导读:本文包含了遗传型与环境互作论文开题报告文献综述、选题提纲参考文献及外文文献翻译，主要关键词:环境,家系,方差,黄花,子代,地点,家族。
遗传型与环境互作论文文献综述
董洪平,王健[1]（1989）在《小麦蛋白质含量的遗传型×环境互作分析》一文中研究指出本文用聚类分析方法分析了小麦籽粒蛋白质含量的遗传型×环境互作与地理气象因素的关系。结果表明,品种×地点的互作效应与地理气象因素相关密切,在相似的地理气象条件下,品种×地点的互作形式相近。本文通过对区试点的分析比较,初步认为武清点为北方晚熟冬麦区品种和高代育种材料品质、产量一般适应性鉴定的最佳地点。同时本文对蛋白含量的区划方法予以尝试。(本文来源于《河北农业大学学报》期刊1989年03期）
翟虎渠[2]（1989）在《黄花烟草的遗传型和环境的互作——Ⅰ.线性模型分析》一文中研究指出黄花烟草 Nicotiana rustica 的两个品种 V_2和 V_(12)以及它们的衍生世代 F_1、F_2、B_(c2)和 B_(c12)计6个世代16个家系种植在16个不同的环境中。方差分析表明:母性效应不是变异的主要原因,世代间和环境间的差异以及它们的互作都是极显着的。株高这一性状,在早期只是加性基因起作用,但随着时间的推移,方向显性也逐渐变为重要因素,在一些环境中基因存在上位性效应。我们对 N、P、K 和 Ca 每种肥料的单独效应和不同组合的联合效应作正交比较,结果指出,磷对株高有最大的增加效应,单独施用氮对株高没有影响,至少是在移栽后的早期如此。根据总的平均数模型和相应的肥料效应模型,可以重新构造某一性状在某一特定环境条件下的线性模型。(本文来源于《作物学报》期刊1989年02期）
翟虎渠[3]（1988）在《黄花烟草的遗传型和环境的互作——Ⅱ.联合回归分析》一文中研究指出本研究采用黄花烟草(N.rustica)品种V_2和V_(12)组合的6个基本世代(V_2,V_(12),F_1,F_2,B_(c2),B_(c12)计16个家系种植在16种不同肥力的环境。分析表明:1.绝大多数情况下,遗传型与环境的互作为加性环境成分的线性函数;2.从V_2和V_(12)以及F_1算得的统计数来估计F_2,B_(C2)和B_(C12)世代的平均数,77％是合适的,如引进上位性成分则更为合适;3.第7周株高的加性成分达最大,但显性成分于最后期为最大,达超显性;4.联合回归分析中,不同回归系数的异质性也非常显着。(本文来源于《南京农业大学学报》期刊1988年01期）
承泓良[4]（1984）在《遗传型—环境互作估算及其在作物育种中的应用》一文中研究指出在作物育种工作中,通过对表现型的选择来判断遗传型的优劣,目前仍是育种家使用的基本手段.由于表型表现受到遗传型、环境和遗传型-环境互作叁方面的影响,可以把表型值(P)看成基因型值(G)、环境值(E)和遗传型-环境互作值(GE)的线性函数,即P=G+E+(GE).因此,在育种过程中,利用表型值估算遗传效应,不可避免地含有非遗传的环境效应成份,即存在遗传型与环境互作.由于这种互作存在,使遗传型与表型的相关性降低,以致在遗传和育种试验中,减少了从表型试验结果推断遗传型的可信程度.(本文来源于《江苏农业科学》期刊1984年02期）
陶德生[5]（1982）在《桉树遗传型×环境互作初析》一文中研究指出一、引言树木的表现型是遗传和环境共同作用的结果。表现型的好坏,除了遗传、环境这二个因素外,还存在着遗传型×环境的交互作用。这个交互作用是指树木遗传型对变化的环境条件的不同反应。同类树木栽培在不同的环境条件下,表现出来相对生长量的差异,主要是由于树木的遗传型×环境互作所造成的。(本文来源于《桉树科技协作动态》期刊1982年03期）
叶培忠,陈岳武,陈瑾,阮益初,陈世彬[6]（1980）在《杉木遗传型×环境互作和遗传稳定性的研究——Ⅱ.杉木多点子代测定的分析》一文中研究指出我们的多点子代测定的研究从1976年开始,于1978年结束。本研究的结果表明:家系×地点的方差分量基值的高百分比率(10～20％),证实了杉木的GEI是非常显着的。 在本研究中根据遗传型的稳定性,多点子代测定被研究的家系可分为叁种类型,即“速生稳定型”(占20～25％)、“变化型”(50～60％)、“慢生型”(20～25％)。 我们的研究证实:杉木家系当半同胞子代在叁个不同地区测定时(具有共同遗传对照),其家系均值的稳定性值是0.691;然而,当在两个不同地区测定时,共家系均值的稳定性在0.533以上。最后,当全同胞子代在两个不同地区测定时,其家系均值稳定性值接近0.52。(本文来源于《南京林业大学学报(自然科学版)》期刊1980年04期）
叶培忠,陈岳武,陈世彬,刘大林,林启洋[7]（1980）在《杉木遗传型×环境互作和遗传稳定性的研究——Ⅰ.杉木遗传型×地点×年分互作的分析》一文中研究指出半同胞子代测定的研究于1972年开始,在1977年完成。从这些研究的结果看出,在45个家系之间苗期高生长量在1％平准上是非常显着的。 遗传型×环境互作(GEI)表现的经验值,可借助于互变量的分析来计算。家系×年分(7.39％)、家系×地点(7.36％)和家系×地点×年分(19.91％)的高的方差分量百分率,表现了杉木的GEI是十分显着的。 在杉木育种程序中,应用半同胞子代测验,检验GEI类型是完全可能的。 根据遗传稳定性研究的结果,该种子园内这些家系可分为四种类型:“速生—稳定型”、“中等—稳定”,“变化的”和慢生型”。(本文来源于《南京林业大学学报(自然科学版)》期刊1980年03期）
[8]（1979）在《杉木遗传型×环境互作及其遗传稳定性的研究——杉木遗传型×试验场×年度互作的分析》一文中研究指出一、引言 遗传型×环境条件的交互作用,是指林木遗传型对变化的环境条件的不同反应。同类杉木在不同环境下表现出相对生长量的差异,主要是由于杉木遗传型×环境互作所造成的。因此,要从理论上予估杉木在遗传型和环境条件的改变中所引起的偏值,确定其合宜的遗传稳定性参数及其适应的范围和程度。(本文来源于《山东林业科技》期刊1979年03期）
遗传型与环境互作论文开题报告
（1）论文研究背景及目的
此处内容要求：
首先简单简介论文所研究问题的基本概念和背景，再而简单明了地指出论文所要研究解决的具体问题，并提出你的论文准备的观点或解决方法。
写法范例：
黄花烟草 Nicotiana rustica 的两个品种 V_2和 V_(12)以及它们的衍生世代 F_1、F_2、B_(c2)和 B_(c12)计6个世代16个家系种植在16个不同的环境中。方差分析表明:母性效应不是变异的主要原因,世代间和环境间的差异以及它们的互作都是极显着的。株高这一性状,在早期只是加性基因起作用,但随着时间的推移,方向显性也逐渐变为重要因素,在一些环境中基因存在上位性效应。我们对 N、P、K 和 Ca 每种肥料的单独效应和不同组合的联合效应作正交比较,结果指出,磷对株高有最大的增加效应,单独施用氮对株高没有影响,至少是在移栽后的早期如此。根据总的平均数模型和相应的肥料效应模型,可以重新构造某一性状在某一特定环境条件下的线性模型。
（2）本文研究方法
调查法：该方法是有目的、有系统的搜集有关研究对象的具体信息。
观察法：用自己的感官和辅助工具直接观察研究对象从而得到有关信息。
实验法：通过主支变革、控制研究对象来发现与确认事物间的因果关系。
文献研究法：通过调查文献来获得资料，从而全面的、正确的了解掌握研究方法。
实证研究法：依据现有的科学理论和实践的需要提出设计。
定性分析法：对研究对象进行“质”的方面的研究，这个方法需要计算的数据较少。
定量分析法：通过具体的数字，使人们对研究对象的认识进一步精确化。
跨学科研究法：运用多学科的理论、方法和成果从整体上对某一课题进行研究。
功能分析法：这是社会科学用来分析社会现象的一种方法，从某一功能出发研究多个方面的影响。
模拟法：通过创设一个与原型相似的模型来间接研究原型某种特性的一种形容方法。
遗传型与环境互作论文参考文献
[1].董洪平,王健.小麦蛋白质含量的遗传型×环境互作分析[J].河北农业大学学报.1989
[2].翟虎渠.黄花烟草的遗传型和环境的互作——Ⅰ.线性模型分析[J].作物学报.1989
[3].翟虎渠.黄花烟草的遗传型和环境的互作——Ⅱ.联合回归分析[J].南京农业大学学报.1988
[4].承泓良.遗传型—环境互作估算及其在作物育种中的应用[J].江苏农业科学.1984
[5].陶德生.桉树遗传型×环境互作初析[J].桉树科技协作动态.1982
[6].叶培忠,陈岳武,陈瑾,阮益初,陈世彬.杉木遗传型×环境互作和遗传稳定性的研究——Ⅱ.杉木多点子代测定的分析[J].南京林业大学学报(自然科学版).1980
[7].叶培忠,陈岳武,陈世彬,刘大林,林启洋.杉木遗传型×环境互作和遗传稳定性的研究——Ⅰ.杉木遗传型×地点×年分互作的分析[J].南京林业大学学报(自然科学版).1980
[8]..杉木遗传型×环境互作及其遗传稳定性的研究——杉木遗传型×试验场×年度互作的分析[J].山东林业科技.1979
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