陸地棉品質性狀配合力分析

藺勝權 王英華

摘要 [目的]對4個陸地棉（Gossypium hirsutum L.）品種及其正反交雜交組合進行配合力和遺傳參數估計。[方法]4個陸地棉品種分別為BD18、R16、光子、中43，按完全雙列雜交配組12個正反交組合，分別為BD18×R16、BD18×光子、BD18×中43、R16×BD18、R16×光子、R16×中43、光子×BD18、光子×R16、光子×中43、中43×BD18、中43×R16、中43×光子。采用隨機區組設計，株行距配置（30.0 cm+55.0 cm+30.0 cm）×12.5 cm。[結果] R16、中43親本為改良品質性狀的骨干親本，BD18×光子、光子×R16可作為改良品質性狀的強優勢組合。強度、平均長度主要以加性遺傳為主，而伸長率是由基因顯性效應控制，整齊度、上半部平均長度由基因的加性效應和顯性效應共同控制；同時所有纖維品質性狀均受到環境條件較大的影響。[結論]該研究可為高產優質陸地棉新品種的選育提供科學指導。

關鍵詞 陸地棉；品質性狀；配合力分析；遺傳參數

中圖分類號 S513 文獻標識碼 A 文章編號 0517-6611（2014）16-04980-03

在陸地棉育種中，對產量性狀的遺傳規律和親本的選配，早已為國內外育種家所共同關注[1-3]；關于纖維品質性狀的遺傳國外從1943年代以來已作了不少研究[4]。隨著我國紡織工業的迅速發展和人民生活水平的不斷提高，對棉花品質提出了更高的要求，因而優質纖維育種越來越受我國育種家的重視。所以，在研究棉花產量性狀遺傳規律的同時，迫切需要探索纖維品質性狀的遺傳規律及棉花產量性狀與纖維品質性狀的關系等問題。雜交組合組配成敗的重要因素是如何選配親本，根據數量遺傳原理，估測親本的一般配合力和特殊配合力，分析各性狀的遺傳效應，對于選配親本，正確評定組合的優劣具有實際意義。

1 材料與方法

1.1 供試材料 用BD18、R16、光子、中43（編號1、2、3、4）按完全雙列雜交配組12個正反交組合，分別為BD18×R16、BD18×光子、BD18×中43、R16×BD18、R16×光子、R16×中43、光子×BD18、光子×R16、光子×中43、中43×BD18、中43×R16、中43×光子。

1.2 試驗方法 2012年將全部親本和雜交組合種植于新疆生產建設兵團第一師農業科學研究所試驗站，4月20日人工點播。采用隨機區組設計，株行距配置（30.0 cm+55.0 cm+30.0 cm）×12.5 cm。小區為4行區，行長3 m，田間管理同一般大田。10月中旬取各小區中間10株進行室內考種，取混合纖維品質樣用HFP9000測定伸長率、強度、整齊度、平均長度、上半部平均長度等纖維品質性狀。

2 結果與分析

2.1 方差分析結果 對12個雜交組合及4個親本的6個品質性狀進行方差分析，結果見表1。由表1可知，馬克隆值的差異不顯著，說明此性狀在組合間的不同表現主要是由不同環境效應所引起的，在遺傳效應上不存在本質的區別。伸長率、強度、整齊度、平均長度、上半部平均長度在組合間的差異顯著或極顯著，在此基礎上可對其做進一步的配合力方差分析。

對5個性狀進行配合力方差分析，各項P值及顯著性結果見表1。由表1可知，在處理中伸長率、整齊度的一般配合力沒有差異；而強度、平均長度、上半部平均長度均存在極顯著差異。伸長率、上半部平均長度的的特殊配合力存在顯著或極顯著差異；而強度、整齊度、平均長度的特殊配合力均不顯著。強度、平均長度、上半部平均長度沒有顯著的反交效應；而伸長率、整齊度存在極顯著或顯著的反交效應，說明這兩個性狀的表現可能由部分細胞質遺傳因素控制。

2.2 陸地棉品質性狀的一般配合力效應 由表2可知，在伸長率上，親本1和4的一般配合力效應值為正值，其中，親本1的效應值較高，親本1、2、3、4號之間沒有顯著差異，親本1、4可以提高雜種后代的伸長率性狀。親本2、3的一般配合力效應值為負值，因此，它們的雜交后代伸長率可能會降低。

在強度上，親本間一般配合力效應存在顯著或極顯著差異，親本4的一般配合力效應值較大，且為正值。它與親本2之間沒有顯著差異，所以親本2、4可以提高雜種后代的強度。親本1、3的一般配合力效應值為負值，它們之間無顯著差異，說明它們可以降低雜種后代的強度。

在整齊度上，親本2一般配合力效應為較大的正值，它與親本4之間沒有顯著差異，說明用親本2、4可以提高雜種后代的整齊度。親本1、3的一般配合力為負重，它們之間無顯著差異，說明它們可以降低雜種后代的整齊度。

在平均長度上，親本間一般配合力效應存在顯著差異，而親本2為較大的正值，它與親本4之間沒有顯著差異，說明用親本2、4可以提高雜種后代的平均長度。

上半部平均長度上，親本間一般配合力效應存在顯著或極顯著差異，其中親本2的一般配合力效應值較大，且為正值，它與親本4間沒有顯著差異，但與親本1、3間存在極顯著差異。因此親本2、4可以提高雜種后代的上半部平均長度。

通過以上分析可以看出，2、4號親本在大多纖維品質性狀上具有較高的一般配合力效應值，因此用它們作為親本可以提高雜種后代的纖維品質性狀，可以作為改良品質性狀的骨干親本。

2.3 陸地棉品質性狀的特殊配合力效應 由表3可知，正交中，在伸長率上，1×2、1×3、2×4的特殊配合力效應值是正值，1×3的特殊配合力值較大，所以F1代在伸長率上具有較強的雜種優勢。在強度上，1×3、2×3、2×4的特殊配合力效應值為正值，說明F1代在強度上具有較強的雜種優勢。在整齊度上，1×4、2×4、3×4的特殊配合力效應值為正值，其F1代在整齊度上具有較強的雜種優勢。在平均長度上，1×3、2×3的特殊配合力效應值為正值，說明F1代在平均長度上具有較強的雜種優勢。在上半部平均長度上，1×2、1×3、2×3的特殊配合力效應值為正值，說明這些組合的F1代的上半部平均長度高，具有較大的雜種優勢。

反交中，在伸長率上，2×1、4×1、4×2、4×3的特殊配合力效應值為正值，4×2、4×3的特殊配合力值較大。在強度上，3×2、4×2的特殊配合力效應值為正值，4×2的特殊配合力值較大。在整齊度上，2×1、3×2的特殊配合力效應值為正值，3×2的特殊配合力值較大。在平均長度上，3×2的特殊配合力效應值為正值。在上半部平均長度上，4×1、3×2、4×3的特殊配合力效應值為正值。

通過以上分析可以看出，正交組合1×3和反交組合3×2在大多數品質上具有正向的特殊配合力效應值，因此它們可以作為改良品質性狀的強優勢組合利用其雜種優勢。

2.4 陸地棉品質性狀的遺傳參數估計 由表4可知，伸長率的加性遺傳方差為0，顯性遺傳方差為1.077 9，說明它受基因的顯性效應控制。它的環境方差較大，所以它容易受環境條件的影響而表現出變異。該性狀的廣義遺傳力較大，狹義遺傳力為0，因此對該性狀應在晚期世代進行選擇。

強度的加性遺傳方差較大，而顯性遺傳方差沒有檢驗到，說明它受基因的加性效應控制。它的環境方差較大，說明它易受環境條件的影響。該性狀的廣義遺傳力和狹義遺傳力同樣為50.33%，因此對該性狀應在早期世代進行選擇。

整齊度的加性遺傳方差和顯性遺傳方差相差不大，說明它受基因的加性效應和顯性效應共同控制。它的環境方差較大，說明它受環境條件的影響。該性狀的廣義遺傳力為23.00%，狹義遺傳力為12.47%，因此對該性狀應在晚期世代進行選擇。

平均長度的加性遺傳方差遠大于顯性遺傳方差，說明它主要受基因的加性效應控制。它的環境方差較大，說明它易受環境條件的影響。該性狀的廣義遺傳力和狹義遺傳力相差不大，因此對該性狀應在早期世代進行選擇。

上半部平均長度的加性遺傳方差大于顯性遺傳方差，說明它受基因的加性效應控制，同時這個性狀的環境方差較大，說明它容易受環境條件的影響。該性狀的廣義遺傳力和狹義遺傳力值均較大，因此對該性狀應在早期世代進行選擇。廣義遺傳力和狹義遺傳力值相差不大，說明該性狀在F1代的雜種優勢較弱。

由以上分析可知，供試材料的強度、平均長度主要以加性遺傳為主，而伸長率是由基因顯性效應控制，整齊度、上半部平均長度由基因的加性效應和顯性效應共同控制；同時所有纖維品質性狀均受到環境條件較大的影響。

3 結論與討論

通過對供試材料的一般配合力和特殊配合力分析，篩選出2（R16）、4號（中43）親本作為改良品質性狀的骨干親本，它們可以提高雜種后代的纖維品質性狀；1×3（BD18×光子）、3×2可作為改良品質性狀的強優勢組合而利用其雜種優勢。供試材料的強度、平均長度主要以加性遺傳為主，而伸長率是由基因顯性效應控制，整齊度、上半部平均長度由基因的加性效應和顯性效應共同控制；同時所有纖維品質性狀均受到環境條件較大的影響。對于強度、平均長度的結果與韓壽滄等的結果一致[5] 。

陸地棉大部分纖維品質性狀的一般配合力方差達到顯著或極顯著水準，說明親本對雜種后代的影響明顯，只是在影響力上大小有所不同，這與紀家華等[6]、陳于和等[7]、崔秀珍等[8]的研究結果相似但不盡一致，可能是由于試驗材料選取差異所致。在育種過程中，可根據親本品質性狀一般配合力和特殊配合力來預測雜交組合及其后代的表現，同時要綜合考慮影響性狀遺傳的最佳的一般配合力和特殊配合力，以達到同步改良的目的。

2014年參考文獻

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[6] 紀家華，王恩德，李朝暉，等.陸地棉優異種質間的雜種優勢和配合力分析[J].棉花學報，2002，14（2）：104-107.

[7] 陳于和，秦素平，張志雯.抗蟲棉與常規棉品種間配合力分析及雜種優勢研究[J].棉花學報，2009，21（1）：77-80.

[8] 崔秀珍，吳國梁，李哲.陸地棉雜交組合品質性狀雜種優勢及配合力分析[J].湖北農業科學，2010，49（1）：42-44.安徽農業科學，Journal of Anhui Agri. Sci.2014，42（16）：4983，4986

責任編輯 胡劍勝 責任校對 李巖