張恩慧，王曉云，覃子海，趙文東，韋長(zhǎng)江，王鵬良*

( 1. 江西中醫(yī)藥大學(xué) 江西民族傳統(tǒng)藥現(xiàn)代科技與產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，南昌 330004； 2. 廣西林業(yè)科學(xué)研究院 廣西優(yōu)良用材林資源培育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣西特色經(jīng)濟(jì)林開發(fā)和利用重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，南寧 530002； 3. 廣西國(guó)有三門江林場(chǎng)，廣西 柳州 545006 )

?

廣西普通油茶種質(zhì)資源遺傳多樣性的SSR分析

張恩慧1，王曉云1，覃子海2，趙文東3，韋長(zhǎng)江3，王鵬良2*

( 1. 江西中醫(yī)藥大學(xué) 江西民族傳統(tǒng)藥現(xiàn)代科技與產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，南昌 330004； 2. 廣西林業(yè)科學(xué)研究院 廣西優(yōu)良用材林資源培育重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣西特色經(jīng)濟(jì)林開發(fā)和利用重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，南寧 530002； 3. 廣西國(guó)有三門江林場(chǎng)，廣西 柳州 545006 )

普通油茶(Camelliaoleifera)是我國(guó)分布最廣、產(chǎn)量最多的山茶屬中一個(gè)重要油料樹種。廣西是普通油茶的重要分布區(qū)，種質(zhì)資源十分豐富。為深入了解廣西普通油茶種質(zhì)資源的遺傳變異，服務(wù)于種質(zhì)保存和品種選育，該研究首先對(duì)已開發(fā)的SSR分子標(biāo)記進(jìn)行多態(tài)性篩選和評(píng)價(jià)，在此基礎(chǔ)上利用多態(tài)性較高的引物，對(duì)97份廣西有代表性的普通油茶種質(zhì)資源進(jìn)行遺傳多樣性分析。結(jié)果表明：(1) 在已開發(fā)的10對(duì)油茶SSR分子標(biāo)記中，7對(duì)能穩(wěn)定擴(kuò)增且表現(xiàn)為共顯性，2對(duì)擴(kuò)增不穩(wěn)定，另外1對(duì)無(wú)法擴(kuò)增出產(chǎn)物。(2) 7對(duì)共顯性SSR標(biāo)記總共檢測(cè)到33個(gè)等位基因，每對(duì)標(biāo)記檢測(cè)到等位基因數(shù)目的變化范圍為3～6個(gè)，平均每個(gè)位點(diǎn)等位基因數(shù)為4.714 3個(gè)，有效等位基因數(shù)目的變化范圍為2.084 2～4.314 8，平均有效等位基因數(shù)為2.828 8；基因多樣性變化范圍為0.520 2～0.768 2，平均每個(gè)位點(diǎn)基因多樣性為0.628 1。(3) 參試群體中絕大多數(shù)位點(diǎn)未處于Hardy-Weinberg平衡，存在遺傳結(jié)構(gòu)；觀測(cè)雜合度和期望雜合度的變化范圍分別為0.413 0～0.670 1和0.523 3～0.772 4，其平均值分別為0.569 8和0.631 6。(4) 種質(zhì)資源間遺傳距離變化范圍為0.05～0.791 7，平均遺傳距離為0.354 5；UPGMA聚類顯示相同來(lái)源的種質(zhì)資源無(wú)法聚成一類，在同一聚類分支上混有不同來(lái)源的種質(zhì)資源。這表明已開發(fā)的油茶SSR分子標(biāo)記適用于廣西普通油茶，廣西普通油茶種質(zhì)資源擁有較豐富的遺傳多樣性。該研究結(jié)果為廣西普通油茶資源的深度開發(fā)和高效利用提供了科學(xué)依據(jù)。

普通油茶, SSR標(biāo)記, 遺傳多樣性, 遺傳結(jié)構(gòu), 復(fù)等位基因

油茶是山茶屬種子含油量高、有栽培價(jià)值物種的統(tǒng)稱(陳永忠等, 2005a)。普通油茶(Camelliaoleifera)是油茶中分布面積最廣、 總產(chǎn)量最多的一個(gè)物種，常用于榨取高質(zhì)量的食用茶油；此外，榨油剩余物可進(jìn)一步加工，用作化工、紡織和農(nóng)藥等行業(yè)的原材料。其用途廣、價(jià)值高(姚小華等, 2012)。油茶是我國(guó)特有的重要油料樹種，主要分布于我國(guó)南方18個(gè)省市區(qū)(莊瑞林, 2007)。目前，普通油茶的遺傳多樣性研究逐漸開展。陳永忠等(2005b)利用RAPD (Rapid Amplified Polymorphic DNA)標(biāo)記鑒定油茶湘林系列的優(yōu)良無(wú)性系；林萍等(2010)和彭紹峰等(2011)分別利用SRAP (Sequence-Related Amplified Polymorphism)標(biāo)記對(duì)長(zhǎng)林系列12個(gè)優(yōu)良無(wú)性系和14個(gè)高產(chǎn)良種開展分子鑒定；黃永芳等(2006)利用RAPD技術(shù)對(duì)湖南、廣東和廣西三省(區(qū))的部分油茶種質(zhì)資源進(jìn)行遺傳多樣性分析；王保明等(2008)和于小玉等(2013)分別利用ISSR (Inter-Simple Sequence Repeat)技術(shù)對(duì)湖南和湖北等部分品種開展遺傳多樣性分析；張婷等(2011a,b)分別利用SRAP和AFLP (Amplifed Fragment Length Polymorphism)兩種標(biāo)記分別對(duì)湖北野生油茶資源開展遺傳多樣性研究，這為普通油茶遺傳資源的開發(fā)奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

廣西是油茶的最重要產(chǎn)區(qū)之一，種質(zhì)資源十分豐富(張乃燕, 2003)。然而，到目前為止，僅見(jiàn)王鵬良等(2014)利用SRAP分子標(biāo)記對(duì)廣西普通油茶的遺傳多樣性開展初步分析。SRAP標(biāo)記是顯性分子標(biāo)記。與RAPD、ISSR、SRAP和AFLP4種顯性分子標(biāo)記相比，SSR為共顯性標(biāo)記，能區(qū)分純合子和雜合子，而且能檢測(cè)復(fù)等位基因，在遺傳多樣性檢測(cè)中更具優(yōu)勢(shì)。為了更加深入地了解廣西普通油茶的遺傳變異，本研究采用已開發(fā)的油茶SSR分子標(biāo)記對(duì)廣西普通油茶種質(zhì)資源的遺傳多樣性開展研究，為廣西普通油茶種質(zhì)資源更加合理、高效地開發(fā)利用提供了可靠的科學(xué)依據(jù)。

1　材料與方法

1.1 材料

從廣西各地搜集的具有代表性的97份普通油茶種質(zhì)資源，均種植于柳州市城中區(qū)柳東鄉(xiāng)廣西國(guó)有三門江林場(chǎng)三門江分場(chǎng)的湖廣坪林區(qū)。

1.2 方法

1.2.1 普通油茶基因組DNA提取以97份種質(zhì)資源的嫩葉為材料，利用改良的CTAB-SDS法(何衛(wèi)龍等, 2013)提取普通油茶基因組DNA，并稀釋成20 ng·μL-1，保存于-20 ℃冰箱，待用。

1.2.2 PCR反應(yīng)及產(chǎn)物檢測(cè)PCR反應(yīng)體系參照王鵬良等(2014)：模板DNA 1 μL，2.5 mmol·L-1dNTPs 1 μL，10 × Buffer 1 μL，10 mmol·L-1上下游引物各0.4 μL，Taq聚合酶1.5 U，用ddH2O補(bǔ)足到10 μL體系。SSR反應(yīng)程序參照彭嬋等(2013)：預(yù)變性94 ℃ 4 min；變性94 ℃ 30 s，退火59 ℃ 30 s (Δ ℃=-1 ℃)，延伸72 ℃ 45 s，9個(gè)循環(huán)；變性94 ℃ 30 s，退火55 ℃ 30 s, 延伸72 ℃ 30 s，21個(gè)循環(huán)，72 ℃延伸10 min，4 ℃保存。PCR反應(yīng)結(jié)束后，在effendorf管中加入6×Loading buffer 2 μL，混合均勻，吸取2 μL在8.0%聚丙烯胺凝膠上180 V電壓下電泳1.5 h，再進(jìn)行快速銀染，顯影，照相。

1.2.3 SSR引物多態(tài)篩選及群體擴(kuò)增從97個(gè)參試樣本中隨機(jī)抽取8個(gè)樣本作為模板，對(duì)彭嬋等(2013)的10對(duì)引物(表1)進(jìn)行多態(tài)性篩選。在此基礎(chǔ)上，將篩選到的多態(tài)引物用于群體的擴(kuò)增。

1.3 譜帶記錄和數(shù)據(jù)分析

同一引物擴(kuò)增的遷移率相同的為同一等位基因，據(jù)此原則，對(duì)所得圖片進(jìn)行人工讀帶，從小到大按照A，B，C，D，E……進(jìn)行記錄，將擴(kuò)增所得的純合子用相同字母表示，例如記為“AA”或“BB”，將雜合子用不同字母表示，例如記為“AB”。利用PopGene 1.32軟件分析等位基因變異總數(shù)(A)，有效等位基因數(shù)(Ne)，觀測(cè)雜合度(Ho), 期望雜合度(He), 固定指數(shù)(F)及Hardy-Weinberg平衡檢測(cè)；利用PowerMarker V3.25軟件(Liu & Muse, 2005)計(jì)算基因多樣性(H)，多態(tài)信息含量指數(shù)(Polymorphism Information Content, PIC)，樣本間的遺傳距離，按照非加權(quán)類平均法(unweighted pair-group method using arithemtic average, UPGMA)進(jìn)行樣本間的聚類分析，利用MEGA6.0 (Molecular Evolutionary Genetics Analysis)軟件生成聚類圖。

2　結(jié)果與分析

2.1 SSR引物篩選和評(píng)價(jià)

本研究根據(jù)彭嬋等(2013)已發(fā)表的10對(duì)油茶SSR序列信息合成引物，在參試群體中隨機(jī)抽取8個(gè)樣本作為模板開展多態(tài)引物篩選。結(jié)果表明7對(duì)引物能穩(wěn)定擴(kuò)增出產(chǎn)物，且呈多態(tài)性，表現(xiàn)為共顯性，另2對(duì)(NJFUC57和NJFUC129)擴(kuò)增不穩(wěn)定(表1)，僅有1對(duì)引物(NJFUC69)無(wú)法擴(kuò)增出產(chǎn)物。

2.2 遺傳多樣性分析

從表2可以看出，7對(duì)引物總共檢測(cè)到33個(gè)等位基因，每個(gè)位點(diǎn)等位基因數(shù)目變化范圍為3～6，其中NJFUC53、NJFUC157和NJFUC833為6個(gè)等位基因，NJFUC787為3個(gè)等位基因，平均每個(gè)位點(diǎn)等位基因數(shù)目為4.714 3；有效等位基因數(shù)最高為4.314 8(NJFUC157)，最低值為2.084 2(NJFUC273)，平均有效等位基因數(shù)為2.828 8；基因多樣性的變化范圍為0.520 2～0.768 2，平均每個(gè)位點(diǎn)的基因多樣性為0.628 1；多態(tài)信息含量(PIC)的變化范圍為0.475 1～0.731 8，平均每個(gè)位點(diǎn)的多態(tài)信息含量為0.573 7。

2.3 遺傳結(jié)構(gòu)和雜合度分析

表3結(jié)果表明，7個(gè)位點(diǎn)中，6個(gè)SSR位點(diǎn)不處于Hardy-Weinberg平衡，僅1個(gè)位點(diǎn)處于Hardy-Weinberg平衡，這表明參試群體存在遺傳結(jié)構(gòu)。同時(shí)利用SSR標(biāo)記檢測(cè)了觀測(cè)雜合度和期望雜合度，它們的變化范圍分別為0.413 0～0.670 1和0.523 3～0.772 4，平均每個(gè)位點(diǎn)的觀測(cè)雜合度和期望雜合度分別為0.569 8和0.631 6。通過(guò)對(duì)固定指數(shù)分析發(fā)現(xiàn)，NJFUC53、NJFUC273、NJFUC787和NJFUC833四個(gè)位點(diǎn)的固定指數(shù)F值為負(fù)數(shù)，其余3個(gè)位點(diǎn)的固定指數(shù)F值為正數(shù)。其中，NJFUC53、NJFUC157、NJFUC601 3個(gè)位點(diǎn)的數(shù)值較大。NJFUC53的固定指數(shù)F值(表3)表明，該位點(diǎn)雜合子過(guò)多；NJFUC157和NJFUC601表明這2個(gè)位點(diǎn)純合子過(guò)多；其余4個(gè)位點(diǎn)純合子和雜合子比例與期望比例接近。固定指數(shù)的平均值為0.076 4，說(shuō)明純合子略多，但接近Hardy-Weinberg平衡。

2.4 遺傳距離和聚類分析

根據(jù)7對(duì)SSR標(biāo)記擴(kuò)增得到的遺傳信息，采用PowerMarker V3.25計(jì)算研究種質(zhì)資源之間的遺傳距離，種質(zhì)資源間最大的遺傳距離為0.791 7，最小的遺傳距離為0.05，平均遺傳距離為0.354 5。在種質(zhì)資源間遺傳距離最大的有3對(duì)，分別是56(FM)與111(BS)、56(FM)與146(G)、93(SBL)與155(BS)；距離最小遺傳的為33(LN)與164(QS)。在對(duì)97份種質(zhì)資源遺傳距離計(jì)算的基礎(chǔ)上，按照UPGMA方法對(duì)參試種質(zhì)資源開展聚類分析，再利用MEGA6.0軟件生成聚類圖。從圖1可以看出，相同來(lái)源的種質(zhì)資源不能很好地聚類成一個(gè)分支，同時(shí)在同一聚類分支上還混有一個(gè)或多個(gè)不同來(lái)源的種質(zhì)資源，從而形成了復(fù)雜的遺傳關(guān)系。

3　討論

SSR分子標(biāo)記重復(fù)性好、呈共顯性、分布均勻且能檢測(cè)復(fù)等位基因(Varshney et al, 2005)。但油茶中SSR分子標(biāo)記開發(fā)和應(yīng)用的研究進(jìn)展緩慢，范小寧等(2011)建立了油茶SSR的反應(yīng)體系，史潔等(2012)和溫強(qiáng)等(2013)分別分析油茶不同轉(zhuǎn)錄組的SSR分布特征，但未開發(fā)SSR分子標(biāo)記。目前，僅彭嬋等(2013)實(shí)質(zhì)上利用SSR對(duì)湖北油茶種質(zhì)的遺傳多樣性開展了研究。將彭嬋等(2013)報(bào)道的SSR標(biāo)記用于本研究，發(fā)現(xiàn)10對(duì)SSR引物中，2對(duì)擴(kuò)增不穩(wěn)定，1對(duì)無(wú)法擴(kuò)增出產(chǎn)物。這可能由于引物結(jié)合位點(diǎn)的缺失、插入、替換等突變或不同引物擴(kuò)增效率不同造成的(Saha et al, 2004)。

表 1　本研究所用引物序列Table 1　Primer sequences used in this study

表 2　遺傳多樣性信息Table 2　Information of genetic diversity

7對(duì)穩(wěn)定、多態(tài)的共顯性SSR標(biāo)記總共檢測(cè)到33個(gè)等位基因，每個(gè)位點(diǎn)等位基因數(shù)目為3～6個(gè)，平均等位基因數(shù)目為4.714 3，存在較豐富的遺傳多樣性；但與陳贏男等(2014)和彭嬋等(2013)的報(bào)道相比，本研究等位基因數(shù)目相對(duì)略少，這可能由于所研究材料來(lái)自多個(gè)省，遺傳基礎(chǔ)較寬所致。

表 3　遺傳結(jié)構(gòu)和雜合度信息Table 3　Information of heterozygosity and genetic structure

注：**表示似然比檢測(cè)達(dá)極顯著水平，*表示似然比檢測(cè)達(dá)顯著水平。

Note: **denote significant level at 0.01 probability; *denote significant level at 0.05 probability.

通過(guò)對(duì)本研究參試的種質(zhì)資源開展Hardy-Weinberg平衡檢測(cè)，發(fā)現(xiàn)NJFUC787位點(diǎn)處于平衡狀態(tài)，而其余6位點(diǎn)均處于不平衡狀態(tài)。這說(shuō)明參試群體總體上存在遺傳結(jié)構(gòu)，很可能是由于在種質(zhì)資源收集過(guò)程的選擇因素造成的。本研究的平均觀測(cè)雜合度為0.573 7，期望雜合度為0.631 6，盡管比之前的報(bào)道(彭嬋等, 2013)略低，也反映出了普通油茶的雜合度較高。這與油茶異交的交配特性相吻合(向暉等, 2013; 莊瑞林, 2007)，也是普通油茶雜種優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生的基礎(chǔ)。同時(shí)，不同位點(diǎn)間的觀測(cè)雜合度、期望雜合度及固定指數(shù)F都表明，位點(diǎn)間存在不同的選擇壓力。在不同的選擇壓力下，位點(diǎn)的進(jìn)化速度也不相同。因此，盡管本研究所用的材料基本一致，但聚類結(jié)果與SRAP標(biāo)記(王鵬良等, 2014)有較大差異，這可能與SSR分子標(biāo)記有關(guān)，SSR標(biāo)記的多態(tài)是由滑動(dòng)和重組兩個(gè)主要原因產(chǎn)生的，另外伴隨突變，SSR的進(jìn)化比較復(fù)雜，因此不一定能很好地反映出油茶的親緣關(guān)系(Ellegren, 2004; Li et al, 2002)。但仍然有一點(diǎn)與SRAP標(biāo)記結(jié)果一致，即種質(zhì)資源聚類結(jié)果無(wú)法與種源相匹配。

圖 1　參試材料的聚類圖　LN. 立農(nóng)； DY. 都陽(yáng)； FL. 富林； HB. 黃寶； ZP. 古袍； FM. 楓木； TM. 鐵帽； PL. 平樂(lè)； RY. 仁勇； BY. 半月； QT. 七團(tuán)； SBL. 三伯嶺； SD. 三道； BS. 百色； TY. 田陽(yáng)； G. 桂； L. 龍； SMJ. 三門江； QS. 區(qū)所； WM. 武鳴。Fig. 1　Dendrogram of materials in this study 　LN. Linong; DY. Duyang; FL. Fulin; HB. Huangbao; ZP. Zuopao; FM. Fengmu; TM. Tiemao; PL. Pingle; RY. Renyong; BY. Banyue; QT. Qituan; SBL. Sanboling; SD. Sandao; BS. Baise; TY. Tianyang; G. Gui; L. Long; SMJ. Sanmenjiang; QS. Qusuo; WM. Wuming.

此外，在本研究中發(fā)現(xiàn)最大遺傳距離有3對(duì)，這可能是由于采用的分子標(biāo)記區(qū)分度不足所致。為了更好地服務(wù)于普通油茶基因組研究和分子標(biāo)記輔助育種，高質(zhì)量的SSR分子標(biāo)記亟待大量開發(fā)。

CHEN YN, ZHANG XY, DAI XG, 2014. A case study on cultivar identification inCamelliaL. by using SSR markers [J]. Nonw For Res, 32:140-143. [陳贏男, 張新葉, 戴曉港, 2014. 利用微衛(wèi)星標(biāo)記鑒別油茶品種[J]. 經(jīng)濟(jì)林研究, 32:140-143.]CHEN YZ, YANG XH, PENG SF,et al, 2005a. The developing strategy and research perspects of breeding of elite trees ofCamelliaoleiferain our country [J]. Chin For Sci Technol, 19(4):1-4. [陳永忠, 楊小胡, 彭邵鋒,等, 2005a. 我國(guó)油茶良種選育研究現(xiàn)狀及發(fā)展策略 [J]. 林業(yè)科技開發(fā), 19(4):1-4.]

CHEN YZ, ZHANG ZJ, TAN XF，2005b. Identification of oil tea (Camelliaoleifera) superior clones by RAPD molecular marker [J]. J Centr S For Univ, 25(4):40-45. [陳永忠, 張智俊, 譚曉風(fēng)，2005b. 油茶優(yōu)良無(wú)性系的RAPD分子鑒別[J]. 中南林學(xué)院學(xué)報(bào), 25(4):40-45.]FAN XN, LIN P, ZHANG SZ，2011. Optimization of SSR-PCR system forC.oleifera[J]. J Anhui Agric Sci, 39(23):14 098-14 102. [范小寧, 林萍, 張盛周，2011. 油茶SSR-PCR反應(yīng)體系的優(yōu)化研究[J]. 安徽農(nóng)業(yè)科學(xué), 39(23):14 098-14 102.]

ELLEGREN H, 2004. Microsatellites: simple sequences with complex evolution [J]. Nat Rev Genet,5: 435-445.

HE WL, YANG LH, WANG XF, et al，2013. Efficient DNA extraction from endosperm ofPinusmassonianaand SSR-PCR system optimization [J]. Chin For Sci Technol,27(1):15-18. [何衛(wèi)龍, 楊立恒, 王曉鋒, 等，2013. 馬尾松胚乳DNA高效提取及SSR-PCR體系優(yōu)化[J]. 林業(yè)科技開發(fā),27(1):15-18.]

HUANG YF, CHEN XM, ZHUANG XY, et al，2006. Analysis of genetic diversity inCamelliaoleiferagermplasm[J]. Sci Silv Sin, 42(4):38-43. [黃永芳, 陳錫沐, 莊雪影, 等，2006. 油茶種質(zhì)資源遺傳多樣性分析[J]. 林業(yè)科學(xué), 42(4):38-43.]

LI YC, KOROL AB, FAHIMA T, et al, 2002. Microsatellites: genomic distribution, putative functions and mutational mechanisms: a review [J]. Mol Ecol,11: 2 453-2 465.

LIN P, YAO XH, WANG KL, et al, 2010. Identification and genetic analysis ofCamelliaoleiferaChanglin Series superior clones by SRAP molecular marker [J]. J Agric Biotechnol,18(2):272-279. [林萍, 姚小華, 王開良, 等, 2010. 油茶長(zhǎng)林系列優(yōu)良無(wú)性系的SRAP分子鑒別及遺傳分析[J]. 農(nóng)業(yè)生物技術(shù)學(xué)報(bào),18(2):272-279.]LIU K, MUSE SV, 2005. Power Marker: Integrated analysis environment for genetic marker data[J]. Bioinformatics, 21: 2 128-2 129.

PENG C, LI ZF, CHEN HL, et al, 2013. Genetic analysis of the germplasm ofCamelliaoleiferafrom Hubei Province based on SSR marker [J]. Hubei For Sci Technol, 42(5):1-5. [彭嬋, 李振芳, 陳慧玲, 等, 2013. 湖北油茶種質(zhì)資源SSR分析[J]. 湖北林業(yè)科技, 42(5):1-5.]

PENG SF, ZHANG DQ, CHEN YZ, et al, 2011. Genetic diversity analysis of elite cultivars ofCamelliaoleiferaby SRAP [J]. J Centr S Univ Sci Technol: Nat Sci Ed, 31(1):80-85. [彭邵鋒, 張黨權(quán), 陳永忠, 等, 2011. 14個(gè)油茶良種遺傳多樣性的SRAP分析[J]. 中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報(bào)·自然科學(xué)版, 31(1):80-85.]

SAHA MC, MIAN MAR, EUJAYL I,et al, 2004. Tall fescue EST-SSR markers with transferability across several grass species[J]. Theor Appll Genet, 109: 783-791.

SHI J, YIN TM, GUAN HW, et al, 2012. Characteristic analysis of microsatelliates ofCamelliaspp. [J]. J Nanjing For Univ: Nat Sci Ed,36(2):47-51. [史潔, 尹佟明, 管宏偉, 等, 2012. 油茶基因組微衛(wèi)星特征分析[J]. 南京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)·自然科學(xué)版,36(2):47-51.]

VARSHNEY RK, GRANER A, SORRELLS ME, 2005. Genic microsatellite markers in plants: features and applications[J]. Trends Biotechnol, 23: 48-55.

WANG BM, CHEN YZ, TAN XF, et al，2008. Genetic diversity of elite clones ofCamelliaoleiferaby ISSR [J]. J NE For Univ, 36(6):19-23. [王保明, 陳永忠, 譚曉風(fēng), 等，2008. 應(yīng)用ISSR分析油茶無(wú)性系的遺傳多樣性 [J]. 東北林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào), 36(6):19-23.]

WANG PL, CAI L, WEI CJ, et al, 2014. Genetic diversity analysis ofCamelliaoleiferain Guangxi Province using SRAP molecular markers [J]. Mol Plant Breed, 12(4):681-686. [王鵬良, 蔡玲, 韋長(zhǎng)江, 等, 2014. 廣西普通油茶遺傳多樣性SRAP分析 [J]. 分子植物育種, 12(4):681-686.]

WEN Q, XU LC, JIANG XM, et al, 2013. Survey and analysis of microsatellites from DNA sequences inCamelliaspecies using 454 pyrosequencing [J]. Sci Silv Sin, 49(8):43-50. [溫強(qiáng), 徐林初, 江香梅, 等, 2013. 基于454測(cè)序的油茶DNA序列微衛(wèi)星觀察與分析[J]. 林業(yè)科學(xué), 49(8):43-50.]

XIANG H, YUAN DE, GAO C, et al, 2013. Observation of flower characteristics and analysis of pollen characteristics of four superior single-plant of the second generation ofCamelliayuhsienensisHu [J]. Acta Agric Univ Jiangxi,35(2), 352-356. [向暉, 袁德義, 高超, 等, 2013. 攸縣油茶F2代4個(gè)優(yōu)良單株花器特征觀測(cè)及花粉特性分析[J]. 江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),35(2), 352-356.]

YAO XH, WANG KL, REN HD, et al, 2012. The research on oil camellia resources and its scientific utilization[M]. Beijing：Science Press：1-10. [姚小華, 王開良, 任華東, 等, 2012. 油茶資源與科學(xué)利用研究[M]. 北京：科學(xué)出版社：1-10.]

YU XY, YU FY, LIU JB, et al，2013. Identification and genetic diversity analysis ofCamelliaoleiferavarieties using ISSR marker [J]. J Nanjing For Univ: Nat Sci Ed, 37(1):61-66. [于小玉, 喻方圓, 劉建兵, 等，2013. ISSR在油茶品種鑒別和遺傳多樣性分析中的應(yīng)用 [J]. 南京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)·自然科學(xué)版, 37(1):61-66.]

ZHANG NY, 2003. The developing strategy and perspects of elite trees ofcamelliaoleiferain Guangxi [J]. Guangxi For Sci, 32(4):211-214. [張乃燕, 2003. 廣西油茶良種化的現(xiàn)狀及發(fā)展策略 [J]. 廣西林業(yè)科學(xué), 32(4):211-214.]

ZHANG T, LIU SQ, MEI H, et al, 2011, Genetic diversity ofCamelliaoleiferafrom Hubei Province revealed by SRAP analysis [J]. J Huazhong Norm Univ: Nat Sci Ed, 45(3):477-484. [張婷, 劉雙青,梅輝, 等, 2011, 湖北省油茶資源遺傳多樣性的SRAP分析[J]. 華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)·自然科學(xué)版, 45(3):477-484.]

ZHANG T, LIU SQ, MEI H, et al, 2011. AFLP analysis on the genetic diversity ofCamelliaoleiferafrom different regions of Hubei Province [J]. J Anhui Agric Sci, 39(23):14 070-14 071. [張婷, 劉雙青, 梅輝, 等, 2011. 湖北省不同地區(qū)油茶遺傳多樣性的AFLP分析[J]. 安徽農(nóng)業(yè)科學(xué), 39(23):14 070-14 071.]

ZHUANG RL，2007. ChinaCamellia[M]. 2nd ed. Beijing: China Forest Publishing House：1-8. [莊瑞林，2007. 中國(guó)油茶[M]. 2版. 北京: 中國(guó)林業(yè)出版社：1-8.]

Genetic diversity analysis of Camellia oleifera in Guangxi using SSR markers

ZHANG En-Hui1, WANG Xiao-Yun1, QIN Zi-Hai2, ZHAO Wen-Dong3,WEI Chang-Jiang3, WANG Peng-Liang2*

( 1. Collaborative Innovation Center for the Modern Technology and Industrial Development of Jiangxi Minority Traditional Medicine,JiangxiUniversityofTraditionalChineseMedicine, Nanchang 330004, China; 2.GuangxiKeyLaboratoryofsuperiorTimberTreesResourceCultivation,GuangxiKeyLaboratoryofSpecialNon-woodForestCultivation&Utilization,GuangxiForestryResearchInstitute, Nanning 530002, China; 3.GuangxiState-ownedSanmenjiangForestryFarm, Liuzhou 545006, China )

Oil tea (Camelliaoleifera) is the important oiltree in our country with the vastest area of distribution and the most products in the genus ofCamellia. Guangxi Zhuang Autonomous Region, the important distribution area of oil tea, abounds in oil tea germplasm resources. In order to evaluate genetic variation of germplasm resources of oil tea in Guangxi for germplasm conservation and cultivar selection, 10 SSR primer pairs were screened and evaluated in the present study, then genetic diversity of 97 representive germplasm resources of oil tea in Guangxi was analysed based on the polymorphic SSR markers. The findings indicated as follows: Firstly, of the ten developed SSR primer pairs, seven codominant primer pairs could produced stable amplicons, and another two primers could produce unstable amplicons; the remaining one yielded no band on the gel. Secondly, a total of 33 alleles were detected among 97 oil tea germplasm resources using seven codominant SSRs, and the number of alleles was from three to six with an average of 4.714 3 for every pair of primers; the number of effective allele ranged from 2.084 2 to 4.314 8 with an average of 2.828 8, and the gene diversity was from 0.520 2 to 0.768 2 with an average of 0.628 1. Thirdly, almost loci out of Hardy-Weinberg equilibrium meant genetic structure in the population, the ranges of observed and expected heterozygosity were 0.413 0-0.670 1 and 0.523 3-0.772 4，with the averages of 0.569 8 and 0.631 6. Finally, the range of genetic distances among germplasm resources was 0.05-0.791 7, with an average of 0.354 5. The cluster analysis based on UPGMA method revealed that the germplasm resources from the same places could not cluster in the same branch, on the other hand, the germplasm resources in one branch came from several places. The foregoing results reveavled that the developed SSRs of oil tea were suitable to work in the oil tea in Guangxi and the genetic diversity of germplasm resources in Guangxi was relatively higher. Those findings provide the scientific evidences for deep exploitation and efficient utilization of genetic resources of oil tea in Guangxi.

oil tea (Camelliaoleifera), SSR marker, genetic diversity, genetic structure, multiple alleles

10.11931/guihaia.gxzw201502002

2015-05-02

2015-07-18

國(guó)家自然科學(xué)基金(31460208)[Supported by the National Natural Science Foundation of China(31460208)]。

張恩慧 (1990-)，女，河南寶豐人，在讀碩士研究生，主要研究方向?yàn)樗幱弥参锓肿由飳W(xué)，(E-mail)993587028@qq.com。

王鵬良，博士，高級(jí)工程師，研究方向?yàn)橹参锓肿佑N，(E-mail) pengliang_wang@163.com。

Q949

A

1000-3142(2016)07-0806-06

張恩慧，王曉云，覃子海，等. 廣西普通油茶種質(zhì)資源遺傳多樣性的SSR分析[J]. 廣西植物，2016，36(7):806-811

ZHANG EH,WANG XY,QIN ZH，et al. Genetic diversity analysis ofCamelliaoleiferain Guangxi using SSR markers[J]. Guihaia，2016，36(7):806-811