范文一:通径分析的SAS代码
SAS 代码:(本想写成宏,可以直接给出终计算结果,限于能力和时间,本代码只能输出计 算通径系数所需的数据 集 )
/*系统设置 */
options nodate nonumber nocenter linesize=80 pagesize=60 ;
/*数据读取 */
data xiaomai;
input y x1-x4;
cards;
15.7 10 23 3.6 113
14.5 9 20 3.6 106
17.5 10 22 3.7 111
22.5 13 21 3.7 109
15 5 10 22 3.6 110
16.9 10 23 3.5 103
8.6 8 23 3.3 100
17.0 10 24 3.4 114
13.7 10 20 3.4 104
13.4 10 21 3.4 110
20.3 10 23 3.9 104
10 2 8 21 3.5 109
7.4 6 23 3.2 114
11.6 8 21 3.7 113
12.3 9 22 3 6 105
run;
ods html file=’E:Doctor Degreesasdatamydata.html’ style=science;
ods output SimpleStats=SimStats(keep= variable stddev);/*导出标准差数据集 */
/*相关系数计算 */
proc corr data=xiaomai;
var y x1-x4;
run;
ods trace on ;
ods output FitStatistics=FitStat(keep=label2 cvalue2);/*导出 R 2*/
ods output ParameterEstimates=PaterE( keep= variable standardizedest);/*导出标准回 归系数 */
/*多元回归分析 */
proc reg data=xiaomai;
model y=x1-x4/stb;/*stb选项:标准回归参数估计 */
run;
ods trace off;
/*合并标准差和标准回归系数数据集 */
data result;
merge PaterE SimStats FitStat ;
label standardizedest=’ 标准回归系数 ’ stdDev=’ 标准差 ’ variable=’ 自变量 ’;
run;
proc print data= result;
run;
ods html close;
run;
参考文献:
1、通径分析在 Excel 和 SPSS 中的实现,张琪,农业网络信息, 2007/03
2、 偏相关与通径分析的 EXCEL VBA程序设计,陈庭木,农业网络信息, 2007/03
3、 EXCEL 在通径分析中的应用,任红松,农业网络信 息, 2006/03
4、 Excel 在通径分析中的应用,何风华,中国卫生统计, 2005/05
5、通径分析在 EXCEL 上的实现,张 天伦,农业网络信息, 2004/08
范文二:通径分析新探索
河北农业科学。2008,12(4):1—3,11
Journal of Hebei A面cultural Sciences 责任编辑李布青 通径分析新探索
张 淮,荆、君艳 (信阳农业高等专科学校,河南信阳464000)
摘要:对通径分析中自变量个数选择、剩余决定系数评价及引入自变量显著标准提出了新见解,提出了逐步回 归通径分析法。
关键词:通径分析;剩余决定系数;逐步回归法
中图分类号:0212.1文献标识码:A 文章编号:1008—1631(2008)0442001-03
New Exploration on Path Analysis
ZHANG Huai,SUN Jun-yah (Xinyang Agicultural College,Xinyang 464000,China)
Abstract:The stepwise regression method of path analysis was proposed.Some new ideas of the choice of independent var-iable number,evaluation of the remaining determination coefficient and significance level of introduced independent varia? ble of path analysis were put forward.
Key words:1Path analysis;Remaining determination coefficient;Stepwise regression method
l通径分析简述
1.1通径分析
通径分析(Path Analysis)的基本原理是美国学者 赖特(S.Wright)于1921年创立的。美籍华人李景均 教授1975年撰写出版了《通径分析入f-j)。四川农业大 学明道绪教授1981—1986年连续撰文,系统地阐述了 通径分析的原理、方法与应用¨。】。通径分析实质上是 标准化变量的多元线性回归分析,通径系数是自变量与 依变量之间带有方向性的相关系数,又是变量标准化的 不带单位的偏回归系数。
通过通径分析,不仅可以明确各自变量对依变量直 接作用的方向与大小,而且还能明确两两相关自变量共 同对依变量作用的方向与大小,这是单相关分析与多元 回归分析无法达到的。通径分析传承到21世纪的今天, 已经不仅是动植物遗传育种工作者研究多个相关变量间 关系的有力统计工具,而且已扩展到农业科学各学科, 甚至环境、医药、卫生、人文、经济和能源等各个研究 领域。
1.2通径分析的一般方法与步骤
(1)计算出所有两两变量间的单相关系数;(2) 依据单相关系数,列出方程组
f‘一。P*毛+L,:巴屯+…+‘^Py.‘=rz∥
卜Py.一+ktt
\r%P”.+r|,r y。h+…+r。≯P悒=rI,
或矩阵
收稿日期:2007-10—12
作者简介:张淮(1975一),女,河南桐柏人,硕士,讲师,主要 从事生物统计教学及研究工作。
P。。。?
●
:
巳毛
(II)
解之,求出通径系数;(3)做通径图,标记各个通径系 数与相关系数;(4)由“(2)”中的式(I)将各自 变量与依变量间的相关系数剖分为直接作用与间接作 用;(5)由公式
d。=砖。 (Ⅲ) 以。,=2t。以勺r¨(i<.『) (1v)="" d,。="1一(互dM+乏dⅢ)" (v)="" 计算决定系数,进行决定程度分析,并求出p。。="">
2通径分析新探索
2.1自变量个数的选择 ’
通径分析实质上仍然是回归分析,应该考察尽可能 多的与依变量有关系的自变量,特别是与依变量关系密 切的自变量(常常难以直观看出),不能遗漏,否则分 析结果难免与客观实际不符。生物领域自变量以lO个 左右为宜,太少难免遗漏重要自变量,可根据剩余通径 系数或剩余决定系数大小判断。
2.2通径系数新求法
对上述方程组(I),使用求解求逆紧凑变换心1, 可改写为增广矩阵的形式
k%;
●
●
●
?2? 河北农业科学 2008正
‘^‘,: L一。 L,:
‘,. ‘,: rh r,。l rM rzIy r|≯.r。d r
x≯.r‘J ryI. r
这实际上是一个相关系数矩阵,可记作R∞’。当按 下述公式依次对并,,髫:,…,以进行消去变换后,矩阵 尺∽’即为相关矩阵R‘0’的逆矩阵,在尺h’中,最后一列 元素(最末一个除外)即为每个自变量对依变量(Y) 的直接通径系数P。,Py.∥…,P。,前面的各列元 素,即为通径系数显著性检验所需的高斯乘数c。(包 括i句和江_『),该矩阵的最末一个元素即为剩余决定 系数d。。。
#2o‘‘一¨g—o(L-D/a/o(L-1)。,/口(L-1)砒,i,j#kL 姐=口¨一)tL,/a¨-1k, j#kL 龇=一a(L-i)U,L/a旺’1k, i#kL 眦=1/a似’10,(kL为消去因子的序数)
对于“2.1”中提到的“尽可能多”或“10个左右 为宜”的自变量,其中必定有一些与依变量的关系不密 切(往往难以直观、或凭经验、或凭单相关系数看 出),还有一些自变量虽与依变量关系密切,但由于自 变量问的关系往往不具备独立性,而有些甚至高度相 关,使得回归分析结果出现不确定性,会影响自变量对 依变量的直接效应,甚至会改变原自变量与依变量的关 系(包括大小、甚至方向),出现与客观实际不一致的 结果,导致回归分析所建立的多元方程无效或预测不 准。统计学理论将这种现象称为多重共线性。为克服这 种干扰,作者认为通经分析应改变传统方法,采用逐步 回归分析方法悼1,将自变量一个个引入。引入的条件 是,该自变量的偏回归平方和经检验是显著的。同时, 每引入一个新的自变量后,要对原引入自变量重新检 验,将偏回归平方和变为不显著的自变量剔除。作者称 其为“逐步回归通径分析法”。采用该方法,在自变量 多且不显著,依变量也多或存在多重共线性干扰情况下 非常实用,其计算与传统方法比大为简便,并且由于每 步都作检验,可保证所含所有自变量的显著性,更符合 客观规律与实际。
2.3剩余决定系数评价
在采用逐步回归通径分析法时,当“求解求逆紧凑 变换”到所有显著自变量都引入后的矩阵R¨’时,该矩 阵中最末一个数就是剩余决定系数d。。,这可用公式 (V)验证。根据公式(V),所有决定系数的代数和 等于1,所以剩余决定系数d。。越小,越接近于0,通径 分析结果越符合客观规律与实际。若d,.。较大,则剩余 通径系数P。。= ̄/d。。更大,说明该项研究中或者随机误 差太大,或者有重要自变量被遗漏。进而,因为自变量 间的相关性,被遗漏自变量必然在一定程度上掩盖了该 研究中其他自变量对依变量的直接或间接作用大小甚至 方向(正负),这样就有可能使研究结果偏离客观规 律,在实际应用中难免会出现较大误差甚至谬误。这也 是“2.1”中要求考察尽可能多的自变量的原因。
2.4引入自变量的显著性标准
在同一个研究项目中,包含众多自变量,尤其是跨 年度甚至是连续多年的试验资料,机会误差必然增大, 有可能掩盖少数自变量的真实作用。因而,在逐步回归 通径分析过程中,为了避免实际上对依变量有重要影响 而其偏回归平方和经检验并未达到显著(95%)、极显 著(99%)标准的自变量丢掉,就有必要酌情降低引入 自变量的显著标准,比如采用民..。(90%)或者民加 (80%),对于多年资料,甚至可采用R巧(75%)标 准。这样做,还有助于缩小剩余决定系数,提高研究结 果的精确度,使回归方程的预测和应用更符合客观实际。
3逐步回归通径分析法应用实例
依据豫粳6号在信阳连续7a的试验种植资料(表 1),对该品种产量构成因素(9个)进行通径分析。在 该例中,产量(kg/hm2)以Y表示,菇。为基本苗数,髫:为最高苗数,茗,为有效穗数(3者的单位均为万/hm2), 礼为成穗率(%),%为株高(cm),‰为每穗总粒数, 菇,为每穗实粒数,%为结实率(%),X9为千粒重(g)。
表1豫粳6号产量及性状
Table 1Yield and character of Yujing No.6
第4期 张淮等:通径分析新探索
?3?
3.1求出所有单相关系数
根据原始数据,求出两两变量间的相关系数(见
“3。2”中月‘o’)。
戈l 1.0000戈2茗3
3.2求重要自变量对依变量的通径系数
采用逐步回归通径分析法,先列出相关系数矩阵
R‘∞。
‰
茹7算8茹9
,, O.62480.6214—0.40820.1908—0.34700.39900.84600.48700.40341.0000
0.9453—0.79120.81280.32770.50040.2395—0.14690.84351.0000
—0.54940.83840.461
l
0.69940.3044—0.01120.935
8
1.0000
—0.5294—0.00840.0147—0.02130.3646—0.427l 1.0000
0.77520.6845—0.0789—0.43480.89481.0000
0.5720—0.4663—0.50080.65821.Ooo O
o.45590。21460.8129(略)
1.0000
0.77500.19831.0000
—0.01991.000O
该例资料跨越7个年度,引入自变量的偏回归平方 和,显著标准取R笛。按各偏回归平方和的大小及显著 性,首先引入戈,,依据公式(VI)(下同),对R∞’做变
O.0764
0.0001
4.7598
4.1632
O.0452
4.3774
0.2162
0.2049
换L,,得R‘¨;随后依次引入‰、嚣卟菇。,分别做变换 厶、厶、厶,最终得R¨’如下(变换过程的计算从略)。
0.0062
O.000l o.4385
—0.3447
0.0143
0.6786
0.0265
0.0248
3.7636
0.4506
0.0047
尺¨’中,最末~个数0.0047为剩余决定系数以。, 这表明除石,、‰、菇”以外没有遗漏重要的自变量,未 被描述的剩余部分属于随机误差,其对依变量作用的决 定程度不足0.5%(即0.47%),可以忽略不计。
由尺¨’知,P。=o.4385,Pr.。=一0.3447,只。=
0.678
6,以。=o.4506,巳。= ̄/d。。o.068
6。
3.3作出通径图
依据通径系数和相关系数作出豫粳6号(在信阳) 产量构成因素通径图如下:
e
舞 五穸
图1豫粳6号产量构成因素通径图
3.4其余步骤
其余各步骤同传统方法,仅简要列出结果。
表2各相关系数剖分汇总表
Table 2
The dissection
summary of correlation eoetticients
决定系数以绝对值从大到小排列:d。=0.460
5,
ay。。。.=一0.3063,d。。。。=0.2744,d。。~=0-2030,
d。=0.192
3,d。.=0.166
1,dM=0.1188,(以上
为显著,以下为不显著),d,。=一0.1133,或。=
0.0686,d,。,,=一0.004
4,或,。=0.003
9。
3.5简要结论
(1)每穗总粒数‰是影响产量的最重要因素,每
(下转第11页)
q 恐 巧
缸
%
‰
研 瓢 粕 y
O
尼
第4期 胡金和等:环保型芝麻高产高效栽培技术
好土壤消毒。耕第2遍时用石灰1500kg/hm2撒于田 面,耙平耙匀进行土壤消毒。播种前搞好种子精选工 作,清除种子的杂质和秕粒,并晒种23d,晒种具有杀 菌和提高发芽率的作用。播种前1d用3.4%柠檬酸酞 1000V浸种一晚,进行种子消毒,第2d用钙镁磷拌种 条播。
2.3.2药荆防治 7月12日用甲维盐750g/hm2+ 0.3%磷酸二氢钾防治跳甲。7月20日用阿维因+施保 功+0.3%磷酸二氢钾防治蝽象等。7月28日用氯氰菊 酯7509/hm2+炭疽灵+0.2%硼肥防治斜纹夜蛾等。 8月10日用阿维因+农抗120+奇茵+O.3%磷酸二氢钾 防治病虫,8月22日用甲维盐+农抗120+奇因+ 0.3%磷酸二氢钾防治病虫。9月4日用氯氰菊酯+施保 功防治病虫害。
3小结与讨论
芝麻要选择适合当地生态条件的抗性品种,在进贤 县可选用赣芝5号、金黄麻和BS09。
在土质较好的地块种植,施高效复合肥450kg/hm2做基肥,抢墒双层播种。力争一播全苗,尽早进行间 苗、定苗,及时中耕除草。
防治好病虫害是夺取芝麻丰产的关键。选用高效、 环保型无公害农药防治,有利于芝麻出口,提高效益。 芝麻主要病害有枯萎病、茎点枯病和疫病等。除播种前 土壤消毒处理外,可根据病情在芝麻1—2对真叶时, 结合间苗用4%嘧啶核苷(农抗120)或4l%乙蒜素或 20万个芽形g腊质芽杆菌或25%施保功等环保型杀菌 剂结合叶面喷肥,7d喷1次,连续喷3次,终花期再 用药1次。芝麻主要虫害有蚜虫、红蜘蛛、地老虎、斜 纹夜蛾和蝗虫。应选用甲维盐、阿维因、氯氰菊酯或苦
(上接第3页)
穗总粒数多,产量必然高;(2)有效穗数黾是仅次于 氟的重要因素,有效穗数多,产量必然高;(3)不可 盲目追求粒大千粒重高,也不可盲目追求成穗率;(4) 求得的回归方程夕=一26394.16+15.8821;,~135.88X.4 +118.35石6+1100.17茹9(F=105.88>to.o“4.2)=99.2, 参=194.15kg/hm2)。预测估计精度很高,理论估计值 与实际值仅相差18.17—174.38kg/hm2。
参考文献:
[1]明道绪.通径分析的原理与方法(一)[J].农业科学 参碱等低毒环保型农药防治。结合病虫害防治加入微肥 喷雾,可减少芝麻缺素引起的花而不实现象,能提高芝 麻结实率。
芝麻属无限花序,适时打顶,可使养分集中于蒴 果,减少营养消耗,能提高籽粒充实度,使成熟期一 致。在全株转入金黄色,叶片脱落后,下部蒴果开始裂 果时及时收获,确保丰产丰收。
参考文献:
[1]曹开蔚.中国芝麻生产理论与实践——江西省芝麻生产 现状、优势与对策[M].北京:中国农业出版社, 2005.
[2]诸葛龙,魏新林,熊清云.中国芝麻生产理论与实践 ——绿色环保农药防治芝麻病害技术研究[M].北京:中国农业出版社,2005.
[3]刘征,娄翠芝,张保信,等.夏芝麻高产栽培研究初 报[J].安徽农业科学,2002,30(1):28.
[4]孙梅英,崔向华,徐新福,等.夏芝麻与多种作物问作、 套种效果与高产配套技术[J].安徽农业科学,2004, 32(5):882。889.
[5]张化远,岳学友,杨铭,等.豫东平原夏芝麻高产形 态?生理指标及栽培技术研究[J].安徽农业科学, 2007,35(28):8832—8833,8857.
[6]何水得,付华亮,余祥健,等.黑芝麻新品种“赣芝 5号“的选育及应用[J].江西农业学报,2007, 19(4):112.
[7]贺建文,刘克钊,蒋相国,等.芝麻新品种鄂芝5号选 育及应用研究[J].安徽农业科学,2007,35(20)I 6119.6132.
[8]诸葛龙,胡金和,李木根,等,芝麻病害初侵染源及预 防效应[J].安徽农业科学,2001,29(3):354—355.
导报(西南农业学报),1986,(1):4l一45.
[2]明道绪.通径分析的原理与方法(二)[J].农业科学 导报(西南农业学报),1986,(2):45—50.
[3]明道绪.通径分析的原理与方法(三)[J].农业科学 导报(西南农业学报),1986,(3):45—50.
[4]明道绪.通径分析的原理与方法(四)[J].农业科学 导报(西南农业学报),1986,(4):42—47.
[5]茆诗松.回归分析及其试验设计[M].上海:华东师范 大学出版社,1981.74—101.
通径分析新探索
作者:张淮 , 孙君艳 , ZHANG Huai, SUN Jun-yan
作者单位:信阳农业高等专科学校,河南信阳,464000
刊名:
河北农业科学
英文刊名:JOURNAL OF HEBEI AGRICULTURAL SCIENCES
年,卷(期):2008,12(4)
被引用次数:6次
参考文献(5条)
1. 明道绪 通径分析的原理与方法(一) [期刊论文]-农业科学导报(西南农业学报) 1986(01)
2. 明道绪 通径分析的原理与方法(二) [期刊论文]-农业科学导报(西南农业学报) 1986(02)
3. 明道绪 通径分析的原理与方法(三) [期刊论文]-农业科学导报(西南农业学报) 1986(03)
4. 明道绪 通径分析的原理与方法(四) [期刊论文]-农业科学导报(西南农业学报) 1986(04)
5. 茆诗松 回归分析及其试验设计 1981
本文读者也读过(2条)
1. 王大为 . 王伯伦 . WANG Da-wei. WANG Bo-lun采用EXCEL对水稻主要数量性状与单株产量进行通径分析的可信度评 价 [期刊论文]-辽宁农业科学 2009(3)
2. 李香菊 . 王贵启 . 樊翠芹 . 段美生 . LI Xiang-ju. WANG Gui-qi. FAN Cui-qin. DUAN Mei-sheng河北省冬小麦田杂草 的发生规律及化学防除 [期刊论文]-河北农业科学 2004,8(1)
引证文献(6条)
1. 林绍霞 . 张清海 . 张珍明 . 杨鸿波 . 文锡梅 . 林昌虎 基于通径分析法的土壤性质对茶叶品质的影响研究 [期刊论文]-水土保持通报 2013(4)
2. 江海坤 . 袁希汉 . 章镇 . 张其安 . 苏小俊 . 徐海 . 宋波 . 陈龙正 . 安林海 . 单奇伟 西瓜主要农艺性状与裂果性状的相关及 通径分析 [期刊论文]-中国蔬菜 2009(16)
3. 区晶莹 . 俞守华 广东农民工技能培训影响因素的因子与通径分析 [期刊论文]-广东农业科学 2012(4)
4. 程福厚 . 杨俊杰 . 赵志军 . 王庆江 影响鸭梨产量品质的外界因素分析 [期刊论文]-北方园艺 2012(4)
5. 张清林 . 马英杰 . 洪明 . 曾冬梅 . 王荣 滴灌条件下成龄核桃树叶水势变化规律研究 [期刊论文]-中国农村水利水电 2011(4)
6. 管仪庆 . 祖明娟 . 魏建辉 . 张丹蓉 统计分析在土壤吸附地乐酚实验结果分析中的应用 [期刊论文]-环境污染与防治 2012(10)
本文链接:http://d.wanfangdata.com.cn/Periodical_hebnykx200804001.aspx
范文三:通径分析及其应用
通径分析及其应用
邢留伟文 & 敬 艳辉
摘 要:通径分析从原理上讲是简单相关分析的继续,在对简单相关系数进行分解的基础 上来研究各因素间直接和间接的影响效果的大小,即直接通径和间接通径。最后用通径分析的 方法来分析我国居民储蓄余额的直接和间接的影响因素。
关键词:偏相关系数相关分析通径分析% %
6为 与 + 的简单相关系数,;为直接 单相关系数,’ 9+ 9 9+ 一、通径分析与相关系数
通径,即是 与 标准化后的偏相关系数,表示 对+ ’’9 9 通径分析是简单相关分析的继续,在多元回归的 + 的直接影响效应;65为间接通径,表示 通过 ’’ 9::+ 9 :基础上将相关系数加以分解,通过直接通径、间接通径
及总通径系数分别表示某一变量对因变量的直接作用 对因变量 + 的间接影响效应,65即表示 通过 ’#9::+ 9 9 & : 效果、通过其他变量对因变量的间接作用效果和综合 其它变量对因变量 的总间接影响效应。上述方程组 + 作用效果。 的基本意义是,将每一个自变量 与因变量 的简单 ’+ 9
()相关系数 6分解为 5直接通径效果部分和65 9+ 9+ 9::+#, 对于一般的多元线性回归分析,设有自变量 ’(9 & : ,,和因变量 ’) ) ) ’+, * !()总间接通径效果部分。 由于经济现象之间的相互影
/ 0 (+ # ( ( ) ) ) ** 响,关系错综复杂,人 - !. !’. !!’!. . !’% %%%们对于经济现象认识的局限,在设定模型时不可能把 / 0+’’’ !( ) ) ) *- !. !. !!. . !# ( ! *
影响因变量的所有因素都考虑进去,所以应进一步计 将 / 0 0 得:/ ( 1 !
% %%算遗漏变量和误差项对因变量 + 的通径效应系数 5, <++ 0="" 0’’+="" 1="" -="" !’1="" (="" .="" )="" )="" )!="" ’1="" *="" *="" *="" ((/="" 02="" 即剩余效应,计算公式为:="" 0="" 式两边同时除以被解释变量="" 的标准差="" 2="" +="" "3="" %="" +/="" 0="" +="" 1="" &="" "="" 3="" %%="" 0="" 0="" ’’-="" !1="" (="" &="" "="" .="" )="" )="" )!="" 1="" *="" &="" "="" ’’(="" (="" *="" *="" 3="" )="" )="" .="" 1(.="" .(="" 5="" 6="" 5="" 6="" )="" )="" )="" 5="" 6="" 0="" (+="" (+="" !+="" !+="" 5="" $="" -*+="" *+="">++><+ %="" +0="" +="" 1="" &="" "="" 3="" 若剩余效应很小,说明通径分析已把握了主要变="" %="" %="" (="" 1="" )(="" 1="" )="" "’’"’’4(="" (="" 4*="" *="" 量,否则表示通径分析可能遗漏了某些主要影响因素,="" (*!/="" 0!"="" )="" )="" )="" *="" -="" (.="" .="" ""="" "="" "4="" 33="" 4="" *需进一步寻找别的因素进行分析。="">+>
0 / 利用最小二乘法求出 " 式各自变量线性回归系数 二、通径分析实例的求解模型,在此基础上,进行一定的数量变换,则可 ()设被解释变量 为居民储蓄亿元,影响居民储 + 得出如下各简单相关系数的分解方程: 蓄的有许多因素,这里选择主要的收入水平、物价水
()平、利率和人口数量四个因素,分别用 亿元、商 =>5. . . . - 56565) ) ) 656 (+ (!!+ (22+ (7*+ (+ ()品零售价格指数以 年为基期、一年期定期存款 (?@A . . . . - 65565) ) ) 656!((+ !+ !22+ !**+ !+/ 08 ()()利率和全国平均人口数万人来衡量,分别为解 B ) ) )) ) ) . . . . - 656565) ) ) 56 *((+ *!!+ *22+ *+ *+ , , , 。利用 ??# 年到 ##2 年的上 释变量 (!’’’’( ! 2 " 这是通径分析的基本模型,其中 6为 ’与 ’的简 9: 9 : ()述数据如表 ( 所示进行分析:
总第 !! 期 问题探讨?"#?
我国居民储蓄余额相关指标数据表 表 %
年份 . 亿元 / 商品零售价格指数 利率 . / 人口数量 . 万人 / 居民储蓄余额 . 亿元 / 0123 $$4 $$%&"’%**( !%%*) + %+#’!) * "(!) ! %&%)’ %%’&&& %% %) %%) + %&) %) + %%#+& ***"’,",!"!(("%**" %%#*) "&+) % ""#) " +) +" %%%% !’,,!!%**& %#"(&) # &’,&’) ’ "#’) * %") "’ %%+#%! %**’ "%#%+) + ’,!#*) ’ &%() " %") "’ %%*+#( %# ) & #++) % ) % %) %%%% **"*,,"’!,""’""%** &+#"() + ++) &) + ) %""&+* ,,!’,!!!’!% ) + ) &+) + #) %& **!’,"!*!’’,",(,!",",%**+ #&’(!) # !+&’#) " &!() * ’) !! %"’!,% %*** #*,"%) + +**%() * *) + ") "# %"#!+, "((( ,’&&") ’ +*’,+) % ’) ’ ") "# %",!’& % &) &%) + %) ) # % "((!!,"’*!’,"""!,"!"((" +,*%() , %(’!*( &’!) ( %)* + %"+’#& "((& %(&,%! %%!,*’ &’,) ! %)* + %"*""!
《》《》数据来源:中国金融年鉴 中国统计年鉴 "((’"((’
居民储蓄与影响因素的相关系数表 表 "
$$$$% " & ’
简单相关系数() *+% () ,*! - () +*, () *,!
系安徽 偏相关系数() *!" - () *#, - () #&& - () ,#( 注:计算 $与 0 的偏相关系数时控制其它三个变量不变,下同。 %
居民储蓄余额与影响因素的相关分析 居民储蓄余额的偏相关系数为 ) #,为强负相关。这 - (*,%)
也印证了在多变量的相关分析时,不仅要计算相关系数, 从表 " 结果可以看出,商品零售价格指数和人口数 还要计算偏相关系数,否则会导致错误的结论。 量与居民储蓄余额的简单相关系数为正,显然与商品零
居民储蓄余额回归模型参数估计") 售价格指数越高,人口数量越大,居民的消费指出将会增
(构 建 多 元 线 性 回 归 模 型 0 6 7 89 $9 $ 9 $ 9% " & 加,储蓄余额减少不符。观察偏相关系数就会发现二者的 )$,利用 3%) 进行参数估计,如表 & 所示; :::"( ’ 偏相关系数与相关系数符号相反,商品零售价格指数与
多元线性回归模型参数估计 表 &
模型参数估计标准误差标准化参数估计值 值 5 3
截距项 "!#(*,) **( %((+#*) ’#" () ((( ") !"+ () ("& $%) % ) %% %)# + %) ) ’’(,("’"((%
- %&,) **% $- () "+, - *) !*, ((( () %&) +# *"
$- #(,) "(" - () (!’ - %)+ *% ",!) !,( ((( () &
(*% $- ") "!( - () &,( - ") #,# () ++# ’
() ,&(
计算通径效应系数 对上表结果分析,$、$、$的参数估计值在 ) # ((% " ’ 的水平下显著,$的参数估计值在 () %( 的水平下显 & )< .="" .="" -="" %)#="" (+="()" *+%=""> - () "+, = () ,*! > - () (!’ " 著。值为 ,,调整后的 ? %%"&) "*@ A() (((%9 B6 () **+" ,可以认为构建的多元线性回归模型是成立 B6 () **! 的。由理论分析可知,各解释变量的标准化参数估计值 *() (’# . / . / - () +*, > - () &,( = () *,! 即为居民储蓄余额各影响因素的直接通径,根据式 . /,
剩余效应小于 ) #,这表明通径分析把握住了主要的影响 ((
?!"? 统计教育## 年第 期 !"!
影响因素的通径系数与简单相关系数表 表 .
的简单相关系数影响因素 商品零售指数 利率 人口数量 与 ’ $%&
) #+ #) #) # #) 0 #) + (*- !,.".- ,*/($%& 商品零售价格
指数 利率 () !,, - #) !+" #) #." - #) !/" #) "/0
人口数量 - #) (+# - #) #0. #) ,!, - #) +/" - () ,!*
() " #) * #) #"" #) "# #) "0 ./- !,-,/因素。 - #) #0. 有很大关系,这说明 余额的直接通径系数仅为
目前我国居民储蓄行为对于定期存款利率的调整反应 ”“表示居民储蓄余额影响因素的通径分析 表中加,) 7不敏感。 居民储蓄余额影响因素的直接通径,其
它为间接通径,简单相关系数即可分解为直接通径与间接通
径之和。如 为利率影响居民储蓄余额的直接通径, - #) #0.
()表明利率每增加一个标准差单位,可使居民储蓄余 ) ..*8 参考文献; ()额减少 亿元;个标准差单位表示利 #) #0 #) #) +# .,".*!! (3 4 马 恒运 经济研究中的通径分析法 3 4 统计研究 ) 5 ) 6 (率通过商品零售价格指数传导对于居民储蓄余额的间接通 1 2 (//* ! ) 径;利率与居民储蓄余额的简单相关系数 3 ! 4 任 红松6 吕新6 曹连莆6 袁继勇 ) 通径分析的 )( )( 。 对直接- #) +/" 9- #) #0.:- () ,!* : #) (+# : #) ,!,<>< 通径的绝对值进行排序,依次为="" 、人口数量、$%&="" 实现方法="" 3="" 4="" 计算机与农业1="" 2="" 5="" )="" 6="" ##="" )="" !,.商品零售价格指数和利率,除了="" 的直接通径为正值外,="" $%&="" 3="" 4="" 严="" 丽坤="" 相关系数与偏相关系数在相关分析中的="" ,="" )="" 其它三个影响因素的直接通径都为负值,与它们和居民储蓄="" 应用="" 3="" 4="" 云南财贸学院学报,5="" )="" !##,6="" ")="" 余额的偏相关系数为负是一致的。="" 3="" 4="" 庞="" 皓统计学="" 3="" 4="" 第四版,西南财经大="" 杨作廪="" 6="" )=""> ) .分析间接通径系数可以看出其它影响因素通过 的 $%& 学出版社,!##,) 0) 间接通径都是最大的,且绝对值均大于 ,商品零售价格指数 (3 4 王 学民编著应用多元分析 3 4 第二版上海财经 * > ) 6 和人口数量通过 的间接通径使得二者与居民储蓄余额 $%& 大学出版社,##) ) !,(的简单相关系数变为正值;其次是人口数量,由于利率和人 3 4 中 国统计年鉴 3 4 中国统计出版社," !##. > ) !##.) 口数量的简单相关系数为 ,这使利率通过人口数量 - #) +///) 对居民储蓄余额的间接通径为正,而 与商品零售价格 $%& 3 4 中 国金融年鉴 4 中国金融出版社,0 !##.> ) !##.) 指数通过人口数量传导的间接通径均为负值;第三是商品零
售价格指数,它与利率负相关,与居民储蓄余额的直接通径 (!)
为正,这使利率通过商品零售价格指数的间接通径为正;其
它因素通过利率的间接通径效应最小,这与利率和居民储蓄
1 作者单位:西南财经大学 2
讨,研究生也可以互通往来,充实自己,提高自己。 1 2上接 # 页 ,
论文答辩采取高校间轮流主持的形式,加强高校 ) .
间的交流 参考文献: 针对研究生论文质量不高的问题,我们可以采取高 3 4 王 晖 基于高校人才培养目标的统计学教学创新( ) “”校间轮流坐庄的方式。传统的答辩会上只是请一两个 3 4 经济师1 2 5 ) 6 !##. (# ) 外校的导师来评论,在论文的把关上往往不是很严格。如 3 4 杨 廷干 论统计学学科建设、人才培养与教学改革 ) !能在高校间轮流主持答辩,则可以实事求是地打分,排除 3 4 统计研究1 2 5 ) 6 ## ) !*!一些不必要的感情因素,这对于提高硕士论文质量会起 3 4 周 恒彤 对统计学学科体系建设的感悟 3 4 统计 , ) 5 )
研究1 2 到不小的促进作用。另外,各硕士点之间的交流与合作还 6 ## ) !*!
“很不够,我们应当递一步扩大涉猎面,广泛地走出去,请
”进来,扩展渠道和领域,加强合作与交流,吸收先进经
验,共同提高。院校间可经常交流进行学术讲座,学术研 1 作者单位:华东交通大学经管学院 2
范文四:通径分析的SAS实现方法
《计算机与农业》2003年第4期 研究开发
通径分析的SAS实现方法
任红松,吕新,曹连莆,袁继勇
(石河子大学新疆作物高产研究中心,新疆石河子832003)
摘要:本文以小麦丰产3号主要农艺性状的相关及通径分析为例,阐明其SAS实施过程。并通过标准化回归系数的方法计算通 径系数,最后在各性状与产量的相关系数分解为直接通径系数和间接通径系数之和的基础上对通径分析结果作全面解释。
关键词:线性回归;相关系数;通径分析;sAs程序
【中图分类号】 S126【文献标识码】B 【文章编号】1007—6581(2003)04一o0017一03
通径分析作为一种衡量自变量(性状)相对重要性 的方法,已在众多领域得到广泛应用。但由于其样本量 之大,计算过程复杂,使得一些分析难以进行,计算结 果不够准确。如何利用sAs统计软件实现其计算过程 的自动化,笔者就此进行了论述,旨在方便读者处理各 种类型有关通径分析的资料。
1材料与方法
1.1材料来源
分析数据来自文献【1】多元回归部分。具体数值见 以下所编sAs程序部分。
1.2分析方法
以小麦丰产3号单株籽粒产量为因变量y,每株 穗数为自变量x。,每穗结实小穗数为自变量X2,百粒重 为自变量X3,株高为自变量】(4,利用SAs拟合因变量关 于自变量的线性回归方程。然后通过标准化回归系数 方法计算各自变量对因变量的通径系数。最后将各自 变量(农艺性状)与因变量(株产)的相关系数进行分解, 并对通径分析结果作出全面解释。
2结果与分析
2.1SAS程序
(1ata】dao栅:
input y x卜x4@@;
cards:
15.710233.611314.59203.610617.510223.7111 22.513213.710915.510223.611016.910233.5103 8.68233.310017.010243.411413.710203.4104 13.410213.411020.310233.910410.28213.5109 7.462331211411.68213.711312.39223.6105 '
proc corr;
var y x1一x4;
ptoc te舀
model y=x1一x4/Stb;
rUn:
2.2参数估计及检验
参数估计部分给出了截距和偏回归系数的估计值 及标准误差和显著性检验结果(表1)
寰1参数估计
变量 自由度参数估计标准◆数估计 标准误差 t值 P值 截距 1—51.∞2066O.∞000∞013.35181742—3.蚰70.∞30 X112.026l∞ 0.7鼹30213O.272042477.448O.O∞l X210.653997O.19319217O.3027∞792.1610.056l X317.7969380.339939042.332814503.3420∞75 x4l 0.049697n 05304790n 082鲫779晚5鲫 O.5626
由表1可得多重线性回归方程:
y
=一51.902066+2.02618x1+0.653997x2+ 7.796938x3+0.049697x4
对截距一51.902066检验结果, t=一3.887,p≤ 0.003;各偏回归系数显著性检验结果为x,X3达极显著 水平,X2接近显著水平,x4不显著.说明除株高外,截距 和其它三项偏回归系数与0之间差别显著,可认为所求 的直线回归方程成立。
2.3方差分析
方差分析的目的是为了检验所求的线性回归方程 是否显著。从表2可以看出,F=30.063,p≤O.0001,多元 决定系数R2=0.9232,校正多元决定系数R2=0.8925, 残差标准差的估计值为1.35711,这些都说明所求的线 性回归方程非常显著,作y关于x。X2X3)【I的通径分析 是有意义的。
模型
误差
总和
均方根
因变量均值
变异系数
221.47175
18.41758
239.88933
舻
校正R2
2.4通径系数的计算及显著性检验
根据通径系数为标准的偏回归系数回,可求得各自 变量)d关于因变量y的通径系数分别为
pyl 20.75830213py220.19319217 py320.33993904py420.05304790
—17—
万 方数据
《计算机与农业》2003年第4期 研究开发
这些通径系数值即为表1标准参数估计部分的值。由 于标准偏回归系数=自变量的回归系数×(自变量的标 准差/因变量的标准差),因而由表1和表3也可以算 出各自变量关于因变量的通径系数。比如pyl=圻可:以=矿万:o.277128观涮须敦 均值 标准差 总和 最小值 最大值
1514.473334.13944217.17.422.5
159.柏0∞ 1.54919141.06.O 13.0
1521.933331.22280329.020.024.0
153.5400001804853.103.23.9
15108.333334.418581625100.0114.0
2.02618×(1.54919/4.13944)=0.75830010。各通径系
塞!主亡!量圭曼室茎焦堕塑笪塑羞墨塑
每棒疆救 每■小疆 百粒t 株高 簟株产量
数
每株穗数 l 0000_0135740.50073? -0.093910.89731料
每穗小穗数 1.00000—0.148890.123390.04619
百粒重 l_00000—003583O.68898村
株高 1.00000—0.00651
单株产量 1.00000
数显著性检验结果与上述各回归系数显著性检验结 果相同。上述回归方程的多元决定系数R2=o.9232,表 明因变量变异中92.32%可由线性回归部分来解释,误 差仅占7.68%,据此可求出误差e对y的通径系数 pye2
2.5相关系数的分解及通径分析结果的解释
回归方程中任一自变量除可通过直接作用引起 因变量变化外(大小以直接通径系数衡量),还可通过 与其相关的其他自变量间接引起因变量的变化(大小 以间接通径系数衡量)。某一自变量通过另一自变量间 接作用于因变量的间接通径系数等于另一自变量的直 接通径系数乘以二者的相关系数。例如,每株穗数通过 百粒重作用于单株籽粒产量的间接通径系数为py37 r13=O.50073×0.33993904=O.17021768,其他自变量的 间接通径系数求法与此相同,其计算结果列于表5。 通径分析的理论业已证明,任一自变量与因变量之间
性状 每髑数 每焉篙小 百粒重 株高 ;盖麓萎 每捧稚敦 Q:!§!§Q!li#一o.0262239i o.i7i21768-o.00i98i73o 8973i磊 每暮结实小穗教 一0.10293193Q:!13112Ⅱ? 一O.05056135O.006545560.04619百粒重 O.37970463—0.02876438Q:a3塑3鲤±#Io.∞1900710.6姻98#照亘 :!:!!!!!!!! !:!!塑i!塑 :!:!!!!!塑!坠箜§2±卫 二!:塑堑!
的简单相关系数,可分解为该自变量与因变量之间的 直接通径系数加上所有其它间接通径系数之代数和. 如每株穗数与单株籽粒产量问的相关系数ryl=pyl+ r12py2+r13py3+r14py420.75830213+(一0.02622391)+ 0.17021768+(一O.00498173)=0.89731其它性状与株产 之间相关系数的分解与此相同.
表中画“一”的数为直接通径系数,其余为间接通
径系数。
由表5可看出,各性状对单株籽粒产量的作用由大 到小依次为每株穗数>百粒重>每穗结实小穗数>株高。 (1)每株穗数与单株籽粒的相关系数最大(R= 0.89731),直接通径系数亦最大(pyl=0.75830213),且都 达到极显著水平。每株穗数通过其它性状的间接效应较 小,这说明每株穗数对单株籽粒产量的作用主要来自于 本身。当每株穗数增加一个标准差单位(sXl=1.54919个)可使单株籽粒产量增加0.89731个标准差单位(呵= 4.139449),即0.89731×4.13944=3.714369
(2)每穗结实小穗数与单株籽粒产量之间的相关系 数不显著,直接通径系数虽接近显著水平,但由于通过 百粒重和每株穗数的间接效应皆为负值,使得最后对单 株籽粒产量的效应小到O.04619。这说明在对每穗结实 小穗数进行选择时必须兼顾其它性状的选择才能获得 丰产效果。
(3)百粒重与单株籽粒产量的相关系数以及直接通 径系数都较大,且都达到了极显著水平。百粒重通过株 高和每穗结实小穗数对单株籽粒产量所起的负向作用 较小,但通过每株穗数对单株籽粒产量的间接通径系数 (0.37970463)是所有间接通径系数中最大者,并且还高 出百粒重自身的直接通径系数(0.33993904)4个百分 点,这表明在对百粒重性状进行选择时,通过每株穗数 间接选择效果比直接选择效果还好.百粒重通过每株穗 数的问接通径系数之所以最大,原因在于百粒重与每株 穗数间的相关系数达到了显著水平,其余性状间不显著 (表4)M。
(4) 株高与单株籽粒产量呈弱负相关(R=一 0.00651),直接通径系数最小(py4=0.05304790),且不显 著.通过其它性状的的正负间接作用都不大,说明株高 对单株籽粒产量的影响不明显,故在选择时不作为重 点。
3小结与讨论
1)以小麦丰产3号各农艺性状与单株籽粒产量间 的相关及通径分析为例,提供了sAs分析的样板程序, 并对通径分析的全过程作了详细阐述.业已证明利用 sAS统计软件结合多元线性回归的理论进行通径分析 是完全可行的。
2)通径网络应尽可能是一个封闭系统,即影响反 映变量y的所有因素都应尽可能包含在系统中.其度量 指标为多元决定系数R2.生物学系统虽不能达到全封
闭,但一个可能应用于实践的系统,R2应在0.9左右,并 尽可能接近于1.本例中勉=0.9232, 剩余通径系数 pye=0.277128,仅次于百粒重对单株籽粒产量的直接效 应(py3=0.33993904),这说明对影响因素的估计还不完 全,还有些因素有待于继续探讨。
一18— 万 方数据
《计算机与农业》2003年第4期 农业信息化
1)3)对影响因素的研究人们常采用的方法是多 元回归分析。多元回归分析虽能选择最有影响的因素 进入回归方程,但它不能解释那些因素对因变量有直 接作用,那些有间接作用,以及因素间的相互作用。通 径分析通过对相关系数的分解,使人们能够透过相关 这一表面现象看清自变量对因变量的直接、间接作用 程度。从而性状的选择上提供了行之有效的方法。
参考文献
【1】盖钧镒.试验统计方法.北京:中国农业出版社,2000年 【2】李永孝.农业应用生物统计.济南:山东科学技术出版社, 1998年
[3】边宽江等.小麦品种产量与产量因素通径分析.西北农业学 报,1999,8(2):20 ̄21
【4】梁晓玲等.玉米杂交种的产量比较及主要农艺性状的相关 和通径分析.玉米科学,2001,9(1):1伊20
-n地implem蜘ted memod of SAS in Path柚l螂 REN H明g_∞嘴,LUⅪ,CAo Lian—pu,”啪J卜y0吣 0嘶iaIlg crop H讪Yidd Research center,shihezi university, Sllihezi,832003Chma)
Abstmct:Tllis paper discu鼹sAs procedure of padl an如is by uSing correladon and padl aIlalysis
of mai芏l a蓼onoInical characterisdcs of龟ngchaIl n岫ber 3w-heat.Pam coe伍dent iS calclllated by a
st扭d砌zadon medlod of re伊e鼹ion coe伍cient. The resoludon to co础don coe伍dem is made by direct姐d indirect pams.Fin all_y,dle resUdt“padl
aIl如is is e冲lailled all— sidely.
Keywo州Is:hnear re铲ession;correhdon coe伍ment;
pa山an如is;SAS pro乎al砌er
农业部南京农业机械化研究所
盛泉节水灌溉研究开发中心
本中心主要从事节水灌溉技术研究和产品开发,所研发的微灌系统关键部件、滴头、微喷头、过滤器、施肥 器、管材管件及连接件、自动控制系统等配套整体工程已广泛应用于农业生产,取得了较好的效果,**副 总理曾参观我中心滴灌系统在温室中的应用,并给予好评。
产品性能:
1.滴头结构性能好、出水均匀、制造质量高、使用寿命长。有单个滴头多种型式规格和滴灌管(带)选择。
2.微喷头有旋转式和折射式,具有雾化性能好、喷洒均匀、雾滴细、成本低、寿命长,易使用等特点,喷幅 1.8呻米,能满足多种需要,并带有防滴阀。
3.过滤器有全塑叠片式、全塑网式,碳钢防腐网式和砂石过滤器,有多种型式和规格。具有压力损失小、清 洗方便、系列化、易使用、有自清洗功能、过滤性能好、耐腐耐用、过滤可靠等特点。可组合成过滤站,满足各种 水源和大、中、小微水灌溉系统过滤需要。
4.管材、管件连接件:与南京大学原高分子材料研究中心联合研制的新型塑材配方已投入批量生产,预计 寿命达1p20年。连接件快接不用任何工具徒手就可以方便地操作。
5.智能化自动控制系统:运用现代信息技术和传感技术,通过测试土壤墒情等参数,结合植物需水规律,实 现适时定量灌溉,达到高产、优质、节水的目的,充分发挥节水灌溉工程的经济效益,为农业灌溉工程提供了现 代化管理技术。
系统能测报灌区气温、相对湿度、土壤电导率(用以估测土壤养分丰缺情况)、土壤水势(确定灌水时间)、 土壤含水量(确定需灌水量)、土壤通气孔隙度(获知是否需要排水)、土壤有效储水量等参数,可根据时间、压 力、空气湿度、土壤湿度、雨量等参数进行自动控制。系统有多种规格和型式,适合不同面积大小、技术要求和 档次。微机系统具有监测、运算、预报、图形显示、打印、自动与手动控制等多项功能。
适用范围:温室、大棚内的蔬菜、瓜果、食用菌、花卉等的灌水、施肥和植保;果园、苗圃、草坪和城市园林风 景区灌溉以及大田作物灌溉和施肥。
本中心竭诚为广大用户服务,有自产产品和进口产品任选,提供设计、安装指导、调试、代培管理技术人员 等技术服务;承接各种滴灌、微喷灌、喷灌、园林绿化和温室大棚等”交钥匙工程”,为用户编写节水灌溉方面的 项目建议书、可行性研究报告和项目实施方案。
联系地址:南京市柳营100号农业部南京农业机械化研究所
联系电话:(025)4346240传真:(025)43462404432672 E—man:fb巧y均s@jlollline.com 网址:ht中:/^11icroirr.3322.ne∥ 邮编:210014联系人:方部玲
一19— 万 方数据
通径分析的SAS实现方法
作者:任红松 , 吕新 , 曹连莆 , 袁继勇 , REN Hong-song, Lu Xi, CAO Lian-pu, yuan Ji-yong
作者单位:石河子大学新疆作物高产研究中心,新疆,石河子,832003
刊名:
计算机与农业
英文刊名:COMPUTER AND AGRICULTURE
年,卷(期):2003(4)
被引用次数:37次
参考文献(4条)
1. 盖钧镒 试验统计方法 2000
2. 李永孝 农业应用生物统计 1998
3. 边宽江 小麦品种产量与产量因素通径分析 [期刊论文]-西北农业学报 1999(02)
4. 梁晓玲 玉米杂交种的产量比较及主要农艺性状的相关和通径分析 [期刊论文]-玉米科学 2001(1)
本文读者也读过(10条)
1. 林德光 析因试验中交互作用分析的SAS技术 [期刊论文]-工科数学 2001,17(4)
2. 曾军 . 王润华 . 周燕荣 用SAS程序编制简略寿命表及去死因寿命表 [期刊论文]-现代预防医学 2000,27(3)
3. 李子建 . 苗青 . 刘元东 疫情Word报表的SAS编程实现 [期刊论文]-解放军预防医学杂志 2005,23(3)
4. 林德光 通径分析法在腰果播种中的应用--兼论通径分析的SAS实施 [期刊论文]-热带作物学报 2001,22(3)
5. 中国人民大学统计学系数据挖掘中心 数据挖掘中的决策树技术及其应用 [期刊论文]-统计与信息论坛 2002,17(2)
6. 黄大辉 . 彭懿紫 . 黄天进 . 蔡巨广 . 莫永生 . 曾超珍 杂交水稻主要性状的多重逐步回归和通径分析 [期刊论文]-广西 农业生物科学 2004,23(2)
7. 任红松 . 曹连莆 . 魏凌基 . 刘东旭 协方差分析的SAS实现方法 [期刊论文]-石河子大学学报(自然科学版) 2003,7(1)
8. 王德征 . 王建华 . 马骏 多样本比较的Ridit分析及SAS程序实现 [期刊论文]-天津医科大学学报 2006,12(2)
9. 林德光 . Lin Deguang经典试验设计的多元分析及其SAS实施 [期刊论文]-热带作物学报 2000,21(1)
10. 曹波 . 邹建东 . CAO Bo. ZOU Jian-dong多中心临床试验随机设计的SAS可视化实现 [期刊论文]-中国临床药理学 与治疗学 2006,11(5)
引证文献(37条)
1. 赵文生 . 张亚军 . 储明星 中国美利奴羊(新疆型)产毛性状的相关及通径分析 [期刊论文]-中国畜牧兽医 2007(12)
2. 苏小俊 . 袁希汉 . 卢成苗 . 徐海 . 陈劲枫 授粉方式对江蔬1号丝瓜F1种子产量和质量的影响 [期刊论文]-江苏农业科 学 2007(6)
3. 袁希汉 . 汪玉清 . 侯喜林 . 徐海 . 苏小俊 丝瓜主要农艺性状的相关及通径分析 [期刊论文]-江苏农业学报 2006(1)
4. 王辉 . 庄辉发 . 王华 . 朱自慧 . 许卫东 香草兰单株产量构成性状的通径分析 [期刊论文]-安徽农业科学 2010(29)
5. 苏小俊 . 袁希汉 . 徐海 . 陈劲枫 丝瓜部分农艺性状的变异情况及相关性分析 [期刊论文]-江苏农业科学 2007(5)
6. 王梓贞 . 谭淑玲 . 宋玉虹 . 杨荣斌 黑龙江省北部地区大豆品种(系)粒重与主要农艺性状的相关性分析 [期刊论文]-现代化农业 2010(9)
7. 杜家菊 . 陈志伟 使用SPSS线性回归实现通径分析的方法 [期刊论文]-生物学通报 2010(2)
8. 赵玉忠 . 何桢 质量管理体系绩效影响因素的通径分析 [期刊论文]-统计与决策 2008(24)
9. 张琪 . 丛鹏 . 彭励 通径分析在Excel和SPSS中的实现 [期刊论文]-农业网络信息 2007(3)
10. 徐海 . 苏小俊 . 袁希汉 . 陈劲枫 丝瓜种质资源熟性性状的评价指标和相关性分析 [期刊论文]-江苏农业科学 2007(6)
11. 王斌会 . 陈楚祥 广东省科技投入对经济影响的通径分析 [期刊论文]-科技管理研究 2006(1)
12. 杜光年 . 林敏 . 刘志斌 油田产量影响因素的通径分析 [期刊论文]-大众科技 2005(9)
13. 孟冰 . 朱海静 . 王瑞 产妇分娩住院费用影响因素的通径分析 [期刊论文]-中国全科医学 2009(9)
14. 秦叶波 . 陈叶平 . 张胜 . 黄根元 . 王岳钧 超级稻甬优12高产高效技术途径分析 [期刊论文]-中国稻米
2013(6)
15. 薛香 . 吴玉娥 . 郭文婵 小麦收获指数与主要农艺性状的相关性研究 [期刊论文]-河南科技学院学报(自然科学版 ) 2010(3)
16. 杨忠强 . 岳海风 . 郜庆炉 . 薛香 . 刘胜波 小麦单株产量性状的相关性及其通径分析 [期刊论文]-种子 2007(7) 17. 任红松 . 朱家辉 . 杨斌 . 袁继勇 . 詹发强 . 宋羽 EXCEL在通径分析中的应用 [期刊论文]-农业网络信息 2006(3) 18. 王英 . 严学东 . 莫饶 . 庄南生 . 郑成木 30个旱稻品种的主要农艺性状与相关分析 [期刊论文]-热带作物学报 2005(1)
19. 刘滨 . 彭励 . 郑丽萍 . 任树勇 黄芪主要农艺性状与种子产量通径分析 [期刊论文]-山地农业生物学报 2013(3) 20. 朱砺 . 李学伟 . 帅素容 . 李芳琼 . 李明洲 . 陈磊 二元杂交商品猪胴体性状的相关及通径分析 [期刊论文]-畜牧与兽医 2006(10)
21. 栗丹 . 张静 . 鲁璐 . 李莉蓉 . 李竹林 . 吴瑜 高产优质抗病小麦新品种川育20的丰产性、稳定性及适应性分析 [期刊论 文]-种子 2011(11)
22. 王贇文 . 曹致中 . 韩建国 . 陈晓军 . 郝铠 苏丹草营养成分与农艺性状通径分析 [期刊论文]-草地学报 2005(3) 23. 王永 . 王杰 . 字向东 . 许期树 . 欧阳熙 . 刘鲁蜀 . 益西多吉 高原型藏山羊产绒量与7项表型性状的相关性研究 [期刊论 文]-西南民族大学学报(自然科学版) 2010(5)
24. 王芳 . 马军 . 郭玉平 . 郭显 . 刘圆圆 . 孙学振 . 宋宪亮 棉花产量性状的相关及通径分析 [期刊论文]-山东农业科学 2012(1)
25. 李学俊 . 舒志明 薏苡主要农艺性状的相关及通径分析 [期刊论文]-中国农学通报 2010(16)
26. 严福升 . 王志刚 . 刘旭东 . 刘志鹏 . 张全启 3月龄牙鲆形态性状对体质量的通径分析 [期刊论文]-渔业科学进展 2010(2)
27. 高力明 材料制备工艺过程的通径模型与其应用前景 [期刊论文]-中国陶瓷 2007(10)
28. 姜慧新 . 沈益新 . 翟桂玉 . 刘展生 施磷对紫花苜蓿分枝生长及产草量的影响 [期刊论文]-草地学报 2009(5) 29. 张胜 . 林太赟 籼粳杂交稻甬优9号高产高效技术途径分析 [期刊论文]-中国稻米 2011(3)
30. 许期树 . 王杰 . 张亚美 . 华太才让 . 益西多杰 . 姬秋梅 藏山羊产绒量与影响因子的相关和通径分析及最优回归模型 的建立 [期刊论文]-西南民族大学学报(自然科学版) 2006(5)
31. 张胜 . 林太赟 . 王威 杂交水稻'甬优6号'高产高效技术途径分析 [期刊论文]-中国农学通报 2011(7)
32. 张国权 . 叶楠 . 张桂英 . 罗勤贵 馒头品质评价体系构建 [期刊论文]-中国粮油学报 2011(7)
33. 李鸿雁 . 李志勇 . 师文贵 . 蔡丽艳 . 张静萍 野生扁蓿豆单株种子产量与主要农艺性状的通径分析 [期刊论文]-草地 学报 2012(3)
34. 白戈 . 王志民 . 李秀秀 甜瓜F2群体农艺性状的分析 [期刊论文]-华北农学报 2009(z1)
35. 张杰 . 张蜀宁 . 徐伟钰 . 侯喜林 二、四倍体青花菜净光合速率日变化及其影响因子的相关和通径分析 [期刊论文]-
江苏农业科学 2006(6)
36. 汪玉清 普通丝瓜主要经济性状的遗传特性分析及花芽分化与化学调控研究 [学位论文]硕士 2005 37. 宋雯雯 贮前温度对板栗石灰化和生理的效应分析 [学位论文]硕士 2006
本文链接:http://d.wanfangdata.com.cn/Periodical_jsjyny200304006.aspx
范文五:偏相关+通径分析例子
专论与研究中国稻米2009年第2期
杂交中籼稻产量与主要经济性状关系的分析
王曙光1谢成林1*谢仁康2张文杰2张菊芳1王汝利1
2*
(1江苏省扬州市农业局,江苏扬州225002;江苏省仪征市农林局,江苏仪征211400;通讯作者,E-mail:yztgz@163.com)
摘要:通过对16个杂交中籼稻新组合的主要经济性状进行相关分析、偏相关分析、通径分析和主成分分析,结果表明:(1)各主要经济性状中,每穗粒数对产量的直接贡献率最大,其次是结实率;(2)构成杂交中籼稻产量的主成分因子是粒数、粒重、结实率和穗数等。其中,粒数因子贡献率最大,其次为粒重因子,结实率因子和穗数因子贡献率穗数247.2~279.3万/hm2,每穗粒数157~193相对较小;(3)杂交中籼稻高产组合单产9t/hm2以上的产量构成因素为:粒,结实率84.0%以上,千粒重25.9~26.9g。笔者认为,江苏省扬州市丘陵地区杂交中籼稻高产栽培应在保证适宜穗数的基础上,主攻每穗粒数和结实率,同时稳定提高千粒重,选择大穗型杂交中籼稻组合容易获得高产。
关键词:杂交籼稻;产量;经济性状
产量始终是水稻育种和栽培的主要目标,只有在一定产量的基础上,水稻优质、高效、生态、安全才具有实际意义。因此,水稻育种必须对产量性状进行有效选择,并使之协调发展。由于水稻产量性状一般为数量性状,受多基因支配和多种环境因素的影响,且性状间彼此关联,某一性状的改变必然导致其它性状的变化,因而在实践中较难掌握。本研究通过对16个杂交中籼稻新组合的比较试验,对产量及主要经济性状进行相关分析、偏相关分析、通径分析以及主成分分析,以期揭示各主要经济性状影响产量的原因及其相对重要性,遴选出适合当地推广种植的高产、稳产的杂交中籼稻新组合,并为杂交中籼稻育种提供理论依据。
渝优203产量最高,为10.69t/hm2;其次是C两优396,产量为10.39t/hm2;产量位列第3的是淮两优52,为9.85t/hm2。产量表现在9t/hm2以上的还有天优998、Ⅱ优7号、皖稻153、两优0293、中浙优1号等5个组合。
通过对影响杂交中籼稻产量性状的变异分析发现,不同组合在产量性状上有较大差异(表2)。所测的8个经济性状变异系数幅度在0.06%~24.68%,其中,二次枝梗数变异系数最大,为24.68%,其次是每穗粒数,为14.96%,其余经济性状的变异系数相对较小。由此可见,供试组合的二次枝梗数、每穗粒数有较大的变异性,选择空间较大。从产量构成因素变异的情况分析可以得出,杂交中籼稻产量在9t/hm2以上产量构成因素95%的置信区间为:穗数247.2~279.3万/hm2,每穗粒数157~193粒,结实率84.0%~90.3%,千粒重25.9~26.9g。2.2
相关分析
计算7个经济性状因子与产量的相关系数,得相关系数矩阵,如表3所示。除有效穗数和千粒重外,其余经济性状均与产量呈正相关。其中,产量与每穗粒数达到极显著正相关(r=0.7004**),与二次枝梗数达到显著正相关(r=0.6067*),而与有效穗数、千粒重呈弱负相关,说明在一定范围内,提高每穗粒数以及二次枝梗着粒数均可显著提高产量。
从性状之间相关分析看出,二次枝梗数与每穗粒数呈极显著正相关(r=0.9511**),说明二次枝梗数的增加可以显著的提高每穗粒数,从而提高产量;结实率与千粒重呈显著正相关(r=0.5177*),说明结实率增加,千
收稿日期:2008-11-25
基金项目:江苏省“333工程”培养对象科研资助项目
1材料与方法
试验于2007年在江苏省仪征市真州镇小农场进行。供试材料包括渝优203、C两优396等16个杂交中籼稻组合(表1)。采用肥床旱育移植方式,5月17日播种,6月16日移栽,行株距为25.0cm×14.8cm,单本栽插,3次重复,随机排列,小区面积15m2。试验田地力中等,肥水管理和病虫害防治均按当地高产栽培要求进行。成熟期考察穗长(X1)、一次枝梗数(X2)、二次枝梗数(X3)、有效穗数(X4)、每穗粒数(X5)、结实率(X6)、千粒重(X7)和实收产量(y)等经济性状。通过DPS数据处理系统软件[1]对各性状进行相关分析、偏相关分析、通径分析和主成分分析进行分析。
2结果与分析
2.1
性状表现及变异分析
由表1可知,16个组合平均单产8.83t/hm2。其中,
·11·
王曙光等:杂交中籼稻产量与主要经济性状关系的分析
中国稻米2009年第2期
表1供试组合主要经济性状表现值
组合渝优203C两优396淮两优52天优998Ⅱ优7号皖稻153两优0293中浙优1号全优527内2优6号Ⅱ优航1号D优527渝优600协优527Ⅱ优602特优航1号
穗长(cm)21.926.122.425.620.924.923.023.024.325.324.722.821.326.724.621.3
一次枝梗数
12.912.112.410.911.811.711.011.113.112.811.211.712.112.412.311.2
二次枝梗数
36.134.430.824.230.731.729.216.529.223.023.322.116.326.732.015.5
有效穗数(104/hm2)276.0241.5267.0288.0249.0240.0258.0286.5246.0258.0289.5280.5264.0276.0259.5249.0
每穗粒数188.5205.2172.0163.0176.7187.6172.6132.5166.4152.4147.8140.1126.3168.2167.7116.2
结实率(%)84.786.485.788.588.782.685.695.087.991.385.082.387.567.669.687.7
千粒重(g)25.726.127.325.826.226.426.427.326.826.625.425.927.425.326.227.2
产量(t/hm2)10.6910.399.859.809.399.309.259.198.978.918.677.897.477.427.396.70
产量位次
12345678910111213141516
表2供试组合主要经济性状的变异分析
性状平均值穗长(cm)23.68一次枝梗数11.92二次枝梗数26.36有效穗数(104/hm2)264.28
161.45每穗粒数
84.76结实率(%)
26.38千粒重(g)
2
8.83产量(t/hm)
标准差
1.840.716.5016.8324.167.040.681.16
CV(%)7.765.9324.680.0614.968.302.580.13
实际变幅20.9~26.710.9~13.115.5~36.1240.0~289.5116.2~205.267.6~95.025.3~27.36.70~10.39
影响后,某一自变量与因变量的相关。本试验中,通过逐步回归分析,选出了有效穗数(X4)、每穗粒数(X5)、结实率(X6)、千粒重(X7)是对产量(y)极显著的变量。每个变量(X)与产量(y)的偏相关、t测验值、显著水平见表4。相关分析中,有效穗数、千粒重与产量均呈负相关,而偏相关分析中,其它因素一定时,有效穗数、每穗粒数、千粒重、结实率与产量的偏相关系数均为极显著的正值。这表明产量构成因素与产量有真实密切关系。
为了消除各经济性状之间由于相互促进、相互制约的关系而造成的混淆,明确各产量经济性状对产量线性效应的显著性,准确地描述产量对于经济性状的依赖关系,经过3次剔除,每次淘汰一个偏回归平方和最小且未达极显著水平的自变量,建立了产量的最优线性回归方程为:Y=-22.6786+0.0301X4+0.0515X5+0.1024X6+0.2484X7,多元相关系数R=0.9956**,多元决定系数R2=0.9912,F=311.81**。说明X4、X5、X6、X7与Y之间存在着极显著的线性回归关系,且X4、X5、X6、X7与Y的偏回归系数也均达到了极显著。多元决定系数R2=
表3经济性状和产量之间的相关性
因子X3X5X1X2X7X4X6
X20.1061
X30.24810.4486
X40.0562-0.3071-0.3486
X50.39000.34350.9511**-0.3556
X6-0.3890-0.2423-0.3474-0.0219-0.2479
X7-0.5148*0.0094-0.4265-0.3289-0.43900.5177*y0.09750.11190.6067*-0.00550.7004**0.4219-0.1479
***注:相关系数临界值:R0.05=0.497,R0.01=0.623;,表示差异分别
达P
表4主要经济性状的偏相关系数
相关关系(ry,X4)(ry,X5)(ry,X6)
)(ry,X7
偏相关
0.96150.99280.98430.7055
t检验值11.601927.52418.46953.3017
显著水平p结实率>有效穗数>千粒重,表明杂交中籼稻高产育种或栽培必须着重于每穗粒数的提高,同时兼顾结实率和有效穗数,即选育大穗型、结实率较高的组合较易获得高产。
在各间接通径系数中,千粒重通过结实率对产量有正向效应(P7→P6→Y=0.3222),结实率通过千粒重对产量也有正向效应(P6→P7→Y=0.0755),其余的间接通径系数均为负值,表明结实率、千粒重对产量的影响虽然没有每穗粒数明显,但各因素之间仍存在相互协调的问题。2.5
主成分分析
对7个与产量相关的经济性状进行主成分分析(表6),结果显示,前4个主成分中的累积贡献率已经包含了7个变量88.47%的信息。
第一主成分因子特征值为3.00,其贡献率为42.86%,对应特征向量中,二次枝梗数分值较大(0.5138),其次为每穗粒数,而千粒重则表现为较高的负向量(-0.3723)。说明二次枝梗数增加,可提高每穗粒数,穗型过大,千粒重降低,故称第一主成分为“粒数因子”。
第二主成分因子的特征值为1.70,其贡献率为24.39%,对应特征向量中,千粒重分值较大(0.4922),其次为一次枝梗数,而有效穗数表现为较大的负向量(-0.6102)。说明提高一次枝梗数,可提高千粒重,但有效穗数会下降,故称第二主成分为“粒重因子”。
第三主成分因子特征值为0.83,其贡献率为11.85%,对应的特征向量以结实率分值较大(0.5780),其次为每穗粒数,而一次枝梗数表现为较高的负向量(-0.6436)。说明结实率增加,每穗粒数也增加,而一次枝梗数降低,故称为“结实率因子”。
第四主成分因子特征值为0.66,其贡献率为9.37%,对应的特征向量以有效穗数分值较大(0.4958),其次为二次枝梗数、一次枝梗数,而穗长表现为较高的负向量(-0.7544)。说明有效穗数增多,二次枝梗数、一次枝梗数也增多,而穗长下降,故称为“穗数因子”。
通过以上分析可知,构成杂交中籼稻变化的主成分因子分别是粒数因子、粒重因子、结实率因子和穗数因子,而且粒数因子贡献率最大,其次为粒重因子,结实率因子和穗数因子贡献率相对较小。因此,高产育种中,在适宜穗数的基础上,应注重选择大穗型的组合更容易获得高产,这与很多试验结果[2-4]有相似之处。
3结论与讨论
上述结果表明,杂交中籼稻的主要经济性状间相
·13·
王曙光等:杂交中籼稻产量与主要经济性状关系的分析
中国稻米2009年第2期
互影响,相互制约,它们对产量的直接作用不同程度地被间接作用所影响。就产量构成因素来说,每穗粒数与产量的关系不论是相关系数还是直接通径系数都是最大的,其次是结实率的直接通径系数较大。这与有关报道或同或异[2-5],可能与不同条件和不同产量水平有关。
基于以上多元逐步回归和通径分析结果,并考虑到目前人们对杂交中籼稻的产量要求,笔者认为扬州丘陵地区杂交中籼稻高产组合9t/hm以上的产量构
2
之间的关系,建立良好的群体质量,才能提高该地区杂交中籼稻产量的潜力。
参考文献
[1]唐启义,冯明光.实用统计分析及其计算机处理平台.北京:中国
农业出版社,1997:211-224.
[2]吕建群,曾宪平.四川中籼中熟杂交水稻产量与主要经济性状的
分析.中国农学通报,2006,22(10):184-186.
[3]郑玉美.杂交稻产量与主要经济性状的相关和通径分析.福建稻
麦科技,2005,23(2):5-6.
[4]石英尧,钱益亮,吴险峰,等.安徽中籼稻主要产量因子结构研究.
中国农学通报,2007,23(12):190-193.
[5]蒋开锋,郑家奎.长江流域和早籼良种主要性状分析和高产育种
探索.水稻高粱科技,1995,18(2):23-25.
成因素为:穗数247.2~279.3万/hm2,每穗粒数157~193粒,结实率84.0%以上,千粒重25.9~26.9g。从主成分分析结果中也可以看出,大穗型杂交中籼稻组合更容易获得高产。因此,在保证一定穗数的基础上,主攻每穗粒数和结实率,同时稳定提高千粒重,协调优化三者·综合信息·
!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!
2008年国家审定的水稻品种
类型
选育(人)单位
湖南杂交水稻研究中心
内江杂交水稻科技开发中心国家杂交水稻工程技术研究中心清华深圳龙岗研究所浙江省温州市农业科学研究院湖南亚华种业科学研究院德农正成种业有限公司江西省农业科学院水稻研究所湖南亚华种业科学研究院四川省农业科学院作物研究所福建省南平市农业科学研究所四川应林企业集团种业有限公司、内江杂交水稻科技开发中心
南京农业大学、
江苏中江种业股份有限公司安徽省农业科学院水稻研究所广东省农业科学院水稻研究所湖南科裕隆种业有限公司安徽荃银禾丰种业有限公司
江西省种子公司
湖南杂交水稻研究中心、湖南隆平种业有限公司江西省种子公司中国水稻研究所、中国科学院遗传与发育生物学研究所、广东省农业科学院水稻研究所浙江省嘉兴市农业科学研究院浙江省嘉兴市农业科学研究院、浙江省长兴县种子公司、浙江省海盐县种子公司、浙江省绍兴市农业科学研究院、浙江省诸暨市种子公司浙江省宁波市农业科学研究院作物研究所、宁波市种子有限公司
品种来源Y58S×9311
内香5A×内恢2156深97A×R2134嘉早935/浙943//温451
陆18S×华819株1S×31-312金23A×R458湘陵628S×华268川香29A×成恢157Ⅱ-32A×南恢125内香2A×R128
03S×D2081892S×RH003五丰A×广恢308湘菲A×湘恢66新安S×YR106东B11A×先恢962
准S×R893中9A×先恢268天丰A×华占
全生育期区试产量生试产量(d)(kg/667m2)(kg/667m2)133.2503.8486.1151.3589.6565.4150.1574.5550.8108.4107.2108.0112.1112.2133.9135.2133.9130.4134.2112.2113.4112.7118.5120.0118.3119.2
484.6508.0505.8514.4519.7563.0589.9564.4592.5581.4504.5500.8503.0487.6500.2454.4523.7
458.7455.0471.4498.9514.1555.3560.3555.6569.0560.7511.7510.2531.1459.9498.4437.5491.7
审定编号国审稻200800120080022008003
品种名称
Y两优1号籼型两系杂交水稻内香8156籼型三系杂交水稻深优9734籼型三系杂交水稻
籼型常规水稻温2292008004
2008005陆两优819籼型两系杂交水稻2008006株两优312籼型两系杂交水稻2008007金优458籼型三系杂交水稻2008008陵两优268籼型两系杂交水稻2008009川香8号籼型三系杂交水稻2008010Ⅱ优125籼型三系杂交水稻2008011内香2128籼型三系杂交水稻2008012新两优6380籼型两系杂交水稻2008013皖稻1532008014五优308
湘优662008015
2008016新两优1062008017东优9622008018准两优893
籼型两系杂交水稻籼型三系杂交水稻籼型三系杂交水稻籼型两系杂交水稻籼型三系杂交水稻籼型两系杂交水稻
2008019先农18号籼型三系杂交水稻2008020天优华占籼型三系杂交水稻
20080212008022粳型常规水稻秀水09
嘉优2号粳型三系杂交水稻秀水110/嘉粳2717//秀水110
嘉60A×嘉恢30148.4146.2552.3582.5541.7562.4
2008023甬优9号粳型三系杂交水稻甬粳2号A×K306093152.7628.1541.7
(下转第29页)
·14·
转载请注明出处范文大全网 » 通径分析的SAS代码