全 文 ：林业 科学研 究 一
子, ‘之 尸‘
欧美杨无性系区域试验的效应分析与稳定性测定 ‘
王克胜 卞学瑜 李淑梅 俗永昌 韩一凡
关键词 欧美杨无性系 、 区域试验 、 稳定性 、 基因型和环境互作
基 因型和环境互作 日益受到遗传育种工作者的重视 , 选育出的优 良品系 , 要经过区域试验
来 确 定 其 适 应 性和 适 生 范 围 , 才 能 推广 。 在 年代人 们分 别在 朝鲜鸡眼 草
二召 、 大豆 , 。 上作了基因型和环境互作的研究 。 年代起广泛地
对农作物和牧草作了遗传稳定性研究 , 并提出了多种分析品种稳定性的统计模型和方法〔,一 , 。
稳定性分析在林木上的应用开始于 年代后 。 迄今有关基因型和环境互作研究只涉及个别的
统计方法或统计量 , 尚缺乏统计量间以及统计量与生长量间的关系分析和 比较分析 而且 目前
尚未见有关于欧美杨无性系稳定性分析的报道 。 本文试对 年生 个欧美杨无性系在河南 、
河北 、 山东的 个区试点的无性系与环境的互作效应 、 生长适应性和基因型稳定性作一分析 ,
并探讨生长量 、适应性统计量 、 稳定性统计量之间的关系 , 以期为杨树和林木优 良无性系选择
和品种推广提供理论依据 。
材料与方法
参试材料和试驻设计
对本课题 在 “六五 ’, 、 “ 七五 ’, 期 间选 出的 个欧美 杨无性 系
, 于 年按气候类型和地理差异设置 区域化试验点 河南许昌 、 河北保定 、 山东莱西 。
个无性 系加对照 一 分别 为 一 、 一 、 一 、 、 一 、 一 、 一 、 一 、
一 、 一 、 一 、 一 、 一 、 一 、 一 、 欧一 、 欧一 、 欧 一 、 中林一 。 各点
年春育苗 , 年春造林 按完全随机 区组设计 , 次重复 , 株小区 , 株行距 火 ,
各点用当地生产用无性系 或品种 作对照 。 每年进行形态 、 物候 、生长量 、 病虫害等观测 。 本文
以 年生 包括苗期 杨树胸径的小区均值进行分析 。
统计分析方法
无性系联合区域试验的方差分析 稳定性分析模型采用 和 的回归模型 、
‘’ ’、 的结构模型 、 的生态价 、 的稳定性方差 、 和 的非参数统计量
校正秩均差和校正秩方差仁‘一 」生长量 、 适应性统计量 、稳定性统计量之间的相关分析 基 因型
和环境互作效应估计 。
结果与分析
无性系联合区域试验的方差分析
灼 一 一 收稿
工克胜助理研 究员 卞学瑜 李淑梅 , 件永昌 , 韩一凡 中国林业科学研究院林业研究所 北京 。。 。
‘ 本 研究属“ 八 五”攻关 “欧美 杨咬 合板材纸浆材新品 种选育 ”课题的一部分 。
期 王克胜等 欧美杨无性系区域试验的效应分析与稳定性测定
表 表明胸径在无性系间 、环境间和 互作间的差异达极显著水平 。 说明 个无性
系在生长上有差异 , 个 环境条件不一致 , 无性系在不同环境下的表型值的相对位次不同 , 可
进一步作稳定性分析和稳定性统计量估计 。
表 无性系与环境互作和估计稳定性统计量的方差分析
口乙乃
变异来源
无性系
环境
无性系 环境
重复 环境
机误
总和
自由度
均方值
。 二
,
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变异来源
无性系
环境 无性系 环境
环境 直线
直线
合并离差
总和
自由度 均方值
份 母
’ “
“ “
水平上显著 , 水平上显著 。
稳定性测定
枯计稳定性统计量的 方差分析 表 还可看 出 , 相对于合并离差 , 无性系胸径效应是
显著的 , 无性系和地点线性互作达极显著 , 表明性状的回归系数之间存在极显著的差异 。 利用
的 才检验 , 发现合并离差不显著 , 故非线性离差均方不能解释无性系间的差异 。
适应性 和稳定性统计童估计 采用 汇‘〕、 ‘ 〔 」的线性回归模型及 仁」、
‘〕的非回归方法以及 的非参数方法 。 算出 个适应性和稳定性统计量列于表
, 回归系数 , 。 , 为 个适应性统计量 , 回归离差 , 凡 、 生态价 , 、 稳定性方差 。 , 、校
正秩均差 牙 、 校正秩方差 , 为 个稳定性统计量 。 表 列出了无性系胸径生长表现 了 及
其效应嗜‘和 个统计量 , 并对适应性和稳定性进行了排序 。 。
表 欧美杨无性系脚径 、适应性与稳定性统计量和位次
序号
场 !
,几三连‘, ,…亡曰
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无性系
一
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一 0. 07 1
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.
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.
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1 0 8 1 0
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一 0 。 1 7
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一0 。 0 9
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一0 .0 6
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一0 . 19
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一0 . 12
一0 .0 2
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.
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0.074
0.247二0.035
0.058
0.007
1.78 16 6.01 19 0.560 19 11.4 18 79.0 17
0.87 11 1.02 14 0.094 14 10.3 14 60.3 14
0.71 9 0.39 9 0.035 8 6.2 7 24.3 7
0.14 4 0.57 11 0.052 11 8.0 10 39.0 10
1.34 13 2.26 17 0.210 17 10.7 15 72.3 16
0.21 5 0.34 6 0.031 6 5.3 4 19.3 5
1.63 15 1.39 15 0.128 15 11.3 17 82.3 18
0.11 3 0.36 7 0.032 7 6.0 6 20.3 6
l, 5 4 1 4 0 . 5
1
1 0 0
.
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8
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3 1 6
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.
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.
7 1 2 4 9
.
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.
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.
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.
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.
7 5 1 8 1
.
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.
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.
8 4 1 0 0
.
3 9 8 0
.
0 3 6 9 7
.
4 9 3 2
.
3 9
一0 .0 1 1 0. 31 5 0 .0 27 5 4 .7 3 1 3.0 3
0. 59 8 0. 19 2 0 .0 18 2 5 .4 5 19.0 4
5l2
口Ub
163047
,几虎七乙丹,曰匕d.1‘臼亡J、人n甘‘啥门j1.19自月,
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心U弓,J
6.乐5.5
Wl欧
87910H24357689
采用 E b erhart[, ]模型 , 对 各品种 回归离差 与 。作差异显著性 测验 , I 一 2 1 4 、 8 4 一 1 3 7 、 9 1 0 -
1 0 7
、
W
l
一
2 5 5
、欧一 1 共 5个无性系其 回归离差与 0 差异达显著水平 。表明除 I 一 2 1 4 、 8 4 一 1 3 7 、 9 1 0 -
林 业 科 学 研 究 9 卷
107 、 w l 一 2 5 5 、 欧一 1 基 因型与环境互作不符合线性模型外 , 其余皆符合线性模型 , 可用回归系数
b‘来预测 。 b 一1表明无性系对环境无特殊适应性 , 适应性和稳定性处于中等 , 属稳定类型 , 其
中有 w l一 2 9 9 、 5 4 一 3 2 2 、 9 1 0 一 1 4 0 、 9 1 0 一 2 1 0 、 W z 一 1 2 5 、欧 一 2 、 中林一 2 5 等 。 b , 大 (b.) l)表示环境改变
时 , 表型值将产生更大的变化 , 即品种对环境的变化是敏感的 , 适于生产水平较高的环境 , 对优
良环境有特殊适应能 力 , 是优 良无性系 , 属于 “高产型 ”品种 , 有 254 一 5 、 7 9 09 、 8 4 一 1 、 8 4 一 3 21 、
W l
一
29
、 欧 一 4 等 。 b , 小 (b , < l) 表示品种对环境 的变化不敏感 , 高生产潜 势易在不 良环境 里出
现 , 代表高于平均稳定性 , 有 83 一 6 2 。
生态效价是 W ri cke 川提出的一个 稳定性统计量 , 测量的是指每个基因型的基因型 x 环境
互作平方和 , 又称共斜度 。 W ‘ 小 , 则基因型的共斜度高 。 如果一个基因型对地点的反应类似于
所有被测基因型的群体平均数 , 则可认为该基因型属于表型稳定类型 。 根据表 2 的生态价:琳
值大于该统计量平均值的系号有 : I 一 1 2 4 、 8 3 一 6 2 、 84 一 1 3 7 、 9 1 0 一 1 07 、 欧 一 1 。 其余的系号在胸径上
属于稳定类型 。
稳定性方差也是反应无性系(或品种 )稳定性的统计量 , 统计量的值大 , 则稳定性差 ;统计
量值小 , 说明无性系具广泛适应性 , 属稳定性类型 。把各无性系稳定性方差求平均 , 然后用每个
无性系的统计量值 与均值比较 。 表 2 的稳定性方差表明 , 高于均值的无性系有 : I 一 1 24 、 8 3 一 62 、
8 4
一
1 3 7
、
9 1 0
一
1 0 7
、 欧一 1 。 其余的系号在胸径上属 于稳定类型 。
校正秩均差和校正秩方差是 N as sar闭提出的非参数方法 , 从品种在不同环境中所处等级
是否相似来衡量稳定性 。 校正秩均差和校正秩方差愈小品种愈稳定 。 表 2 中S“‘ ,和 S“b)值表明
I 一 1 24 、 83 一 62 、 84 一 1 37 、 9 1 0 一 1 07 、 欧 一 1 为不稳定无性系 。 其余的系号在胸径上属于稳定类型 。
表 2 从统计量判断各无性系的稳定性位次表明 , T ai’s图的估测遗传稳定性的两个统计量
良、戈与 E berhart仁‘“估测表型稳定性的两个统计量 b , 和 s矛 的判断结果是一致的 。 非回归方法
计算出的 2 个稳定性统计量生态价(W ‘) 、稳定性方差 (ai )的判断结果基本一致 。 N as sa r [s] 的非
参数统计量校正秩均差 S 、“ ’、校正秩方差 S 、‘h) 与非回归方法的 2个稳定性统计量的判断结果
基本一致 。
2
.
2
.
3 适应性统计量与稳定性统计童之 间的相关分析 为了进一步 比较各种统计量间的相
互关系 , 计算了生长量 、生长效应和 8 个统计量之间的相关系数 , 表 3 列出了生长量 (牙 ,营‘ ) 、 适
应性统计量(左‘ , b , ) 及稳定性统计量(戈, s 矛 , w ‘ , a ‘ , s “·, , 凡(a) 之间的相关系数 。 可以看出 :生长
量与适应性统计量显著正相关 , 与稳定性统计量间无显著相关 ;适应性统计量与稳定性统计
表 3 19 个欧美杨无性系的胸径与适应性和稳定性统计t 的相关系数
参数 叉 汾‘ b 、 s 己, 会 充 w 、 。、 s ‘“ ,
0
.
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0.513 .
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7 6 0 二 0.982二
期 王克胜等:欧美杨无性系区域试验的效应分析与稳定性测定
量间存在显著负相关或弱的负相关 ;适应性统计量间高度相关 ;稳定性统计量间显著相关 。
2
.
3 区域试验交互作用的估算及其适宜性分析
为进一步了解各无性系在具体环境的适应情况 , 在无性系的稳定性和适应性分析基础上
进行了优良无性系的综合评价 、选择 。 同时用无性系 x 地点互作效应值以及基 因型主效应值
(表 4) 来确定供试无性系的适宜种植范围 。 基因型和地点互作效应用 L SD 法进行检验 。 主效
应用 L S R 法进行检验 。
表 4 杨树无性系 G x E 互作 、速生性和适生范围
速生性 适生范围
无性系 河南
(I)l)
G X E
河北
(D Z)
0.937 .
一0 . 2 6 9
一 0 . 0 19
一0. 2 9 6
一0 . 0 5 9
一 0 . 2 9 0
一 0 . 0 5 2
一0. 14 8
一0 . 4 2 7
0 . 0 0 6
一 0 . 2 0 8
一 0 . 1 6 8
0 . 0 6 9
0 . 4 5 0
一 0 . 17 5
一 0 . 2 9 1
一 0 . 0 1 5
0 . 0 6 1
0 . 8 9 5 .
山东
(I)3)
主效
(91)
0.6 31
0.557
0.4 14
0.237
0.206
0.152
0.079
0.066
0.028
0.025
一0 . 0 6 7
一 0. 0 7 1
一 0 . 0 7 5
一 0 . 0 1 3
一 0 . 2 0 4
一 0 . 2 4 1
一 0 . 2 7
一 0 . 5 3 6
一 0 . 7 9 7
显著性
(0.05) 特适地区
氏D3残
aababcdcd910
一 1 0 7
7 9 0 9
霎立84一 3 2 1
8 4
一
3 2 2
9 1 0
一1 4 0
欧 一 4
W l
一 2 9
2 5 4
一
5 5
9 1 0 一2 1 0
中林 一 28
8 4
一 1 3 7
W l
一 2 5 5
欧一 1
W I
一
2 9 9
W I
一
1 1 5
8 3
一
6 2
I 一 2 1 4
一 0 . 3 46
0 . 3 34
0 。 2 4 8
0
.
1 5 0
0
.
2 6 8
一 0 。 0 0 3
一 0 . 1 5 5
0 . 2 5 9
0 . 3 2 3
0 . 4 0 9
0 . 1 8 6
一0. 0 2 5
0 . 4 4 3
一0 . 1 1 6
一0. 4 1 1
0 。 1 7 5
一0 。 0 1 8
一0 。 6 4 2
一 1. 0 8 1 . ,
一0 . 5 9 2
一0. 0 6 5
一0. 2 2 8
0 . 14 5
一0 . 2 0 8
0 . 2 9 4
0 . 2 0 6
一0. 11 1
0 . 10 4
一0 . 4 1 6
0 . 0 2 3
0 . 1 9 3
一 0 . 5 1 3
一 0 . 3 3 4
0 . 5 8 6
0 . 1 1 6
0 . 0 3 2
0 . 5 8 2
0 . 1 8 6
D 2
D 1 D Z
D l D Z
D 一 D Z
D 1 D Z
D 一 D Z
D 1 D Z
D 一 D Z
D 2 D Z
D 一 D Z
D 一 D Z
D 1 D Z
D 一 D Z
D ] D Z
D 1 D Z
D 1 D Z
D 1 D Z
D 一 D z
D ! D :
表 4 表明无性系主效应存在一定差异 , 相对于 I 一 2 1 4 , 1 0 个无性系 (9 10一 1 0 7 、 7 9 0 9 、 8 4 一 1 、
欧一 2 、 8 4 一 3 2 1 、 8 4 一 3 2 2 、 9 1 0 一 1 4 0 、欧一 4 、 W l 一 2 9 、 2 5 4 一 4 4 ) 生长达显著水平 , I 一 2 1 4 主效应最小 。 从
G X E 互作效应可以看出: I 一 2 14 对河南 、 河北有特殊适应性 , 9 1 0 一 1 07 对河北有特殊适应性 。
其余各系号 皆具广泛适应性 , 在三个地点的差别不大 。
根据以上适应性和稳定性测定以及区域试验的效应分析 , 从性状的速生指标及适应性和
稳定性指标来看:生长较快又 比较稳定的无性 系有 254一 5 5 、 7 9 0 9 、 8 4 一 l 、 8 4 一 3 2 1 、 8 4 一 3 2 2 、 9 1 0 -
1 4 0
、
W l
一
2 9
、 欧一 2 、欧 一 4 ; 生长最快的是 910一 1 07 , 特别适于河北省种植 。
3 结语与讨论
(1) 经区域试验与基因型和环境互作的分析 , 从性状的速 生指标 、 适应性和稳定性指标选
出 9 个无性系 :254一 5 5 、 7 9 0 9 、 8 4 一 l 、 8 4 一 3 2 1 、 8 4 一 3 2 2 、 9 1 0 一 1 4 0 、 W I 一 2 9 、 欧一 2 、欧 一 4 , 这些无性系均
可在河南 、河北 、 山东平原地区推广 。 9 1 0 一 1 07 特别适于河北省生长 。
( 2) 从统计量值的相关看 :胸径与 b、、众呈显著的正相关 ;与 s矛 , 义, w ‘ , 。‘ , 研·’ , 研b) 呈弱的
林 业 科 学 研 究 9卷
负相关 。 表明生长性状与适应性呈正相关 , 与稳定性呈弱的负相关或不相关 。 适应性统计量 bi 、
乡与 s了 , w , , 。, 呈极显著的负相关 , 与丸, 酬 · , , 牙h) 呈弱的负相关 。 由b‘与众之间 , s 矛 与戈之间
呈高度正相关及其对应的适应性或稳定性位次的一致性表明 :E 和 R 型的表型稳定性分析和
T 法的遗传稳定性分析结果基本一致 。 W 。 和 。; 之间的极显著相关和一致的稳定性位次 , 表明
非回归方法求得的稳定性统计量 W , 和 。、在评价无性系或品种稳定性方面是等价的。
( 3 ) 非参数统计量 研 ·’ , 牙的 间高度相关 , 与适应性统计量呈不相关 , 与稳定性统计量回归
离差 、生态价和稳定性方差呈显著相关 , 表明非参数统计量 研 ‘, , 斟b) 属于稳定性统计量范畴 。
参 考 文 献
EberhartS A , R u s s e l
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e z u r e r 「as su n g d er o k o lo g ise lle n stre u b reire in fe ld ve rsu eh e n , P f l a 叹nzuehtung , 1 9 6 2 ,
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o f P op u l u s X e u r a m e r ic a n a C l o n e s
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s t a r i s r i e s o f a d a p t a b i t i t y a n d s t a t i
s t i e s o f
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v e e o r r e l a t i o n o r u n s i g n i f i e a n t
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a e e o r d i n g t o t h e
s t a t i s t i e s o f a d a p t a b i i i t y a n d s r a b i l i t y a n d t h e e f f e e t o f G x E
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A n u m b e r o f
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u l u s 又 e u ra m er;ca , , a e l o n e , r e g i o n a l t e s t , s t a b i l i t y , g e n o t y p e 一e n v i r o n -
仃le fl t l fl t e r a C t l o fl
W a n g K e s l飞e n g . A s s 改s r a n t P r o f e s s o r , B l a n X u e y u , 1 1 S h u m e i , T o n g Y o n g e h a n g . H a n Y i f a n ( T h e R e s e a r e h I n s t i t u t e o f
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