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(yè)公司,四川成都 610016;3中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院煙草研究所,農(nóng)業(yè)部煙草類作物質(zhì)量控制重點(diǎn)開放實(shí)驗(yàn)室,山東青島 266101)

近年來,在大力發(fā)展中式卷煙的同時(shí),國家煙草專賣局又進(jìn)一步提出“卷煙上水平”的行業(yè)目標(biāo)。煙葉作為行業(yè)的基礎(chǔ)性物質(zhì),被放在了十分重要的位置。而田間收獲的鮮煙葉,必須經(jīng)過烘烤加工才能調(diào)制成符合卷煙工業(yè)需求的原料。烘烤是烤煙生產(chǎn)中的一個(gè)重要環(huán)節(jié),烤煙品種的烘烤特性與遺傳基礎(chǔ)、栽培條件、烘烤工藝等有關(guān),其中,品種被公認(rèn)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(shù)[3])來評(píng)價(jià)烤煙個(gè)體的易烤性。

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

本研究以中煙100(易烤性好的烤煙品種)和翠碧1號(hào)(易烤性相對(duì)較差的烤煙品種)[12]為親本構(gòu)建了 P1,P2,F1,B1,B2和 F2等6個(gè)世代群體,以苗期煙葉的變黃指數(shù)作為易烤性指標(biāo),利用數(shù)量性狀主基因+多基因混合遺傳模型,對(duì)烤煙品種易烤性的遺傳效應(yīng)進(jìn)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(guān)系,為煙草烘烤和育種的定向改良提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

將易烤性相對(duì)較好的烤煙品種中煙 100和易烤性相對(duì)較差的烤煙品種翠碧 1號(hào)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(gè)世代群體。上述材料均由中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院煙草研究所提供。

1.2 方法

在中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院煙草研究所溫室中播種中煙100、翠碧 1號(hào)及其 F1,B1,B2和 F2的 6個(gè)世代群體。小十字期進(jìn)行假植,4～5片真葉時(shí)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(bào)紙包成面包(書本)狀,放置在溫度 36℃、相對(duì)濕度 90%的恒溫恒濕箱內(nèi),每24 h測(cè)定一次變黃比例,累計(jì)測(cè)7次,算出變黃指數(shù)(Y I)。

YI=∑ Y/n,其中 n為測(cè)定次數(shù),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(guī)方法,其生長環(huán)境條件基本一致。親本、F1各測(cè)量了20株,B1,B2和F2分離群體各測(cè)量了 193,202和 196株。

1.3 數(shù)據(jù)分析

采用植物數(shù)量性狀主基因+多基因混合遺傳模型多世代聯(lián)合分析方法,對(duì)上述 6個(gè)世代群體的變黃指數(shù)進(jìn)行聯(lián)合分析,通過極大似然法和 IECM(iterated expectation and conditional maximization)算法對(duì)混合分布中的有關(guān)成分分布參數(shù)做出估計(jì),然后利用AIC(Akaike′s information criterion)準(zhǔn)則和一組適合性測(cè)驗(yàn),選擇最優(yōu)遺傳模型,并估計(jì)主基因和多基因效應(yīng)值、方差等遺傳參數(shù)[13]。適合性檢驗(yàn)共有 5個(gè)統(tǒng)計(jì)量,即 U21,U22,U23,nW2和 Dn,其中 U21,U22,U23為均勻性檢驗(yàn),nW2為Smirnov檢驗(yàn),Dn為Kolmogorov檢驗(yàn)。主基因遺傳率h2mg、多基因遺傳率h2pg、勢(shì)能比值 Rp和顯性程度Dd的計(jì)算按參考文獻(xiàn)[14]進(jìn)行。

2 結(jié)果與分析

2.1 變黃指數(shù)測(cè)定值的次數(shù)分布

各世代變黃指數(shù)的次數(shù)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(shù)多集中在7%～ 14%。從各分離世代的數(shù)值分布區(qū)間,可以看出B1,B2和 F2世代都呈單峰較明顯的偏態(tài)分布,變黃指數(shù)的遺傳表現(xiàn)出主基因的特征,進(jìn)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(shù)次數(shù)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(lián)合分析法對(duì)本試驗(yàn) 6個(gè)世代群體的易烤性指標(biāo)變黃指數(shù)進(jìn)行分析,通過 IECM算法,獲得 1對(duì)主基因 (A)、2對(duì)主基因(B)、多基因(C)、1對(duì)主基因+ 多基因 (D)和 2對(duì)主基因+多基因(E)共5類24種遺傳模型的極大似然函數(shù)值和 AIC值(表2)。根據(jù) AIC準(zhǔn)則,在備選遺傳模型中,AIC值最小者可能為最優(yōu)模型。

由表2可得出,AIC值較低的是 E0,E1,E3和 D1共 4個(gè)模型,其 AIC值分別是 3739.81,3746.16,3750.06,3755.61。初步選取這4個(gè)模型作為本試驗(yàn)品種的適合性模型。其中,E0為 2對(duì)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(duì)加性-顯性-上位性主基因+加性-顯性多基因模型;E3為 2對(duì)加性主基因+加性-顯性多基因模型;D1為 1對(duì)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(duì)這4個(gè)備選中兩個(gè)最適合模型 E0和E1,進(jìn)行適合性檢驗(yàn)(表3),選擇統(tǒng)計(jì)量達(dá)到顯著水平個(gè)數(shù)最少的模型作為最優(yōu)模型。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明:模型 E0中有3個(gè)統(tǒng)計(jì)量與該模型的差異達(dá)到顯著水平;E1模型中有 2個(gè)統(tǒng)計(jì)量與該模型的差異達(dá)到顯著水平,故確定 E1模型為最優(yōu)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(duì)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(shù)估計(jì)值均列于表 4,由表 4可以計(jì)算出一階、二階遺傳參數(shù)估計(jì)值[3]。

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

表4 E 1模型成分分布參數(shù)的極大似然估計(jì)值Table 4 Maximum likelihood value of composition distribution of E1model

2.3 遺傳參數(shù)估計(jì)

E1模型的各成分遺傳參數(shù)估計(jì)值列于表5。本組合6世代變黃指數(shù)2對(duì)主基因的加性效應(yīng)均為正值,其中大基因加性效應(yīng)為6.47,次大基因加性效應(yīng)為2.42,說明大基因?qū)τ诩有赃z傳的貢獻(xiàn)率較大;而兩者顯性效應(yīng)近似相等,分別為-4.16和-4.15,均為負(fù)向效應(yīng),說明兩對(duì)主基因均表現(xiàn)為不完全顯性。大基因的加性效應(yīng)值大于顯性效應(yīng)值,而次大基因的顯性效應(yīng)值大于加性效應(yīng)值,說明大基因存在正向加性效應(yīng),且存在不太強(qiáng)的負(fù)顯性效應(yīng);次大基因存在較強(qiáng)的負(fù)向顯性效應(yīng)。

表5 E 1模型變黃指數(shù)的遺傳參數(shù)估計(jì)值Table5 Estimates of genetic parameters of yellowing index in E1model

兩對(duì)主基因之間的加性×顯性效應(yīng)為-4.29,顯性×加性效應(yīng)為-0.24,說明 2對(duì)主基因間存在一定的負(fù)向互作效應(yīng),且互作效應(yīng)以加性為主。兩對(duì)主基因間顯性×顯性效應(yīng)為 9.28,說明兩對(duì)主基因間存在較強(qiáng)的雜種優(yōu)勢(shì)遺傳效應(yīng)。而兩基因間的加性×加性效應(yīng)不甚明顯,為1.22。多基因加性效應(yīng)與顯性效應(yīng)均表現(xiàn)為負(fù)向性,分別為-1.51和-3.43,負(fù)向顯性效應(yīng)為主。

通過同質(zhì)群體所提供的環(huán)境誤差方差的無偏估計(jì),并對(duì)二階遺傳參數(shù)進(jìn)行估計(jì)得出,本組合主基因遺傳率 B1最高,達(dá) 78.17%,B2與 F2相差不大,分別為63.68%和 65.61%,說明本試驗(yàn)烤煙品種的易烤性指標(biāo)變黃指數(shù)的遺傳特點(diǎn)表現(xiàn)出較高的主基因遺傳效應(yīng)。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(yīng)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(jīng)濟(jì)作物,烘烤特性的好壞是衡量其煙葉質(zhì)量的重要指標(biāo)。田間收獲的鮮煙葉必須經(jīng)過烘烤才能固定和體現(xiàn)其優(yōu)良品質(zhì),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(chǔ)(品種)被公認(rèn)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(jīng)典遺傳學(xué)方法研究表明,烤煙品種的易烤性,可能受一個(gè)主效基因所支配[3]。本研究利用數(shù)量遺傳模型的研究結(jié)果與之不同。本研究利用P1,P2,F1,B1,B2和F2這6個(gè)世代群體對(duì)易烤性表型進(jìn)行聯(lián)合分析,增加了試驗(yàn)的精確度,提高了主基因遺傳參數(shù)的估計(jì)精度,保證了分析結(jié)果的準(zhǔn)確性,而且還可以鑒別多基因的存在。

應(yīng)用于改變?nèi)魏翁囟ㄆ焚|(zhì)性狀的育種戰(zhàn)略是由控制該性狀的基因數(shù)目確定的[16]。對(duì)于煙草烘烤特性這樣復(fù)雜的性狀,估計(jì)涉及的基因數(shù)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(nèi)乃至國際對(duì)于煙草烘烤特性遺傳規(guī)律的研究甚少,故有必要對(duì)其開展研究。因此,需要在已有研究基礎(chǔ)上,對(duì)烤煙品種的易烤性以及整體烘烤特性的遺傳規(guī)律繼續(xù)深入研究。隨著遺傳學(xué)研究技術(shù)和手段的不斷提高,烤煙品種易烤性的遺傳效應(yīng)將會(huì)進(jìn)一步明確。

4 結(jié) 論

本研究利用植物數(shù)量性狀主基因+多基因混合遺傳模型分析結(jié)果表明,烤煙品種的易烤性性狀的遺傳,符合2對(duì)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(duì)主基因間存在一定的負(fù)向互作效應(yīng),且互作效應(yīng)以加性為主。主基因遺傳率以B1最高,達(dá)78.17%,B2與 F2相差不大,分別為63.68%和 65.61%,表現(xiàn)出較高的主基因遺傳效應(yīng);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(yīng)決定了各分離世代易烤性性狀變異的 71.19%～79.06%。

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