全 文 ：林 业科学 研究


,





















湿地松自由授粉家系的早期评定 关
姜景 民 孙海蔷 刘昭息
摘要 对位于浙西北的
年生湿地松自由授粉子代测定林进行了生长性状的逐年观测和
年
生时形质调查及材性测定 , 估算 了遗传参数 。 各家系间的高 、径生长和干形 、分枝角等性状表现出显
著的差异 , 家系平均遗传力也都达中等程度以上
歼




。 对生长性状进行了年度相关和 早晚期
选择效率分析 , 表明第
一
年是适宜的早期选择年龄 。 据树高 、胸径 、树干通直度 、分枝角度四种性
状建立的多性状选择指数表明 , 不可能对它们进行同步改良 , 生长性状应是主要选择因素 。 在等权
重情况下 , 对通直度和分枝角进行约束 ,选择出三个以建筑材为目的的优良家系 。
关键词 湿地松 、 自由授粉子代测定 、 遗传分析 、 早期选择 、 指数选择
湿地松

动


’





 是我国南方重要的建筑材 、纸浆材造林树种 , 因其生长 、材
性俱佳而备受青睐 , 各地大规模造林 已近

。但国产种子遗传基础偏窄 , 遗传增益不高 , 造林
用种不足 , 制约了其发展和生产力提高 。进行早期选择是利用现有资源 , 提高选择效率 , 加快湿
地松改 良步伐 , 以解决上述问题的重要手段 。本文依据湿地松 自由授粉家系子代测定林的观测
结果 , 对各主要生长性状和材性 、干形性状进行了遗传变异规律的分析 , 探讨了早期选择的适
宜年龄 , 并对家系作出综合评价 。

材料与方法

 试验材料与田间设计
该子代测定林包括来 自广东台山红岭种子园的
 个单亲家系 , 以本所母树林种子作为对
照 。


年育苗 ,

 年 一月造林 。 造林地位于浙江省余杭市长乐林场 ,



‘
, 一


‘
,
海拔


左右
土壤类型为丘陵黄红壤 , 土层厚





年降水量




, 年均温




“
, 无霜期


。 造林前全面整地 , 块状挖穴 。 试验林设置采用完全随机区组设计 ,
株
块状小区 ,
 次重复 , 造林密度
 株








又




。


调查方法
自



年始 ,对该林分进行了树高 、地径



年起测胸径
等生长性状的逐年测量 。 有
关苗期和前

的结果已作报道
‘,
〕。



年底按 四级 目测法进行了树干通直度 、分枝角度 、侧
枝粗等性状的评价
即 。一极弯曲式双叉木等 ,
一树干通直 , 侧枝近平展 , 分枝细等
。 在
 个
区组中对每一家系小区各选
株平均 木 , 在胸高处钻取


直径的生长锥木芯 , 用饱和含水
量法测定全木芯的基本密度 , 用最外侧年轮木芯段经离析和染色后 , 在投影显微镜下随机测定


一

一
 收稿 。
姜景 民助理研 究员 , 孙海青 , 刘昭息
中国林业科学研究院亚热带林业研究所 浙江富阳


 。
, 本文系“八五 ”国家攻关项 目“湿地松 、 火炬 松建筑材 、纸浆材 良种选育”的部分内容 。 陈孝英 、何礼华同志参与试验林
的营建 , 岳水林 、李霞等同志参加林分调查 , 一并致谢 。

期 姜景民等
湿地松 自由授粉家系的早期评定


根完整管胞的长度 , 取其均值作为该试样的管胞长度值 。


分析方法


 方差分析利用小区均值计算 , 方差分析的线性模型为

, , 一产

,

,

 , , 式中
产 为
总平均值 ,

为第
家系的效应 ,
, 为第
区组的效应 , 价 , 为剩余误差 , 变量的期望均方按表

计算 。
表
方差分析的期望均方估算
变 因 说 明
区组



家系



剩余误差



自由度





一


一


一


一


期望均方
时

 孟
。子十加子 可
, 好 , 口子分 别为区组间 、家系间和误差 项的方
差

,
分别为家系数和 区组数


 按照参考文献


, 单亲子代测定的单株遗传力

家系遗传力

表型标准差

脚一
好

时
好


圣一好

时


。


。户一石
不丽


 在早期作非直接选择的预期增益效率为 「‘〕





材

,


,


,
砂户, 、 ,







材 , 和亡 一

乙一 万二— 一 一一一二一几下尸丁一一一一 入 石百一 一 了一
乙
·

只声一 、
欣 声匕


一 了
户。 材
材
衬
户。

, 几
丈

式中
、

, 和

分别为早期非直接选择和轮伐龄直接选择的单位时间增益

, , 心 分别为早期
和轮伐期选择强度
友, ,
、 分别为早期和轮伐期家系遗 传力的平方根
外。为轮伐期家系表型标
准差

’ , ,

分别为早期选择和轮伐期选择的世代间隔 , 这里设
,




,

一





犷

二为早晚期家系相关系数 。
依参考文献「

, 不同选择年龄的家系相关系数 厂,

一


 ! ,
 一




。 运用
早期年龄所推算的 犷 ,
、可外推至轮伐期龄 。 据此比较了幼林期不同年龄选择的效果 。
此外采用




 等 「
〕的方法 , 在每一测定年龄分别据树高和单株材积选出前
个家系

称为选择性状
, 追溯其至最后测定年龄的表现
称为响应性状
, 计算响应性状超出林分平均
值的百分率即优势率

优势率


一溥粤鑫整华值 一



。。币卜刀
了
姿刁 ’以
比较不同测定年龄所产生的优势率 , 以确定适宜的选择年龄 。



按照综合指数法进行以建筑材为材种的优 良家系的评选 。 家系按其综合指数值排
队


, 一艺阮尸, , 式中 ,
,
第
家系的指数值

,
第
性状 的指数系数
尸,
第
性状的家系
表型值 。
求解
的矩阵方程为

一
一 ’

, 尸一 ’为家系平均值的表型方差一协方差矩阵

为家系
遗传方差 一协方差矩阵

为经济权重的向量 , 按等权法计算

一

。, 。
为避免性状间负相关产生的因一性状的增益造成另一性状的增益损失 , 分别建立了非约
束指数和约束指数 。 上述分析运算借助于南京林业大学《林木遗传改 良实用统计应用软件》完
成 。

 林 业 科 学 研 究
卷

结果与分析



方差估算与遗传力
根据调查结果
见表

, 该林分
年生时树高 、 胸径和单株材积分别为



、





和






, , 年平均生长量分别为



、




和






, 在该立地条件下可认为
生长 良好 。 而 自第
年后 , 各生长性状年生长量均大于平均生长量 , 显示 自此后林分进入速生
期 。
表
测定林逐年度生长性状林分平均值 、方差分量的估算和遗传力
瞥 林分性状值 区组方差口若 家系方差。子 机 误方差口了 单株遗传力 家系遗传力
了
子
树 高


 、




士










士







士








士











士











士








士







 “









 “






! ∀ # ∃ “ “ ( 3 . 6 9 )
1 5 9
.
5 6 2
“
( 9
.
5 8 )
1 8 9
.
3 6 7
’ .
( 9
.
0 5 )
3 6 5
.
8 9 4
’ .
( 1 0
.
3 6 )
1 9 9
.
8 6 3
“ “
( 3
.
5 9 )
2
.
5 5 7
’ .
( 3
.
5 4 )
1 0
.
7 8 7
’
( 1
.
5 8 )
4 0
.
5 5 9 ” (4.39)
73.116 . “ ( 4 . 3 9 )
1 9 9
.
4 8 8 二 (9.54)
332.567 . ’ ( 9 . 4 2 )
3 5 8
.
0 5 2
“ .
( 5
.
8 3 )
6 8
.
4 7 4 ( 9 4
.
9 0 )
6 5 7
.
5 7 2 ( 9 6
.
2 3 )
8 4 9
.
3 0 5 ( 9 1
.
9 2 )
1 4 3 2
.
2 6 0 ( 8 6
.
0 2 )
1 7 0 3
.
4 9 4 ( 8 1
.
4 1 )
2 8 3 2
.
8 0 5 ( 8 0
.
2 2 )
5 5 8 8
.
0 1 8 ( 9 0
.
2 2 )
0
.
1 4 4
0
.
0 6 5
0
.
1 8 2
0
.
1 9 4
0
.
4 1 9
0
.
4 2 0
0
.
2 4 1
0
.
6 4 2
0
.
4 4 1
0
.
6 9 6
0
。
7 1 0
0
.
8 4 9
0
.
8 4 9
0
.
7 5 5
地径 (1一 3 a )或胸径 (4一 g a )
1. 10 士0 . 1 0
2 . 64 士 0 . 2 2
4 . 8 3士 0 . 2 8
3 . 9 3士 0 . 5 3
6 . 80 9士 0 . 6 7
1 0 . 2 8士 0 .8 5
1 3 .3 5士0 . 9 1
0 . 0 0 3 “ . ( 5 . 4 5 )
0
.
0 1 6
. ’
( 4
.
8 8 )
0
.
0 4 2 二 (6.26)
0.049 . “ ( 5 . 3 4 )
0
.
0 9 0
. “
( 1 0
.
6 9 )
0
.
1 0 3 二 (6.25 )
0.048 ‘ ( 2 . 5 1 )
0
.
0 0 2
. ’
( 2
.
7 2 )
0
.
0 0 5
.
( ]
.
5 6 )
0
.
0 0 5 N s ( 0
.
7 5 )
0
.
0 4 9
“ .
( 5
.
3 5 )
D (
e n l
)
0
.
5 5 0 ( 9 1
.
8 3 ) 0
.
1 1 5 0
.
5 8 7
0
.
3 1 2 ( 9 3
.
5 6 ) 0
.
0 6 5 0
.
4 4 4
0
.
6 2 9 ( 9 2
.
9 9 ) 0
.
0 3 2 0
.
2 8 0
0
.
8 1 1 ( 8 9
.
3 1 ) 0
.
2 2 6 0
.
7 4 2
0
.
0 9 9
“
0
.
1 5 0
.
,
(
1 1
.
7
5 )
. 〔9 .0 9 )
0 . 6 5 5 ( 7 7 . 5 6 )
1. 3 9 5 (8 4 . 6 6 )
1. 7 0 4 (8 8 . 5 4 )
0 . 5 2 6
0 . 3 8 8
0 . 3 6 7
0 . 8 7 9
0 . 8 3 7
0 . 1 7 2 二 (8.95) 0.829
单 株 材 积 1/(n、3 )
0
.
00 2 0 士0.000 6
0 .005 9士0.00 1 6
0.024 6士0 .005 2
0.056 5土 0 .0 10 9
0 .0 0 5 7义 】0 一 5 . “ ( 4 . 8 5 )
0
.
0 4 4 I X 1 0 一 ” . ’ (了.4 9)
0.006 5 丫10一 5 “ . ( 5 . 5 5 )
0
.
0 5 0 7 X I O
一 5 二 (8.62)
0.0凡了4 X 10一 月 “ “ ( 8 . 8 7 )
0
.
0 2 5 3 X 1 0
一 1 备 . ( 1 0
.
6 )
0
.
1 0 5 S X ] 0 一 吞( 8 9
.
6 )
0
.
4 9 3 g X ] 0 一 5 (8 3
.
8 9 )
0
.
5布5 9X 10 一 4 (8 4 . 4 3 )
0
.
2 0 6 Z K 10 一 3 (8 6
.
3 5 )
0
.
2 3 二 0 . 7 4 8
0 . 3丁3 0.83!
0 .0 43 3丫 10 一 ‘ . ’ ( 6 . 7 0 ) )
0
.
0 0 7 3 又 10 一 3 “ . ( 3 . 0 5 )
6
.
8 2 共
0.955
表 3 测定林 7 年生时形质和木材性状林分平均值 、方差分量的估算和遗传力
性 状 林分性状值
树干通直度ST
分 枝角度 B A
侧 枝粗度 B D
基本密度 S G
管 胞长度 ,j’L
1.9 2士0 . 15
2. 17士0 .2 1
1.5 2士0. 11
0.388 0士0.009 9
2 .6 88 4土0.0 98 3
区组 方差J若
0.002 7. (1.77)
0.002 gNs(1.11)
0.000 INs(0.001)
0.014 SX 10一 3 . ( 1. 65 )
0
.
0() 0 6 N s ( 0
. 9 2 )
家系方差
。子
0.002 2 .(1.45)
0.006 2 ‘ “ ( 2 . 4 0 )
0
,
0 0 0
S
N s
(
0
.
3
7
9
)
0
.
0 0
2
9 丫l。一 3 N s ( 。.28) 。
0 .00 0 8 + ( 1.2 6 )
机误 方差
口了
0.148 5(96.78)
0.249 2(96.49)
0.131 2(99.54)
弓57 SK IO 一 3 (9 8 . Q 7 )
0 . 0 5 9 6 ( 9 7
.
8 2 )
单株遗传力 家系遗 传力
六子 八于
0.06一) 0 . 4 2 1
0 . 0 9 7 0 . 5 1 6
0 . 0 1 6 0 . 1 6 4
0 . 0 11 0 . 12 0
0 . 0 5 1 0
. 3 8 3
注 :表 2、 3 中 , 括号 内为方差分量 .单位 :写。 N S 示在 尸一 0 . 10 水平不显著:+ 示在 p 镇0. 1。水 平显著; ‘ 示在 尸毛0 .05
水平显著; , , 示在 尸毛0.01 水平显著 。
期 姜景民等 :湿地松自由授粉家系的早期评定
方差分析结果 (表 2 、 3) 表明 , 在各年度 内 , 树高的家系效应都达显著水平以上 , 而各年度
间的方差分量变化较大 , 家 系方差占表型总变异的 1.58 写~ 9.54 % , 从第 1年到第 2 年下降 ,
而后逐渐增加 , 第 9年时又有所降低 。 地径的家系方差分量从第 1年起逐年下降 , 到第 3年时
已不显著 , 胸径的家系方差分量从第 5年后也有所下降 。表明第 1~ 2 年 , 林分尚处于不稳定阶
段 , 受外界环境影响较大(机误方差分量占 90 % 以上 );而随林分的郁闭 , 家系的表现又逐渐受
到竞争的影响 , 部分程度地掩盖了家系效应 。 区组效应占表型总变异的分量也 比较大 ,且都达
显著水平以上 , 反映出造林地的土壤条件从坡底到坡上部的变化 。各年度的单株材积的家系效
应都达极显著水平 , 并逐渐增加 。
生长性状的遗传力的年度变化规律和方差分量的变化相似 , 在第 1 至第 3 年中 , 树高和地
径的遗传力有所下降 , 而后树高和胸径遗传力又有所上升 , 到第 7 年时达到最高 , 第 9年后又
有所降低 , 这种趋势和以前的报道基本相似 [, 一’〕。 从表中可以看到 , 生长性状的家系平均遗传
力一般都属中等和高等水平 , 与其它报道相 比偏高 , 原因在于单点试验 , 且材料来 自同一种子
园 , 可能有一些家系间存在着父系联系 。
在所评价的三种形质指标中 , 树干通直度和分枝角度的家系方差都达显著或极显著 , 家系
平均遗传力也达 中等水平 , 侧枝粗度的家系差异不显著 , 这一结果和 zobe l, va n B ui j t e n a n 的
讨论是一致的 [’叩。 因此 , 通过选择 , 通直度和分枝角度可以获得较大 的改 良 。大多数报道指出 ,
湿地松的木材基本密度和管胞长度的家系遗传力都在中等程度[l0 〕。 而本文中 , 木材基本密度
的家系效应不显著 , 管胞长度的家系效应也仅在 10 % 水平显著 , 遗传力仅在中下水平 。 这点需
要我们以后继续研究 。 因此 , 在后面的分析中 ,未将材性因子考虑在内 。
2
.
2 生长性状的早晚期相关与早期选择年龄的确定
2.2.1 性状的早晚期相 关 对于树高 、胸径 、单株材积等生长性状 , 年度 间的表型和遗传相关
系数都是比较高的 , 尤以遗 传相关一般都大于表型相关 (表 4)。 树高的年度间表型相关和环境
相关遵循线性变化 , 随年度间相距的加大而减小 , 而遗传相关在 3年生以前似无明显的变化规
律 , 自第 4年以后表现出随年度增加而降低的趋势 。胸径和材积的三种相关 皆符合从高到低的
变化 , 较为紧密的年度间相关表明前期的生长表现可作为后期表现的指示 。
表 4 树高 、单株材积的年度间表型 、遗传相关
H 一 H Z 月3
0.800 7 0.745 7
0.9 14 9 0. 887 8
0.792 9 0.949 0
0.7 16 6 0.999 9 0.999 9
0.69 1 3 0.999 9 0.999 9
0.700 4 0.992 9 0.932 0
0.795 1 0.999 9 0.999 6
H ‘
0 . 6 7 3 4
0
.
8 7 0 7
0 。 9 7 4 9
H
6
0
.
6 3 5 1
0
.
8 0 2 8
0
.
9 4 7 6
0
.
9 5 9 3
0
.
9 8 7 3
0
.
9 3 2 0
0
.
9 3 9 0
H
7
0
.
6 0 2 5
0
.
7 2 8 3
0
.
8 7 4 3
0
.
8 8 6 3
0
.
9 4 2 3
0
.
9 6 9 8
0
.
9 5 4 9
H
,
0
.
6 5 7 8
0
.
7 4 3 3
0
.
8 5 5 4
0
.
8 7 4 4
0
.
9 1 6 6
0
.
9 6 7 4
V
-
V
-
V
5
0
.
9 7 6 2
V
,
0
.
9 5 1 3
V , 0
.
9 7 2 5
V S V
7
0
.
9 5 1 2 0
.
8 9 7 3
0
.
9 5 3 7
0
.
9 8 0 8
0
.
9 5 8 4 0
.
9 8 8 6
V
,
0
.
8 9 2 2
0
.
9 2 8 8
0
.
9 6 6 6
0
.
9 9 6 2
H月
注 :上 三角为表型相关 , 下三角为遗传 相关 。
2
.
2
.
2 早期选择的预期增益效率 在去除第 1年的相关因素之后 , 推导了树高的早晚期相关
关 系为:r, . 、 一 1. 0 72 + 。. 2 7 7 L A R 。
据遗传力的变化趋势 , 设若 h孙~ 0. 50 , 计算了早期选择相对于轮伐期选 择时的效率(表
5) 。可见选择效率在开始是逐步增加的 , 到第 7 年时达到最高值 , 此后又 下降 , 5 ~ 7 a 时选择的
林 业 科 学 研 究 8 卷
增益效率最高 。
表 5 早期选择的相对增益效率
选择年龄 早晚期相关系数
J (a) 门 .‘
家系遗传力 预期遗传增益
几J E
0 . 4 8 4 1
0 。 5 6 3 9
0
。
6 2 5 8
0
。
7 1 9 2
0
.
7 8 8 9
0
.
8 3 4 3
0
.
8 4 2 6
0
.
9 2 1 4
0
.
9 2 ] 4
0
.
8 6 8 9
1
.
2 3 0
l
。
3 4 4
1
.
5 2 2
1
.
5 4 4
1
.
4 2 9
2
.
2
.
3 选择响应的比较 从表 6 可以看出 ,
从早期树高最大的 5个家系(选择性状)推算
至最后一次观测时其树高和材积的表型 (响
应性状) , 以第 9 年作直接选择 , 5 个树高最
优家系大于全林树高平均值 8.1肠 , 大于对
照 18. 48 % , 材积最优家系大于全林材积平
均 值22.43 % , 大 于对照 57 . 5 7 % 。 以此 为
10 肠计 , 则 自第 3 年起 , 作早期树高间接选择 , 对第 9年树高的选择效率均在 97 % 以上 , 材积
选择效率均在 94 % 以上 , 即从第 3年起作早期选择的效果已可令人满意 。 综上所述 , 认为第 5
一 7 年是适宜的早期选择年龄 。
表 6 早期间接选择 5 个树高最优家系的效率
选择性状一响应性状 高愧委钾值 高怒” 选择性状一响应性状 高 出贵扫值 高生尹照t为 J 气为J
H , 一H , 8 . 1 0 1 8 . 4 8 V g一V , 2 2 . 4 3 5 7 . 5 7
H
-一H , 7 . 2 9 1 3 . 6 0 H l 一V , 1 7 . 9 3 5 1 . 7 7
H
Z一H , 6 . 5 1 1 6 . 7 3 H Z一V , 1 8 . 1 7 5 2 . 0 8
H
3一H , 8 . 1 0 1 8 . 4 8 H 3一V , 2 1 . 2 8 5 6 . 0 8
H
; 一月 , 7 . 8 7 1 8 . 2 2 H ; 一V , 2 2 . 4 3 5 7 . 5 7
H
S一H , 7 . 8 7 1 8 . 2 2 H ; 一V , 2 2 . 4 3 5 7 . 5 7
H
7一月 , 7 . 8 7 1 8 . 2 2 月7一V , 2 2 . 4 3 5 7 . 5 7
H
, 一V s 21.28 56.08
2. 3 湿地松建筑材的家系指数选择
2.3.1 性状 间的相 关 表 7 列出了 7年生时树高 、胸径 、单株材积 、树干通直度 、分枝角 、侧枝
粗等性状间的表型和遗传相关 。三个生长性状之间表现出强的遗传相关和表型相关 , 表明对一
个性状的选择可对另一性状产生显著的间接响应 。 树干通直度与生长性状的遗传相关和表型
相关都展示出一定程度的负相关 ,但未达到显著水平 。分枝角度与生长性状之间是微弱的正相
关或负相关 , 表明它们之间是独立遗传的 , 在相关不显著的情况下 , 使得我们有机会选出生长
快 , 干形 、分枝习性也较好的材料 。侧枝粗度与生长性状之间表现为强的正遗传相关 , 这对于选
择生长快而侧枝细小的家系极为有利 。
表 7 测定林 7 年生时生长 、干形 、材性性状间的相关
性 状 H D V S T B A D B
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0.985 2 二
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一 0 .0 7 2 6
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0 . 0 5 5 4
0 . 2 9 7 6
一 0 . 3 2 5 7
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一 0 . 30 4 7
一 0 . 2 3 0
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一 0 .0 9 0 2
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0 .0 7 1 2
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3 5 6 2
一 0 .0 6 2 7
0 . 30 2 0 0 .5 10 4 .
1DVS’jBAD
2.3.2 家系指数选择 根据建筑材作为目的材种的要求 , 选取树高 、胸径 、树干通直度和分枝
期 姜景民等:湿地松 自由授粉家系的早期评定
角度 4 个性状建立综合选择指数 。按等权重法计算了 4 个性状的相对经济权重 , 并以此为基准
来扩大某一类性状的权重 , 建立 了 5 套经济权重 (表 8) 。 同时建立 了约束指数 , 以防止 由于负
相关所产生的某些性状的负向增 益 。
表 8 不同经济权重下不同指数选择产生的性状遗传增益 (i= 1.44)
项 目 相对经济权重H D 5 7 ’ B 月 细 目 H (m )
期 望 遗 传 增 益
D (em ) S了’
指数遗传力
h于
等权重 1 0.5 1.5 非约束 A .
生长为主 10 5 1.5
100 50 1.5 1
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非约 束 B l
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非约束 C l
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1 7 8
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一0 . 0 3 9
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一 0 . 0 4 8
0
一0 。 0 4 9
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0 3 9
0
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0 5 8 6
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1 2 5
0
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0
一 0. 00 2 1
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0。 1 1 2
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1 0 7
0
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8 1 4
0
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6 5 3
0
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7 2 7
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8 3 8
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7 2 7
0
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8 3 9
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7 2 7
0
.
4 6 6
0
。
5 2 7
按等权重建立的非约束选择指数 , 可产生 0. 45 m 的树高增益和 0 .92 cm 的胸径增益 , 分
枝角提高 0.02 1 , 树干通直度则下降了 0.03 9 ;如果强调生长性状 , 树高与胸径的增益与等权重
法相比略有增加 , 而通直度愈加降低 , 分枝角基本无增益或有所下降 。强调形态性状 , 通直度和
分枝角度质量提高了 , 而树高和胸径仅有很小的增益甚或为负向增益 。 因此 , 无论强调生长性
状或是形态性状 , 都是不可取的 。
从非约束指数选择的预期遗传增益看 , 在现有群体中要同时取得生长性状和干形的同步
改 良是不可能的 。 在此情况下 , 生长性状应是首要考虑的 。 我们建立了将树干通直度或 (和 )分
枝角度的预期遗传进展约束为零的情况下的选择指数 , 在等 权重时 , 树干通直度增益约束为
零 , 树高和胸径的增益下降至 0 .27 m 和 0.6 cm , 而分枝角的增益提高为 0.125 。 当将形态性
状的遗传进度均限制 为零 , 则获得 0.4l m 和 0. 80 cm 的树高和胸径增益 。 再扩大生长性状的
权重 , 收效甚微 。
通过上述 比较 , 我们认为选择指数 A 。 [ I = 1 . 5 3 l H + 0 . l s 7 D + 2 . 3 2 9 5 7 ’ + 0 . 5 9 0 方八]是比
较适当的指数 。 据此计算了各个家系的综合指数值(表 9)。 从表中可以看到 , 家系 4一25 、 8 一
16 、 6 一20 的指数值最高 , 是入选的优 良家系 , 其 4种性状的平均值分别高 出林分均值 9.83 % 、
1 0
.
2 5 %
、
6
.
1 3 肠和 6.04 % 。
表 9 参试家系 7 年生树高 、胸径 、通直度和分枝角平均值及综合指数
家系号 禁 黑 鄂 霭纂 指数值 家系号 黔 黑 鄂 蓄慧 指数值4一 2 5 5. 9 1 1 . 4 8 1 . 9 7 3 2 .3 19 17 . 14 8 一 9 5 . 2 5 1 0 . 46 1 . 8 1 9 1. 85 4 15 . 3 1
8 一1 6 5. 48 8 1 1 . 1 6 2 . 1 3 2 2 . 3 75 16 . 8 5 4一 2 8 4 . 9 1 9 . 45 2 . 0 1 5 2 . 24 3 15 . 2 9
6 一2 0 5. 44 9 11 . 3 6 2 . 0 0 8 2 .2 0 9 16 . 4 4 8 一 1 8 4 . 8 4 1 0 .0 8 1 . 9 4 4 2 . 3 9 6 15 . 2 3
8 一1 0 5 . 34 1 0 . 6 8 2 . 1 6 5 2 .0 74 16 . 4 3 4 一 5 4 . 9 2 1 0 .0 8 1. 6 8 8 2 . 0 6 9 14 . 5 6
l 一 1 5 . 44 1 1 . 4 5 1 . 8 4 1 2 .4 66 16 .2 0 6一 1 7 4 . 4 5 8 . 88 2 . 0 2 2 1 . 8 1 2 14 . 2 5
4 一 2 3 5 . 48 1 0 . 8 3 1 . 9 1 7 2 . 18 0 16 . 16 6 一 1 1 4 . 5 ] 8 . 9 9 1. 7 9 1 2 . 2 5 7 14 . 0 8
3一 15 5 . 0 9 1 0 . 0 6 1 . 9 1 7 2 . 1 25 15 . 3 9 C K 4 . 6 9 9 . 2 5 1. 6 8 1 1 . 90 9 13 . 9 4
8一 7 4 . 9 6 1 0 . 1 8 2 . 0 48 1 .9 30 15 . 3 9 平均值 5. 11 10.28 1.92 2. 17
8一 23 5 . 1 5 1 0 . 1 3 1 . 7 6 3 2 .4 7 3 15 . 3 4
林 业 科 学 研 究 8 卷
3 结论与讨论
(1) 各家系间在高 、径生长和干形 及分枝角度等性状方面表现出极显著的变异 , 家系平均
遗传力也都达到中等程度以上 , 表明受到较强的遗传控制 。 以生长和干形等性状为 目标 , 通过
家 系选择可获得较显著的改良效果 。 与其它研究结果相比较 , 材性性状的家系间差异不显著 ,
遗传力偏低 , 需作进一步探讨 。
( 2) 经分析证明 , 在造林后第 5一7 年可作生长性状的早期选择 , 这与其它研究结果是一致
的 。 L a m be th 〔‘〕认为除极年幼(l 一3 a )外的早晚年度相关 (5 ~ s a )可相当精确地预测轮伐期时
的家系表现 。 H od ge a n d w hi te 图通过对 50 多个湿地松 自由授粉子代林的分析认为 , 在 10 年
生之间可以进行选择 。当然 , 由于本文材料属单点试验 , 无法了解基因型与环境的互作效应 , 有
待对多点试验 的结果作综合分析 , 以提高预测的可靠性 。
( 3) 在用树高 、胸径 、干形 、分枝角 4 种性状建立的选择指数中 , 本次研究强调了以生长性
状为主要选择因子 , 将干形的预期增益进行约束 ,选择出 3 个优 良家系 , 其生长较优 , 干形和分
枝角也都在平均水平以上 。 比较几种指数的遗传力 , 发现以形质为重的指数遗传力低于等权重
或以生长为重的指数遗传力 , 表明生长性状是决定指数选择效果的主要因素 。
参 考 文 献
何礼华 .陈孝英 , 赖发兴 , 等.湿地松种子园 自由授粉子代苗期试验.林业科学研究 , 19 91 , 4 ( l ) : 1 0 6 ~ 1 1 0.
何礼华.陈孝英 , 李锦清 , 等.湿地松种子园自由授粉子代幼年期测定选择.林业科学研究 , 19 92 , 5 (5 ) : 51 8 ~ 5 23 .
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