全 文 ：第26卷第 7期
2006年 7月
生 态 学 报
ACTA ECOLOGICA SINICA
Vo1．26，No．7
Ju1．，2006
利用 RAPD标记分析濒危植物白豆杉种群的遗传结构
王 艇 ，苏应娟 ’，欧阳蒲月 ，黄宏文 ，陈春泉 ，曾祥铭 ，
丁炳扬4，金孝锋 ，胡绍庆
(1．中国科学院武汉植物园，武汉 430074；2．中山大学生命科学学院，广州 510275；3．井冈山自然保护区，井冈山 343600；
4．浙江大学生命科学学院，杭州 310029；5．杭州植物园，杭州 310013)
摘要：以我国特有的濒危裸子植物白豆杉为材料，采用 RAPD标记对其分布于浙江、江西、湖南和广西的 11个天然种群予以检
测，通过贝叶斯法估测了种群的遗传分化程度，并和由其他算法得出的结果进行 了比较。求出的 0 (Hickory)、Gsr(Nei)及 sr
(AMOVA)值分别为 0．5018、0．5865和 0．5436；而经由Shannon指数计算出的种群间遗传多样性所占比例为 0．4839，同贝叶斯法估
计出的结果最为接近。和其他松杉类植物相 比，白豆杉种群问发生了极其显著的遗传分化，这可能是因为：(1)种群长期处于星
散分布状态；(2)雌雄异株 ，而生于林下的雌株经常不能正常受粉；(3)种群取样跨越的地理范围宽广。Mantel检验表 明，种群间
的遗传分化程度和地理距离之间显著相关(r=0．719，P=0．003)。此外还发现 白豆杉的遗传变异水平偏低 ，推测瓶颈效应和
遗传漂变对小种群的作用是造成这一后果的重要因素。对白豆杉种群的保育和管理提出了建议。
关键词：白豆杉；RAPD显性标记；贝叶斯分析 ；种群遗传分化；保育策略
文章编号：1000．0933(2006)07．2313．09 中图分类号 ：Q234，Q941 文献标识码：A
Using RAPD markers to detect the population genetic structure of Pseudotaxus
chieni(Taxaceae)，an endangered and endemic conifer in China
WANG Ting ，SU Ying．Juan~f ，OUYANG Pu—Yue ，HUANG Hong-Wen ，CHEN Chun—Quan ，ZENG Xiang-Ming3，
DING Bing-Yang4
， JIN Xiao-Feng4，HU Shao—Qing~ (1．Wulmn Botanical Garden，Chinese Academy ofSciences，Wuhan 430074，China；
2．School of~ife Scierwes，Sun Yat-sen University，Guangzhou 510275，China ；3．Jinggangshan Natural Reserve，Jinggangshan 343600，China；4·Colege of
Life Sciences，Zhefiang University，Hangzhou 310029，China；5．Hangzhou Botanical Garden，Hangzhou 310013，China)．Acta Ecologica Sinica，2006，26(7)：
2313—2321．
Abstract：Random amplifed polymorphic DNA(RAPD)markers are a useful tool for plant population genetic studies．However，
as these markers are dominant，hetemzygotes and homozygotes for a particular locus are indistinguishable as they will produce a
band of similar amplifcation intensity．This makes it impossible to calculate allelic frequencies directly from RAPD profile data and
limited their usefulness in the survey of genetic diferentiation among plant populations．To obviate this problem，a Bayesian
hierarchical model was presented in terms of the classical F—statistics for partitioning genetic diversity as assessed with dominant
markers；and，through the use of Markov chain Monte Carlo(MCMC)simulation，the posterior distribution of 0 ，an analogue to
Fs ，can be numericaly approximated．Pseudotaxus chieni (Taxaceae)is an endangered conifer endemic to China-In this
research，1 1 of its relictual populations located in Zhejiang，Jiangxi，Hunan and Guangxi pmvinces were examined using RAPD
markers． Th e degree of genetic diferentiation among these po pulations was estimated by Bayesian appmaches and several
基金项目：国家自然科学基金资助项目(30270153)；中国科学院“百人计划”资助项目(05052903)
收稿日期 ：2005．08．13；修订日期 ；2006．03．10
作者简介：王艇(1969～)，男，山西晋城人，博士，研究员，主要从事植物进化遗传学研究．E-mail：tingwang@wbgcas．cn
*通讯作者Coresponding author．E-mail：Ls97@ZSU．edu．cn
Foundation item：The project wa8 supporeed by National Natural Science Foundation of China(No．30270153)；the“10o Talent Project”of Chinese Academy of
Sciences(No．05052903)
Received date：2005—08-13；Accepted date：2006—03-10
Biography：WANG Ting，Ph．D．，Professor，mainly engaged in plant evolutionary genetics．E-mail：tingwang@wbgcas·cn
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conventional methods as wel1．With a burn-in of 50000 iterations and sampling run of 250000 iterations from which evcry 50th
sample is retained for posterior calculations，the estimate for 0B was obtained as 0
．501 8 and its 95％ credible interval is『0．4672．
O．5322]．The Gsr and sr values are O．5865 and O．5436，respectively．Interestingly，when using Shannon’s index of phenetic
diversity to quantify and further partition the amount of genetic diversity，it was found that 48
．39％ of the total genetic diversity
occured am ong populations，very close to the 0B estimate．Comparison with the estimates based on RAPD analyses of other conifer
species indicated that a signifcantly high degree of genetic diferentiation occurred among populations of P
． chieni，possibly
because：(1)its natural distribution has long been restricted in disjunct isolates characteristic of a fragmented population；(2)the
species is dioecious，tending to grow under dense canopy，which hinders the female cone from being pollinated；and(3)the
sam ple collection covers almost the entire range of the species，a large geographical distance． Mantel test showed that the degree
of population genetic differentiation is signifcantly related with geographic distance(r=0．719，P=O．003)．In addition，a low
level of RAPD variation was revealed within P．chieni．We propose that the low amount of genetic variatiofl is the resuh of
botleneck efects as well as genetic drift from smal population size．In terms of the above results，the development of conservation
strategies for P．chienii was discussed．
Key words：Pseudotaxus chienii；RAPD dominant markers；Bayesian approaches；population genetic diferentiation；conservation
strategies
随机扩增多态性 DNA(RAPD)技术现已被广泛应用于进化群体遗传学研究。它不仅方法简便、成本较低、
无需预先知道所研究物种的序列信息，而且还能够检测到丰富的多态性n ]。对于珍稀濒危物种的研究
RAPD还具有一些潜在优势，例如，实验所需的组织、细胞材料少，不至于对个体造成伤害。但是，RAPD用于
种群遗传分析时也存在明显的弱点。最突出的是，RAPD作为一种显性分子标记，二倍体个体中只要存在一
份序列拷贝就可得到扩增产物，因此无法区分杂合体和纯合体，不能从带型数据直接估算等位基因频率 ]。
针对 RAPD作为显性标记在统计分析方面带来的困难，有些学者提出了解决方法。Stewart和 Excomer 对处
于 Hardy．Weinberg平衡的种群和有一定程度近交但基因型近交比例已达到平衡的种群这两种情形，分别建立
起由RAPD谱带表型数据求算个体间 RAPD座位差异期望值的方法；通过计算该期望值来替代计算多基因座
位向量间的距离实现了在分子方差分析(AMOVA)框架内利用分子表型数据估算种群遗传结构。但是，Hardv．
Weinberg平衡和种群内繁育状况已知这些假设条件限制了上述方法的广泛应用，因为不少种群(尤其是植物
种群)个体数有限、属非随机交配，而且对于它们的近交系数(Inbreeding coeficient)完全缺乏了解。为了更好
地回避这些假设，Holsinger等 采用贝叶斯统计思路，以 Wright 和 Mal6cot 定义的 F统计量为基础，将种
群内繁育程度不明所产生的效应整合进了概率分布模型，构建出对显性标记数据进行分级结构(Hie chical
structure)分析的方法。模拟结果显示，即便是在检测位点和取样种群数 目都相对较小的情况下，仍能估算出
准确的 F 值 。
白豆杉(Pseudotaxus chieni(Cheng)Cheng)为常绿灌木或小乔木，高达4m，雌雄异株，种子成熟时肉质杯状
假种皮呈白色，染色体数 目 2n=24；是我国特有裸子植物 ]。分类上，白豆杉被单独处理成白豆杉属
(Pseudota~us Cheng)，归在红豆杉科(Taxaceae)[81。13豆杉在浙江南部、江西西南部、湖南南部和西北部、广西
北部以及广东北部均有分布 ，生长在海拔 800～1 500 m，地势高峻的陡坡、沟谷两侧或悬岩上。由于其天然
种群数量已十分有限，现被列为国家二级保护珍稀植物 ’ J。
对生命周期长、远交为主、风媒传粉和借风力散播种子的木本植物研究发现，其遗传变异主要分配在种群
内，种群间遗传分化一般比草本植物低n 。但这些研究多是以广布木本植物为对象，而对星散分布的木本植
物的报道还相对较少。另外，白豆杉种群长期呈现不连续分布格局，具有“古稀有种”特征，故而有可能形成独
特的种群遗传结构 ¨。结合这些问题，本研究运用RAPD技术通过贝叶斯统计分析对白豆杉天然种群的遗传
结构与分化进行了研究。
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7期 王艇 等：利用 RAPD标记分析濒危植物白豆杉种群的遗传结构 2315
1 材料和方法
1．1 实验材料
样本分别采 自浙江、江西、湖南和广西等省的 11个天然种群(表 1)。植株生长于山地沟谷两侧、陡坡密
林下或悬岩上，海拔高度900～1 400 m。样本数总计 91株，随机选取样本时，样本间距离至少保持 10 m。采集
的叶片材料立即用硅胶干燥、贮藏，运抵实验室后 一20％保存。
表 1 白豆杉种群的取样地点
Table 1 Ori#a Iocatiom of sampled populations of P．chwn~
* Fl司 the same below
1．2 实验方法
1．2．1 DNA提取 采用改进的十六烷基三甲基溴化
胺(CTAB)法 。测定紫外光吸收以确定 DNA浓度
和纯度，琼脂糖凝胶电泳检查 DNA完整性。
1．2．2 引物的筛选 从上海生工公司合成的 100个
10碱基随机寡核苷酸引物中筛选出20个扩增产物稳
定、重复性好的引物(表 2)对所有样本的基因组 DNA
进行扩增。
1．2．3 RAPD扩增与检测 经预实验优化条件后确
定反应体系为：总体积 25tA，其中 10×PCR缓冲液
(500mmol／L KC1，100mmol／L Tris．HC1，1．0％ Triton X．
100，20mmol／L MgC12)2．5tA，引物 0．3 (1．5t~mol／L)，
表 2 用于RAPD分析的随机引物及序列
Table 2 Random oUgonudeofide primers and sequences for RAPD
analysis
dNTP 0．5td(0．2mmol／L)，模板 1tA(70ng)，Taq酶 0．5~1(0．5U)，反应混合物用 20td石蜡油覆盖。扩增条件：
94~C200s预变性；94％ 30s，36qC 30s，72％ 60s，40个循环；72qC延伸 10min。所有反应在 PTC．IOOTM Peltier
Thermal Cycler(美国MJ公司)上进行。扩增产物经 1．4％的琼脂糖凝胶电泳检测，254nm紫外灯下观察、照像。
1．3 数据分析
1．3．1 多态位点比率 在某一特定位点上，若扩增片段出现的频率小于0．99，则此位点称为多态位点。多态
位点比率即在所有检测位点中多态位点所占的比例。
1．3．2 Shannon表型多样性指数 利用 Shannon表型多样性指数计算种群内和种群间的遗传多样性，计算公
式为：
日 ： 丌ilnrd
：．J
式中， 为表型频率，即某一扩增带在第 i个种群中出现的频率。
1．3．3 贝叶斯统计分析 采用 Holsinger等 建立的方法，其中，和0 分别对应于F统计量中的 和F 。
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生 态 学 报 26卷
样本包括来自K个种群，个座位的数据；每个座位具有 A1和 A2两种等位基因，A1对 A2为显性；参数的条
件概率分布由下式给出：
，
P(f，0 ，P，丌l 。 )oc(Ⅱ(Ⅱy N，1 ．， N ，．P(r l丌 ， ，厂))P(丌 ))P( )P(厂)
i=1 k=1
式中，y 和~A2,ik分别为种群k中座位i上显性表型和隐性表型的频率， 。， 和 ， 分别为种群k中座位i
上显性表型和隐性表型的数目，P(f)和 P(0 )为．厂和 的先验分布，P(丌 )为每个座位上等位基因平均数的
先验分布，P(y l 7fi， ，厂)为推导出的每个种群表型频率的先验概率。通过运行 Hickory v1．0软件 ，采用
马尔科夫链的蒙特卡洛(Markov chain Monte Carlo，MCMC)法数值逼近．厂和 的后验概率。本研究采用摒弃起
始的5o000个样本(burin．in：50000)、迭代运行 250000次(sample：250000)、每 50次后验计算保存一次样本
(thin：50)的条件对 厂和 作点估计并求得估计参数的95％置信区间。
1．3．4 利用 PopGen32软件[1 计算观测等位基因数、有效等位基因数、基因分化指数、种群内和种群间的基因
多样性。选用 Arlequin 2．0软件 计算出欧式距离平方矩阵，并以此作为输入文件进行分子方差分析
(AMOVA)；同样使用该软件通过 Mantel检测确定种群间的 估计值和地理距离之间的相关性。
1．3．5 采用 UPGMA法对 Jaccard相似性系数进行聚类分析。对表型数据矩阵应用 NTSYSpe2软件[1。 进行主
成分分析(PCA)。
2 结果
2．1 白豆杉种群的遗传变异
进行 RAPD分析时，引物扩增出的结果会因研究植物的不同而有差异。针对白豆杉，首先进行预实验，从
100个 10碱基随机引物中筛选出20个能获得清晰带型且可重复性好的引物(表2)。在随后的研究中，只利
用这 20个引物的扩增结果构建数据矩阵和进行统计分析。
20个引物对白豆杉 11个种群共计 91个体的 DNA样品进行扩增，得到 264条条带，大小介于 300至
2000bp之间。每个引物扩增出的条带数介于5至 22之间，平均每个引物扩增出 13．20条带。每个引物均能
检测到多态位点，多态位点百分率为 76．14％。
线形回归分析显示多态位点数、多态位点比率、观察等位基因数、有效等位基因数、基因多样性及 Shannon
指数等概要性统计结果和种群大小、种群分布海拔高度之间均无相关性。地区水平上，上述统计指数一致显
示：种群的遗传多样性水平浙江最高，广西次之，江西第三，而湖南最低(表 3)。
表3 用2o个RAPD随机引物检测白豆杉种群所得到的统计结果
Table 3 Summary statistics revealed by using 20 RAPD random primers to detect populations of P．chienii
2．2 白豆杉种群的遗传分化
由于对白豆杉天然种群的内繁育状况还完全缺乏了解，所以进行贝叶斯分析时，选择参数为(1，1)的 ．
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分布作为，的先验分布，亦即不赋于其先验概率任何信息。这样在 burin．in：50000、sample：250000以及 thin：
50的 MCMC运行条件下，基于白豆杉 264个座位组成的数据实行数值逼近后得到的后验概率分布和取样描
记线见图 1。描记线记录显示，取样过程覆盖了全部参数空间。求出的
．厂估计值 =0．5087，95％置信区间为
[0．0275，0．9735]；0 估计值 =0．5018，95％置信区间为[0．4672，0．5322]；偏差信息检验(Deviance Informati0n
Criterion，DIC)取值为3714．6567。事实上，如果改用 burin．in：5000、sample：25000及 thin：5的条件也可以获得
极为相近的结果：f=0．4946，95％置信 区间为[0．0225，0．9722]； ：0．5004，95％置信 区间为 [0．4656，
0．5322]；DIC=3709．8248。两种设置条件下得到的结果反映出所运行的马尔科夫链能很好地收敛于平稳分
布；厂的置信区间都比 的宽得多，表明 Holsinger等 f 所建立的模型对 0 的估计比对厂更精准。
喜
善
糙
O．53
0．52
∞
0．51
0．5O
0．49
0 1000 2000 3000 4000 5000
指数Index
1．O
0．8
0．6
0．4
0．2
O
O 1000 2000 3000 4000 5000
指数 Index
图 1 由 RAPD数据估算出的 0 my后验概率分布和取样描记线
Fig．1 Posterior distribution and sample traces for 0 and f estimated from the RAPD data
另外，同样在 burin．in：50000、sample：250000以及 thin：50运行条件下，如果将 ．厂值设为 0，那么 DIC取值
为 3781．4330。这同
．
厂从先验概率分布随机取值时所得到的 DIC值 3714．6567相差 66单位以上，提示种群内
的基因型频率明显偏离 Hardy．Weinberg平衡下的预期值n 。
利用相同的白豆杉 RAPD数据矩阵计算出的Nei基因分化系数 Gsr值 为0．5865，AMOVA得到的 值
为 0．5436(P<0．001)，通过 Shannon表型多样性指数求出的种群间遗传多样性所占比例[(Hsp．Hpop)／Hsp]为
0．4839。
此外，白豆杉种群间的 。值和地理距离间具显著相关性(r=0．719，P=0．003)，符合 Wright的“距离决定
隔离(Isolation by distance)”模型 。
2．3 聚类和主成分分析
合并 20个随机引物的扩增结果发现，91个被检测个体的 RAPD带型各不相同。利用 UPGMA法基于
Jaccard相似性系数对所有个体进行聚类分析发现：来自浙江、江西、广西和湖南的种群各自构成独立分支；其
中分布于浙江的种群进一步分为两个分支，一个分支包括 ZJa、ZJb、ZJc和 zJd，而另一分支包括 ZJe、zJf和 ZJg
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(图2)。对 RAPD谱带表型数据进行主成分分析(PCA)获得的个体间相似性格局同样支持浙江、江西、广西和
湖南种群各 自组成独立群(图 3)；提取的前 3个主成分 PC1、PC2及 PC3分别代表着 36．78％、24．29％和
15．53％(共计 76．60％)的方差。聚类和主成分分析均检测到个体聚类和它们的地理来源间存在明显关联，来
自不同省份的个体未出现混合分布或重叠现象(图2，3)。
0．69 0．78 O．87
Jaecard相似性系数Jaccard similarity coeficient
浙江
Zhejiang
图2 个体间Jaccard相似性系数经 UPGMA法获得的树系图
Fig．2 Dendrogram established from Jaccard similarity coefficient between individuals by UPGMA method
3 讨 论
在 Wright 建立的 ，F盯及F 等 F统计量基础上，Nein 进一步发展出 ．， ，．， 及G 统计量用于分析
分化种群的遗传多样性在亚种群内和亚种群间的分配。Nei的方法仍是通过等位基因频率来测度种群的遗
传变异，但在两个方面作了改进：(1)Wright的 F统计量仅适用于每个座位只有两种等位基因的情形，而 Nei
的方法无需考虑每个座位上等位基因的数目；(2)Nei的方法不再需要顾及突变、选择和迁移这些进化动力的
样式。然而，需要指出的是，在每个基因座位只存在两种等位基因时，其实 F 和 G 是对等的n 。因此，当将
RAPD标记视为基因座位在进行分析时，无论是应用 Nei的 G 或是 Wright的 其实并无区别。Stewart和
Excofier 计算 值的方法依据 AMOVA途径。本研究由白豆杉种群 RAPD数据计算出的 G 值为 0．5865、
值为0．5436，同经贝叶斯法估算出的 值0．5018差别较大，这一方面是因为无法从 RAPD谱带数据准确
估算出等位基因频率，另一方面是由于缺乏白豆杉近交系数的信息，不能将计算过程予以校正。将 RAPD谱
带统计结果视作表型数据处理，经由Shannon指数计算出的种群间遗传多样性所 占比例为0．4839，这同 的
估计值 最为接近，考虑到 的95％置信区间为[0．4656，0．5322]，统计学上表明两者之间并无根本差异。
对兰科植物 Platanthera leucophaea RAPD数据进行的贝叶斯估计和 Shannon指数分析得到相似结果 ]。这暗
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示，在对物种的近交缺乏了解的情况下，把 RAPD结果
当作表型数据看待，采用 Shannon指数来测度种群的遗
传变异和分级结构不失为一种可被接受的途径。在研
究植物种群遗传变异时，Dawson等 和 Meekins等 也
都曾报道过 Shannon指数对显性标记因不能直接测度
杂合体而导致的偏差不敏感。
和其他松杉类植物使用 RAPD标记检测到的种群
遗传分化结果相 比——例如，大 叶南洋杉(Araucaria
bidwili， ：0．3771)口 、智 利 南 洋 杉 (Araucaria
nm nM， =0．128) J、黑云杉(Picea mariana，未根
据取 样大 小校 正 的 F ：0．053，校 正后 的 F =
0．027) 、扭叶松(Pinus contorta，Gsr=0．162) 引、北美
短叶松 (Pinus banksiana，Gs =0．155) 、卵果松(P／nus 图3基于RAPD表型特征的主成分分析(PCA)
Fig．3 principal components analysis(PCA)based on RAPD phenotypic
oocarpa，Gsr= 0．112) 、皮 尔 格 柏 (Pilgerodendron charac
u mm， s =0．1855、Gs =0．159) 、智利柏(Fitzroya cupressoides， sr=0．1438) 、Podocarpus salignus( s =
0．070) 以及欧洲红豆杉(Taxus baccata， =0．1803) ——白豆杉种群间发生了极其显著的遗传分化
(0 ：0．5018、G ：0．5865、 =0．5436)。这提示，和广布的木本植物不同，星散分布的木本植物可以形成高
度分化的种群遗传结构。白豆杉属第三纪孑遗植物；据叶绿体 matK基因序列数据推测的结果，它可能早在
距今 1．43～1．71亿年前的侏罗纪中晚期即已出现 ]。白豆杉孑遗种群的大小介于几株至 300余株不等，地
理上相距 2～1400kin；多数种群不仅个体稀少，而且分布位置彼此隔离。尽管近些年来的人为活动进一步加
剧了白豆杉部分种群的片段化，但事实上白豆杉作为“古稀有种”，在种群历史上它曾长期处于星散分布状态。
由于遗传漂变的作用能使种群的固定指数每代增加 1／2N (Ⅳ 为有效种群大小)[35 3，所以白豆杉悠长的进化
史、较低的 Ⅳ 和长期种群间隔离应该是导致种群间发生高度遗传分化的重要因素。另外，白豆杉雌雄异株，
特别是生于林下的雌株往往不能正常受粉，相当于雌株数 目减少，从而进一步减低 Ⅳ (因为 N =4N Ⅳ，／
(N +N，)，N 和Ⅳ，分别为种群中雄、雌株的数目 )，增加种群间的分化。
Mantel检验表明白豆杉种群间的遗传分化程度和地理距离之间显著相关(r=0．719，P：0．o03)。在本研
究中，白豆杉种群的取样跨越了最高达 1400km的地理范围，这可直接解释为何在种群间检测到高度的遗传分
化。Nybom和 Bartish 3 对发表的利用 RAPD技术分析植物种群遗传变异式样的结果进行了总结，他们注意到
种群间的地理距离和分化程度通常呈正相关；并且认为，和等位酶相比，由于 RAPD标记可以检测到更多位
点，因而更加符合“距离决定隔离(Isolation by distance)”模型的理论预期 。基于 RAPD表型数据进行的
UPGMA聚类和 PCA分析还显示，来自浙江、江西、广西和湖南的种群各 自组成独立群。在聚类图中，除 ZJa、
ZJb、ZJc和 ZJd 4个种群外，取 自同一地点的种群的所有个体聚合于相同分支，不同种群的个体在分支式样上
不出现混合分布的现象。这些结果表明，对于地理上相距较远的白豆杉种群，种群间缺乏个体迁移。据报道，
红豆杉类植物通常风媒传粉、种子借助鸟类或小型动物传播 。可是，这些生物学性质显然未能使白豆杉跨
越远距离地理阻隔，实现种群间的基因流，因而成为加剧种群间遗传分化的另一原因。
根据已报道的一些松柏类植物遗传多样性的 RAPD分析结果，诸如，大叶南洋杉(Araucaria bidwili，
Shannon指数 0．6243) 、智利南洋杉(Araucaria nm nn，Shannon指数 0．65) 、黑云杉(Picea mariana，未根据
取样大小校正的总期望杂合度 H =0．328，校正后的总期望杂合度 H =0．330)[27j、扭叶松(Pinus contorta，h=
0．143) 、北美短叶松 ( n banksiana，h：0．156) 、卵果松 (Pinus oocarpa，h=0．358) 、皮尔格柏
(Pilgerodendron uviferum，Shannon指数 0．730、Hr=0．712) 、智利 柏 (Fitzroya cupresoides，Shannon指数
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2320 生 态 学 报 26卷
0．547) 、Podocarpus salignus(Shannon指数0．69) 刘以及至极端情形美加红松(P／nus resinosa)中未检测到多态
性 ；在物种水平上，白豆杉的遗传变异水平(Shannon指数 0．2362、h=0．2367、Hr：0．2094)相对偏低。从地
史的角度看。在新生代第三纪之前。全球气候温暖湿润，裸子植物极为繁盛；但至约 250万 a前，新生代第四纪
冰期降临。冰川由北极南下。不少树种灭绝或南移 引。在我国不少山区未受冰川影响，成为包括白豆杉在内
的孑遗植物的“避难所”。和许多经历过种群退缩的树种一样，可以推测瓶颈效应是导致白豆杉遗传变异偏低
的重要因素 。另一方面。已经积累的等位酶资料显示，和广布种相比，分布范围狭窄的特有植物种因为
遗传漂变对小种群的作用，它们的多态性和杂合度水平普遍偏低 。白豆杉作为中国特有植物，估计同
样的原因也加剧了遗传多样性的减低。
此外，根据地区水平上的统计结果(表 3)。白豆杉分布于浙江的种群遗传多样性最高，广西、江西种群依
次随后，而湖南种群的最低。浙江是白豆杉分布最集中、数量最多的省份n 。现存于该地的种群也相对最为
连续。与此不同，它生长在其他省份的种群不仅个体稀少，而且大多呈零星、孤立状；特别是位于广东北部的
种群，据我们的调查，可能已经完全消失。以往针对松杉类植物的研究发现，处在核心位置、连续分布的种群，
利用中性分子标记检测到的遗传变异通常比处在外围、间断分布的种群要高 ]。白豆杉种群的RAPD分析
结果为该看法提供了进一步佐证。造成这种遗传变异分布格局，一是因为较小种群受遗传漂变的影响更大。
而且它们之间的基因流也更低；另一原因是核心种群和外围种群间缺乏基因流[47,48]。
揭示白豆杉现存天然种群的遗传变异式样对制定保育策略和管理方案具重要参考价值。由于白豆杉种
群间已发生高度遗传分化，所以建议在保育过程中尽量避免在种群之间实施种质迁移。这一方面是因为，从
位于他处的大种群向小种群迁移个体虽然可以在短期内增加小种群的遗传多样性，但也同时可能重新恢复小
种群中原本被清除掉的有害隐性等位基因或是引发远交衰退 ， 。。 另一原因是，自然选择倾向于使种群
适应当地条件，而迁入个体引进的遗传物质适应的是另外不同的条件；如有不慎，有时会引发灾难性后果 。
因此，为确保白豆杉适应当地条件，最好不在分化显著的种群间人为移栽个体。本研究还发现白豆杉的遗传
变异水平偏低，这会影响物种的繁育和种群的生存能力 。对于遗传变异水平最低、遗传关系也最为疏远的
湖南张家界天子山种群 HNi(表 1，图2)和个体数目仅存数株、地理位置极端隔离的江西井冈山轿子山种群
JXi。在经费有限的情况下应该优先予以保护。最后，必须强调的是，RAPD分子标记进化上呈中性，它检测到
的结果主要反映的是遗传变异被动丢失的过程；而对于涉及物种适合度的遗传变异的波动情况所能提供的信
息则十分有限 ’ 引。要制定更加理想的保育方案，还需深入研究白豆杉中同繁殖和生存直接相关的一些数
量遗传性状的变异式样，种群内、种群间的基因流状况以及它们对繁殖与种口过程所产生的效应 ’ 。
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