郭書磊 王瑛 魏良明 張新 劉焱 吳偉華 盧道文 雷曉兵 王振華 魯曉民

（1 河南省農(nóng)業(yè)科學(xué)院糧食作物研究所，450002，河南鄭州；2 河南省農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與信息研究所，450002，河南鄭州；3 南陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院，473000，河南南陽(yáng)；4 漯河市農(nóng)業(yè)科學(xué)院，462000，河南漯河；5 安陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院，455000，河南安陽(yáng)；6 洛陽(yáng)市農(nóng)林科學(xué)院，471023，河南洛陽(yáng)）

玉米的產(chǎn)量及其生長(zhǎng)受多因素綜合影響，隨著玉米產(chǎn)量逐步提高和生產(chǎn)條件不斷改善，不同生態(tài)區(qū)的環(huán)境差異是造成玉米單產(chǎn)差異的重要原因，其主要通過光照、溫度、水分影響玉米源庫(kù)關(guān)系和碳氮代謝作用于產(chǎn)量。積溫是影響玉米生長(zhǎng)及產(chǎn)量的主要因素，是玉米獲得高產(chǎn)的首要條件[1]。張興端等[2]研究表明，在武陵山區(qū)隨著海拔升高，玉米生育期延長(zhǎng)，產(chǎn)量明顯增加。孟林等[3]發(fā)現(xiàn)，全球平均氣溫升高帶來的氣候變化導(dǎo)致河南省夏玉米的生育期顯著提前。氣候因素中的光照、熱量、降水變化對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成了重要影響，已經(jīng)引起各級(jí)部門的重視[4-5]。黃淮海夏播玉米區(qū)氣候復(fù)雜多變[6]，河南各地的局部氣候多樣，高溫干旱、陰雨寡照和大風(fēng)強(qiáng)對(duì)流等災(zāi)害天氣呈增加趨勢(shì)[7-8]，各地區(qū)不同的生態(tài)環(huán)境條件導(dǎo)致不同地區(qū)玉米單產(chǎn)存在較大差異。不僅環(huán)境效應(yīng)影響玉米產(chǎn)量，不同基因型的種質(zhì)對(duì)產(chǎn)量也具有重要影響。選育優(yōu)良自交系是玉米雜交育種的基礎(chǔ)和關(guān)鍵，雜交種產(chǎn)量的高低、經(jīng)濟(jì)性狀的好壞、抗逆性的強(qiáng)弱和生育期的長(zhǎng)短等，一般都和親本自交系的相應(yīng)性狀密切相關(guān)，因此，只有培育出優(yōu)良的、綜合抗逆性強(qiáng)的自交系，才能組配出色的雜交種。優(yōu)良自交系不僅表現(xiàn)在其組配的雜交種產(chǎn)量等綜合性狀突出，還表現(xiàn)在自身生育期、株型、抗性和產(chǎn)量等性狀上[9-11]。分析不同地區(qū)玉米的產(chǎn)量構(gòu)成因素及其對(duì)產(chǎn)量的貢獻(xiàn)效應(yīng)，解析產(chǎn)量差異產(chǎn)生的原因，明確不同區(qū)域玉米產(chǎn)量提高的主要限制因素對(duì)提高區(qū)域玉米產(chǎn)量有重要意義。

本研究以15 份玉米自交系和18 份雜交種為材料，開展自交系和雜交種在不同生態(tài)環(huán)境下的評(píng)價(jià)研究。利用不同生態(tài)區(qū)的氣候環(huán)境以及自然病害、逆境脅迫進(jìn)行篩選，以抗病性、耐旱性、耐陰性和產(chǎn)量性狀分析為基礎(chǔ)，篩選綜合性狀優(yōu)良的自交系和雜交種。并進(jìn)一步分析產(chǎn)量構(gòu)成因素對(duì)產(chǎn)量的影響，探究不同生態(tài)條件下產(chǎn)量的最優(yōu)線性回歸模型，明確不同地區(qū)選擇相適宜高產(chǎn)品種的方法，在玉米品種“井噴”時(shí)期，對(duì)快速選擇不同品種適宜的區(qū)域推廣種植以及提高玉米品種的穩(wěn)產(chǎn)性和競(jìng)爭(zhēng)力具有重要意義。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

15 份自交系和18 份雜交種于2020 年夏季分別在南陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院試驗(yàn)基地、漯河市農(nóng)業(yè)科學(xué)院試驗(yàn)基地、洛陽(yáng)市農(nóng)林科學(xué)院試驗(yàn)基地、安陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院試驗(yàn)基地進(jìn)行種植。15 份自交系分別為

A5855、A7648、A7682、L2258、L2564、L4653、L5878、L753、LX201、LX202、LX203、鄭72、鄭71、鄭79、鄭493，編號(hào)1～15；18 份雜交種分別為宛玉231、宛玉471、安玉109、安玉909、洛玉197、洛玉199、漯玉16、漯玉18、漯玉197、鄭單1868、鄭單6095、鄭單6122、鄭單7137、鄭單7153、鄭單7167、鄭單7168、鄭單7603、鄭單819，編號(hào)16～33。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，3 次重復(fù)，每小區(qū)4 行，行寬0.6m，行長(zhǎng)4.0m，種植密度67 500 株/hm2。各試驗(yàn)點(diǎn)收獲后，每小區(qū)取代表性果穗10 穗進(jìn)行室內(nèi)考種，調(diào)查穗粗、穗長(zhǎng)、穗行數(shù)、行粒數(shù)、禿尖長(zhǎng)和百粒重。各試驗(yàn)點(diǎn)的環(huán)境氣候數(shù)據(jù)（表1）來自當(dāng)?shù)貧庀笳尽?/p>

表1 不同試驗(yàn)點(diǎn)環(huán)境因素參數(shù)Table 1 Environmental factor parameters of different test locations

南陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院位于豫西南南陽(yáng)盆地，該地雨熱同期，病害多發(fā)，尤其是南方銹病、彎孢葉斑病、小斑病、粗縮病和莖腐病等在河南省各地區(qū)中發(fā)病最為嚴(yán)重[12]。按照玉米主要病蟲害鑒定方法，蠟熟期鑒定莖腐病、彎孢菌葉斑病、銹病、穗腐病和粗縮病，乳熟期鑒定小斑病。收獲時(shí)取小區(qū)中間2 行測(cè)產(chǎn)，并測(cè)定株高和穗位高。

漯河市農(nóng)業(yè)科學(xué)院位于豫中南平原區(qū)，該地病害相對(duì)較輕，光熱充足，建設(shè)有完善的耐陰鑒定設(shè)施。設(shè)置正常光照對(duì)照和遮陰脅迫處理，遮陰脅迫的光照強(qiáng)度為正常光照的80%，出苗50d 后遮陰脅迫處理7d，并調(diào)查抽雄期、散粉期和吐絲期。收獲時(shí)取小區(qū)中間2 行測(cè)產(chǎn)，并測(cè)定株高、穗位高、葉長(zhǎng)和葉寬。

洛陽(yáng)市農(nóng)林科學(xué)院位于豫西山地丘陵區(qū)，該地降水較少，建設(shè)有國(guó)家農(nóng)作物品種抗旱鑒定站，具有完善的抗旱鑒定設(shè)施。設(shè)置正常水區(qū)對(duì)照和干旱脅迫處理，旱區(qū)灌水次數(shù)和灌水時(shí)間與水區(qū)相同，但每次灌水量保持在水區(qū)灌水量的50%，調(diào)查抽雄期、散粉期和吐絲期，收獲時(shí)取小區(qū)中間2 行測(cè)產(chǎn)，并測(cè)定株高、穗位高、葉長(zhǎng)和葉寬。

安陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院位于豫北太行山前平原區(qū)，該地病害最輕，但存在倒伏現(xiàn)象。于授粉后40 和47d 分別收獲2 行，調(diào)查株高、穗位高、莖腐病、穗腐病、籽粒含水量、倒伏倒折率、莖稈穿刺強(qiáng)度及小區(qū)產(chǎn)量。

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用Excel 和SPSS 17.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)處理，主要進(jìn)行顯著性檢測(cè)、相關(guān)分析、逐步回歸和通徑分析。高穩(wěn)系數(shù)（high-stable coefficient，HSC）綜合反映了玉米潛在產(chǎn)量高低以及不同環(huán)境下的產(chǎn)量穩(wěn)定性[13]，計(jì)算公式如下，HSCij=(Xij1-Sij)/Xi2，式中，Xij1為材料i在試驗(yàn)點(diǎn)j的平均產(chǎn)量，Sij為材料i在試驗(yàn)點(diǎn)j的標(biāo)準(zhǔn)差，Xi2為材料i在4 個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)的平均產(chǎn)量，最終的高穩(wěn)系數(shù)HSCi為材料i在不同試驗(yàn)點(diǎn)HSCij的平均值。水分脅迫指數(shù)（water stress indexes，WIS）=（對(duì)照材料產(chǎn)量-處理材料產(chǎn)量）/對(duì)照材料產(chǎn)量[14]，對(duì)照和處理材料產(chǎn)量為含水率14%的產(chǎn)量。綜合抗病指數(shù)（comprehensive disease resistance index，CDRI）是多種病害抗病指數(shù)CDRIij的累加，CDRIij=Yij/Ymaxj，式中，Yij為材料i對(duì)應(yīng)病害j的發(fā)病級(jí)數(shù)或發(fā)病率，Ymaxj為病害j在同類材料中的最高發(fā)病級(jí)數(shù)或發(fā)病率。

2 結(jié)果與分析

2.1 產(chǎn)量及其相關(guān)性狀的統(tǒng)計(jì)分析

多地點(diǎn)方差分析（表2）表明，重復(fù)間各性狀差異不顯著，表明試驗(yàn)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)確可靠，可做進(jìn)一步分析。產(chǎn)量性狀在材料、地點(diǎn)及其互作間的差異達(dá)到極顯著水平，說明不同基因型的材料、不同環(huán)境地點(diǎn)及其互作對(duì)產(chǎn)量等性狀有較大影響，有必要對(duì)產(chǎn)量性狀開展多地點(diǎn)聯(lián)合鑒定，有助于了解不同玉米材料的特征特性，為不同育種目標(biāo)的材料改良提供參考。

表2 不同性狀的多地點(diǎn)方差分析Table 2 Multi-site analysis of variance for different traits

4 個(gè)地點(diǎn)產(chǎn)量性狀的相關(guān)分析（表3）表明，雜交種的產(chǎn)量與百粒重、穗位系數(shù)、穗長(zhǎng)、穗粗、行粒數(shù)、禿尖呈顯著或極顯著正相關(guān)，僅有穗行數(shù)與產(chǎn)量相關(guān)性不顯著，相關(guān)系數(shù)為穗粗＞穗長(zhǎng)＞行粒數(shù)＞穗位系數(shù)；自交系的產(chǎn)量與百粒重、穗長(zhǎng)、穗粗和行粒數(shù)呈極顯著正相關(guān)，穗位系數(shù)、穗行數(shù)和禿尖與產(chǎn)量相關(guān)性不顯著，相關(guān)系數(shù)為穗粗＞穗長(zhǎng)＞百粒重＞行粒數(shù)，說明這些產(chǎn)量性狀對(duì)產(chǎn)量的影響作用因玉米類型不同而有所差異。自交系中各性狀與產(chǎn)量的相關(guān)系數(shù)均小于雜交種，且與產(chǎn)量不相關(guān)的性狀多于雜交種，由表4 可知，4 個(gè)地點(diǎn)雜交種產(chǎn)量的變異系數(shù)均小于自交系，表明這些產(chǎn)量性狀與雜交種產(chǎn)量的相關(guān)性高于自交系，可能是由于這些性狀對(duì)雜交種產(chǎn)量的貢獻(xiàn)效應(yīng)大于自交系，導(dǎo)致雜交種產(chǎn)量受環(huán)境的影響較小。

表3 不同材料產(chǎn)量性狀的相關(guān)系數(shù)Table 3 Correlation coefficients of yield traits of different materials

表4 不同地點(diǎn)不同材料的產(chǎn)量變化Table 4 Changes in yield of different materials in different locations

2.2 產(chǎn)量及相關(guān)性狀的通徑分析

產(chǎn)量與各性狀的相關(guān)系數(shù)并不能完全真實(shí)反映其對(duì)產(chǎn)量貢獻(xiàn)的大小。采用通徑分析，對(duì)產(chǎn)量與產(chǎn)量構(gòu)成因素的表面相關(guān)性進(jìn)行分解，估算各因素對(duì)產(chǎn)量的直接影響效應(yīng)[15]。首先，對(duì)4 個(gè)生態(tài)環(huán)境下的百粒重（x1）、穗位系數(shù)（x2）、穗長(zhǎng)（x3）、穗粗（x4）、穗行數(shù)（x5）、行粒數(shù)（x6）、禿尖長(zhǎng)度（x7）與產(chǎn)量（y）的關(guān)系進(jìn)行逐步回歸分析（表5）。隨著自變量被逐步引入回歸方程，回歸方程的相關(guān)系數(shù)（R）和決策系數(shù)（R2）不斷增大，可知引入的自變量對(duì)產(chǎn)量的影響效應(yīng)在增加[13]。模型5 的R2=0.766，達(dá)到極顯著水平，表明通徑分析有效，剩余因子e=sqrt(1-R2)=0.484 較小，說明對(duì)玉米產(chǎn)量有影響的因素不僅僅有以上5 個(gè)自變量，還有其他因素。針對(duì)本研究的影響因素，模型5 考慮的最全面，與調(diào)查數(shù)據(jù)的擬合度最好，因此，產(chǎn)量與產(chǎn)量構(gòu)成因素的最優(yōu)線性方程為y=22.072x3+179.249x4+10.895x6+8.751x1-462.171x2-1009.523。

表5 4 個(gè)生態(tài)環(huán)境下建立的回歸模型及回歸系數(shù)Table 5 Regression models and regression coefficients established under four ecological environments

穗長(zhǎng)、穗粗、行粒數(shù)、百粒重、穗位系數(shù)、產(chǎn)量彼此之間存在相關(guān)性，偏相關(guān)能夠剔除其他因素的影響，只分析2 個(gè)變量之間的相關(guān)程度，從表6可看出，產(chǎn)量與穗長(zhǎng)、穗粗、行粒數(shù)、百粒重、穗位系數(shù)呈極顯著偏相關(guān)，說明穗長(zhǎng)、穗粗、行粒數(shù)、百粒重、穗位系數(shù)對(duì)產(chǎn)量具有重要的影響效應(yīng)，而穗長(zhǎng)、穗粗、行粒數(shù)、百粒重的偏相關(guān)系數(shù)遠(yuǎn)大于穗位系數(shù)，表明穗長(zhǎng)、穗粗、行粒數(shù)、百粒重對(duì)產(chǎn)量的影響作用大于穗位系數(shù)。結(jié)合最優(yōu)回歸模型中的直接通徑系數(shù)（表5 中標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)），發(fā)現(xiàn)這5 個(gè)性狀對(duì)產(chǎn)量的直接作用為穗粗＞行粒數(shù)＞穗長(zhǎng)＞百粒重＞穗位系數(shù)。

表6 產(chǎn)量性狀的偏相關(guān)系數(shù)Table 6 Partial correlation coefficients between yield-related traits

2.3 不同生態(tài)環(huán)境下產(chǎn)量構(gòu)成因素分析

對(duì)南陽(yáng)試點(diǎn)上述穗長(zhǎng)和穗粗等產(chǎn)量直接相關(guān)性狀的最優(yōu)回歸方程分析，發(fā)現(xiàn)穗長(zhǎng)（x3）、行粒數(shù)（x6）、百粒重（x1）、穗位系數(shù)（x2）和穗粗（x4）5 個(gè)性狀引入線性方程y=18.604x3+24.211x6+13.132x1-741.672x2+135.371x4-1302.096。通過對(duì)該生態(tài)環(huán)境下所調(diào)查農(nóng)藝性狀的逐步回歸分析，建立適宜該生態(tài)區(qū)域的最優(yōu)線性回歸方程（表7）y=25.937x3+25.485x6+15.398x1-597.283x2-23.957x8+16.852x4-1234.016，發(fā)現(xiàn)該生態(tài)點(diǎn)所調(diào)查性狀對(duì)產(chǎn)量的直接貢獻(xiàn)效應(yīng)依次為行粒數(shù)＞穗長(zhǎng)＞百粒重＞穗位系數(shù)＞小斑?。舅氪郑胄袛?shù)和禿尖等對(duì)產(chǎn)量的影響效應(yīng)不顯著，病害中僅有小班病引入回歸方程。

表7 南陽(yáng)試點(diǎn)建立的回歸模型及回歸系數(shù)Table 7 Regression model and regression coefficient established at Nanyang test site

針對(duì)該地區(qū)玉米病害發(fā)生較重的特點(diǎn)，對(duì)病害性狀進(jìn)行逐步回歸分析，發(fā)現(xiàn)小斑?。▁8）、銹?。▁9）和莖腐?。▁10）引入回歸方程y=829.562-24.562x8-35.843x9-18.551x10，說明在該生態(tài)區(qū)的流行病害中上述3 種病害對(duì)產(chǎn)量的影響相對(duì)較大。

對(duì)漯河試點(diǎn)穗長(zhǎng)和穗粗等產(chǎn)量直接相關(guān)性狀的最優(yōu)回歸方程分析發(fā)現(xiàn)，行粒數(shù)（x6）和穗粗（x4）2 個(gè)性狀引入線性方程y=23.218x6+105.283x4-674.758。通過對(duì)漯河試點(diǎn)正常光照條件下農(nóng)藝性狀的逐步回歸分析，建立適宜該生態(tài)區(qū)域的最優(yōu)線性回歸方程（表8）y=76.6+2.568x6+2.356x13-83.437x12-16.202x11，發(fā)現(xiàn)該試點(diǎn)的農(nóng)藝性狀對(duì)產(chǎn)量的直接作用依次為行粒數(shù)（x6）＞葉寬（x12）＞葉面積（x13）＞抽雄吐絲間隔期（x11），與結(jié)實(shí)性相關(guān)的穗長(zhǎng)、穗粗等對(duì)產(chǎn)量的影響效應(yīng)不顯著。

表8 漯河試點(diǎn)建立的回歸模型及回歸系數(shù)Table 8 Regression model and regression coefficients established at Luohe test site

分析該地區(qū)遮陰處理后的產(chǎn)量變化，對(duì)調(diào)查性狀的變化進(jìn)行逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)，僅有穗位系數(shù)（x2）的變化和抽雄吐絲間隔期（x11）的變化引入回歸方程y=1400.193x2+20.9x11-207.439，說明遮陰處理后穗位系數(shù)和抽雄吐絲間隔期的變化對(duì)產(chǎn)量有較大影響。

對(duì)洛陽(yáng)試點(diǎn)穗長(zhǎng)和穗粗等產(chǎn)量直接相關(guān)性狀的最優(yōu)回歸方程分析發(fā)現(xiàn)，行粒數(shù)（x6）、百粒重（x1）、穗行數(shù)（x5）和穗粗（x4）4 個(gè)性狀引入線性方程y=14.515x6+17.448x1+40.994x5+48.379x4-1269.065。通過對(duì)洛陽(yáng)試點(diǎn)正常灌水條件下農(nóng)藝性狀進(jìn)行逐步回歸分析，建立適宜該生態(tài)區(qū)域的最優(yōu)線性回歸方程（表9）y=22.264x6+15.997x1+43.133x5+21.713x11-104.706x4+45.885x12-1211.546，發(fā)現(xiàn)該生態(tài)點(diǎn)的農(nóng)藝性狀對(duì)產(chǎn)量的直接作用為行粒數(shù)＞百粒重＞穗行數(shù)＞穗粗＞抽雄吐絲間隔期＞葉寬，穗長(zhǎng)和禿尖長(zhǎng)等對(duì)產(chǎn)量的影響不顯著。

表9 洛陽(yáng)試點(diǎn)建立的回歸模型及回歸系數(shù)Table 9 Regression model and regression coefficients established at Luoyang test site

分析該地區(qū)干旱處理后的產(chǎn)量變化，對(duì)所調(diào)查性狀的變化進(jìn)行逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)，穗粗、穗長(zhǎng)、禿尖長(zhǎng)、行粒數(shù)、葉長(zhǎng)（x14）的變化引入回歸方程y=1.078-182.033x4+29.003x3-56.961x7-8.232x14+7.744x6，說明上述因素的變化對(duì)干旱處理后的產(chǎn)量有較大影響。

對(duì)安陽(yáng)試點(diǎn)穗長(zhǎng)、穗粗等產(chǎn)量直接相關(guān)性狀的最優(yōu)回歸方程分析，發(fā)現(xiàn)行粒數(shù)（x6）、百粒重（x1）、穗粗（x4）、禿尖長(zhǎng)（x7）4 個(gè)性狀引入線性方程y=26.589x6+11.560x1+142.087x4+29.108x7-1142.529。通過對(duì)安陽(yáng)試點(diǎn)所調(diào)查農(nóng)藝性狀進(jìn)行逐步回歸分析，建立適宜該生態(tài)區(qū)域的最優(yōu)線性回歸方程（表10）y=279.961x4+18.645x6+14.410x1-1633.504，發(fā)現(xiàn)該生態(tài)點(diǎn)的農(nóng)藝性狀對(duì)產(chǎn)量的直接作用為穗粗＞行粒數(shù)＞百粒重，穗長(zhǎng)、穗行數(shù)等對(duì)產(chǎn)量的影響效應(yīng)不顯著。

表10 安陽(yáng)試點(diǎn)建立的回歸模型及回歸系數(shù)Table 10 Regression model and regression coefficients established at Anyang test site

通過上述4 個(gè)地區(qū)產(chǎn)量直接相關(guān)性狀的回歸分析，發(fā)現(xiàn)南陽(yáng)試點(diǎn)回歸方程中引入5 個(gè)產(chǎn)量因素，分別是穗長(zhǎng)、行粒數(shù)、百粒重、穗位系數(shù)和穗粗；洛陽(yáng)試點(diǎn)回歸方程引入與產(chǎn)量直接相關(guān)的行粒數(shù)、百粒重、穗行數(shù)、穗粗；安陽(yáng)試點(diǎn)回歸方程引入行粒數(shù)、百粒重、穗粗和禿尖；漯河試點(diǎn)回歸方程僅引入行粒數(shù)和穗粗2 個(gè)直接產(chǎn)量因素。

2.4 不同生態(tài)條件下的產(chǎn)量分析

4 個(gè)試點(diǎn)產(chǎn)量分析（圖1）表明，雜交種中洛玉199 平均產(chǎn)量最高，其次為鄭單7137、鄭單1868、鄭單7603、漯玉18，其中鄭單1868 和鄭單7603 的高穩(wěn)系數(shù)相對(duì)較大（表11），穩(wěn)產(chǎn)性較好。自交系中鄭71 平均產(chǎn)量最高，其次為L(zhǎng)X202、L753、LX201和A7682，其中LX202、LX201 和A7682 的高穩(wěn)系數(shù)相對(duì)較大（表11），穩(wěn)產(chǎn)性較好。雜交種的高穩(wěn)系數(shù)整體高于自交系（表11），與雜交種的產(chǎn)量變異系數(shù)較小的結(jié)果一致（表4）。

圖1 不同地點(diǎn)雜交種和自交系產(chǎn)量熱圖Fig.1 Yield heat map of hybrids and inbred lines at different locations

表11 不同材料的高穩(wěn)系數(shù)、水分脅迫指數(shù)和綜合抗病指數(shù)Table 11 HSC,WSI and CDRI of different materials

續(xù)表11 Table 11(continued)

干旱處理后（圖2）雜交種鄭單7167、鄭單6122、宛玉471、鄭單6095、鄭單1868、鄭單7603和自交系L5878、L753、LX202、A5855 并未減產(chǎn)，其控水后的水分脅迫指數(shù)較?。ū?1），對(duì)干旱脅迫相對(duì)不敏感，耐旱性較好。遮陰處理后（圖2）所有材料均減產(chǎn)，L2564、LX201、A5855、鄭單819、鄭單1868、L2258 和A7682 遮陰后的水分脅迫指數(shù)較?。ū?1），其對(duì)遮陰脅迫相對(duì)不敏感，耐陰性相對(duì)較好。

圖2 不同雜交種（a）和自交系（b）干旱、遮陰處理后的產(chǎn)量變化Fig.2 Yield changes of different hybrids(a)and inbred lines(b)after drought and shading treatment

耐陰性和耐旱性的相關(guān)分析結(jié)果（表12）表明，兩者的相關(guān)性并不顯著，耐陰性與綜合抗病性呈極顯著正相關(guān)，耐旱性與籽粒脫水速率呈極顯著正相關(guān)，籽粒脫水速率與莖稈穿刺強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)。通過對(duì)綜合抗病性、籽粒脫水速率和莖稈穿刺強(qiáng)度分析發(fā)現(xiàn)，每個(gè)性狀中表現(xiàn)較好的材料并不一致，鄭單7168、宛玉231、鄭單7603、鄭單819、宛玉471、鄭單1868、鄭493、L5878、A5855、LX202 和LX201 的綜合抗病性較好（表11）；宛玉471、鄭單7167、鄭單1868、鄭單6122、鄭單7137、洛玉199、LX201、L5878、LX202、A7648 和鄭79 的后期脫水速率較快；鄭單7137、鄭單1868、洛玉197、宛玉231、安玉109、鄭493、L4653、L2564、L2258 和L753 的莖稈穿刺強(qiáng)度較高。

綜上，雜交種中鄭單1868 的各性狀表現(xiàn)均較好，綜合抗逆性好，而自交系中各性狀表現(xiàn)較好的材料并沒有一致的自交系，這與自交系產(chǎn)量變異較大、HSC較小的結(jié)果一致（表4 和表12），自交系L5878 和LX201 的綜合抗逆性相對(duì)較好，結(jié)合正常條件下產(chǎn)量分析，雜交種鄭單1868 和自交系LX201 綜合性狀優(yōu)良。

3 討論

產(chǎn)量因素受不同生態(tài)區(qū)氣候條件和栽培管理措施影響，對(duì)玉米產(chǎn)量的貢獻(xiàn)效應(yīng)不同。南陽(yáng)盆地在玉米的整個(gè)生育時(shí)期都處于高溫高濕的環(huán)境，極易爆發(fā)病害，在逐步回歸建立產(chǎn)量最優(yōu)線性方程時(shí)，僅有小斑病引入方程，直接通徑系數(shù)較小。安陽(yáng)試點(diǎn)回歸方程分析中，與倒伏相關(guān)的倒伏倒折率、莖稈穿刺強(qiáng)度和成熟期籽粒含水量及脫水速率并未引入線性方程，說明其對(duì)產(chǎn)量的影響效應(yīng)不顯著，相比玉米病害、倒伏對(duì)產(chǎn)量的影響，穗長(zhǎng)、行粒數(shù)、百粒重、穗粗等與產(chǎn)量直接相關(guān)的因素對(duì)產(chǎn)量影響效應(yīng)更大[16-17]。

對(duì)產(chǎn)量構(gòu)成因素進(jìn)行分析、探討產(chǎn)量因素之間的關(guān)系成為解析產(chǎn)量特性的重要手段[18-23]。玉米產(chǎn)量因素是在玉米發(fā)育過程逐步形成，容易受環(huán)境脅迫影響。針對(duì)不同生態(tài)區(qū)的產(chǎn)量分析，最優(yōu)線性回歸方程引入的產(chǎn)量因素并不相同，說明不同生態(tài)區(qū)的光照、溫度、土壤環(huán)境以及病害對(duì)產(chǎn)量的影響作用不同。在產(chǎn)量構(gòu)成因素分析中，南陽(yáng)、洛陽(yáng)、安陽(yáng)、漯河試點(diǎn)分別有5、4、4、2 個(gè)與產(chǎn)量直接相關(guān)的因素引入最優(yōu)線性回歸方程（表7～10），南陽(yáng)、洛陽(yáng)、安陽(yáng)雜交種和自交系的平均產(chǎn)量均高于漯河試點(diǎn)（表4），因此，在分析一個(gè)地區(qū)適宜種植的品種時(shí)，應(yīng)選擇盡可能多的產(chǎn)量因素引入最優(yōu)線性回歸方程的品種，作為該地區(qū)的主栽品種，便于有針對(duì)性地加強(qiáng)栽培管理措施，從而將產(chǎn)量因素協(xié)調(diào)到有利于高產(chǎn)的最佳水平，有助于提高玉米產(chǎn)量和穩(wěn)產(chǎn)性。

玉米產(chǎn)量要素之間彼此相關(guān)聯(lián)，極端天氣的危害往往會(huì)被某一個(gè)受影響較重的產(chǎn)量因素放大。漯河試點(diǎn)的日平均氣溫最高，日照時(shí)數(shù)明顯少于其他試驗(yàn)點(diǎn)（表1），同時(shí)該試驗(yàn)點(diǎn)的平均產(chǎn)量也最低（表4），與王曼莉[24]研究發(fā)現(xiàn)高溫少光的環(huán)境會(huì)導(dǎo)致晚熟高產(chǎn)品種產(chǎn)量顯著下降的試驗(yàn)結(jié)果一致，而洛玉199、鄭單7137、鄭單1868、鄭單7603 和漯玉18 等高產(chǎn)品種遮陰脅迫后產(chǎn)量普遍降低，可能是花期遮陰后導(dǎo)致有效積溫和光照不足，限制了高產(chǎn)品種的產(chǎn)量潛力；本研究中在抽雄和吐絲期前后（出苗后50d）遮陰脅迫對(duì)玉米產(chǎn)量的影響大于干旱脅迫（圖2），與李向嶺[25]和李言照等[26]研究發(fā)現(xiàn)花期有效積溫和日照時(shí)數(shù)是影響玉米產(chǎn)量最顯著的生態(tài)因素的結(jié)果一致，同時(shí)，花期有效積溫和光照不足嚴(yán)重影響產(chǎn)量要素的形成及其在產(chǎn)量構(gòu)成中的貢獻(xiàn)效應(yīng)（表8）。針對(duì)近年來河南地區(qū)陰雨寡照極端天氣頻發(fā)、玉米花粒結(jié)實(shí)不良導(dǎo)致減產(chǎn)的現(xiàn)狀，研究并篩選耐陰品種對(duì)玉米增產(chǎn)具有重要作用。本研究中耐陰性與綜合抗病性呈極顯著正相關(guān)，說明綜合抗病性好的材料抗逆性強(qiáng)，育種實(shí)踐中選育綜合性狀優(yōu)良的高產(chǎn)品種時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)綜合抗病性的逆境選擇強(qiáng)度，進(jìn)而提高所選育品種的抗逆性。

綜上所述，玉米生產(chǎn)應(yīng)依據(jù)不同品種的種植特性，在不同生態(tài)區(qū)選擇適宜的品種進(jìn)行區(qū)域化種植，進(jìn)而發(fā)揮不同品種的產(chǎn)量?jī)?yōu)勢(shì)，提高玉米單產(chǎn)和質(zhì)量，確保糧食豐產(chǎn)的穩(wěn)定。

4 結(jié)論

通過多點(diǎn)聯(lián)合鑒定，發(fā)現(xiàn)不同生態(tài)條件下，產(chǎn)量因素對(duì)玉米產(chǎn)量的貢獻(xiàn)效應(yīng)并不相同，與產(chǎn)量直接相關(guān)的產(chǎn)量因素對(duì)產(chǎn)量的貢獻(xiàn)效應(yīng)要大于病害和倒伏；建立了各地產(chǎn)量的最優(yōu)線性回歸模型，闡明各地產(chǎn)量主要構(gòu)成因素，明確不同區(qū)域選擇相適宜高產(chǎn)品種的評(píng)價(jià)方法；最終鑒定出鄭單1868 和LX201 耐陰性、耐旱性和綜合抗病性較好，綜合性狀優(yōu)良。