烤煙易烤性遺傳分析

王英俊,倪 超,翟明泉,徐秀紅,張興偉,張忠鋒,*

(1淄博煙草有限公司 ,山東淄博 255035;2川渝中煙工業公司,四川成都 610016;3中國農業科學院煙草研究所,農業部煙草類作物質量控制重點開放實驗室,山東青島 266101)

近年來,在大力發展中式卷煙的同時,國家煙草專賣局又進一步提出“卷煙上水平”的行業目標。煙葉作為行業的基礎性物質,被放在了十分重要的位置。而田間收獲的鮮煙葉,必須經過烘烤加工才能調制成符合卷煙工業需求的原料。烘烤是烤煙生產中的一個重要環節,烤煙品種的烘烤特性與遺傳基礎、栽培條件、烘烤工藝等有關,其中,品種被公認為是影響煙葉烘烤特性的最重要因素[1]。烘烤特性包括易烤性和耐烤性兩方面。易烤性反映煙葉在烘烤過程中變黃、脫水的難易程度及同步程度,主要反映煙葉的變黃特性[2]。可以用煙葉的變黃特性(變黃指數[3])來評價烤煙個體的易烤性。

植物數量性狀主基因+多基因混合遺傳模型分析法[4]可檢測和鑒定數量性狀主基因和多基因的存在,并估測其遺傳參數。目前該方法已在多種作物的多個數量性狀的遺傳研究中得到成功應用[5～10]。在煙草的株高性狀[11]上也已經成功應用,但在烤煙品種易烤性遺傳研究上的應用尚未見報道。

本研究以中煙100(易烤性好的烤煙品種)和翠碧1號(易烤性相對較差的烤煙品種)[12]為親本構建了 P1,P2,F1,B1,B2和 F2等6個世代群體,以苗期煙葉的變黃指數作為易烤性指標,利用數量性狀主基因+多基因混合遺傳模型,對烤煙品種易烤性的遺傳效應進行了初步研究,旨在揭示烤煙品種親子代間易烤性性狀的遺傳關系,為煙草烘烤和育種的定向改良提供理論依據。

1 材料與方法

1.1 材料

將易烤性相對較好的烤煙品種中煙 100和易烤性相對較差的烤煙品種翠碧 1號分別作為親本 P1,P2,雜交獲得 F1,F1自交獲得 F2,F1×P1獲得 B1,F1× P2獲得B2,從而組成6個世代群體。上述材料均由中國農業科學院煙草研究所提供。

1.2 方法

在中國農業科學院煙草研究所溫室中播種中煙100、翠碧 1號及其 F1,B1,B2和 F2的 6個世代群體。小十字期進行假植,4～5片真葉時移栽到直徑 13～14 cm的小花盆中,第 8片真葉長出后打頂,留葉8片。兩周后,自上而下采收 3片葉,以報紙包成面包(書本)狀,放置在溫度 36℃、相對濕度 90%的恒溫恒濕箱內,每24 h測定一次變黃比例,累計測7次,算出變黃指數(Y I)。

YI=∑ Y/n,其中 n為測定次數,Y為各次的變黃比例(3片葉的平均值)。YI值愈大,變黃愈快,表示易烤性愈好。

各供試材料的管理措施同常規方法,其生長環境條件基本一致。親本、F1各測量了20株,B1,B2和F2分離群體各測量了 193,202和 196株。

1.3 數據分析

采用植物數量性狀主基因+多基因混合遺傳模型多世代聯合分析方法,對上述 6個世代群體的變黃指數進行聯合分析,通過極大似然法和 IECM(iterated expectation and conditional maximization)算法對混合分布中的有關成分分布參數做出估計,然后利用AIC(Akaike′s information criterion)準則和一組適合性測驗,選擇最優遺傳模型,并估計主基因和多基因效應值、方差等遺傳參數[13]。適合性檢驗共有 5個統計量,即 U21,U22,U23,nW2和 Dn,其中 U21,U22,U23為均勻性檢驗,nW2為Smirnov檢驗,Dn為Kolmogorov檢驗。主基因遺傳率h2mg、多基因遺傳率h2pg、勢能比值 Rp和顯性程度Dd的計算按參考文獻[14]進行。

2 結果與分析

2.1 變黃指數測定值的次數分布

各世代變黃指數的次數分布列于表1。P1,P2的平均值分別為 24.70和 9.60,F1的平均值為 13.09,介于兩親本之間,并偏向于不易烤親本 P2。B1,B2和 F2的平均值為 15.38,10.66和 12.80,且變黃指數多集中在7%～ 14%。從各分離世代的數值分布區間,可以看出B1,B2和 F2世代都呈單峰較明顯的偏態分布,變黃指數的遺傳表現出主基因的特征,進而說明烤煙品種易烤性的遺傳可能受主基因控制。

表1 變黃指數次數分布Table 1 Frequency distribution of yellowing index

2.2 遺傳模型的分析

用主基因+多基因混合遺傳模型的多世代聯合分析法對本試驗 6個世代群體的易烤性指標變黃指數進行分析,通過 IECM算法,獲得 1對主基因 (A)、2對主基因(B)、多基因(C)、1對主基因+ 多基因 (D)和 2對主基因+多基因(E)共5類24種遺傳模型的極大似然函數值和 AIC值(表2)。根據 AIC準則,在備選遺傳模型中,AIC值最小者可能為最優模型。

由表2可得出,AIC值較低的是 E0,E1,E3和 D1共 4個模型,其 AIC值分別是 3739.81,3746.16,3750.06,3755.61。初步選取這4個模型作為本試驗品種的適合性模型。其中,E0為 2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性-上位性多基因模型;E1為 2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性多基因模型;E3為 2對加性主基因+加性-顯性多基因模型;D1為 1對加性-顯性主基因+加性-顯性多基因模型。

表2 各模型的極大似然值及 AIC值Table2 Maximum likelihood value and AIC value of various models

對這4個備選中兩個最適合模型 E0和E1,進行適合性檢驗(表3),選擇統計量達到顯著水平個數最少的模型作為最優模型。統計結果表明:模型 E0中有3個統計量與該模型的差異達到顯著水平;E1模型中有 2個統計量與該模型的差異達到顯著水平,故確定 E1模型為最優遺傳模型。初步分析確定,烤煙品種易烤性的遺傳可能是由 2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性多基因混合控制。

E1模型的全部一階、二階分布參數估計值均列于表 4,由表 4可以計算出一階、二階遺傳參數估計值[3]。

表3 備選模型的適合性檢驗Table 3 Fitness test of alternative models

表4 E 1模型成分分布參數的極大似然估計值Table 4 Maximum likelihood value of composition distribution of E1model

2.3 遺傳參數估計

E1模型的各成分遺傳參數估計值列于表5。本組合6世代變黃指數2對主基因的加性效應均為正值,其中大基因加性效應為6.47,次大基因加性效應為2.42,說明大基因對于加性遺傳的貢獻率較大;而兩者顯性效應近似相等,分別為-4.16和-4.15,均為負向效應,說明兩對主基因均表現為不完全顯性。大基因的加性效應值大于顯性效應值,而次大基因的顯性效應值大于加性效應值,說明大基因存在正向加性效應,且存在不太強的負顯性效應;次大基因存在較強的負向顯性效應。

表5 E 1模型變黃指數的遺傳參數估計值Table5 Estimates of genetic parameters of yellowing index in E1model

兩對主基因之間的加性×顯性效應為-4.29,顯性×加性效應為-0.24,說明 2對主基因間存在一定的負向互作效應,且互作效應以加性為主。兩對主基因間顯性×顯性效應為 9.28,說明兩對主基因間存在較強的雜種優勢遺傳效應。而兩基因間的加性×加性效應不甚明顯,為1.22。多基因加性效應與顯性效應均表現為負向性,分別為-1.51和-3.43,負向顯性效應為主。

通過同質群體所提供的環境誤差方差的無偏估計,并對二階遺傳參數進行估計得出,本組合主基因遺傳率 B1最高,達 78.17%,B2與 F2相差不大,分別為63.68%和 65.61%,說明本試驗烤煙品種的易烤性指標變黃指數的遺傳特點表現出較高的主基因遺傳效應。多基因遺傳率 B2最高,為 7.51%;其次是 F2,為6.84%,B1最低,為0.88%。主基因+多基因效應決定了各分離世代易烤性性狀變異的 71.19%～79.06%。

3 討 論

烤煙作為一種吸食性葉用經濟作物,烘烤特性的好壞是衡量其煙葉質量的重要指標。田間收獲的鮮煙葉必須經過烘烤才能固定和體現其優良品質,成為商品煙葉[15]。影響煙葉烘烤特性的因素很多,其中,遺傳基礎(品種)被公認為影響煙葉烘烤特性的最重要因素。日本的藤田茂隆等通過經典遺傳學方法研究表明,烤煙品種的易烤性,可能受一個主效基因所支配[3]。本研究利用數量遺傳模型的研究結果與之不同。本研究利用P1,P2,F1,B1,B2和F2這6個世代群體對易烤性表型進行聯合分析,增加了試驗的精確度,提高了主基因遺傳參數的估計精度,保證了分析結果的準確性,而且還可以鑒別多基因的存在。

應用于改變任何特定品質性狀的育種戰略是由控制該性狀的基因數目確定的[16]。對于煙草烘烤特性這樣復雜的性狀,估計涉及的基因數目是很多的,不能簡單地用孟德爾方式分析推斷性狀的遺傳組成。烘烤特性是煙草十分重要的性狀,但是目前,國內乃至國際對于煙草烘烤特性遺傳規律的研究甚少,故有必要對其開展研究。因此,需要在已有研究基礎上,對烤煙品種的易烤性以及整體烘烤特性的遺傳規律繼續深入研究。隨著遺傳學研究技術和手段的不斷提高,烤煙品種易烤性的遺傳效應將會進一步明確。

4 結 論

本研究利用植物數量性狀主基因+多基因混合遺傳模型分析結果表明,烤煙品種的易烤性性狀的遺傳,符合2對加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性多基因混合遺傳模型(E1)。 2對主基因間存在一定的負向互作效應,且互作效應以加性為主。主基因遺傳率以B1最高,達78.17%,B2與 F2相差不大,分別為63.68%和 65.61%,表現出較高的主基因遺傳效應;多基因遺傳率 B2最高(7.51%),其次是 F2(6.84%),B1最低(0.88%)。主基因+多基因效應決定了各分離世代易烤性性狀變異的 71.19%～79.06%。

[1]唐經祥,孫敬權,任四海.烤煙不同品種烘烤特性的研究初報 [J].安徽農業科學,2001,29(2):250-252,267.

[2]YC/T311-2009,烤煙品種烘烤特性評價 [S].

[3]藤田茂隆,田島智之.烤煙易烤性的遺傳及香吃味 [J].艾樹理,譯.中國煙草 ,1984,(3):45-48.

[4]蓋鈞鎰,章元明,王建康.植物數量性狀遺傳體系 [M].北京:科學出版社,2003.

[5]蔡長春,陳寶元,傅廷棟,等.甘藍型油菜開花期和光周期敏感性的遺傳分析 [J].作物學報,2007,33(2):345-348.

[6]蘭 海,余 月,王鳳格,等.玉米種子休眠性數量遺傳體系的判別 [J].玉米科學,2007,15(2):5-8.

[7]袁有祿,張天真,John Yu,等.棉花高品質纖維性狀的主基因與多基因遺傳分析[J].遺傳學報,2002,29(9):827-834.

[8]陳學軍,陳勁楓.辣椒株高遺傳分析 [J].西北植物學報,2006,26(7):1342-1345.

[9]韓建明,侯喜林,史公軍,等.不結球白菜株高性狀主基因+多基因遺傳分析[J].南京農業大學學報,2008,31(1):23-26.

[10]王春娥,蓋鈞鎰,傅三雄,等.大豆豆腐和豆乳得率的遺傳分析與 QTL定位 [J].中國農業科學,2008,41(5):1274-1282.

[11]王日新,任 民,賈興華,等.普通煙草栽培種內株高性狀主基因加多基因遺傳分析 [J].中國煙草科學,2009,30(2):15-20.

[12]王傳義.不同烤煙品種烘烤特性研究 [D].北京:中國農業科學院,2008.

[13]Gai JY,Wang JK.Identification and estimation of a QTL model and its effects[J].Theoretical and Applied Genetics,1998,97:1162-1168.

[14]戚存扣 ,蓋鈞鎰,章元明.甘藍型油菜芥酸含量的主基因+多基因遺傳 [J].遺傳學報,2001,28(2):182-187.

[15]王傳義,張忠鋒,徐秀紅,等.煙葉烘烤特性研究進展[J].中國煙草科學,2009,30(1):38-41.

[16]Smeeton BW.煙草品質的遺傳控制 [J].吳正舉,譯 .中國煙草,1990,(2):41-48.