全 文 ：书假俭草杂交后代生殖性状遗传及相关性分析
郑轶琦１，臧国长１，郭海林２，刘建秀２，任舸１
（１．河南科技大学林学院，河南 洛阳４７１００３；２．江苏省中国科学院植物研究所，江苏 南京２１００１４）
摘要：选用假俭草２份生殖性状存在差异的种源材料Ｅ１０２和Ｅ０９２（１）进行杂交，获得Ｆ１ 分离群体，应用植物数量
性状主基因＋多基因混合遗传模型分析方法对Ｆ１ 群体的花序密度、生殖枝高度、每穗粒数和花序长度等生殖性状
进行遗传分析，已初步明确假俭草上述性状的遗传特性。结果表明，１）在调查的杂交后代的４个生殖性状中，变异
系数由大到小依次为花序密度（５４．１０％）＞生殖枝高度（１３．１７％）＞每穗粒数（８．９２％）＞花序长度（８．４２％），变异
系数最大的为花序密度，最小的为花序长度。２）花序密度的最佳遗传模型为Ａ４模型，即一对主基因模型，该主基
因表现为负向完全显性，即显性效应等于负的加性效应，主基因遗传率为６０．７１％。生殖枝高度的最佳遗传模型为
Ｂ１模型，即２对主基因，加性－显性－上位性模型，主基因遗传率为９３．７３％。花序长度也是Ｂ１模型，主基因遗
传率为９６．７９％。每穗粒数最佳遗传模型均为Ａ０模型，即无主基因模型。性状间相关分析结果表明，叶片长度与
叶片宽度、叶片长度与草层高度之间呈极显著的正相关，相关系数分别是０．４１７８和０．６２８５；生殖枝高度与花序密
度、生殖枝高度与每穗粒数之间呈显著的正相关，相关系数分别为０．３７４８和０．３５６２；生殖枝高度与草层高度之间
呈极显著正相关，相关系数为０．４２３０。
关键词：假俭草；杂交后代；生殖性状；遗传分析
中图分类号：Ｓ５４３．０３２；Ｑ９４３．１ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００４５７５９（２０１１）０２０２８３０７
假俭草（犈狉犲犿狅犮犺犾狅犪狅狆犺犻狌狉狅犻犱犲狊）隶属于禾本科蜈蚣草属，是该属中唯一用作草坪草的多年生草种。该草以
耐瘠薄、病虫害少及养护水平低而著称，可广泛用于公共绿地、运动场草坪、水土保持和公路边坡草坪的建植。假
俭草为二倍体，其染色体数目为２狀＝１８，能够进行正常的有性繁殖［１３］。目前市场上商业化的假俭草品种大多来
自于美国，这些品种主要是通过系统选育、杂交育种及诱变育种选育而出［４６］。尽管我国拥有丰富的假俭草种质
资源，但由于起步较晚，假俭草的品种选育研究落后于美国。充分利用我国丰富的假俭草种质资源，培育拥有自
主知识产权的假俭草新品种是我国草坪业可持续发展的一个重要方向。
性状遗传组成的特点与其遗传改良的方法密切相关，对育种性状遗传体系的了解有助于选用适当的育种方
法。以往对植物数量性状的遗传研究，主要采用微效多基因模型下的双亲本杂种或双列杂交杂种的时代平均数
或遗传方差组成分析方法研究性状的整体基因效应［７］。盖钧镒等［８］提出了植物数量性状的主基因－多基因遗传
理论，认为多数性状由主基因加多基因共同控制是数量性状遗传的基本模型，而纯主基因或纯多基因的遗传模型
只是特例，并建立了植物数量性状主基因＋多基因混合遗传模型分析方法［９，１０］。该模型的建立突破了经典的数
量性状由微效多基因控制的理论假设，通过对分离时代群体的分析，提供主基因与多基因两方面的量化信息。目
前该模型已在小麦（犜狉犻狋犻犮狌犿犪犲狊狋犻狏狌犿）［１１，１２］、水稻（犗狉狔狕犪狊犪狋犻狏犪）［１３］、大豆（犌犾狔犮犻狀犲犿犪狓）［１４］、油菜（犅狉犪狊狊犻犮犪
狀犪狆狌狊）［１５］等多种植物的遗传分析中得到了广泛的应用。在草坪草的遗传分析研究方面，郭海林等［１６，１７］应用该模
型分别对结缕草属植物的抗寒性和青绿期进行了遗传分析，郑轶琦等［１８］应用该模型对假俭草的部分外部性状
（主要为营养性状）进行了遗传分析，上述研究结果对深入研究这些植物的遗传机制方面发挥了重要作用。
假俭草既可进行营养繁殖，也可利用种子繁殖，其种子产量高低是其优良品种能否产业化的关键因素［１９］。
本研究试图应用主基因＋多基因混合遗传模型分析方法对２份假俭草种源杂交后代的４个生殖性状进行遗传分
析，以明确假俭草花序密度、生殖枝高度、花序长度和每穗粒数等生殖性状的遗传特性，同时本研究还进行了假俭
第２０卷 第２期
Ｖｏｌ．２０，Ｎｏ．２
草 业 学 报
ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ
２８３－２８９
２０１１年４月
收稿日期：２０１００３２５；改回日期：２０１００６０９
基金项目：国家自然科学基金（３０６７０２００）资助。
作者简介：郑轶琦（１９７７），女，河南洛阳人，讲师，博士。Ｅｍａｉｌ：ｂｏｔａｎｙｚｙｑ＠ｙａｈｏｏ．ｃｏｍ．ｃｎ
通讯作者。Ｅｍａｉｌ：ｔｕｒｆｕｎｉｔ＠ｙａｈｏｏ．ｃｏｍ．ｃｎ
草杂交后代９个性状之间的相关性分析，上述研究结果可以为假俭草相关性状的基因及ＱＴＬ（ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅｔｒａｉｔ
ｌｏｃｕｓ，数量性状基因座）定位及品种改良、标记辅助育种等方面提供科学依据。
１ 材料与方法
１．１ 供试材料
以２份外部性状均表现差异的假俭草种源材料Ｅ１０２（♀）、Ｅ０９２（１）（♂）为亲本，配制杂交组合，杂交试验于
２００６年进行，２００７年利用ＳＲＡＰ（ｓｅｑｕｅｎｃｅｒｅｌａｔｅｄａｍｐｌｉｆｉｅｄｐｏｌｙｍｏｒｐｈｉｓｍ，相关序列扩增多态性）分子标记对
９６份杂交Ｆ１ 代的真实性进行了鉴定，最终确定其中８９份材料为真杂种。每个杂交后代种植１盆，共计８９盆；
父本和母本各３盆。杂交后代和亲本均种植于江苏省中国科学院植物研究所草坪草种植资源圃。２份亲本的来
源及外部性状观测值见表１。
表１ 亲本来源及其生殖性状观测值
犜犪犫犾犲１ 犛狅狌狉犮犲狊犪狀犱狉犲狆狉狅犱狌犮狋犻狏犲狋狉犪犻狋狊狅犳狆犪狉犲狀狋狊
亲本
Ｐａｒｅｎｔｓ
来源
Ｓｏｕｒｃｅｓ
经度
Ｌｏｎｇｉｔｕｄｅ
纬度
Ｌａｔｉｔｕｄｅ
花序密度 Ｄｅｎｓｉｔｙ
ｏｆｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅ
（Ｎｏ．／３５ｃｍ２）
生殖枝高度 Ｈｅｉｇｈｔ
ｏｆｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅ
ｂｒａｎｃｈ（ｃｍ）
花序长度Ｌｅｎｇｔｈ
ｏｆｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅ
（ｃｍ）
每穗粒数Ｓｐｅｃｕｌｅ
Ｎｏ．ｐｅｒｓｐｉｋｅ
（Ｎｏ．）
Ｅ１０２ 美国佐治亚州 Ｇｅｏｒｇｉａ，ＵＳＡ Ｗ１０６°３３′ Ｎ３２°２２′ ９１．６７±１８．５０ ２７．４６±１．９３ ６．０１±０．６６ ２０．５７±１．３４
Ｅ０９２（１） 重庆渝北Ｙｕｂｅｉ，Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ Ｅ１０６°３３′ Ｎ２９°３２′ ７９．２３±１３．１２ ２０．８０±１．０９ ５．６５±０．５６ ２１．４０±１．５８
１．２ 亲本和杂交Ｆ１ 代生殖性状观测
生殖性状观测于２００８年８－１１月进行，观测指标包括花序密度、生殖枝高度、花序长度以及每穗粒数，具体
观测方法如下。花序密度：统计每盆的花序数。生殖枝高度：从地表到花序顶部的自然高度，随机抽取１０个生殖
枝，测定其高度。花序长度：随机抽取１０个花序测定其长度。每穗粒数：随机抽取１０个穗子测定单位花穗种子
数。
１．３ 数据分析
Ｆ１ 群体生殖性状的主基因＋多基因混合遗传分析方法参见郑轶琦等［１８］的报道。
１．４ 性状间的相关分析
应用简明统计软件（ＣＳ１０．１）对郑轶琦等［１８］报道的５个营养性状（叶片长度和宽度、匍匐茎节间长度和宽度、
草层高度等）与本研究观测到的４个生殖性状进行相关分析。
２ 结果与分析
２．１ Ｆ１ 群体的生殖性状遗传变异
对Ｅ１０２×Ｅ０９２（１）的８９份杂交后代的生殖性状观测结果发现，杂种后代的生殖性状观测值均呈不同程度的
连续分布，表现出数量性状遗传的特点。从次数分布图及偏态系数可以看出（图１，表２），各营养性状的变异均表
现出连续的偏态分布，符合主基因＋多基因的遗传特征。
在调查的杂交后代的４个生殖性状中，变异系数由大到小依次为花序密度（５４．１０％）＞生殖枝高度
（１３．１７％）＞每穗粒数（８．９２％）＞花序长度（８．４２％），变异系数最大的为花序密度，最小的为花序长度。花序密
度的变化范围是１８～４７０个／３５ｃｍ２，生殖枝高度的变化范围是１８．７～４２．３ｃｍ，每穗粒数的变化范围是１７．４～
２８．０粒，花序长度的变化范围是５．０～７．６ｃｍ。与双亲的表型值（表１）相比，Ｆ１ 代的４个生殖性状的变异范围均
在不同程度上超过了双亲，表明控制上述性状的增效和减效基因在双亲中呈分散分布，通过基因重组可产生正向
和负向的超亲后代。
２．２ Ｆ１ 群体生殖性状的主基因＋多基因混合遗传分析
用植物数量性状主基因＋多基因遗传模型的单个分离世代Ｆ２ 群体的数量性状分离分析方法对Ｅ１０２×Ｅ０９２
（１）组合的Ｆ１ 世代的花序密度、生殖枝高度、花序长度以及每穗粒数４个生殖性状进行了分析，获得了无主基因、
４８２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１１） Ｖｏｌ．２０，Ｎｏ．２
１对主基因（Ａ）和２对主基因（Ｂ）共１１种遗传模型的极大似然函数值和ＡＩＣ值（表３）。根据ＡＩＣ准则，在备选
遗传模型中，ＡＩＣ值最小者为最优模型。
表２ 犈１０２×犈０９２（１）杂交犉１ 代部分生殖性状变异分析
犜犪犫犾犲２ 犜犺犲狏犪狉犻犪狋犻狅狀狅犳狉犲狆狉狅犱狌犮狋犻狏犲狋狉犪犻狋狊狅犳狆狉狅犵犲狀犻犲狊犻狀犈１０２×犈０９２（１）
参数
Ｐａｒａｍｅｔｅｒ
花序密度
Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙ
（Ｎｏ．／３５ｃｍ２）
生殖枝高度
Ｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈ
ｈｅｉｇｈｔ（ｃｍ）
花序长度
Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈ
（ｃｍ）
每穗粒数
ＳｐｅｃｕｌｅＮｏ．ｐｅｒ
ｓｐｉｋｅ（Ｎｏ．）
平均值 Ｍｅａｎ １８７．４９ ２６．４３ ６．０６ ２１．６３
最大值 Ｍａｘ ４７０．０ ４２．３ ７．６ ２８．０
最小值 Ｍｉｎ １８．０ １８．７ ５．０ １７．４
标准差Ｓｔａｎｄａｒｄｄｅｖｉａｔｉｏｎ １０１．４４ ３．４８ ０．５１ １．９３
变异系数Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｏｆｖａｒｉａｎｃｅ ５４．１０ １３．１７ ８．４２ ８．９２
偏度系数Ｓｋｅｗｎｅｓｓ ０．６９６２ ０．７６６６ ０．０８１０ ０．５５２０
峰度系数Ｋｕｒｔｏｓｉｓ ０．３１９９ ０．９４６１ ０．２５７１ ０．１０８６
图１ 犈１０２×犈０９２（１）杂交后代群体生殖性状的次数分布图
犉犻犵．１ 犉狉犲狇狌犲狀犮狔犱犻狊狋狉犻犫狌狋犻狅狀狅犳狉犲狆狉狅犱狌犮狋犻狏犲狋狉犪犻狋狊犳狅狉犉１狆狅狆狌犾犪狋犻狅狀狊狅犳犈１０２×犈０９２（１）
花序密度、生殖枝高度、花序长度以及每穗粒数４个生殖性状的ＡＩＣ值最低的模型分别是Ａ４模型、Ｂ１模
型、Ｂ１模型和Ａ０模型，其ＡＩＣ值分别为１０５０．１７，４７０．８１，１５９．６９和３６４．５９（表３）。备选模型的适合性检验
结果（表４）也表明，Ｆ１ 群体中４个生殖性状观测值的分布与理论分布是一致的（犘＞０．０５），因此，认为上述４个
模型均为最适遗传模型。
花序密度的最佳遗传模型为Ａ４模型，即１对主基因模型，该主基因表现为负向完全显性，即显性效应等于
负的加性效应，该群体表现为２个正态分布按１∶３的比例混合，该群体的加性效应（犱）为９０．７４，主基因遗传率
为６０．７１％；Ａ１模型的ＡＩＣ值（１０５０．１８）与最小ＡＩＣ值（１０５０．１７）非常接近，可作为备选模型。生殖枝高度的
５８２第２０卷第２期 草业学报２０１１年
最佳遗传模型为Ｂ１模型，即２对主基因，加性－显性－上位性模型，该群体为９个平均数不同和方差相同的正
态分布组成的混合分布，其方差可能包括误差方差组分和多基因方差组分２部分，遗传参数计算结果表明，加性
效应（犱犪 和犱犫）分别为６．９７０８和４．２８４８，显性效应（犺犪 和犺犫）分别为－１．２９２６和－１．５１９８，上位性效应（犻，犼犪犫，
犼犫犪，犾）分别为２．６５７６，－３．１４７０，－２．９６３８和０．５５５１，主基因遗传方差（σ２犿犵）为２３．２６，主基因遗传率犺２犿犵为
９３．７３％。花序长度也是Ｂ１模型，即２对主基因，加性－显性－上位性模型，该群体为９个平均数不同和方差相
同的正态分布组成的混合分布，其方差可能包括误差方差组分和多基因方差组分２部分，遗传参数计算结果表
明，加性效应（犱犪 和犱犫）分别为２．０５９５和１．６３７８，显性效应（犺犪 和犺犫）分别为１．１１９２和１．１３７４，上位性效应（犻，
犼犪犫，犼犫犪，犾）分别为－１．１２７３，－１．３０９６，－１．４５２３和－０．９５８９，主基因遗传方差（σ２犿犵）为０．２４６６，主基因遗传率
犺２犿犵为９６．７９％。每穗粒数最佳遗传模型均为Ａ０模型，即无主基因模型，表明该群体中上述性状表现出由误差
或误差＋多基因所修饰的单一正态分布特征，可能是因为控制上述性状的基因中没有主效基因，为多个微效基因
控制的数量性状。
表３ 不同遗传模型下的极大似然函数值和犃犐犆值
犜犪犫犾犲３ 犕犪狓犻犿狌犿犾犻犽犲犾犻犺狅狅犱狏犪犾狌犲（犕犔犞）犪狀犱犪犽犪犻犽犲’狊犻狀犳狅狉犿犪狋犻狅狀犮狉犻狋犲狉犻狅狀（犃犐犆）狌狀犱犲狉犱犻犳犳犲狉犲狀狋犵犲狀犲狋犻犮犿狅犱犲犾
模型代号
Ｃｏｄｅ
花序密度
Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙ
极大似然函数值
ＭＬＶ
ＡＩＣ值
ＡＩＣｖａｌｕｅ
生殖枝高度
Ｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔ
极大似然函数值
ＭＬＶ
ＡＩＣ值
ＡＩＣｖａｌｕｅ
花序长度
Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈ
极大似然函数值
ＭＬＶ
ＡＩＣ值
ＡＩＣｖａｌｕｅ
每穗粒数
ＳｐｅｃｕｌｅＮｏ．ｐｅｒｓｐｉｋｅ
极大似然函数值
ＭＬＶ
ＡＩＣ值
ＡＩＣｖａｌｕｅ
Ａ０ －５２４．８３ １０５３．６８ －２３６．８７ ４７７．７７ －１４１．２６ ２８６．５３ －１８０．２９ ３６４．５９
Ａ１ －５２１．０８ １０５０．１８ －２３６．７９ ４８１．５９ －９１．２８ １９０．５６ －１７９．７７ ３６７．５５
Ａ２ －５２４．８４ １０５５．６８ －２３６．８９ ４７９．７７ －１４１．２６ ２８８．５３ －１８０．２９ ３６６．５９
Ａ３ －５２４．８３ １０５７．６８ －２３６．８８ ４８１．７７ －９１．２８ １９０．５６ －１８０．２９ ３６８．５９
Ａ４ －５２１．０８ １０５０．１７ －２３６．７９ ４８１．５９ －１４１．２６ ２９０．５２ －１７９．７７ ３６７．５５
Ｂ１ －５１９．９７ １０５９．９４ －２２５．４０ ４７０．８１ －６９．８４ １５９．６９ －１７５．４４ ３７０．８８
Ｂ２ －５２１．０８ １０５４．１８ －２３６．７１ ４８５．４２ －１３９．１７ ２９０．３５ －１７９．２７ ３７０．５４
Ｂ３ －５２４．８４ １０５７．６９ －２３６．８９ ４８１．７７ －１４１．２６ ２９０．５３ －１８０．３０ ３６８．６０
Ｂ４ －５２４．８４ １０５５．６８ －２３６．８９ ４７９．７７ －１４１．２６ ２８８．５３ －１８０．３０ ３６６．６０
Ｂ５ －５２４．８３ １０５７．６８ －２３６．８８ ４８１．７７ －１３９．１７ ２８６．３５ －１８０．２９ ３６８．５９
Ｂ６ －５２４．８４ １０５５．６８ －２３６．８９ ４７９．７７ －１３９．１７ ２８４．３５ －１８０．２９ ３６６．５９
表４ 入选模型的适合性检验
犜犪犫犾犲４ 犜犲狊狋犳狅狉犵狅狅犱狀犲狊狊狅犳犳犻狋狅犳狊犲犾犲犮狋犲犱犿狅犱犲犾
性状Ｔｒａｉｔ 模型 Ｍｏｄｅｌ 犝１２ 犝２２ 犝３２ 狀犠２ 犇狀
花序密度Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙ Ａ４ ０．００１（０．９８０３） ０．０００（０．９９４８） ０．００５（０．９４４８）０．０４３７（＞０．０５）０．０５４５（＞０．０５）
生殖枝高度Ｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔ Ｂ１ ０．００１（０．９７５４） ０．００４（０．９４９７） ０．０１８（０．８９４５）０．０１３１（＞０．０５）０．０４１９（＞０．０５）
花序长度Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈ Ｂ１ ０．０００（０．９９７４） ０．０００（０．９９８５） ０．０００（０．９８３７）０．０４４８（＞０．０５）０．０７３７（＞０．０５）
每穗粒数ＳｐｅｃｕｌｅＮｏ．ｏｆｅａｃｈｓｐｉｋｅ Ａ０ ０．０９３（０．７５９９） ０．２０２（０．６５３０） ０．３７８（０．５３８６）０．０３７９（＞０．０５）０．０５９０（＞０．０５）
统计量Ｕ１２、Ｕ２２和Ｕ３２括号内均为概率值，统计量ｎＷ２的临界值为０．４６１（犘＝０．０５）和０．７４３（犘＝０．０１）。
ＴｈｅｖａｌｕｅｉｎｐａｒｅｎｔｈｅｓｅｓａｆｔｅｒＵ１２，Ｕ２２ａｎｄＵ３２ｍｅａｎｓｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ，ｔｈｅｖａｌｕｅｓｏｆｎＷ２ａｒｅ０．４６１ａｎｄ０．７４３ａｔ５％ａｎｄ１％ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｅｖｅｌ，ｒｅｓｐｅｃ
ｔｉｖｅｌｙ．
２．３ 性状间的相关分析
本研究中假俭草杂交后代的性状间不是相互独立的，而是存在着一定的相关关系（表５）。其中营养性状间，
６８２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１１） Ｖｏｌ．２０，Ｎｏ．２
叶片长度与叶片宽度、叶片长度与草层高度之间呈极显著的正相关，相关系数分别是０．４１７８和０．６２８５，说明草
层高度越高，其叶片越长、越宽。在生殖性状间，生殖枝高度与花序密度、生殖枝高度与每穗粒数之间呈显著的正
相关，相关系数分别为０．３７４８和０．３５６２，说明生殖枝越高，花序密度越大，每穗粒数越多。在营养性状与生殖
性状之间也存在着一定的相关性，即生殖枝高度与草层高度之间呈极显著正相关，相关系数为０．４２３０，说明草层
高度越高，生殖枝高度也越高。
表５ 假俭草杂交后代性状间相关分析
犜犪犫犾犲５ 犜犺犲犮狅狉狉犲犾犪狋犻狅狀犪犿狅狀犵狋犺犲狋狉犪犻狋狊狅犳犮犲狀狋犻狆犲犱犲犵狉犪狊狊犺狔犫狉犻犱狊
性状
Ｔｒａｉｔ
叶片长度
ＬＬ
叶片宽度
ＬＷ
节间长度
ＩＬ
节间直径
ＩＤ
草层高度
ＨＴ
花序密度
ＩＳ
生殖枝高度
ＲＢＨ
花序长度
ＩＬ
每穗粒数
ＳＮＥＳ
叶片长度ＬＬ １
叶片宽度ＬＷ ０．４１７８ １
节间长度ＩＬ ０．０４４７ ０．１４７９ １
节间直径ＩＤ ０．２００７ ０．０７６３ ０．０７３６ １
草层高度 ＨＴ ０．６２８５ ０．１４８６ ０．０４８３ ０．１７９９ １
花序密度ＩＳ ０．１０８６ －０．１６８２ ０．０５３４ －０．０７０９ ０．１８９９ １
生殖枝高度ＲＢＨ ０．３１０３ ０．１２３４ ０．２２０４ －０．００５５ ０．４２３０ ０．３７４８ １
花序长度ＩＬ －０．０１４４ －０．０４５６ －０．０４８９ －０．０００３ －０．０８１９ ０．１７０７ ０．０４８３ １
每穗粒数ＳＮＥＳ ０．０３５７ －０．０２６１ ０．１１５０ ０．０７８７ ０．２０８７ ０．３１９５ ０．３５６２ －０．１４７０ １
表示显著相关，表示极显著相关。
ｉｎｄｉｃａｔｅｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ，ｉｎｄｉｃａｔｅｖｅｒｙｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ．
ＬＬ：Ｌｅａｆｌｅｎｇｔｈ，ＬＷ：Ｌｅａｆｗｉｄｔｈ，ＩＬ：Ｉｎｔｅｒｎｏｄｅｌｅｎｇｔｈ，ＩＤ；Ｉｎｔｅｒｎｏｄｅｄｉａｍｅｔｅｒ，ＨＴ：Ｈｅｉｇｈｔｏｆｔｕｒｆ，ＩＳ：Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙ，ＲＢＨ：Ｒｅｐｒｏ
ｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔ，ＩＬ：Ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈ，ＳＮＥＳ：ＳｐｅｃｕｌｅＮｏ．ｏｆｅａｃｈｓｐｉｋｅ．
３ 讨论
３．１ 假俭草杂交后代生殖性状的遗传变异
本研究将２份生殖性状存在差异的假俭草种源材料进行杂交，对获得的Ｆ１ 后代的４个生殖性状的遗传变异
进行了分析，结果表明，这４个生殖性状的变异系数从大到小依次为花序密度（５４．１０％）＞生殖枝高度（１３．１７％）
＞每穗粒数（８．９２％）＞花序长度（８．４２％）。变异系数反映了待改良群体的变异情况，变异越大，说明选择潜力越
大，在本研究中，花序密度的变异系数最大，比较容易通过杂交育种加以改良，而生殖枝高度、每穗粒数和花序长
度的变异系数均较低，表明这３个性状较难通过杂交育种加以改良。刘建秀等［１９］对假俭草种源材料的结实性进
行了比较分析，在评价的指标中对各种源的花序密度、结实率、百粒重和单位花序小花数进行了评价，结果表明，
在４个生殖性状中花序密度的变异系数最大，为７６．８％，单位花序小花数的变异系数最小，为１０．２％，通过各组
分对种子产量的通径分析表明花序密度对种子产量的贡献最大。本研究对假俭草杂交后代生殖性状的遗传变异
分析结果中花序密度与每穗粒数的变异系数与刘建秀等［１９］的研究结果较一致，花序密度的变异系数均为最大，
但是杂交后代的变异系数低于种源材料的变异系数，表明假俭草种源材料间花序密度的变异远远大于杂交后代。
假俭草种子产量高低是其优良品种能否产业化的关键因素［１９］。本研究的结果表明，可以通过杂交育种的方法培
育具有较高种子产量的假俭草优良品种。
３．２ 假俭草杂交后代性状间的相关分析
相关分析是研究不同性状间密切程度的一种统计分析方法，它是描述２个性状间线性关系程度和方向的统
计量。本研究通过对假俭草杂交后代的供试性状间进行相关分析，发现各性状间不是相互独立的，而是存在着一
定的相关关系。其中营养性状间，叶片长度与叶片宽度、叶片长度与草层高度之间呈极显著的正相关，即草层高
度越高，其叶片越长、越宽。在生殖性状间，生殖枝高度与花序密度、生殖枝高度与每穗粒数之间呈显著的正相
７８２第２０卷第２期 草业学报２０１１年
关，说明生殖枝越高，花序密度越大，每穗粒数越多。在营养性状与生殖性状之间也存在着一定的相关性，生殖枝
高度与草层高度之间呈极显著正相关，说明草层高度越高，生殖枝高度也越高，本研究结果与刘建秀等［１９］对假俭
草种源材料性状间的相关分析结果较一致。Ｚｈｕ等［２０］认为性状间显著相关暗示相应性状的部分ＱＴＬ间可能存
在连锁或一因多效。所以对上述性状进行ＱＴＬ定位分析可以进一步了解性状间的相互关系，从而为今后的分
子标记辅助育种工作提供科学依据。
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８８２ ＡＣＴＡＰＲＡＴＡＣＵＬＴＵＲＡＥＳＩＮＩＣＡ（２０１１） Ｖｏｌ．２０，Ｎｏ．２
犃狀犪犾狔狊犻狊狅犳犺犲狉犲犱犻狋狔犪狀犱犮狅狉狉犲犾犪狋犻狅狀狅犳狉犲狆狉狅犱狌犮狋犻狏犲狋狉犪犻狋狊犻狀
犮犲狀狋犻狆犲犱犲犵狉犪狊狊（犈狉犲犿狅犮犺犾狅犪狅狆犺犻狌狉狅犻犱犲狊）犺狔犫狉犻犱狊
ＺＨＥＮＧＹｉｑｉ１，ＺＡＮＧＧｕｏｚｈａｎｇ１，ＧＵＯＨａｉｌｉｎ２，ＬＩＵＪｉａｎｘｉｕ２，ＲＥＮＧｅ１
（１．ＦｏｒｅｓｔｒｙＣｏｌｅｇｅｏｆＨｅｎａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅａｎｄＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｌｕｏｙａｎｇ４７１００３，Ｃｈｉｎａ；２．Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ
ｏｆＢｏｔａｎｙ，ＪｉａｎｇｓｕＰｒｏｖｉｎｃｅａｎｄＣｈｉｎｅｓｅＡｃａｄｅｍｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅｓ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１００１４，Ｃｈｉｎａ）
犃犫狊狋狉犪犮狋：Ｔｈｅｈｅｒｅｄｉｔｙｏｆｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｃｈａｒａｃｔｅｒｓ，ｉ．ｅ．ｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙ，ｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔ，ｉｎ
ｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈ，ａｎｄｓｐｅｃｕｌｅｎｕｍｂｅｒｐｅｒｓｐｉｋｅｗｅｒｅａｎａｌｙｚｅｄｂｙａｍｉｘｅｄｍｏｄｅｌｏｆｍａｊｏｒｇｅｎｅｓａｎｄｐｏｌｙ
ｇｅｎｅｓ，ｔｏｒｅｖｅａｌｔｈｅｇｅｎｅｔｉｃｍｅｃｈａｎｉｓｍｏｆｔｈｅｓｅｔｒａｉｔｓ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｈｏｗｅｄ：１）Ｔｈｅｗｉｄｅｓｔｖａｒｉａｔｉｏｎｉｓｆｏｕｎｄｉｎ
ｔｈｅｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙｔｈａｔｈａｓａｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｏｆｖａｒｉａｎｃｅ（ＣＶ）ｏｆ５４．１０％，ｆｏｌｏｗｅｄｂｙｔｈｅｖａｒｉａｔｉｏｎｓｏｆｒｅｐｒｏ
ｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔ，ｓｐｅｃｕｌｅｎｕｍｂｅｒｐｅｒｓｐｉｋｅａｎｄｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈｗｉｔｈｅａｃｈＣＶａｍｏｕｎｔｉｎｇｔｏ１３．１７％，
２１．８９％，８．９２％ａｎｄ８．４２％，ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ．２）Ｏｎｅｍａｊｏｒｇｅｎｅｍｏｄｅｌｗｉｔｈｎｅｇａｔｉｖｅｄｏｍｉｎａｎｃｅ（Ａ４）ｗａｓｔｈｅ
ｍｏｓｔｓｕｉｔａｂｌｅｍｏｄｅｌｆｏｒｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙａｎｄｔｈｅｈｅｒｉｔａｂｉｌｉｔｙｏｆｍａｊｏｒｇｅｎｅｓｗａｓ６０．７１％．Ｔｈｅｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅ
ｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔａｎｄｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈｗｅｒｅａｌｃｏｎｔｒｏｌｅｄｂｙｔｗｏａｄｄｉｖｉｖｅｄｏｍｉｎａｎｃｅｅｐｉｓｔａｓｉｓｍａｊｏｒｇｅｎｅｓ
ｍｏｄｅｌ（Ｂ１），ａｎｄｔｈｅｈｅｒｉｔａｂｉｌｉｔｙｏｆｍａｊｏｒｇｅｎｅｓｗｅｒｅ９３．７３％ａｎｄ９６．７９％，ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ．Ｔｈｅｍｏｓｔｓｕｉｔａｂｌｅ
ｍｏｄｅｌｏｆｓｐｅｃｕｌｅｎｕｍｂｅｒｐｅｒｓｐｉｋｅｗａｓｗｉｔｈａｎｏｍａｊｏｒｇｅｎｅｍｏｄｅｌ（Ａ０）．Ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎａｎａｌｙｓｉｓｓｈｏｗｅｄｔｈａｔ，
ｌｅａｆｌｅｎｇｔｈａｎｄｗｉｄｔｈｈａｄａｖｅｒｙｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｏｆ０．４１７８．Ｌｅａｆｌｅｎｇｔｈａｎｄｈｅｉｇｈｔｏｆｔｕｒｆａｌｓｏ
ｈａｄｖｅｒｙｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｅｖｅｌｓｏｆｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ（０．６２８５）．Ｔｈｅｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔａｎｄｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｄｅｎｓｉｔｙ，
ｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔａｎｄｉｎｆｌｏｒｅｓｃｅｎｃｅｌｅｎｇｔｈ，ｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｂｒａｎｃｈｈｅｉｇｈｔａｎｄｈｅｉｇｈｔｏｆｔｕｒｆａｌｈａｄｓｉｇ
ｎｉｆｉｃａｎｔｌｅｖｅｌｓｏｆｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ（ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓｏｆ０．３７４８，０．３５６２ａｎｄ０．４２３０ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ）．
犓犲狔狑狅狉犱狊：ｃｅｎｔｉｐｅｄｅｇｒａｓｓ；ｈｙｂｒｉｄｓ；ｒｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｅｔｒａｉｔｓ；ｇｅｎｅｔｉｃａｎａｌｙｓｉｓ
９８２第２０卷第２期 草业学报２０１１年