甜瓜重組自交系群體第1雌花開花期遺傳分析

高美玲欒非時朱子成

（1齊齊哈爾大學生命科學與農林學院，齊齊哈爾大學遺傳工程重點實驗室，黑龍江齊齊哈爾161006；2東北農業大學園藝學院，黑龍江哈爾濱 150030）

甜瓜（Cucumis meloL.）是世界十大水果之一，早熟性是甜瓜育種的重要目標之一，早熟甜瓜可以提高經濟效益，以往主要用開花到果實成熟的天數代表早熟性，但第 1雌花開花期（DFF）也是早熟性狀構成因素之一，對其深入研究較少。Tyagi等（2003）研究表明，絲瓜第1雌花開放時間是由非加性基因效應決定的。Monforte等（2004）用從定植到收獲的天數代表甜瓜早熟性（EA），利用 F2和 DH群體研究了早熟性的遺傳并進行了 QTL定位，在兩個群體中EA表現為連續變異，認為是數量性狀遺傳，并檢測到了9個貢獻率大于10%的QTL位點，但在不同的試驗中QTL檢測的重復性較低。利用重組自交系（RIL）群體進行遺傳分析，可進行不同環境的重復試驗，本試驗以重組自交系群體為材料，在不同季節采用 RIL群體主基因+多基因混合遺傳模型分析法（蓋鈞鎰 等，2003），研究第1雌花開花期的遺傳特點和不同季節第1雌花開花期的遺傳穩定性，為提高甜瓜早熟育種效率和充分利用甜瓜早熟資源提供理論依據。

1 材料與方法

1.1 試驗材料及重組自交系群體的構建

以美國威斯康星大學瓜類分子育種實驗室提供的純雌性早花厚皮甜瓜品系WI998為母本，東北農業大學園藝學院西甜瓜分子育種研究室特有的雌雄異花同株晚花薄皮甜瓜品系3-2-2為父本，父母本分枝、結果等習性差異顯著，具體參見Luan等（2010）的研究結果。

于2007年3～6月配制F1種子，2007年7～10月從F1的1個瓜中取出300粒種子進行單粒傳，自交得到F2，2008年3～6月自交得到F3，2009年2～8月自交得到F4，2009年10月至2010年4月在海南自交得到F5和F6（185個家系）。構建群體過程中在幼苗兩葉一心期噴灑300 mg·kg-1硝酸銀3次，每隔3 d噴1次，注意硝酸銀噴灑要在光線較弱的早上或傍晚進行，誘導純雌株產生完全花以保證自交傳代。

1.2 田間試驗和性狀調查

2010年春秋兩季分別種植P1、P2、F1、185個F6：7家系。試驗采用隨機區組設計，P1、P2、F1每個重復各12株，3次重復；185個F6∶7家系，3次重復，每次重復5株，株距0.4 m，行距0.6 m，自然生長不整枝。調查子蔓第1雌花開花期（DFF），即每個單株從播種到第1雌花完全開放的天數，每個重復內的所有單株取平均值。

1.3 遺傳數據分析方法

將DFF數據用蓋鈞鎰等（2003）提供的“RIL群體主基因+多基因混合遺傳模型分離分析方法軟件”進行分析，其方法是用IECM算法估計各種遺傳模型的極大對數似然函數值和AIC值，從這些模型中選擇AIC值較低的模型進行適合性檢驗，適合性檢驗參數達到顯著差異個數最少的模型即為最優模型，然后根據最優模型估計一階遺傳參數和二階遺傳參數，一階遺傳參數由軟件自動生成，二階遺傳參數估計方法如下：

在混和遺傳模型中，表型值（p）表示為群體平均數（m）、主基因效應（g）、多基因效應（c）和環境效應（e）之和，即p=m+g+c+e，因此，表型方差（）可表示為主基因方差（）、多基因方差（）和環境方差（）之和，即群體的主基因遺傳方差（）等于群體表型方差減去純合主基因成分分布方差，群體的多基因方差（）等于該群體純合主基因成分分布方差減去誤差方差（），其中（n為RIL家系的觀測個體數，δ2為P1、P2估算的方差），為RIL群體的表型方差，由群體家系觀察值間的變異估計。群體的主基因遺傳率；群體的多基因遺傳率。

2 結果與分析

2.1 親本及F1第1雌花開花期比較

春秋兩季不同環境條件下，父母本及 F1DFF的表型值如表 1所示，春秋兩季 WI998的 DFF均顯著早于 3-2-2；F1的 DFF平均值偏向父本，即第1雌花開花期晚對第1雌花開花期早接近顯性。

表1 不同季節父母本及F1 DFF比較分析 d

表2 不同季節RIL重組自交系群體DFF分析

2.2 RIL群體第1雌花開花期次數分布特征

從表 2可以看出，甜瓜 DFF性狀在 RIL群體中，春秋兩季均表現出明顯分離，春季和秋季2次調查結果顯示在RIL群體中分布的偏度均小于1，峰度小于 3，說明其為數量性狀遺傳的典型分布。DFF在重組自交系群體中的頻次分布亦驗證了相同的結論（圖1）。

圖1 不同季節甜瓜DFF性狀在RIL群體中的次數分布

2.3 最優模型的選擇、檢驗

將親本及RIL群體不同季節DFF數據按照蓋均鎰等（2003）提出的有關RIL群體主基因+多基因混合遺傳模型數量性狀分離分析方法來選擇最優遺傳模型，計算了65種假設遺傳模型的最大似然函數值和AIC值，DFF性狀存在一些模型所對應的基因效應，結果見表3。

從表3中可知，春季DFF性狀對應的模型E_1_3、I_1、I_2、I_4的AIC值空白，表明春季RIL群體內DFF性狀不存在這些模型所對應的基因效應。模型E_1_7、E_1_8、E_1_9和G_3的AIC值相對其他模型較低（表3），作為備選模型，依據統計量的均勻性檢驗，nW2的 Smirnov檢驗及Dn的Kolomogorov檢驗對分布進行適合性檢驗（表4），4個模型均有7個統計量達到顯著差異，而前3個模型的AIC值也相同，再根據主基因間作用方式簡單化原則，E_1_8模型（2對重疊性主基因+加性多基因模型）可以作為春季DFF遺傳的最適模型。

表3 RIL群體中DFF不同遺傳模型的AIC值

表4 DFF性狀備選模型的適合性檢驗

從表 3中可知，秋季 DFF性狀對應的模型 E_1_3、H_1、H_2、H_4、I_2、I_3、I_4、I_7的AIC值空白，表明秋季RIL群體內DFF性狀不存在這些模型所對應的基因效應。模型E_1_7、E_1_8、E_1_9、E_1_2的AIC值相對其他模型較低，且4個模型間AIC值與極大似然函數值相比較，差異不大。依據統計量的均勻性檢驗，nW 2的Smirnov檢驗及Dn的Kolomogorov檢驗對分布進行適合性檢驗（表 4），E_1_8和和 E_1_9均有 7個統計量達到顯著水平，E_1_7和E_1_2模型各有8個和6個統計量達到顯著水平，E_1_8與E_1_7的AIC值最小，但E-1-8達顯著水平的統計量數值較E_1_7少，所以E_1_8模型可以作為秋季DFF遺傳的最適模型。

2.4 最優模型的遺傳參數估計

利用軟件分析結果得到春季DFF模型（E_1_8）、秋季DFF模型（E_1_8）的分布參數估計一階遺傳參數值（表5），并進一步估計二階參數（表6）。

表5 春秋兩季DFF的一階遺傳參數估計值

春季控制DFF遺傳的2對主效基因表現為重疊性效應，多基因以加性效應為主（〔d〕=39.845）（表5），主基因遺傳率較高（77.05%），多基因遺傳率較低（22.44%）。秋季控制 DFF遺傳的2對主效基因亦表現為重疊性效應，多基因以加性效應為主（〔d〕=34.410），主基因遺傳率較高（72.38%），多基因遺傳率較低（27.52%）。可以看出春秋兩季DFF的遺傳比較穩定，均受2對重疊性主基因和加性多基因控制。

表6 春秋兩季DFF二階遺傳參數估計值

3 結論與討論

近年，研究者利用多世代群體（P1、P2、F1、BC1P1、BC1P2、F2）開展了不同性狀遺傳特性的研究（陳學軍 等，2006；蘇小俊 等，2007；張紅 等，2009），而此群體為臨時群體，無法進行多年多點試驗，難以獲得穩定的 QTL。郭紹貴等（2005）指出盡可能多的聚合與環境不發生互作的增效主基因或QTL是分子育種的重要目標，因此，進行多年或多點試驗確定基因位點的遺傳穩定性是十分必要的，重組自交系群體作為永久性群體可以進行多年或多點的重復試驗，郭紹貴等（2005）利用重組自交系群體在新疆和北京不同生長環境中對果實可溶性固形物含量進行比較分析，得出了可能是控制可溶性固形物含量性狀表達的主要 QTL。另外，有研究者利用RIL群體研究了不同性狀的遺傳特性（李俠 等，2009；薄凱亮 等，2011；馬政 等，2011）。本試驗利用重組自交系群體在不同環境（春季和秋季）下，對甜瓜第1雌花開花期遺傳做了重復試驗，不同季節得出了同一個遺傳模型（E_1_8），說明第1雌花開花期在不同環境（季節）遺傳穩定，環境對第1雌花開花期的遺傳影響不大，可以進行早代選擇。

有關甜瓜早熟性狀構成因素遺傳研究報道較少，尚未見甜瓜第1雌花開花期遺傳的報道。本試驗利用RIL群體主基因+多基因模型分析法，對甜瓜早熟性狀構成因素之一，第1雌花開花期的遺傳特點進行了研究，不僅檢測了多基因效應，而且鑒別了主基因的存在并估計其遺傳效應。

本試驗采用主基因+多基因混合遺傳模型分析法，對重組自交系群體第1雌花開花期進行了初步研究，結果表明第1雌花開花期由2對具有重疊效應的主基因控制，同時受加性多基因的控制，這一試驗結果將有利于目標基因的定位。一般利用分子標記進行農藝性狀的基因定位，如果對目標性狀的遺傳模式不清楚，則需構建覆蓋全基因組的標記連鎖圖。然而，根據本試驗結果，可以在采用BAS法篩選到與2個主基因連鎖的分子標記的基礎上，在目標染色體區段加大分子標記密度建立局部飽和的標記連鎖圖，實現目標基因的快速定位。匡勇等（2011）利用重組自交系群體研究了水稻穗數的遺傳，認為在基因定位之前進行目標性狀的遺傳模型分析，將使基因定位具有明確的方向性，既可加快基因定位進程，也可減少工作量和降低成本。

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