全 文 ：第 6 卷 第 2 期
1 9 9 3 年 4 月
林业 科 学研 究 V o l.
A Pr
。 ,
6
, 封。
FO R E S T R ES E A R C H 1 9 9 3
泡桐优良无性系早期选择的研究 *
魏安智 杨途熙
摘, 根据 8 年生袍桐胸径 、 树高和材积等性状的早晚期相关系数建立的回归方程算出的年
选择效率表明: 以 3 年生胸径估计12 年时胸径和材积 , 以 3 年生胸径和树高估计15 年时材积 , 均具
有极显著的相关性(r 二 0 . 5 8 5 了~ 。. 6 360) 和最高的选择效率( 1 . 90 ~ 2 . 54 ) , 说明当泡桐无性系树龄
达 3 年时即可根据胸径和树高进行早期选择 , 材积早晚期相关不显著 , 不宜作为早期选择的性状 。
关. 词 泡桐、 早期选择 、 早晚期相关、 最佳选择年龄、 选择效率
如何缩短林木育种周期 , 加速育种进程 , 是现代林木育种的主要研究课题之一 。 目前 ,
国内外普遍加强了树木性状遗传规律及各种性状相关性的研究 , 期望通过树木幼年期的某些
性状对成熟期的经济性状作出判断〔’] , 从而达到早期选择的 目 的。 W . T . B a gl ey [z] 曾报
道美洲黑杨 10 年生时树高与 3 年生 以上的树高生长相关密切 (: = 0 . 61 ~ 。. 96 ) , 卫海荣 、马常
耕等【3 , ‘1 曾对白榆的早期选择年龄进行了很有成效的研究。 在泡桐良种选育方面 , 仍然借用
其它树种的 1/ 2 轮伐期作为良种选择 (或鉴定 )的最早年龄 。 可是 , 由于各树种的生长 、 发育
特性不同 , 如不加区别地采用统一标准 , 必然会影响育种进程 [.J 。 为此 , 以 8 年生泡桐无性
系测定林的实测数据为材料 , 探讨泡桐育种中早期选择的可能性及最佳选择年龄 。
1 材料与方法
供试材料为白花泡桐 (P a u lo 脚 , ia fo : tu : ei (Se em . ) H e m sl. )天 然杂交种和毛泡桐 (P .
to 二 e , to sa (T h u n b ) S te u d e l) x 白花泡桐人工杂交种 的 F : 代无性系 , 对 照为兰考泡桐 (尸 .
。fo ng at
。 5
.
Y
.
H u)
。 试验林于 19 8 5年用 1 年生苗木营造。 采用完全随机 区 组设计 , 5 株
小区 , 3 次重复 , 株行距 6 m x 6 m 。 1 9 9 1年以前每年在生长停止后 , 调查树高 (H )、 胸径
(刀 )、 材积( V )等生长量 。 用下式计算各性状早晚期相关系数[e1 :
丫尸T I =
CO V p 了,
召 6 2 , , ·6场
‘,
_ c o几 r ,
I 口J 口一 一万币亏= = 二 云矛一心 O ‘引 . 0 ‘。T
式中: 介 r , 和 介丁, 为早龄 (t )与其晚龄(T )的表型和遗传相关系数 , 6 , , 和 占。 , 为 早龄的
表型和遗传方差 ; 娜 : 和 几: 为晚龄的表型和遗传方差 , COV 尸 : , 和 CO几 : , 为表型和遗传协方
差。
1 9 9 2一 08一 1 1收稿 。
魏安智助理 研究员 , 杨途熙(中国科学院西北植物研究所 映西杨陵 7 1 21 0 0) 。
关 本研究系 陕西省科学院青年获金资助项 目 。 徐光远 副研究员曾给予指导 , 本文承 蒙张仰菜教授 、 熊维国副研究员 市
阅 , 谨此致谢 。
2 期 魏安智等: 泡桐优良无性系早期选择的研究
胸径和树高共同估计材积的复相关系数为 :
了犷· D H
式中: 丫y . D 和 丫。 . H
胸径的相关系数 。
栽鱼亡鱼书染鲜鱼巡丝上 一 I 刀 . 月
为早龄胸径和树高与晚龄材积的相关系数 , 了D . H 为 早龄树高与晚龄
各性状早晚龄相关系数的回归方程是利用C . C 。 L a m bet h[ 7 1早期选择数学模型建立的。
其模型为: 物 · “ + “‘” 二 (式中
二 =劲
为了检验各无性系生长量的稳定程度 , 根据各年生长量大小排序 , 计算秩次相关系数 :
了s = l 一 6 艺d
‘2
(刀 一 1 ) . 忿一(作 + 1 )
其中: 丫: 为秩次相关系数 ; d ‘为第 i 对品系间秩次的差数 ; : 为被测品系对数 。
2 结果与分析
2
.
1 脚径和材积的年一年秩次相关
根据每年实测各品系平均值 , 排出生长量的位次 , 并计算12 个品系的年一年秩次相关系
数如表 l 。
表 1 脚径和材积的年一年秩次相关
年 份 1 9 8 5 1 9 8 6
1 9 8 5
1 9 86
1 98 7
1 98 8
1 9 8 9
1 9 9 0
1 9 9 1
0
.
5 6 6 4
0
.
6 3 6 4
0
.
57 3 4
0
.
57 3 4
0
.
5 78 2
0
.
3 6 5 2
0
.
5 94 4
0
.
7 48 3
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0
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.
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.
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0
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.
4 1 9 6
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.
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.
9 0 2 1 二
0 9 8 6 0
. 中
0
.
9 4 9 6
. *
注 : 右上侧为胸径 , 左下侧为材积 。
由表 1 可知 , 自定植第 2 年以后 , 胸径和材积的年一年秩次相关均达到显著或极显著水
平 , 说明进行早期选择具有可能性; 胸径和材积第 2 年与以后各年的相关系数稳定在 0 . 7 左
右 , 表明各品系生长力的年一年秩次相关是比较稳定的。
2
.
2 生长性状间的相关性及数学模型的建立
秩次相关分析中是以历年各参试品系当年的表型表现为依据的 , 它是受各年环境和品系
遗传性共同作用的结果 , 还不足用来作为早期选择的可靠依据 , 因为作为数量性状的生产方
极易受环境影响[’1 。 因此 , 有必要计算各生长性状间早晚期的表型和遗传相关系数 。 胸径早
龄与晚龄的相关系数见表 2 。
由表 2 可知: 表型相关和遗传相关不仅方向一致 , 而且从第 2 年以后各年的相关系数均
达到极显著水平 , 说明根据大田表现进行生长的早期选择是可靠的。
1 38 林 业 科 学 研 究 6 卷
裹 2 脚径早晚翔衰理和遗传相关
年盼
0
.
6 2 6 3
.
0
.
6 82 1 二
0
.
7 88 3 二
0
.
6 17 2
.
0
.
4 66 9
0
.
4 5 1 0
0
.
5 3 1 1
0
.
6 9 7 5 二
0
.
8 4 9 3 二
0
.
9 38 9 二
0
.
9 24 3 二
0
.
8 7 2 7 二
0
.
7 9 8 2 二
0
.
8 7 3 8 二
0
.
5 2 7 1
0
.
7 1 2 0 二
0
.
9 7 2 1 二
0
.
98 8 0 二
0
.
9 4 4 0 二
0
.
8 6 9 0 二
0
.
9 3 8 9 二
0
.
4 3 6 7
0
.
7 6 9 5 二
0
.
9 1 1 3 二
0
.
9 4 8 5 二
0
.
9 8 5 8 二
0
.
9 3 2 7 二
0
.
9 8 0 4 二
0
.
4 0 8 2
0
.
7 2 8 4 二
0
.
8 7 1 2 二
0
.
9 2 2 4 二
0
.
9 6 3 9 二
0
.
9 8 6 8 二
1
.
0 0 0 0
, .
0
.
4 2 1 2
0
.
7 3 1 9 二
0
.
9 1 1 1 二
0
.
96 9 9 二
0
.
9 5 7 7 二
0
.
9 6 9 1 二
0
.
9 9 4 6 二
注 . 右上侧为表型相关系致 , 左下侧为遗传相关系致。
经统计分析 , D 早 一 V 晚(早龄胸径估计晚龄材积 , 下同) , V 早 一 V 晚及H 早 一 V 晚的 相关系
数也基本表现了刀早 一 D 晚的上述特点。
利用C . C 。 L a m be tht ’]早期选择的数学模型 , 即以早 、 晚期年龄比值 (t/ T )的自然对数
(in )作自变量 , 以相应 的表型相关系数为因变量进行回归 , 得各性状间的回归方程如表 3 。
从各方程的参数可知 , 每个方程均达极显著水平 , 说明这些方程是适用的。
裹 3 各生长性状间早一晚盼相关系橄的回归方粗及其, 数
生长性状间 综合回归方程 自由度 t F r
D 早一 D 晚 1 · 0 4 7 7 + 0 . 3 3 3 3 In x 1 9 1 0 ·2 6 , . 1 0 5 · 2 1二 0 . 9 2 0 4 ’ .
H 早一万晚 0 . 吕2 3 。 + 0 . 4 3 1 8 In 劣 1 9 5 ·7 6二 3 3 . 1 0二 0 . 7 9 7 2 二
犷早一犷 晚 1 . 0 10 7 + o . 4 7 6 3 ln x 1 9 6 · 5 2二 4 2 · 5 5 , . 0 ·8 3 1 5 , .
D 早一 犷晚 0 ·9‘6 8 + 0 . 2 2 5 日In 劣 1 9 4 . 7 4 , . 2 2 · 5 0二 0 . 7 3 6 4 今 .
H 早一 犷晚 0 . 74 5 6 + 0 . ‘0 5 7 In 工 1 9 5 . 0 5二 2 5 . 7 5二 o . 7 5 a o 二
D 早“早一犷 晚 0 · 9 6 0 5 + 0 · 2 0 1 ‘In 二 1 9 4 · 0 0二 1 6 · 0 1 ‘ . 0 ·6 7 6 1 二
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年龄 比仇的 l’ 1 较 丈
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6
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0
.
2 七
1
’
I几卜们状问 「1晚期相关系数
将表 3 中的回归方程绘成图 1 可直观
看 出 : D 早 一 D 晚、 D 早 一 V 晚 、 D 早 H 早 一
V 晚的相关系数值较大 (见图 1 中第 1 . 4 、
6 条回归线 ) , 相关较为密切 , 因而 以 早
期胸径和树高作为早期选择的性状更为可
靠 。
2
.
3 早期选择的效率及 . 佳选择年龄
根据早期选择效率公式E = 为 : , · ( T 十
m )/ ( t 十 二 )计算选择效率。 式中T 为轮 伐
期年龄 , t 为早期选择年 龄 ; 。 为 更 新
期 。 如泡桐的更新期按 l a 计算 , 用 Z a
胸径预测12 a 的胸径其效率为 :
E = 丫尸: , . (T + m ) / ( t + 二)
= [ 1
。
0 4 7 7 + 0
.
3 3 3 3 I n ( 2八 2 )〕
x ( 1 2 + l )八2 + 1 ) = 1 . 9 5 2 2
2 期 魏安智等: 泡桐优良无性系早期选择的研究 1 3自
即 1 2年时轮伐 , 平均每年的增益比12 年生时高1 . 9 5 2 2倍 。 计算结果见表 4 。
表 4 各林龄的早期选择效牟
6
9 1 2 1 5 18
性状
早期
选择
年龄 相关系数 选
择
效率 相关系数
选择
效率 相关系数
选择
效率 相关系数
选择效率 相关系数
选择数率
2 0 0
:l4竺85
n‘乙八:01丝⋯82‘乃介,二一上土,二950一7“2,自八U一J月自nO目行‘一一声性的舀,工1一1123刀 早一 D 晚 4
,止一上1二
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.
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.
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0
.
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.
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.
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.
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0
.
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.
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.
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0
.
6 8 1 5
0
.
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0
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0
.
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.
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0
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韶3一07脆6952一21一,,占5扮b一2妇今内Jnl一台八确卜22一,上,一2163510一5064017亡“3212一8rf。41.上2一1121
刀早一犷晚 4
0
.
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.
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0
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.
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.
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.
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.
7 7 0 1 1
.
8 3
注 : 划线者为相关系数显著时最大的选择效率 , 相对应的年龄 为最佳选择年龄 。
由于H 早 一 H 晚、 H 早 一 V 晚和V 早 一 V 晚的
相关性较差或选择效率低 , 不能作为进行早
期选择的性状 , 故计算结果从略。
最佳早期选择年龄的确定不仅要使选择
效率最高 , 而且应该满足相关显著性。 因而
根据表 4 中相关系数和选择效率确定出最佳
选择年龄如表 5 。
表 5 各性状选择时的最佳年龄
性 状 6 9 12 1 5 1 8
D 早一D 晚
刀早一V 晚
刀早 厅早一犷晚 2 3 3
,,2
3 结论
( 1) 从计算的表型相关和遗传相关可以看到 , 表型相关和遗传相关不仅方向一致 , 而且
相关系数均达到显著或极显著水平。 说明根据试验林中的实际表现进行的早期生长选择是可
靠的。
(2 ) 以早期胸径估计晚期胸径和材积 , 早期胸径和早期树高共同估计晚期材积的相关极
显著 , 因而可以根据胸径和树高两个性状进行优良无性系的早期预测。 而以早期树高估计晚
期树高和材积、 早期材积估计晚期材积的相关性较差 , 说明仅以幼龄树高来预测成熟期的树
高和材积是不可靠的; 以幼龄的材积估计晚期材积 , 也不能达到早期选择的目的。
(3 ) 在集约经营的条件下 , 泡桐人工林一般需1 0 ~ 12 a (或15 a ) 即可成材采伐。 因而可
14 0 林 业 科 学 研 究 6 卷
根据育种 目的 , 当试验林达 3 年生时即可对各品系进行评价 , 从中选择适合育种 目标的优良
无性系。
参 考 文 做
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L a m b e t h C C
.
Ju v e n ile一 m a t u r e c o r re la t :o n s in P in a e e a e a n d _ im p l! ea tio n s fo r e a r ly s e le et长o n .
Fo r e st S e i
. ,
1 9 5 0
,
2 6 (魂) : 5 7 2 ~ 5 8 0 .
A S to d 夕 o n the E a r l夕 S ele c tio n o f S u Pe r io r
尸a :; 10 切n ia C lo 叮e s
W e i A n z hi Y a n g T u x i
A加tr a e t B a s e d o n the m e a s u r e m e n t s o f e ig h t一ye a r 一o ld t e s t P la n ta t io n
o f Pa u lo w n ia
,
th e ju ve n ile一 m a t u re e o rr e la t io n s o f h e ig h t , d ia m e te r a n d v o lu m e
w e re a n a lys e d b y m e an s o f r a n k e o r r e la tio n
, g e n e tie e o r r e la t io n a n d Phe n
-
o tyPe e o r r e la t io n
.
T h e lin e a r re g re ss io n e q u a tio n o f the ju v e n ile一m a t u re
e o r r e la t io n w a s s e t u P a n d the a n n u a l e ffie ie n ey a t d iffe r e n t s e le e t io n a g e
w a s e a le u la te d
.
T h e r e s u lts sh o w tha t th e e a r ly s e le e tio n o f s u Pe r io r Pa u l
-
o w n ia elo n e s 15 fe a s ib le a n d th e e x P re s s io n o f Pa u lo w n ia e lo n e s a t the a g e
o f th r e e e o u ld b e u s e d to Pr e d ie t th e g r o w th o f e lo n e s a t th e a g e o f te n to
fif te e n
.
T h e r efo r e
,
it 15 Po ssib le to 3 ele e t g o od e lo n e s w he n th ey a r e th r e e
ye a r s o ld
。
K e y w o r d s Pa u lo w n ia
, e a r ly se le e tio n
,
ju v e n ile一 m a t u r e e o r re la t io n ,
o Ptim u m s ele e tio n a g e
, se le e tio n e ffie ie n ey
W
e i A n z h i
,
A s s ista n t P ro fe s so r
,
Y a n g T u x i (N o rt hw e st e r n In s titu te o f Bo ta n y C hin e se A c a d e m y
o f Sc ie n e e
,
Y a n g lin g
,
S ha a n x i Pr o v in e e 7 12 x oo )
.