趙 鵬，秦智偉，王桂玲，魯 明，孫夢(mèng)陽(yáng)

（1.東北農(nóng)業(yè)大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院，哈爾濱 150030；2.東北農(nóng)業(yè)大學(xué)園藝學(xué)院，哈爾濱 150030）

黃瓜（Cucumis sativusL.）又稱胡瓜、王瓜、青瓜，原產(chǎn)于印度喜馬拉雅山脈南麓的熱帶潮濕地區(qū)，在植物分類學(xué)上隸屬于葫蘆科（Cucurbitaceae）黃瓜屬（Cucumis）[1]，為一年生草本蔓生攀緣植物，廣泛分布于我國(guó)各地，是與大眾生活密切相關(guān)的重要蔬菜作物之一。黃瓜的把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)是構(gòu)成黃瓜果實(shí)外觀品質(zhì)的重要性狀。近年來(lái)，隨著人民生活水平的不斷提高，消費(fèi)者對(duì)黃瓜品質(zhì)的要求越來(lái)越高，其中外觀品質(zhì)是引起消費(fèi)者購(gòu)買欲望的直接因素，如色澤、口感、把長(zhǎng)、瓜長(zhǎng)、黃色線、彎曲度、果肉顏色及刺瘤稀密等等。因此，黃瓜的把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)直接影響著黃瓜果實(shí)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值和商品價(jià)值。

對(duì)許多數(shù)量性狀的研究發(fā)現(xiàn)，控制數(shù)量性狀的多個(gè)基因在效應(yīng)上是不等的，效應(yīng)大的表現(xiàn)為主基因，效應(yīng)小的表現(xiàn)為多基因。蓋鈞鎰、王建康、章元明等在前人的研究理論基礎(chǔ)上將混合分布理論與數(shù)量遺傳學(xué)有機(jī)結(jié)合起來(lái)，提出了一套完整的分析植物數(shù)量性狀主基因與多基因存在和效應(yīng)的方法，其方法的建立突破了原有數(shù)量遺傳學(xué)的理論假設(shè)，對(duì)分離世代的分析提供了植物數(shù)量性狀主基因與多基因兩方面的量化分析[2-6]。目前，這種方法已經(jīng)應(yīng)用到多種作物遺傳機(jī)制的研究當(dāng)中。在黃瓜果實(shí)數(shù)量性狀的遺傳分析方面，現(xiàn)在已經(jīng)進(jìn)行了較多的研究，如果實(shí)彎曲性[7]、果皮葉綠素含量[8]、果肉顏色[9]、黃色線與瓜長(zhǎng)比[10]以及單瓜重、瓜條直徑、把長(zhǎng)、瓜長(zhǎng)[11-15]等，這對(duì)我國(guó)的黃瓜品種改良和遺傳育種研究都起到了重要的指導(dǎo)作用。本研究以把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)差異較大的兩個(gè)黃瓜品種，利用植物數(shù)量性狀主基因+多基因混合遺傳模型分離分析法，對(duì)黃瓜F6代RIL群體的把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)進(jìn)行了遺傳分析，為黃瓜外觀品質(zhì)的改良提供了理論基礎(chǔ)，以加快我國(guó)黃瓜品質(zhì)育種的進(jìn)程，縮短育種周期，具有理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

1 材料與方法

1.1 材料

本試驗(yàn)材料由東北農(nóng)業(yè)大學(xué)園藝學(xué)院瓜類課題組提供，包括溫室黃瓜品種拉迪特（Z9）和東農(nóng)黃瓜品種129衍生的150個(gè)黃瓜F6代重組自交家系（RIL）及其親本。自交及繁育工作在東北農(nóng)業(yè)大學(xué)園藝站和香坊實(shí)驗(yàn)實(shí)習(xí)基地完成。

1.2 方法

1.2.1 田間試驗(yàn)

2010年7月下旬在東北農(nóng)業(yè)大學(xué)園藝站內(nèi)播種育苗，8月初定植于東北農(nóng)業(yè)大學(xué)香坊實(shí)驗(yàn)實(shí)習(xí)基地大棚內(nèi)，采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，親本P1、P2各種植20株，F(xiàn)6代種植150株，行距60 cm，株距35 cm，3次重復(fù)，栽培管理同一般生產(chǎn)水平。

1.2.2 性狀調(diào)查

記錄各單株第一朵雌花的開(kāi)花日期，選取節(jié)位在8～12節(jié)之間、商品性良好的成熟商品瓜，于同一日采摘，當(dāng)日記錄把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)，每個(gè)單株取樣2～3次，計(jì)算家系重復(fù)平均值。調(diào)查方法見(jiàn)表1。

表1 把長(zhǎng)與瓜長(zhǎng)的調(diào)查方法Table 1 Survey method of carpopodium length and fruit length

1.2.3 統(tǒng)計(jì)分析

采用Excel 2007對(duì)親本及F6代把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的表型數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、正態(tài)分布檢驗(yàn)和遺傳相關(guān)分析，并繪制次數(shù)分布圖。

1.2.4 遺傳分析

采用蓋鈞鎰等主基因+多基因混合遺傳模型對(duì)親本及把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的家系重復(fù)平均值數(shù)據(jù)進(jìn)行分離分析[2]。通過(guò)極大似然法和IECM（Iterated expectation and conditional maximization）算法計(jì)算出混合分布中各個(gè)成分分布參數(shù)，然后根據(jù)最大概率熵AIC準(zhǔn)則選擇AIC值相對(duì)低的一個(gè)或幾個(gè)候選模型，并對(duì)其進(jìn)行一組適合性測(cè)驗(yàn)，共有5個(gè)統(tǒng)計(jì)量，包括Ul2、U22、U32、nW2和Dn，其中Ul2、U22、U32為均勻性檢驗(yàn)，nW2為Smirnov檢驗(yàn)，Dn為Kolmogorov檢驗(yàn)。選擇統(tǒng)計(jì)量達(dá)到顯著水平且個(gè)數(shù)較少的模型作為黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的最適遺傳模型，根據(jù)最適遺傳模型的成分分布參數(shù)，用最小乘二法估算相應(yīng)的遺傳參數(shù)，包括主基因與多基因的加性效應(yīng)、上位性效應(yīng)、遺傳方差和遺傳率等。采用南京農(nóng)業(yè)大學(xué)提供的遺傳分析軟件進(jìn)行遺傳分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 統(tǒng)計(jì)分析

采用Excel 2007對(duì)親本及F6代各個(gè)單株的把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)表型數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)后，結(jié)果表明，母本“拉迪特Z9”和父本“東農(nóng)129”的把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)都存在著明顯差異（見(jiàn)表2）。從F6代把長(zhǎng)與瓜長(zhǎng)的次數(shù)分布圖可以看出，兩個(gè)性狀均呈正態(tài)分布（見(jiàn)圖1、2），偏度值分別為1.28和0.24，說(shuō)明把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)都是數(shù)量遺傳，而這兩個(gè)性狀的偏度值均大于0，呈現(xiàn)左偏分布，表明主基因控制黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的表現(xiàn)，需做進(jìn)一步的遺傳分析。此外，遺傳相關(guān)分析表明，把長(zhǎng)與瓜長(zhǎng)的相關(guān)值為0.538**，呈正相關(guān)極顯著水平。

表2 黃瓜把長(zhǎng)與瓜長(zhǎng)的統(tǒng)計(jì)分析Table 2 Statistic analysis of carpopodium length and fruit length in cucumber

圖1 黃瓜把長(zhǎng)的次數(shù)分布Fig.1 Frequency distribution of carpopodium length in cucumber

圖2 黃瓜瓜長(zhǎng)的次數(shù)分布Fig.2 Frequency distribution of fruit length in cucumber

2.2 遺傳模型的選擇

利用主基因+多基因混合遺傳模型分離分析方法對(duì)把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的表型數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后，得到7類遺傳模型，分別是一對(duì)主基因（代號(hào)為A），兩對(duì)主基因（代號(hào)為B），多基因（代號(hào)為C），一對(duì)主基因+多基因（代號(hào)為D），兩對(duì)主基因+多基因（代號(hào)為E），三對(duì)主基因（代號(hào)為F）和三對(duì)主基因+多基因（代號(hào)為G），包括加性-加性×加性上位性、加性、等加性、顯性上位、隱性上位、累加作用、重疊作用、互補(bǔ)作用和抑制作用，兩對(duì)主基因考慮有無(wú)上位性效應(yīng)、有無(wú)連鎖等共53種遺傳模型（見(jiàn)表3）。

根據(jù)AIC準(zhǔn)則，在把長(zhǎng)的遺傳模型中，模型E-1-1、E-1-6和E-2-6的AIC值相對(duì)其他模型較低，經(jīng)過(guò)一組適合性檢驗(yàn)（見(jiàn)表4），模型E-1-1有4個(gè)統(tǒng)計(jì)量達(dá)到顯著水平，模型E-1-6有2個(gè)統(tǒng)計(jì)量達(dá)到顯著水平，而模型E-2-6只有1個(gè)統(tǒng)計(jì)量達(dá)到顯著水平，因此選擇E-2-6為把長(zhǎng)遺傳的最適模型，即把長(zhǎng)表現(xiàn)為兩對(duì)具有累加作用的連鎖主基因+多基因混合遺傳。

在瓜長(zhǎng)的遺傳模型中，模型E-1-7、E-1-8和E-1-9的AIC值相對(duì)其他模型較低，經(jīng)過(guò)一組適合性檢驗(yàn)（見(jiàn)表4）。模型E-1-9有2個(gè)統(tǒng)計(jì)量達(dá)到顯著水平，而模型E-1-7和E-1-8只有1個(gè)統(tǒng)計(jì)量達(dá)到顯著水平，因此選擇模型E-1-7和E-1-8都可以，但經(jīng)似然比檢驗(yàn)這兩個(gè)模型的差異顯著性，結(jié)果均為差異顯著，而模型E-1-8的AIC值比E-1-7模型低，因此選擇E-1-8為瓜長(zhǎng)遺傳的最適模型，即瓜長(zhǎng)表現(xiàn)為兩對(duì)具有重疊作用的主基因+多基因混合遺傳。

表3 黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)各個(gè)遺傳模型的極大似然值（MLV）和AIC值Table 3 Estimated MLV and AIC of cucumber carpopodium length and fruit length in different genetic models

表4 備選模型的適合性測(cè)驗(yàn)Table 4 Fitness test of candidate models

2.3 遺傳模型的參數(shù)估計(jì)

根據(jù)把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)最適模型的各個(gè)成分分布均值和權(quán)重，采用最小二乘法估計(jì)兩個(gè)最適模型的一階遺傳參數(shù)和二階遺傳參數(shù)（見(jiàn)表5）。由表5中的一階遺傳參數(shù)可知，把長(zhǎng)兩對(duì)主基因之間表現(xiàn)為加性效應(yīng)（d=0.36），同時(shí)兩對(duì)主基因之間還存在上位性效應(yīng)（即加性×加性互作效應(yīng)，i=0.69）；瓜長(zhǎng)兩對(duì)主基之因表現(xiàn)為加性效應(yīng)與上位性效應(yīng)相互綜合（i*=-2.49）。結(jié)果表明，黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的遺傳均受加性效應(yīng)的影響。

表5 黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)性狀的遺傳參數(shù)估計(jì)Table 5 Estimation of genetic parameters of carpopodium length and fruit length in cucumber

由表5中的二階遺傳參數(shù)可知，把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的主基因遺傳率分別為56.27%和43.75%，多基因遺傳率分別為17.08%和10.18%，兩個(gè)性狀的主基因遺傳率都明顯高于多基因遺傳率，表明黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)兩個(gè)數(shù)量性狀的遺傳主要為主基因的遺傳。

另外，把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的環(huán)境方差占表型方差的27.12%和46.07%，說(shuō)明環(huán)境因素對(duì)把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)兩個(gè)性狀的影響較大，特別是瓜長(zhǎng)，有相當(dāng)大的非遺傳變異。

3 討 論

目前對(duì)黃瓜數(shù)量性狀的遺傳分析多采用多世代分離群體聯(lián)合（P1、P2、F1、F2、B1、B2）的分離分析法[16-18]，而對(duì)于單世代分離群體（F2、BC、DH、RIL）的使用較少。本研究選用了單世代分離群體中的F6代重組自交系群體（Recombinant inbred line，RIL）進(jìn)行遺傳分析。由于RIL群體是兩純合親本雜交F2代經(jīng)連續(xù)多代自交并單粒傳代后形成的群體，在這種群體中每個(gè)株系都是純合的，所以利用RIL群體進(jìn)行遺傳分析的最大優(yōu)點(diǎn)在于能夠進(jìn)行重復(fù)試驗(yàn)以驗(yàn)證試驗(yàn)結(jié)果，而且RIL群體只存在加性效應(yīng)以及與加性效應(yīng)有關(guān)的互作效應(yīng)（上位性效應(yīng)）的變異，能夠檢測(cè)出來(lái)的遺傳模型要比F2代和幾種回交世代及多世代聯(lián)合群體簡(jiǎn)單。但是RIL群體的構(gòu)建是很費(fèi)時(shí)的，在實(shí)際的研究中，人們常常使用自交6～7代的“準(zhǔn)”RIL群體，因?yàn)榈紽6代后，單個(gè)基因座的雜合率大約只有3%，已經(jīng)基本接近純合，利用這樣的“準(zhǔn)”RIL群體進(jìn)行數(shù)量性狀的遺傳分析也是可行的[19]。

前人對(duì)黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的遺傳分析進(jìn)行了較為深入的研究，但結(jié)論大都不一致。顧興芳等研究認(rèn)為，黃瓜把長(zhǎng)的遺傳以加性效應(yīng)為主，顯性效應(yīng)較弱，狹義遺傳力高，能穩(wěn)定遺傳，且受環(huán)境影響較小[11]；馬德華等研究表明，把長(zhǎng)的狹義遺傳力較低，易受環(huán)境影響，應(yīng)注意高代選擇；瓜長(zhǎng)的狹義遺傳力較高，高代選擇較為有效，受環(huán)境影響較小[12]；張文新等認(rèn)為，把長(zhǎng)的狹義遺傳率較高，能夠在早世代進(jìn)行選擇，選擇潛力較大，受環(huán)境影響較大，加性效應(yīng)占主導(dǎo)地位[13]；尹維娜等研究結(jié)果表明，把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)符合“加性-顯性”效應(yīng)模型，以加性效應(yīng)為主，兩者受環(huán)境影響較小[14]；曹齊衛(wèi)等認(rèn)為把長(zhǎng)的遺傳以顯性效應(yīng)為主，受環(huán)境的影響較大；瓜長(zhǎng)的遺傳加性效應(yīng)為主，受環(huán)境影響較小[15]；馬娟等認(rèn)為把長(zhǎng)受加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)均較明顯，但加性效應(yīng)更重要，環(huán)境對(duì)把長(zhǎng)的遺傳影響較大[18]。本研究的結(jié)果表明，把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的主基因遺傳相對(duì)較高，把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)均受加性效應(yīng)的影響，在F6代中把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的環(huán)境方差所占比例較高，表明環(huán)境對(duì)把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的影響較大。本研究結(jié)果與前人研究存在一定的差異，原因很可能是試驗(yàn)材料不一致或分析方法不同造成的。

4 結(jié)論

黃瓜把長(zhǎng)的遺傳為兩對(duì)具有累加作用的連鎖主基因+加性多基因混合遺傳模型（E-2-6），兩對(duì)主基因存在加性效應(yīng)，同時(shí)還存在上位性互作效應(yīng)，主基因遺傳率為56.27%，多基因遺傳率為17.08%；黃瓜瓜長(zhǎng)的遺傳為兩對(duì)具有重疊作用的主基因+加性多基因混合遺傳模型（E-1-8），兩對(duì)主基因表現(xiàn)為加性效應(yīng)與上位性互作的綜合效應(yīng)，主基因遺傳率為43.75%，多基因遺傳率為10.18%。黃瓜把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)遺傳主要為主基因的遺傳，環(huán)境對(duì)把長(zhǎng)和瓜長(zhǎng)的遺傳影響較大。

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