董虹妤 劉青華 周志春 金國慶 沈丹玉 宋新回
(1.中國林業(yè)科學研究院亞熱帶林業(yè)研究所 國家林業(yè)局馬尾松工程技術研究中心 浙江省林木育種技術研究重點實驗室 杭州 311400; 2. 浙江省淳安縣姥山林場 淳安 311700)
?
馬尾松子代生長雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離的相關性*
董虹妤1劉青華1周志春1金國慶1沈丹玉1宋新回2
(1.中國林業(yè)科學研究院亞熱帶林業(yè)研究所 國家林業(yè)局馬尾松工程技術研究中心 浙江省林木育種技術研究重點實驗室 杭州 311400; 2. 浙江省淳安縣姥山林場 淳安 311700)
【目的】 開展馬尾松子代生長雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離的相關性研究,以根據(jù)子代的預測結果對馬尾松雜交育種親本進行科學選配。【方法】 利用設置在浙江省淳安縣姥山林場的2份馬尾松第3代6×6半雙列雜交材料,分析子代生長性狀的雜種優(yōu)勢和親本配合力,并利用SSR標記分析雜交親本間的遺傳距離,探究子代生長性狀雜種優(yōu)勢與親本一般配合力(GCA)、特殊配合力(SCA)、遺傳距離(GD)的相關關系?!窘Y果】 2份馬尾松試驗材料樹高、胸徑和材積指數(shù)的表型值與雜種優(yōu)勢在不同雜交組合間差異較大,除半雙列Ⅱ胸徑一般配合力(GCA)外,其余生長性狀配合力在雜交組合間的差異均達到顯著或極顯著水平。除半雙列Ⅱ的胸徑外,其余馬尾松生長性狀均是以加性基因效應控制為主。各生長性狀家系遺傳力(hf2)水平較高,為0.884~0.966,受較強的遺傳控制。2份試驗材料中12個親本的Nei’s基因多樣度指數(shù)和Shannon信息多樣性指數(shù)分別為0.301 2和0.467 8,遺傳多樣性處于中等水平,不同親本間GD為0.142 1~0.351 6。相關性分析發(fā)現(xiàn),多數(shù)馬尾松子代生長性狀表型值及其雜種優(yōu)勢與GCA、SCA、GD(≤0.351 6)呈較顯著的正相關關系。親本GCA中,親本一般配合力之和(GCAP1+P2)對子代表型值和雜種優(yōu)勢的預測能力最強,父本一般配合力(GCAP2)次之,而母本一般配合力(GCAP1)預測能力最差。親本GCAP1+P2、SCA、GD中,GCAP1+P2對馬尾松子代生長性狀表型值的預測能力最強,SCA對馬尾松子代生長性狀雜種優(yōu)勢的預測能力最強,而GD對子代生長性狀表型值和雜種優(yōu)勢的預測能力普遍弱于GCAP1+P2和SCA?;貧w分析發(fā)現(xiàn),2份試驗材料中,除半雙列Ⅱ的GCAP1+P2外,其余GCAP1+P2、SCA、GD(≤0.351 6)與子代材積指數(shù)的雜種優(yōu)勢均呈較顯著的線性相關。【結論】 GCAP1+P2、SCA以及較低水平的GD與馬尾松子代生長性狀表型值和雜種優(yōu)勢的相關性較高,可以利用親本配合力和一定水平的遺傳距離對馬尾松子代生長性狀表型值和雜種優(yōu)勢進行有效預測,進而提高馬尾松親本選配效率及雜種優(yōu)勢的有效利用率。
馬尾松; 種質; 雜種優(yōu)勢; GCA; SCA; 遺傳距離
雜種優(yōu)勢是指2個遺傳組成不同的親本通過雜交產(chǎn)生的后代在生活力、生長勢、適應性、繁殖力、抗逆性等方面表現(xiàn)出優(yōu)于親本的現(xiàn)象,這種現(xiàn)象在自然界中普遍存在(李義良等, 2012)。自1914年Shull首次提出雜種優(yōu)勢的概念以來,雜種優(yōu)勢在楊屬(Populus)、松屬(Pinus)、柳屬 (Salix)、桉屬 (Eucalyptus)、櫸屬 (Zelkova) 等樹種的育種和生產(chǎn)實踐中得到了廣泛應用。如濕地松(P.elliottii)與洪都拉斯加勒比松 (P.caribaeavar.hondurensis) 的雜交后代雜種優(yōu)勢明顯,產(chǎn)生的雜交組合平均材積比對照高221.36%,篩選出適用于推廣的優(yōu)良雜交組合材積生長較對照的現(xiàn)實增益可達216.19%~379.15%(趙奮成等, 2006)。
在雜交育種過程中,如何實現(xiàn)優(yōu)良親本的選配,進而選擇強優(yōu)勢組合,是關系到雜種優(yōu)勢能否有效利用的關鍵問題。目前,育種中常用于選配親本和預測雜種優(yōu)勢的方法主要有2種,即配合力測定和遺傳距離分析。在配合力測定方面,國內外育種家已開展大量研究,發(fā)現(xiàn)親本配合力與雜種優(yōu)勢密切相關,一般配合力(general combining ability,GCA)和特殊配合力(specific combining ability,SCA)可以作為評判子代雜種優(yōu)勢的重要標準(Huangetal., 2015; Gopaletal., 2008; Ahangaretal., 2008),并已應用到雜交育種的實踐中(金國慶等, 2008)。但也有研究發(fā)現(xiàn),GCA、SCA對雜種優(yōu)勢的預測能力并不一致,如龔光明等(1993)對水稻(Oryzasativa)配合力的研究認為,GCA與雜種優(yōu)勢密切相關,而SCA與雜種優(yōu)勢的強弱并不一致,對預測雜種優(yōu)勢的作用不強; Rao等(1996)研究發(fā)現(xiàn),SCA對雜種優(yōu)勢的影響要高于GCA。由此可見,配合力對雜種優(yōu)勢的預測能力仍有待進一步明確。近年來,隨著分子技術的發(fā)展,分子標記輔助育種不斷被證實是一種有效縮短育種周期、提高親本選配效率和雜種優(yōu)勢利用程度的方法(Teklewoldetal., 2006; Yuetal., 2002; 羅小金等, 2006),并逐漸得到育種家們的重視。在林木中,已有研究表明,杉木(Cunninghamialanceolata)(李梅等, 2001)、楊樹(Populus) (李善文等, 2008)、旱柳 (Salixmatsudana)(Koppetal., 2002)、鵝掌楸 (Liriodendronchinense) (李周岐等, 2002) 等樹種親本遺傳距離與子代雜種優(yōu)勢間呈不同程度的相關關系,揭示了親本遺傳距離對子代雜種優(yōu)勢的預測潛力。但也有部分植物雜種優(yōu)勢的研究顯示,遺傳距離與雜種優(yōu)勢呈弱度相關或無關,不能以此作為選配親本、預測子代雜種優(yōu)勢的依據(jù)(Beattieetal., 2003; Dreisigackeretal., 2005; 王曉陽等, 2011)。因此,進一步深入研究親本遺傳距離與子代雜種優(yōu)勢的相關關系,對科學指導雜種優(yōu)勢在生產(chǎn)上的有效利用具有重要意義。
馬尾松(Pinusmassoniana)是我國南方針葉樹種中主要的材用和脂用樹種,具有速生、優(yōu)質、適應性強等特點。研究表明,馬尾松種源間雜交可產(chǎn)生顯著雜種優(yōu)勢,在材積和干物質積累方面的超親優(yōu)勢可達28.05%和30.17%,且一般配合力高的親本進行交配將會提高得到雜種優(yōu)勢的概率(周志春等, 2004)。Zhang等(2013)利用SSR標記的研究發(fā)現(xiàn),馬尾松親本遺傳距離與子代生長性狀雜種優(yōu)勢在一定范圍內呈較顯著的相關關系。因此,本文在前人研究的基礎上,利用設置在浙江省淳安縣姥山林場的2份馬尾松第3代6×6半雙列雜交材料,研究馬尾松雜交子代雜種優(yōu)勢和親本配合力效應,并通過SSR分子標記,檢測雜交親本間遺傳距離,分析子代雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離的相關關系,以期為科學選配親本和預測子代雜種優(yōu)勢提供更為有效的理論依據(jù)。
1.1 試驗材料
2007年從浙江省淳安縣姥山林場馬尾松第2代育種群體中選擇12個無性系親本,其中,親本33號(1145×1126)、20號(1103×3412)、40號(5163×5907)、22號(6627×3412)、56號(3412×5907)、36號(6627×1003)、42號(3412×1003)、61號(1305×1121)、57號(1217×1121)、27號(1201×1121)、29號(1134×abcd)為第1代親本雜交后代即雙親子代林中優(yōu)良單株(優(yōu)樹)采穗嫁接的無性系,親本44號為種源1123子代中優(yōu)良單株嫁接形成的無性系。分別利用33號、20號、40號、22號、56號、44號和36號、42號、61號、57號、27號、29號無性系按6×6半雙列遺傳交配設計Ⅰ(表1)和6×6半雙列遺傳交配設計Ⅱ(表2)配制雜交組合, 2008年底收獲種子, 2009年播種育苗, 2010年春在浙江省淳安縣姥山林場營建2片子代測定林。2片試驗林地處于中亞熱帶北緣(119°03′E,29°37′N),海拔250~300 m,年平均氣溫17 ℃,≥10 ℃的年積溫為5 410 ℃,年降水量1 430 mm,全年日照時數(shù)1 951 h,土壤為山地黃土,立地條件中等。試驗林采用完全隨機區(qū)組設計,10株小區(qū),重復5次。
表1 馬尾松6×6半雙列交配設計ⅠTab. 1 Schematic diagram of the 6×6 half diallel cross designⅠ
表2 馬尾松6×6半雙列交配設計ⅡTab. 2 Schematic diagram of the 6×6 half diallel cross designⅡ
1.2 樣本采集與數(shù)據(jù)收集
于2015年5月采集上述2份遺傳交配設計所用12個親本無性系的當年新生針葉,采樣完畢后將所有樣品用液氮速凍并保存在-70 ℃冰箱內備用。再于2015年11月對2片試驗林進行每木調查,調查內容包括樹高和胸徑。
1.3 SSR標記
基因組DNA提取采用試劑盒法,再利用1%瓊脂糖凝膠電泳檢測DNA完整性,利用紫外分光光度計檢測DNA的濃度和純度。PCR擴增反應程序為: 94 ℃預變性3 min,然后進入45個循環(huán),每個循環(huán)94 ℃變性30 s,53~61 ℃退火60 s(退火溫度隨引物而定),72 ℃延伸1 min,循環(huán)結束后72 ℃后延伸6 min,最后于4 ℃下保存(Zhangetal., 2013)。PCR擴增反應為20 μL體系: DNA10 ng,引物0.2 μmol·L-1,2×Taq Master Mix 10 μL。擴增產(chǎn)物變性后經(jīng)6%的聚丙烯酰胺凝膠電泳分離片段,銀染顯色,拍照記錄。
本試驗利用已公開發(fā)表文獻中的馬尾松SSR引物(Zhangetal., 2013; 劉公秉等, 2009),共合成78對引物。對其進行初篩,獲得有產(chǎn)物、主帶明顯的引物42對,復篩后,選出清晰穩(wěn)定、多態(tài)性高的13對引物(表3)用于遺傳分析。
1.4 數(shù)據(jù)分析
表3 篩選出的引物Tab. 3 Sequences of SSR primer sets
本試驗統(tǒng)計SSR標記采用人工讀帶法,根據(jù)條帶遷移對其進行判讀,采用a,b,c,d…記錄條帶數(shù)據(jù),獲取SSR數(shù)據(jù)矩陣。利用SSR數(shù)據(jù)矩陣,用POPGENE軟件計算多態(tài)位點百分率(PPL)、Nei’s基因多樣度指數(shù)(HE) 和Shannon信息多樣性指數(shù)(I)等,用NTsys2.01軟件計算親本間遺傳距離(GD)。利用SAS/STAT軟件檢測馬尾松子代生長性狀表型值及雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離的相關系數(shù)。在Microsoft Office Excel中構建馬尾松子代材積指數(shù)雜種優(yōu)勢隨親本配合力、遺傳距離變化的散點圖,通過SAS/STAT軟件檢測子代材積指數(shù)雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離一元線性回歸模型的擬合程度,并建立相應的一元線性回歸方程。
2.1 馬尾松生長性狀遺傳差異與雜種優(yōu)勢
方差分析(表4)顯示,半雙列Ⅰ和半雙列Ⅱ樹高平均值分別為5.66 m和5.90 m,胸徑平均值分別為10.16 cm和10.09 cm,材積指數(shù)平均值分別為0.065 3 m3和0.064 7 m3,半雙列Ⅰ和半雙列Ⅱ的樹高、胸徑和材積指數(shù)在雜交組合間均達到1%的極顯著差異,說明2份試驗材料通過親本間雜交可為下一世代的育種創(chuàng)造變異豐富的基本群體,雜交產(chǎn)生的后代易獲得較高的雜種優(yōu)勢。
馬尾松生長性狀表現(xiàn)和雜種優(yōu)勢分析(表5)結果顯示,半雙列Ⅰ中,22×44在樹高和材積指數(shù)上的表現(xiàn)最好,表型值分別為6.35 m和0.093 3 m3; 40×44在胸徑上的表現(xiàn)最好,表型值為12.14 cm。半雙列Ⅱ中,42×29在胸徑和材積指數(shù)上的表現(xiàn)最好,表型值分別為11.64 cm和0.088 1 m3; 27×29在樹高上的表現(xiàn)最好,表型值為6.53 m。2份試驗材料不同雜交組合間的雜種優(yōu)勢差異較大,半雙列Ⅰ和半雙列Ⅱ生長性狀中材積指數(shù)的雜種優(yōu)勢變異幅度最大,分別為-39.49%~37.60%和-19.57%~32.85%。半雙列Ⅰ中,40×44在樹高、胸徑和材積指數(shù)上的雜種優(yōu)勢最高,分別為7.76%,15.91%和37.60%。半雙列Ⅱ中,42×29在樹高、胸徑和材積指數(shù)上的雜種優(yōu)勢最高,分別為6.70%,11.92%和32.85%。比較子代生長性狀表型值與雜種優(yōu)勢發(fā)現(xiàn),雜種優(yōu)勢高低與子代生長性狀表型值的大小并不完全一致,但雜種優(yōu)勢高的雜交組合子代生長表現(xiàn)普遍較好,獲得優(yōu)良性狀的概率會大大增加。
2.2 馬尾松生長性狀配合力分析
根據(jù)全同胞的遺傳方差理論,性狀的一般配合力(GCA)和特殊配合力(SCA)方差分別主要由加性基因效應和顯性效應控制,進行性狀的GCA、SCA相對重要性分析,可有效衡量其遺傳控制方式(李力等, 2000)。對馬尾松生長性狀配合力進行方差分析(表6)發(fā)現(xiàn): 2份試驗材料中,除半雙列Ⅱ胸徑的GCA在不同雜交組合間差異不顯著外,其余生長性狀的GCA和SCA在雜交組合間的差異均達到顯著或極顯著水平。進一步分析配合力方差分量發(fā)現(xiàn): 除半雙列Ⅱ的胸徑外,其余生長性狀的一般配合力方差分量(σg2)普遍高于特殊配合力方差分量(σs2),估算各性狀的加性方差分量(VA)和顯性方差分量(VD)得出,半雙列Ⅰ中的樹高、胸徑、材積指數(shù)以及半雙列Ⅱ中的樹高、材積指數(shù)均是以加性基因效應控制為主。其中,半雙列Ⅱ的樹高加性方差分量百分數(shù)最高,為95.28%,幾乎完全受加性基因效應控制; 而半雙列Ⅱ中的胸徑主要是受顯性基因效應控制,顯性方差分量百分數(shù)較高,為90.50%。2份試驗材料各生長性狀家系遺傳力(hf2)為0.884~0.966,處于較高水平,受較強的遺傳控制。
表4 馬尾松生長性狀方差分析①Tab. 4 Variance analysis for growth traits of Pinus massoniana
①*,**表示顯著性概率分別為0.05和0.01。Ⅵ:Volume index.*,** indicate significant difference at 0.05 or 0.01 level, respectively.
表5 馬尾松生長性狀表現(xiàn)及雜種優(yōu)勢Tab. 5 Performance and heterosis for growth traits of Pinus massoniana
表6 馬尾松生長性狀配合力方差分析①Tab.6 Variance analysis of combining ability for growth traits of Pinus massoniana
①σg2和σs2分別代表一般配合力方差分量和特殊配合力方差分量;VA和VD分別代表2個試驗點的加性方差分量和顯性方差分量;hf2代表家系遺傳力。括號內為方差分量百分數(shù)(%); *,**顯著性概率分別為0.05和0.01。σg2andσs2represent variance components in the general combining ability(GCA) and the specific combining ability(SCA).VAandVDrepresent variance components in the additive gene effects and the dominance gene effects.hf2represents family heritabilities. The percentage of variance component (%) is in the parenthese. *, ** indicate significant difference at 0.05 or 0.01 level, respectively.
各親本無性系生長性狀的GCA和SCA效應值見表7。在半雙列Ⅰ的6個親本無性系中,33號和44號親本的樹高、胸徑和材積指數(shù)GCA皆為正效應值,其余親本生長性狀GCA皆為負效應值; 6個親本中,44號親本在樹高、胸徑、材積指數(shù)的GCA效應值表現(xiàn)皆為最高,分別為0.603 3,1.521 2和2.50E-02。在半雙列Ⅱ的6個親本無性系中,27號和29號的樹高、57號和29號的胸徑以及42號和29號的材積指數(shù)的GCA為正效應值,其余親本生長性狀GCA皆為負效應值; 6個親本中,29號在樹高和胸徑的GCA效應值最高,分別為0.510 4和0.438 3,27號材積指數(shù)的GCA效應值最高,為4.66E-04。對于親本的SCA效應值,在半雙列Ⅰ的15個雜交組合中,40×44在樹高、胸徑的SCA效應值最高,分別為0.419 4和1.434 2,22×44在材積指數(shù)的SCA效應值最高,為9.55E-03。在半雙列Ⅱ的15個雜交組合中,36×27在樹高和胸徑的SCA效應值最高,分別為0.294 1和1.084 0,36×61在材積指數(shù)的SCA效應值最高,為7.16E-03。比較馬尾松GCA、SCA效應值與生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢(表5)發(fā)現(xiàn),GCA、SCA效應值高的親本和親本組合雜交產(chǎn)生的后代其生長表現(xiàn)較為優(yōu)良,雜種優(yōu)勢較為明顯。
2.3 馬尾松親本間遺傳多樣性及遺傳距離分析
利用篩選出的13對SSR引物對2份半雙列雜交試驗材料12個親本進行PCR擴增,每對SSR引物擴增出的位點數(shù)為2~6個不等,13對SSR引物在親本群體中共擴增出38個位點,平均每對引物3.17個位點,其中,32個位點是多態(tài)的,多態(tài)位點百分率(PPL)為84.21%, Nei’s基因多樣度指數(shù)(HE) 為0.301 2,Shannon信息多樣性指數(shù)(I)為0.467 8,親本間遺傳多樣性處于中等水平。利用NTsys2.01軟件分別計算2個半雙列雜交親本距離(GD)(表8)顯示: 半雙列Ⅰ中15個雜交組合親本間的GD變異幅度為0.152 0~0.351 6,平均GD為0.270 6,其中,40×44的GD最大,為0.351 6。半雙列Ⅱ中15個雜交組合親本間的GD變異幅度為0.142 1~0.339 7,平均GD為0.242 1,其中,36×27的GD最大,為0.339 7。比較親本間GD與其子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢(表5)發(fā)現(xiàn),GD較大的親本雜交較易獲得生長表現(xiàn)優(yōu)良和雜種優(yōu)勢明顯的子代。
表7 馬尾松生長性狀配合力效應值Tab.7 Combining ability effect value for growth traits of Pinus massoniana
表8 馬尾松親本間遺傳距離(GD)Tab.8 Parental genetic distance(GD) of Pinus massoniana
2.4 馬尾松生長性狀雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離的相關性
進一步分析馬尾松子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離(GD)的相關性(表9),結果表明: 2份馬尾松半雙列雜交試驗材料中多數(shù)子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢與親本配合力、GD之間呈較高的正相關關系,相關系數(shù)介于0.066~0.923之間。對3種親本GCA(雙親一般配合力之和GCAP1+P2、母本一般配合力GCAP1、父本一般配合力GCAP2)與子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢的相關性進行分析發(fā)現(xiàn): 除半雙列Ⅱ中的胸徑、材積指數(shù)雜種優(yōu)勢與GCAP1+P2相關性不顯著,半雙列Ⅰ中的樹高、胸徑、材積指數(shù)表型值和雜種優(yōu)勢以及半雙列Ⅱ中的樹高、胸徑、材積指數(shù)雜種優(yōu)勢與GCAP1相關性不顯著,半雙列Ⅰ中的胸徑雜種優(yōu)勢以及半雙列Ⅱ中的胸徑、材積指數(shù)表型值和雜種優(yōu)勢與GCAP2相關性不顯著外,其余的GCA與生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢間均呈顯著或極顯著的正相關關系,相關系數(shù)介于0.521~0.899之間。比較2份試驗材料中3種一般配合力與子代表型值和雜種優(yōu)勢相關程度發(fā)現(xiàn)存在這樣趨勢: 多數(shù)性狀親本GCAP1+P2與子代表型值和雜種優(yōu)勢的相關系數(shù)最高,GCAP2次之,而GCAP1與子代表型值和雜種優(yōu)勢的相關程度最弱。對SCA與子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢的相關性進行分析發(fā)現(xiàn): 除半雙列Ⅰ中的樹高、胸徑和材積指數(shù)表型值以及半雙列Ⅱ中的樹高表型值外,其余的生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢與SCA均呈顯著或極顯著的正相關關系,相關系數(shù)為0.638~0.923。對GD(≤0.351 6)與子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢的相關性進行分析發(fā)現(xiàn): 除半雙列Ⅱ中的胸徑表型值和胸徑雜種優(yōu)勢外,其余的生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢與GD均呈顯著或極顯著的正相關關系,相關系數(shù)介于0.536~0.618之間。從表9中的數(shù)據(jù)可以看出,GCAP1+P2、SCA、GD中,多數(shù)GCAP1+P2與子代表型值的相關系數(shù)要高于SCA和GD,多數(shù)SCA與子代生長性狀雜種優(yōu)勢的相關系數(shù)要高于GCAP1+P2和GD,而相對于GCAP1+P2和SCA,親本間GD與子代生長性狀表型值和雜種優(yōu)勢的相關關系普遍較弱。
表9 馬尾松生長性狀雜種優(yōu)勢與配合力、遺傳距離相關性①Tab.9 Correlations between heterosis and combining ability, genetic distance(GD) of Pinus massoniana
①*, **表示顯著性概率分別為0.05和0.01。*, ** indicate significant difference at 0.05 or 0.01 level, respectively. GCAP1+P2: General combining ability of parents; GCAP1: General combining ability of female parent; GCAP2: General combining ability of male parent; SCA: Specific combining ability of parents.
通過回歸分析(圖1)發(fā)現(xiàn),半雙列Ⅰ和半雙列Ⅱ子代材積指數(shù)的雜種優(yōu)勢與親本GCAP1+P2、SCA、GD均呈線性相關關系。由線性回歸方程的顯著性檢驗表明,除半雙列Ⅱ材積指數(shù)雜種優(yōu)勢與GCAP1+P2相關性不顯著外,其他線性方程檢驗均達到顯著或極顯著水平。由散點圖可以看出,半雙列Ⅱ的親本SCA與材積指數(shù)雜種優(yōu)勢的散點圖和回歸直線最為吻合,決定系數(shù)(r2)最大,為0.696; 半雙列Ⅰ的子代材積指數(shù)雜種優(yōu)勢與親本SCA的相關水平隨SCA的增大呈顯著性增強趨勢,而其余子代材積指數(shù)雜種優(yōu)勢與親本GCAP1+P2、SCA、GD相關性不顯著。
圖1 馬尾松子代材積指數(shù)雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離的線性相關Fig.1 Linear correlation between heterosis for volume index(VI) and combining ability, genetic distance(GD) of Pinus massoniana
本文利用設置在浙江省淳安縣姥山林場的2份馬尾松第3代半雙列雜交試驗材料的研究發(fā)現(xiàn),馬尾松生長性狀及其雜種優(yōu)勢在不同雜交組合間存在較大差異,大部分雜交組合子代生長性狀表現(xiàn)優(yōu)良,雜種優(yōu)勢突出,但也有少數(shù)雜交組合子代生長性狀表現(xiàn)一般甚至較差,因此,有必要對馬尾松雜交子代生長性狀和雜種優(yōu)勢進行有效的分析和預測,以提高雜種優(yōu)勢的利用效率。2份試驗材料中的12個親本選自馬尾松第2代育種群體,其Nei’s基因多樣度指數(shù)和Shannon信息多樣性指數(shù)分別為0.301 2和0.467 8,遺傳多樣性處于中等水平,較低于張一等(2009)對馬尾松第1代育種群體和譚小梅等(2012)對馬尾松第2代無性系種子園遺傳多樣性的研究結果,這可能與個別親本的近親關系有關。由于保持育種群體遺傳多樣性是林木高世代育種的關鍵問題,關系到能否穩(wěn)定持續(xù)地獲得高水平遺傳增益,因此,有必要采取一定措施對馬尾松第2代育種群體的遺傳多樣性進行保護,以保證馬尾松高世代遺傳改良的順利進行。
性狀的GCA、SCA相對重要性與測定材料、性狀及年齡等因素有關(齊明, 1996)。Sprague等(1942)有關玉米配合力育種的研究認為,經(jīng)過GCA測定的材料,需要進行SCA的選擇與測定; 而未經(jīng)GCA選擇與測定的材料,其GCA選擇比SCA選擇更具重要性。本研究利用的馬尾松第3代種質林只經(jīng)過第1代親本的GCA初篩,而第2代親本未經(jīng)GCA篩選,研究發(fā)現(xiàn),2份試驗材料中除半雙列Ⅱ的胸徑主要受顯性基因效應控制外,其余生長性狀均是以加性基因效應控制為主,具有較高的遺傳穩(wěn)定性。2份試驗材料各生長性狀家系遺傳力水平較高,介于0.884~0.966之間,受較強的遺傳控制。
大量研究表明,配合力、遺傳距離(GD)與子代生長、抗逆性等性狀表現(xiàn)和雜種優(yōu)勢緊密相關,可用于預測性狀表現(xiàn)和雜種優(yōu)勢(Huangetal., 2015; Workuetal., 2008; Yanchuk, 1996),特別是基于分子水平的GD分析,其無須營建子代測定林即可實現(xiàn)對親本的選配,可極大地縮短林木育種周期。本研究對2份試驗材料的研究也顯示,馬尾松親本的GCAP1+P2(雙親一般配合力之和)、GCAP1(母本一般配合力)、GCAP2(父本一般配合力)、SCA、GD(≤0.351 6)與多數(shù)子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢呈較顯著的正相關,親本配合力以及一定水平的遺傳距離對子代生長性狀表現(xiàn)和雜種優(yōu)勢的預測能力較強,可以作為選配親本、預測子代雜種優(yōu)勢的重要依據(jù)。研究還顯示,在親本GCA中,GCAP1+P2與子代表型值和雜種優(yōu)勢的相關性最強,GCAP2次之,GCAP1最弱,因此,選擇育種時用GCAP1+P2對子代表型值和雜種優(yōu)勢進行預測應較GCAP1和GCAP2更具準確性。研究中進一步比較GCAP1+P2、SCA、GD發(fā)現(xiàn),GCAP1+P2對多數(shù)子代生長性狀表型值的預測能力最強,SCA對多數(shù)子代生長性狀雜種優(yōu)勢的預測能力最強,而GD對子代生長性狀表型值和雜種優(yōu)勢的預測能力要普遍弱于GCAP1+P2和SCA。因此,在育種時,對于已營建測定林的親本選配可以優(yōu)先采用GCAP1+P2來預測子代生長性狀的表型值,采用SCA來預測子代生長性狀的雜種優(yōu)勢; 而對于未營建測定林的親本選配,基于一定水平的GD分析也可以較準確地實現(xiàn)對子代生長性狀表型值和雜種優(yōu)勢的預測。
Pooja等(2011)發(fā)現(xiàn)雜交親本SCA與子代性狀雜種優(yōu)勢呈極顯著線性相關。李義良等(2012)對濕加松(Pinuselliottii×P.caribaea)的研究表明親本間GD與子代生長性狀雜種優(yōu)勢呈線性相關,并且隨GD的增加線性相關有顯著加強趨勢。張一等(2010)對馬尾松遺傳距離的研究也指出親本間GD與子代生長性狀雜種優(yōu)勢在一定范圍呈線性相關,當親本間GD處于0.158~0.657時,GD與子代生長性狀表型值的相關性較低,而當親本間GD處于0.264~0.529時,GD與子代生長性狀表型值表現(xiàn)顯著的正相關關系。本研究結果顯示,馬尾松雜交親本GCAP1+P2、SCA、GD(≤0.351 6)與子代材積指數(shù)表型值、雜種優(yōu)勢均呈較顯著的線性相關,與Pooja等(2011)、張一等(2010)、李義良等(2012)的結果相似,而在本研究的GD區(qū)間內并未表現(xiàn)出隨親本GD增加GD與材積指數(shù)雜種優(yōu)勢的線性相關有顯著加強趨勢。由此可見,不同水平的親本GCAP1+P2、SCA以及較低水平的親本GD對馬尾松子代材積指數(shù)雜種優(yōu)勢均具有較好的預測效果,通過對GCAP1+P2、SCA以及較低水平的GD選擇有利于提高馬尾松子代材積指數(shù)雜種優(yōu)勢的利用效率。本研究所利用的馬尾松6年生測定林生長性狀表現(xiàn)雖已相對穩(wěn)定,但依然處于幼林期,所以本研究為階段性研究結果,下一步將繼續(xù)跟蹤研究馬尾松子代在成熟齡時生長雜種優(yōu)勢與親本配合力、遺傳距離的相關性,以驗證前期研究結果,從而為馬尾松遺傳改良策略制定提供有力的理論依據(jù)。
2份馬尾松第3代半雙列雜交試驗材料生長性狀表型值及雜種優(yōu)勢在不同雜交組合間表現(xiàn)較顯著差異,除半雙列Ⅱ胸徑的一般配合力(GCA)外,其余生長性狀配合力在雜交組合間的差異均達顯著水平。除半雙列Ⅱ的胸徑外,其余馬尾松生長性狀均是以加性基因效應控制為主。
2份馬尾松試驗材料12個親本的Nei’s基因多樣度指數(shù)和Shannon信息多樣性指數(shù)分別為0.301 2和0.467 8,遺傳多樣性處于中等水平。
馬尾松子代生長性狀表型值、雜種優(yōu)勢與多數(shù)親本一般配合力(GCA)、特殊配合力(SCA)、遺傳距離(GD)(≤0.351 6)呈較顯著的正相關關系。親本GCA中,雙親一般配合力之和(GCAP1+P2)對子代表型值和雜種優(yōu)勢的預測能力最強,父本一般配合力(GCAP2)次之,母本一般配合力(GCAP1)最弱。親本GCAP1+P2、SCA、GD中,GCAP1+P2對馬尾松子代生長性狀表型值的預測能力最強,SCA對馬尾松子代生長性狀雜種優(yōu)勢的預測能力最強,而GD對子代生長性狀表型值和雜種優(yōu)勢的預測能力要普遍弱于GCAP1+P2和SCA。
龔光明, 周國鋒, 尹楚球, 等. 1993. 秈型兩用核不育系主要農(nóng)藝性狀的配合力分析. 中國水稻科學, 7 (3) : 137-142.
(Gong G M, Zhou G F, Yi C Q,etal. 1993. Analysis on the combining ability of main agronomic traits of indica double-functional genic male-sterile lines. Chinese Journal of Rice Science, 7 (3) : 137-142. [in Chinese])
金國慶, 秦國鋒, 劉偉宏, 等. 2008. 馬尾松生長性狀交配效應的遺傳分析及雜交組合選擇. 林業(yè)科學, 44 (6) : 28-33.
(Jin G Q, Qin G F, Liu W H,etal. 2008. Effects of mating manners on growth traits ofPinusmassonianaand selection of cross combinations. Scientia Silvae Sinicae, 44 (6) : 28-33. [in Chinese])
孔繁玲. 2006. 植物數(shù)量遺傳學. 北京: 中國農(nóng)業(yè)大學出版社.
(Kong F L. 2006. Quantitative genetics in plants. Beijing : China Agricultural University Press. [in Chinese])
李 力, 陳孝丑, 曹漢洋, 等. 2000. 杉木分組群狀多系雜交子代測定林的遺傳分析. 江西農(nóng)業(yè)大學學報, 22 (3) : 388-393.
(Li L, Chen X C, Cao H Y,etal. 2000. Genetic analysis of progeny tests of nested polycross designs of Chinese fir. Journal of Jiangxi Agricultural University, 22 (3): 388-393. [in Chinese])
李 梅, 施季森, 甘四明, 等. 2001. 杉木雜交親本分子遺傳變異與子代生長相關的研究. 林業(yè)科學研究, 14 (1) : 35-40.
(Li M, Shi J S, Gan S M,etal. 2001. Correlation between RAPD-based parental genetic distance and filial performance of Chinese fir. Forest Research, 14 (1): 35-40. [in Chinese])
李善文, 張志毅, 于志水, 等. 2008. 楊樹雜交親本分子遺傳距離與子代生長性狀的相關性. 林業(yè)科學, 44 (5) : 150-154.
(Li S W, Zhang Z Y, Yu Z S,etal. 2008. Correlation between molecular genetic distances among parents and growth traits of progenies inPopulus. Scientia Silvae Sinicae, 44 (5): 150-154. [in Chinese])
李義良, 趙奮成, 吳惠姍, 等. 2012. 濕加松親本間遺傳距離與雜種優(yōu)勢的相關性分析. 林業(yè)科學研究, 25 (2) : 138-143.
(Li Y L, Zhao F C, Wu H S,etal. 2012. Relationship between growth traits heterosis and genetic distance among parents ofPinuselliottii×P.caribaeabased on SSR molecular markers. Forest Research, 25 (2): 138-143. [in Chinese])
李周岐, 王章榮. 2002. 用RAPD標記進行鵝掌楸雜種識別和親本選配. 林業(yè)科學, 38 (5): 169-174.
(Li Z Q, Wang Z R. 2002. RAPD markers used for the hybrid identification and parents choice inLiriodendron. Scientia Silvae Sinicae, 38 (5): 169-174. [in Chinese])
劉公秉, 季孔庶. 2009. 基于松樹EST序列的馬尾松SSR引物開發(fā). 分子植物育種, 7(4): 833-838.
(Liu G B, Ji K S. 2009. DesigningPinusmassonianaSSR primers fromPinusEST sequences. Molecular Plant Breeding, 7(4): 833-838.[in Chinese])
羅小金, 賀浩華, 彭小松, 等. 2006. 利用 SSR 標記分析水稻親本間遺傳距離與雜種優(yōu)勢的關系. 植物遺傳資源學報, 7(2): 209-214.
(Luo X J, He H H, Peng X S,etal. 2006. Analysis on correlation between genetic distance of rice parents and heterosis with SSR molecular marker. Journal of Plant Genetic Resources, 7(2): 209-214. [in Chinese])
齊 明. 1996. 杉木育種中GCA與SCA的相對重要性. 林業(yè)科學研究, 9(5): 498-503.
(Qi M. 1996. Relative importance of GCA and SCA in genstic breeding of Chinese fir. Forest Research, 9(5): 498-503. [in Chinese])
譚小梅, 周志春, 金國慶, 等. 2012. 馬尾松二代無性系種子園遺傳多樣性和交配系統(tǒng)分析. 林業(yè)科學, 48(2): 69-74.
(Tan X M, Zhou Z C, Jin G Q,etal. 2012. Genetic diversity and mating system analysis ofPinusmassonianain a second-generation clonal seed orchard. Scientia Silvae Sinicae, 48(2): 69-74. [in Chinese])
王曉陽, 李火根. 2011. 鵝掌楸苗期生長雜種優(yōu)勢的SSR分析. 林業(yè)科學, 47(4): 57-62.
(Wang X Y, Li H G. 2011. Possible mechanism analysis for heterosis of hybridLiriodendronbased on seedling growth and SSR markers. Scientia Silvae Sinicae, 47(4): 57-62. [in Chinese])
續(xù)九如. 2006. 林木數(shù)量遺傳學. 北京: 高等教育出版社.
(Xu J R. 2006. Quantitative genetics in forestry. Beijing: Higher Education Press. [in Chinese])
張 一, 儲德裕, 金國慶, 等. 2010. 馬尾松親本遺傳距離與子代生長性狀相關性分析. 林業(yè)科學研究, 23(2): 215-220.
(Zhang Y, Chu D Y, Jin G Q,etal. 2010. Relationship between hybrid performance and genetic distances amongPinusmassonianaclones based on ISSR molecular marker. Forest Research, 23(2): 215-220. [in Chinese])
張 一, 儲德裕, 金國慶, 等. 2009. 馬尾松1代育種群體遺傳多樣性的ISSR分析. 林業(yè)科學研究, 22(6): 772-778.
(Zhang Y, Chu D Y, Jin G Q,etal. 2009. Molecular characterization of elite genotypes within a first generation breeding population ofPinusmassonianausing ISSR. Forest Research, 22(6): 772-778. [in Chinese])
趙奮成, 李憲政, 張應中, 等. 2006. 濕地松與洪都拉斯加勒比松的雜交效果分析. 林業(yè)科學研究, 19(4): 409-415.
(Zhao F C, Li X Z, Zhang Y Z,etal. 2006. Hybridizing effect analysis betweenPinuselliottiivar.elliottiiandPinuscaribaeavar.hondurensis. Forest Research, 19(4): 409-415. [in Chinese])
周志春, 金國慶, 秦國峰, 等. 2004. 馬尾松紙漿材重要經(jīng)濟性狀配合力及雜種優(yōu)勢分析. 林業(yè)科學, 40(4): 52-57.
(Zhou Z C, Jin G Q, Qin G F,etal. 2004. Analysis on combining ability and heterosis of main economic traits ofPinusmassonianafor pulp production. Scientia Silvae Sinicae, 40(4): 52-57. [in Chinese])
Ahangar L, Ranjbar G A, Nouroozi M. 2008. Estimation of combining ability for yield and yield components in rice(OryzasativeL.) cultivars using diallel cross.Pak J Biol Sci, 11(9): 1178-1281.
Beattie A D, Michaels T E, Pauls K P,etal. 2003. Predicting progeny performance in common bean (PhaseolusvulgarisL.) using molecular marker-based cluster analysis. Genome, 46(2): 259-267.
Dreisigacker S, Melchinger A E, Zhang P,etal. 2005. Hybrid performance and hetrosis in spring bread wheat, and their relations to SSR-based genetic distances and coefficients of parentage. Euphytica, 144(1): 51-59.
Gopal J, Kumar V, Luthra S K. 2008. Top-cross vs. poly-cross as alternative to test-cross for estimating the general combining ability in potato. Plant Breeding, 127(5): 441-445.
Huang M, Chen L Y, Chen Z Q. 2015. Diallel analysis of combining ability and heterosis for yield and yield components in rice by using positive loci. Euphytica, 205(1): 1-14.
Kopp R F, Smart L B, Maynard C A,etal. 2002. Predicting within-family variability in juvenile height growth ofSalixbased upon similarity among parental AFLP fingerprints. Theor Appl Genet, 105(1): 106-112.
Pooja D, Singh N K. 2011. Heterosis, molecular diversity, combining ability and their interrelationships in short duration maize (ZeamaysL.)across the environments. Euphytica, 178(1): 71-81.
Rao A M, Ramesh S, Kulkarni R S. 1996. Heterosis and combining ability in rice. Crop Improv, 23(1): 53-56.
Sprague G F, Tatum L A. 1942. General and specific combining ability in single crosses of corn. Journal of American Society of Agronomy, 34(4): 923-932.
Teklewold A, Becker H C. 2006. Comparison of phenotypic and molecular distances to predict heterosis and F1 performance in Ethiopian mustard (BrassicacarnataA. Braun). Theor Appl Genet, 112(4): 752-759.
Worku M, Banziger M, Friesen D,etal. 2008. Relative importance of general combining ability and specific combining ability among tropical maize (ZeamaysL.) inbreds under contrasting nitrogen environments. Maydica, 53(3/4): 279-288.
Yanchuk A D. 1996. General and specific combining ability from disconnected partial diallels of coastal Douglas-firs. Silvae Genet, 45(1): 37-45.
Yu S B, Li J X, Xu C G,etal. 2002. Identification of quantitative trait loci and epistatic interactions for plant height and heading data in rice. Theor Appl Genet, 104(4): 619-625.
Zhang Y, Jing G Q, Zhou Z C,etal. 2013. Divergence among Masson pine parents revealed by geographical origins and SSR markers and their relationships with progeny performance. New Forests, 44(3): 341-355.
(責任編輯 徐 紅)
Correlation between Heterosis in the Growth of Progeny and Combining Ability and Genetic Distance of the Parents forPinusmassoniana
Dong Hongyu1Liu Qinghua1Zhou Zhichun1Jin Guoqing1Shen Danyu1Song Xinhui2
(1.EngineeringResearchCenterofMassonPineofStateForestryAdministrationKeyLaboratoryofTreeBreedingofZhejiangProvinceResearchInstituteofSubtropicalForestry,CAFHangzhou311400; 2.LaoshanForestFarmofChun’anCountry,ZhejiangProvinceChun’an311700)
【Objective】 The correlations between heterosis in growth traits of progeny and combining ability, genetic distance of their parents forPinusmassonianawere analyzed to select parents scientifically for hybrid breeding based on performance of the progeny. The study on heterosis, combining ability and genetic distance would provide guidance for the breeding ofPinusmassoniana. 【Method】 Two sets of test materials from the third generation ofP.massonianagrown in Laoshan Forest Farm of Zhejiang Province were used to investigate the heterosis and combining ability of growth traits in 6×6 half diallel cross designs. SSR markers were used to analyze the genetic distances between mating parents and the relationships between heterosis of the progeny and general combining ability (GCA), specific combining ability (SCA), genetic distance(GD) of the mating parents. 【Result】 Results showed that the phenotypic value and heterosis of growth traits exhibited significant differences between the two hybrid combinations. Except the GCA of DBH in the design II, the combining abilities of other growth traits were significantly different between different mating combinations. All growth traits but DBH in the design II were controlled mainly by the additive gene effects. For all growth traits, family heritability (hf2) were relatively high (0.884-0.966), indicating a high level of genetic control for the growth traits. Genetic diversity of the 12 breeding parents was at a moderate level with Nei’s gene diversity index of 0.301 2 and Shannon’s information diversity index of 0.467 8. The GDs among parents were 0.142 1-0.351 6. Meanwhile, most correlations between phenotypic value, heterosis of growth traits and the sum of general combining ability (GCAP1+P2), SCA, GD (≤0.351 6) were significantly positive. Among the GCAs of mating parents, GCAP1+P2was proved to have the strongest predictive ability for the phenotypic value and heterosis of growth traits, the general combining ability of male parents (GCAP2) was the second, and the general combining ability of female parents (GCAP1) was the weakest. Among the GCAP1+P2, SCA and GD of the parents, GCAP1+P2was proved to have the strongest ability to predict the phenotypic value of growth traits, SCA was proved to have the strongest ability to predict the heterosis, and the predictive ability of GD for phenotypic value and heterosis was weaker than GCAP1+P2and SCA. Except the GCAP1+P2of cross design Ⅱ, other GCAP1+P2, SCA, GD were found to have a significant linear correlation with the heterosis in volume index of the progeny. 【Conclusion】 Since there existed a relative closer correlation between GCAP1+P2, SCA, GD (≤0.351 6) and phenotypic value, heterosis of growth traits, it is feasible to predict the phenotypic value and heterosis in growth traits by combining ability and smaller genetic distance to improve the efficiency of parental apolegamy and the utilization of heterosis forP.massoniana. Key words:Pinusmassoniana; germplasm; heterosis; GCA; SCA; genetic distance
10.11707/j.1001-7488.20170208
2016-03-07;
2016-07-29。
“十二五”國家科技支撐計劃課題(2012BAD01B02); 國家自然科學基金項目(31100491); 浙江省農(nóng)業(yè)新品種選育重大科技專項項目重點課題(2012C12908-12); 國家林業(yè)公益性行業(yè)專項(201204307)。
S718.46
A
1001-7488(2017)02-0065-11
*劉青華為通訊作者。