全 文 ：　　收稿日期: 2000203210
基金项目: 国家自然科学基金项目 (39870632、39770629)和国家林业局“948”项目 (9824204202)资助
作者简介: 齐力旺 (19622) , 男, 山西文水人, 副研究员, 博士.3 山西农业大学农学院生物统计室陆强教授、杨锦忠博士在试验设计与分析中给予指导与帮助, 特此致谢.
　　文章编号: 100121498 (2001) 0320251207
落叶松胚性愈伤组织诱导培养基中激素的
3112A 最优回归设计筛选3
齐力旺1, 李　玲1, 韩一凡1, 韩素英2, D ie t r ich Ew ald3
(1. 中国林业科学研究院 林业研究所, 北京　100091; 2. 山西农业大学 林木生物技术研究中心,
山西 太谷　030801; 3. Federal Research Cen tre fo r Fo restry, Institu te fo r Fo restry T ree B reeding
and B io techno logy, Ebersw alder Chaussee 6, 15377　W aldsieversdo rf, Germ any)
摘要: 采用 3112A 最优回归设计, 对落叶松胚性细胞诱导中激素种类与浓度优化筛选, 建立胚性
愈伤组织量依 2, 42D、BA、KT 的多项式回归方程。分析了试验因子的主效应和互作效应, 借助此方
程获得了 3 因子的最佳配比组合以及最佳胚性愈伤组织发生量。2, 42D 为 1. 29 m g·L - 1、BA 为
0. 39 m g·L - 1和 KT 为 0. 58 m g·L - 1时, 落叶松胚性愈伤组织的诱导量可达到 13. 931 7 m g·
个- 1 (外植体)。结果表明, 这是一种简便、实用、科学的优化培养基的途径。
关键词: 落叶松; 胚性愈伤组织; 3112A 最优回归设计; 主效应; 互作效应
中图分类号: S718. 43　　　　文献标识码: A
在植物体细胞胚胎发生研究中, 在多个因素、多个水平同时参选的情况下, 寻求一种组合
少、工作量小, 而又能够获得大信息量和最佳结果的设计方法, 在生物技术研究方面有其特殊
的意义。我国在 70 年代已把正交设计应用于植物组织培养研究中, 此后, 正交设计成为植物组
织培养研究的主要设计方法; 孙洪涛等[1 ]用多因子的方差分析, 洪树荣等[2 ]用正交拉丁方实验
来筛选培养基, 均获得了较理想的效果。但是, 若参选的因素、水平数较多时, 正交设计及其它
较流行的方法往往要求做较多的试验, 方开泰[3 ]为了解决多因素、多水平问题而提出了均匀设
计, 徐华松等运用于万利包心菜 (B rassica oleracea var. cap ita ta L. ) 的器官发生培养基设计
中。然而, 上述设计方法的不足之处是被分析的因子及组合是有限的, 因子梯度是间断的、不连
续的。本试验中用的 3112A 最优回归设计, 通过较少的试验, 获得很多的信息量, 并根据实验
结果, 得到设计试验结果的曲线图, 从而使因子梯度变为连续的、不间断的, 利用 SA S 程序, 可
获得原设计组合处理以外的浓度梯度和组合, 应用于现代生物技术领域, 使研究结果更加科
学、合理、可行。
林业科学研究　2001, 14 (3) : 251～ 257　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　
F orest R esearch　　　　　　　 　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　
1　材料与方法
1. 1　供试材料
华北落叶松 (L a rix p rincip is2rupp rech tii M ayr. ) 采自山西省关帝林区庞泉沟自然保护区
30 年生天然母树林, 海拔 1 680 m , 37°52′N , 111°56′E, 依林木选择育种方法, 选取 5 株优良
单株 (即 5 个基因型) , 于 1998 年 6 月 10、20、25 日和 7 月 6、15 日依次定株, 分批、单独采集未
成熟球果。用 70% 酒精消毒 1 m in, 0. 1% 升汞溶液消毒 6 m in 后, 无菌水冲洗 5 次, 在超净台
上剥取种胚接种, 每皿接种 25 个, 置于 23～ 26 ℃下暗培养。
1. 2　培养基及培养条件
基本培养基用 S 培养基[4, 5 ] , 附加激素范围为 2, 42D (2, 42二氯苯氧乙酸) 0～ 2. 20 m g·
L - 1, BA (62苄氨基嘌呤) 0～ 0. 80 m g·L - 1, KT (激动素) 0～ 0. 80 m g·L - 1 (表 2) , 蔗糖 3% ,
Sigm a 公司琼脂粉 0. 3% , pH 5. 8, 温度 23～ 25 ℃, 黑暗条件下培养。
1. 3　胚性愈伤组织量的确定
外植体在诱导培养基上培养 7 d 后, 外植体膨大, 颜色变化明显, 10～ 15 d 即有愈伤组织
产生。确定胚性愈伤组织后, 分别于接种后的第 36 d, 定盘、定外植体转接, 每挑取一个外植体
的胚性愈伤组织, 在超净台中的天平上随即称其质量, 并随时记载、编号。
1. 4　试验设计
以试验因子 2, 42D、BA 与 KT 的质量浓度为自变量, 以每个落叶松外植体诱导获得的胚
性愈伤组织量为函数, 根据 3112A 最优回归设计要求, 以试验因子 (自变量) 编码值相应的质
量浓度拟订试验处理组合; 并对试验因子 (自变量) 的设计水平进行线性编码代换 (表 1) , 以便
把因变量 y 对自变量的回归关系转化为 y 对因子空间中坐标轴 x 上编码值的关系。
表 1　试验因子编码设计方案
试验因子 编码间距 试验因子编码设计
- 2 - 1. 414 - 1 0 1 1. 414 2
2, 42D (x 1) ö(m g·L - 1) 0. 55 0 0. 32 1. 10 1. 88 0. 20
BA (x 2) ö(m g·L - 1) 0. 20 0 0. 12 0. 40 0. 68 0. 80
KT (x 3) ö(m g·L - 1) 0. 20 0 0. 20 0. 40 0. 60 0. 80
　　根据实验结果建立落叶松胚性愈伤组织量与 2, 42D、BA、KT 多项式回归方程:
y
∧
= b0+ 23
j= 1
bjx j + 2
i< j
bij x iy j+ 23
j = 1
bj jx 2j 　 (1)
其中, b0 为常数项, bj 为一次项回归系数, bij为互作项回归系数, bj j为二次项回归系数。
2　结果与分析
2. 1　研究数据的筛选与确定
华北落叶松外植体仅有某一时期内采集的未成熟球果, 才易诱导胚性愈伤组织。统计发
现, 本研究用的 2# 基因型大量发生胚性愈伤组织是 6 月 26 日～ 6 月 30 日采集的球果, 6 月 25
日前与 7 月 5 日后采集的球果只有极少数能诱导出胚性细胞, 该期以外采集的球果几乎未见
胚性愈伤组织的发生; 而 3# 基因型大量产生胚性愈伤组织是 6 月 20 日采集的球果, 其余很少
252　　　　　　　　　　　　　　　　林 业 科 学 研 究　　　　　　　　　　　　　　　　第 14 卷　　
见胚性愈伤组织发生; 这个结果与T u lecke [6 ]在白云杉[P icea g lauca (M oench) V o ss ]、黑云杉
(P. m a riana B. S. P. )、糖松 (P inus lam bertiana Dougl. )、火炬松 (P. taed a L inn. )、美国五
针松 (P. strobes L inn. )与北美黄杉[P seud otsug a m enz iesii (M irbel) F ranco ]的体胚诱导中报
道的仅有某一时间内采集的球果, 才能建立良好的体胚发生体系结论一致。这就是说, 只有在
合适的球果发育时期, 在合适的含有 2, 42D、BA 与 KT 的培养基上, 才能诱导胚性愈伤组织。
但是, 如果外植体不在诱导胚性愈伤组织时期, 那么在含 2, 42D、BA 与 KT 组合的培养基上也
不能发生胚性愈伤组织。由于不同组合的 2, 42D、BA 与 KT 对诱导胚性愈伤组织作用大小不
同, 存在着很大差异, 所以取各组合中诱导胚性愈伤组织临界值之上的数据进行统计分析。本
研究数据取自 6 月 20 日采集的 3# 基因型的未成熟球果外植体, 在设计的 11 种培养基上均能
诱导胚性愈伤组织发生, 在每一组合中的定个体取 3 个外植体产生的胚性愈伤组织的平均数,
以便正确研究 2, 42D、BA 与 KT 对诱导落叶松胚性愈伤组织的影响。
2. 2　落叶松胚性愈伤组织的诱导与 2, 4-D、BA、KT 用量的关系
2. 2. 1　回归方程的建立　试验用 3112A 最优回归设计, 2, 42D (x 1)、BA (x 2)、KT (x 3) 与胚性
愈伤组织的实验结果见表 2。
表 2　试验因子实施方案与每个外植体诱导胚性愈伤组织诱导结果
处理号 编码 (含量ö(m g·L - 1) )2, 42D (x 1) BA (x 2) KT (x 3) 实际胚性愈伤质量ö(m g·个- 1) 理论胚性愈伤质量ö(m g·个- 1)
1 0 (1. 10) 0 (0. 40) 2 (0. 80) 12. 50 12. 91
2 0 (1. 10) 0 (0. 40) - 2 (0) 8. 46 8. 05
3 - 1. 414 (0. 32) - 1. 414 (0. 12) 1 (0. 60) 10. 00 9. 79
4 1. 414 (1. 88) - 1. 414 (0. 12) 1 (0. 60) 12. 50 12. 29
5 - 1. 414 (0. 32) 1. 414 (0. 68) 1 (0. 60) 11. 18 10. 97
6 1. 414 (1. 88) 1. 414 (0. 68) 1 (0. 60) 11. 43 11. 22
7 2 (2. 20) 0 (0. 40) - 1 (0. 20) 8. 82 9. 03
8 - 2 (0) 0 (0. 40) - 1 (0. 20) 8. 18 8. 39
9 0 (1. 10) 2 (0. 80) - 1 (0. 20) 10. 00 10. 20
10 0 (1. 10) - 2 (0) - 1 (0. 20) 6. 67 6. 87
11 0 (1. 10) 0 (0. 40) 0 (0. 40) 13. 33 13. 33
　　根据实验结果和 3112A 最优回归设计, 建立了 2, 42D、BA、KT 各因子与落叶松诱导胚性
愈伤组织量[m g·个- 1 (外植体) ]的多项式回归方程:
y
∧
= - 1. 124 6+ 5. 934 4x 1+ 23. 377 4x 2+ 22. 782 5x 3- 2. 575 5x 1x 2+ 1. 476 3x 1x 3
- 10. 160 7x 2x 3- 2. 231 1x 12- 17. 937 1x 22- 17. 835 6x 32　 (2)
其中, 方程的决定系数为R 2= 0. 984 9, 表明方程的拟合效果非常好。
2. 2. 2　试验因子的主效应分析　由于设计中各因素处理进行正交编码, 回归方程中的统计值
已相对独立, 反映各因子与实验结果的关系时, 只要把其它两个技术因子以零水平处理编码代
入, 可得到本试验中 2, 42D (x 1) 与胚性愈伤质量 y∧1, BA (x 2) 与胚性愈伤质量 y∧2, KT (x 3) 与胚
性愈伤组织量 y∧3 的 3 个一元二次数学方程:
　　　　　　　　y∧1= - 1. 124 6+ 5. 934 4x 1- 2. 231 1x 12　 (3)
　　　　　　　　y∧2= - 1. 124 6+ 23. 377 4x 2- 17. 937 1x 22　 (4)
352第 3 期　　　齐力旺等: 落叶松胚性愈伤组织诱导培养基中激素的 3112A 最优回归设计筛选　　　　　　　　
　　　　　　　　y∧3= - 1. 124 6+ 22. 782 5x 3- 17. 835 6x 32　 (5)
由回归方程求得 2, 42D (x 1)、BA (x 2)、KT (x 3) 7 个处理水平的落叶松胚性愈伤组织量 (表
3)。
表 3　各试验因子不同处理的胚性愈伤组织量
试验因子
因 子 编 码
- 2 - 1. 414 - 1 0 1 1. 414 2
变异
系数
CV ö% 最高胚性愈伤组织量因子用量ö(m g·L - 1) 胚性愈伤量ö(m g·个- 1)
2, 42D ö(m g·L - 1) - 1. 124 6 0. 545 9 2. 069 4 2. 703 6 2. 593 0 2. 146 5 1. 132 6 95. 40 1. 33 2. 821 6
BA ö(m g·L - 1) - 1. 124 6 1. 422 4 2. 833 4 5. 356 4 6. 444 4 6. 477 9 6. 097 6 75. 34 0. 65 6. 492 3
KT ö(m g·L - 1) - 1. 124 6 1. 352 5 2. 718 5 5. 134 7 6. 124 1 6. 120 3 5. 686 6 75. 71 0. 64 6. 150 8
　　由表 3 的变异系数表明, 2, 42D、BA 对落叶松未成熟胚诱导胚性愈伤组织都有重要的影
响, 而 KT 的作用相对较小, 这说明在诱导落叶松胚性愈伤组织的培养基中, 除主要的 2, 42D
外, 适当注意调节BA 质量浓度是非常必要的。
从各试验因子的一元二次方程中, 由 x i= biö- 2bii求得各试验因子在诱导胚性愈伤组织最
高时编码值和相应的实际用量 (表 3)。结果可知, 诱导落叶松胚性愈伤组织量最高时, 2, 42D、
BA、KT 质量浓度分别为 1. 33、0. 65 和 0. 64 m g·L - 1。但从总的多项式回归方程可知, 试验因
子之间有着大小、正负不同的互作效应, 因此仅从主效应分析来优选各因子的最佳用量显然是
不全面的。有必要对试验因子间一级互作进行剖析。
2. 3　试验因子间互作效应
2. 3. 1　2, 42D 与BA 的互作效应
　　y∧= - 1. 124 6+ 5. 934 4x 1+ 23. 377 4x 2- 2. 575 5x 1x 2- 2. 231 1x 12- 17. 937 1x 22　 (6)
由方程 (6)可得 5 种 2, 42D 质量浓度和 5 种BA 质量浓度条件下, 落叶松胚性愈伤组织诱
导的实验结果 (表 4)。
表 4　2, 4-D (x1)、BA (x2)与胚性愈伤组织量的关系　 m g·个- 1
2, 42D ö(m g·L - 1) BA ö(m g·L - 1)
0 0. 12 0. 40 0. 68 0. 80
CV ö%
0 　 - 1. 124 6 1. 422 4 5. 356 4 6. 477 9 6. 097 6 91. 65
0. 32 0. 545 9 2. 994 0 6. 697 3 7. 588 0 7. 108 8 61. 72
1. 10 2. 703 6 4. 910 6 8. 051 4 8. 379 7 7. 659 3 38. 71
1. 88 2. 146 5 4. 112 4 6. 690 7 6. 456 5 5. 495 1 37. 77
2. 20 1. 132 6 2. 999 6 5. 347 1 4. 882 1 3. 821 9 45. 99
CV ö% 138. 18 40. 13 17. 55 19. 59 24. 83 54. 29
　　由表 4 可知, 当 2, 42D 质量浓度为 0～ 1. 10 m g·L - 1, BA 质量浓度为 0～ 0. 68 m g·L - 1
时, 诱导落叶松胚性愈伤组织量随 2, 42D 和BA 质量浓度的增加而增加; 2, 42D 质量浓度为
1. 10 m g·L - 1, BA 质量浓度为 0. 68 m g·L - 1时, 诱导胚性愈伤组织量从 0 增到 8. 379 7 m g
·个- 1 (外植体) ; 若不加BA , 单加 2, 42D 质量浓度为 1. 10 m g·L - 1时, 胚性愈伤组织量仅为
2. 703 6 m g·个- 1 (外植体)。可见, 只有当 2, 42D 与BA 合理配合时, 才能获得最佳实验结果。
同时, 高浓度的 2, 42D (大于 1. 88 m g·L - 1)和高浓度的BA (大于 0. 80 m g·L - 1) 也会明显对
诱导胚性愈伤组织不利。
452　　　　　　　　　　　　　　　　林 业 科 学 研 究　　　　　　　　　　　　　　　　第 14 卷　　
2. 3. 2　2, 42D (x 1)与 KT (x 3)的互作效应　2, 42D (x 1) 与 KT (x 3) 对诱导胚性愈伤组织量的作
用可从下面回归方程 (7)中剖析:
y
∧
= - 1. 124 6+ 5. 934 4x 1+ 22. 782 5x 3+ 1. 476 3x 1x 3- 2. 231 1x 12- 17. 835 6x 32　 (7)
　　KT 对落叶松胚性愈伤组织的影响比 2, 42D 与BA (表 5)、2, 42D 与 KT 对落叶松胚性愈
伤组织的共同作用的基本规律有别于 2, 42D 与BA。当 KT 质量浓度为 0～ 0. 40 m g·L - 1时,
随着 2, 42D 质量浓度由 0 增至 1. 10 m g·L - 1时, 落叶松胚性愈伤组织量逐渐增加; 而 KT 为
0. 40～ 0. 80 m g·L - 1范围内, 2, 42D 质量浓度为 1. 65 m g·L - 1时, 落叶松胚性愈伤组织量最
高; 2, 42D 质量浓度为 0～ 1. 10 m g·L - 1时 KT 为 0～ 0. 60 m g·L - 1, 胚性愈伤组织量处于上
升趋势, 而 2, 42D 为 1. 88～ 2. 20 m g·L - 1, KT 质量浓度达到 0. 68 m g·L - 1时, 落叶松胚性愈
伤组织量还处于上升趋势, 说明 2, 42D 与 KT 之间存在较大的正互作。2, 42D 为 1. 88 m g·
L - 1, KT 为 0. 80 m g·L - 1时, 每个外植体胚性愈伤组织量可达到 11. 178 0 m g; 平均每增加 1
m g·L - 1 , 每个外植体就可增加胚性愈伤组织 13. 972 5 m g; 每增加 1 m g·L - 12, 42D , 可增加
胚性愈伤组织 5. 945 7 m g·个- 1 (外植体) , 表明 2, 42D 与 KT 之间互作效应显著; 如果 2, 42D
大于 1. 65 m g·L - 1时, 胚性愈伤组织量反而下降 (表 5)。可见, 2, 42D 与 KT 只有合理配合施
用才能获得最佳结果。
表 5　2, 42D (x1)、KT (x3)与落叶松胚性愈伤组织量的关系　 m g·个- 1
2, 42D ö(m g·L - 1) KT ö(m g·L - 1)
0 0. 12 0. 20 0. 40 0. 60 0. 68 0. 80
CV ö%
0 　 - 1. 124 6 1. 352 5 2. 718 5 5. 134 7 6. 124 1 6. 120 3 5. 686 6 75. 71
0. 32 0. 545 9 3. 079 7 4. 483 5 6. 994 2 8. 078 1 8. 112 0 7. 735 1 52. 85
0. 55 2. 069 4 4. 038 9 5. 769 9 8. 048 5 9. 200 3 9. 261 4 8. 925 2 42. 26
1. 10 2. 703 6 5. 375 6 6. 871 5 9. 612 5 10. 926 7 11. 052 8 10. 814 0 39. 97
1. 65 2. 593 0 5. 653 4 7. 214 3 10. 116 7 11. 594 2 11. 785 3 11. 643 9 41. 47
1. 88 2. 146 5 4. 956 7 6. 544 6 9. 516 0 11. 060 4 11. 278 7 11. 178 0 44. 55
2. 20 1. 132 6 3. 999 4 5. 625 2 8. 691 0 10. 330 0 10. 586 0 10. 542 1 51. 50
CV ö% 95. 4 36. 72 27. 93 21. 12 20. 34 20. 94 22. 82 50. 42
2. 3. 3　BA 与 KT 的互作效应　BA (x 2)与 KT (x 3) 对落叶松胚性愈伤组织量 (表 6) 的作用可
从下面多项式回归方程 (8)中获悉。
y
∧
= - 1. 124 6+ 23. 377 4x 2+ 22. 782 5x 3- 10. 160 7x 2x 3- 17. 937 1x 22- 17. 835 6x 32　
(8)
表 6　BA (x2)与 KT (x3)对胚性愈伤组织诱导的作用　 m g·个- 1
BA ö(m g·L - 1) KT ö(m g·L - 1)
0 　 0. 12 0. 20 0. 40 0. 60 0. 68 0. 80 CV
ö%
0 　 - 1. 124 6 1. 352 5 2. 718 5 5. 134 7 6. 124 1 6. 120 3 5. 686 6 75. 71
0. 12 1. 422 4 3. 753 2 5. 021 6 7. 194 0 7. 939 5 7. 838 2 7. 258 2 42. 86
0. 20 2. 833 4 5. 066 6 6. 270 1 8. 279 8 8. 862 8 8. 696 4 8. 018 9 32. 87
0. 40 5. 356 4 7. 020 7 8. 386 6 9. 990 0 10. 166 5 9. 837 7 8. 916 2 20. 90
0. 60 6. 444 4 8. 189 9 9. 068 2 10. 265 1 10. 035 2 9. 543 7 8. 378 5 14. 87
0. 68 6. 477 9 8. 125 9 8. 939 1 9. 973 5 9. 581 0 9. 024 5 7. 761 7 22. 73
0. 80 6. 097 6 7. 599 3 8. 314 9 9. 105 5 8. 469 1 7. 815 1 6. 405 9 14. 26
CV ö% 75. 34 44. 14 34. 43 21. 81 16. 18 15. 12 15. 09 35. 35
552第 3 期　　　齐力旺等: 落叶松胚性愈伤组织诱导培养基中激素的 3112A 最优回归设计筛选　　　　　　　　
　　由表 6 和方程 (8) 结果显示,BA 为 0～ 0. 80 m g·L - 1时, KT 由 0 增加至 0. 60 m g·L - 1,
胚性愈伤组织均处于升高趋势; KT 为 0～ 0. 80 m g·L - 1时,BA 从 0 到 0. 60 m g·L - 1, 也处于
胚性愈伤组织上升趋势, 但 KT 为 0 时BA 的上升趋势可达到 0. 68 m g·L - 1, 而 KT 为 0. 80
m g·L - 1时BA 的上升趋势只有 0. 40 m g·L - 1。可能BA 与 KT 之间存在着一定的负互作, 说
明低浓度的BA 与 KT 或高浓度的BA 与 KT 都不利于落叶松胚性愈伤组织的诱导, 而且会
引起胚性愈伤组织量的下降。只有配合BA 和 KT 用量才能获得最佳效应。表 6 可知,BA 与
KT 之间合理配制的浓度为BA 0. 40 m g·L - 1、KT 0. 60 m g·L - 1, 此时, 可能获得最佳胚性愈
伤组织量。
2. 4　最佳组合方案优选
由于试验因子不但存在着主效应, 而且还存在着因子间各种复杂的互作效应, 因此很难从
主效应和互作效应分析中找到最佳技术组合, 只有根据求得的多项式回归方程, 借助计算机从
本试验中共有 53= 125 个处理组合中寻找诱导落叶松胚性愈伤组织量的最佳处理组合。125
个处理组合中, 每个外植体胚性愈伤组织量大于 11 m g 的处理组合共 27 个, 实际最佳组合是
2, 42D 1. 10 m g·L - 1、BA 0. 40 m g·L - 1、KT 0. 60 m g·L - 1, 实际最佳胚性愈伤组织量为
13. 835 9 m g·个- 1 (外植体) , 而由方程中拟合的最佳组合方案是 2, 42D 1. 29 m g·L - 1、BA
0. 39 m g·L - 1、KT 0. 58 m g·L - 1时, 落叶松胚性愈伤组织诱导量可达到 13. 931 7 m g·个- 1
(外植体)。
3　讨　论
在细胞的胚性化过程中, 激素调控了植物细胞分化、生长方向与进程等整个生命过程, 体
细胞胚性化的一个重要前提是这些细胞必须脱离整体约束而进行离体培养, 细胞在离体培养
条件下缺乏合成生长素和细胞分裂素的能力, 所以, 在培养基中添加不同种类和浓度的外源激
素诱导胚性愈伤组织成为关键问题, 但是这些外源激素的作用大小、作用机理不尽相同, 且往
往是几种激素浓度的相互作用、共同影响着实验结果。2, 42D、BA 和 KT 是落叶松胚性愈伤组
织发生的主导因子, 它们的用量大小、处理组合效应以及各因子间的相互影响是许多生物技术
研究者们关注的热点, 因此, 以有限次的实验获得科学、合理的最佳结果, 是非常重要的。
运用 3112A 最优回归设计编码的 11 个试验组合处理的有代表性的 11 个数据, 建立的
2, 42D、BA、KT 各因子与落叶松诱导胚性愈伤组织量的多项式回归方程为:
y
∧
= - 1. 124 6+ 5. 934 4x 1+ 23. 377 4x 2+ 22. 782 5x 3- 2. 575 5x 1x 2+ 1. 476 3x 1x 3
- 10. 160 7x 2x 3- 2. 231 1x 12- 17. 937 1x 22- 17. 835 6x 32
该方程的拟合效果非常好 (R 2= 0. 984 9)。从而获得了 53= 125 个处理组合的信息量。探讨 2,
42D、BA 与 KT 对落叶松胚性愈伤组织影响的大小、互作效应大小与方向的关系, 为提高落叶
松胚性愈伤组织发生潜力、合理使用激素浓度提供了最佳技术组合方案, 具有重要的理论和实
际参考价值。但应注意, 本研究方法中 11 个数据的获得一定要科学、合理、准确, 并且有代表
性; 依据方程拟合的最佳组合方案是 2, 42D 1. 29 m g·L - 1、BA 0. 39 m g·L - 1、KT 0. 58 m g·
L - 1时, 落叶松胚性愈伤组织的诱导量可达到 13. 931 7 m g·个- 1外植体。求得的最佳组合在
125 个处理组合之外, 既减少了工作量, 又大大提高了工作效率及实验的科学性和合理性。
652　　　　　　　　　　　　　　　　林 业 科 学 研 究　　　　　　　　　　　　　　　　第 14 卷　　
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Study on Induction Em bryogen ic Ca llus of
L a r ix p r incip is- rupp rech tii by 311-A Regress ion D esign
Q I L i2w ang 1, L I L ing 1, H A N Y i2f an1, H A N S u2y ing 2, D ietrich Ew a ld 3
(1. Research Institu te of Fo restry, CA F, Beijing　100091, Ch ina; 2. Research Cen tre of Fo restry B io techno logy,
Shanx i A gricu ltu ral U niversity, T aigu　030801, Shanx i, Ch ina; 3. Federal Research Cen tre fo r Fo restry,
Institu te fo r Fo restry T ree B reeding and B io techno logy, Ebersw alder Chaussee 6, 15377　W aldsieversdo rf, Germ any)
Abstract: T he effects of 2, 42D , BA and KT on induct ion em b ryogen ic callu s (EC ) of L .
p rincip is2rupp rech tii w ere carried ou t by 3112A regression design. T he regression equat ion
w as estab lished w h ich exp resses the heigh t of induct ion EC of L . p rincip is2rupp rech tii as
funct ion, and the 2, 42D , BA and KT as variab le respect ively. U sing the regression
equat ion, the single facto r effect and m u tual effect betw een the heigh t of induct ion EC of L .
p rincip is2rupp rech tii and 2, 42D , BA and KT w as studied; the op t im um concen tra t ion recipes
can be ob ta ined by compu ter p rocessing, tha t are 2, 42D: 1. 29 m g·L - 1,BA : 0. 39 m g·L - 1
and KT: 0. 58 m g·L - 1, the target heigh t of induct ion EC is 13. 931 7 m g per exp lan t. T he
resu lts of experim en t show ed that th is m ethod is simp le, p ract ica l and rap id fo r select ing
severa l ho rmone catego ry and concen tra t ion recipes m edia of con ifer som atic em b ryogenesis.
Key words: L a rix p rincip is2rupp rech tii; w eigh t of induct ion em b ryogen ic; 3112A regression
design; ca llu s (EC) ; single facto r effect; m u tual effect
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