全 文 ：第 1 卷 第 4 期
1 9 8 8 年 8 月
林 业 科 学 研 究
FO R E S T R ES E A R CH
V o l
。
1
A u g
。 ,
,
N o
。
4
1 9 8 8
泡桐无性系主要数量性状遗传力的研究 ’
熊 耀 国
(中国林业科学研究院林业研究所 )
关健词 泡桐 , 无性 系 , 数童性状 , 遗传力
泡桐为我国的重要造林树种 , 总株数已达七亿株左右 , 农桐间作面积2 20 0万亩 , 遍及20
多个省(区 、 市 ), 巳推广的泡桐良种约 2 亿多株 。 据估计 , 全国至少还可发展泡桐10 亿株 。
如能选用优 良无性系造林 , 木材增产的潜力是很大的。 为了对 已经推广的和将要推广的优 良
无性系的社会经济效益进行估计 , 就需要对泡桐的主要性状遗传力及其它遗传参 数 进 行研
试验材料编号及名称 究。
编 ‘ 一 、 材 料 和 方 法
0 0 6 1
0 06 3
0 0 6 5
5 0 3 0
5 0 10
5 0 3 1
5 0 4 3
5 0 4姜
5 0 忍9
4 9 31
4 9 36
4 96 8
4 95 0
3 eCO
t1 0石2
5 U5 1
4 77 1
0 0 2 么
5 08 0
1 3 0 0
4 9 2 1
4 7 8 0
1 0 7 0
白 花泡洞
即
,
甲
口
,
甲
,
粼
毛 K 自
,
兰 x 自
白 x 兰
海岛泡桐
自花泡桐
’气考泡洞
毛 K 亡l
自花泡洞
揪叶泡桐
宜吕泡桐
自 入 毛
毛 K 自
兰考泡洞
(一) 试验材料和设计
由于山东竞州和四川资中两个基点的自
然条件芳异甚大 , 为此选用两个基点共有的
一 部分材料。 其目的在于进行协方差分析和
反应基因型和环境的交互作用 。 无性系材料
共2 3个 , 分别来自不同的种和杂交组合。 材
抖编号及名称见表 1 , 为简化文字 , 在文章
分析中采用序号 。
参试材料取 自1 98 1年春营造的无性系区
域性测定林内 。 试验设计为单行 4 株小区 、
3 次重复 、 株行距 6 x s m , 集 约 经 营 管
理 , 林下初期间种作物或绿肥 , 其它处理相
同 。 每年年终测定林内全部树木 , 主要因子
有树高、 胸径 、 冠幅 、 发病率等 , 材积按一
米区分段求积法测算 , 形态和物候采用定期
观测的方法 。 本文仅对最直接影响材积生长
的树高和胸径因子进行分析 。
n,几目移qjd亡J内b份IRO. .工山」,二1占.且,么几几‘n,曰
本文于 1 9 8 7年 1 2月收到 。
· 该项 研究是作者1 9 8 5年进修 计划的 一部分 , 得到加拿大国际发展研究中心 (l D R C 》的资助和加章大林 水遗传 育种专
家 0 . S zi k la i 枚授的指导 。 试脸数据来耳于 中国林科 院林研所泡桐课题组在山东充州和 四川资中两 个研 究勺基点 ,
本课题组同志们曾给予大力支待 , 在此一 并感谢 。
4 期 熊耀国 : 泡桐无性系主要数量性状遗传力的研究 4 29
(二) 统计分析
统计分析方法主要运用方差 、 协方差和W il ks 的多元方差分 析 。 数 学 模 型 为 : y : , y Z ,
y 3
,
y
‘,
y
。 = A + B + C A + A B + A B C + E
, 多距显著性测验采用 ST U D E N T IZ E D R A N G E S
T E S T FO R N E W MA N K E U L
’
5 T E ST
, a = 0
.
0 5
。 全部计算由不歹{!颠哥伦比亚大学计算
中心的 M T S 计算机完成。
(三 ) 遗传力的计算
抱桐无性系遗传力的估算主要根据方差分析的结果进行计算 。 方差分量的组成按混合模
型进行分解 , 即无性系和地点是固定的 , 重复和无性系内二次抽样为随机的。 本文的遗传力
按下列公式计算:
h
Z石 口。
a
‘ 2 + a ‘2 + a 。 x ‘2 + a 。 、 , 2 + a 。 x ‘x , 2 + 口, 2
表 2 方 差 分 析 结 果
变 母 变 因 . 自 由 度 均 方 和 方 差 值 F 0 . 。,
Y 1
A
B
A B
A C
八BC
E
2 2
1
2 2
4 4
滩4
4 1 4
9 8
。
14 03
2 7 0
。
4 6 6 0
1 3 1
.
7 5 9 9
1 8
.
63 9 6
12
。
9 9 7 8
4 8
。
35 07
4
.
4 6 0 9
2 7 0
.
4 6 6 0
5
.
9 8 9 1
0
.
42 3 6
0
.
2 9 5 4
0
.
1 1 6 8
3 8
.
2 9 1 0
2 3 2 1
.
5 9 4 8
5 1
.
4 0 8 6
3
.
6 3 61
2
.
5 3 56
1
。
5 8
3
。
8 6
1
。
5 8
1
.
4 0
1
.
4 0
2 2
6乙三,J性
Z
J兮任
Y ,
A
B
A B
A C
A BC
E
5 7
.
29 15
1 7 3
.
6 4 4 0
4
.
9 1 78
1
.
8 3 4 0
1
.
6 2 31
4 14
62 5
。
6 6 8 9
8 6
。
19 6 9
53
.
7 0 5 3
40
。
0 5 5 9
35
。
4 4 9 0
2 05
。
5 00 4
2 8
.
4 3 9 5
8 6
.
1 9 6 9
2
.
4 4 1 2
0
.
9 1 0 4
0
.
8 0 5 7
0
.
4 9 6 4
Y 3
A
B
A B
A C
A B C
E
8 2 0
。
06 7 7
4
。
5 4 1 7
9 0
。
4 7 9 4
7 2
。
5 8 7 4
8 9
。
DS连8
3 3 8
.
4 8 9 4
3 7 2 7 5 8
4
.
5 4 1 7
4
.
11 2 7
1
.
6 4 9 7
2
.
0 2 4 7
0
。
8 17 6
4 5
.
5 9 1 7
5
.
5 5 4 9
5
.
0 3 0 2
2
.
0 1 7 7
2
.
4 7 6 4
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月,
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E { 2
2 4 42
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3 13 7 1 2 0
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1 05 2 9
.
5 5 43
4 4 }} 1 2 0
·
3 8 8 8 1 2
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7 3 6 1 1
.
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·
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.
4 83 4 1
.
1 8 02
{ 连1 4 { 8 7
1
.
1 6 6 3 1 2
.
1 04 3
Y , A 2 2 3 7 9 7
·
3。。7 , , 2 ·“。7 3 ⋯ 4 3 。 4 3 8 5
B 1 2 1
。
9 6 0 2 2 1
.
9 6 0 2 5
。
5 2 6 5
A B 2 2 6 70
.
8 0 6 2 } 3 0
. 。。。3 7 . 7 7 6 4
A C 4 4 2 2 4
.
6 1 4 6 1 5
.
1 0 4 9 1
。
2 8 4 7
A B C 4 4 2 9 4
·
7 6 2 5 一 6 · 6 9 9 1 1 . 6 8 5 9
E 4 1 4 1 6 4 5
· ”6 3 8 } “
·
9 7 3 6
表中A 、 B 、 C 、 E 分别 代表无性系 、 地点、 重复和误差。
4 3 0 林 业 科 学 研 究 1 卷
二 、 结果 与分 析
(一) 方位分析
设 一9 8 1年 、 29 8 3年 、 1 9 8 4年的树高为 y : 、 y Z 、 y 3 , 19 8 3年 、 1 9 8 4年的胸径为 y ; 、 y 。, 方
差分析的结果见表 2 。
由表 2 可见 : ¹ 无性系 、 地点及其互作项的 F值远远大于 F 。. 。。 时的理 论 值 , 也 大 于
F 。
. 。: 的理论值 , 即差异 达到极显著水平 。 说明不同的无性系之间在树高和胸径的生 长 量方
面存在显著的差异 , 地点和环境条件的不同, 对无性系生长量的影响也是很大的; º 树高和
胸径的早期生长变化很大 , 特别是造林后的第一年很不稳定 , 这种差异有随年龄增加而扩大
的趋势 。 比较而言 , 树高的生长比胸径的变异幅度要小 ; » 由于环境方差远远大于无性系之
间的方差 , 说明立地条件的好坏对泡桐的生长至关重要 。
为了验证方差分析的结果 , 本文还运用 W l ks 多变量方差分析的方法对资料 进 行 了 计
算 , 结果见表 3 。
表 3 w lLK S 多变t 方差分析结果
变 因 值 {
0
.
0 29 7
0
.
09 32
0
.
0 8 7 4
0
.
0 228
0
。
0 8 35
22
1
22
46
45
自 由 度 ⋯ 理 论 值
0
.
7 4 7 9
n . 9 7 5 0
0
.
7 4 7 9
D
.
0 0 44
0
.
5 9 9 1
QU,工n己J兮厅口,1. .三In山1
J任n乙
nl口0CU工匕‘1j.几nJ,‘‘11n乙,归巴心哎曰匕口叹暇公山.L目1峨1甲dl‘啥4月场J任吧
表 3 的分析结果与表 2 的结果完全一致 。 除无性系与重复( A R )的入值大于理论值外 , 其
余各项均小于理论值 , 达到极显著水平 , 说明无性系 ( A ) 之间 、地点 ( B ) 间和无性系与地 点
( A B ) 间的差异极显著。
(二 ) 无性系和环境的交互作用
为了进一步说明泡桐无性系与环境条件之间交互作用的情况 , 试用不同无性系在不同地
点生长位置来表示 (表 4 ) 。
由表 4 可见 , 23 个无 性系的树高和胸径的生长位置在两个地点的反映不一致 。 例如 , 1
号无性系的树高位置在四川资中为第一 , 而在山东充州则为第二 , 胸径的位置则分另IJ为第七
和第二 , 差异显著 , 交互 作用极为显著 , 因此 , 代表亚热带丘陵地 区的四川资中及其相似条
件的地方应选用或推广与山东充州不同的泡桐无性系 , 四川资中以推广 5号 、 1 号无性系为主 ,
山东则 以 15 号 、 1 号 、 1 号无性系为主 。 另外 , 从表 4 位秩积分中可看出 , 交相作用的大小
受无性系的影响很大 , 即来源不同 、 基因型不同 , 交互作用的大小亦不 同 。 其现象为 : 一些
广域分布 , 或来自杂交组合( 其中有一亲本为广域 分布的种 )的无性系交互作用较小 , 对环境条
件的适应能力较强 。反之 , 分布范围狭窄或另一些杂交组合的无性系交互作用较大 , 对环境条
件的反应比较敏感 , 适应性差 。
(三 ) 多距里 I 性润验
对 23 个无性系进行了多距显著性测验 , 其方法 为 N E W M A N 一K E U L ‘5 T E ST 。 分析
4 期 熊耀国 : 泡桐无性系主要数量性状遗传力的研究 4 3 1
表 4 不同无性系在不同地点
生长位里
无 性 四 川 资 中 山 东 充 州 位 秩
系 号 积 分树 高 胸 径 树 高 胸 径
1 1
{
7 2
{
‘2
2 4
’
1 0 7 7 1 孟8
3 2 2
. 1 9 13
{
6“
4 趁 { : 9 3 } 2 65 9 ( 3 5 “ ⋯3了6 , 2 ⋯1 1 11 1 0 、 6 0
7 6 一 4 8 1 9 } 7 8
名 1 7 { 2 1 6 5 · 1 0
9 1 9 J 1 9 1 2 1 7 5 5
1 0 3 1 1 2 1 1 4 4 7
1 1 1 1 1 3 1 }
1 2 8 , 7 1 5 1 一 1 0
1 3 1 3 」 1 5 1 8 2 0 : 8 1
1 4 2 { ‘ 1 0 一
1 5 2。 一 : 2 3 2 3 } 9 2
1 6 , 3 {
“3 1 9 ‘2
{
3 “
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{
’吕 2 3 }
1 8 ‘4
1
1 6 1 7
1 9 7
1
了 1 4
2 0 18 1 1 4 4
2 1 14
{ 1 2 2 2
2 2 2 1 { 1 6
1 5
2 3 2 0
结果表明 , 尽管交互作用明显存在 , 但就无
性系而言 , 不同年龄 、 不同地点条件下生长
量的变化还是呈现出一定的规律性 , 一些优
良无性系的优良性状基本上能表达出来 , 生
长量自始至终处在前列 。 通过分组 , 可以根
据不同的要求、 不同的选择强度去劣留优。
(四 ) 泡桐无性系的遗传力
根据上述遗传力的计算公式 , 分别对23
个无性系在有互作情况下的遗传力进行了计
算 。 19 8 1年 (即造林第 1 年 )树高的遗传力为
1 0 %
, 1 9 8 3年 、 19 8 4年分别为5 1%和5 3 % ,
1 9 8 3年和1 9 8 4年胸径的遗传力分别为59 %和
5 1 %
。 由此可见 : ¹ 造林当年树高的遗传力
非常低 , 其生长受环境的影响很大 。 当然 ,
也包括一些人为因素 。 例如 , 起苗时的机械
损伤 、 过量剪根等。 所以第 1 年的遗传力所
反映出的性状不宜作为早期 预 测 的依据 。
º 在第三 、 四年 , 无论是树高、 还是胸径的
遗传力都大致稳定在5 0一 60 %之间 , 性状的
表达比较正常 , 此时的性状作为早期预测的
依据是合适的。 所以 , 泡桐的早期选择不宜
仅根据苗期和造林当年的情况 , 至少应以造
林三年后的生长情况为依据 。 » 由计算所得的遗传力为泡桐无性系的广义遗传力 , 且为单株
遗传力 , 所以遗传力较高 。 泡桐的这种具有较高遗传力的特性为泡桐的遗传改良提供了有利
条件和进一步改良的可能性。
参 考 文 献
〔幻 乔纳森W . 赖特 , 19 8 1 , 森林遗传学 , 中国林业出版社 。
〔2〕顾万春 , 19 8 4 , 林木遗传育 种基础 , 广西人民出版社 。
林 业 科 学 研 究 1 卷
T HE PR E LIMINAR Y NOT E S ON H E R ITAB ILIT Y OF MA!N
QUANT IT AT IV E CHAR ACT E R OF P月U L OW N IA CLONE S
X io n g Y a o g u o
(T h e R e s e a r eh Io st‘t“te o f F o r e s tr , C 月F )
A b str aC t
So m e o f th e in fo r m a tio n s a bo u t h e r ita b ility o f Pa rtia l q u a n tita tiv e e h a ra e t er
su e h a s h e ig h t a n d b rea s t h e ig h t d ia m 改e r o f Pa o lo w o ia c lo n es w e r e e o llec te d
fr o m ea r ly e lo
n e te st in elu d in g 2 3 e lo n es in tw o s ites in d iffe r e n t yea rs
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y ea r a r e 10 %
, 5 1旦石 a n d 5 3 ,石, a n d h er ita b ility o f b r e a st h e ig ht d访m 改e r in
th e t h ird a n d fo u rth yea r a r e 5 9 旦石 a n d 5 1 多石 r es Pec tiv e ly . T h a t m ea n s th e
e a rly p r ed ie tio n s h o u ld b e c a r r ied o u t sta rt in g fr o m t h e th ird to fo u rtli yca r
.
K e y w o r d s : p a u lo w : ia : c lo n e ; q u a n tita tiv e e h a ra c te r ; h e r ita bi lit y