棉花種質資源萌發期耐鹽性鑒定及篩選

李 航 劉 麗 黃 乾 劉文豪 司愛君 孔憲輝 王旭文 趙福相 梅擁軍 余 渝,*

棉花種質資源萌發期耐鹽性鑒定及篩選

李 航1,2,**劉 麗2,**黃 乾1,2劉文豪2司愛君2孔憲輝2王旭文2趙福相2梅擁軍1,*余 渝2,*

1塔里木大學農學院, 新疆阿拉爾 843300;2新疆農墾科學院棉花研究所 / 農業農村部西北內陸區棉花生物學與遺傳育種重點實驗室, 新疆石河子 832000

種子萌發期是對鹽分較敏感的時期, 測定不同鹽濃度脅迫下的棉花種子發芽情況是篩選棉花耐鹽種質的重要依據之一。本研究對629份棉花種質資源進行0、150 mmol L–1NaCl處理, 對鮮重、發芽勢等6個性狀的耐鹽系數進行差異分析, 結果顯示鹽脅迫下各個性狀較對照均存在顯著差異; 使用主成分分析、隸屬函數分析對棉花種質耐鹽性進行綜合評價; 對綜合評價值值進行聚類分析, 根據值的大小將629份種質資源分成5類: 188份耐鹽中間型材料、376份耐鹽型材料、36份高耐鹽型材料、28份鹽敏感型材料、1份高鹽敏感型材料; 通過逐步回歸分析建立棉花萌發期耐鹽性評價預測模型:= 0.277RFW+0.29RGP+0.189RPL+0.387RGR-0.32 (2=0.992), 篩選出鮮重、下胚軸長、發芽勢和發芽率4個指標可作為棉花萌發期耐鹽性鑒定的指標。本研究建立了一套精準、高效的耐鹽性鑒定體系, 篩選到36份高耐鹽材料和1份高敏感材料, 為棉花耐鹽機制研究和培育耐鹽新品種提供參考。

棉花; 萌發期; 耐鹽性; 綜合評價

棉花是天然、優質纖維的主要來源, 是重要的纖維和油料作物, 在我國經濟發展中占據十分重要的地位。近年來, 我國棉花消費量常年穩定在820萬噸左右, 占全球棉花總消費量1/3, 由于人們生活水平提高, 糧食需求量逐年上升, “棉糧爭地”矛盾日益加劇[1]。人類活動和全球氣候變化使得土壤鹽漬化現象日益嚴重, 全球鹽堿地面積已達9.5億公頃, 且每年以100萬～150萬公頃的速度增長[2]。我國是受土壤鹽漬化影響最嚴重的國家之一, 目前我國鹽漬土總面積約9900萬公頃, 其中新疆地區的鹽漬土面積占全國的1/5。土壤鹽漬化是影響棉花產量品質的重要因素之一[3-4], 嚴重影響農業生產和社會經濟發展, 篩選培育耐鹽棉花品種是利用鹽漬化土壤最經濟有效的方式之一, 通過將棉花種植向鹽堿荒地轉移, 進一步擴大棉花種植面積, 對棉花產業和經濟發展都具有重要意義。

棉花是一種較耐鹽的農作物, 是鹽堿地改良的先鋒作物[5]。當土壤含鹽量小于0.2% (34 mmol L–1)時有利于棉花出苗與生長發育, 甚至能提高產量品質, 但是土壤含鹽量大于0.2% (34mmol L–1)時, 便會對棉花造成滲透脅迫和離子毒害等影響[6-7]。隨著土壤鹽分含量升高, 超過一定臨界值, 就會顯著影響棉花的生長發育和生理代謝活動, 從而導致棉花產量下降和品質發生改變。鑒定篩選不同棉花種質資源的耐鹽性、研究棉花萌發期耐鹽機理和挖掘耐鹽相關基因, 可為棉花耐鹽性遺傳改良及拓展種植區域奠定基礎。目前有眾多研究人員對作物萌發期抗逆性進行鑒定評價, 但是在鑒定方法和篩選指標上各不相同, 王俊娟等[8]對2個棉花品種進行9個梯度的鹽脅迫處理, 測定棉花的發芽勢、芽長和鮮重, 認為土壤鹽濃度為0.8% (137mmol L–1)時芽長作為棉花耐鹽性鑒定的理想指標, 鹽濃度≥1.2% (205mmol L–1), 可以用發芽勢來鑒定棉花的耐鹽性; 王靜等[9]對25份紫花苜蓿品種進行不同濃度鹽處理, 比較不同品種間及不同濃度鹽處理間發芽率、發芽勢、鹽害指數等指標的差異, 篩選出耐鹽品種‘WL326GE’。但是通過單一指標或多指標之間的差異分析不能對作物的抗逆性進行全面綜合性評價, 因此更多的研究者選擇綜合方差分析、主成分分析、隸屬函數分析、聚類分析和逐步回歸分析等, 通過多元統計方法更全面的對品種間的抗逆性進行綜合評價, 如在大豆、油菜、水稻、高粱、小麥等多種作物種質的綜合鑒定評價中都用過此方法[10-14]。前人開展棉花耐鹽性鑒定的研究不在少數, 但受限于供試品種數量和鑒定方法不夠全面。因此, 本研究對具有廣泛遺傳背景的629份棉花種質資源在萌發期進行鹽脅迫處理, 對各項指標的耐鹽系數進行方差分析、主成分分析、隸屬函數分析、聚類分析和逐步回歸分析, 對棉花萌發期耐鹽性進行綜合評價, 以篩選出耐鹽材料和耐鹽性鑒定指標, 建立一套快速、有效的萌發期耐鹽性評價體系, 為棉花種質資源耐鹽性鑒定篩選、培育耐鹽品種和耐鹽基因挖掘提供材料和理論依據。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

629份棉花種質資源由新疆農墾科學院棉花研究所多年收集保存, 主要來自我國長江流域、黃河流域、西北內陸地區、華南地區和北部特早熟地區五大棉區, 部分來自美國和前蘇聯, 詳細信息可見附表1。

1.2 試驗方法

選擇大小均勻、籽粒飽滿的棉花種子, 經過10%過氧化氫消毒浸泡30 min后再使用無菌水沖洗4～5次, 使用濾紙將種皮表面水分吸干。將濾紙裁成長30 cm、寬20 cm的長方形, 在溶液中浸濕后平鋪在試驗臺上, 挑選40粒種子在濾紙頂部向下2 cm處擺放成2行(1行20粒), 2行間隔2 cm, 種子錯位擺放, 珠孔朝下。再將一張濾紙在溶液中浸濕后對齊平鋪在種子上, 從濾紙頂部1.5～2.0 cm處對折(防止溶液蒸發過快), 將濾紙卷起來呈圓柱形, 重復3次在底部用橡皮筋扎起來放在發芽盒中, 發芽盒中加入3 cm高的鹽溶液, 每個發芽盒放入18個濾紙卷。將裝有濾紙卷的發芽盒放入種子萌發室, 溫度(30± 1)℃, 相對濕度60%, 第3天補充光照, 光暗時間12 h/12 h (L/D), 每日補充水分至統一液面高度(3 cm)。第3天、第7天統計發芽數, 第7天隨機選取5株長勢基本一致的幼苗測量鮮重、幼苗全長、胚根長和下胚軸長, 每個處理重復3次。

1.3 測定指標

種子胚根突破種皮即露白視為發芽; 使用直尺測量幼苗全長(根冠至子葉著生點)和胚根長; 吸干幼苗表面水分后稱重。

發芽勢=第3天發芽數/供試種子數×100%

發芽率=第7天發芽數/供試種子數×100%

下胚軸長=幼苗全長-胚根長

各指標相對耐鹽系數=處理指標/對照指標×100%。

1.4 統計分析

采用Microsoft Excel 2016整理試驗數據, 使用SPSS Statistics 27對試驗數據進行統計描述、方差分析、主成分分析、相關性分析, 使用R語言“cluster、factoextra”軟件包進行聚類分析及可視化, 使用Graphpad prism作圖。

通過主成分分析法將6個性狀的相對值轉換成3個綜合指標, 采用模糊數學隸屬函數法對629份棉花種質進行耐鹽性綜合評價。

隸屬函數值:

式中,X表示第個綜合指標值,min表示第個綜合指標中的最小值,max表示第個綜合指標中的最大值,(X)表示第個綜合指標的隸屬函數值。

各綜合指標權重:

式中,w表示第個綜合指標在所有綜合指標中的權重,P表示主成分分析中得到的各棉花種質第個綜合指標的方差貢獻率。

耐鹽性綜合評價值:

式中,值表示第個種質在鹽脅迫條件下耐鹽性綜合評價值。

聚類分析: 根據值的大小, 采用歐氏距離, 組間最大距離連接(complete)法、聚類個數=5, 對629份棉花種質耐鹽性進行分類, 按照值范圍大小定義每一類棉花種質的耐鹽性。

逐步回歸分析: 以耐鹽性綜合評價值為因變量, 6個指標的耐鹽系數為自變量進行逐步回歸分析。

2 結果與分析

2.1 鹽脅迫濃度選擇

為確定棉花萌發期耐鹽性篩選的適宜濃度, 隨機挑選5個品種(系)進行0、100、150、200、250和300 mmol L–16個梯度鹽脅迫處理, 第7天測量統計鮮重、幼苗全長、胚根長和發芽率。由圖1可知, 在不同濃度鹽脅迫下, 5個品種(系)的性狀變化趨勢存在差異(a～e)。當處理濃度大于或等于200 mmol L–1時, 鮮重、苗長和根長較對照差異均達到顯著水平, 并且隨著濃度升高, 對鮮重、苗長和根長的抑制效果越明顯。當處理濃度為100 mmol L–1和150 mmol L–1時, 不同品種(系)的鮮重、幼苗全長和胚根長較對照差異不同, 說明這2個濃度能夠用于不同品種(系)棉花種子萌發期耐鹽性篩選。分析5個品種(系)在100～300 mmol L–1鹽脅迫下不同指標的相對耐鹽系數(f～j), 各指標的相對耐鹽系數隨著濃度升高而逐漸減小。處理濃度大于或等于200 mmol L–1時, 嚴重抑制了棉花的生長, 處理濃度為100 mmol L–1時, 對棉花生長抑制效果最不明顯, 甚至顯著促進品種ST32的生長。根據張國偉的研究結果, 鹽濃度對各項指標影響過大或過小時均不適宜作為耐鹽鑒定水平, 綜合不同濃度下性狀變化的差異和耐鹽系數, 選擇150 mmol L–1NaCl作為棉花耐鹽性鑒定的最適濃度。

2.2 鹽脅迫對不同棉花品種(系)萌發期的影響

鹽脅迫與對照條件下, 不同品種(系)的6個性狀變化差異顯著(圖2)。對照組中各性狀變異系數在2.79%～18.01%范圍內, 變異系數從大到小依次為下胚軸長、胚根長、幼苗全長、鮮重、發芽勢、發芽率; 處理組中各性狀變異系數在8.96%～28.12%范圍內, 變異系數排列情況與對照組相同, 下胚軸長變異系數最大, 發芽率最小。相較于對照, 鹽脅迫下6個性狀均受到明顯抑制, 下胚軸長、胚根長、幼苗全長和鮮重的均值較對照均下降幅度30%以上, 其中下胚軸長受到抑制最嚴重, 下降幅度最大為42.78%, 而發芽勢和發芽率受到影響相對較小, 分別下降16.52%和9.93% (表1)。由此可見不同品種對鹽脅迫的響應各不相同, 使用單一指標不能全面評價棉花品種的耐鹽性強弱。

圖1 5個棉花品種在不同濃度鹽脅迫處理下的性狀差異和耐鹽系數變化曲線

a～e: 性狀差異; f～j: 耐鹽系數變化曲線。FW: 鮮重; SL: 幼苗全長; RL: 胚根長; GR: 發芽率; RFW: 相對鮮重; RSL: 相對幼苗全長; RRL: 相對胚根長; RGR: 相對發芽率。

a–e: traits differences; f–j: salt tolerance coefficient curves. FW: fresh weight; SL: seedlings length; RL: root length; GR: germination rate; RFW: the relative fresh weight; RSL: the relative seedlings length; RRL: the relative root length; RGR: the relative germination rate.

表1 鹽脅迫下629份棉花品種(系)的表型性狀

(續表1)

圖2 對照與鹽脅迫下棉花的表型性狀

CK: 正常處理; ST: 鹽脅迫; ST-CK: 鹽脅迫與對照的均值差; ***代表< 0.001。

CK: control; ST: salt treatment; ST-CK: the mean difference between salt treatment and control. ***:< 0.001.

2.3 棉花種質資源耐鹽系數及其相關性分析

為消除棉花品種(系)間自身存在的差異, 使用各指標的相對耐鹽系數對棉花耐鹽性進行綜合評價。由表2可知, 相對鮮重的變化范圍在0.31～1.08之間, 相對幼苗全長的變化范圍在0.24～1.05, 相對胚根長的變化范圍在0.22～1.31, 相對下胚軸長的變化范圍在0.20～1.41, 相對發芽勢的變化范圍在0.19～1.13, 相對發芽率的變化范圍在0.42～1.13, 6個相對指標的變異系數范圍在8.57%～29.12%, 其中相對下胚軸長的變異系數最大, 相對發芽率的變異系數最小。可以看出不同指標的耐鹽系數在不同基因型棉花中的變化范圍不同, 說明不同性狀對鹽脅迫的響應不同, 僅靠單一指標的耐鹽系數不能準確評價棉花品種(系)的耐鹽性。

進一步對各指標的耐鹽系數進行相關性分析, 從表3可以看出, 相對鮮重、相對幼苗全長與相對發芽勢與其他性狀間均達到極顯著正相關, 相對胚根長與相對發芽勢顯著正相關, 相對下胚軸長與相對發芽率相關性不顯著, 其中相對幼苗全長與相對胚根長相關性最強(=0.803**), 相對下胚軸長與相對發芽率相關性最弱(=0.077), 6個指標的耐鹽系數間的相關性具有較高的一致性, 并且相互間包含的信息部分重疊。

2.4 耐鹽系數主成分分析

對6個指標的耐鹽系數進行主成分分析, 根據累計貢獻率大于85%的原則, 將原先6個指標的耐鹽系數轉化成3個新的相互獨立的綜合指標, 其累計貢獻率達到91.83% (表4), 說明新的綜合指標包含了原先6個指標的大部分遺傳信息, 可用于對棉花品種(系)的耐鹽性評價。綜合指標PC1的特征值為2.919, 方差貢獻率為48.65%, 與相對鮮重(0.875)和相對幼苗全長(0.935)相關性最大, 主要反應了棉花總生物量與生長情況; 綜合指標PC2的特征值為1.649, 方差貢獻率為27.48%, 與相對發芽勢(0.864)和相對發芽率(0.857)相關性最大, 主要反應了鹽脅迫下棉花種子萌發情況; 綜合指標PC3的特征值為0.942, 方差貢獻率為15.71%, 與相對胚根長(–0.691)和相對下胚軸長(0.634)相關性最大, 主要反應了鹽脅迫對棉花地上部和地下部生長情況的影響。

表2 棉花各性狀的耐鹽系數

RFW: the relative fresh weight; RSL: the relative seedlings length; RRL: the relative root length; RHL: the relative hypocotyl length; RGP: the relative germination potential; RGR: the relative germination rate.

表3 棉花各性狀耐鹽系數的相關性分析

*和**分別表示在0.05和0.01概率水平相關性顯著。

*and**indicate significance correlations at the 0.05 and 0.01 probability levels, respectively. Abbreviations are the same as those given in Table 2.

表4 棉花各性狀耐鹽系數的主成分分析

Abbreviations are the same as those given in Table 2.

2.5 耐鹽性綜合評價及聚類分析

主成分分析將原先的6個指標的耐鹽系數轉化成3個新的綜合指標, 根據這3個綜合指標值計算出各自的隸屬函數值, 根據綜合指標的方差貢獻率大小計算出各自的權重, 3個綜合指標的權重分別為0.530、0.299和0.171。得到綜合指標的隸屬函數值和權重后, 計算出耐鹽性綜合評價值(附表1), 根據值的大小對629份棉花種質資源耐鹽性進行評價。采用歐氏距離“complete”法、聚類個數=5, 對綜合評價值值進行聚類, 根據值大小和和聚類結果將629份品種(系)分為5類(圖3): 第1類(I)材料188份, 占供試材料的29.89%, 屬于耐鹽中間型,值范圍0.429～0.542; 第2類(II)材料376份, 占供試材料的59.78%, 屬于耐鹽型,值范圍0.543～ 0.691; 第3類(III)材料36份, 占供試材料的5.72%, 屬于高耐鹽型,值范圍0.698～0.824; 第4類(IV)材料28份, 占供試材料的4.45%, 屬于鹽敏感型,值范圍0.248～0.425; 第5類材料(V) 1份, 占供試材料的0.16%, 屬于高鹽敏感型,值0.063, 其中高耐鹽材料如下所示(表5)。

表5 高耐鹽材料種質、D值及排名

圖3 629份棉花耐鹽性聚類分析

2.6 逐步回歸分析

為了進一步分析棉花萌發期各項指標與耐鹽性間的關系, 篩選出耐鹽性鑒定指標, 建立可用于棉花萌發期耐鹽性評價的數學模型, 以耐鹽性綜合評價值為因變量, 6個指標的耐鹽系數為自變量進行逐步回歸分析, 得到最優方程:=0.277RFW+ 0.29RGP+0.189RPL+0.387RGR–0.32, 方程決定系數2=0.992,<0.001。對方程的預測值精度進行分析, 結果顯示各品種(系)的預測精度均在95.37%以上(附表1), 證明該方程可以用于棉花種質資源萌發期耐鹽性評價, 在相同條件下只需測定鮮重、下胚軸長、發芽勢和發芽率4個指標, 計算出相應的耐鹽系數, 根據該方程計算出的綜合評價值判斷不同棉花種質資源耐鹽性大小。

3 討論

3.1 棉花萌發期耐鹽性鑒定

種子萌發階段是棉花對鹽脅迫最敏感的時期之一, 鹽脅迫下種子能否正常萌發出苗, 對棉花生長和產量的影響至關重要[16]。鹽漬化土壤中主要包含Na+、Ca2+、Mg2+、Cl–、SO42–、CO32–等離子, 不論是單一型或是復合型鹽漬化環境, 棉花萌發出苗受到傷害主要是由Na+積累引起的滲透脅迫和離子毒害造成的[17], 因此, 萌發期是棉花耐鹽性差異最明顯的時期, 是鑒定篩選不同品種耐鹽性的關鍵時期[8]。

低濃度的鹽脅迫處理在一定程度上能夠促進種子萌發和幼苗生長, 超過一定閾值隨著鹽濃度的升高對種子萌發和幼苗生長發育抑制越顯著[17-18]。白燈沙·買買提艾力等[19]對27個新疆棉花品種進行6個濃度梯度(0、50、100、150、200、300 mmol L–1)的NaCl處理, 以發芽勢、發芽率和發芽指數為指標進行耐鹽性評價, 認為150 mmol L–1NaCl是區分棉花耐鹽性強弱的臨界濃度。張國偉等[20]在3個鹽濃度(100、150、200 mmol L–1)下比較了13個棉花品種的鹽害系數, 選擇150 mmol L–1NaCl作為棉花萌發期耐鹽性鑒定的最適溫度。鹽濃度對各項指標影響過大或過小均不適宜作為耐鹽鑒定水平, 結合前人報道[21]和前期濃度試驗, 本研究選擇150 mmol L–1NaCl作為鑒定評價棉花種質耐鹽性強弱的適宜濃度。

前人關于棉花萌發期抗逆性評價主要集中在栽培品種, 種質數量少, 遺傳背景狹窄[22-23], 本研究鑒定的629份種質資源來自中國五大棉區和其他2個國家, 供試品種多, 遺傳多樣性豐富, 為進一步棉花耐鹽性研究提供參考。后續結合苗期耐鹽性鑒定能夠更全面精準的評價種質資源的耐鹽性。

3.2 棉花萌發期耐鹽性綜合評價與指標的篩選

棉花耐鹽性是復雜的數量性狀, 研究發現, 不同栽培品種之間耐鹽性存在較大差異, 同一品種在不同的生長發育階段、各個器官組織對于鹽脅迫的響應也不同[15]。

種子萌發期最初階段, 鹽處理會對種子造成滲透脅迫, 影響種子吸水膨脹, 從而延緩種子萌發時間, 鹽濃度過高還會使種子進入休眠[5,18]。同時鹽脅迫會抑制貯藏物質的分解、轉化和合成代謝, 抑制多種酶活性, 進一步抑制種子萌發。種子萌發后幼苗階段, 因滲透脅迫影響, 植株吸水能力下降, 細胞質中液泡體積減小, 影響細胞伸長和分裂, 幼苗根系與地上部生長發育受到抑制[24-25]。植株體內Na+積累過多, 細胞內離子平衡被打破, 造成活性氧的產生和活性氧清除的動態平衡被破壞, 加劇膜脂過氧化程度, 導致細胞膜結構遭到破壞, 細胞質外滲導致電導率升高, 超氧化物歧化酶(superoxide dismutase, SOD)、過氧化物酶(peroxidase, POD)和過氧化氫酶(catalase, CAT)等活性氧清除酶活性顯著降低, 丙二醛(malondialdehyde, MDA)含量明顯增加[15]。因此前人研究選擇發芽勢、發芽率、發芽指數、活力指數、吸水速率和電導率, 根長、下胚軸長、幼苗全長和地上部/地下部干鮮重, SOD、POD、CAT活性和MDA含量等作為評價各種作物萌發期耐鹽性的指標[26-31]。但是各鑒定指標相互間均存在一定程度的相關性, 使用單個指標或是對多個指標使用單一評價方法不能精準、全面評價棉花耐鹽性。

生理指標測定容易受到個體差異、取樣部位和取樣時間的影響, 本研究選擇了受鹽脅迫影響最直觀的6個形態指標, 結合多元統計分析, 對629份棉花種質資源的耐鹽性進行快速、精準、全面的綜合評價。相關性分析表明, 除發芽率與下胚軸長外, 其余各指標間相關性均為顯著或極顯著, 所包含信息存在重疊。通過主成分分析將6個指標轉換成3個相互獨立的綜合指標, 降低原始指標信息的冗余, 保留了91.83%的原始信息。在此基礎上使用隸屬函數分析計算出綜合評價值, 對棉花萌發期耐鹽性進行綜合評價, 使用最大距離法將值分成5種不同的耐鹽類型。以耐鹽性綜合評價值為因變量, 6個耐鹽系數為自變量建立了棉花萌發期耐鹽性評價的數學模型, 確定鮮重、下胚軸長、發芽勢和發芽率可作為棉花耐鹽性鑒定的指標。綜上所述, 本研究對遺傳背景豐富的629份棉花種質資源萌發期耐鹽性進行全面、客觀的綜合評價, 建立了一套高效、精準的棉花耐鹽性鑒定體系, 鑒定篩選出4份高耐鹽材料和1份對鹽高敏感材料, 為棉花耐鹽性鑒定提供方法參考, 并為耐鹽機理研究和耐鹽品種改良提供材料基礎。

4 結論

本研究前期設置6個梯度鹽脅迫處理, 綜合5個品種間各指標的方差分析和耐鹽系數變化曲線, 選擇150 mmol L–1NaCl作為棉花耐鹽性評價的最適濃度。以此濃度對629份棉花種質資源進行耐鹽性評價, 通過相關性分析、主成分分析、綜合隸屬函數和聚類分析, 將6個指標轉換成3個新的獨立的指標, 得到629份棉花種質耐鹽性的綜合評價值, 根據值的大小將種質分成五大類, 最終篩選得到了耐鹽材料ST542和鹽敏感材料ST55, 并構建了逐步回歸模型, 在150 mmol L–1NaCl條件下, 鮮重、下胚軸長、發芽勢和發芽率可作為棉花萌發期耐鹽性鑒定的指標。

附表 請見網絡版: 1) 本刊網站http://zwxb. chinacrops.org/; 2) 中國知網http://www.cnki.net/; 3) 萬方數據http://c.wanfangdata.com.cn/Periodical- zuowxb.aspx。

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Identification and screening of salt tolerance of cotton germplasm resources at germination stage

LI Hang1,2,**, LIU Li2,**, HUANG Qian1,2, LIU Wen-Hao2, SI Ai-Jun2, KONG Xian-Hui2, WANG Xu-Wen2, ZHAO Fu-Xiang2, MEI Yong-Jun1,*, and YU Yu2,*

1College of Agriculture, Tarim University, Alar 843300, Xinjiang, China;2Cotton Research Institute, Xinjiang Academy Agricultural and Reclamation Science / Northwest Inland Region Key Laboratory of Cotton Biology and Genetic Breeding (Xinjiang), Ministry of Agriculture and Rural Affairs, Shihezi 832000, Xinjiang, China

Seed germination stage is sensitive to salt. The determination of cotton seed germination under different salt concentration stress is one of the important bases for screening cotton salt-tolerant germplasm. In this study, 629 cotton germplasm resources were treated with 0 mmol L–1and 150 mmol L–1NaCl, and the salt tolerance coefficients of 6 traits such as fresh weight and germination potential were analyzed. The results showed that there were significant differences in each trait under salt stress compared with the control. Principal component analysis and membership function analysis were used to comprehensively evaluate the salt tolerance of cotton germplasm. Cluster analysis was carried out on the comprehensive evaluation value (-value), and 629 germplasm resources were divided into 5 categories according to the-value: 188 medium salt-tolerant materials, 376 salt-tolerant materials, 36 high salt-tolerant materials, 28 salt-sensitive materials, 1 high salt-sensitive material. A prediction model for salt tolerance evaluation of cotton at germination stage was established by stepwise regression analysis:= 0.277RFW + 0.29RGP + 0.189RPL + 0.387RGR-0.32 (2=0.992). Four indexes of fresh weight, hypocotyl length, germination potential, and germination rate were selected as the indexes of salt tolerance identification in cotton germination stage. In this study, a set of accurate and efficient salt tolerance identification system was established, and 4 high salt-tolerant materials and 1 high salt-sensitive material were screened, which providing the reference for the study of salt tolerance mechanism and the cultivation of new salt tolerant varieties in cotton.

cotton; germination stage; salt tolerance; comprehensive evaluation

10.3724/SP.J.1006.2024.34148

本研究由新疆生產建設兵團第三師重大科技計劃項目(KY2022ZD02), 新疆生產建設兵團第三師科技創新人才項目(KJ2023PT01)和棉花生物學國家重點實驗室開放課題(CB2022A27)資助。

This study was supported by the Major science and Technology Plan Project of the Third Division of the Xinjiang Production and Construction Corps (KY2022ZD02), the Science and Technology Innovation Talent Project of the Third Division of Xinjiang Production and Construction Corps (KJ2023PT01), and the State Key Laboratory of Cotton Biology (CB2022A27).

梅擁軍, E-mail: xnmeiyj @126.com; 余渝, E-mail: xjyuyu021@sohu.com

**同等貢獻(Contributed equally to this work)

李航, E-mail: 1298044524@qq.com; 劉麗, E-mail: cottonliuli@sina.com

2023-08-31;

2023-10-23;

2024-02-06.

URL: https://link.cnki.net/urlid/11.1809.S.20240204.1845.002

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