全 文 ：第 v|卷 第 t期
u s s v年 t 月
林 业 科 学
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¤±qou s s v
泡桐属植物育种值预测方法的研究 3
马 浩tl 邓华平wl
k中国林业科学研究院林业研究所 北京 tsss|tl
张冬梅ul 李荣幸vl
k河南农业大学园林学院 郑州 wxsssul
陈新房xl
k河南省开封县林业局 开封 wzxtssl
摘 要 } 分别用最佳线性无偏预测和最佳线性预测方法预测了泡桐属植物的育种值 ∀结果表明 o根据亲缘
相关距阵对育种值的最佳线性无偏预测结果没有显著影响 }数据量较大时 o可用小区平均值取代单株值 o同时
也可用最佳线性预测代替最佳线性无偏预测方法预测育种值 ~预测育种值与真正育种值之间的相关系数与
预测育种值之间的方法或误差方差存在极显著的相关关系 o可用前者作预测育种值的精度指标 ∀通过比较毛
泡桐种源所预测育种值之间的方差和误差方差可以得出 }在对研究材料评选时 o最佳线性预测比最小平方估
算法具有优越性 o但当重复数大于 x次 o每个小区内的植株多于 y时 o这两种预测方法的精度非常接近 ∀
关键词 } 泡桐 o育种值 o最佳线性无偏预测 o最佳线性预测
收稿日期 }t||| p s| p u| ∀
3 本文得到北京林业大学沈熙环教授的指导 o河南省新乡林技站曹卫岭参加了本研究部分工作 o北京林业大学的周学权 !刘雪平 !
郑彩霞 !江涛等先生对实验部分提供了许多便利条件 o特此致谢 ∀
tl !ul !vl !wl !xl为作者排序 ∀
ΣΤΥ∆Ψ ΟΝ ΠΡΕ∆ΙΧΤΙΝΓ ΜΕΤΗΟ∆ ΟΦ ΒΡΕΕ∆ΙΝΓ ς ΑΛΥΕΣ ΙΝ ΠΑΥΛΟΩΝΙΑ
¤ ‹¤²tl ⁄¨ ±ª ‹∏¤³¬±ªwl
k Τηε Ρεσεαρχη Ινστιτυτε οφ Φορεστρψo ΧΑΦ Βειϕινγtsss|tl
«¤±ª⁄²±ª°¨ ¬ul ¬•²±ª¬¬±ªvl
k Ηεναν Αγριχυλτυραλ Υνιϖερσιτψ Ζηενγζηουwxsssul
≤«¨ ± ÷¬±©¤±ªxl
k Φορεστ Βυρεαυ οφ Καιφενγ Χουντψo Ηεναν Προϖινχε Καιφενγwzxtssl
Αβστραχτ} ׫¨ ¥µ¨ §¨¬±ª√¤¯∏¨¶²© ¬¨ª«·Παυλοωνιᶳ¨¦¬¨¶º¨ µ¨ ³µ¨§¬¦·¨§¥¼ …¨ ¶·¬±¨ ¤µ˜±¥¬¤¶¨§°µ¨§¬¦·¬²± k…˜°l
¤±§…¨ ¶·¬±¨ ¤µ°µ¨§¬¦·¬²± k…°l o • ¶¨∏¯·¶¶«²º¨ §·«¤··«¨µ¨ º¨ µ¨ ±²¶¬ª±¬©¬¦¤±·¨ ©©¨¦·¶²± ³µ¨§¬¦·¨§µ¨¶∏¯·¶²©¥µ¨ §¨¬±ª
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…°¬±¶·¨¤§²© …˜°q ≤²µµ¨¦·¬²± ¥¨·º¨ ±¨ ·«¨ ³µ¨§¬¦·¨§√¤¯∏¨¶¤±§·«¨ ·µ∏¨ ª¨ ±¨·¬¦√¤¯∏¨¶ º¤¶¦¯²¶¨ ¼¯ µ¨ ¤¯·¨§·²·«¨
√¤µ¬¤±¦¨ ¤°²±ª·«¨ ³µ¨§¬¦·¬²±¶²µ·«¨ µ¨µ²µ√¤µ¬¤±¦¨ ²©³µ¨§¬¦·¬²±¶o¶²·«¨ ©²µ°¨ µ¦²∏¯§¥¨ ∏¶¨§·²¬±§¬¦¤·¨·«¨ ³µ¨¦¬¶¬²±²©
¥µ¨ §¨¬±ª√¤¯∏¨¶¬±¶·¨¤§²© ¤¯·¨µ·º²¦²¨©©¬¦¬¨±·¶q…¼¦²°³¤µ¨§√¤µ¬¤±¦¨ ¤±§ µ¨µ²µ√¤µ¬¤±¦¨ ¤°²±ª³µ¨§¬¦·¨§¥µ¨ §¨¬±ª√¤¯∏¨¶
¥¤¶¨§²± ³µ²√¨ ±¤±¦¨ ·µ¤¬¯¶²© Πq τοµεντοσαo …° º¤¶¤ °²µ¨ µ¨ ¬¯¤¥¯¨ °¨ ·«²§·²µ¤±® ¦¤±§¬§¤·¨¶·«¤±·«¤·²©·«¨ ¯¨ ¤¶·
¶´∏¤µ¨¶ ¶¨·¬°¤·¨¶q‹²º¨ √¨ µo¬©µ¨³¨·¬·¬²±¶º¨ µ¨ °²µ¨ ·«¤±©¬√¨ o¤±§¬±§¬√¬§∏¤¯¶¬± √¨¨ µ¼ ³¯²·¶º¨ µ¨ ²√¨ µ¶¬¬o·«¨ ³µ¨¦¬¶¬²±
²©·«¨¶¨ ·º² °¨ ·«²§¶©²µ¥µ¨ §¨¬±ª√¤¯∏¨¶³µ¨§¬¦·¬²± «¤§ ¬¯·¯¨§¬©©¨µ¨±¦¨ q
Κεψ ωορδσ} Παυλοωνιαo…µ¨ §¨¬±ª√¤¯∏¨ o…¨ ¶·¯¬±¨ ¤µ∏±¥¬¤¶¨§³µ¨§¬¦·¬²±o…¨ ¶·¯¬±¨ ¤µ³µ¨§¬¦·¬²±
研究材料的评价和选择贯穿于各种育种途径和环节 o是林木遗传改良的关键 ∀选择育种通常是以
表型值为基础 o因含有环境效应 o所以效率和准确性都较差k≤²·¨µ¬¤¯¯ ετ αλqot||s ~吴仲贤 ot|zzl o加之
林木育种试验占地面积大 !周期长 !受人为干扰和外界条件的影响大 o这必然会增大评价试验材料的难
度 o更不容易准确地选择出遗传品质真正优良的改良材料k • «¬·¨ ετ αλqot|{|l ∀为了克服以上缺点 o国
外自 us世纪 {s年代中期以来开始大量地应用育种值的线性预测结果来评价育种材料 o目前已有湿地
松 !小干松 !班克松 !亮果桉等树种的研究报道k≥²∏½¤ ετ αλqot||u ~≥∏µ¯¨ ¶ ετ αλqot||v ~t||x ~∞µ¬¦¶¶²± ετ
αλqot||x ~ Ž¯¨¬±ot||x ~׬¥¥¬·¶ ετ αλqot||{l ∀根据育种值作出的选择反映了加性遗传效应 o排除了环境
对评选育种材料造成的偏差 o从而可以提高选择的准确性 o增大育种效果 ∀
国外在应用育种值对树木进行评价时 o往往假设研究材料之间不存在亲缘关系 o当信息量大时 o用
最佳线性无偏方法预测育种值常常难于实现 ∀实际上 o育种材料之间不同程度的亲缘关系客观存在 o有
必要研究切实可行的林木育种值预测方法 ∀本文以泡桐为材料 o对育种值的预测方法进行研究 ∀
t 材料与方法
111 试验材料
t1t1t 泡桐种类及亲缘关系 t||x年将白花泡桐k Παυλοωνια φορτυνειl !山明泡桐k Πqλαµπροπηψλλαl !海岛
泡桐k Πqταιωανιαναl !南方泡桐k Πqαυστραλισl !毛泡桐k Πqτοµεντοσαl !楸叶泡桐k Πqχαταλπιφολιαl !成都泡桐
k Πqαλβιπηλοεα √¤µql !川泡桐k Πqφαργεσιιlt ¤生苗木按随机区组设计 ow次重复 ox株行状小区定植于南阳
试验基地 ot||y年秋季观测树高和胸径 ∀此外还采集新鲜叶片 o用 ≥¤¯ ´ !∞¦²µ ´ !‹¬±§¶ !…¤°‹ ´w种
限制性内切酶作 ¦³⁄‘„的 • ƒ°分析 ∀根据所统计片段带的有无 o以 ‘×≥≠≥2°≤ 程序中 ≥¬° ∏´¤¯ 软件估
算分析材料之间的遗传相关性系数k见表 tl ∀
表 1 8 种泡桐种的相关系数
Ταβ .1 Τηε Χορρελατιον χοεφφιχιενχιεσ οφ ειγητ Παυλοωνια σπεχιεσ βασεδ ον ΡΦΛΠ
种类
≥³¨¦¬¨¶
白花泡桐
Πqφορτυνει
山明泡桐
Πqλαµπροπηψλλα
海岛泡桐
Πqταιωανιανα
南方泡桐
Πqαυστραλισ
毛泡桐
Πqτοµεντοσα
楸叶泡桐
Πqχαταλπιφολια
成都泡桐
Πqαλβιπηλοεα √¤µq
Πqλαµπροπηψλλα s1|xw x
Πqταιωανιανα s1|vs u s1|zz {
Πqαυστραλισ s1y{z x s1ywz t s1yyy z
Πqτοµεντοσα s1zsx | s1zuu u s1zwu | s1wty z
Πqχαταλπιφολια s1z{| x s1{xs s s1{us x s1ywu | s1xvv v
Πqαλβιπηλοεα √¤µq s1zuz v s1y{x z s1ywz t s1y|x z s1w{s s s1y{| z
Πqφαργεσιι s1{{v z s1|vv v s1|s| t s1ysy t s1zwu | s1zy| u s1zsx |
t1t1u 毛泡桐种源 参加分析的毛泡桐种源共 uy个 o本文仅利用 | ¤生胸径性状作最佳线性预测和群
体平均值法的比较k马浩等 ot||{l ∀
112 育种值预测方法
t1u1t 用单株观测数据预测育种值 利用单株数据和最佳线性无偏预测公式预测育种值时 o需要构造
较大维数的矩阵 ∀为避开计算机运行时内存不足 o利用混合模型方程组求解 ∀
单株树木观测值 Ψ用矩阵表示为 }
Ψ € ΞΒ n Ζυ n Ωπ n ε
式中 oΒ为区组固定效应 ~υ为泡桐种的随机效应 ~π为泡桐种与区组的随机互作效应 ~ε 是随机误差效
应 ~Ξ !Ζ !Ω分别是相应项的结构矩阵 ∀
根据方差分析结果求出 υ !π和 ε的方差分量 o依次用 ∆uυ !∆uπ !∆uε 表示 ∀于是混合模型方程组为 }
ΞχΞ ΞχΖ ΞχΩ
ΞχΖ ΖχΖ n Κt Αpt ΖχΩ
ΞχΩ ΖχΩ ΩχΩ n Κu Ι
Β¡
υ¡
π¡
€
ΞχΨ
ΖχΨ
ΩχΨ
式中 oΚt € ∆uεΠ∆uυ ~Κu € ∆uεΠ∆uπ ~Ι 是单位矩阵 ~Α是分子血缘相关矩阵k张源等 ot||v ~‹ ±¨§¨µ¶²±ot|zxl ∀
为使系数矩阵满秩 o加入 w次重复效应估算值等于零的约束条件 ∀泡桐种的育种值向量是 uυ¡ ∀
t1u1u 用小区平均值预测育种值 泡桐种单地点试验的线性模型是 }Ψιϕκ € Υ n Φι n Ρϕ n ΦΡιϕ n Ωιϕκ o式
中 Ψιϕκ为第 ι个种在第ϕ个区组第 κ个单株的表型值 ~Υ为试验地固定的总平均表型值 ~Φι 为第 ι个种的
随机效应值 o∞k Φιl € s o∂¤µk Φιl € ∆uΦ ~Ρϕ为第ϕ个区组的固定效应值 ~ΦΡιϕ为第 ι个种与第ϕ个区组的随
机互作值 o∞k ΦΡιϕl € s o∂¤µk ΦΡιϕl € ∆uΦΡ ~Ωιϕκ为随机误差 o∞k Ωιϕκl € s o∂¤µk Ωιϕκl € ∆uΩ ∀因为重复数 Ψιϕ#和
yz 林 业 科 学 v|卷
小区株数不同 o在求方差组分以前 o先计算调和平均值 ∀
第 ι种泡桐的小区平均值Ψιϕ#为 }Ψιϕ# € Υn Φι n ΦΡιϕ n Ωιϕ#Πµι o式中 oµι 为第 ι个种所对应的小区内
株数 ∀若种间不存在亲缘关系时 o小区平均值的方差是 ∂¤µk Ψιϕ#l € ∆uΦι n ∆uΦριϕ n ∆uΩιϕ#Πµι ~小区平均值与
育种值之间的协方差是 ≤²√kΨιϕ# oγιl € u∆uΦ ~育种值的方差 ∂¤µk γιιl € w∆uΦ ~协方差 ≤²√k γι oγιχl € s ∀若两
个种间的亲缘系数为 Αιι. 时 o小区平均值的方差与协方差分别为 ∂¤µk Ψιϕ#l € ∆uΦι n ∆uΦΡιϕ n ∆uΩιϕ#Πµι o≤²√
kΨιϕ# oΨιϕχ#l € ∆uΦι o≤²√kΨιϕ# oΨιχϕχ#l € ∆uΦι ≅ Αιι. ~小区平均值与预测育种值之间的协方差可表示为 ≤²√k Ψιϕ# o
γιl € ≤²√kΨιϕ# oγιl € u∆uΦι o≤²√k Ψιχϕχ# oγιl € u∆uΦι ≅ Αιι. ~育种值的方差为 ∂¤µk γιιl € w∆uΦι ~协方差 ≤²√k γι o
γι. l € w∆uΦι ≅ ∆uΦι. ≅ Αιι. ∀分别按最佳线性无偏预测k¥¨¶·¯¬±¨ ¤µ∏±¥¬¤¶¨§³µ¨§¬¦·¬²±o简称 …˜°l方法和最佳
线性预测k¥¨¶·¯¬±¨ ¤µ³µ¨§¬¦·¬²±o简称 …°l方法预测育种值 o并用预测育种值的方差 !误差方差及其与真
正育种值之间的相关系数表示预测精度 ∀
毛泡桐种源群体平均值估算育种值时 o最小平方估计的方差≈∂¤µk γ¡l.  和误差方差≈∂¤µk γ¡p γl.  
分别为 }∂¤µk γ¡l. € w ≅ k∆uΦ n ∆uΦΡι qΠρn ∆uΩqqΠρµl o∂¤µk γ¡p γl. € ∂¤µk γ¡l. p ∂¤µk γl ∀
u 结果与分析
211 育种值分析
u1t1t 根据个体数值预测育种值 根据单株观测数据 o用混合模型方程组预测 {种泡桐的育种值 o其
中不考虑亲缘关系时把分子血缘相关矩阵规定为单位矩阵 o考虑亲缘关系时用种间相似系数构造分子
血缘相关矩阵 ∀结果不管是否考虑亲缘关系 o育种值的预测结果变动不大k表 ul o在这两种情况下树高
育种值的秩次相关达到极显著水平ks1{xz t 3 3 l o胸径则达到显著水平ks1ztw v 3 l ∀
表 2 根据单株试验数据预测的育种值(ΒΛΥΠ)
Ταβ .2 Τηε βρεεδινγ ϖαλυεσ πρεδιχτεδ βψ ΒΛΥΠανδ βασεδ ον ινδιϖιδυαλ δατα
树种
≥³¨¦¬¨¶
不考虑 •¬·«²∏·‘•  ≠ 考虑 •¬·«‘• 
树高 ‹ ¬¨ª«·Π° 胸径 ⁄…‹Π¦° 树高 ‹ ¬¨ª«·Π° 胸径 ⁄…‹Π¦°
白花泡桐 Πqφορτυνει p s1wvu u p t1v{t s p s1tu| y p s1xzx y
山明泡桐 Πqλαµπροπηψλλα s1u|s { s1xwu u p s1sxs y p s1vww s
海岛泡桐 Πqταιωανιανα p s1u|{ { p s1wwt t p s1s{s y p s1vww u
南方泡桐 Πqαυστραλισ p s1uwt u p s1vzu w p s1t|y u p s1yus u
毛泡桐 Πqτοµεντοσα s1tx{ y s1|yt { p s1st| y s1us{ w
楸叶泡桐 Πqχαταλπιφολια s1xyt u t1us| u s1tzt s s1tzt w
成都泡桐 Πqαλβιπηλοεα √¤µq s1tsx y p s1ssw w p s1sut y p s1v{u s
川泡桐 Πqφαργεσιι p s1tww u p s1xtv u p s1sy{ s p s1vy{ s
≠ ‘•  € ‘∏° µ¨¤·²µµ¨ ¤¯·¬²±¶«¬³ °¤·µ¬¬q下同 ∀ ׫¨ ¶¤°¨ ¥¨ ²¯º q
u1t1u 根据小区平均值预测育种值 根据小区平均值的预测结果列于表 v ∀可以看出 o在不考虑亲缘
关系的情况下 o用 …˜°方法预测的树高和胸径育种值 o分别与 …°预测的 o或者基于单株预测的结果
比较接近 o相应性状的秩次相关系数都在显著水平以上ks1{s| x 3 ∗ s1|zy u 3 3 l o并且与考虑亲缘关系预
测相同性状育种值的排序十分接近 o秩次相关系数分别达到极显著水平k树高 }s1|sw { 3 3 ~胸径 }
s1{xz t 3 3 l ∀不考虑亲缘关系并以 …°预测的树高育种值 o与考虑亲缘关系以单株或小区平均值的
…˜°预测结果排序也很相似 o秩次相关系数达到显著水平ks1ztw v 3 l ~胸径育种值的秩次相关没有树
高密切 o但显著性概率水平已经达到 {u h以上 ∀
212 育种值预测方法
u1u1t …˜°与 …° …˜°观测值的期望值 o是通过广义最小平方无偏地估算出来的 o但 …°的期望
值则是假设已经知道并由总平均值估算的 ∀因此 …°没有估算固定效应的误差 o总的误差方差比 …˜°
的小 o预测遗传值与真正遗传值之间的相关系数相应地比 …˜°的大k见表 wl ∀这并不能说明 …°比
…˜°优越 o相反 o…˜°能够区分出遗传和环境影响k • «¬·¨ ετ αλqot|{|l o能够调整地点或重复的效应
zz 第 t期 马 浩等 }泡桐属植物育种值预测方法的研究
值 o使结果更切合实际 ∀由于固定效应的估算方法不同 o导致了用 …˜°和 …°的预测结果有一定差
异 ∀根据本文对 {种泡桐的分析 o用这两种方法按树高或胸径育种值选择出来的前 v种泡桐是一致的 o
其余种的排序虽有变化 o但秩次相关系数达极显著水平 ∀此外 o…°不需要构建结构矩阵 o计算过程简
单 o评定大批量育种材料时可以考虑只用 …°方法预测育种值 ∀
表 3 根据小区平均值预测的育种值
Ταβ .3 Τηε βρεεδινγ ϖαλυεσ πρεδιχτεδ αχχορδινγ το πλοτ µεαν ϖαλυε
树种
≥³¨¦¬¨¶
树高 ‹ ¬¨ª«· 胸径 ⁄…‹
…˜°
不考虑亲缘关系
•¬·«²∏·‘• 
…˜°
考虑亲缘关系
•¬·«‘• 
…°
不考虑亲缘关系
•¬·«²∏·‘• 
…˜°
不考虑亲缘关系
•¬·«²∏·‘• 
…˜°
考虑亲缘关系
•¬·«‘• 
…°
不考虑亲缘关系
•¬·«²∏·‘• 
白花泡桐 Πqφορτυνει p s1xut t p s1tu| y p s1vus v p t1zzu s p s1xt| w p t1uvv s
山明泡桐 Πqλαµπροπηψλλα s1vyt y p s1sxs { s1xwu z s1yty v p s1uvy y t1uvv v
海岛泡桐 Πqταιωανιανα p s1vyy v p s1s{s y p s1vtu s p s1yt| u p s1uzx y p s1wvu s
南方泡桐 Πqαυστραλισ p s1vzu s p s1t|x { p s1tzu x p s1zzs { p s1xzv s p s1tut x
毛泡桐 Πqτοµεντοσα s1tzz | p s1st| z s1ttv y t1wyw u s1szx t t1u{z v
楸叶泡桐 Πqχαταλπιφολια s1z|z y s1tzs z s1zzu s t1{wu s s1u|w v t1{wu x
成都泡桐 Πqαλβιπηλοεα √¤µq s1tuv { p s1sut t s1stz t s1ssy z s1suu { p s1vvw y
川泡桐 Πqφαργεσιι p s1ust x p s1sy{ u p s1vyt v p s1zyz s p s1sy| z p t1vvt s
u1u1u 简化预测方法 根据小区内单株观测值和小区平均值预测育种值 o然后分别对试验材料排序 o
结果变动不大 o特别是位次靠前的材料几乎无变化k表 ul ∀例如 o假设研究材料没有亲缘关系 o用 …˜°
预测树高育种值时 o除排列在第 y位的南方泡桐和第 z位的海岛泡桐相互变换 t次位置外 o其余各泡桐
种的位次无变化 ~预测胸径育种值时 o只有排在第 x !y及第 z位的南方泡桐 !海岛泡桐和川泡桐有位次
变动 ∀育种值处于大小两极端种类的排列顺序完全相同 ∀由于以单株预测育种值时需要建立较大维数
矩阵 o而矩阵太大会延长计算时间 o甚至使微机不能运行 o因此 o可以只按小区均值预测育种值 ∀
预测经过选择材料的育种值时 o估算材料间存在的亲缘关系是应用 …˜°方法的前提条件之一
k…¨ µ±¤µ§²ot||y ~ ‹ ±¨§¨µ¶²±ot|{xl ∀ …¨ µ±¤µ§²以 • ƒ°研究玉米的亲缘性 o用正确和不正确的亲缘相关
矩阵检验 …˜° 预测值的稳定性 o结果在各种情况下预测值和观测值之间的相关系数变化很小
k…¨ µ±¤µ§²ot||yl ∀本文在研究材料有亲缘关系和假设没有亲缘关系的条件下 o无论是树高还是胸径 o按
单株预测还是小区均值预测 o…˜°预测值的秩次相关系数都达到显著或极显著水平k显著性概率 }
s1swy x ∗ s1ssu sl o这与玉米的育种值预测研究结果相类似 o说明用 …˜°预测泡桐育种值时 o是否考虑
亲缘关系对预测的泡桐育种值没有明显影响 ∀由于用任何一种方法估算亲缘相关矩阵都需要投入一定
的人力和物力 o在今后的育种值预测中可以假设研究材料之间不存在亲缘关系 ∀
u1u1v 预测育种值的误差 从表 w可以看出 o预测育种值的方差 !误差方差以及预测育种值与真正育
种值的相关 o在不同情况下都有相似的变化趋势 o即预测育种值的方差越大 o误差方差就越小 o预测育种
值与真正育种值的相关相应地也越大 ∀由表 w中的数据计算 v个指标的相互关系 o结果预测育种值和
真正育种值的相关与预测育种值的方差 !误差方差之间存在极显著的相关关系 o因此 o只用预测育种值
与真正育种值的相关系数就可以同时代表预测育种值的方差和误差方差 o反映预测的精度 ∀
u1u1w …°与最小平方估算法的比较 预测育种值间的方差和误差方差都可以作为预测精度指标
k • «¬·¨ ετ αλqot|{{ ~t|{|l ∀当试验规模较大时 o…°的方差较大 o误差方差较小 o预测值趋于扩散 ~用最
小平方估算时则相反 o精确度越低 o估算的值就越大 ∀因此 o用后者会趋于选择那些具有较少试验地点
数 !重复数和个体数的材料 ∀利用毛泡桐种源试验胸径性状求算这两种方法的精度 o结果如图 t和图 u
所示 ∀可以看出 o用最小平方估算方法估算育种值时 o观测数据少的种源 o方差和误差方差都大 o容易被
选 ~而观测数据多的种源不易当选 ∀ …°则相反 o观测数据少的种源 o方差也小 o此时预测的育种值收缩
在零附近 o很难被选中 o即使被选中 o因误差方差大 o选择的可靠性也很差 o而那些观测数据多的种源则
{z 林 业 科 学 v|卷
容易被选中 ∀从图中还可以看出 o随着重复数和小区内株数的增大 o这两种方法的预测结果趋于相同 o
此时预测育种值间的方差近似于种源的遗传方差 o环境方差接近于 s ∀对于毛泡桐种源试验的胸径性
状来说 o当重复数大于 x o小区内的株数多于 y个时 o这两种预测方法的精度差别明显地变小 ∀
表 4 根据小区平均值预测育种值的精度
Ταβ .4 Τηε πρεδιχτιον πρεχισιον οφ βρεεδινγ ϖαλυεσ πρεδιχτεδ αχχορδινγ το πλοτ µεαν ϖαλυεσ
性状
×µ¤¬·¶
树种
≥³¨¦¬¨¶
…˜°不考虑亲缘关系
•¬·«²∏·‘• 
…˜°考虑亲缘关系
•¬·«‘• 
…°不考虑亲缘关系
•¬·«²∏·‘• 
方差
∂ „° ≠
误差
∞µµq
相关
≤²µq≈
方差
∂ „°
误差
∞µµq
相关
≤²µq
方差
∂ „°
误差
∞µµq
相关
≤²µq
树高
‹ ¬¨ª«·
白花泡桐 Πqφορτυνει s1utt x s1wuu u s1xzz z s1svv { s1x|| { s1uzx | s1uw| x s1v{w u s1yuz x
山明泡桐 Πqλαµπροπηψλλα s1u|y x s1vvz s s1y{w t s1swv | s1x{| { s1vsy u s1vyt | s1uzt z s1zxx {
海岛泡桐 Πqταιωανιανα s1t{t v s1wxu w s1xvw | s1sv{ x s1x|x u s1uvx | s1uts v s1wuv v s1xzy u
南方泡桐 Πqαυστραλισ s1vss x s1vvv t s1y{{ z s1sys | s1xzu { s1wsy v s1vyt | s1uzt z s1zxx {
毛泡桐 Πqτοµεντοσα s1wvv v s1uss w s1{uy | s1s{t | s1xxt z s1wx| { s1xxx x s1sz{ t s1|vy v
楸叶泡桐 Πqχαταλπιφολια s1v|s u s1uwv w s1z{w { s1sx{ { s1xzw { s1wts u s1wzz v s1txy w s1{yz |
成都泡桐 Πqαλβιπηλοεα √¤µq s1utt v s1wuu v s1xzz x s1swu | s1x|s z s1vwx { s1uxx z s1vz{ s s1yvx u
川泡桐 Πqφαργεσιι s1utw y s1wt| s s1x{u s s1sv{ v s1x|x v s1u|u | s1uyy | s1vyy z s1yw| t
胸径
⁄…‹
白花泡桐 Πqφορτυνει t1tuw { t1vvv y s1yzy w s1t|x x u1uyu | s1wws t t1vuv u t1tvx u s1zvv z
山明泡桐 Πqλαµπροπηψλλα t1xux u s1|vv u s1z{z z s1utx | u1uwu x s1vtx s t1{y{ u s1x|s v s1{zt z
海岛泡桐 Πqταιωανιανα s1{|s v t1xy{ t s1yst { s1utt x u1uwy | s1v{| { t1sut u t1wvz u s1yww x
南方泡桐 Πqαυστραλισ t1xxx z s1|su z s1z|x x s1vxx x u1tsu | s1w{x { t1{y{ u s1x|s v s1{zt z
毛泡桐 Πqτοµεντοσα u1vxu x s1tsx | s1|z{ u s1vzw | u1s{v x s1w|{ u v1syy x p s1ys{ t t1tty |
楸叶泡桐 Πqχαταλπιφολια u1suv w s1wvx s s1|sz u s1u{t w u1tzz s s1wy{ s u1wyu x p s1ssw t t1sss {
成都泡桐 Πqαλβιπηλοεα √¤µq t1tww w t1vtw s s1y{u v s1yyz v t1z|t t s1{tt z t1v{s w t1sz{ s s1zw| v
川泡桐 Πqφαργεσιι t1txy v t1vsu t s1yu{ y s1twz y u1vts | s1t|w z t1wwt v t1stz t s1zyx z
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|z 第 t期 马 浩等 }泡桐属植物育种值预测方法的研究
v 结论
根据 {种泡桐的育种值分析 o是否构建分子血缘相关矩阵对 …˜°预测育种值的结果无显著影响 o
所以在作育种值预测时 o可以不考虑分析材料之间的亲缘关系 ∀当评定大批量育种材料时 o为便于计
算 o可以用 …°代替 …˜°预测育种值 o此外 o还可以用小区平均值代替单株观测值进行预测 ∀
育种值的预测精度可以用预测育种值的方差 !误差方差以及预测育种值与真正育种值的相关表示 ∀
由于这 v个精度指标之间有一定的内在联系 o可以只用预测育种值与真正育种值的相关反映预测精度 ∀
在对育种材料进行选择时 o…°预测的育种值比最小平方估算值更可靠 o但当试验重复数和小区内
的株数逐渐增多时 o两种方法预测的结果趋于相同 ∀对于本文所分析的材料 o当 x次以上重复和每小区
y个以上个体时 o这两种预测方法的可靠性明显地接近 ∀
参 考 文 献
马 浩 o李佩健 o沈熙环 q毛泡桐种源育种值早期预测的研究 q林业科学研究 ot||{ ottkul }tz| ∗ t{x
吴仲贤 q统计遗传学 q北京 }科学出版社 ot|zz
张 源 o张 勤 q畜禽育种中的线性模型 q北京 }北京农业大学出版社 ot||v
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s{ 林 业 科 学 v|卷