昝凱，王鳳菊，陳亞光，楊雨陽(yáng)，牛永鋒

（安陽(yáng)市農(nóng)業(yè)科學(xué)院/河南省優(yōu)質(zhì)大豆改良工程技術(shù)研究中心，河南 安陽(yáng) 455000）

農(nóng)藝性狀是大豆產(chǎn)量形成的基礎(chǔ)，決定了大豆品種（系）的高產(chǎn)、穩(wěn)產(chǎn)特性，但目前產(chǎn)量表現(xiàn)仍是品種通過(guò)審定的關(guān)鍵要素，目前在栽培條件基本一致的條件下，黃淮海地區(qū)審定品種間的產(chǎn)量差異并不大，較優(yōu)的綜合農(nóng)藝性狀成為了提高大豆品種市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵。因此，在保證產(chǎn)量的前提下，篩選出綜合農(nóng)藝性狀較好的大豆品種（系），是培育突破性大豆品種的有效途徑，而對(duì)大豆品種（系）的農(nóng)藝性狀進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)是篩選優(yōu)質(zhì)大豆品種的重要手段。

綜合農(nóng)藝性狀是一個(gè)較模糊的概念，農(nóng)藝性狀相互之間存在促進(jìn)、制約的關(guān)系。綜合農(nóng)藝性狀優(yōu)良本質(zhì)上是指農(nóng)藝性狀間達(dá)到了最優(yōu)組合，而農(nóng)藝性狀間的組合需要量化表達(dá)才能在育種過(guò)程中得到應(yīng)用，因此需要建立科學(xué)合理的農(nóng)藝性狀綜合評(píng)價(jià)體系，并對(duì)單項(xiàng)農(nóng)藝性狀與綜合性狀間的關(guān)系進(jìn)行研究，抓住提高品種（系）綜合性狀表現(xiàn)的關(guān)鍵。在大豆農(nóng)藝性狀的綜合評(píng)價(jià)方面，灰色關(guān)聯(lián)度分析法、DTOPSIS 法、主成分分析、隸屬函數(shù)法等應(yīng)用較多[1-5]，這些方法在小麥[6-7]、玉米[8-9]、水稻[10-11]等作物的綜合評(píng)價(jià)中也被證實(shí)是科學(xué)和有效的。利用以上方法，學(xué)者以不同地區(qū)、來(lái)源的大豆品種（系）為材料建立了適合不同生態(tài)區(qū)的大豆綜合農(nóng)藝性狀評(píng)價(jià)模型[13-16]。黃淮海地區(qū)是我國(guó)大豆主產(chǎn)區(qū)之一，而黃淮海南片又是目前黃淮海地區(qū)大豆種植面積最大的地區(qū)，建立針對(duì)黃淮海南片大豆品種（系）的農(nóng)藝性狀綜合評(píng)價(jià)模型，并對(duì)農(nóng)藝性狀與綜合性狀間的關(guān)系進(jìn)行研究，是加快選育綜合性狀優(yōu)良的適宜黃淮海南片種植的大豆品種的有效途徑，但目前關(guān)于黃淮海南片大豆品種（系）的綜合評(píng)價(jià)模型報(bào)道較少，更鮮見(jiàn)農(nóng)藝性狀與綜合性狀間的關(guān)系研究。由于農(nóng)藝性狀之間存在復(fù)雜的相關(guān)、因果關(guān)系，常見(jiàn)的回歸和相關(guān)性分析等很難明確單項(xiàng)農(nóng)藝性狀是如何影響大豆品種（系）的綜合性狀表現(xiàn)的，通徑分析因其可以揭示自變量與因變量間的直接和間接作用，在多種重要作物的農(nóng)藝性狀與產(chǎn)量相互關(guān)系研究方面廣泛應(yīng)用[17-20]，因而本研究嘗試采用通徑分析對(duì)單項(xiàng)農(nóng)藝性狀與綜合農(nóng)藝性狀間的關(guān)系進(jìn)行研究。

本研究對(duì)2018—2022 年國(guó)家黃淮海夏大豆南片品種區(qū)域試驗(yàn)中完成2 年區(qū)試的大豆品種（系）的試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，將變異分析、Shannon-Wiener多樣性指數(shù)分析、主成分分析、隸屬函數(shù)分析、逐步回歸和通徑分析相結(jié)合，對(duì)參試品種（系）的農(nóng)藝性狀進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，構(gòu)建了綜合評(píng)價(jià)模型并研究了農(nóng)藝性狀單項(xiàng)指標(biāo)與綜合性狀間的關(guān)系，旨在為育種工作者選育綜合性狀優(yōu)良的適宜黃淮海南片地區(qū)的大豆品種（系）提供準(zhǔn)確、快速的評(píng)價(jià)方法和理論基礎(chǔ)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自2018—2022 年國(guó)家黃淮海夏大豆南片品種試驗(yàn)中完成2 年區(qū)域試驗(yàn)的品種（系）及對(duì)照品種中黃13 共59 份材料。其中，試驗(yàn)A、試驗(yàn)B 數(shù)據(jù)合并分析處理，所用數(shù)據(jù)為58 個(gè)參試品種（系）2 年區(qū)試相關(guān)性狀的平均值，對(duì)照品種中黃13 所用數(shù)據(jù)為5 年相關(guān)性狀的平均值。

表1 參試品種（系）

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)采用完全隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，3 次重復(fù)，7 行區(qū)，行長(zhǎng)為6 m，行距為0.4 m，株距為0.13 m。收獲前，每個(gè)小區(qū)連續(xù)選取10 株進(jìn)行農(nóng)藝性狀調(diào)查，實(shí)收中間5 行進(jìn)行測(cè)產(chǎn)，計(jì)產(chǎn)面積為12 m2。

1.3 考察指標(biāo)

試驗(yàn)按照《大豆種質(zhì)資源描述規(guī)范和數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)》[21]所列指標(biāo)進(jìn)行調(diào)查和考種，分別選擇生育期（X1）、株高（X2）、底莢高（X3）、主莖節(jié)數(shù)（X4）、有效分枝（X5）、單株莢數(shù)（X6）、單株粒數(shù)（X7）、單株粒質(zhì)量（X8）、百粒質(zhì)量（X9）9 個(gè)農(nóng)藝性狀及產(chǎn)量（Y）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

1.4 數(shù)據(jù)處理與分析

利用Microsoft Excel 2010 進(jìn)行遺傳多樣性分析（Shannon-Wiener，H′），計(jì)算公式如下：

式中，Pi為某一性狀在第i個(gè)級(jí)別出現(xiàn)的頻率，將考察指標(biāo)按照每級(jí)間隔0.5σ（σ 為標(biāo)準(zhǔn)差）劃分為1～10 級(jí)區(qū)間。

利用SPSS 20.0 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化、相關(guān)性分析、主成分分析、逐步回歸等分析。利用隸屬函數(shù)法計(jì)算供試品種（系）的綜合評(píng)價(jià)值：

式中，Xi表示參試品種（系）在各主成分上的得分；Xmin和Xmax分別為每個(gè)主成分上成分得分的最小值和最大值。

式中，Wi表示第i個(gè)主成分的權(quán)重，表示第i個(gè)主成分的貢獻(xiàn)率。

參試品種（系）綜合評(píng)價(jià)值計(jì)算公式如下：

2 結(jié)果與分析

2.1 遺傳變異分析

參試品種（原）產(chǎn)量及農(nóng)藝性狀的遺傳變異情況見(jiàn)表2。產(chǎn)量及農(nóng)藝性狀的變異范圍為2.77%～32.79%，其中有效分枝的變異系數(shù)最大（32.79%），變異幅度為0.7～3.2 個(gè)，生育期變異系數(shù)最?。?.77%），變異幅度為93～106 d。10 個(gè)考察指標(biāo)的變異系數(shù)中除生育期（2.77%）、產(chǎn)量（4.80%）、單株粒質(zhì)量（6.08%）、主莖節(jié)數(shù)（9.65%）外，其余6 個(gè)指標(biāo)的變異系數(shù)均大于10%，指標(biāo)占比達(dá)60%，表明黃淮海南片大豆品種（系）的產(chǎn)量及農(nóng)藝性狀差異較大，種質(zhì)類(lèi)型較豐富。

表2 參試品種（系）產(chǎn)量及農(nóng)藝性狀的遺傳變異

遺傳多樣性指數(shù)分析表明，考察性狀的遺傳多樣性指數(shù)變動(dòng)范圍為1.897 6～2.079 1。其中，底莢高的遺傳多樣性指數(shù)最高（2.079 1），生育期遺傳多樣性指數(shù)最低（1.897 6）。遺傳多樣性指數(shù)＞2.00 的依次為：底莢高＞單株莢數(shù)＞單株粒數(shù)＞單株粒質(zhì)量＞產(chǎn)量。產(chǎn)量及產(chǎn)量構(gòu)成要素占比達(dá)50%，表明產(chǎn)量及其構(gòu)成要素多樣性豐富。

2.2 主成分分析

對(duì)59 個(gè)參試品種（系）的9 個(gè)農(nóng)藝性狀進(jìn)行主成分分析，經(jīng)KMO 和Bartlett 球形檢驗(yàn)，KMO 值為0.655＞0.60，Bartlett 球形檢驗(yàn)的P＜0.01，說(shuō)明數(shù)據(jù)適合做主成分分析。按照特征值大于0.5 的原則提取5個(gè)主成分，特征值分別為4.353、1.810、0.899、0.685、0.556，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)92.262%，即可解釋92.262%的總變異，具有很強(qiáng)的性狀信息代表性，由此將9 個(gè)農(nóng)藝性狀轉(zhuǎn)化為5 個(gè)獨(dú)立的綜合指標(biāo)。

由表3 可以看出，第1 主成分的貢獻(xiàn)率為48.369%，主要反映單株莢數(shù)（0.914）、單株粒數(shù)（0.853）、株高（0.805）和主莖節(jié)數(shù)（0.803）；第2 主成分的貢獻(xiàn)率為20.116%，主要反映底莢高（0.706）和百粒質(zhì)量（0.570）；第3 主成分的貢獻(xiàn)率為9.984%，主要反映單株粒質(zhì)量（0.697）；第4 主成分的貢獻(xiàn)率為7.613%，主要反映有效分枝（0.703）；第5 主成分的貢獻(xiàn)率為6.181%，主要反映生育期（-0.612）。

表3 參試品種（系）農(nóng)藝性狀的主成分分析

2.3 隸屬函數(shù)分析

以參試品種（系）在5 個(gè)主成分上的成分得分為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，利用公式（1）計(jì)算相關(guān)性狀的隸屬函數(shù)值。根據(jù)綜合指標(biāo)的根據(jù)各主因子對(duì)總變異的貢獻(xiàn)率，利用公式（2）得到5 個(gè)主因子的權(quán)重分別為0.518 2、0.217 8、0.108 7、0.083 3、0.072 0。利用公式（7）計(jì)算參試品種（系）綜合評(píng)價(jià)D值（表4）。對(duì)同一主成分類(lèi)型，F(xiàn)值越大則該主成分代表的綜合性狀表現(xiàn)越好。以F1 為評(píng)價(jià)指標(biāo)，皖豆68（V45）的F1值最大，單株莢數(shù)、單株粒數(shù)、株高和主莖節(jié)數(shù)綜合表現(xiàn)最好；以F2 為評(píng)價(jià)指標(biāo)，豐源5 號(hào)（V4）的F2值最大，底莢高和百粒質(zhì)量綜合表現(xiàn)最好；以F3 為評(píng)價(jià)指標(biāo)，皖豆68（V45）值最大，單株粒質(zhì)量表現(xiàn)最好；以F4 為評(píng)價(jià)指標(biāo)，邯豆15（V26）的F4 值最大，有效分枝表現(xiàn)最好；以F5 為評(píng)價(jià)指標(biāo)，鄆豆1 號(hào)（V30）值最大，生育期表現(xiàn)最好。

表4 參試品種（系）在主成分上的隸屬函數(shù)值及綜合評(píng)價(jià)D 值

2.4 綜合評(píng)價(jià)D 值的優(yōu)勢(shì)分析

對(duì)綜合評(píng)價(jià)D值與參試品種（系）的產(chǎn)量及相關(guān)農(nóng)藝性狀進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)量及9 個(gè)農(nóng)藝性狀均與D值達(dá)到顯著或極顯著相關(guān)水平（表5），表明綜合評(píng)價(jià)D值較好地綜合了各項(xiàng)農(nóng)藝性狀表現(xiàn)。此外，本研究中產(chǎn)量排名相鄰的不同品種（系）間產(chǎn)量值十分接近，原因可能是統(tǒng)計(jì)有誤差或收獲時(shí)稱(chēng)量有誤差。若依據(jù)產(chǎn)量對(duì)品種（系）進(jìn)行篩選，極有可非錯(cuò)失優(yōu)良品系，且產(chǎn)量的變異數(shù)僅為4.84%，最大值與最小值間的差異為24.93%，而綜合評(píng)價(jià)D值的變異系數(shù)為26.16%，最大值與最小值的差異達(dá)305.19%，品種（系）間的優(yōu)劣表現(xiàn)更充分，評(píng)價(jià)效果較僅依據(jù)產(chǎn)量更加科學(xué)。

表5 綜合評(píng)價(jià)D 值與產(chǎn)量及農(nóng)藝性狀的相關(guān)性

2.5 綜合評(píng)價(jià)模型構(gòu)建

為明確參試品種（系）的農(nóng)藝性狀指標(biāo)與綜合評(píng)價(jià)D值間的關(guān)系，以D值為因變量，9 個(gè)農(nóng)藝性狀的標(biāo)準(zhǔn)化值為自變量，采用逐步回歸的方法建立回歸方程：D=0.539 +0.042X2+0.048X8+0.020X6+0.038X3+0.023X5+0.029X4，R2=0.989 0，F(xiàn)=761.723，P＜0.000 1。通過(guò)回歸方程可以看出，對(duì)參試大豆品種（系）的綜合性狀有顯著影響的單項(xiàng)指標(biāo)分別為株高、單株粒質(zhì)量、單株莢數(shù)、底莢高、有效分枝和主莖節(jié)數(shù)，其中單株粒質(zhì)量的回歸系數(shù)最大，其次為株高，說(shuō)明這2 項(xiàng)指標(biāo)對(duì)綜合性狀的影響較大。對(duì)該方程的預(yù)測(cè)精度進(jìn)行評(píng)價(jià)，實(shí)測(cè)值=1.002 5X預(yù)測(cè)值－0.001 5，R2=0.988 7，表明回歸方程可較好反映D值與單項(xiàng)指標(biāo)間的關(guān)系。

2.6 綜合性狀與農(nóng)藝性狀的通徑分析

表5 列出了農(nóng)藝性狀與綜合性狀D值間的相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)性分析結(jié)果僅反映農(nóng)藝性狀間的綜合效果，無(wú)法明確綜合性狀與單項(xiàng)指標(biāo)間的直接或間接關(guān)系，因此進(jìn)行株高、單株粒質(zhì)量、單株莢數(shù)、底莢高、有效分枝和主莖節(jié)數(shù)對(duì)綜合評(píng)價(jià)D值的通徑分析（表6）。結(jié)果表明，6 個(gè)主要性狀對(duì)綜合性狀均起到正向作用，各性狀對(duì)綜合評(píng)價(jià)D值的直接作用大小順序?yàn)椋簡(jiǎn)沃炅Ｙ|(zhì)量＞株高＞底莢高＞主莖節(jié)數(shù)＞有效分枝＞單株莢數(shù)。單株粒質(zhì)量的直接作用最大（0.342 0），且大于綜合間接效應(yīng)（0.331 6），表明在綜合性狀優(yōu)良的大豆品種（系）選育過(guò)程中應(yīng)加強(qiáng)對(duì)單株粒質(zhì)量的直接選擇。另外5 個(gè)性狀對(duì)綜合性狀的直接作用均小于間接作用，其中株高對(duì)綜合性狀的直接作用位列第2（0.300 0），其通過(guò)主莖節(jié)數(shù)對(duì)綜合性狀的間接正效應(yīng)最大（0.172 4）。底莢高對(duì)綜合性狀的直接效應(yīng)位列第3（0.269 0），其通過(guò)株高對(duì)綜合性狀的間接作用最大（0.166 8）。主莖節(jié)數(shù)的直接效應(yīng)位列第4（0.205 0），其通過(guò)株高對(duì)綜合性狀的間接作用最大（0.252 3）。有效分枝的直接效應(yīng)位列第5，其通過(guò)單株粒質(zhì)量對(duì)綜合性狀的間接作用最大（0.076 6）。單株莢數(shù)對(duì)綜合性狀的直接效應(yīng)最?。?.142 0），其通過(guò)單株粒質(zhì)量對(duì)綜合性狀的間接效應(yīng)最大（0.161 8）。由此可以看出，多數(shù)性狀是通過(guò)影響單株粒質(zhì)量和株高進(jìn)而影響綜合性狀的，表明單株粒質(zhì)量和株高是提高大豆綜合表現(xiàn)水平的關(guān)鍵因素。

表6 綜合評(píng)價(jià)值D 與農(nóng)藝性狀的通徑系數(shù)

3 討論與結(jié)論

產(chǎn)量是大豆育種的焦點(diǎn)，產(chǎn)量的形成是各種產(chǎn)量相關(guān)性狀相互作用的結(jié)果。本研究中，59 份參試品種（系）的產(chǎn)量變異系數(shù)僅4.80%，遠(yuǎn)低于農(nóng)藝性狀的平均變異系數(shù)（13.72%），而產(chǎn)量的遺傳多樣性指數(shù)為2.0620，大于農(nóng)藝性狀的平均遺傳多樣性指數(shù)（2.0131），表明黃淮海南片大豆品種（系）的產(chǎn)量遺傳多樣性豐富，但不同品種（系）間產(chǎn)量差異不大，造成這種現(xiàn)象的原因是產(chǎn)量相關(guān)性狀間沒(méi)有達(dá)到最佳組合，綜合農(nóng)藝性狀表現(xiàn)無(wú)法有效發(fā)揮大豆品種（系）的產(chǎn)量潛力。因此，對(duì)大豆品種（系）的綜合農(nóng)藝性狀進(jìn)行評(píng)價(jià)，篩選提高大豆綜合表現(xiàn)水平中起主要作用的農(nóng)藝性狀，是尋找最佳性狀組合、發(fā)揮品種（系）增產(chǎn)潛力的關(guān)鍵。

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自2018—2022 年黃淮海南片國(guó)家區(qū)域試驗(yàn)中完成2 年區(qū)試的參試品種（系），且大部分進(jìn)入生產(chǎn)試驗(yàn)，說(shuō)明這些品種（系）的綜合表現(xiàn)符合黃淮海南片大豆育種的趨勢(shì)，利用這些品種（系）的試驗(yàn)數(shù)據(jù)構(gòu)建農(nóng)藝性狀綜合評(píng)價(jià)模型對(duì)黃淮海南片大豆育種具有較強(qiáng)的指導(dǎo)意義。本研究利用主成分分析將9 個(gè)農(nóng)藝性狀轉(zhuǎn)化為5 個(gè)主成分，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)92.262%，具有很強(qiáng)的性狀代表性。以各品種（系）在5 個(gè)主成分上的得分為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，利用隸屬函數(shù)法計(jì)算各品種（系）的綜合評(píng)價(jià)值D，綜合評(píng)價(jià)值D與生育期、株高、主莖節(jié)數(shù)、底莢高、有效分枝、單株莢數(shù)、單株粒數(shù)和單株粒質(zhì)量極顯著正相關(guān)，與百粒質(zhì)量極顯著負(fù)相關(guān)，表明當(dāng)前黃淮海南片在篩選綜合表現(xiàn)較好的大粒品種（系）方面存在一定困難。本研究中，綜合評(píng)價(jià)D值是以9 個(gè)農(nóng)藝性狀為基礎(chǔ)計(jì)算得出的，評(píng)價(jià)過(guò)程中未考慮群體產(chǎn)量，但與產(chǎn)量的相關(guān)性分析表明，綜合評(píng)價(jià)D值與產(chǎn)量顯著正相關(guān)。由此可以看出，綜合評(píng)價(jià)D值不僅能反映出參試品種（系）的農(nóng)藝性狀的綜合表現(xiàn)，而且可以一定程度上反映品種（系）的產(chǎn)量潛力。需要指出的是，本研究中綜合評(píng)價(jià)D值最大的阜豆163（0.869 0），生育期較中黃13 晚熟7 d，未能進(jìn)入生產(chǎn)試驗(yàn)，說(shuō)明綜合評(píng)價(jià)在綜合量化農(nóng)藝性狀的過(guò)程中會(huì)弱化某些關(guān)鍵指標(biāo)，在育種過(guò)程中需要將綜合評(píng)價(jià)D值與產(chǎn)量、生育期等核心指標(biāo)相結(jié)合，這樣才能給育種工作者篩選高產(chǎn)、穩(wěn)產(chǎn)大豆品種（系）提供有效的參考。

為了方便育種過(guò)程中對(duì)品種（系）的綜合農(nóng)藝性狀進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，本研究利用9 個(gè)農(nóng)藝性狀對(duì)綜合評(píng)價(jià)D值進(jìn)行逐步回歸，建立了黃淮海南片大豆種質(zhì)綜合評(píng)價(jià)模型：D=0.539+0.042X2+0.048X8+0.020X6+0.038X3+0.023X5+0.029X4，該模型R2值為0.989 0，具有較高的預(yù)測(cè)精度。從綜合評(píng)價(jià)模型可以看出，株高、單株粒質(zhì)量、單株莢數(shù)、底莢高、有效分枝和主莖節(jié)數(shù)對(duì)綜合評(píng)價(jià)D值有較大影響，可以作為提高大豆品種（系）綜合表現(xiàn)水平的主要性狀加以篩選利用。為明確這6 個(gè)主要單項(xiàng)性狀在發(fā)揮大豆品種（系）綜合表現(xiàn)水平中的作用，本研究對(duì)這6 個(gè)單項(xiàng)性狀與綜合評(píng)價(jià)D值進(jìn)行通經(jīng)分析，結(jié)果表明，單株粒質(zhì)量的直接作用最大（0.342 0），且大于綜合間接效應(yīng)（0.331 6），另外5 個(gè)單項(xiàng)性狀對(duì)綜合性狀的直接作用均小于間接作用，且基本上都是通過(guò)影響單株粒質(zhì)量和株高而影響綜合性狀的。學(xué)者在對(duì)株高和單株粒質(zhì)量對(duì)大豆產(chǎn)量的影響進(jìn)行研究后也有相似結(jié)論，如汪寶卿等[22]研究認(rèn)為，單株粒質(zhì)量與產(chǎn)量相關(guān)性最高，株高對(duì)產(chǎn)量的直接影響較小，但間接作用最大；張海泉等[23]認(rèn)為，株高與產(chǎn)量關(guān)系最密切。本研究表明，單株粒質(zhì)量和株高不僅對(duì)產(chǎn)量有重要作用，對(duì)提高品種（系）的綜合農(nóng)藝性狀也有重要影響，在大豆育種過(guò)程中應(yīng)加強(qiáng)對(duì)單株粒質(zhì)量和株高的選擇來(lái)提高品種（系）的綜合農(nóng)藝性狀和產(chǎn)量水平。

本研究通過(guò)對(duì)59 份參加2018—2022 年黃淮海南片大豆區(qū)域試驗(yàn)的品種（系）進(jìn)行農(nóng)藝性狀綜合評(píng)價(jià)，將9 個(gè)主要農(nóng)藝性狀轉(zhuǎn)化為5 個(gè)主成分，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)92.262%，并利用隸屬函數(shù)法計(jì)算了參試品種（系）的綜合評(píng)價(jià)D值，通過(guò)與品種（系）產(chǎn)量指標(biāo)相結(jié)合，能夠較好評(píng)價(jià)大豆品種（系）的綜合表現(xiàn)水平，可以為大豆育種過(guò)程中品系篩選和鑒定提供科學(xué)、合理的參考。以9 個(gè)主要農(nóng)藝性狀指標(biāo)對(duì)綜合評(píng)價(jià)D值作逐步回歸，建立了黃淮海南片大豆種質(zhì)綜合評(píng)價(jià)模型：D=0.539+0.042X2+0.048X8+0.020X6+0.038X3+0.023X5+0.029X4，利用該模型可以方便快捷地對(duì)大豆品系的綜合性狀進(jìn)行評(píng)價(jià)。6 個(gè)主要性狀對(duì)綜合評(píng)價(jià)D值的通經(jīng)分析表明，在大豆育種過(guò)程中要注意對(duì)單株粒質(zhì)量和株高的選擇來(lái)提高品系的綜合表現(xiàn)水平。