平均数的加权最小二乘法既节约、又灵敏。

3×3交叉试验结果分析的最小二乘法

提出了 3个处理、3个时期交叉设计试验结果分析的最小二乘法。在将试验个体分为 6组时 ,不要求

再裂区设计三因素试验结果的二次回归分析法

本文根据最小二乘原理提出再裂区设计三因素试验结果的二次回归分析法，包括建立试验指标与试验因素间的三元二次回归方程和显著性检验。此法开辟了分析再裂区试验结果的新途径，能从试验结果中提取新的重要信息，从而提高了试验结果的利用率。

数量性状遗传距离的显著性检验

本文推导出了数量性状遗传距离的概率分布,在此基础上给出了遗传距离显著性检验和两个遗传距离同质性检验的方法,并举例说明之。

肉鸭生长期饲粮养分适宜浓度范围的研究

选用６４０只（公母各半）1日龄天府内鸭（平均体重５７.０±３．０ｇ），按性别随机分成３２组，采用５因素部分实施的二次回归通用旋转组合设计，估测了为最大增重和最大胸腿肌率时肉鸭生长期饲粮ＭＥ、Ｃａ、ＴＰ、ＡＰ和ＣＰ的适宜浓度范围和Ｎａ的适宜添加水平。试验结果表明：最大增重时，肉鸭饲粮ＭＥ适宜水平为：０～３周１２．７５ＭＪ／ｋｇ，４～７周１２．６６ＭＪ／ｋｇ，养分适宜浓度为：０～３周，ＣＰ１７．７０％或１３．９９／ＭＪＭＥ，Ｎａ０．１２％（适宜添加水平，下同），Ｃａ０．８２％，ＴＰ０．６９％，ＡＰ０．４８％；４～７周，ＣＰ１６．９７％或１３．４ｇ／ＭＪＭＥ，Ｎａ０．１０％，Ｃａ０．７５％，ＴＰ０．６４％，ＡＰ０．４５％。最大胸腿肌率时，饲粮ＭＥ适宜水平为１１．８２ＭＪ／ｋｇ，养分适宜浓度为：ＣＰ前期为２１．２３％或１８．０ｇ／ＭＪＭＥ，后期为１６．２３％或１３．７ｇ／ＭＪＭＥ，Ｎａ０．１６％，Ｃａ０．５０％，ＴＰ０．６４％，ＡＰ０．４５％。本次试验还观察到饲粮钙磷不平衡导致肉鸭生长下降、腿骨发育不良等症状，试验鸭采食低磷饲粮（含ＴＰ０．４０％，ＡＰ０．１６％）时于８日龄出现缺磷症状。

玉米品种区域试验结果的综合分析

利用联合方差分析、品种稳定性分析、聚类分析对2001年国家玉米品种区域试验西南组的产量结果进行综合分析发现:区组、品种、试点、品种与试点互作间的差异均达极显著水平;各品种在不同地区表现不同:参试的10个品种的稳定性均较差;通过聚类分析将10个品种分为四类:第一类:②YA970;第二类:⑧SAU97-3,⑥渝9501,③DH3303,⑤濮9794,①2738,④辽206;第三类:⑨贵吉1号,⑦浚97-1;第四类:⑩农大108。第一、二类与第三、四类间差异极显著,第一类与第二类在α=0 10水平上差异显著,第三类与第四类在α=0 25水平上差异显著。