甜瓜可溶性固形物含量的遺傳表現與基因效應分析

摘要: 通過半輪配雙列雜交， 分析了甜瓜可溶性固形物含量的遺傳特性。研究結果表明， 遺傳方差組成中， 基因的加性效應和顯性效應都是顯著的， 但加性效應占相對主要優勢， 狹義遺傳力( h2N) 值為65%?；虻姆植际遣痪獾?， 控制該性狀的基因W為顯性基因， 但表現為不完全顯性， 可溶性固形物含量選擇的較好世代在F4 代。

關鍵詞: 甜瓜; 可溶性固形物含量; 遺傳參數

Analysis of genetic effects for soluble solids content in melonLIN Bi- ying， GAO Shan， LIN Feng

( Fuzhou Institute of Vegetable Research， Fuzhou， Fujan， 350012， China)Abstr act: The genetic character of soluble solids content in melon was studied with half- diallel crosses. The results showedthat the additive effects and the dominant effects of soluble solids content were significant， but the additive effects were predominatedand the value of the narrowheritability was 65%. The distribution of genes controlling the trait was not symmetric.The trait was controlled by the dominant genes， but it showed incomplete dominance. The F4 was preferable generation selectedthe genetic character.

Key words: Melon; Soluble solids content; Genetic parameter

甜瓜是供人們生食的果品， 人們對甜瓜品質的要求越來越高， 所以絕大部分的育種目標， 如早熟育種、抗病育種等均離不開優質， 也就是說， 在甜瓜育種中， 果實品質是第1 位的因素， 否則育成的品種將難以推廣[1]。甜瓜可溶性固形物含量是甜瓜品質中的重要性狀， 選育可溶性固形物含量高、梯度小的品種是育種工作者最重要的目標[2]。而種質資源是決定育種成功與否的重要因素， 所以準確弄清甜瓜種質資源可溶性固形物含量的遺傳規律， 是甜瓜品質育種的重要基礎。有關甜瓜可溶性固形物含量的遺傳規律， 國內外系統研究較少[3， 4]， 梁麗[5]、林碧英等[6]研究表明決定果實的主要性狀—— 可溶性固形物含量受數量性狀遺傳控制， 影響因素較多。為此， 該試驗選用6 個薄皮和厚皮甜瓜材料， 擬通過半雙列雜交配制15 個組合， 一方面將薄皮和厚皮甜瓜二者進行雜交重組， 為厚皮甜瓜東移開辟新途徑; 另一方面對其后代可溶性固形物含量遺傳特性做一系統研究， 以期為甜瓜品質育種提供理論依據， 為育種實踐中其親本的選擇與選配提供科學依據。

1 材料與方法

試驗供試材料為6 個甜瓜自交系， 分別是:C82- 11( 簡稱B1， 下同) 、C87- 2(B2) 、T6- 1- 1 (B3) 、T28- 2(B4) 、C11- 7(B5) 、M(B6) ， 其生態類型見表1。2003 年春， 用半雙列雜交方法配制了15 個雜交組合，如表2。于2004 年春季在本所試驗地種植， 試驗地定植前每667 m2 施有機肥3 000 kg， 復合肥30 kg。3月17 日播種穴盤育苗， 4 月13 日定植于塑料大棚內。

試驗設計采用隨機區組排列， 2 次重復， 15 個組合的親本， 共42 個小區， 小區面積7.2 m2， 雙行種植， 行距70 cm， 株距45 cm。單蔓整枝， 搭支架栽培，坐瓜節位第10～14 節， 主蔓25～30 節時打頂。管理按常規栽培進行。果實成熟后用手持測糖儀逐果進行可溶性固形物含量測定。

資料分析用Mather[7]和Hayman[8]方法進行Wr/Vr 分析和遺傳參數估計。

2 結果與分析

2.1 遺傳模型檢驗

采用回歸分析法， 根據半雙列表估算出各排的方差Vr 和協方差Wr， 結果歸納于表3， 并計算出協方差Wr 在方差Vr 上的回歸系數b=0.171。由Vr 和Wr 回歸分析可知， Wr=0.68+0.171Vr， 經t測驗， 回歸系數b 與1 有顯著差異( t 值為4.096， P=0.05) ， 說明W- V 呈多樣性， 至少有1 條與Hayman[8]提出的6 條假設不盡相符( 6 條假設是: 生物個體為二倍體， 一個位點上有2 個等位基因并可分離; 正、反交顯著差異; 非等位基因之間不存在互相作用; 無復等位基因的存在; 親本是純質結合的; 親本的基因呈獨立分布) ， 但不少學者研究表明， 在雙列雜交法的分析中， 假設的無效性對分析無顯著影響[9]。因此， 筆者仍根據Hayman 提出的公式對原資料進行方差分量的估算( 如果回歸系數b 與0 和1 均無顯著差異， 這表明試驗誤差很大， 故無必要做進一步的分析) 。

2.2 基因效應與遺傳參數估算

2.2.1 Wr 和Vr 的圖譜關系將甜瓜可溶性固形物的Vr 與Wr 列于圖1。沿著回歸線， 各點(Vr，Wr) 的次序可以說明自交系顯性基因和隱性基因的分布。具有最多顯性基因的自交系有最低的Vr 和Wr 值，該點最接近原點。具最多顯性基因的自交系是B5 號， 其Vr，Wr 值均為最低， 其次為B4 號; 具有最多隱性基因的自交系， 有最高的Wr值， 該點離原點最遠， 具有最多隱性基因的自交系是B2、B6 號自交系， 其Wr 和Vr 值最高。

將自交系的顯性次序排列， 即成B2、B6、B1、B3、B4、B5，而可溶性固形物觀察值順序為B2、B3、B6、B5、B4、B1，B2 的可溶性固形物含量最低， 所帶顯性基因也最低， 說明控制可溶性固形物含量的基因為顯性。

2.2.2 加性效應和顯性效應用Hayman[8]方法估算出的遺傳參數。加性方差H1 為1.538， 且D和H( 包括H1 和H2) 都表現為顯著， 說明所得方差中加性和顯性效應都是重要的， 利用Mather[7]對方差、協方差的遺傳分解: 即D- H1 值則表示加性和顯性基因作用的相對重要性(當D=H1， 為完全顯性， D< H1 時為超顯性， H1=0 時顯性不存在)， 這里D- H1>0， 因而可以推斷出為部分顯性， 說明加性效應占相對主要優勢[10]。

Wr/Vr 回歸截距( 0.68) 大于0， 表明該性狀為不完全顯性， 平均顯性度(H1/D) 1/2 的估算值為0.928<1， 也證實為不完全顯性。

2.2.3 遺傳參數估計， 自交系中正方向增效基因與負方向減效基因的平均頻率0.232(H2/4H1) 小于0.250， 顯示顯性基因和隱性基因分布是不均衡的， 即在所有自交系中， 正和負的基因分布是不相同的; 顯性基因頻率U=0.584， 隱性基因頻率V=0.416 與群體中顯性基因和隱性基因的比值[( 4DH1F) 1/2+F]/[( 4DH2) 1/2- F]=1.065>1 及F 值( 加性和顯性作用互作) 為0.079>0， 都說明諸自交系的顯性等位基因比隱性等位基因要多， 即顯性等位基因較隱性等位基因占優勢。2.2.4 不同世代的遺傳方差根據D 和H1 的估算值， 估算出可溶性固形物含量在各世代的加性方差和顯性方差等遺傳參數。

3 討論

所得方差中加性和顯性效應都是重要的， 但DH1>0， 說明加性基因效應比顯性基因效應更為重要。自交系中正方向增效基因與負方向減效基因的平均頻率0.232 ( H2/4H1) 小于0.250， 且顯性基因和隱性基因的比值[( 4DH1F) 1/2+F]/[( 4DH2) 1/2- F]=1.065>1 及F 值( 加性和顯性作用互作) 為0.079>0，都說明諸自交系的顯性等位基因較隱性等位基因占優勢。

4 結論

對甜瓜可溶性固形物含量遺傳特性的研究結果表明， 控制可溶性固形物含量的基因為顯性， 且顯性方向指向增效， 因而在親本選配時要盡可能選用可溶性固形物含量高的材料。顯性效應對選擇效率的干擾， F4 代是開始選擇可溶性固形物含量較好的世代。

參考文獻

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