Анализ соответствия оценки урожайности сортов полевых культур в конкурсном, государственном испытании и производстве

Редкозубов, Игорь Александрович

Бесплатный автореферат и диссертация по сельскому хозяйству на тему
Анализ соответствия оценки урожайности сортов полевых культур в конкурсном, государственном испытании и производстве
ВАК РФ 06.01.05, Селекция и семеноводство

Автореферат диссертации по теме "Анализ соответствия оценки урожайности сортов полевых культур в конкурсном, государственном испытании и производстве"

На правах рукописи РЕДКОЗУБО В Игорь Александрович

АНАЛИЗ СООТВЕТСТВИЯ ОЦЕНКИ УРОЖАЙНОСТИ СОРТОВ ПОЛЕВЫХ КУЛЬТУР В КОНКУРСНОМ, ГОСУДАРСТВЕННОМ ИСПЫТАНИИ И ПРОИЗВОДСТВЕ

Специальность 06.01.05 — селекция и семеноводство

Автореферат диссертации на соискание ученой степени кандидата сельскохозяйственных наук

МОСКВА 1999

О о ? о (¿„г

І . ' ' <~Л • ' г

Работа выпольена на кафедре селекции л семеноводства полезых культур Мс сковскои сельскохозяйственной академии им К А Тимирязева

Научный руководитель—доктор сельскохозяйственных на\ V, профіЛ-ор А. Н. Березкин.

Офиц 'альные. оппечечты доктор сельскохозяйственных гаук, профессор А. М. Соловьев; кандидат сельскохозяйствен ных ааул, доцент И. П. Васильев.

Ведущее учреждение — Научно исследовательский институт польского хозяйства Центральных районов Нечерноземной зоны.

Защита диссертации состоится « ^ > г

в с часов на заседании диссертационного ссвета

Д 120 35 04 Московской сельскохозяйственной академии имс їй К А Тимирязева по адресу 127550, Москва, \л Тимирязевская, 49, Ученый совет МСХА

С диссертацией молено ознакомиться в ЦНБ \ICXA

Автореферат разослан « *■г 1999 г

Ученый секретарь диссертационного совета — ,

кандидат сельскохозяйственных на\к- гП

/ Р. Р/ Усманов

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ

Актуальность темы. За последние годы в государственный реестр селекционных достижений было внесено множество новых высокоурожайных сортов. Успешная работа отечественных селекционеров позволила довести урожайность зерновых культур в современной системе государственного сортоиспытания (ГСИ) до 70-75 ц/га, сахарной свеклы до 500-600 ц/га, подсолнечника до 30-35 ц/га. Однако в то же время урожайность в производстве не только не увеличилась, но и снизилась в силу ряда причин, в том числе и экономического характера. Одна из причин такого несоответствия состоит в том, что в условиях- государственной системы сортоиспытания слабо учитывается реальный уровень и разнообразие производственных условий. В результате такой „оазисной" оценки рекомендуются сорта, действительно обеспечивающие рост потенциальной (то есть, дающие максимальный урожай на высоких агрофонах госсортоучастков (ГСУ)) урожайности, тогда как. показатель экологической устойчивости сортов, выступающий в качестве решающего фактора реализации их потенциальной продуктивности в менее благоприятных условиях производства, определяется неточно. При этом могут быть забракованы сорта, обеспечивающие более высокую урожайность в условиях менее благоприятных, однако, типичных для производства.

Разработка методики оценки репрезентативности условий проведения государственного сортоиспытания (ГСИ) в плане соответствия оценок урожайности и их экстраполяции для производственных условий позволила бы значительно повысить его точность, результативность и эффективность. Оптимизация существующей системы ГСИ, повышение достоверности оценок в ней при одновременном сокращении затрат - одна из важнейших и актуальнейших проблем, стоящих перед современной сельскохозяйственной наукой.

Обычные методы ~ обработки данных экологического и госсортоиспытания, типа многофакторного дисперсионного анализа, не обладают достаточной чувствительностью, а выявляют лишь очень значительные различия генотипов и иногда дают искаженные результаты. Поэтому было предложено использование других методов обработки данных результатов испытаний, в которых акценты смещены в сторону более тщательного учета экологической изменчивости хозяйственно-ценных признаков и взаимодействия генотип-среда.

Вместе с тем с помощью таких методов до сих пор практически не подвергался количественному анар^^^д^^р^вных вопросов - оценка

научная библиотека

Моск. С - 1ДЭМИИ

им. Н. м.. і к.^рпзеа

Йнз.

соответствия условий ГСИ производственным То есть, насколько точны прогнозы, основанные на данных ГСИ, относительно поведения сортов, включенных в госреестр, в производстве Ведь известно, что урожайность зерновых в системе ГСИ иногда в 2 3 раза выше урожайности в хозяйствах

В работе с помощью метода регрессии на средние на основе данных по урожайности сортов используемых в качестве стандартов на ГСУ Тамбовской области и одновременно возделываемым в хозяйствах Тамбовской области на большей части площадей, оценена адекватность оценки урожайности нескольких культур в ГСИ в первом случае на уровне хозяйств одного района, а во втором случае на уровне всех районов области Хозяйство в первом случае и район во втором были рассмотрены как типичная единица условий выращивания данной культуры в производстве Для решения поставленной задачи использовались биометрические модели изменчивости урожайности сортов

Кроме этого на основе того же метода сделан анализ соответствия оценок урожайности культур в конкурсном сортоиспытании (КСИ) Научно-исследовательского института сельского хозяйства центральных районов Нечерноземной зоны (НИИСХ ЦРНЗ) для госсортоучастков Московской и Рязанской областей

Автор выражает глубокую признательность ведущим селекционерам НИИСХ ЦРНЗ за любезно предоставленные материалы академику РАСХН Гончаренко АЛ, доктору с х. наук Лызлову П Ф„ доктору с -х. наук Сандухадзе Б», доктору с-х. наук Смолину ВЛ„ сотрудникам управления сельского хозяйства Тамбовской области и Тамбовского района, сотрудникам Госкомиссии по испытанию и охране селекционных достижений, а также профессору кафедры генетики МСХА Смиряеву АВ. за неоценимую помощь в работе.

Цепь и основные задачи исследований. Цель исследования - анализ соответствия (выявление ситуаций нерепрезентртивности) оценки урожайности, получаемой в ходе государственного сортоиспытания по отношению к производственным условиям, а также анализ соответствия оценки урожайности в конкурсном сортоиспытании научно-исследовательских селекционных учреждений по отношению к госсортоиспытанию с использованием метода регрессии на средние Используемая для этого методика должна позволить с использованием имеющихся результатов ГСИ и КСИ, а также реальных производственных данных оценить адекватность оценки урожайности, проводимого на конкретных госсортоучастках

Задачей исследования была оценка соответствия ГСИ в плане оценки урожайности, как одной из важнейших характеристик сорта, проводимого на

ГСУ Тамбовской области по отношению к производственным условиям хозяйств Тамбовского района Тамбовской области и по отношению к производственным условиям всех 23 районов Тамбовской области для основных сельскохозяйственных культур, возделываемых в производстве, сорта которых одновременно используются на ГСУ в качестве стандартов: озимой ржи (сорт Саратовская 5), озимой пшеницы (сорт Мироновская 808), ячменя (сорт Дворан), овса (сорт Горизонт), подсолнечника (сорт Енисей), гороха (сорт Труженик), сахарной свеклы (сорт Рамонская односемянная 47).

При анализе соответствия оценки урожайности КСИ по отношению к ГСИ ставилась задача оценки адекватности КСИ (прежде всего в плане выявления имеющихся тенденций и крайних вариантов нерепрезентативности), проводимого в НИИСХ ЦРНЗ в Московской области для озимой ржи, озимой пшеницы, ячменя и овса, и в Рязанской области на Рязанской областной сельскохозяйственной опытной станции для ячменя, где в качестве стандартов используются одни и те же сорта: Заря для озимой пшеницы. Восход 2 для озимой ржи, Гамбо для овса, Зазерский 85 для ячменя

Научная новизна работы. Впервые с использованием реальных производственных данных по урожайности основных сельскохозяйственных культур на основе метода регрессии на средние оценена степень репрезентативности ГСИ по отношению к производству на уровне хозяйств и районов. В ходе проведенного анализа выявлена необходимость существенной коррекции ряда основных теоретических понятий, таких как „условия производства" и „типичность средьГ. Сделан ряд выводов по оптимизации существующей системы ГСИ. Разработанный метод может также применяться для анализа соответствия оценки урожайности в КСИ по отношению к ГСИ.

Практическая аначимость работы. Используемая в работе методика не требует проведения специальных дорогостоящих экспериментов, .использует реальные производственные данные или уже имеющиеся результаты испытания в ГСИ или КСИ, что позволяет выявить случаи нерепрезентативности проводимого сортоиспытания для большинства сортоучастков и территорий для важнейших сельскохозяйственных культур. Получаемые в ходе анализа результаты могут быть использованы для оптимизации существующей системы сортоиспытания.

Реализация результатов. Наряду с возможностью использования полученных результатов и выводов для оптимизации системы ГСИ прежде всего в плане сокращения затрат и проводимых объемов работ при сохранении' имеющегося уровня информативности, учет сделанных выводов при проведении КСИ сможет позволить повысить вероятность успешного прохождения ГСИ передаваемых в него новых сортов, то есть повысить

эффективность проводимых селекционных работ Коррекция выводов ряда существующих методик (прежде всего для оценки превосходства по урожайности сортов и получения гарантированной урожайности) в свете полученных выводов позволит повысить достоверность получаемых результатов.

Апробация работы. Результаты исследования доложены на Научно-техническом Совете кафедры селекции и семеноводства полевых культур и лаборатории селекции и семеноводства полевых культур Московской сельскохозяйственной академии имени КА Тимирязева 23 февраля 1999 года.

Публикация работы По материалам диссертации опубликовано две статьи, названия которых приводятся в конце автореферата

Объем работы. Диссертация выполнена на 174 страницах машинописного текста, состоит из введения, обзора литературы по теме, описания методики, в трех разделах излагаются полученные в ходе проведения анализа результаты Список литературы включает 198 наименований, из них 80 иностранных авторов. Работа содержит 36 таблиц и 15 рисунков

МЕТОДИКА ИССЛЕДОВАНИИ И ИСХОДНЫЕ ДАННЫЕ ДЛЯ АНАЛИЗА

Как известно, основная задача ГСИ - для хозяйств каждого региона среди испытываемых сортов рекомендовать лучшие по урожайности сорта с учетом ее стабильности. Если условия в производстве существенно отличаются от условий в сортоиспытании (что чаще всего имеет место), то чем больше объем и продолжительность испытания, тем вероятнее с помощью обычного многофакторного (сорта, годы, ГСУ) дисперсионного анализа получить неверные выводы даже о рангах по урожайности Для преодоления этого недостатка в настоящее время эффективной считается идея, используемая при изучении взаимодействия генотип-среда Она состоит в применении тесной линейной статистической связи эффектов взаимодействия с эффектами внешних условий испытания для сравниваемых генотипов растений одного вида Линейную связь можно выразить для каждого из т совместно испытываемых сортов (0 в виде регрессионной модели У|)=А|+В1Х1+Оч+е/п

где А, - коэффициенты регрессии - урожайности I - го сорта на ^ -эффект \ - ых условий испытания 0 = 1_Х1); ^¡-отклонение от линейной зависимости, е/п - ошибка опытов в повторениях

X) - Эффект ¿-ых внешних условий оценивают непосредственно через усредненные по I данных урожайности совместного испытания сортов Уч в этих условиях (ГСУ, год, агрофон и тл.).

ДД- коэффициенты, • отражающие особенности реакции ¡-го сортообразца и оцениваемые по обычным формулам методом наименьших квадратов.

То есть, в этой модели так называемой регрессии на средние для идентификации каждых .¡-х внешних условий совместного испытания т сортов используют единственный параметр Х^ - индекс условий, оцениваемый по среднему арифметическому величины изучаемого признака (У,) для всех сравниваемых сортообразцов в этих условиях (в нашем случае урожайности). В работе сравниваются реакции одного сорта - стандарта для каждой культуры, испытываемого на районных ГСУ и хозяйствах одного или на территории районов, в ответ на колебания погодных условий по годам, оцениваемых по изменению средней урожайности в производстве отдельно по каждой культуре.

Таким образом при наличии исходных данных по урожайности, например, в 15-20 хозяйствах за 6-8 лет в качестве средних используются усредненные по всем хозяйствам (отдельно по каждой культуре) урожайности по годам. Именно на них строится регрессия отдельно для каждого хозяйства или ГСУ.

При наличии достаточного объема данных по годам можно построить две регрессии на средние для одного и того же сорта - по результатам госиспытамия и производства. Строгим критерием репрезентативности условий испытания можно считать равенство коэффициентов А, и В, для одного сорта (стандарта) на ГСУ и в хозяйстве/районе (в производстве), то есть совладение двух его прямых-регрессии на графике. Но такая ситуация практически труднодостижима. Для объективной оценки хотя, бы рангов сортов в производстве по данным ГСИ необходимо стремиться к параллельности прямых (равенству коэффициентов В,). То есть необходимо проверить сходство нормы реакции сорта на колебания условий за одни и те же годы в производстве и на ГСУ. Если такого сходства нет даже по стандарту, то нет оснований доверять результатам ГСИ по данной культуре, так как оценка урожайности в сортоиспытании согласно существующей методике ведется относительно стандарта.

В начале по каждой культуре оценивалась пригодность применяемого метода в данном конкретном случае, учитывая возможность недостаточной достоверности данных из производства.

Оценкой адекватности регрессии для сорта в данном случае может служить лишь достаточно высокая величина ^-коэффициента корреляции

урожайностеО (У,) сорта-стандарта по годам в конкретном хозяйстве/районе (или на ГСУ) с Х) - его средними урожай ностями по всем хозяйствам/районам (или по ГСУ) по годам В качестве условной минимальной пороговой величины коэффициента корреляции в данном случае была принята 0,7 (то есть наличие сильнои корреляции)

Для оценки X, - индекса среды для каждой культуры в отдельности в модели производилось усреднение по всем хозяйствам/районам данных для каждого года отдельно по каждой культуре (вариант 1) Затем в качестве среднего (X,) использовались данные урожайности сорта-стандарта только на ГСУ (вариант 2) То есть, в этих двух вариантах построения регрессии на средние оценивалась степень соответствия условии производства и ГСИ на основе оценки сходства изменения урожайности отдельных сортов-стандартов по годам 0) Зпя каждой культуры в отдельности Для оценки сходства использовались коэффициенты Д и В в уравнении регрессии для каждого хозяйства/района и ГСИ (вариант 1) и коэффициенты корреляций урожайностеО по годам (У^ в хозяйствах/районах и У, на ГСУ (вариант 2)

Для анализа были использованы данные по урожайности сортов, являющихся стандартами на ГСУ, семи культур (озимой пшеницы, озимой ржи, ячменя, овса, гороха, подсолнечника, сахарной свеклы) за период с 1982-1983 по 1993-1994 гх. по всем хозяйствам Тамбовского района Тамбовской области, возделываемых в них и данные по тем же сельскохозяйственным культурам с 1984 по 1995 гх. для всех 23 районов Тамбовской области, и по трем ГСУ (Тамбовскому, Кирсановскому и Рассказовскому), ближайшим к этим хозяйствам или расположенные в одном из анализируемых районов. При этом использовались только полные матрицы данных хозяйства/районы, для которых отсутствуют данные хотя бы для одного года из общего ряда лет, из анализа исключались.

Также как и для хозяйств/районов для анализа использовались лишь данные с сортоучастков, содержащие полную матрицу данных, то есть данные с сортоучастков, на которых сортоиспытание проводилось неполное количество лет не использовались. Так как удалось собрать данные о результатах сортоиспытаний лишь с 1988 года, то для полного анализа были использованы данные из хозяйств/районов тоже только с 1988 года.

Сравнительный анализ урожайностей на сортоучастке и в среднем по хозяйствам и по районам показал, что имеется общеизвестная тенденция превышения в полтора-два раза уровня урожайности на сортоучастках по сравнению с производством. Вместе с тем у таких культур как горох и подсолнечник имеются ситуации, при которых в отдельные годы урожайность на сортоучастке ниже чем в среднем в производстве. Сравнение уровня

урожайности для хозяйств и районов говорит о том, что анализ проводился для хозяйств с относительно высокой культурой земледелия и агрофоном в сравнении с хозяйствами других районов.

Значение рассчитанных" коэффициентов корреляции в • варианте 1 расчетов показывает, что для дальнейшего анализа целесообразно использовать лишь данные по ячменю, гороху, подсолнечнику и сахарной свекле для хозяйств и данные по озимой ржи, озимой пшенице, ячменю, горюху, подсолнечнику и сахарной свекле при анализе для районов. Объяснить отсутствие высоких корреляций для других культур можно несколькими причинами. Во-первых, мала достоверность ■ исходных данных (следует отметить, что данный метод можно использовать для оценки достоверности отчетных данных). Во-вторых, сильна вариация трудно поддающихся учету природных факторов, влияющих на урожайность. В-третьих, несходны колебания экономических условий, в которых находились разные хозяйства за эти годы. Возможно, это также связано с особенностями перезимовки озимых культур или использования части площадей на зеленый корм.

Нужно отметить, что это скорее свидетельствует о недостаточном количестве сравниваемых хозяйств и лет, нежели о неприменимости метода. При их большем количестве, вполне вероятно, можно было бы применить метод кластеризации для разбивки хозяйств по группам со сходной формой реакции на колебание условий выращивания по годам.

Для анализа методом регрессии на средние для КСИ НИИСХ ЦРНЗ были использованы данные об урожайности сортов и селекционных номеров в КСИ озимой ржи, овса, озимой пшеницы и ячменя. В качестве критерия репрезентативности также выбрано совпадение значений коэффициентов А, и В, в уравнениях регрессии или хотя бы В, при сохранении рангов сортов.

В качестве оценки внешних условий испытания использовались усредненные по годам данные по урожайности всех селекционных номеров и испытываемых сортов в КСИ отдельно по каждой культуре. Предпосылкой для анализа было наличие сильной корреляции изменения урожайности исследуемых сортообразцов по годам в ответ на изменение условий среды в варианте I расчетов, то есть значение коэффициента корреляции больше 0,7. Затем строилась регрессия на средние для стандарта и "сквозных сортов" -тех, которые были в КСИ все годы исследования. Одновременно строилась регрессия для сорта-стандарта на ГСУ, который совпадает со стандартом в КСИ (вариант I).

Затем в качестве среднего (X,) использовалась урожайность стандарта только по ГСУ (вариант 2). Таким образом, в этих двух вариантах построения

регрессии на средние оценивалась степень соответствия условий КСИ и ГСИ

* ■

на основе оценки сходства изменения урожайности отдельных сортов-стандартов по годам 0) для каждой культуры в отдельности Для оценки сходства использовались коэффициенты А, и В, в уравнении регрессии для стандарта (стандартов) в К СИ и ГСИ (вариант 1) и коэффициенты корреляции урожайности по годам (У,) сортов в КСИ и У>( на ГСУ (вариант 2)

Анализ уровня урожайности на ГСУ и в КСИ показал, что наряду с тем, что имеется превышение уровня урожайности в КСИ по сравнению с ГСУ, нередки ситуации, когда урожайность на сортоучастке превосходит урожайность в КСИ.

Результаты интерпретировались аналогично анализу для производственных условий.

РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИИ

Результаты анализа соответствия ГСИ производственным условиям оказались сходными для уровня хозяйств и районов, взаимно дополняя друг друга. Имеются типичные ситуации, которые наиболее ярко проявились при анализе для подсолнечника и гороха.

Были получены следующие результаты анализа для хозяйств Тамбовского района Тамбовской области для подсолнечника, сорт - Енисей (табл. 1). В качестве средних (X,) за |ый год были приняты средние урожайности сорта Енисей по хозяйствам

Анализ показал, что не только норма (В,), но и форма реакции (Я,) сорта на изменение условий по годам в ГСИ и в хозяйствах кардинально различается (оценка коэффициента корреляции на ГСУ -0.18 незначительно отличается от 0). То есть для подсолнечника нельзя считать условия ГСИ сколько-нибудь соответствующими условиям производства в Тамбовской области, вследствие несходства формы реакции При всем этом нужно отметить высокую адекватность модели для данной культуры по хозяйствам, так как все коэффициенты корреляции для хозяйств выше 0,7, то есть, форма реакции урожайности сходна по хозяйствам, хотя норма (Ц) значительно отличается

.Оценку степени несоответствия условий хозяйств и ГСИ дает вариант 2 расчета. В качестве средних принята урожайность подсолнечника на Рассказовском ГСУ. Полученные в большинстве незначимые и отрицательные оценки коэффициентов корреляции для хозяйств подтверждают вывод о полном отсутствии сходства реакции урожайности подсолнечника в хозяйствах и на ГСИ в ответ на изменение условий по 6-ти годам в Тамбовском районе. То есть, данные ГСИ нерепрезентативны.

Для иллюстрации этой ситуации построен график (рис. 1), подтвердивший сделанные выводы. Вследствие низкого коэффициента корреляции на нем отсутствует линия регрессии, характеризующая поведение сорта на ГСУ. Вместо нее на Графике представлено широкое "облако" точек, показывающее завышенную урожайность сорта-стандарта на ГСУ и прямая, иллюстрирующая урожайность в среднем по всем анализируемым хозяйствам района.

Таблица 1

Параметры регрессии на средние ЛЙ для подсолнечника и коэффициенты

хозяйство Л в» И, К,

к-з Тимирязевский -0.69 1.07 0В6 -0.04

к-з Бокинский -024 0.95 от -050

к-з Путь к коммунизму 0.19 Ц08 038 -030

к-з Серебряковский -2.16 0.96 овз -0.63

к-з Путь Ильича 4.42 0.79 0В9 -022

к-з Победа 4.60 035 0.97 -0.63

к-э Правда 4.17 039 0.97 0.60

к-э Дружба 231 0.61 0Я2 0.07.

с-з Тамбовский 1.15 0.77 0.90 -0.02 "

с-з Селезневский -6.19 1.47 0.90 -0.44

с-з Правда 158 0.74 0.76 0.16

с-з Виктория 554 057 0В8 -0.12

с-з Ноеосельиевский -5.13 1.18 0Э5 -026

с-з Дубровский -0.08 0.98 0.97 -0.13

с-з Орловский 8.74 0.78 0В5 023

с-э Стрелецкий -2.61 1А4 0Э6 -033

с-з Радуга •2.43 1.44 091 0.07

с-з Ягодный 0.65 124 ОЭЗ -0.16

с-з Авдеевский -8.01 1.48 035 -038

с-з Искра 1.19 0.98 057 0.08

с-з Октябрьский -4 ВО 1Э9 1Л0 -0.17

филиал ВНИИФ 3.73 ОЭЗ ОВЗ 0.13

Рассказовский ГСУ *> *> -0.18 1Л0

*) Данные в пустых графах не рассчитывались вследствие одних коэффициентов

корреляции

ч<

л-

/ ГО

" \

X/.

УшЧМ

/Є

Рис L ГЪтчая - регрессия НІ срчомм сорт* njgcanw*m» 14 ¿tV" и* рмр^оммсуцрмтртцпм

ЕнипйюшмйсшмТіявокікхораам и nu Люмйкісіь m ragw t» Ассмхжмя ГСУ

Грум«*«« no АсамжммиПохянжмнГСУ

Yjr-

/e Jp tf\ /Є Jt

w"1

•f/'J

je ie

f0 S* J/>

ve ft>

¿e J0 л» yî?

ftic,3.t\iM<>H*|wvajLiwwqityiec^pn)ioiyMBapwi Рис4(^мм рстр«сси*mcpegtmseсорт«окаГь^ов ОоиовїиІ^МіКСИишКісмяскЛГСИи КСИиввГромОялтивпчшжбапжлиащиГСУ

(О

Результаты анализа показывают необходимость отдельного обсуждения понятия "условия производства", так как поведение одного и того же сорта в резных хозяйствах существенно различается Значение коэффициентов А, и В, уравнении регрессии для хозяйств колеблется в ширю ком диапазоне

Аналогичные результаты были получены при анализе данных по хозяйствам для сахарной свеклы

Сходная картина наблюдалась и при анализе данных по гороху для хозяйств, если в качестве средних X, принята средняя урожайность сорта Труженик по хозяйствам

Анализ показал наличие высоких коэффициентов корреляции для условии большинства хозяйств, что можно считать подтверждением адекватности регрессионных моделей Как и для подсолнечника наблюдается сильное различие коэффициентов А, и В, для хозяйств (табл 2), что свидетельствует о несходстве нормы реакции одного сорта на изменение условий по годам в разных хозяйствах одного района Еще больше отличие коэффициентов В, для ГСИ (в особенности для Рассказовского ГСУ 1.81) и коэффициентов большинства хозяйств, что свидетельствует о недостаточной репрезентативности результатов ГСИ. вследствие несходства нормы реакции

Эта ситуация представлена на графике (рис 2) Налицо очень крутой наклон прямой для Рассказовского ГСУ. причем уровень урожайности в среднем по хозяйствам ниже чем на ГСУ В благоприятные годы урожайность сортов, особенно интенсивного типа, на этом ГСУ будет значительно завышена по сравнению с хозяйствами, то есть отличие В, следует считать особо опасным для экстраполяции результатов ГСИ на условия хозяйств.

В варианте 2 расчетов по 6-ги летним данным ГСИ определялись коэффициенты корреляции урожайностей гороха в хозяйствах и на ГСУ. В качестве средних использована урожайность гороха на Кирсановском ГСУ (К2) в табл 2), на Рассказовском ГСУ ((?,,) и среднее по двум ГСУ ((?2з) за каждый из 6-ти лет

Полученные по моделям оценки урожайности (У^ существенно отличаются на ГСУ и в хозяйствах, а коэффициенты корреляции довольно низки (большинство меньше 0,7) Таким образом можно сделать вывод о невысоком уровне репрезентативности результатов ГСИ. При этом можно отметить, что коэффициенты корреляции между урожайностью стандарта на ГСУ относительно друг друга довольно высоки

Аналогичные результаты были получены при анализе данных по хозяйствам для ячменя При этом, однако, следует отметить, что

коэффициенты корреляции между урожайностью стандарта на ГСУ относительно друг друга были низки.

Таблица 2

Параметры регрессии на средние ЛД для гороха и коэффициенты корреляции

хозяйство Л В| Км К?»

к-э Тимирязевский *> *) 0.68 0.76 0.45 059

к-э Бокинский -1.87 0.96 0.93 0.67 0.77 0.75

к-зГТутьк коммунизму -237 1.44 0.94 0.75 0.90 0.86

■к-з Серебряковский -738 128 039 ОЮ ОЯЗ 0В4

к-з Путь Ильича 123 0.97 0.79 0.45 0.75 055

к-з имени К. Маркса 129 121 0.70 0В5 0В6 038

к-з Победа -2.99 0.93 0.76 029 0.42 037

к-з Правда -4К5 056 0.76 023 026 025

к-э Дружба -1.97 0-84 0.77 037 052 047

с-з Тамбовский 429 039 0.92 055 050 054

с-з Селезневский -3.19 Ш 032 0.49 0.65 0.60

С-з Виктория -629 122 0.94 0.65 0.67 0.68

с-з Дубровский *> *> 0.61 0.62 0.42 052

с-з Орловский *> *> 0.49 ■ 0.93 0.69 0.81

с-з Стрелецкий 234 132 0В8 0.46 050 050

с-з Радуга 2£2 1.19 0.85 0.70 031 0Я5

с-з Октябрьский 258 ОЯЗ 0.79 057 ' 0.42 050

Кирсановский ГСУ -0.65 121 0.75 1.00 058 0.96

Рассказовский ГСУ -1028 1Я1 0.78 0£8 1.00 0.98

*) Данные в пустых графах не рассчитывались вследствие низких коэффициентов корреляции

При оценке репрезентативности ГСИ на уровне области были получены следующие результаты.

Культура - горох, сорт - Труженик. В качестве средних (Хр за ¿-ый год были приняты средние урожайности сорта Труженик по районам.

Величина коэффициентов корреляции Н, (табл. 3) для условий больичнства районов дает возможность сделать вывод о применимости метода в данном случае и служит подтверждением адекватности регрессионных моделей. Сильные различия в значениях коэффициентов Л и В,

/Я

для районов свидетельствует о несходстве нормы реакции одного сорта в разных районах

Таблица 3

Параметры регрессии на средние ДА для пороха и коэффициенты корреляции варианта 1 (Й,) и варианта 2 (Н )

район

Боноарский

Гавоиловский

Знаменский

/Оршанский

Мучкапский

НикиФоСЮВГКИй

Первомайский

Петровский.

Сампурский

СосновскиО

Ста ро юоьевский

.Тамбовский

Токарепский

Уваровский

Уметский.

Рассказовский ГСУ

Кирсановский ГСУ

J2.SZ

l95.

22а

Ш.

232.

¿125.

ISL

2XL.

-0-25

112_.Ш

IQ5_

0,68

&z2_

102-

1.09

0.97

аэо_

1Ш_

L05_

2Ж

Ä8L

222_

2JS_

0.89

0.62

ÜSL

0.91

0.90

,0.65

Q.99

0.76

0.78.

0.96

037

0.97

0.79

0.88

QZL.

&Z2_

Ott.

QSL.

0.88

&5L

0,64..

0.80

0.65

0.66

0.78

0.77

Ш2_

ÜJL

OS7

QJ37

0£0

0.44.

0.95

0.63

0.86

0.64

0,63..

0.77

0Я6

£LSQ_

шо_

Ü8fi_

i1sl

0.86

JJ2Q_

0B2

0.S2_

J2Sä_

053

0.94

039

0Д6

ÜGL.

0.67

£LS1_

0.84

0.78

0.96

*) Данные в пустых графах не рассчитывались вследствие низких коэффициентов корреляции

Для данных по Рассказовскому и Кирсановскому сортоучасткам можно сказать о наличии относительно высоких коэффициентов корреляции (0 79 и 0.88 соответственно), что в рамках допущений и предпосылок используемой модели свидетельствует о возможности сравнения построенных линий регрессии Сходная ситуация анализировалась и в случае для хозяйств, при этом коэффициенты корреляции для сортоучастков там были ниже, что свидетельствует о более точной подборке шкалы идентификации внешних

условий не только для районов, но и для сортоучастков. Однако на основе анализа коэффициентов А, и В, можно сделать вывод о несходстве нормы реакции одного сорта на изменение условий по годам на ГСУ и в районах, что свидетельствует о недостаточной репрезентативности данных, получаемых на Кирсановском и Рассказовском ГСУ. Значение коэффициента В, очень велико -для обоих сортоучастков оно составляет более 2, в то время как его максимальное значение для районов составляет 151 для Петровского района. Также очень низко и значение коэффициента А, (-7.18 и -531) по сравнению с районами.

В благоприятные годы урожайности сортов, особенно интенсивного типа, на ГСУ будут значительно завышены по сравнению с хозяйствами, то есть отличие В, следует считать особо опасным для экстраполяции результатов ГСИ на условия производства, чем отличие коэффициентов А,.

В варианте 2 расчетов по 8-ти летним данным ГСИ определялись коэффициенты корреляции урожайности гороха в районах и на ГСУ. В качестве средних использована урожайность гороха на Кирсановском ГСУ (Я21 в табл. 3), на Рассказовском ГСУ ¡) и среднее по двум ГСУ з) за каждый из 8-ти лет.

Полученные по моделям оценки урожайности (У,) в табл. 3 существенно отличаются на ГСУ и в районах. Примерно для половины районов значение коэффициента корреляции менее 0,7. Таким образом можно сделать вывод о невысоком уровне репрезентативности результатов ГСИ по реакции урожайности сортов гороха. При этом коэффициенты корреляции урожайности сорта-стандарта по годам на одном сортоучастке относительно другого довольно высоки (036), как и в случае для Хозяйств.

Аналогичные результаты были получены при анализе данных по районам для ячменя. При этом следует также отметить, что коэффициенты корреляции между урожайностью стандарта на ГСУ относительно друг друга были низки.

Для подсолнечника (сорт - Енисей), когда в качестве средних (X) за ]-ый год принята средняя урожайность сорта "Енисей" по районам были получены следующие результаты (табл. 4).

Величина коэффициентов корреляции дает возможность сделать вывод О применимости метода в данном случае. Исключение составили лишь данные по Первомайскому, Сампурскому и Уметскому районам. Как и ранее наблюдается значительное различие коэффициентов А, и В, для районов.

На основе результатов анализа наглядно видно, что не только норма (В,), но и форма реакции (К,) сорта на изменение условий по одним годам на Рассказовском ГСУ и в районах кардинально различается (коэффициент корреляции равен -0.01). То есть для подсолнечника нельзя считать условия

/У

ГСИ сколько нибудь соответствующими условиям производства в Тамбовской области, поэтому можно сделать вывод об отсутствии репрезентативности данных сортоиспытания по подсолнечнику на Рассказовском ГСУ для районов Тамбовской области.

Таблица 4

Параметры регрессии на среуше ЛВ, для подсолнечника и коэффициенты

район л В 1?.

ЕюноаоскпП 1.78 121 057 0.04

Гавоиловский 205 год 0.96 -0.02

ЖнэаевскиО 1,69 1Я2 037 0.04

Знаменем*) 0.99 0.96 0.96 -0.16

Инжавинский 2.60 0.65 0.94 022

Киэсаноеский 1.08 0.98 -0.01

Минусинский 239 126 058 -0.01

Могхювский 253 1.19 053 -026

Мучкапский 3.92 0.73 0Я9 020

НикисЬооопекий 358 129 058 0.06

Первомайский *> *) 0.67 -0ЛЗ

Петоовский 0.16 0.В0 0.93 -025

ГЪчаевский -2.95 1.08 0.89 024

Рассказовский -029 1.07 050 0.03

Ржаксинский 1.45 0.99 053 0.11

Сампуоский *) 1 0.68 -0.47

Сосновский 1.46 058 0.98 0.05

СтаооюоьевскиО зво 1.15 056 -020

Тамбовский -0.47 124 0.96 0.18

0-09 1.09 056 0.04

Уватовский 299 0£2 0.84 0.33

Уметский 1 0.64 0.10

Рассказовский ГСУ 1 *> -0.01 1.00

*) Данные а пустых графах не рассчитывались вследствие низких коэффициентов корреляции

Оценку степени несоответствия условий хозяйства и ГСИ дает вариант 2 расчета В качестве средних принята урожайность подсолнечника на Рассказовском ГСУ. Полученные в большинстве незначимые и отрицательные оценки коэффициентов корреляции подтверждают вывод о полном отсутствии сходства реакции урожайности подсолнечника в районах и на ГСИ в ответ на изменение условий по 8-ти годам в Тамбовской области То есть данные ГСИ нерепрезентативны

Аналогичные результаты были получены при анализе данных по районам для озимой ржи, озимой пшеницы и сахарной свеклы.

Анализ соответствия государственного сортоиспытания и конкурсного сортоиспытания НИИСХ ЦРНЗ

При анализе было выявлено две ситуации, которые целесообразно рассмотреть на примере озимой ржи и овса.

Из табл. 5 видно наличие высоких коэффициентов корреляции (R,) для анализируемых „сквозных" сортов озимой ржи (Восход 2 053, Восход I 034, Альфа 0-90, Крона 037, Пурга 039, Памяти Кондратенко 0.86), что можно считать подтверждением адекватности регрессионных моделей и возможности применения метода в данном случае, то есть в рамках принятых предпосылок и допущений.

Таблица 5

Параметры регрессии на cpe^iue АД для озимой ржи и коэффициенты корреляции

сорт/год Л 3 "i R,, *ч RH

Восхоч 2 (КСИ) 629 10в 033 0.44 -озо атв 0.42 -о.ю 0.87 055

Восход 1 (КСИ) -1.08 091 034 058 4)24 089 0.60 0.15 095 0-76

Альфа (КСИ) -125 0.94 090 059 -0.42 0.73 054 0.01 0.77 0.60

Кроне (КСИ) 431 oso 037 050 -038 0.84 0.47 0.02 0.89 0.63

Пурга (КСИ) •254 1.11 0.99 0.63 -024 0.87 057 0.12 032 0.72

Памяти Ком(1ретегв«э (КСИ) -6331 215 0Л6 0.47 -0.28 069 031 -0.07 0.72 0.45

Крона (Каширский ГСУ) *) *> 0.64 1.00 0.09 0.79 096 028 0.70 ОВЗ

Крона (Волоколамский ГСУ) *) -029 0.09 100 -о.® 021 ода -0.17 035

Крона (Московская ГСИС) Л35Э 166 090 0.79 -002 1.00 0.79 027 036 0jB9

Восход 2 (Каширский ГСУ) *) 037 036 021 0.79 1Д0 0.41 071 ОЭО

Восход 2 (Волоколамский ГСУ) •> *) 007 028 089 027 0-4! 1.00 0.13 062

Восход 2 (Московска« ГСИС)' -3936 159 озз 0.70 017 096 0.71 0.13 1.00 0Я2

*) Данные в пусть« графах не рассчитывались вследствие низких коэффициентов корреляции

Наряду с нашчием высоких коэффициентов корреляции для сортов в К СИ. можно сказать о высоком значении коэффициентов для Московской государственной сортоиспытательной станции (ГСИС) (030-033) для сортов Крона и Восход 2 и о низком значении коэффициентов для Каширского (0.570.64) и Волоколамского ГСУ (-029-0.07). Для последних двух сортоучатсков не только норма (В), но и форма реакции (И,) сорта на изменение условий по одким годам в ГСИ и в КСИ кардинально различается, особенно для

Волоколамского ГСУ (оценка коэффициента корреляции для стандарта 0.07 незначительно отличается от 0, коэффициент корреляции для сорта Крона отрицательный), что фактически свидетельствует о нерепрезентативности данных с этих сортоучастков и несоответствии их условиям КСИ

При графическом представлении (рисЗ) ситуации на Московской ГСИС и в КСИ сорта Крона и Восход 2 поменялись рангами, то есть имеется ситуация, считающаяся наиболее опасной в селекционных исследованиях. Поэтому можно сказать о нерепрезентативности данных ГСИС*по отношению к КСИ (или наоборот) При этом следует также отметить завышенный уровень агрофона в КСИ

Оценку степени несоответствия условий КСИ и ГСИ дает вариант 2 расчета В качестве средних последовательно принималась урожайность озимой ржи на каждом из ГСУ не только по стандарту Восход 2, но и по сорту Крона, а также в среднем по сортоучасткам по двум сортам (R2,) Полученные в большинстве невысокие оценки коэффициентов подтверждают вывод о полном отсутствии сходства реакции урожайности озимой ржи в КСИ и на Каширском и Волоколамском ГСУ в ответ на изменение условий по 7-ти годам То есть данные ГСИ нерепрезентативны Следует отметить сходство формы реакции стандартов на Каширском ГСУ и Московской ГСИС и ее отсутствие для Волоколамского ГСУ.

По овсу при использовании для анализа данных с 1988 пода были получены следующие результаты

Из табл 6 видно наличие высоких коэффициентов корреляции (R,) (037059) для анализируемых сквозных сортов Гамбо, Скакун, Метис, Козырь, Улов в КСИ, что можно считать подтверждением адекватности регрессионных моделей и возможности применения метода в данном случае

Как видно из таблицы коэффициенты корреляции R1 для сорта-стандарта на двух сортоучастках близки к нулю (-0 17 - - 0 08), а для третьего (045) свидетельствует о недостаточной величине корреляции, то есть отсутствует не только сходство нормы реакции (BJ, но и ее формы (R,), то есть фактически о нерепрезентативности данных с этих сортоучастков и несоответствии их условиям КСИ

Иллюстрирует эту ситуации график (рис. 4), подтвердивший сделанные выводы Вследствие низкого коэффициента корреляции на нем отсутствует линия регрессии, характеризующая поведение сорта на Волоколамском ГСУ. Вместо нее на графике представлено широкое "облако" точек, показывающее завышенную урожайность сорта-стандарта на ГСУ и прямая регрессии, иллюстрирующая урожайность стандарта в КСИ.

Оценку степени несоответствия условий К СИ и ГСИ дает вариант 2 расчета. В качестве средних последовательно принималась урожайность стандарта на каждом из ГСУ, а также в среднем по сортоучасткам. Полученные в большинстве низкие отрицательные оценки коэффициентов подтверждают вывод о нерелрезентативности данных ГСИ. Необходимо отметить отсутствие сильных корреляций между поведением сорта-стандарта на различных ГСУ, что может свидетельствовать о несходстве формы реакции сорта на изменение условий по годам на сортоучастках, скорее всего вследствие сильных различий в агротехнике.

Таблица б

. .Параметры регрессии на сре^ие АД для овса и коэффициенты корреляции

сорт А В, 1?,

Гамбо -0.78 0.96 0.99 0.43 -0.14 -0.08 003

Скакун 532 037 0.96 033 -0.15 -022 -0.10

Метис -1.44 1.02 0.97 054 -0.14 -0.03 0.10

Козырь 1ЛЗ 1.03 0.97 030 -0.13 -030 -0.09

Улов -234 Ю5 0.99 034 -0.18 -0.18 -0.09

Гамбо (Каширский ГСУ) *) *) 0.45 100 -0.01 0.66 0.76

Гамбо (Волоколамский ГСУ) *> -0.17 -0.01 1.00 -0.18 047

Гамбо (Дмитровский ГСУ) *) *) -0Д8 0.66 •0.18 100 0.74

*) Данные в пустых графах не рассчитывались вследствие низких коэффициентов корреляции

На этом основании можно сделать вывод о нерепрезентативности данных ГСИ по овсу относительно К СИ НИИСХ ЦРНЗ (или наоборот).

Аналогичные результаты были получены для КСИ озимой пшеницы в Московской области и ячменя в Московской и Рязанской областях.

1. Рекомендовать использование метода регрессии на средние для анализа и подбора сред как фонов для отбора - по сходству реакции сорта на изменение общих условий выращивания, прежде всего по сходству коэффициента В, в модели регрессии на средние.

2. Несходное поведение сорта в разных хозяйствах требует корректной формализации ряда понятий, таких как "условия производства", „типичность среды в сортоиспытании" и критерия их соответствия условиям производства на ГСУ.

/Я

3. Выявлена нерепрезентативность оценок урожайности подсолнечника, ячменя и сахарной свеклы, получаемых на Тамбовском и Рассказовском ГСУ для хозяйств Тамбовского района Тамбовской области

4 Показана недостаточная репрезентативность данных по оценке урожайности ячменя (Кирсановский ГСУ) и гороха (Кирсановский и Рассказовский ГСУ) для хозяйств Тамбовского района Тамбовской области при сходстве формы реакции (высоких значениях коэффициентов корреляции Я, как для хозяйств, так и для ГСУ)

5 Выявлена нерепрезентативность данных по оценке урожайности озимой ржи, озимой пшеницы, подсолнечника, ячменя и сахарной свеклы, получаемых на Тамбовском и Рассказовском ГСУ для районов Тамбовской области

6 Установлено, что данные по урожайности ячменя с Кирсановского ГСУ, и гороха. Кирсановского и Рассказовского ГСУ, для районов Тамбовской области недостаточно репрезентативны

7 Выявлена нерепрезентативность и несопоставимость оценок урожайности на ГСУ Московской области по отношению к КСИ НИИСХ ЦРНЗ для озимой пшеницы, ячменя и овса

8 Показан недостаточный уровень репрезентативности данных с Московской ГСИС по отношению к КСИ озимой ржи ввиду возможной смены рангов сортов.

9 Выявлена нерепрезентативность данных по оценке урожайности с ГСУ Рязанской области для ячменя по отношению к КСИ, проводимому в Рязанской области

10. Анализ результатов показывает невозможность прогнозирования поведения сорта на ГСУ соседних областей после успешного конкурсного сортоиспытания в селекционном учреждении

Практические рекомендации

1 На основании полученных результатов предлагается проведение с использованием метода регрессии на средние анализа госсортоиспытания для выявления ситуаций нерепрезентативности для большинства сортоучастков и территорий, а также конкурсного сортоиспытания селекционных учреждений

2. Рекомендуется использование полученных выводов для оптимизации существующей системы сортоиспытания и сохранения уровня информативности при имеющемся в настоящее время сокращении числа сортоучастков.

3. При рассмотрении имеющихся тенденций в сельскохозяйственном производстве, следует уделить особое внимание при сортоиспытании объективной оценке производственного потенциала сортов полуинтенсивного типа и созданию соответствующих фонов для этого.

По материалам диссертации ощвгаоимм спцддц» работы:

1. й^озубов ИЛ. Анализ оиенки сортов // Сахарная свекла.-1999.- № 1, - С19-22.

2. Смиряе» АВ„ Редкозубое ИА. Биометрический анализ соответствия оценок сортов в системе государственного сортоиспытания и в производстве // Сельскохозяйстветая биология. -1999.- № 1. -С 108-119.

Обгеч 1 25 п а

Заклз 172

Тира « 1!))

Типография Издательства МСХЛ 127530, Москва И 350 Тимирязевская \ т , 44

Содержание диссертации, кандидата сельскохозяйственных наук, Редкозубов, Игорь Александрович

Введение

I. Обзор литературы

1.1. Модели признаков и их использование

1.2. Проблема оценки урожайности в сортоиспытании

13. Взаимодействие генотип-среда в селекции растений

1.4. Проблема фона в селекции растений

1.5. Экологическое и государственное сортоиспытание

1.6. Оценка и выбор генотипов в селекции и сортоиспытании.

II. Экспериментальная часть.

2.1. Методика построения модели и проведения анализа

2.2. Анализ репрезентативности государственного сортоиспытания для хозяйств

2.2.1. Исходные данные для анализа

2.2.2.Анализ данных методом регрессии на средние

2.23. Подсолнечник

2.2.4. Горох.

2.2.5. Ячмень

22.6. Сахарная свекла

2.2.7. Результаты и обсуждение

2.3. Оценка репрезентативности государственного сортоиспытания для районов

23.1. Исходные данные для анализа

23.2. Проведение анализа

2.33. Горох

2.34. Ячмень

2.3.5. Овес

23.6. Подсолнечник

2.3.7. Озимая пшеница

23.8. Озимая рожь

23.9. Сахарная свекла

23.10. Результаты и обсуждение

2.4. Анализ соответствия оценок сортов в государственном и конкурсном испытании.

2.4.1. Особенности исследования

2.42. Особенности методики анализа

2.43. Исходные данные для анализа

2.4.4. Озимая рожь

24.5. Овес

2.4.6. Озимая пшеница

2.4.7. Ячмень

2.4.8. Результаты и обсуждение

Выводы

Введение Диссертация по сельскому хозяйству, на тему "Анализ соответствия оценки урожайности сортов полевых культур в конкурсном, государственном испытании и производстве"

Созданная в нашей стране за последние десятилетия система селекции, сортоиспытания и семеноводства полевых культур, несмотря на имеющиеся в настоящий момент объективные проблемы и трудности, позволила значительно увеличить урожайность сельскохозяйственных культур в производстве и повысить эффективность ведения сельского хозяйства. В основе этих достижений - успехи современной генетики и селекции, которые позволили создать отечественным селекционерам большое число замечательных сортов практически всех возделываемых в нашей стране культур. Шедевры отечественной селекции признаны во всем мире и включены во многие селекционные программы.

Однако, разрыв между генетикой и селекцией, на который указывал Н.И. Вавилов еще в 1935 году, преодолен не полностью (Вавилов, 1935). Теория наследственности и изменчивости живых организмов все еще не в состоянии описывать, объяснять и прогнозировать многие реальные ситуации, возникающие в селекционно-генетических экспериментах и, тем более, реальных производственных ситуациях, в которых прежде всего и должны быть использованы результаты этих исследований. Обусловлено это как недостатками экспериментов, так и несоответствием между уровнями знаний об общих генетических закономерностях наследования признаков и о сложном, изменчивом генетико-средовом контроле развития организма в реальных условиях выращивания. В результате эффективность селекционных воздействий падает, удлиняется процесс выведения новых сортов. Без уточнения количественных закономерностей наследственной и средовой изменчивости признаков селекция останется в большей степени искусством и в меньшей - наукой.

Селекционная практика поставила перед генетикой ряд проблем, которые нельзя разрешить традиционными методами. К ним следует отнести проблему экологической стабильности сортов интенсивного типа. Ориентация на такие сорта в результате переоценки значимости потенциальной продуктивности приводит к большей вариабельности в производственных условиях, чувствительности к средовым стрессам. По общему мнению, отсутствуют методические основы создания широко адаптированных сортов, вследствие чего получение форм, способных давать высокий урожай на обширных площадях, является результатом скорее интуитивного успеха, чем планомерной работы.

При этом недостаточна экологическая направленность селекционного процесса: новый сорт, созданный селекционерами в регионе и предназначенный для его природных условий, может быть районирован далеко за его пределами.

Слабо изучена проблема фона для отбора в селекции. Чрезмерное увлечение высокоплодородными фонами приводит к росту разницы между урожайностью сортов в государственном сортоиспытании (ГСИ) и в производственных условиях. Необходимы экологическое обоснование всех этапов селекционного процесса, оптимизация размещения селекцентров, пунктов экологического сортоиспытания (ЭСИ) и госсортоиспытания, семеноводческих хозяйств, обоснованный выбор агрофонов (Кильчевский, Хотылева, 1989).

Реальной иллюстрацией данного положения является ситуация, сложившаяся в системе сортоиспытания и смены старых сортов новыми в производстве. За последние 15-20 лет в нашей стране были районированы сотни новых высокоурожайных сортов, разработаны сотни агрорекомендаций. Однако за этот же период урожайность основных сельскохозяйственных культур увеличилась незначительно. В настоящее время в связи с ухудшением общей экономической ситуации в производстве проблема получения стабильных высоких урожай ностей сельскохозяйственных культур становится еще более актуальной. Причины сложившейся ситуции многочисленны, но одной из них является недостаточная проработанность существующей системы сортоиспытания как в селекционных учреждения^ так и в системе государственного сортоиспытания, прежде всего в плане соответствия условий их проведения производственным и друг другу.

Проведение сортоиспытания в условиях, не соответствующих производственным, приводит к районированию сортов, которые для реализации своей потенциальной продуктивности требуют значительных затрат энергии при выращивании в виде удобрений, пестицидов и т.д. Решение проблемы соответствия фонов для оценки в сортоиспытании и селекции производственным условиям и по отношению друг к другу, создание методик для анализа репрезентативности фонов и возможного прогнозирования и экстраполяции результатов сортоиспытаний для производства, или конкурсного сортоиспытания (КСИ) на ГСИ, позволило бы при минимальных затратах не только резко повысить эффективность оценок в сортоиспытании и на завершающих этапах селекционного процесса, но и позволило бы получать более высокие и стабильные урожаи за счет создания более эффективной системы сортов в производстве путем районирования сортов, сочетающих в себе наряду с высоким потенциалом продуктивности способность давать стабильные относительно высокие урожаи на пониженных производственных агрофонах.

В данной работе на основе использования многолетних данных по урожайности основных полевых культур в системе государственного сортоиспытания, конкурсного сортоиспытания в селекционных научно-исследовательских учреждениях и на основе реальных производственных данных была проанализирована с использованием биометрической модели репрезентативность оценки урожайности на разных этапах сортоиспытания, и сделана оценка их соответствия по отношению к дальнейшим этапам испытания и производству на разных уровнях - для производственных единиц 7

- хозяйств и для административных единиц - районов. То есть дана оценка среды как фона для испытания и отбора по урожайности сортов по отношению к производственным условиям для ГСИ и по отношению к КСИ для ГСИ. Использованная методика применяется к анализу в данном аспекте впервые, необходимо также особо отметить, что оценки репрезентативности данных ГСИ по отношению к производству и КСИ по отношению к ГСИ ранее не проводилось или ограничивалось констатацией разницы в урожайности.

Автор выражает глубокую признательность ведущим селекционерам НИИСХ ЦРНЗ за любезно предоставленные материалы: академику РАСХН Гончаренко АЛ., доктору с.-х. наук Лызлову П.Ф., доктору с.-х. наук Сандухадзе Б.И., доктору с.-х. наук Смолину В.П., сотрудникам управления сельского хозяйства Тамбовской области и Тамбовского района, сотрудникам Госкомиссии по сортоиспытанию и охране селекционных достижений, а также профессору кафедры генетики МСХА Смиряеву A.B. за неоценимую помощь в работе.

I. Обзор литературы

Заключение Диссертация по теме "Селекция и семеноводство", Редкозубов, Игорь Александрович

Выводы

2. Несходное поведение сорта в разных хозяйствах требует корректной формализации ряда понятий, таких как "условия производства", «типичность среды в сортоиспытании» и критерия их соответствия условиям производства на ГСУ.

4. Показана недостаточная репрезентативность данных по оценке урожайности ячменя (Кирсановский ГСУ) и гороха (Кирсановский и Рассказовский ГСУ) для хозяйств Тамбовского района Тамбовской области при сходстве формы реакции (высоких значениях коэффициентов корреляции ^ как для хозяйств, так и для ГСУ).

5. Выявлена нерепрезентативность данных по оценке урожайности озимой ржи, озимой пшеницы, подсолнечника, ячменя и сахарной свеклы, получаемых на Тамбовском и Рассказовском ГСУ для районов Тамбовской области.

6. Установлено, что данные по урожайности ячменя с Кирсановского ГСУ, и гороха, Кирсановского и Рассказовского ГСУ, для районов Тамбовской области недостаточно репрезентативны.

7. Выявлена нерепрезентативность и несопоставимость оценок урожайности на ГСУ Московской области по отношению к КСИ НИИСХ ЦРНЗ для озимой пшеницы, ячменя и овса.

155

8. Показан недостаточный уровень репрезентативности данных с Московской ГСИС по отношению к КСИ озимой ржи ввиду возможной смены рангов сортов.

9. Выявлена нерепрезентативность данных по оценке урожайности с ГСУ Рязанской области для ячменя по отношению к КСИ, проводимому в Рязанской области.

156

Практические рекомендации

1. На основании полученных результатов предлагается проведение оценки репрезентативности госсортоиспытания для большинства сортоучастков и территорий, а также конкурсного сортоиспытания селекционных учреждений с использованием метода регрессии на средние.

Библиография Диссертация по сельскому хозяйству, кандидата сельскохозяйственных наук, Редкозубов, Игорь Александрович, Москва

1. Аверьянова А.Ф., Драгавцев ВА. О природе взаимодействия генотип-среда у растений // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ.-1988.- С. 5-18.

2. Березкин А.Н. Модификационная изменчивость семян зерновых культур и ее значение для семеноводства в условиях Нечерноземной зоны: Автореф. дис. докт. с.-х. наук: М., 1988. 39 с.

3. Бороевич С. С. Принципы и методы селекции растений. М.: Колос, 1984.- 344 с.

4. Вавилов Н.И. Теоретические основы селекции растений: В 3 т. М.; -Л., 1935. - Т.1. - С. 1-74.

5. Ведров Н.Г. Некоторые проблемы стратегии в селекции растений // Селекция и семеноводство. -1997. № 1. - С. 28-33.

6. Ведров Н.Г., Косяненко Л.П. Селекционный прогресс на примере сортосмены ячменя в Красноярском крае // Селекция и семеноводство. -1996. № 1-2.- С. 7-9.

7. Ведров Н.Г., Халинский А.Н. Сортосмена и селекционный прогресс // Селекция и семеноводство. 1990.- № 2. - С. 35-37.

8. Вербицкий ИМ. О некоторых аспектах селекции гороха // Селекция и семеноводство -1993.- № 5-6. С. 2-6.

9. Викторов C.B., Востокова ДА., Вышивкин ДД. Введение в индификационную геоботанику. М.: Изд-во МГУ, 1962. - 227 с.

10. Герасименко В.Ф. Причины снижения точности оценок параметров экологической пластичности // Цитология и генетика -1983 Т. 17, № 5 - С. 6165.

11. Герасименко В.Ф. Анализ взаимодействия генотип-среда в связи с приспособленностью // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. - Краснодар, 1988. - С. 94 - 103.

12. Герасименко В.Ф., Драгавцев ВА., Нефедов A.B. Оценки компонентов взаимодействия генотип-среда в дисперсионном анализе // Научно-технический бюллетень ВСГИ Одесса, 1991.- № 2 (79). - С. 36-39.

13. Гинзбург ЭХ. Описание исследования количественных признаков. -Новосибирск: Наука, 1984. 250с.

14. Гильфанов Р.Г. Изучение взаимодействия генотип-среда в экологическом сортоиспытании овощных культур: Автореф. дисс. канд. с.-х. наук: Минск.;Самохваловичи, 1993. -18 с.

15. Глотов Н.В. Генетическая гетерогенность природных популяций по количественным признакам: Автореф. дис. д-ра биол. наук. Л., 1983а. 33с.

16. Глотов Н. В. Количественный анализ взаимодействия генотип-среда в природных популяциях // Чтения памяти Н.В. Тимофеева-Ресовского. -Ереван. -19836. С. 187 -199.

17. Глотов Н.В., Тараканов В.В. // Журн. общ. биол. -1985. -Т. 16, № 6. С. 760 -770.

18. Григорян Э. М. Эколого-генетическая модель формирования урожая ярового ячменя: Автореф. дис. канд. биол. наук. Минск, 1982. 21 с.

19. Гуляев Г.В., Гужов ЮЛ. Селекция и семеноводство полевых культур. М.: Агропромиздат, 1987. - 446 с.

20. Гурьев Б.П., Литун ПЛ., Бондаренко Л.В. Теория и технология адаптивной селекции у зерновых культур // Селекция и семеноводство. -Вып. 60. С. 3-8.

21. Долотовский ИМ. Взаимовлияние растений как взаимодействие генотип-среда // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 104 -122.

22. Доспехов БА. Методика полевого опыта. М.: Колос, 1985. 335 с.

23. Драгавцев ВА. Генетика признаков продуктивности яровых пшениц в Западной Сибири. Новосибирск:, 1984. - с.

24. Драгавцев ВА. Эколого-генетическая модель организацииколичественных признаков растений // Сельскохозяйственная биология. -1995. № 5. - С. 20-30.

25. Драгавцев ВА., Аверьянова А.Ф. Механизмы взаимодействия генотип-среда и гомеостаз количественных признаков растений // Генетика,-1983.- Т. 19, № 11.- С. 1806-1810.

26. Драгавцев ВА., Аверьянова А.Ф. Переопределение генетической формулы количественных признаков пшеницы в разных условиях среды // Генетика,-1983.- Т. 19, № П.- С. 1811-1817.

27. Драгавцев ВА., Литун П.П., Шкель Н.М. Модель эколого-генетического контроля количественных признаков растений // Докл. АН СССР.-1984. Т. 274, № 3. - С, 720 - 723.

28. Драгавцев ВА., Удовенко Т.В., Преображенский М.Г., Никулин ПА., Степанин АА. Особенности взаимодействия генотип-среда при разных факторах среды // Докл. РАСХН,-1994,- № 4.- С. 3-5.

29. Драгавцев ВА., Цильке РА., Рейтер Б.Г. Генетика признаков продуктивности яровых пшениц в Западной Сибири Новосибирск: Наука, 1984,- 230 с.

30. Дрейпер Н., Смит Т. Прикладной регрессионный анализ.- М.: Статистика, 1973 392 с. \/

31. Дьяков А.Б. Влияние условий внешней среды на геноти по ческу ю и экологическую изменчивость продуктивности подсолнечника // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 61 - 93.

32. Жученко А А. Экологическая генетика культурных растений. -Кишинев: Штиинца, 1980 590 с.

33. Жученко АА. Стратегия адаптивного растениеводства // Изв. АН МССР.- Сер. биол. и хим. наук.-1983.- № 4. С. 3-12.

34. Жученко АА. Проблемы адаптации в современном сельском хозяйстве // С.-х. биология -1993.- № 5.- С. 3-36.

35. Жученко АЛ. Проблемы адаптации ы селекции, сортоиспытании и семеноводстве сельскохозяйственных культур // Генетические основы селекции растений. М., 1995- С. 3-19.

36. Жученко АЛ. К вопросу о реформировании селекционной и семеноводческой системы в России // Селекция и семеноводство.- 1997-№4 С. 23-28.

37. Жученко А. А., Нестеров В. С., Андрющенко В. К., Добрянский В. А. Математическое моделирование при оптимизации селекционно-генетических исследованийю Кишинев: Штиинца, 1980.- с.

38. Жученко АЛ., Урсул АД. Стратегия адаптивной интенсификации сельскохозяйственного производства.- Кишинев: Штииница, 1983 303 с.

39. Завадский К. М. К вопросу о дифференциации вида у высших растений // Вестн. ЛГУ,- Сер. биол,-1957,- Вып. 4, № 21.- С. 18 44.

40. Епихов ВЛ., Сиротин ВМ., Кильчевский A.B., Хотыпева A.B. Взаимодействие генотип-среда у горюха овощного в связи с задачами селекции на экологическую пластичность и стабильность урожаев // С.-х. биология.-1994.- № 1.- С. 62-68.

41. Казарцева А.Т., Воробьева РЛ., Сокол Н.В. Нестабильность путевых коэффициентов Райта для признаков качества зерна озимой мягкой пшеницы // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 152 -160.

42. Кильчевский A.B. Комплексная оценка среды как фона для отбора в селекционном процессе // Докл. АН БССР. 1986. Т. 30, № 9. С. 846 849.

43. Кильчевский A.B. Изучение взаимодействия генотип-среда в селекции овощных культур // Генетические основы селекции растений.- М., 1995,- С. 169-172.

44. Кильчевский A.B., Хотылева Л.В. Генотип и среда в селекции растений. Мн.: Наука и техника, 1989. -191 с.

45. Коваль С.Ф. Комплексный отбор ценных генотипов напровокационном фоне у самоопыляющихся культур // С.-х. биология 1985-№ 3,- С. 3-13.

46. Ковтун И.И., Гойса Н.И., Митрофанов БА. Оптимизация условий возделывания озимой пшеницы по интенсивной технологии. П.: Гидрометеоизлат, 1990.- 288с.

47. Коновалов Ю.Б., Игонин В.Н. Точность и достоверность оценок в селекционном питомнике // Изв. ТСХА -1993.- № 4 С. 29-37.

48. Кон НА. Органогенез и морфологическая структура посевов злаков в моделях «погода-урожай». С-Петербург, 1992.

49. Кравцов СЮ. Взаимодействие генотип-среда у генетико -физиологических систем аттракции озимых пшениц // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 165 -171.

50. Крамаров Н.М., Дубина В.В. Использование генетико-статистических подходов в экологическом обосновании эксперимента // С.-х. биология.-1996.- № 1-2,- С. 10-15.

51. Кубарев П.И. Об эволюционном прогрессе в селекции растений // Селекция и семеноводство 1993.- № 3 - С. 16-20.

52. Кушниренко ЕЛ., Кушниренко ЭЮ. Количественные параметры основных характеристик состояния живых систем // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 145 -151.

53. Пакин Г.Ф. Биометрия. М.: Высшая школа, 1980 293 с.

54. Ли Ч. Введение в популяционную генетику. М.: Мир, 1978.- 560 с.и/

55. Литв^ненко НА., Власенко B.C. Стабильность урожайности генотипов озимой мягкой пшеницы на завершающем этапе селекционного процесса // Научно-технический бюллетень ВСГИ,- № 2 (79).- С. 5-10.

56. Литун П.П. Взаимодействие генотип-среда в генетических и селекционных исследованиях и способы их измерения // Проблемы отбораu оценки селекционных материалов,- Киев, 1985 С 63-92.

57. Литун П.П. Взаимодействие генотип-среда и изменчивость растений // Взаимодействие генотип-среда у растений. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. -С .49 - 60.

58. Литун ПЛ., Драгавцев ВА Эколого-гентическая организация количественных признаков и природа индивидуальной изменчивости растений // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 36 -48.

59. Лопатина Л.М. Формализация взаимнооднозначного соответствия пирамид модулей при оценке адаптивности растений // С.-х. биология,-1994.-№ 5.- С. 48-51.

60. Мартынов С.П. Генетические и феноменологические методы совершенствования селекционного процесса самоопыляющихся культур. Автореф. дис. докт. биол. наук: Новосибирск, 1990.- 34 с.

61. Мартынов С.П. Феноменологические методы оценки селекционного материала // Генетика и наследование важнейших хозяйственных признаков плодовых растений.- Мичуринск 1994 - С. 15-19.

62. Мартынов СЛ., Городецкий С.М. Фоновые индексы для отбора элитных растений. Сообшение 1. Оценка ошибки идентификации генотипов // Цитология и генетика.-1979.- Т. 13, М- 5.

63. Мартынов СЛ., Добровольская Т.В., Седловский А.И. О характере взаимодействия генотип среда при хкологическом испытании яровой мягкой пшеницы // С.-х. биология.- 1983.- N 3 - С. 38-42.

64. Мд. Масудур Рахман. Экспериментальная проверка гипотезы Графиуса о возникновении гетерозиса за счет аддитивных генов // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 161 -164.

65. Нестеров B.C., Жученко АЛ. Разработка теории сортоиспытания и предложения по его реорганизации // Экологическое изучение и испытаниесортов и гибридов овощных культур. М., 1982 С. 8 -15.

66. Неттевич Э. Д. // Проблемы зерновых в Нечерноземье // Вестник с-х. науки.-1983.- № 5.- С. 108 -113.

67. Неттевич ЭД., Моргунов А.И., Максименко ММ. Повышение эффективности отбора озимой пшеницы на стабильность урожайности и качество зерна // Вестн. с.-х. науки -1985- № 1.- С. 66-74.

68. Никоро З.С., Гинзбург ЭХ. Разложение дисперсий и проблемы селекции. Новосибирск: Наука, 1982 -168 с.

69. Одум Ю. Основы экологии. М.: Мир, 1975 740 с.

70. Перегудов В.Н. Метод наименьших квадратов и его применение в исследованиях. М.: Статистика, 1965.- 340 с.

71. Пешек И., Гартманн И., Нидерле И. Взаимодействие генотипов и среды и анализ продукционной устойчивости // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 1935.

72. Полевой А.Н. Прикладное моделирование и прогнозирование продуктивности посевов. П.: Гидрометеоиздат, 1988 319с.

73. Полевой А.Н. Моделирование формирования урожая сельскохозяйственных культур в условиях антропогенного загрязнения агроэкосистем // С.-х. биология -1996 № 1- С. 124-136.

74. Полуэктов РА. Динамические модели агроэкосистем. П.: Гидрометеоиздат, 1991.- 312 с.

75. Пупков М.И. Основы кибернетики. Теория кибернетических систем. М.: Высшая школа. 1976 416 с.

76. Савченко В.К. Генетический анализ в сетевых пробных скрещиваниях. Минск: Наука и техника, 1984 220 с.

77. Сапега ВА. Взаимодействие генотип-среда в определении уровня урожая у пшеницы // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 140 -144.

78. Сапега ВА. Научные основы формирования сортовой структуры яровой пшеницы в Северном Казахстане. Автореф. дис. д-ра с.-х. наук. -Новосибирск, 1992,- 40 с.

79. Седловский А.И., Добровольская Т.В., Мартынов С.В. О характере взаимодействия генотип-среда у яровой мягкой пшеницы и роли морфологических признаков // С.-х. биология. 1984. - № 6. - С. 53-57.

80. Седловский А.И., Мартынов СЛ., Мамонов Л.К. Генетико-статистические подходы к теории селекции самоопыляющихся культур. Алма-Ата: Наука, 1982.-198 с.

81. Серебровский А. С. Селекция животных и растений. М.: Колос, 1969295 с.

82. Сечняк Л.К., Киндрук НА., Слюсаренко O.K., Брединский АЛ. О технологии семеноводческих посевов в южной степи Украины // Селекция, семеноводство и интенсивная технология возделывния озимой пшеницы. М.: Агропромиздат, 1989.- С. 182-189.

83. Синская Е. Н. Проблема популяции у высших растений // Вестн. ЛГУ. Сер. биол. наук.-1958.- Т. 9, Вып. 2,- С. 5 -13.

84. Синская Е.Н. Проблема популяций у высших растений. Л.: Сельхозиздат, 1963.-152 с.

85. Синская Е. Н., Борковская В. А. К методике анализа растительных популяций // Бюл. Москов. о-ва испытателей природы. Отд. биол. I960.- Т. 65,- Вып. 1,- С. 77 89.

86. Снедекор Д.У. Статистические методы в применении к исследованиям в сельском хозяйстве и биологии. М.: Сельхозиздат, 1961. 503 с.

87. Сиротенко ОД. Применение методов оптимизации к построению математических модели в агрометеорологии // Метеорология и гидрология. 1971 а. № 6.- С. 102-110.

88. Сиротенко ОД. Компонентный анализ в прогностических задачахафометеорологии (Методическое письмо). М.: Гидрометеоиздат, 1971 б. 54с.

89. Скатова С.Е. О повышении эффективности адаптивной селекции // Селекция и семеноводство.-1997- № 2 С. 27-29.

90. Смиряев A.B. Модификация и применение некоторых генетико -статистических методов в селекционно-генетических исследованиях растений: Автореф. дис. канд. биол. наук П., 1978. - 21 с.

91. Смиряев A.B. Обобщение данных опытов, проведенных в слабоидентифицируемых внешних условиях для сравнения генотипов. Сообщение I. О применимости метода регрессии на средние // Генетика. -1981.- Т.17, № 9.- С. 1618-1626.

92. Смиряев A.B. Модификация модели регрессии на средние и критериев для сравнения формообразцов растений // С.-х. биология 1983.-№ 4,- С. 131-140.

93. Смиряев A.B. Моделирование относительной изменчивости признаков в селекционно-генетических исследованиях растений. Дис. д-ра биол. наук.- М., 1987,- 375 с.

94. Смиряев A.B., Гохман М.В. Сопоставление двух способов идентификации внешних условий при построении регрессионных моделей // Доклады ВАСХНИЛ,-1982.- № 11.- С. 30 32.

95. Смиряев A.B., Гохман М.В. Биометрические методы в селекции растений. М.: Агропромиздат, 1985- 215 с.

96. Смиряев A.B., Мартынов СЛ., Кильчевский A.B. Биометрия в генетике и селекции растений. М.: Изд-во МСХА, 1992- 268 с.

97. Сокол П. Ф., Пивоваров В. Ф. Экологическое испытание сортов и гибридов овощных культур и перепективы его развития // Экологическое изучение и испытание сортов и гибридов овощных культур. М., 1982 С. 3 - 7.

98. Соколова ИД,., Седова В.Т., Тарапатов И.Ф. О выявлении лучших по урожайности сортов озимой пшеницы // Селекция и семеноводство.-1992.- № 2-3.- С. 27-32.

99. Стрельникова Т. Р. Пути ускроения селекционного проесса у овощных культур // Экологическое изучение и испытание соротв и гибридов овощных культур. М., 1982 С. 34 - 39.

100. Сурин НА, Ляхова Н.Е. Селекция ячменя в Сибири.- Новосибирск: Изд-во Сибирского отд. РАСХН , 1993.- 292 с.

101. Тараканов Г. И. Биологические особенности овощных растений и проблемы экологического сортоиспытания // Экологическое изучение и испытание сортов и гибридов овощных культур. М., 1982 С. 22 - 25.

102. Тооминг Х.Г. Метод эталонных урожаев // Вестник с.-х. науки-1982,- № 3.- С. 89-94.

103. Трошин Л.П., Смиряев A.B. Анализ особенностей феногенетики сортов винограда // Тезисы докладов IV съезда Всесоюзного общества генетиков и селекционеров Кишинев: Штиинца, 1982 - С. 135-137.

104. Турбин Н.В., Хотылева Л.В., Тарутина Л.Р. Диалпельный анализ в селекции растений Минск: Наука и техника, 1974 -181 с.

105. Удачин РА., Мережко А.Ф., Сербии АА. Значение работ Н.И. Вавилова в отечественной селекции и генетике пшеницы // Селекция и семеноводство,-1993.- №2,- С. 19-27.

106. Уразалиев РА., Кохметова AJ4. Анализ взаимодействия генотип-среда сортовых популяций озимой мягкой пшеницы // С.-х. биология.-1993-№ 1,- С. 33-42.

107. Федин МА., Роговский ЮА. и др. Методические указания по осударственному сортоиспытанию. Вып. 1 (28). М.: Колос, 1979,- 51 с.

108. Федин МА., Силис Д.Я., Смиряев A.B. Статистические методыгенетического анализа. М.: Колос, 1980 207 с.

109. Федин МЛ., Смиряев А.В. Оценка долевого состава популяции в селекции растений // Доклады ВАСХНИЯ.-1976.- № 5,- С. 9-11.

110. Федин МЛ., Смиряев А.В., Гохман MB. О возможности сокращения продолжительности сортоисптания // Вестник с.-х. науки -1980.-№ 12.- С. 4-89.

111. Фишер РЛ. Статистические методы для исследователей. М.: Госстатиздат, 1958.- 268 с.

112. ИЗ. Фролов Ю.П. Математические методы в биологии. ЭВМ и программирование,- Самара: Изд-во Самарского университета, 1996.- 266 с.

113. Хотылева Л.В., Тарутина Л.А. Взаимодействие генотипа и среды: методы оценки. Минск: Наука и техника, 1982 -110 с.

114. Шевелуха B.C. С верой и надеждой. М.: Изд-во МСХА, 1993 344 с.

115. Шкель Н.М., Моисеева ЕЛ. Конкурентоспособность и взаимодействие генотип-среда у растений // Взаимодействие генотип-среда у растений и его роль в селекции. Сб. науч. тр. КНИИСХ. -1988. - С. 123 -139.

116. Шмальгаузен И.И. Факторы эволюции: Теория стабилизирующего отбора. М.: Наука, 1968 -151 с.

117. Allard R. W., Bradshaw A.D. Implications of genotype-environmental interactions in applied plant breeding // Crop Sci. 1964 Vol. 4, N 5 - P. 503 - 507

118. Allen F.L., Comctock R.E., Rasmusson D.C. Optimal environments for yield testing // Crop Sci.-1978.- Vol.18, N 5.- P. 747 751.

119. Baril C.P., Denis J.-В., Wustman R., Eewijk RЛ. van. Analysing genotype by environment interaction in Dutch potato variety trials using factorial regression // Euphytica.-1995,- V. 82.- P. 149-155.

120. Becker H.C. Zur Heritabilitaet statistischer Masszahlen fuer die Ertragssichercheit // Vortr. Pflanzenzuect.-1987,- N 12.- S. 134-144.

121. Bernanrdo R. Genetic models for single-cross performance // Crop Sci.- V. 35, N1.- P. 141-147.

122. Breese E.L. The measurement and significance of genotypex environmental interaction in gross // Heredity -1969.- V. 24, N 1- P. 27-44.

123. Brown K.D., Sorrelis M.E., Coffman W.R. A method for classification and evaluation of testing environments // Crop Sci.- 1983- V. 23, M 5- P. 889 -893.

124. Comstock R. E., Moll R.H. Genotype-environment iteractions // Statistical Genetics and Plant Breeding. Washington, 1963- Publ. 982- P. 164 -196.

125. Cooper M., Woodruff D.R. Predicting grain yield in Australian environments using data from C1MMYT international wheat performance trials // Field Crops Research.-1993.- V. 35.- P. 191-204.

126. Cornelius P.L., Van Sanford DA., Seyedsadr M.S. Clustering cultivars into groups without rank-change interactions // Crop Sci 1993.- V. 33- P. 11932001.

127. Davies R.W. The genetic relationship of two quantative chracters in drosophila melanogaster. II Location of the effects // Genetics -1971.- V. 69, N 3.-P. 363-365.

128. DeLacy I.H., Fox PJN., Corbett J.D., Crossa J., Rajaram S., Fischer RA., Ginnel M. van. Long-term association of locations for testing spring bread wheat // Euphytica.-1994.- V. 72.- P. 95-106.

129. Eberhart SA., Russell WA. Stability parameter for comparing varieties // Crop. Sci.-1966,- V. 6, N 1.- P. 36-40.

130. Eewijk FA. van. Linear and bilinear models for the analysis of multienvironment trials.l. An inventory of models // Euphytica 1995.- V. 84.- P. 1-7

131. Fakorede M. A. B. Selection of sites for preliminary maize yield trials in the rainforest zone of south-western Migeria // Euphytica -1986.- Vol. 35, N 2- P. 441 447.

132. Fasoulas A. C. Rating cultivars and trials in applied plant breeding // Euphytica.-1983.- Vol. 32, N 3.- P. 939 943.

133. Fasoylas A. A new approach to breeding superior yielding varieties. Dept. Gen. PI. Breed. Aristotelion Univ. of Thessaloniki, 1973.- N 3.- P. 1-12.

134. Fatunla T., Frey K.J. Repeatability of regression stability indexes for grain yield of oats // Euphityca.-1976.- Vol. 25- P. 21 28.

135. Finlay K.W., Wilkinson G.N. The analysis of adaptation in plant breeding programm // Aust. J. Agr. Res.-1963.- V. 14, N 6.- P. 742-754.

136. Frey K.J. Adaptation reaction of oat strains under stress and non stress environmental conditions // Crop. Sci.- 1964,- V.5, N 1.- P. 553-558.

137. Freeman G.H. Statistical methods for the analysis of genotype -environment interactions // Heredity.-1973 V. 31, N 3 - P. 339-350.

138. Freeman G.H., Perkins J.M. Environmntal and genotype-environmental components of variability. Relation between genotypes grown in different environments and measure of the environment // Heredity -1971- V. 27, N 1.- P. 15-23.

139. Gellner J.L., Cholick FA., Bonnenmann J J. The use of yield data in predicting subsequent variety yield rankings // Plant Varieties and Seeds.- 1991.-V. 4,- P. 67-72.

140. Guitard A. A. The use of diallel correlations for determinating the relative locations performance of varieties of barley // Canad. J. Plant Sci -1960-V. 40, N 4.- P. 645 651.

141. Hamblin J., Fisher HM., Ridding H.I. The choice of location for plant breeding when selecting for high yield and general adaptation // Euphytica-1980,- V. .29, N1.- P. 161-168.

142. Hardwick R.C., Wood J.T. Regression methods for studing G*E interaction // Heredity.-1972.- V.28, N 2.- P. 209 222.

143. Heine H., Weber W.E. Die Aussagekraft statistischer Masszahlen fuer die phaenotypische Stabilitaet in amtlichen Sortenpruefungen bei Winterweizen und Koernermais // Z. Pflanzenzuechtg.-1982,- N 12,- S. 89-99.

144. Helgedottir A., Bjoernson H., Kristjansdottir TA. Analysis of a site*year experiment with timothy polycross progeny // Euphytica-1995 V. 82- P. 241-251.

145. Hicks D.R., Stucker R.E., Orf J.H. Choosing soybean varieties from performance test data // Rep. of 22nd Soybean Research Conference- 1992- P. 21-28.

146. Hihson K., Hanson D. Competition studies in soy beans // Crop Sci-1962,- V.2, N 1,- P. 117-123.

147. Hill J. 1975. Genotype environment interactions - a challeng for plant breeding // J. Agric. Sci.- V.85, N 3.- P. 477^494.

148. Horner T. W., Frey K. J. Methods for determinating natural areas for oat varietal ecommendations // Agron. J 1957.- Vol. 49, N 6.- P. 313 - 315.

149. Huehn M. Gewichtete oder ungewichtete Sortenmittel. Einige Ergebnisse zu der Korrelation // Vortr. Pflanzenzuecht. 3. GPZ - Tagung Koeln-1996.- S. 202-204.

150. Huehn M. Notes on the Variance of relative yield as a measure of stability // J. Agronomy and Crop Sci.-1995,- V. 175,- P. 69-71.

151. Huehn M., Leon J. Nonparametric analysis of cultivar performance trials. Experimental results and comparison of different procedures based on ranks // Agron. J. 1995.- V. 87,- P. 627-632.

152. Imprie B.C., Drake D.W., Lacy I.M., Byth B.E. Analysis of genotypic and environmental variation in internatiomal mungbean trials // Euphytica 1980-V. 30, N 2.- P. 301-311.

153. Jinks J.L., Pooni H.S. Determination of the environmental sensitivity of selection of Micotiana rustica by the selection environment // Heredity- 1982,-Vol. 49, N 3,- P. 291 294.

154. Johnson G. R., Frey K. J. Heritabilities of quantitative attributes of oats of varying levels of environmental stress // Crop Sci.-1967- Vol. 7, N 1- P. 43 46.

155. Kalton R.R. Public variety testing as viewed by private breeders // Rep. of 22nd Soybean Research Conference.-1992 P. 65-71.

156. Knigh R. The measurement and interpretation of genotype-environment interactions // Euphytica.-1970.- V. 19, N 2.- P. 225-248.

157. Laureti D. Genotype and genotype-environment interaction effects on yield and yield components in castor // J. Genet. Breed.-1995.- V. 49 P. 27-30.

158. Lawrence P.K., DeLacy I.H. Classification of locations in regional cotton variety trials where trial entries change over years // Field Crop Research.-1993.- V. 34.- P. 195-207.

159. Lin C.S, Thomson B. An empirical method of grooping genotypes based on a linear function of the genotypex environmental interaction // Heredity.-1975.- V. 34, N 2,- P. 255-263.

160. Lin C.S., Binns M.R. Concepts and Methods for analysing regional trial data for cultivar and location selection // Plant Breedg. Revs. New York, 1994 V. 12.- P. 271-297.

161. Mather K. Biometrical genetics. London, 1949,- 320 p.

162. Mather K. On biometrical genetics // Heredity.- 1971.- V. 26, N 3.- P. 349-364.

163. Mather K., Jinks J.L. Biometrical genetics. Cambridge: dniv. press., 1982.- 369 p.

164. Mather K., Caligari P.D. S. Genotypex environmental interaction. I regression of interaction overall effect of the environment // Heredity 1974.- V. 33, N 1.- P. 43-60.

165. Miezan K., Milliken GA., Liang G.H. CJsing regression coefficient as stability parameter in plant breeding programs // Theor. Appl. Gen.- 1979- V. 54, N 1,- P. 7-9.

166. Moll R.H., Cockerham C.C., Stuber C.W., Williams W.P. Selectionresponses, genetic-environmental interactions, and heterosis with recurrent selection for yield in maize // Crop Sci- 1978 Vol. 34- P. 641 - 645.

167. Motulsky A.G. Multifactorial inheritance and hertitability in pharmacogenetics // Pharmacogenetics and Ecogenetics. Human gen 1978 - P. 7-11.

168. Pederson D.G. The stability of varietal performance over years. 1. The distribution of seasonal effects for wheat grain yield // Heredity 1974 - V. 32, N 1-P. 85-94.

169. Pederson D.G. The stability of varietal performance ver years. II. Analysing variety trials // Heredity.-1975.- V. 33, N 2.- P. 217-228.

170. Pederson D.G., Seif E. Compensating for site and year effects in estimating the true yield of wheat genotypes // Austral. J. Agric. Res 1975- V. 20, N 9.- P. 783-790.

171. Perkins J.M., Jinks J.L. Environmental components of variability III. Multiple lines and crosses // Heredity.- 1968.- V. 23, N 2.- P. 339-356.

172. Pesek J., Baker RJ. An application of index selection to the improvement of self-pollinated species // Can. L. Plant Sci 1970 - V. 50, N 3- P. 267-276.

173. Pesek J., Pecka Fr. Genetika analyza kvantitativnich znaku rostlins ohledem na interace genotypu a prostredi // In: 2 mezinarodni vedecke symposium. "Biometricke geneticke methody ve slechtem rostlin".- CSSR.-1978.- P. 142-162.

174. Pesek J., Peckp Fr. Regresni analyza interakce genotypu s prostredim ve slechteni rostlin // Genetica a slechteni.-1979 V. 15, M 1.- P. 55-64.

175. Perkins J.M., Jinks J.L. Environmental and genotype environmental components of variabiliyu. IV Non - linear interactions for multiple inbred lines // Heredity.-1968.- V. 23, N 4.- P. 525-536.

176. Piepho H.-P. Assessing cultivar adaptability by comparison with the best.- Agron. J.-1995.- V. 87.- P. 1225-1227.

177. Piepho H.-P. The use of multilocation trials to select cultivars that are better than a control // PI. Breeding.-1995,- V. 114,- P. 337-340.

178. Pinthus MJ. Estimate of genotypic value: a proposed method // Euphytica.-1973,- V. 22, N 1.- P. 123.

179. Riggs Т.1., Start N.D., Armstrong K.W. Genotype*environment interaction among spring barley lines grown at sites in the northern and southern hemispheres // Euphytica.-1980.- V. 29, N 2.- P. 357-368.

180. Saindon G., Schaalje G.B. Evaluation of locations for testiong dry bean cultivars in Western Canada using statistical procedures, biological interpretation and multiple traits // Can. J. Plant Sei.-1993.- V. 73.- P. 985-994.

181. Schmalz H. Beitraege zur Kenntnis der Variabilitaet der Witterungserscheinungen. Martin-Luther-Clniversitaet, Halle.- 1992.

182. Schnock (1, Steinberger J. Auswirkungen des EG-Binnenmarktes auf die Sortenpruefung in Deutschland // Ber. Arbeitstagung der Saatzuchtleiter. Gum pen stein.-1994.

183. Tai G. С. C. Genotypic stability analysis and ist application to potato regional trials // Crop Sei.-1971.- Vol. 11, N 2.- P. 184 -190.

184. Tan W.K., Tan G.Y., Walton P.D. Regression anallysis for genotype-environment interaction in smooth bromgrass // Crop Sei.-1979 Vol. 19- P. 393 -396.

185. Thompson MJ., Cunningham R.B. Genotypes environmental interaction and evaluation of cotton eultivars // Aust. J. Agr. Res -1979- V. 30, N 1.- P. 105-112.

186. Thoday J.M., Thompson J.N. Number of segregating gens by continuous variation // Genetica -1976 V.46, H 3 - P. 335-344

187. Truberg B. üntersuchungen der Ergebnisse mehrortiger Leistungspruefung des Konzeptes der Ranginteraktionen // 3. GPZ Tagung Koeln. Vortr. Pflanzenzuecht.-1996.- S. 205-207.

188. Vogel F., Motulsky A.G. Human genetics. Berlin-Heidelberg-New-york:174

189. Springer-Verlag, 1982,- 700 p.

190. Weber W.E., Westermann T. Prediction of yield for specific locations in German winter-wheat trials // Plant Breeding.- 1995,- V. 113.- P. 99-105.

191. Weber W.E., Wricke G. Wie zuverlaessig sind Schaetzungen von Parametern der phaenotypischen Stabilitaet // Vortr. Pflanzenzuechtg N 12.- S. 120-133.

192. Weber W.E., Wricke G. Genotype*environment interaction and ist implication in plant breeding // Genotype-by-environment interaction and plant breeding. Loisiana State üniv. LA., 1990,- P. 1-19.

193. Westcott B. Some methods of analysing genotype-environment interaction // Heredity.-1986.- V. 56, Pt. 2.- P. 243 253.

194. Wricke G. Geber eine Methode zur Erfassunf der oekologischen Streubreite in Feldfersuchen // Z. Pflanzenzuechtung 1962- Bd. 47, N 1- S. 92 -96.

195. Write A J. The analysis and prediction of some two factor interactions in gross breeding // J. agric. Sei.-1971.- V 76, N 2,- P. 301-306.

196. Wright A.J. Bios in the estimation of regression coefficiebts in the analysis of genotype-environmental interaction // Heredity.- 1976 V. 37, N 2 - P. 299-304.

197. Yates F., Cochran W.G. The analysis of groups of experiments // J. Agric. Sei.-1938,- V. 28, N 3,- P. 556-580.

Информация о работе

Редкозубов, Игорь Александрович
кандидата сельскохозяйственных наук
Москва, 1999
ВАК 06.01.05

Диссертация

Анализ соответствия оценки урожайности сортов полевых культур в конкурсном, государственном испытании и производстве - тема диссертации по сельскому хозяйству, скачайте бесплатно

Автореферат

Похожие работы