全 文 ：　　收稿日期 : 2000206209
　　基金项目 : 国家自然科学基金项目 (39470591)
　　作者简介 : 李梅 (19722) ,女 ,山东鱼台人 ,博士研究生.
　　文章编号 : 100121498 (2001) 0120035206
杉木杂交亲本分子遗传变异
与子代生长相关的研究
李　梅1 , 施季森1 , 甘四明2 , 何祯祥1 , 李　力1 , 易能君1
(1. 南京林业大学 林木遗传与基因工程实验室 ,江苏 南京　210037 ;
2. 中国林业科学研究院 热带林业研究所 ,广东 广州　510520)
摘要 : 以 30 个杉木杂交亲本的 RAPD 分析为基础 ,对亲本间分子遗传变异与子代树高、胸径和材
积及其变异系数和亲本间各性状的特殊配合力的相关关系进行了研究。结果表明 ,亲本间遗传距
离只与胸径特殊配合力和材积特殊配合力在 0. 10 显著性水平上呈负相关 ,而与其它因子相关不显
著。分别对亲本聚类分析的组内和不同组间的亲本间遗传距离与各因子进行相关分析 ,组内亲本
间遗传距离与各因子的相关基本不显著 ;在中等平均遗传距离上 ,组间亲本间遗传距离与子代树
高、胸径和/ 或材积性状达0. 05显著水平的相关 ,但与各性状的变异系数和亲本间特殊配合力相关
不显著。共检测到 23 个标记位点显著影响材积性状 (αΦ0. 10) 。根据亲本携带的材积显著性位点
对各家系进行赋值 ,家系的显著性位点值与胸径和材积两性状及其变异系数达 0. 01 显著水平的相
关 ,但与树高性状和其它各因子相关不显著。结论认为 ,杉木亲本的分子遗传变异与子代生长的
相关关系较为复杂 ;亲本的分子遗传变异对亲本选配有一定的参考价值 ;材积显著性位点对分子
标记辅助的亲本选配和子代表现预测有较大的应用潜力。
关键词 : 杉木 ; RAPD ; 遗传距离 ; 子代性状
中图分类号 : S718. 46 　　　　文献标识码 : A
　　杉木[ Cunninghamia lanceolata (Lamb. ) Hook. ]是我国重要的商品用材树种[1 ] 。杉木常规
育种中 ,由于遗传负荷大、育种周期长和环境影响大等原因 ,子代生长的预测和杂交亲本选配
一直是困扰育种工作者的一个难题。随着分子生物学的发展 ,出现了多种分子标记技术 ,在植
物育种中展现了巨大的应用潜力[2 ,3 ] 。其中 ,随机扩增多态性 DNA (Random amplified polymor2
phic DNA , RAPD)是一种简便而应用广泛的分子标记技术[4 ,5 ] 。农作物中 ,RAPD 已用于研究
亲本遗传变异与子代生长表现的相关 ,如水稻 ( Oryza sativa L. ) 自交系的遗传距离与子代产
量、单株花序数和株高等 8 个农艺性状有不同程度的相关[6 ] ,玉米 ( Zea mays L. )自交系间较大
的遗传距离与子代产量相关极为显著[7 ] 。林木上 ,利用分子标记研究亲本间遗传变异与子代
生长的相关才刚刚开始。
本研究以 30 个杉木杂交亲本的 RAPD 遗传变异分析为基础 ,对杉木杂交亲本间遗传距离
和材积显著性位点值与树高、胸径和材积及其变异系数和亲本间特殊配合力间的相关关系进
林业科学研究　2001 ,14 (1) :35～40
Forest Research
行研究 ,旨在探索杉木杂交亲本的遗传背景控制子代表现的理论基础 ,为分子标记辅助的杉木
杂交亲本选配提供理论依据 ,并为其它树种的有关研究提供有益的参考。
1 　材料与方法
1. 1 　材料
研究材料包括 30 个杉木杂交亲本及其分两组进行部分双列杂交产生的 178 个全同胞家
系 ,各亲本来源及其交配设计见文献[8 ]。子代鉴定试验设在福建省国营洋口林场 ,1986 年春
造林 ,分组随机区组设计 ,9 个家系加上 3 个对照家系计 12 个处理为一组 ,2 株小区 ,20 次重
复 ,常规营林措施。1997 年观测试验林的树高和胸径。
1. 2 　子代单株材积的计算
根据子代试验林 11 年生的树高 ( H ,m)和胸径 ( D ,cm)表型值 ,计算各子代的单株材积 ( V ,
m
3) ,计算公式为 : V = 0. 000 872 D1. 785 386 H0. 931 392 37。
1. 3 　亲本间特殊配合力的估算方法
本研究的杂交交配模式为 Griffing (1956) [9 ]的方法 4 ,用 p 个亲本做了 p ( p - 1) / 2 个正交
杂交组合。两亲本 i 与 j 间各性状的特殊配合力效应 (SCA)的估算公式为[10 ] :
SCA ij = x
-
-
ij -
1
p - 2 ( ∑
p
i = 1
xi + ∑
p
j
xj) + 2( p - 1) ( p - 2) ∑
p
j = 1
∑
p
i = 1
xij
1. 4 　亲本的 RAPD 扩增和亲本间遗传距离计算
利用 26 个随机引物对 30 个亲本进行 RAPD 扩增 ,计算亲本间遗传距离 ( GD) 和进行聚类
分析 ,见参考文献[8 ]。
1. 5 　显著影响材积性状的位点的检验
利用子代的大田表现资料 ,以各亲本的所有子代的材积平均值作为亲本值 ,通过一般线性
回归检验各标记位点对材积影响的显著性 ,α≤0. 10。一般线性回归通过 SAS 软件的 GLM 过
程进行[11 ] 。
1. 6 　亲本间遗传距离和显著性位点总值与子代表现的相关分析
对多态性位点计算的亲本间遗传距离和材积显著性位点值与子代的树高、胸径和材积及
其变异系数和亲本间在各性状上的特殊配合力进行简单相关分析。相关分析通过 SAS 软件
的 CORR 过程进行[11 ] 。
2 　结果与讨论
2. 1 　以多态性位点计算的亲本间遗传距离与子代生长的相关
26 个引物共扩增出 284 条谱带 ,多态性谱带 190 条。利用 190 个多态性位点计算亲本间
遗传距离 ( GD) ,并根据遗传距离进行聚类分析 ,把 30 个亲本分为 6 组 ,见参考文献[8 ]。
2. 1. 1 　亲本间遗传距离与子代生长的相关　基于 190 个多态性位点计算的遗传距离与子代
树高 ( H) 、胸径 ( D) 和材积 ( V) 及各性状变异系数 ( CV) 和各性状上亲本间特殊配合力 ( SCA ) 的
相关系数见表 1。
36　 林 业 科 学 研 究 　 第 1 4 卷
表 1 　基于多态性位点的亲本间遗传距离与子代生长的相关系数
相关
树　高
H 　 CV 　　 SCA 　　
胸　径
D 　 CV 　 SCA 　
材　积
V 　 CV 　 SCA 　
r 0. 091 69 0. 032 65 - 0. 028 29 - 0. 071 71 0. 097 95 - 0. 141 29 3 - 0. 028 29 0. 106 14 - 0. 144 68 3
α 0. 223 5 0. 665 3 0. 388 3 　　0. 341 5 0. 193 3 　　0. 059 9 　　0. 707 7 0. 158 5 　　0. 054 0
　注 : 3 示相关达 0. 10 显著水平。
　　亲本间遗传距离与其胸径特殊配合力和材积特殊配合力达 0. 10 显著水平的负相关 ,而与
其它各因子相关不显著。这与水稻自交系间遗传距离与子代生长性状相关显著[6 ]的研究结果
不一致 ,但与玉米亲本近交系间遗传距离与其结实量特殊配合力相关显著而与子代结实量相
关不显著[12 ]的结果一致 ,也与落叶松属 ( Larix Mill . ) 杂交亲本间分子遗传距离与不同性状的
特殊配合力相关程度不同[13 ]的结果类似。这表明亲本间遗传距离与子代表现的相关关系较
为复杂 ,可能与研究的遗传材料有关 ,也可能与利用的分子标记技术有关[14 ] 。杉木中 ,亲本间
遗传距离对子代表现的预测性较低 ,但对亲本间特殊配合力的比较有一定的参考意义。
2. 1. 2 　聚类分析各组内亲本间遗传距离与子代生长的相关 　表 2 列出了亲本聚类分析中各
组内亲本间遗传距离与其子代生长各因子的相关系数。由于组 4 的 3 个亲本没有进行杂交 ,
组 5 只有 1 个亲本 ,组 6 只有 2 个亲本 ,所以表 2 未列出这几个组的相关系数。结果表明 ,只
有组 2 中亲本遗传距离与子代胸径变异系数的相关达 0. 10 显著水平 ,而其它各相关均不显
著。这表明在较短的遗传距离上 ,亲本间遗传距离与子代性状及其变异系数和特殊配合力的
相关基本不显著。
表 2 　基于多态性位点的聚类分析各组内亲本间遗传距离与子代生长的相关系数
组 (家系数)
( GD)—
相关
树　高
H CV SCA
胸　径
D CV SCA
材　积
V CV SCA
组 1 (3) r 20. 731 75 0. 314 67 20. 950 15 20. 037 54 20. 521 74 20. 642 73 20. 279 84 20. 674 98 20. 834 85
(0. 471 0) α 　0. 477 4 0. 796 2 　0. 201 9 　0. 976 1 　0. 650 6 　0. 555 6 　0. 819 4 　0. 528 3 　0. 371 1
组 2 (11) r 　0. 410 47 0. 042 42 　0. 002 63 20. 017 38 　0. 560 23 3 20. 374 04 　0. 162 32 　0. 343 10 20. 252 57
(0. 452 3) α 　0. 209 9 0. 901 4 　0. 993 9 　0. 959 6 　0. 073 1 　0. 257 1 　0. 633 5 　0. 301 6 　0. 453 7
组 3 (22) r 　0. 196 17 0. 076 79 　0. 122 07 　0. 131 15 20. 023 79 20. 150 49 　0. 159 52 20. 061 89 20. 123 02
(0. 423 1) α 　0. 381 6 0. 734 1 　0. 588 4 　0. 560 7 　0. 916 3 　0. 503 8 　0. 478 2 　0. 784 4 　0. 585 5
　注 : 3 示相关达 0. 10 显著水平。
2. 1. 3 　聚类分析不同组间亲本间遗传距离与子代生长的相关 　表 3 列出了亲本聚类分析中
不同组的组间亲本间遗传距离与其子代生长各因子的相关系数。由于组 1 与组 5、组 1 与组 6
没有做杂交 ,组 4 与组 5 只有 1 个家系 ,组 4 与组 6、组 5 与组 6 各有 2 个家系 ,因此这几个组
间的相关没有列入表 3 中。从表 3 可见 ,大部分组间亲本间遗传距离与子代生长各因子的相
关不显著。值得注意的是 ,组 2 ×组 3 的 43 个家系的亲本间遗传距离与子代的树高、胸径和材
积 3 个性状的相关均达 0. 05 显著水平 ,组 2 ×组 4 的 14 个家系的亲本间遗传距离与子代胸径
和材积两个性状的相关也达 0. 05 显著水平 ,组 3 ×组 4 的 8 个家系的亲本间遗传距离与子代
树高性状达 0. 05 水平的显著相关 ,与材积达 0. 10 显著相关 ,这 3 个组间的平均遗传距离都较
第 1 期 李 　梅等 :杉木杂交亲本分子遗传变异与子代生长相关的研究 37　
小 ,但比组内的亲本间平均遗传距离大 ,这与桉树 ( Eucalyptus spp . ) 种间杂交中亲本间中等大
小的遗传距离与子代表现相关显著的情况类似[15 ] 。这也表明 ,一定范围内的亲本遗传变异对
子代生长的预测具有参考价值。
2. 2 　亲本中显著影响材积的位点与子代生长的相关
190 个多态性位点中 ,显著影响材积的位点有 23 个 (α≤0. 10) 。根据各家系的亲本携带
材积显著性位点的情况对各家系进行赋值。
RAPD 为显性标记 ,携带某标记的个体的基因型为 AA 或 Aa ,我们假设其为 AA 或 Aa 的概
率各为 50 %。如果某家系的两个亲本均有某标记 ,则亲本间交配的基因型组合为 Aa ×Aa 的
概率为 25 % ,交配产生隐性纯合子 aa 的概率为 6. 25 % ,而产生基因型 A2的概率为 93. 75 % ;
另一方面 ,如果只有一个亲本具有某标记 ,则亲本间交配基因型组合为 Aa ×aa 的概率为
50 % ,交配产生隐性纯合子 aa 的概率为 25 % ,而产生基因型 A2的概率为 75 %。因此 ,只考虑
基因位点的显性效应时 ,如两亲本均有某标记 ,则相应家系在该标记上赋值为 0. 937 5 ;如只有
一个亲本具有某标记 ,则相应家系赋值为 0. 75 ;两亲本均无某标记 ,赋值为 0 ,分别对显著影响
材积的每个位点给各家系赋值。把各家系的所有位点赋值的总和作为该家系的材积显著性位
点值 ,并与生长各因子进行相关分析。表 4 列出了各家系的材积显著性位点值与各生长性状
的相关情况。
表 3 　基于多态性位点的聚类分析不同组间的亲本间遗传距离与子代生长的相关系数
组 (家系数)
( GD)—
相关
树　高
H 　 CV 　 SCA 　
胸　径
D 　 CV 　 SCA 　
材　积
V 　 CV 　 SCA 　
1 ×2 (18) r 20. 070 83 20. 535 84 3 3 　0. 116 27 20. 250 98 20. 383 44 20. 205 79 20. 299 84 20. 380 54 20. 259 97
(0. 513 9) α 　0. 780 0 　0. 021 9 　0. 645 9 　0. 315 1 　0. 116 2 　0. 412 6 　0. 226 7 　0. 119 3 　0. 297 5
1 ×3 (16) r 　0. 199 09 　0. 293 46 20. 354 29 　0. 087 31 　0. 318 79 20. 309 45 　0. 145 88 　0. 312 50 20. 306 84
(0. 530 9) α 　0. 459 8 　0. 270 0 　0. 178 2 　0. 747 8 　0. 228 8 　0. 243 5 　0. 589 8 　0. 238 6 　0. 247 7
1 ×4 (8) r 　0. 094 96 　0. 006 31 20. 507 99 　0. 446 61 　0. 122 75 20. 373 23 　0. 404 68 　0. 058 76 20. 376 27
(0. 535 6) α 　0. 823 0 　0. 988 2 　0. 198 7 　0. 267 3 　0. 772 2 　0. 362 5 　0. 320 0 　0. 890 1 　0. 358 3
2 ×3 (43) r 　0. 340 82 3 3 　0. 023 36 　0. 035 53 　0 . 313 55 3 3 　0. 167 22 　0. 057 21 　0. 335 82 3 3 　0. 186 75 　0. 067 40
(0. 497 9) α 　0. 025 3 　0. 881 8 　0. 821 0 　0. 040 6 　0. 283 8 　0. 715 6 　0. 027 7 　0. 230 5 　0. 667 6
2 ×4 (14) r 　0. 429 63 20. 406 86 　0. 040 47 　0. 551 42 3 3 20. 308 97 20. 164 43 　0. 539 93 3 3 20. 547 29 20. 149 36
(0. 519 5) α 　0. 125 2 　0. 148 8 　0. 890 8 　0. 040 9 　0. 282 4 　0. 574 3 　0. 046 3 　0. 042 8 　0. 610 3
2 ×5 (3) r 　0. 721 72 20. 955 02 20. 397 80 　0. 338 20 20. 251 22 20. 761 48 　0. 324 97 20. 262 75 20. 996 31 3
(0. 508 2) α 　0. 486 7 　0. 191 7 　0. 739 5 　0. 780 4 　0. 838 3 　0. 448 9 　0. 789 3 　0. 830 7 　0. 054 7
2 ×6 (8) r 　0. 417 89 20. 081 03 　0. 221 47 　0. 404 85 　0. 242 02 　0. 180 03 　0. 442 31 　0. 179 28 　0. 323 10
(0. 557 6) α 　0. 302 9 　0. 848 7 　0. 598 1 　0. 319 8 　0. 563 6 　0. 669 7 　0. 272 5 　0. 671 0 　0. 435 0
3 ×4 (8) r 　0. 725 75 3 3 　0. 081 40 　0. 331 46 　0. 587 33 　0. 284 17 　0. 139 53 　0. 697 35 3 　0. 196 13 　0. 301 55
(0. 499 4) α 　0. 041 5 　0. 848 0 　0. 422 5 　0. 125 8 　0. 495 2 　0. 741 8 　0. 054 5 　0. 641 6 　0. 467 9
3 ×5 (6) r 20. 179 63 20. 308 33 20. 437 71 20. 703 51 20. 239 03 20. 780 37 3 20. 674 21 20. 246 34 20. 791 47 3
(0. 541 0) α 　0. 733 4 　0. 552 2 　0. 385 4 　0. 118 8 　0. 648 3 　0. 067 1 　0. 141 9 　0. 638 0 　0. 060 7
3 ×6 (12) r 20. 068 87 　0. 042 19 20. 164 56 20. 148 92 20. 144 08 20. 187 17 20. 146 33 　0. 088 02 20. 248 09
(0. 501 2) α 　0. 831 6 　0. 896 4 　0. 609 3 　0. 644 1 　0. 655 1 　0. 560 2 　0. 650 0 　0. 785 6 　0. 436 9
　注 : 3 3 示相关达 0. 05 显著水平 ; 3 示相关达 0. 10 显著水平。
38　 林 业 科 学 研 究 　 第 1 4 卷
表 4 　家系的材积显著性位点值与子代生长的相关系数
相关
树　高
H 　 CV 　 SCA 　
胸　径
D 　　 CV 　 SCA 　
材　积
V 　 CV 　 SCA 　
r 0. 021 16 20. 033 78 0. 019 62 0. 282 86 3 3 3 0. 229 56 3 3 3 0. 007 57 0. 228 15 3 3 3 0. 228 72 3 3 3 0. 004 05
α 0. 779 2 　0. 654 4 0. 794 9 0. 000 1 0. 002 4 0. 920 1 0. 002 2 0. 002 2 0. 957 2
　注 : 3 3 3 示相关达 0. 01 显著水平。
　　从表 4 可见 ,亲本的材积显著性位点值与胸径和材积两性状及其变异系数的相关达 0. 01
显著水平 ,而与树高性状和其它因子相关不显著。由于材积一般是目的经济性状 ,因此材积显
著性位点可以用于分子标记辅助的子代表现预测和亲本选配。
3 　结　论
(1)亲本的分子遗传变异与子代生长的相关关系较复杂 ,可能与研究材料和分子标记方法
有关。林木为远交物种 ,遗传背景比农作物的近交系和自交系复杂 ,因此简单的相关关系很难
解释林木亲本遗传变异与子代生长之间的内在机制 ,有关问题的阐明需要进一步的探索性研
究。
(2)杉木杂交亲本的分子遗传变异对亲本选配有一定的参考价值 ,但在实际应用时应持谨
慎的态度。本研究中 ,某些亲本间遗传距离在一定范围时与子代树高、胸径和/ 或材积性状相
关显著 ,但由于不具有普遍意义 ,因此仍不能用于杂交育种的子代表现预测。
(3)家系的材积显著性位点值与其胸径和材积相关显著 ,材积显著性位点对分子标记辅助
的亲本选配和子代表现预测有较大的应用潜力。
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Correlation between RAPD2based Parental Genetic Distance and
Filial Performance of Chinese Fir
LI Mei1 , SHI Ji2sen1 , GAN Si2ming2 , HE Zhen2xiang1 , LI Li1 , YI Neng2jun1
(1. Nanjing Forestry University , Nanjing 　210037 , Jiangsu , China ;
2. Research Institute of Tropical Forestry , CAF , Guangzhou 　510520 , Guangdong , China)
Abstract : RAPD2based genetic distance between 30 parental trees of Chinese fir ( Cunninghamia lanceolata)
and its correlation with hybrid performance in height ( H) , diameter breast2high ( DBH) and volume ( V) as
well as their variation coefficients ( CV) and specific combining ability values ( SCA) were calculated. Parental
genetic distance was negatively correlated at 0. 10 of significance level with SCA in DBH and V , but not signifi2
cantly correlated with other factors. With the 6 groups of parents divided by cluster analysis , intra2group genetic
distance was not significantly correlated with hybrid performance , and medium inter2group genetic distance was
significantly correlated with H , DBH , and/ or V at 0. 05 level . Hybrid value based on the number of marker
loci related with volume at 0. 10 significance level was significantly correlated with DBH and V as well as their
CV at 0. 01 level . The conclusions came to that RAPD2based parental genetic distance would be valuably refer2
able for parental grouping and volume2significant loci be relatively great potential in parental grouping and hybrid
performance prediction in Chinese fir breeding practices.
Key words : Chinese fir ; RAPD ; genetic distance ; filial performance
40　 林 业 科 学 研 究 　 第 1 4 卷