魏光鈺　胡勇　彭友　吳永琴　陳永勝　周南

摘 ? ?要：為研究清鎮(zhèn)煙區(qū)烤煙在一次性施肥條件下常規(guī)化學(xué)成分的協(xié)調(diào)性，分析煙區(qū)2013—2015年采集煙葉樣品的煙堿（x1）、總糖（x2）、還原糖（x3）、總氮（x4）、Cl（x5）、K（x6）、蛋白質(zhì)（x7）等7項(xiàng)數(shù)據(jù)，應(yīng)用多元線性回歸構(gòu)建烤煙協(xié)調(diào)性的預(yù)測模型。結(jié)果表明：（1）方差膨脹因子（VIF）值在3.77～13.6之間，說明7項(xiàng)常規(guī)化學(xué)成分存在多重共線性;（2）部分常規(guī)化學(xué)成分與施木克值（y1）、兩糖比（y2）、氮堿比（y3）、糖堿比（y4）、鉀氯比（y5）之間存在極顯著相關(guān)關(guān)系，說明以主成分分析方法建立化學(xué)成分（xi）與協(xié)調(diào)性（yi）的多元線性回歸模型是合理的;（3）通過對(duì)常規(guī)化學(xué)成分（xi）做主成分分析，提出3個(gè)主成分（Z1、Z2、Z3）并計(jì)算出得分，共包含了總體信息量的83.26%，采用逐步回歸分析擬合的最優(yōu)模型分別為y1=4.298+0.479Z1-0.437Z2+0.118Z3、y2=0.829+0.042Z2、y3=0.787+0.123Z1-0.067Z2+0.041Z3、y4=12.123+2.68Z1+1.357Z2-1.046Z3、y5=7.427-1.959Z3+0.781Z1，調(diào)整R2在52.3%～94.6%之間，且回歸系數(shù)與回歸方程均能通過顯著性檢驗(yàn)（P<0.01），說明通過本研究擬合的回歸模型不僅可用于預(yù)測烤煙協(xié)調(diào)性，還能為進(jìn)一步探索烤煙化學(xué)成分與烤煙協(xié)調(diào)性之間的關(guān)系提供參考。

關(guān)鍵詞：一次性施肥;烤煙;化學(xué)成分;烤煙協(xié)調(diào)性;相關(guān)分析;主成分分析

中圖分類號(hào)：S572 ? ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ? ? ? DOI 編碼：10.3969/j.issn.1006-6500.2019.05.013

Model for Predicting Coordination of Flue-cured Tobacco Based on Single Basal Fertilization

WEI Guangyu1， HU Yong1， PENG You2， WU Yongqin1， CHEN Yongsheng1， ZHOU Nan3

（1.Guiyang Tobacco Company，Guizhou Province，Guiyang， Guizhou 550000， China;2.Zunyi Tobacco Company， Guizhou Province， Zunyi， Guizhou 563000， China; 3.Agricultural College， Guizhou University， Guiyang， Guizhou 550000， China）

Abstract： In order to research the coordination of single basal fertilization in flue-cured tobacco leaves in Qingzhen City， the data of nicotine， total sugar， reducing sugar， total nitrogen， Cl， K and protein of tobacco leaf samples collected from 2013 to 2015 in tobacco growing areas were analyzed， a prediction model for the coordination of conventional chemical components in flue-cured tobacco was established by multiple linear regression. The results showed that：（1）the variance inflation factor （VIF） value between 3.77～13.6， showing that the existence of multicollinearity was among seven chemical indicators; （2）while there was significant relationship between part of the chemical composition and the Shmuck value（y1）， two sugar ratio （y2）， nitrogen alkali ratio （y3），sugar alkali ratio （y4） and potassium chloride ratio （y5）.This indicated it was reasonable that applying principal component analysis method to establish the multiple linear regression model of the chemical composition（xi） and the coordination of（yi） of flue-cured tobacco; （3）in principal component analysis of flue-cured tobacco （xi）， the three main components （Z1，Z2，Z3） and calculate the score， containing a total of 83.26% of the total amount of information. Applying stepwise regression analysis to find the best models were below： y1=4.298+0.479Z1-0.437Z2+0.118Z3， y2=0.829+0.042Z2， y3=0.787+0.123Z1-0.067Z2+0.041Z3， y4=12.123+2.68Z1+1.357Z2-1.046Z3， y5=7.427-1.959Z3+0.781Z1.R2 adjusted between 52.3%～94.6%. And the regression coefficient and regression equation could pass the significance test （P<0.01）. This study showed that regression model fitting flue-cured tobacco not only used to predict coordination， but also to provide a reference for further exploration of the relationship between principal component analysis and coordination of flue-cured tobacco.

Key words： single basal fertilization; flue-cured tobacco; chemical components; coordination of flue-cured tobacco; related analysis; principal component analysis

烤煙是我國的重要經(jīng)濟(jì)作物，種植面積大，適應(yīng)性強(qiáng)，其葉片被加工成卷煙制品，供人吸食[1]。烤煙化學(xué)成分含量不僅是衡量煙葉品質(zhì)的重要指標(biāo)，還能決定煙葉的感官特性[2]，對(duì)其客觀規(guī)律的認(rèn)識(shí)是烤煙生命科學(xué)不可分割的內(nèi)容[3]。烤煙化學(xué)成分及其協(xié)調(diào)性在不同程度上影響著煙葉的物理特性[3-4]。烤煙協(xié)調(diào)性是煙葉內(nèi)各類物質(zhì)形成某種香味風(fēng)格的平衡點(diǎn)，篩選與烤煙協(xié)調(diào)性關(guān)系密切的化學(xué)成分尤為重要，肖雅等[5]通過聚類分析將云南烤煙化學(xué)成分劃分為4類，但并沒有對(duì)全國各地烤煙化學(xué)質(zhì)量作出綜合評(píng)價(jià)。要科學(xué)地評(píng)價(jià)煙葉品質(zhì)，必須對(duì)煙草化學(xué)成分及其協(xié)調(diào)性進(jìn)行深入研究。為改善煙葉化學(xué)成分的協(xié)調(diào)性，提高煙葉品質(zhì)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益，滿足工業(yè)需求，筆者對(duì)清鎮(zhèn)煙區(qū)2013—2015年烤煙化學(xué)成分與烤煙協(xié)調(diào)性構(gòu)建預(yù)測模型，旨在為煙草農(nóng)業(yè)與卷煙工業(yè)提供參考依據(jù)。

1 材料和方法

1.1 試驗(yàn)基本情況

本試驗(yàn)于2013—2015年在貴州省清鎮(zhèn)市進(jìn)行。該區(qū)位于黔中腹地（東經(jīng)106°07′～106°32′，北緯26°25′～26°56′），地勢南高北低，海拔1 100 m，屬北亞熱帶季風(fēng)濕潤氣候，年平均氣溫14.1 ℃，年降雨量1 180.9 mm，水熱資源豐富。

供試土壤為當(dāng)?shù)鼐哂休^強(qiáng)代表性的砂巖黃壤，土壤肥力指標(biāo)如下：pH值 6.57，有機(jī)質(zhì)35.21 g·kg-1，全氮含量2.12 g·kg-1，堿解氮含量128 mg·kg-1，有效磷含量36.3 mg·kg-1，速效鉀含量193 ?mg·kg-1，有效銅含量1.99 ?mg·kg-1，有效硼含量0.15 mg·kg-1，氯離子含量6.38 mg·kg-1。供試品種為云煙87，在烤煙達(dá)到成熟時(shí)采收（堅(jiān)持不成熟不采收原則），選擇大田長勢均勻、長相整齊的煙作為烘烤試驗(yàn)材料，選擇成熟度和煙葉大小相對(duì)一致的煙葉以掛桿烘烤的方式裝入烤房。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

1.2.1 一次性施肥標(biāo)準(zhǔn) 煙草專用基肥（N∶P2O5∶K2O=9∶10∶27）814.5 kg·hm-2;煙草專用追肥（N∶P2O5∶K2O =13∶0∶26）243.45 kg·hm-2;商品有機(jī)肥（有機(jī)質(zhì)質(zhì)量分?jǐn)?shù)≥45）750 kg·hm-2;發(fā)酵油枯225 kg·hm-2。

1.2.2 施肥方法 在烤煙起壟時(shí)，一次性將煙草專用基肥、煙草專用追肥、有機(jī)肥及發(fā)酵油枯同時(shí)施下。一次性施肥和地膜覆蓋相結(jié)合。其他烤煙生產(chǎn)環(huán)節(jié)按正常體系進(jìn)行。

1.3 測定項(xiàng)目與方法

煙堿采用連續(xù)流動(dòng)區(qū)測定[6]、總糖和還原糖依據(jù)《YC/T159-2002》測定[7]、總氮根據(jù)YC/T161-2002測定[8]、Cl根據(jù)YC/T162-2002測定[9]、K根據(jù)YC/T173-2003測定[10]、蛋白質(zhì)根據(jù)YC/T 166-2003測定[11]。

1.4 根據(jù)化學(xué)成分鑒定烤煙的協(xié)調(diào)性

蘇聯(lián)煙草化學(xué)家施木克提出了水溶性總糖與蛋白質(zhì)之比是判定烤煙品質(zhì)的重要指標(biāo)，施木克值越高，表明卷煙品質(zhì)越好[12];也有相關(guān)研究表明，施木克值并非越高越好，水溶性總糖與蛋白質(zhì)含量都應(yīng)保持在一個(gè)各自適宜的范圍才有利于提升煙葉品質(zhì)[13]。鉀、氯含量是影響卷煙燃燒性的重要因素;Mulchi[14]研究表明，氯含量高卷煙燃燒速率慢，鉀含量高則卷煙燃燒速率快，鉀氯比可作為煙葉燃燒性的質(zhì)量指標(biāo)，比值越大，其燃燒性就越好，但并非越大越好，必須保持在適宜的范圍才有利于卷煙燃吸。有研究表明，煙葉燃燒時(shí)熱解成酸性與堿性物質(zhì)的協(xié)調(diào)性是影響烤煙吃味的重要因素[15];常用糖堿比衡量煙葉吃味的和諧性，若比值較高，煙味溫和，勁頭小;若比值較低，勁頭大，苦味重[16]。氮堿比是衡量烤煙內(nèi)在品質(zhì)的指標(biāo)，質(zhì)量好的煙葉，比值通?！?，所以煙葉化學(xué)成分可作為鑒定煙葉品質(zhì)的重要指標(biāo)，一般認(rèn)為優(yōu)質(zhì)烤煙以施木克值在2～2.5之間，糖堿比在8～12之間，氮堿比<1，兩糖比>0.9，鉀氯比>4為宜[17]。

1.5 烤煙協(xié)調(diào)性多元回歸線性模型構(gòu)建

設(shè)烤煙化學(xué)成分為自變量xi={x1，x2，…，xn}共計(jì)7個(gè)，分別為煙堿（x1）、總糖（x2）、還原糖（x3）、總氮（x4）、Cl（x5）、K（x6）、蛋白質(zhì)（x7），以烤煙協(xié)調(diào)性為因變量yi={y1，y2，…，yn}共計(jì)5個(gè)，分別為施木克值（y1）、兩糖比（y2）、氮堿比（y3）、糖堿比（y4）、鉀氯比（y5），描述因變量yi如何依賴自變量xi和誤差項(xiàng)ε，分別建立烤煙協(xié)調(diào)性的最優(yōu)多元線性回歸模型。其一般形式如下：

yi=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5+β6x6+β7x7+ε

式中，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7為模型參數(shù);ε為隨機(jī)誤差。

1.6 數(shù)據(jù)處理

采用Spss21.0與Excel2010，以進(jìn)入回歸、逐步回歸、相關(guān)分析、主成分分析、單尾檢測及方差分析為統(tǒng)計(jì)方法。

2 結(jié)果與分析

2.1 烤煙協(xié)調(diào)性與化學(xué)成分之間的相關(guān)分析

當(dāng)|r|≥0.8時(shí)可視為高度相關(guān);0.8>|r|≥0.5時(shí)，可視為中度相關(guān);0.5>|r|≥0.3，可視為低度相關(guān);當(dāng)|r|<0.3時(shí)，說明2個(gè)變量之間相關(guān)程度極弱，可視為不相關(guān);|r|=0時(shí)，說明2個(gè)變量間不存在線性相關(guān)關(guān)系[18-19]。由表1看出，總糖、還原糖與施木克值分別呈高度正相關(guān)、低度正相關(guān)，總氮、蛋白質(zhì)與施木克值分別呈高度負(fù)相關(guān)、中度負(fù)相關(guān)，煙堿、Cl、K含量與施木克之間相關(guān)關(guān)系極弱，最低相關(guān)系數(shù)為0.02;蛋白質(zhì)與兩糖比呈高度正相，還原糖、Cl含量與兩糖比之間呈中度正相關(guān)，煙堿、總糖與兩糖比之間呈低度負(fù)相關(guān)，總氮、K含量與兩糖比之間相關(guān)關(guān)系較弱;蛋白質(zhì)與氮堿比呈中度正相關(guān)，K含量與氮堿比呈低度正相關(guān)，煙堿與氮堿比呈高度負(fù)相關(guān)，總糖、還原糖、總氮、Cl含量與氮堿比之間相關(guān)關(guān)系極弱。煙堿、總氮與糖堿比之間分別呈高度負(fù)相關(guān)、中度負(fù)相關(guān)，還原糖、K含量與糖堿比呈中度正相關(guān)，總糖與糖堿比呈低度正相關(guān)，蛋白質(zhì)、K含量與糖堿比、鉀氯比呈中度正相關(guān)，與Cl、總氮、煙堿均呈極顯著負(fù)相關(guān);總糖、還原糖、蛋白質(zhì)與鉀氯比相關(guān)關(guān)系弱，最低相關(guān)系數(shù)為0.01，可初步認(rèn)為無相關(guān)性。

2.2 烤煙協(xié)調(diào)性與化學(xué)成分的回歸統(tǒng)計(jì)與方差分析

根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)相關(guān)結(jié)論，判定系數(shù)R2是判斷線性回歸擬合優(yōu)度的重要指標(biāo)，當(dāng)回歸模型具有較高的R2值時(shí)，表示此時(shí)變量間具有良好的線性關(guān)系，即認(rèn)為使用當(dāng)前的回歸模型對(duì)序列yi進(jìn)行擬合是合適的，可以繼續(xù)讀入后續(xù)數(shù)據(jù)[20-21]。由表2可知，施木克值、兩糖比、氮堿比、糖堿比和鉀氯比的復(fù)相關(guān)系數(shù)均大于0.96，說明烤煙協(xié)調(diào)性yi與7個(gè)化學(xué)成分xi具有高度相關(guān)性;它們的判定系數(shù)和調(diào)整R2均大于0.91，說明烤煙協(xié)調(diào)性yi與7個(gè)化學(xué)成分間所擬合的多元回歸方程能解釋的比例均大于91%;以煙堿、總糖、還原糖、總氮、Cl、K、蛋白質(zhì)來預(yù)測烤煙協(xié)調(diào)性的標(biāo)準(zhǔn)誤差分別為0.059，0.005，0.049，1.048，

0.719;方差分析結(jié)果表明，烤煙協(xié)調(diào)性yi與化學(xué)成分xi的線性關(guān)系檢驗(yàn)，P值均小于0.01，意味著至少存在一個(gè)化學(xué)成分xi與協(xié)調(diào)性yi線性關(guān)系顯著。

2.3 烤煙協(xié)調(diào)性與化學(xué)成分的多元回歸模型建立

通過線性擬合烤煙各化學(xué)成分間與烤煙協(xié)調(diào)性的關(guān)系，確定回歸模型參數(shù)，回歸至原假設(shè)方程中，通過回歸方程來預(yù)測烤煙協(xié)調(diào)性的趨勢。利用最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)、顯著性檢驗(yàn)及自變量間的共線性診斷，分別建立5項(xiàng)烤煙協(xié)調(diào)性與7項(xiàng)化學(xué)成分間的多元線性回歸模型。由表2可知，模型統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)P值均小于0.01，5個(gè)模型都具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

由表3可知，（1）以施木克值（y1）與烤煙化學(xué)成分xi建立多元回歸模型，其中煙堿（x1）、總氮（x4）、K（x6）的回歸系數(shù)分別為-1.064，0.066，-0.006，回歸系數(shù)t檢驗(yàn)的t值分別為-1.064，0.497，-0.206，3個(gè)系數(shù)所對(duì)應(yīng)的P值均大于0.05，未通過檢驗(yàn)，無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但采用進(jìn)入分析所擬合的回歸方程為y1=4.279-0.026x1+0.157x2-0.027x3+0.066x4+0.286x5-0.006x6-0.589x7;根據(jù)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)看，判定系數(shù)R2=0.993，調(diào)整R2=0.993，表明方程擬合優(yōu)度較高，在施木克值（y1）取值變差中，能被施木克值（y1）與烤煙化學(xué)成分xi的多元回歸方程所解釋的比例為99.3%。

（2）以兩糖比（y2）與烤煙化學(xué)成分xi建立多元回歸模型，總糖、還原糖的回歸系數(shù)分別為-0.027，0.032，回歸系數(shù)t檢驗(yàn)的t值分別為-54.781，52.484，P值均小于0.05，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但煙堿（x1）、總氮（x4）、Cl（x5）、K（x6）、蛋白質(zhì)（x7）的系數(shù)所對(duì)應(yīng)的P值均大于0.05，未能通過檢驗(yàn)，采用進(jìn)入分析所擬合的回歸方程為y2=0.872-0.004x1-0.027x2+0.032x3+0.006x4+0.011x5-0.001x6-0.003x7;根據(jù)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)看，判定系數(shù)R2=0.993，調(diào)整R2=0.992，表明方程擬合優(yōu)度較高，用樣本量和模型中自變量的個(gè)數(shù)進(jìn)行調(diào)整后，在兩糖比（y2）取值變差中，能被兩糖比（y2）與烤煙化學(xué)成分xi的多元回歸方程所解釋的比例為99.2%。

（3）以氮堿比（y3）與烤煙化學(xué)成分xi建立多元回歸模型，煙堿（x1）、總糖（x2）、還原糖（x3）、總氮（x4）的回歸系數(shù)分別為-0.288，0.012，-0.014，0.238，回歸系數(shù)t檢驗(yàn)的t值分別為-14.229，2.21，-2.044，2.199，P值均小于0.05，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但Cl（x5）、K（x6）、蛋白質(zhì)（x7）的系數(shù)所對(duì)應(yīng)的P值均大于0.05，未能通過檢驗(yàn)，采用進(jìn)入分析所擬合的回歸方程為y3=0.556-0.288x1+0.012x2-0.014x3+0.238x4+0.073x5+0.001x6+0.067x7;根據(jù)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)看，判定系數(shù)R2=0.926，調(diào)整R2=0.917，表明方程擬合優(yōu)度較高，用樣本量和模型中自變量的個(gè)數(shù)進(jìn)行調(diào)整后，在氮堿比（y3）取值變差中，能被氮堿比（y3）與烤煙化學(xué)成分xi的多元回歸方程所解釋的比例為91.7%。

（4）以糖堿比（y4）與烤煙化學(xué)成分xi建立多元回歸模型，煙堿（x1）、總糖（x2）的回歸系數(shù)分別為-4.402，

0.620，回歸系數(shù)t檢驗(yàn)的t值分別為-10.166，5.303，P值均小于0.05，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但還原糖（x3）、總氮（x4）、Cl（x5）、K（x6）、蛋白質(zhì)（x7）的系數(shù)所對(duì)應(yīng)的P值均大于0.05，未能通過檢驗(yàn)，采用進(jìn)入分析所擬合的回歸方程為y4=7.264-4.402x1+0.620x2-0.274x3-3.086x4+1.192x5+0.06x6+1.456x7;根據(jù)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)看，判定系數(shù)R2=0.922，調(diào)整R2=0.912，表明方程擬合優(yōu)度較高，用樣本量和模型中自變量的個(gè)數(shù)進(jìn)行調(diào)整后，在糖堿比（y4）取值變差中，能被糖堿比（y4）與烤煙化學(xué)成分xi的多元回歸方程所解釋的比例為91.2%。

（5）以鉀氯比（y5）與烤煙化學(xué)成分xi建立多元回歸模型，Cl（x5）、K（x6）的回歸系數(shù)分別為-25.288，4.032，回歸系數(shù)t檢驗(yàn)的t值分別為-16.339，11.435，P值均小于0.05，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但煙堿（x1）、總糖（x2）、還原糖（x3）、總氮（x4）、蛋白質(zhì)（x7）的系數(shù)所對(duì)應(yīng)的P值均大于0.05，未能通過檢驗(yàn)，采用進(jìn)入分析所擬合的回歸方程為y5=3.852+0.016x1+0.03x2-0.008x3+0.415x4-25.288x5+4.032x6+0.424x7;根據(jù)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)看，判定系數(shù)R2=0.927，調(diào)整R2=0.918，表明方程擬合優(yōu)度較高，用樣本量和模型中自變量的個(gè)數(shù)進(jìn)行調(diào)整后，在鉀氯比（y5）取值變差中，能被鉀氯比（y5）與烤煙化學(xué)成分xi的多元回歸方程所解釋的比例為91.8%。

2.4 主成分回歸模型建立及顯著性檢驗(yàn)

由表3可知，總氮（x4）、蛋白質(zhì)（x7）的方差膨脹因子分別為12.593，13.554，說明存在較強(qiáng)的共線性。從表4可以看出，對(duì)化學(xué)成分自變量xi做主成分分析，提出3個(gè)主成分并計(jì)算出得分，共包含了總體信息量的83.26%，采用逐步回歸分析擬合最優(yōu)模型如下：

y1=4.298+0.479Z1-0.437Z2+0.118Z3

y2=0.829+0.042Z2

y3=0.787+0.123Z1-0.067Z2+0.041Z3

y4=12.123+2.68Z1+1.357Z2-1.046Z3

y5=7.427-1.959Z3+0.781Z1

由表5可知，所建立5個(gè)方程矯正后的判定系數(shù)在52.3%～94.6%之間，德賓-沃森檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在1.005到1.54之間，接近于2，表示殘差相互獨(dú)立，對(duì)回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)，其P值均小于0.01，說明5個(gè)方程均可靠，用煙堿、總糖、還原糖、總氮、Cl、K、蛋白質(zhì)等數(shù)據(jù)的第1主成分、第2主成分、第3主成分得分對(duì)烤煙協(xié)調(diào)性進(jìn)行預(yù)測是可行的。

3 結(jié)論與討論

采集2013—2015年清鎮(zhèn)煙區(qū)一次性施肥處理下烤煙各化學(xué)成分?jǐn)?shù)據(jù)，綜合相關(guān)分析、主成分分析及回歸模型等方法探討烤煙各化學(xué)成分與烤煙協(xié)調(diào)性之間的量化關(guān)系，烤煙煙堿、總糖、還原糖、總氮、Cl、K、蛋白質(zhì)雖存在著多重共線性但并不嚴(yán)重，即便如此也可能導(dǎo)致回歸模型失真，難以達(dá)到準(zhǔn)確估計(jì)的目的，運(yùn)用主成分分析方法建立烤煙化學(xué)成分與烤煙協(xié)調(diào)性多元回歸模型是合理的。本研究結(jié)果表明，影響施木克值的主要成分為總糖和蛋白質(zhì)，提高煙葉品質(zhì)協(xié)調(diào)性應(yīng)適當(dāng)提高總糖含量、降低蛋白質(zhì)含量;適當(dāng)降低煙堿含量不僅能改善烤煙內(nèi)在品質(zhì)的協(xié)調(diào)性，還能讓烤煙吃味更加和諧;適當(dāng)提高鉀含量，降低氯含量有助于卷煙燃吸，以增強(qiáng)烤煙協(xié)調(diào)性?？緹熁瘜W(xué)成分與烤煙協(xié)調(diào)性間存在多元回歸關(guān)系，且主成分回歸方程的擬合優(yōu)度均達(dá)到中上等水平，通過本研究擬合的回歸模型不僅可用于預(yù)測烤煙協(xié)調(diào)性，還能為進(jìn)一步探索烤煙化學(xué)成分與烤煙協(xié)調(diào)性之間的關(guān)系提供參考依據(jù)。

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