郭 宏 于霽雯 裴文鋒 關(guān)永虎 李 航 李長(zhǎng)喜 劉金偉 王 偉 王寶全 梅擁軍,*

南疆陸地棉雜種F2的遺傳分析及遺傳主效聚類

郭 宏1于霽雯2裴文鋒2關(guān)永虎1李 航1李長(zhǎng)喜1劉金偉1王 偉1王寶全2梅擁軍1,*

1塔里木大學(xué)農(nóng)學(xué)院, 新疆阿拉爾 843300;2中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院棉花研究所 / 棉花生物學(xué)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 河南安陽(yáng) 455000

采用加性-顯性及其與環(huán)境互作的遺傳模型對(duì)298個(gè)陸地棉品種(系)及其884個(gè)F2組合在新疆南疆阿拉爾墾區(qū)4個(gè)產(chǎn)量性狀和5個(gè)纖維品質(zhì)性狀2年的資料進(jìn)行遺傳分析, 并對(duì)親本的加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)進(jìn)行了聚類, 以明確各類品種(系)的育種利用價(jià)值。結(jié)果表明, 在南疆陸地棉“矮(0.8～1.0 m)、密(225,000～300,000株 hm–2)、早、膜”高密度種植模式下, 298個(gè)親本的加性效應(yīng)被分為12類。第2類的23個(gè)品種(系)產(chǎn)量(除衣分外)和纖維品質(zhì)性狀的加性效應(yīng)較高, 可通過(guò)這類品種(系)間雜交較易獲得產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀兼優(yōu)的后代。第8類品種(系)的纖維品質(zhì)性狀的加性效應(yīng)較高, 第4類品種(系)的產(chǎn)量性狀加性效應(yīng)較高, 通過(guò)2類品種間雜交可以獲得產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀互補(bǔ)的后代。298個(gè)親本的顯性效應(yīng)被分成了9類。第8類包括8個(gè)品種(系), 其產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀(除馬克隆值外)的顯性效應(yīng)較高, 可作為綜合利用產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀雜種優(yōu)勢(shì)兼優(yōu)的一類親本。產(chǎn)量性狀的顯性效應(yīng)平均值較高的是第8類, 第3類的纖維品質(zhì)性狀的顯性效應(yīng)較高。

陸地棉; F2; 產(chǎn)量性狀; 纖維品質(zhì)性狀; 加性-顯性模型; 聚類分析

棉花是新疆最主要的經(jīng)濟(jì)作物, 棉花產(chǎn)業(yè)對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有十分重要的作用[1]。前人的研究表明, 陸地棉的產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀是受多個(gè)基因控制和環(huán)境共同作用的數(shù)量性狀且存在著顯著的加性效應(yīng)和顯性效應(yīng), 具有復(fù)雜的遺傳結(jié)構(gòu)[2-7]。Roy等[8]的研究說(shuō)明, 加性基因在性狀表達(dá)中發(fā)揮了重要作用, 在后代的選擇中具有重要價(jià)值。王保勤等[9]的研究說(shuō)明, 永久F2群體的5個(gè)纖維品質(zhì)性狀的遺傳方式基本一致, 都受加性、顯性以及加性和環(huán)境互作等效應(yīng)的影響。代勇強(qiáng)等[10]和秦鴻德等[11]研究表明, 分析親本和F1或親本和F2可以預(yù)測(cè)親本的加性和顯性效應(yīng)。棉花的品種(系)很多, 選用這些品種作為雜交親本就很困難。雜交育種主要利用的是親本的加性效應(yīng), 雜優(yōu)育種還要利用雜交組合的顯性效應(yīng)等。因此, 對(duì)親本加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)進(jìn)行聚類可以更有選擇性地利用親本的優(yōu)良性狀。新疆是我國(guó)最大的棉花生產(chǎn)基地, 前人關(guān)于親本主效的研究很多, 但親本和組合數(shù)目較少[12-15], 并且利用親本和F2進(jìn)行遺傳效應(yīng)研究的文章鮮有報(bào)道, 對(duì)多個(gè)親本和F2不同性狀遺傳主效進(jìn)行聚類的研究還未見報(bào)道。本研究旨在南疆陸地棉的栽培模式下對(duì)298個(gè)陸地棉親本和F2遺傳效應(yīng)分析的基礎(chǔ)上對(duì)親本產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀的加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)進(jìn)行聚類分析, 對(duì)南疆陸地棉育種有針對(duì)性地利用這些親本產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀的遺傳潛力具有重要意義。

1 材料與方法

1.1 材料與田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)分別于2018年和2019年在新疆阿拉爾市塔里木大學(xué)農(nóng)學(xué)試驗(yàn)站進(jìn)行。種植298個(gè)陸地棉品種(系) (附表1) (其中以298個(gè)品種(系)為母本、以其中的8個(gè)優(yōu)質(zhì)品系和新陸早30號(hào)為父本按不完全雙列雜交遺傳交配設(shè)計(jì)配制雜交組合)及其884個(gè)F2組合(附表2)。田間親本及其F2組合隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì), 重復(fù)2次, 每小區(qū)種植2行, 行長(zhǎng)3.0 m, 地膜(0.60 m+0.10 m+0.55 m+0.10 m)覆蓋種植, 株距0.10 m, 田間管理同大田?？菟?周內(nèi)(10月20日左右), 親本每小區(qū)統(tǒng)計(jì)10株棉花的鈴數(shù), F2每小區(qū)統(tǒng)計(jì)2行(55～60株)所有植株的鈴數(shù)并算得單株鈴數(shù), 所有小區(qū)每小區(qū)收獲中部1朵籽棉, 并記錄收獲朵數(shù), 對(duì)籽棉稱重并算得鈴重, 軋花后測(cè)得皮棉, 用皮棉/籽棉×100%算得衣分, 由單株鈴數(shù)×鈴重×衣分/100算得單株皮棉產(chǎn)量; 親本每個(gè)小區(qū)取2個(gè)皮棉樣, F2每個(gè)組合取9個(gè)混合皮棉樣在HFT9000上測(cè)定上半部平均長(zhǎng)度(mm)、整齊度指數(shù)(%)、斷裂比強(qiáng)度(cN tex–1)、伸長(zhǎng)率(%)、馬克隆值。分別對(duì)2018年和2019年親本和F2每年2次重復(fù)的產(chǎn)量性狀數(shù)據(jù)以及纖維品質(zhì)性狀求平均值, 分別找出每年每一性狀的最大值、最小值及計(jì)算這一性狀的平均值。

1.2 遺傳模型與統(tǒng)計(jì)分析方法

將2年298個(gè)陸地棉品種(系) 2次重復(fù)測(cè)得的產(chǎn)量性狀(鈴數(shù)、鈴重、衣分、單株皮棉產(chǎn)量)數(shù)據(jù)和品質(zhì)性狀(纖維長(zhǎng)度、整齊度、馬克隆值、強(qiáng)度和伸長(zhǎng)率)以每個(gè)小區(qū)每個(gè)性狀的平均值采用加性-顯性與環(huán)境互作的遺傳模型進(jìn)行遺傳方差分解和遺傳效應(yīng)估計(jì)。表型值可以分解為:

=+E+A+D+AE+DE+

式中,為群體均值, E為環(huán)境效應(yīng), E～N (0, VE); A為加性效應(yīng), A～N (0, VA); D為顯性效應(yīng), D～N (0, VD); AE為加性×環(huán)境互作效應(yīng), AE～N (0, VAE); DE為顯性×環(huán)境, DE～N (0, VDE);為剩余,～N (0, Vε)。各項(xiàng)遺傳參數(shù)采用朱軍的軟件及分析方法進(jìn)行計(jì)算[16-18],運(yùn)用MINQUE(1)法估算方差分量, 用Jackknife抽樣方法計(jì)算各遺傳參數(shù)的估計(jì)值及其標(biāo)準(zhǔn)誤,測(cè)驗(yàn)法對(duì)遺傳參數(shù)作統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。用R (4.1.0)[19]factoextra軟件包將298個(gè)陸地棉品種(系)的加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)進(jìn)行聚類分析(結(jié)合Ward聚類和“euclidean”)。

2 結(jié)果與分析

2.1 陸地棉參試親本及F2組合產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀的遺傳分析

2.1.1 產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀的表型分析 將親本和884個(gè)F2組合4個(gè)產(chǎn)量性狀和5個(gè)纖維品質(zhì)性狀在2年的最大值、最小值和平均值結(jié)果列于表1。由表1可知, 親本9個(gè)性狀除伸長(zhǎng)率外, 2019年均優(yōu)于2018年。2018年F2組合的鈴重、纖維長(zhǎng)度、整齊度、馬克隆值和纖維強(qiáng)度均優(yōu)于同一環(huán)境親本的相應(yīng)性狀。2019年F2組合的鈴重、單株皮棉產(chǎn)量、纖維長(zhǎng)度、整齊度、馬克隆值以及伸長(zhǎng)率均優(yōu)于同一環(huán)境親本的相應(yīng)性狀。結(jié)合2年F2的平均值來(lái)看,鈴重、纖維長(zhǎng)度、整齊度和馬克隆值均優(yōu)于同一環(huán)境的親本。這些性狀說(shuō)明陸地棉F2可能具有雜種優(yōu)勢(shì)以及基因型與環(huán)境互作。

2.1.2 產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀的遺傳方差分析和遺傳效應(yīng)估計(jì) 將供試材料4個(gè)產(chǎn)量性狀和5個(gè)纖維品質(zhì)性狀2年的遺傳組分方差占表現(xiàn)型方差的比率及遺傳率列于表2。由表2可以看出, 在加性效應(yīng)對(duì)表現(xiàn)型總變異的貢獻(xiàn)中除強(qiáng)度和馬克隆值的加性方差比率為0外, 其他7個(gè)性狀的加性方差都達(dá)到了顯著和極顯著水平。其中, 伸長(zhǎng)率的加性方差對(duì)表型變異的貢獻(xiàn)最大, 為8%; 單株鈴數(shù)和纖維長(zhǎng)度次之, 為6%。鈴重和整齊度的加性方差對(duì)表現(xiàn)型總變異的貢獻(xiàn)相對(duì)較低。在顯性效應(yīng)對(duì)表現(xiàn)型總變異的貢獻(xiàn)中除單株鈴數(shù)和伸長(zhǎng)率為0外, 其他6個(gè)性狀的顯性效應(yīng)方差比率均達(dá)到了極顯著水平。其中, 衣分和馬克隆值的顯性方差占表現(xiàn)型方差的比例最大, 達(dá)73%。加性×環(huán)境互作對(duì)表型變異的貢獻(xiàn)均存在顯著的比例, 伸長(zhǎng)率的顯性×環(huán)境互作方差比率所占比例最大, 為33%、其次是單株鈴數(shù)和鈴重所占比例為17%, 最小的是整齊度為1%。各性狀的剩余方差所占表現(xiàn)型方差的比例均達(dá)到了極顯著水平, 其中單株鈴數(shù)的剩余方差為78%。9個(gè)性狀的互作廣義遺傳力均達(dá)到了極顯著水平, 其中單株皮棉產(chǎn)量的互作廣義遺傳力最大, 為27%, 衣分的互作廣義遺傳力最低為6%。

2.2 陸地棉參試親本主要性狀的遺傳效應(yīng)分析

2.2.1 部分參試親本產(chǎn)量及纖維品質(zhì)性狀的加性效應(yīng)分析 對(duì)參試親本產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀遺傳效應(yīng)的分析能了解各親本的應(yīng)用價(jià)值。表3從附表3中隨機(jī)選取了298個(gè)參試親本中的24個(gè)親本的7個(gè)主要性狀加性效應(yīng)的估計(jì)值。由表3可知, 親本223-28、h288、337-5和15-1993-15的纖維長(zhǎng)度、整齊度和伸長(zhǎng)率均具有較大的正向顯著或極顯著的加性效應(yīng), 用其做親本較易獲得3個(gè)品質(zhì)性狀均高的后代。其中親本15-1993-15在長(zhǎng)度(1.94 mm**)和單株鈴數(shù)(0.17+個(gè))具有較高的正向極顯著加性效應(yīng), 可用來(lái)改良阿拉爾地區(qū)陸地棉后代的纖維長(zhǎng)度和鈴數(shù)。親本銀99 (0.49%+)的衣分具有較高的顯著的加性效應(yīng), 可作為提高后代衣分的親本。

2.2.2 部分參試親本產(chǎn)量及纖維品質(zhì)性狀的顯性效應(yīng)分析 表4從附表4中隨機(jī)選取了298個(gè)參試親本中的24個(gè)親本的7個(gè)主要性狀顯性效應(yīng)的估計(jì)值。從表4可知, 親本(中36×海7124后代)衣分以外其余性狀的顯性效應(yīng)均達(dá)顯著或極顯著水平。說(shuō)明與該親本雜交其后代組合在鈴重、單株皮棉產(chǎn)量、纖維長(zhǎng)度、整齊度、馬克隆值和強(qiáng)度這些性狀可能具有較高的雜種優(yōu)勢(shì)。親本中資10號(hào)(–4.56%*)和親本223-14的衣分(–4.36%*)存在一定的顯性效應(yīng), 對(duì)其雜種優(yōu)勢(shì)的表現(xiàn)可能具有顯著作用。

2.2.3 部分參試雜交組合F2各性狀的顯性效應(yīng)分析

表5隨機(jī)選取了19個(gè)組合7個(gè)主要性狀的顯性效應(yīng)值。從表5可以看出銀99×15-1993-15的單株皮棉產(chǎn)量、纖維長(zhǎng)度和整齊度具有正向極顯著的顯性效應(yīng), 究其原因是這2個(gè)親本的3個(gè)性狀均具負(fù)向較高顯性效應(yīng)。223-28×246-12、223-14×銀99和中資10號(hào)×h288三個(gè)組合在衣分上具有較高的顯性效應(yīng)。

2.2.4 部分親本的加性×環(huán)境互作效應(yīng)分析 表6隨機(jī)選取了部分親本9個(gè)性狀的加性×環(huán)境互作效應(yīng)值。親本222-13在鈴重、長(zhǎng)度、整齊度和馬克隆值(除外) 2年均表現(xiàn)出顯著的正向加性×環(huán)境互作效應(yīng), 說(shuō)明親本222-13在不同的環(huán)境中在這些性狀上還有不同的表現(xiàn)。結(jié)合2年表現(xiàn)來(lái)看, 2019年親本的加性×環(huán)境互作效應(yīng)略高于2018年, 原因可能是2019年的環(huán)境條件優(yōu)于2018年。其他一些親本的9個(gè)性狀在不同年份具有顯著不同的顯性×環(huán)境互作效應(yīng)。

2.2.5 部分組合的顯性×環(huán)境互作效應(yīng)分析 表7隨機(jī)選取了部分組合4個(gè)有顯著顯性×環(huán)境互作效應(yīng)性狀的效應(yīng)值。組合15-1990-5×h288在2年里的單株皮棉產(chǎn)量有顯著的正向顯性×環(huán)境互作效應(yīng), 表明在不同年份這些組合的單株皮棉產(chǎn)量有可能表現(xiàn)出正向的雜種優(yōu)勢(shì), 但2018年整齊度有顯著的負(fù)向顯性×環(huán)境互作效應(yīng), 2019年卻表現(xiàn)出正向顯性×環(huán)境互作效應(yīng), 說(shuō)明在不同年份這個(gè)組合表現(xiàn)出顯著差異。

2.3 陸地棉參試親本遺傳效應(yīng)的聚類

2.3.1 親本加性效應(yīng)的遺傳聚類 對(duì)多個(gè)品種(或系)的遺傳主效進(jìn)行聚類可以更好地確定不同親本的利用途徑。雜交育種主要利用的是親本的加性效應(yīng)以及加性×加性上位性效應(yīng), 分析親本的加性效應(yīng)就可以知道親本在不同性狀遺傳上的優(yōu)缺點(diǎn), 進(jìn)而有針對(duì)性地選配親本。而采用碎石圖可以確定多個(gè)親本多個(gè)性狀加性效應(yīng)的聚類數(shù)目, 并進(jìn)行聚類就可以明確不同類親本在雜交育種中的利用價(jià)值。對(duì)298個(gè)品種(系) 7個(gè)性狀的加性效應(yīng)進(jìn)行聚類的結(jié)果如圖1和圖2。從圖2與表8中可以看出, 第8類包括13份材料(222-13、223-14、1048等), 其纖維長(zhǎng)度(2.90 mm)、整齊度(2.71%)、伸長(zhǎng)率(1.41%)具有很高的加性效應(yīng)。因此, 在這類品種(系)中挑選親緣關(guān)系遠(yuǎn)的親本間雜交, 在這些品種(系)的后代中容易獲得品質(zhì)性狀很好的后代。第4類親本包括25個(gè)品種(系) (新陸中37號(hào)、苗寶21、新陸早30號(hào)等), 這類品種(系)的鈴數(shù)(0.89個(gè)/株)、鈴重(1.06 g)、衣分(0.52%)和單株皮棉產(chǎn)量(1.47 g)具有較高的加性效應(yīng)。因此, 通過(guò)這些品種(系)間的雜交, 在這些品種(系)的后代中獲得產(chǎn)量性狀較高的后代。結(jié)合7個(gè)主要性狀的平均值, 第2類品種(系)較高, 可通過(guò)這類品種(系)間的雜交獲得產(chǎn)量性狀和品質(zhì)性狀兼優(yōu)的后代。其他品種的加性效應(yīng)聚類如表9所示。

表3 部分親本7個(gè)主要性狀的加性效應(yīng)

+、*、**分別表示達(dá)到0.10、0.05、0.01概率顯著水平。

+,*, and**mean significance difference at the 0.10, 0.05, and 0.01 probability levels, respectively.

表4 部分親本6個(gè)主要性狀的顯性效應(yīng)

(續(xù)表4)

+、*、**分別表示達(dá)到0.10、0.05、0.01概率顯著水平。

+,*, and**mean significance difference at the 0.10, 0.05, and 0.01 probability levels, respectively.

表5 部分組合8個(gè)主要性狀的顯性效應(yīng)

(續(xù)表5)

+、*、**分別表示達(dá)到0.10、0.05、0.01概率顯著水平。

+,*, and**mean significance at the 0.10, 0.05, and 0.01 probability levels, respectively.

表6 部分親本的加性×環(huán)境互作效應(yīng)

+、*、**分別表示達(dá)到0.10、0.05、0.01概率顯著水平。

+,*, and**mean significance difference at the 0.10, 0.05, and 0.01 probability levels, respectively.

表7 部分組合的顯性×環(huán)境互作效應(yīng)

+、*、**分別表示達(dá)到0.10、0.05、0.01概率顯著水平。

+,*, and**mean significance difference at the 0.10, 0.05, and 0.01 probability levels, respectively.

表8 298個(gè)品種(系) 7個(gè)性狀加性效應(yīng)聚類后各親本加性效應(yīng)均值

圖1 親本主要性狀加性效應(yīng)聚類數(shù)的碎石圖

圖2 298個(gè)品種(系)的加性效應(yīng)聚類圖

表9 12類的品種(系)構(gòu)成

(續(xù)表9)

2.3.2 親本顯性效應(yīng)的遺傳聚類 對(duì)298個(gè)品種(系) 6個(gè)主要性狀的顯性效應(yīng)進(jìn)行分類和聚類的結(jié)果如圖3和圖4。從圖3與表10中可以看出, 第8類品種(系)包括8份材料(中資10號(hào)、223-13、223-14等), 其鈴重(-1.79 g)、衣分(-2.66%)和單株皮棉產(chǎn)量(-0.67 g 株-1)均具有較高的顯性效應(yīng)。因此, 通過(guò)這些品種(系)間的雜交可能在這些品種(系)的后代中獲得這些性狀較高的雜種優(yōu)勢(shì)。第3類的16份材料(15-1990-7、新陸中36號(hào)、j206-5等)的4個(gè)纖維品質(zhì)性狀均具有較高的顯性效應(yīng), 通過(guò)這些親本間的雜交較易獲得長(zhǎng)度、整齊度、馬克隆值和強(qiáng)度較高的雜種優(yōu)勢(shì), 其他品種的顯性效應(yīng)聚類如表11所示。

3 討論

3.1 陸地棉參試親本及F2組合產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀的遺傳分析

棉花的產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀均屬于復(fù)雜的數(shù)量性狀, 它們同時(shí)受基因的加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)及其與環(huán)境互作效應(yīng)的控制。本研究結(jié)果表明, 單株鈴數(shù)和伸長(zhǎng)率的加性效應(yīng)均達(dá)到了極顯著水平, 而它們的顯性效應(yīng)均不顯著, 表明F2的這2個(gè)性狀在遺傳主效上受加性效應(yīng)控制; 馬克隆值和強(qiáng)度的顯性效應(yīng)具有很高且極顯著的方差比例, 而不存在加性方差, 表明F2的這2個(gè)性狀在遺傳主效上受顯性效應(yīng)控制, 并可以在雜優(yōu)育種中可以利用; 鈴重、衣分、纖維長(zhǎng)度和整齊度的加性方差和顯性方差均達(dá)到了極顯著水平, 并且顯性方差的比例比加性方差的比例大很多, 說(shuō)明在這些性狀的F2表現(xiàn)中顯性效應(yīng)比加性效應(yīng)起到更重要的作用。大量研究表明, 環(huán)境因素對(duì)陸地棉產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀影響較大, 這與本研究的所有性狀加性方差×環(huán)境方差/表型方差比例均達(dá)到極顯著以及部分性狀的顯性方差比例達(dá)到極顯著的結(jié)果接近, 說(shuō)明加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)的表現(xiàn)存在著年份間的差異。在本研究中, 各性狀的剩余方差所占表現(xiàn)型方差的比例均達(dá)到了極顯著水平, 也與多數(shù)研究結(jié)果一致[20-22], 所以在育種過(guò)程中應(yīng)注意改進(jìn)田間管理措施, 提高試驗(yàn)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確度, 降低非遺傳因素的影響。9個(gè)性狀的互作狹義遺傳力均達(dá)到顯著和極顯著水平, 表明這些性狀的加性效應(yīng)在阿拉爾墾區(qū)內(nèi)兩年間差異較為明顯。

3.2 陸地棉參試親本遺傳效應(yīng)的聚類分析

加性效應(yīng)是能夠穩(wěn)定遺傳的遺傳效應(yīng), 通過(guò)選擇在產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀加性效應(yīng)能夠互補(bǔ)的2類品種(系)間進(jìn)行雜交, 可以獲得在這些性狀上表現(xiàn)好的后代。而選擇產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀加性效應(yīng)兼優(yōu)的同類品種(系)間雜交要比性狀互補(bǔ)的2類品種(系)雜交獲得較好后代的幾率大。聚類分析可以按性狀相似程度劃分類別, 這種方法已經(jīng)被廣泛應(yīng)用在前人的研究里[23-25]。本研究依據(jù)加性效應(yīng)對(duì)對(duì)品種(系)聚類的結(jié)果表明, 第4類品種(系)的產(chǎn)量性狀的加性效應(yīng)較高, 若改良產(chǎn)量性狀可以在第4類品種(系)間進(jìn)行雜交; 第8類品種(系)的纖維品質(zhì)性狀加性效應(yīng)較高, 若提高纖維品質(zhì)性狀可以在第8類品種(系)間進(jìn)行雜交, 第4類和第8類品種(系)進(jìn)行雜交可獲得這些性狀都好的后代。通過(guò)對(duì)品種(系)的顯性效應(yīng)聚類表明, 第8類品種(系)的親本7個(gè)性狀的顯性效應(yīng)均值較高, 可利用雜種優(yōu)勢(shì)。第3類的纖維品質(zhì)的顯性效應(yīng)較高, 第8類產(chǎn)量性狀的顯性效應(yīng)較高。由于基因間的加性效應(yīng)可以穩(wěn)定遺傳, 在選擇的過(guò)程中可以累加, 因此選擇產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀加性效應(yīng)兼優(yōu)的同類品種(系)間雜交易獲得好的后代。

表10 298個(gè)品種(系) 7個(gè)性狀顯性效應(yīng)聚類后各親本加性效應(yīng)均值

表11 9類的品種(系)構(gòu)成

(續(xù)表11)

圖3 親本主要性狀顯性效應(yīng)聚類數(shù)的碎石圖

圖4 298個(gè)品種(系)的顯性效應(yīng)聚類圖

4 結(jié)論

本研究通過(guò)298個(gè)陸地棉品種(系)的F2組合及其親本進(jìn)行加性-顯性及其與環(huán)境互作模型分析, 根據(jù)親本遺傳主效進(jìn)行了聚類, 明確了各類品種(系)的產(chǎn)量性狀和品質(zhì)性狀的遺傳特性, 有利于親本在雜交育種和雜種優(yōu)勢(shì)育種中的利用。結(jié)果表明, 298個(gè)親本根據(jù)加性效應(yīng)被分為12類。第2類的23個(gè)品種(系)產(chǎn)量(除衣分外)和纖維品質(zhì)性狀的加性效應(yīng)較高, 是對(duì)雜種后代綜合性狀都有利的一類親本; 第8類品種(系)的纖維品質(zhì)性狀的加性效應(yīng)最好, 第4類品種(系)的產(chǎn)量性狀加性效應(yīng)較高, 通過(guò)2類品種間雜交可以獲得產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀互補(bǔ)的后代。298個(gè)親本根據(jù)顯性效應(yīng)被分成了9類。第8類包括8個(gè)品種(系), 其產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀(除馬克隆值外)的顯性效應(yīng)較高, 可作為在F1和F2綜合利用產(chǎn)量性狀和纖維品質(zhì)性狀雜種優(yōu)勢(shì)兼優(yōu)的一類親本。產(chǎn)量性狀的顯性效應(yīng)平均值較高的是第8類, 第3類親本纖維品質(zhì)性狀的顯性效應(yīng)較高。

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Genetic analysis of F2generation of upland cotton hybrids and main effect clustering in Southern Xinjiang, China

GUO Hong1, YU Ji-Wen2, PEI Wen-Feng2, GUAN Yong-Hu1, LI Hang1, LI Chang-Xi1, LIU Jin-Wei1, WANG Wei1, WANG Bao-Quan2, and MEI Yong-Jun1,*

1College of Agriculture, Tarim University, Alar 843300, Xinjiang, China;2State Key Laboratory of Cotton Biology / Institute of Cotton Research, Chinese Academy of Agricultural Sciences, Anyang 455000, Henan, China

Four yield traits and five fiber quality traits of their 298 varieties (lines) and their 884 F2crosses of upland cotton were analyzed for their additive and dominance effects by a genetic model with additive, dominance, and their interaction effects with the environment in two successive years in Alar, South Xinjiang. To explore the potential of the breeding and utilization value of varieties, all varieties were clustered using cluster analysis of the R software package based on the additive and dominance effects. The results indicated that under the high-density planting mode of “l(fā)ow plant growth (plant height: 0.8–1.0 m), high density (225,000–300,000 plant hm–2), early ripe and film cover” in southern Xinjiang province, the additive effects of 298 parents were divided into 12 groups. The average additive effects of yield and fiber quality traits of 23 varieties (lines) in the sixth group were in a good level. It was easy to obtain offspring with both yield (except lint percentage) and fiber quality traits through crossing between these varieties (lines). The eighth group had a better average additive effect on fiber quality traits, while the fourth group had a higher average additive effect on yield traits. The progeny with complementary yield and fiber quality traits could be obtained by crossing these two kinds of varieties. The dominance effects of 298 parents were divided into nine groups. The eighth group included eight varieties (lines) and their yield traits and fiber quality traits (except micronaire) were all at a better average level in dominance effect, indicating that could be used as parents for hybrid utilization of both yield traits and fiber quality traits. The average dominance effect of yield traits was higher in the eighth category, and the average value of dominance effect of fiber quality traits in the third group was higher.

upland cotton; F2population; yield traits; fiber quality traits; additive-dominance model; clustering analysis

10.3724/SP.J.1006.2023.24008

本研究由國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“新疆南疆陸地棉產(chǎn)量和纖維品質(zhì)性狀QTS的全基因組挖掘” (31560408)和棉花生物學(xué)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室開放課題基金項(xiàng)目(CB2021A28)資助。

This study was supported by the National Natural Science Foundation of China “Genome-wide Mining of Specific Yield Traits (QTs) in Upland Cotton from Southern Xinjiang” (31560408) and the State Key Laboratory of Cotton Biology and State Key Laboratory of Cotton Bio-logy Open Fund (CB2021A28).

通信作者(Corresponding author):梅擁軍, E-mail: xnmeiyj @126.com

E-mail: 495334380@qq.com

2022-01-05;

2022-06-07;

2022-07-04.

URL: https://kns.cnki.net/kcms/detail/11.1809.S.20220701.1835.006.html

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