李紅宇，夏玉瑩，劉夢紅，鄭桂萍

(1.黑龍江八一農(nóng)墾大學 農(nóng)學院，黑龍江 大慶 163319；2.黑龍江八一農(nóng)墾大學 黑龍江省現(xiàn)代農(nóng)業(yè)栽培技術與作物種質(zhì)改良重點實驗室，黑龍江 大慶 163319)

【研究意義】水稻為我國65%以上的人口提供主食，對保障國家糧食安全起到重要作用。中國淡水資源匱乏，且時空分布及其不均勻。水稻是耗水量最大的糧食作物，近年區(qū)域性旱災加重對水稻影響逐漸加劇[1]，目前我國超過65%的稻田受到干旱的影響[2]。因此，比較不同基因型水稻抗旱的表型特征、生理生化機制，建立抗旱性評價指標體系，篩選抗旱種質(zhì)資源，對水稻抗旱育種及提高水分利用效率具有重要意義?！厩叭搜芯窟M展】水稻抗旱性是多因素相互作用構成的復雜系統(tǒng)，包括形態(tài)抗性、生理生化抗性及生長發(fā)育進程的改變等，其鑒定結果受生育時期、鑒定指標、評價方法等諸多因素的限制，單一或少數(shù)指標很難準確評價，應該運用多種指標綜合評價[3]。如發(fā)芽期抗旱性鑒定主要是利用聚乙二醇、甘露醇等高滲溶液模擬水分脅迫，常用篩選指標有發(fā)芽率、發(fā)芽勢、胚芽長、主胚根長、胚芽鞘長、胚芽干重、胚根干重等[4-5]；苗期一般在培養(yǎng)箱、溫室或大田中人為控水，采用國際水稻所抗旱鑒定標準對脅迫后的卷葉、枯葉及干旱恢復情況進行分級評價，或以根長、根數(shù)、根重、根冠比、根系相對含水量、植株干鮮重等為指標進行綜合評價[3,6]；生育中后期鑒定一般在降雨極少的區(qū)域或設有防雨設施的大田進行，在主要生育時期給予不同程度干旱脅迫，測定形態(tài)[7-8]、生理生化[9-10]、滲透調(diào)節(jié)物質(zhì)[11]等，以確定抗旱篩選指標。數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析方面普遍采用綜合指標法[12]，即以抗旱系數(shù)描述單項指標變異，再結合隸屬函數(shù)、主成分分析、聚類分析等方法進行綜合評價?！颈狙芯康那腥朦c】綜合指標法雖然全面考慮了各指標的貢獻率大小，但是參試指標間仍然可能存在非線性關系，從而導致利用傳統(tǒng)主成分分析進行線性降維會造成評價結果偏差[13]。【擬解決的關鍵問題】本研究采用一種基于非線性投影的對數(shù)主成分評價法，在盆栽條件下對6份苗期抗旱材料和6份苗期敏感材料進行了抗旱力鑒定和評價指標篩選，旨在為水稻抗旱種質(zhì)資源鑒定與應用提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗材料和處理

2018年以出苗至成熟生育日數(shù)35 d左右的苗期抗旱和敏感粳稻材料各6份為試驗材料。采用盆栽試驗，設常規(guī)對照與干旱處理，試驗在黑龍江八一農(nóng)墾大學校內(nèi)進行。對照采用常規(guī)水分管理，處理于返青期后開始干旱脅迫處理，返青期以80%以上秧苗早晚葉尖吐水為標志。干旱脅迫處理的方法是返青期排干水，采用負壓式土壤濕度計測定土壤水勢(將濕度計的陶頭插入土表以下10 cm處)，保持全生育期土壤水勢在-30～-35 kPa，每份材料常規(guī)對照和干旱處理各種植14盆，插秧規(guī)格為4穴/盆，4苗/穴。其它管理方法同常規(guī)(表1)。

1.2 調(diào)查與測定

1.2.1 生物量測定 水稻成熟后各處理分別選取長勢均勻的3盆，挖取植株后，去除根系，于105 ℃烘箱中殺青30 min，80 ℃持續(xù)烘干至恒重，計算生物量。

1.2.2 光合指標測定 在水稻黃熟期(齊穗后25 d左右)選擇天氣晴朗的上午9：00-11：00，使用CIRAS-3型便攜式光合熒光測定系統(tǒng)測定劍葉凈光合速率(Pn)、蒸騰速率(Ts)、氣孔導度(Gs)和胞間CO2濃度(Ci)。

1.2.3 劍葉酶活性的測定 黃熟期(齊穗后25 d左右)每處理取主莖劍葉葉片6片，快速去除葉脈，液氮冷凍，超低溫冰箱保存?zhèn)溆??？扇苄缘鞍踪|(zhì)含量的測定采用考馬斯亮藍-250染色法測定[14]；游離脯氨酸含量采用磺基水楊酸法提取，茚三酮顯色法進行測定[14]；還原型谷胱甘肽(GSH)含量的提取及測定參照盧少云等[15]的方法。超氧化物歧化酶(SOD)和過氧化物酶(POD)采用任紅旭等[16]的方法提取酶液，參照李合生方法[14]進行測定。

1.2.4 莖稈傷流量的測定 于黃熟期(齊穗后25 d左右)每處理選取代表性植株4穴，晚17：00從距地表10 cm處橫切10個莖，用已稱重(W1)的脫脂棉完全覆蓋切口，自封塑料袋包扎以收集根系傷流液，記錄時間T1，10 h后記錄時間T2。取下包裝物并稱重，記為W2。利用下式計算齊穗期的單莖根系傷流量。

表1 參試材料名稱

單莖根系傷流量(mg/h)=[(W2-W1)/10]/(T2-T1)

(1)

1.2.5 產(chǎn)量及相關性狀測定 成熟期調(diào)查5盆植株的穴穗數(shù)，并依據(jù)平均穗數(shù)取樣6穴，于陰涼通風處風干后，進行理論測產(chǎn)?？疾祉椖堪ㄋ霐?shù)、穗粒數(shù)、結實率、千粒重，計算理論產(chǎn)量。

1.3 數(shù)據(jù)處理及統(tǒng)計分析

1.3.1 抗旱系數(shù)(CDT)CDT(drought tolerant coefficients)=干旱脅迫下指標值/對照指標值

(2)

1.3.2 原始數(shù)據(jù)無量綱化和對數(shù)化

Xi=∑xij/n(i=1,2,…,17)

(3)

對Xi進行對數(shù)化處理，得lnXi(i=1, 2, …, 17)。

1.3.3 指標的權重分配 對lnXi進行主成分分析，依據(jù)特征值大于1或者累計方差貢獻率大于80%的原則確定主成分個數(shù)。根據(jù)主成分載荷矩陣計算lnXi的權重和主成分：

(4)

其中，eij表示第i個指標在第j主成分中的特征向量值，λj表示第j個主成分的特征值。

Pj=lij×lnXi(i=1，2，…，17，j=1，2，…，k)

(5)

1.3.4 主成分Pj權重(Wj)和主成分綜合得分(Sf)

(6)

(7)

對公式(6)左右兩項同時取指數(shù)得到Sf。

(8)

1.3.5 統(tǒng)計分析軟件 利用Excel 2019進行描述性分析、主成分權重和綜合得分計算，利用DPS v 9.50進行相關分析、主成分分析、聚類分析和灰色關聯(lián)度分析。

2 結果與分析

2.1 各單項指標的抗旱系數(shù)及相關分析

對17項參試指標的處理間差異進行成組數(shù)據(jù)t測驗，除SPAD、可溶性蛋白含量(SP)、超氧化物歧化酶(SOD)、游離脯氨酸含量(Pro)、還原型谷胱甘肽含量(GSH)外，其它指標處理與對照差異顯著或極顯著(表2)。根據(jù)公式(2)計算每個單項指標的抗旱系數(shù)(CDT)，以消除基因型間的本底差異及指標間的量綱差異。水分脅迫條件下各參試材料17個性狀抗旱系數(shù)的平均值為0.727，分布區(qū)間為0.175～1.238，95%置信度為0.159。從變異系數(shù)方面看，變異系數(shù)最大為傷流量(138.511%)，SPAD(85.967%)次之，過氧化物酶活性(51.630%)再次之；變異系數(shù)最小為千粒重(6.184%)，氣孔導度次之(9.939%)，凈光合速率再次之(10.947%)。干旱脅迫后，各品種的穗數(shù)、穗粒數(shù)、結實率、千粒重、產(chǎn)量、傷流量、干物質(zhì)量、SPAD、凈光合速率、蒸騰速率、胞間隙CO2濃度、氣孔導度均下降(CDT<1)，部分品種的可溶性蛋白含量、超氧化物歧化酶活性、過氧化物酶活性、游離脯氨酸含量、還原型谷胱甘肽含量升高(CDT>1)。

表2 干旱脅迫下各單項指標的t值及抗旱系數(shù)

2.2 參試材料抗旱性的主成分分析

主成分分析可在損失較少信息量的前提下，將多指標簡化為少量綜合指標，以濃縮數(shù)據(jù)、簡化指標，彌補利用單項指標評價抗旱性的不足[19]。主成分數(shù)目的確定應同時滿足數(shù)據(jù)降維和信息綜合的要求。一般主成分累計貢獻率大于80%或85%即可認為信息具有代表性。表3結果表明，前5個主成分的特征值均大于1，貢獻率分別為36.125%、15.797%、14.601%、10.797%和6.896%，其累計貢獻率達到84.215%，即前5個相互獨立的主成分代表了17個指標84.215%的變異信息，其余可忽略不計。這5個主成分分別命名為：PC1，PC2，PC3，PC4，PC5，PC6。

表3 主成分特征值與方差貢獻率

第一主成分(PC1)的貢獻率為36.125%(表4)，該主成分中胞間隙CO2濃度(0.368)、蒸騰速率(0.339)、氣孔導度(0.344)、可溶性蛋白含量(0.335)、SPAD(0.327)、超氧化物歧化酶(0.305)等6個指標的載荷較高，可以主成分載荷絕對值最高的胞間隙CO2濃度為代表，稱為胞間隙CO2濃度因子；第二主成分(PC2)的貢獻率為15.797%，該主成分載荷絕對值以還原型谷胱甘肽含量(0.393)最高、過氧化物酶(0.378)和傷流量(0.376)次之，可稱為還原型谷胱甘肽含量因子；第三主成分(PC3)的貢獻率為14.601%，該主成分載荷絕對值以穗數(shù)(0.450)和凈光合速率(0.459)較高，可稱為穗數(shù)和凈光合速率因子；第四主成分(PC4)的貢獻率為10.797%，該主成分載荷絕對值以千粒重(0.513)和游離脯氨酸含量(0.510)較高，可稱為千粒重和游離脯氨酸含量因子；第五主成分(PC5)的貢獻率為6.896%，該主成分載荷絕對值以結實率(0.356)最高，故稱為結實率因子。

依據(jù)公式(4)計算lnXi的權重lij(表4)，代入公式(5)可得5個主成分的解析式：

表4 主成分因子載荷矩陣及l(fā)nXi權重

P1=-0.01lnX1+ 0.096lnX2+ 0.095lnX3-0.023lnX4+ 0.113lnX5+ 0.017lnX6-0.071lnX7+ 0.081lnX8+ 0.137lnX9+ 0.148lnX10+ 0.139lnX11+ 0.132lnX12+ 0.135lnX13+ 0.123lnX14-0.078lnX15-0.034lnX16+ 0.034lnX17

(9)

P2=-0.055lnX1-0.06lnX2-0.172lnX3+ 0.219lnX4-0.134lnX5+ 0.229lnX6+ 0.196lnX7+0.049lnX8+ 0.07lnX9+0.05lnX10-0.031lnX11-0.092lnX12+ 0.085lnX13+0.205lnX14-0.231lnX15-0.016lnX16-0.24lnX17

(10)

P3=-0.285lnX1+0.16lnX2-0.042lnX3+0.072lnX4-0.04lnX5+0.16lnX6-0.14lnX7-0.291lnX8+0.12lnX9+ 0.045lnX10-0.067lnX11-0.155lnX12+0.162lnX13+ 0.01lnX14+0.147lnX15+0.207lnX16+0.145lnX17

(11)

P4= 0.245lnX1-0.104lnX2+0.034lnX3+0.379lnX4+0.138lnX5+0.11lnX6-0.309lnX7+0.178lnX8-0.107lnX9-0.122lnX10+0.012lnX11+0.036lnX12+ 0.028lnX13-0.021lnX14-0.016lnX15+0.377lnX16+0.014lnX17

(12)

P5= 0.273lnX1-0.218lnX2-0.328lnX3+0.093lnX4-0.212lnX5-0.37lnX6+0.031lnX7-0.119lnX8+0.252lnX9+0.208lnX10-0.196lnX11+0.091lnX12+ 0.046lnX13+0.158lnX14-0.134lnX15+0.087lnX16+0.459lnX17

(13)

2.3 抗旱性綜合評價

將各主成分的特征值代入公式(6)，計算出各主成分的權重(Wj)分別為0.429、0.188、0.173、0.128、0.082，將lij和Wj代入公式(8)計算出抗旱綜合評價值Sf。

(14)

各品種平均Sf值為0.743(表5)，分布區(qū)間在0.402～1.066，95%置信度為0.099。綜合抗旱Sf值排名前3位的材料分別為DPB71(1.066)、瑩稻2(0.917)、綏粳21(0.859)。DPB71在游離脯氨酸含量表現(xiàn)為最強的抗旱性，瑩稻2和綏粳21在過氧化物酶活性表現(xiàn)為最強的抗旱性。綜合抗旱Sf值最小的是綏育146，其在傷流量表現(xiàn)為最弱抗旱性。

表5 參試材料的抗旱性綜合評價結果

2.4 不同基因型的抗旱性聚類分析

依據(jù)抗旱綜合評價Sf值的歐氏距離，采用最長距離法對12個參試材料進行聚類分析，在最長距離大于0.9562處分為3類：強抗旱型、中抗旱型和旱敏感型(圖1)。第Ⅰ類包括DPB71和瑩稻2，屬強抗旱類型；第Ⅲ類僅包括綏育146，屬旱敏感型；其余參試材料歸入第Ⅱ類，屬中抗旱類型。

圖1 12個參試材料抗旱能力的系統(tǒng)聚類分析

2.5 水稻抗旱鑒定指標的篩選

為簡化鑒定程序，篩選對抗旱綜合評價Sf值有顯著影響的指標，利用已得到的抗旱綜合評價Sf值和性狀之間的關系構建回歸方程。W檢驗和D檢驗均不顯著(表6)，說明因變量Sf值符合正態(tài)分布，適合進行回歸分析。

表6 D值正態(tài)檢驗結果

以Sf值為因變量，各鑒定指標的抗旱系數(shù)作為自變量，建立抗旱性評價的逐步回歸方程?；貧w方程為：

Sf=-0.7536-0.3076X1-0.0747X2+ 1.2211X4+ 0.1419X6+ 0.6306X10+ 0.4839X11-0.1324X12-0.0583X15+ 0.0223X16

(15)

式中：X1、X2、X4、X6、X10、X11、X12、X15、X16分別表示穗數(shù)、穗粒數(shù)、千粒重、傷流量、胞間隙CO2濃度、氣孔導度、SPAD、過氧化物酶、游離脯氨酸含量。

Durbin-Watson統(tǒng)計量d=1.99，回歸方程的F值為73139.60，P=0.0001。進入方程的自變量與Sf值偏相關均達到極顯著水平(表7)。

表7 偏相關分析

對回歸方程的估計精度進行評價(表8)，各參試材料的估計精度均在99.91%以上，表明方程擬合很好，進入方程的9個指標對水稻抗旱性有顯著影響。方程可用于水稻抗旱性評價，在相同條件下可利用以上9個指標的抗旱系數(shù)預測其它品種的抗旱性。

表8 回歸方程的估計精度分析

3 討 論

3.1 關于水稻抗旱性評價指標的篩選

高產(chǎn)和優(yōu)質(zhì)是作物育種、栽培的最重要的目標。產(chǎn)量高低是判斷作物抗旱性的直接指標，前人在鑒定和評價水稻組合的抗旱能力時，常采用產(chǎn)量抗旱系數(shù)和抗旱指數(shù)。產(chǎn)量抗旱系數(shù)主要反映水稻對干旱的敏感程度，但弱化了作物自身的豐產(chǎn)特性；產(chǎn)量抗旱指數(shù)將水稻抗旱性與基因型、生態(tài)環(huán)境和產(chǎn)量水平聯(lián)系起來，彌補了抗旱系數(shù)的不足，但使用該指標評價抗旱性要求一定資源基數(shù)，對少量或單一種質(zhì)資源進行抗旱性評價時準確性下降。作物的抗旱性是受基因型、環(huán)境因子及其互作影響的復雜表型，是多種抗旱機理的綜合反映，故單一指標對作物抗旱性的評價結果存在很大局限性和不足[6]。盡管對水稻全生育期抗旱性的篩選和評價中仍然缺乏統(tǒng)一標準，但采用形態(tài)、生理、生化等與抗旱性密切相關的多個指標綜合反映作物抗旱性已達成共識。如張鴻等[7]采用盆栽試驗，利用株高、有效穗數(shù)、單穗粒數(shù)、單穗實粒數(shù)、單穗空殼數(shù)、單穗粒重、單穗實粒重、單穗空殼重、結實率、千粒重等10個指標，對10個雜交秈稻新組合的抗旱性進行評價，并篩選出有效穗數(shù)、單穗實粒重和結實率等3個雜交秈稻抗旱性綜合指標；肖俊青等[17]利用PVC管鑒定法，以最大根長、根干物質(zhì)重、葉干物質(zhì)重、根葉長比、分蘗數(shù)、葉面積、水分消耗量、水分利用率為鑒定指標，對24份轉(zhuǎn)入抗旱主效基因的水稻材料進行了苗期抗旱特性鑒定，并認為最大根長、根葉長比、分蘗數(shù)、水分消耗量適合作為苗期抗旱性鑒定指標。本研究以水稻返青期至成熟期持續(xù)干旱為處理，干濕交替灌溉為對照，以抗旱綜合評價Sf值為因變量，供試材料各指標的相對值為自變量進行逐步回歸分析，建立了水稻抗旱性預測方程：

Sf=-0.7536-0.3076X1-0.0747X2+1.2211X4+0.1419X6+0.6306X10+0.4839X11-0.1324X12-0.0583X15+0.0223X16

(16)

式中：X1、X2、X4、X6、X10、X11、X12、X15、X16分別表示穗數(shù)、穗粒數(shù)、千粒重、傷流量、胞間隙CO2濃度、氣孔導度、SPAD、過氧化物酶、游離脯氨酸含量，可作為北方粳稻抗旱性鑒定的指標。

3.2 關于主成分分析與水稻抗旱性綜合評價的關系

主成分分析是將原始數(shù)據(jù)正交化線性變換到新坐標系統(tǒng)，使數(shù)據(jù)投影落到不同坐標軸。方差最大者稱為第一主成分，其次為第二主成分，依次類推，使數(shù)據(jù)點在特定向量上的投影方差最大[18-19]。這樣就通過數(shù)據(jù)降維將原來的多個指標轉(zhuǎn)化為少數(shù)綜合指標(主成分)，并且各綜合指標間互不相關。在主成分分析的基礎上，計算各試驗材料的各主成分的隸屬函數(shù)值，并依據(jù)各主成分的貢獻率計算其權重，再利用隸屬函數(shù)和主成分權重計算試驗材料的綜合抗旱D值，采用綜合抗旱D值評價種質(zhì)資源抗旱性，較使用隸屬函數(shù)的評價更為全面和確切[20]。如李海明等[21]以株高、果枝數(shù)等12個農(nóng)藝性狀的平均數(shù)為基礎，采用綜合抗旱系數(shù)、模糊隸屬函數(shù)、主成分分析、關聯(lián)分析和聚類分析相結和的方法，對153份陸地棉種質(zhì)資源花鈴期抗旱性進行了綜合評價，劃分為強抗旱型、抗旱型、中抗旱型、較敏感型、敏感型，獲得強抗旱型材料5份、抗旱型材料35份。呂學蓮等[3]采用相似統(tǒng)計分析方法，對120份秈粳雜交衍生系材料的苗期抗旱性進行鑒定，將參試材料分成不抗旱、中等抗旱和抗旱3類，其中抗旱材料10份。但是，上述主成分分析法是線性降維，導致評價指標間及主成分與原始數(shù)據(jù)間仍可能存在非線性關系，進而導致評價結果的偏差[22]。本研究采用葉明確等[11]提出的對數(shù)主成分評價法進行水稻耐旱性的綜合評價，以解決指標之間的非線性關系。通過對數(shù)主成分分析法將17個指標簡化為胞間隙CO2濃度因子、還原型谷胱甘肽含量因子、穗數(shù)和凈光合速率因子、千粒重和游離脯氨酸含量因子、結實率因子等彼此互不相關的6個主成分，方差累計貢獻率達84.215%。在此基礎上，結合各指標的lnXi權重及主成分權重，計算抗旱綜合評價Sf值。參試材料平均Sf值為0.743，變幅為0.402～1.066，95%置信度為0.099，抗旱性最強的材料為DPB71，最差的材料為綏育146。

4 結 論

通過主成分和隸屬函數(shù)分析，利用綜合抗旱D值對12份參試材料移栽期至成熟期的抗旱性進行綜合評價，獲得強抗旱種質(zhì)資源DPB120和DPB71。通過逐步回歸分析和相關分析，從25個指標中篩選出二次枝梗數(shù)、齊穗期劍葉超氧化物酶活性、齊穗期劍葉過氧化物酶的抗旱系數(shù)適宜作為抗旱篩選指標，為寒地水稻種質(zhì)資源篩選與鑒定，抗旱品種選育提供依據(jù)。