全 文 ：「 六棱大麦高产性状的选育途径
1
、 早代组合产比及产量构成因素分析
黄志仁 周 美学 黄友 圣
(江苏农学院 大麦研究室 )
摘
采用双因素交叉式遗传设计 (N C I )
株各性状进行了测定。 结果表明 .
要
在 9 1 8 2一 ] 9 8 5年对杂种 F :一 F。代集团产量和单
1
、 不同年份 、 不同世代各参试组合的集团产量高低趋势较为一致 , 特别是高产组合 ,
历年均表现出较高的产量 , 且在高产组合中可以产生较多的高产系统 , ; }女通过早代组合产量
比较结合一些质量性状的选择 , 可 以淘汰一些较差组合 , 而集中精力于少数高产组合中 。
2 、 改进产量可通过对产量构成性状的选择得以实现 。 通径分析结果表明 , 产量的 95 %
以上的变异是由单位面 积穗数和穗粒重 ( 穗粒数 X 千粒重 ) 决定 , 所以迎过早代产量 比较确
定高产组合 , 再在其中加强对穗粒数 、 穗粒重等特别是田间容易鉴别且遗传力较高的穗粒数
的选择将是进行高产育种的一条很有效的途径。
对大麦杂种后代的处理 , 目前我国一般采用系谱法 , 该法在早代有利于选择抗病 、矮杆 、
S t u d i
e s o n m a l t i n g b a r l e 了 b r e e d i n g o b j e e t i v e
T a n g Z il o n g k u i
,
S h i C e n
,
Z h u F e
n g t a i
( A g
r 呈. s e i 。 三n s t 。 i n t五e C o a s t a l A r e a s J i a ,一g s u )
A B S T R A C T
F o r m e e t i n g t h e d e m a n d s o f m a r k e t t o q u a l i t了 a b o u t Izl a ! t i n ` b a l注e y r a w
也 a t e r i a l , a e e o r d i n g t o g r a i n q u a l云t y i n P r e , e n t v a r i e t了 15 n Q t n e a r ! y 5 0 w e ’ 1 a s
t h a t i n f o r e i g n v a r i e t y
, w e p u t f o r w a r d a n id e a a b o u t 切 a l t i n g b。 二 ; e y b r e e d i n g
o b je e t i v e i n f u t u r e : 1 ) i m p r o v e g r a s几 q u a l i t y o n t h e b a s i s o f p r 。 、 。 n t y i e l d ; 2 )
b e g i n w i t i h i m p r o v i n g b a r l e y g r a i n a p p a r e n t q u a l i t y , 3 )
s ` l e e t a n e w v a r i e t y
节 1 i e h 15 w e l l a d a p t a b i l i t y , s t e a d了 g r a i n q u a l i t y a n d a d a p t i n g d i f f o r e n t o e o l o g i 。 -
斑 t了 P e , 4 ) s o l e e t r e s i s t a n t d i s e a s e v a r i e t y t o ! o e a l e o n d t i o n o .
一 1 1一
DOI : 10. 14069 /j . cnki . 32 -1769 /s. 1989. 01. 004
早熟 等遗传力较高的性状。 但早期单株选择对构成丰产的性状一般效果不明显 , 甚至还可能
淘汰了具有丰产潜力的基因型 , 加之条件的限制 , 每个组合的 F : 群体往往较小 ,不利于基因
的重组 。 因而产生了混合法 、派生系统法 , 隔代选株法租穗系法等对杂种后代的 处理方法 , 并
认为混合选抒法对遗传力很低的性状是很有效的 , 特别是选择多基因挽切性状或进行综合选
择。 因此 , 如果在早代通过组合产量比较 , 确定产量潜力大的组合 ,并集中精力在这些组合
中大量选株 , 不仅可以缩短育种年限 , 同时 , 还可改进系谱法对每个组合选株少 , 而导致可
能丧失高产潜力基因型的缺点 。研究表明 , 早代产量比较可以确定组合的生产潜力 , 但 F e j e r
( 1 9 8 3 ) 在对二棱大麦的研究中否定了从杂种早代顶测后代产量潜力的可能性。 -
对产量性状的选择 , 一般认为对产量的直接选择比较困难 。 因为产量本身决定于众多的
构成因素 。 F r e y和 r加 r ne r ( 1 9 5 5 ) 把对产量选择的期望效果和实际选择效果进行了比较 ,
他们用 F 。系统对上代系统的回归和 F .系统的方差分析两仲方法估算了产量的遗传力 ,用 回归
分析 , 遗传力汉为。 . 3 9 , 在 F `系统方差分析中也只有 0 . 59 。 由于单位面积产量由单位面积株
数和株粒重构成 , 而侏数主耍决定于栽培等因素 , 故大部分人的精力集中在改进株粒重 上 ,
甚至 以侏粒重作为产量的替身 , 在通径分析中用作依变数去寻找它的主要影响因素。
本试验采用 N C H设计 , 对不同年份 、 不同世代杂 仲分析年份 、 世代组合产量之 间 的关
系 , 产量的主 要构成因素及各产最性状之润 l力关系以期探讨高产育种的有效途径 。
材 料 和 方 法
试验采: 1 ; , 1 8 2 ( 即 0 0 2 3 ) ( 夸寺旱熟 , 小穗 ) 、 村农 1 号 ( `I t热 , , !“ 蓓 ) 、 7 5了 ( 中熟 、
中穗 ) 、 通元 ~ 一号 ( 中杆 , 大穗 ) 、 机械禾 ( 日本品种 , 大穗 ) 5 个品种 ( 系 ) 为母本 , 用
76 5 ( 墨西 哥稳 定沟杂神后代 、 小德 ) 、 ” 一理4 ( 中杆 , 中穗 ) 、 鹿岛 ( 日木 品种 , 中穗 )
3 个沉.种为父本 、 ( _类巾了6 5 、 鹿岛为皮大麦 ) , 按 N C H 设计 , 配成 5 火 3 共 15 个 组 合 。 于
1 , 8 0
、
1 98 1年连续配制同样的杂交组合 , 1 9 81 年秋一 82 年夏进行 F : 组合集团产量比较 , 82 年
秋一韶年夏进行 I户 : 、 F 。组合集团产量 比较 , 此后延续到肠年秋一86 年夏的 F . 、 F 。组合产量
比较 。 田间种植方式 ,杂种材料每材料种 3 行 , i 行条播《 1 50 脚 , 2 行点播 ( 1 0 粒 /行 ) 。 对所有
的点播行在春节前进行间苗 , 使每行均保留 5 0棵苗左右。 条播行和点播行行 一长均为 3 5 0“ m ,
行距 2 6 c m , 3 次重复 , 随机区组 。 成熟后对每一材料条播行测 定 小区产量 、 一单株有效穗数
等 7 个性状 , 对各点播行取中间民段 .单株进行考种 , 亲本考10 ~ 30 株 , 杂种 功 ~ 50 株 。 对各
测 定结果进行相关 、 多元 回归和通径等分析 , 方法参照 〔 1 〕 。
结 果 分 析
一 、 杂种组 合产量及其构成性状在不 lHJ 年份 、 世挽的表现
表 i各杂种组合在不同年份 、 世代的产量表现秩次 单脸 :忆 ,小区
年份 1 9 8 2 1 9 8 3 1 9 8 4 1 9 8 5 1 9 8`3
世代
组合 F : F : F : F 。 F ` F ` F 。 F 。 l少 ,
9 1 8 2 x 7 6 5 6 0 3 、 3 2 8城 2 7 8 。 3 6 4 G . 了 6 4 2 。 3 4 3斤。 3 5 6 7 . 7 5 1 6 5 6 0
9 1 8 2 x 7 2
一
4 4 6 4 1
。
3 2 8 0 2 4 3
。
3 6 2 1
。
7 6 2 4
.
3 6 0 8
。
3 4 5 0
。
3 6 0 6 r 3 5
9 1 8 2 x 鹿岛 6 2 0。 7 4 4 1 . 7 3 9 8 . 3 7 3 8 . 3 7 1 1 . 7 6 3 2 . 7 5 3 1 . 3 4 6 1 . 7 6 1 3 . 3
村农 父 7 6 5 3 0 3 . 3 2 9 0 2 4 8 . 3 5 3 5 5 8 8 . 3 4 4 1 4 7 5 ’ 6 4 0 廿2 6 . 7
村农 x 7 2一 4 4 6 0 2 4 3 1 . 7 3 8 5 7 1 8 c 6 8 . 3 5 2 6 . 7 5 0 5 . 7 5 8 8 . 3 6 8 3 。 3
村农 x 鹿岛 7 9 3 . 3 5 2 6 。 7 ,l 3 6 . 7 8 3 3 . 3 6 8 8 . 3 6 7 2 5 7 7 . 7 4 9 0 5 2 8 . 3
7 5 7 X 7 6 5 6 2 7
.
3 4 6 1
。
7 3基1 . 7 7 8 3。 3 6 9 0 7 0 3 . 3 5 2 7 4 6 0 5 6 7 。 5
7 5 7 x 7 2
一 4峨 5 7 8。 7 3 7 6 . 下 3 3 5 6 9 6。 7 7 1 0 6 6 5。 3 6 3 5 5 0 3。 3 4 9 8 . 3
76 7 X 鹿岛 9 1 0 . 7 5 8 0 迁4 5 7 5 8 . 3 6 5 6 . 7 5 4 1 . 3 7 2 9 5 26 . 7 6 2 8 . 7
通元 X 7 6 5 5 9 G。 3 5 9 2 . 呀’ 艺 9 3 。 3 6 4 8 . 3 6 3 3。 3 .1 5 9。 3 5 7 8。 3 5 0 0 成7 0
通元 x 7 2一 4 4 8 0 3 . 7 刁2 1 . 7 4 2 0 7 5 4 7 1 3 . 3 6 3 0 . 3 6 6 6 . 7 G6 8 . 3 破8 0
通元 x 鹿岛 9 3 5 . ` , 5 3 3 . 3 G2 8 . 3 7 7 8 . 3 c 8 8 . 3 6 9 8 7 5 1 . 3 5 7 3 . 3 几 ,10
机械禾 只 7 6 5 5 6 3 4 5 0 34 3 . 3 8 1 5 G 7 i . 7 6 4 l l G6 . 7 5 5 1 . 丁 5弓5
机械禾 x 7 2一 4 4 6 9 0 . 7 吐9 3 . 3 3 8 8 . 3 7 8 6 . 7 7 7 8 . 3 5 2 7 . 了 4 9 4 . 3 6 .3 0 6 2 5
机械禾 K J范岛 7 3 9。 7 5落8。 3 4 2 5 8 3 3一 3 7 2 1。乎 7 0 1 7 0 8 . 3 6 5 1。 7 6 2 6 . 7
X 6 6 0
.
6 6 4 4 7
。
5 2 3 7 e
.
9 0 7 2 3
。
1 3 6 7匀 . 10 6习2。 2 5 7 8。 2 5 7习。 2 6
表 1列出了 15 个杂种组合在不同年份 、 不河世代的产量表现。 尽管年份条件不伺 , 但不
同年份 、 不同世代的组合集团产量呈现基本一致的趋势 , 仅少数情况例外 。 如对 5年 9 个世
代组合产量进行相关计算优可发现 , 大部分年份 ( 世代 ) 各组合产量间均呈显著或极显著的
正相 关
表 2 对不同年份 、 世代各组合集团产量进行了方差分析。 结果表明 , 年份 ( 世代 ) 间产
4六的差异从大 。 尽管如此 , 不同组合问产量的差异仍达极显著水准 。 年份 ( 世代 ) 火组合互
作项 F < 1 表明 , 不 同组合产量高低次序不受年份或世代的影响 。 即不同组合在不同 年份或
世代产量的高低趋势是较为一致的 。 可见 , 在旱期进行组合集团产量 比较 一是比较可靠的 。
表 2 不同年份 、 世代各组合产量方差分析表
变异来源 df 5 5 入16 F
年 (世 )组合 1召 4 9 0 2 4 9 9 1 . 1 3
年份或世代 5 5 4 9 1 7 4 8 6 8 6 4 6 8 . 5 9 9 . 8分2 7
组 合 2 4 3 0 1 8 1 2 8 . 2 5 2 1 5 5 8 0 一 5 9 3 1。 36 7 5
年 (世 ) x 组 1 1 2 5 1石1 1 4 。 8 7 5 4 5 9仑。 2 4 . G的 2
误 差 2 7 0 1 8 5 5 6 4 1。 1 9 6 8 7 2 。 7 4 5
总 变 异 4 0 4 圣0 8名0 6 3 2 。 3
二 、 不伺年份 、 世代产量构成 因素分析 .
~ 13一
为寻找对产量起主异作用的因索 , 川不 同的产量构成因素作自变数进行对产量的通径分
析 。
1
、 以可能 .ij 一产量产生影响的变数为 自变数 进行分析 如表 3 , 小区穗数在不同年份的
全部世代中均对产量起着极显著的作用 , 而小区穗数的主要构成因素之一 , .单株有效穗数虽
与产量呈正相关或无显著负相关 , 但其对产量的直接通径却均为较大的负值 , 可能是因为单
株有效穗数极易受环境影响 , 特别是和密度 ( 小区株数 ) 有较显著的负相关 ( 表 5 ) , 亦即
单株有效穗数多的往往小区株数较少 , 以致小区穗数偏少 , 影响产量 。 另一方面 , 单株有效
穗数的增加可缓和小区株数不足对小区穗数 的影响 , 或者说在株数一定的情况下 , 单株有效
穗数的增加可增加 小区穗数 , 增加株粒重 , 故单株有效穗数又通过小区穗数 、 株粒重对产量
起着间接的正效应 。 如 83 年 F : 单株有效穗数对产量的直接通径为 一 0 . 52 3 0 ,但其通过小区穗
数和株粒重对产量的间接通径分别为 。 . 5 0 2 3和。 . 4 7 1 4。
穗粒重在多数情况下对产量的影响是显著的 , 且其所表现的直接通径和相关系数均为正
值 , 但作为穗粒重的主要构成 因素穗粒数 , 对产量的直接通径却在多数情况下为负 。 穗粒数
与产量的相关在除 85 年 F 。 ( r = O` 1 7 G 7 ) 外的所有年份 、 世代中均为显著或极显著正值 , 因
为穗粒数可通过穗粒重对产量起着更大的增效作用 。 如 82 年 F : ,穗粒数对产量的直接通径为
一 。 . 6 8 0 3 , 而通过穗粒重对产量的间接通径高 达 1。 2 7 1。 。 这和 D as h or a 等 ( 19 7 7 ) 的 研
究结果正好相反 , 在它们的试验结果中 , 穗粒数对产量的直接效应为正 ,对产量的间接效应
为负 。 株粒数 、 株粒重对产量的通径有时也会表现出与穗粒重一穗粒数类似的关系 。
2 、 上述通径分析结果表明小区株数的作用在 多数年份是不显著的 , 故用除小区株数 、
单株有效穗数外的其它产量构成性状作 自变数进行对产量的通径分析 表 5 结果和原 分 析
有所不 同 。 小区穗数几乎在所有情况下表现出的主导地位依然没变 , 而株粒数 、 株粒重的相
对重要性有所降低 , 穗粒数 、 穗粒重则表现出更为显著的效应 ( 该分析结果各显著变数对产
量的共同决定系数在不同年份 、 世代中均达。 . 97 以上 ) , 这从另一侧面反映了各产量构成性
状与产量的关系 。
表 4 82 一 85 产量 比较资料杂种各性状与小区株数的相关
穗 数 穗 / 株 千粒重 穗粒数 穗粒重 株粒数 株粒重
8 2 F Z
。
7 0 5 7
一 。
6 5 4 9
。
0 7 9 6
一 。
1 4 1
一 。
1 1 1 5
一 。 6 6 7 一
。
6 2 1 8
8 3 F 2
.
3 1
.
4 一 4 39 6 . 1 4 49 . 0 7 9 2 . 1 12 9 一 2 3 6 5 一 。 1 8 0 7
8 3 F 3
。
5 6 0 9
一 。
1 3 4 9 一
。
0 3 1 1
。
0 6 6 6
。
0 4 9 8
。
0 0 8 8 一
。
0 2 0 7
8 4 F 3
.
5 3 9 8 一 5 7 8 1 一 。 2 0 0 8 一 。勺3 2 4 一 。 1 2 3 4 一 。 3 8 8 5 一 。 4 6 5 2
8 4 F 岌 . 5 5 一 4 7 2 7 一 。 17 7 4 一 0 2 6 7 一 1 0 2 9 一 。 4 8 42 一 。 5 .6 18
8 5 F 4
.
6 8 6 3
一 。
6 8 1 9 一 3 4 17 一 1 2 2 2 一 。 2 8 4 1 一 。 6 1 7 8 一 。 6 9 6 7
8 5 F 5
.
6 4 6 3 一 5 5 9 1 一 0 8 6 6 一 。 4 7 3 2 一 4 7 4 1 一 7 1 1 3 一 。 6 8 5 8
R
。 . 。 : , ` : = 0
.
2 8 8 r 。 . 。 : , 一 3 = 0
。
3 7 2
析
3 、 剔除 一单.株有效穗数 、 株粒数 , 以其它各产量构成性状为 自变数进行对产量的通径分
表 6 表明 , 一旦小区株数对产量起着很显著的作用 , 株粒重的作用就显得很大 , 其它各
一 1 4一
囚哪96们的卜6对卜O匀们芍6匕60的6NgO6
。工卜曳的aO卜。 .内16 。N的6。帅蕊0.卜96 .T工6。
闪的06闪卜O
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。
08卜6 .仍哪6 。哪的06。工帅6 -扔16 。份09,
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09哪.匕们哪闪。N的0。6囚LOQ。的06。
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dPJ
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的山畔为山的
。
9为的1 .囚山aO
闪场N的
dP
燕举因\r/
性状的作用较小 , 而当小区穗数对产量起着很显著的作用时 , 穗粒重或穗粒故 x 千粒重决定 -
的广:量变异 ,又远大于其它性状 ( 分析结果各变数对产量的共询决定系氨亦达。、 9 5 以上 ) 。
4
、 小区株数和株粒重或小区穗数和穗粒重均构成小区产量 , 但它们究竞能决定产量多
少变异 呢 ? 为此用小区袜数和株粒重 、 ( 一沫粒数 、 千粒重 ) 或 小区穗数和穗粒重 _ ( 穗粒数 、 千
粒重 ) 作 自变数对产量作通径分析 ( 表 7 ) 结果表明所有年份 、 世代中株数和株粒重对产量
的直接通径均为显著正故 , 且共同决定系数均较高 ,而小区穗数和穗粒重对产量的决定系数更
高 , 都在 0 . 邻 」以上 。 可见 , 产量可 以分解为株数和株粒重 , 而分解为穗数和穗粒重则更住 。
’ 表 7 小区株数和株粒重或小区秘数和穗粒重对产量的通径分析
小区株数 株粒重 决定 小区穗数 穗粒重 决定
d p r d p r 系数 d p r d p r 系数
8 2 F 2 1
。
1 8 2 6
。
6 1 6 3
。
90 9 9
。
17 4 6
。
9 8 8 8
。
9 3 7 3
。
8 2 8 2
。
5 5 4 6
。
3 7 0 2
.
9 5 1 7
8 3 F 3
。
4 8 4 1
.
3 1刀5 。 9 6 0 1 。 8 7 2 9 . 9 8 8 7 。 6 3 6 3 。 4 8 9 3 。 8 8 0 5 。 7 7 4 2 。 9 9 3 0
8 3 F 3
.
4 5 4 1
. 魂召5 6 . 时 4 6 . 5弱 2 万9 8 9 6 . 了3 3 3 。 6 9 . 7 1 0 1 . 6 6 5 4 . 9了8 5
8 ,i F s
.
8 2 0 5
.
3韶 7 1 .此 7 2二 6 7 5 6’ . 9 8 3 9 . 7 0 3 2 . 7 0 7 9 . 7 0 2 2 . 7 0台9 . 9 9 4 3
8` F 4 1 . 0 7移 . 4 8 2 , 1 . 0 4 7 9 . 4 4 1 3 · 9 8 0 1 1 · 1 1 5 9 · 6 4 1 3 . 8 8 6 9 . 2 8 9 8 . 9 7 2 7
8 5 F 4 1
.
1 5 2 6
.
4 1 9 9 1
. 肠 1李 . 2 4 8 6 。 7 4 5 5 。 9 4 5 7 . 5 0 0 4 . 9 5 7 6 . 5 2 7 7 . 9 6 9 0
8 5 F 5 1
。
0 7 5 5
。
2 5 3 7 1
.
19 8 4
.
4 6 0 8
。
8 2 5 1 1
。
0 3 7 9
。
6 50 9
.
8 2 6 5
。
3 4 0 5
。
9 5 7 0
不同的变数参加分析可以得出不完全相同的结论 , 穗数 , 株粒重 、 穗粒重对产量的作用 ’
变化不大 , 不管直接通径还是相关系数 , 大部分均为显著正值 , 而株 、 穗粒数与产量的关城
发生了一些变化 , 从原先包含所有变数的通径分析到剔除株数 、 单株有效穗数后所进行的通
径分析 , 穗粒数对产量的直接通径可以从较大的负值变为显著的正值 。 株粒数则相反 。 所以
在进行这类通径分析时 , 应尽量包台所有能对依变数产生影响的性状 , 去寻找影响依变数的
主要因素 , 同时通过不同变数参加的通径分析 , 探讨各变数对产量的作用方式并对依变数进
行各种类型的分解 , 找出改进依变数 沁最佳途径 。
讨 论
一 、 关一于早代产量比较及其应川
头 j。以 1 9 83) 的研究表明二棱大麦一洲七产量比较似无效用 , 但指出 六棱大麦 早 期 汁组
合产量是能够预测后代产量潜力的 。 S a l ln o l 等 ( 1 9 7 8 ) 在小黑麦中发现早代 ( F 3 ) 进行产量
比较和选株对鉴定高 ,公材料具有同等的效率 。 有的研究者在不同作物中肯定了早代产量比较
的可靠性 , 也有持怀疑或否定态度的 。 在本试验五年九个世代的连续产量 比较试验中 , 尽管
各年份间环境条件有差异 , 但不 同年份 、 世代杂种组合的产量高低趋势是一致的 。 只有少数
年份或世代间相关不显著 , 特别是几个高产组合 , 年份间虽有变化 , 但产量仍不会下降 至平
均数以下 。故通过早代组合产量比较结合一些质量性状的选择 , 至少可 以淘汰一些 较差 的 组
合 , 而有利于对少数较高产组合进行选择 、 鉴定 。 所以 , 在育种早代 迸行组合产量 比较旦能够
预测高世代组合集团产量高低的 。
二 、 产量性状的选择途径
一 1 6一
对产量的通径分析一般只是取几个理论构成性状作 自变数 、 如单位面积 数 、 穗 粒 数 和
千粒重等 。 对株粒重的通径分析也只是用单株有效穗数 、穗粒重 (穗粒数 x千粒重 )作为自变
数 , 也有的研究尽管包含了许多的性状但由参加分析之性状所组成的另一些性状却未包 括 在
内 ,如有穗粒数和千粒重就没有穗粒重 。 事实上 , 穗粒数和千粒重并不能完全替代穗粒重的作
用 , 本文所进行的通径分板中就苏乏上述性状同时对产量起显著作用的例子 。 不同变数参加的通径分析将会出现术尽相同的结果 , 所以对某一依麦数所作的通径分析 , 只有包括较多的
影响因素 , 才可能获得较准确信息。 同时还应通过不同一变数参加的通径分析 , 发现各构成性
状对依变数的作用方式 , 从而对依变数进行各种分解 , ’寻得最佳改进途径 。
对产量的选择 , 一般不宜直接进行或应推迟选择世代 , 但育种实践中 , 在利屏单诛 或早
期 杂交后代预测实际生产力方面 , 还没有一个比较客观的方法 , 所以开始不得不使用一种能
够提供有关试验信息的方法 。 即根据所 甲亲本的产量构成和杂交群体单株 的产量构成进行可
能的分析估计 , 所以 , 人们还常常是针一对产量的构成性状进行选择 。 多数分析结果表明 , 对
籽粒产量起显著作用 的是单位面积穗数和穗粒重 。 在 我们的试验结果中 , 产量可被分解为株
数和株粒重 ( 株粒数 X 粒重 ) 或穗数和穗粒重 ( 穗粒数 X 粒重 ) , 故丰产性的选择可通过改
进它的构成性状如株粒重或穗粒重而得以实现 。
参考文献 14 篇 ( 略 )
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