全 文 ：武汉植物学研究 2002, 20( 3) : 165～170
Journal of Wuhan Botanical Research
中国板栗居群间等位酶基因频率的空间分布
李作洲1 郎 萍2 黄宏文1
( 1.中国科学院武汉植物研究所, 武汉 430074; 2.奥本大学园艺系, 阿拉巴马州 36849, 美国)
摘 要: 中国板栗 21 个自然居群间等位酶遗传变异的空间自相关分析及 F-统计分析结果表明: 其多数等位基因
频率在居群间呈随机分布模式, 缺乏一定的空间结构; 而部分等位基因表现为渐变或双向渐变的非随机分布模式,
又具特定空间结构。中国板栗遗传变异空间结构模式的形成可能是长距离基因流、自然气候、人类活动、地理距离
隔离等诸因素综合作用的结果。文中还就居群等位基因分布格局的成因进行了讨论:在第四纪冰川后,中国板栗以
长江流域中下游的孑遗中心为起点,等位基因分别沿着向北和向南的不同方向迁移形成现在的居群结构; 季风气
候和人类活动干扰是削弱居群分化的主要因素,而基于环境梯度的选择, 是形成由北向南渐变分布的原因。
关键词: 中国板栗; 等位酶; 空间结构; 自相关
中图分类号: Q347; S664. 2 文献标识码: A 文章编号: 1000-470X ( 2002) 03-0165-06
Spatial Structure of Allozyme Frequencies in Castanea mollissima Bl .
LI Zuo-Zhou
1 , LANG Ping
2 , HU ANG Hong-Wen
1
( 1.W uhan I nsti tute of B otany, T he Chinese A cademy of S ci ences, Wuh an 430074, Ch ina;
2. Dep artment of H ort icul tur e, A uburn Univ ersi ty, AL 36849, USA)
Abstract: Spat ial differ ent iat ion of allo zymes among 21 natur al populat ions of Castanea mol lissima
was invest igated using F-stat ist ics and spat ial auto corr elat ion analy sis. Most alleles w er e found to
be random spatial patterns and lack of spat ial st ructur e, w hile a few w ere non-random pat terns of
cline or double cline w ith appar ent spat ial st ructure. T he spat ial pat terns o f g enet ic different iation
in C. mollissima populat ions appeared to be a combining result o f long-distance gene f low , cl imate
factors, human act ivities, and local effects of geog raphic isolat ion. T he spat ial st ructure w as con-
sistent w ith the hypothesis that Yangtze River v alley should be the relict centr e, w hich gave rise
to northern and southern populat ions af ter the last g lacier. T he monsoon and human activit ies
w er e probably the facto rs in shaping the spat ial genet ic st ructure of C. moll issima populat ions,
w hile the eco logical gr adient selection created the cline distr ibution from North to South.
Key words : C. mollissima Bl. ; Allozyme; Spat ial st ructure; Auto corr elat ion
栗属( Castanea)是壳斗科( Fagaceae)中最具食
用价值的植物类群,该属共有 7个种,广泛分布于北
半球温带的广阔地域[ 1]。其中,东亚分布 4种: 即分
布于中国大陆的中国板栗( C. mollissima Bl . )、茅栗
( C. seguinii Dode. ) 和锥栗 ( C. henry i Rehd. &
W ils. )及分布于日本、朝鲜半岛的日本栗( C. crena-
ta Sieb. & Zucc. ) ; 北美洲 2种: 即美洲栗〔C. denta-
ta ( M ar sh. ) Brokh. 〕和美洲榛果栗 ( C. p umila
通讯作者。Author for corr esp on dence.
收稿日期: 2002-03-25,修回日期: 2002-05-24。
基金项目:国家自然科学基金 (No. 39570057)、中国科学院生物科学技术研究特别支持费 ( ST Z-1-19)、美洲栗基金会资助项目。Th e
project w as supported b y grants fr om th e Nat ional Natural S cience Foundat ion of Ch ina ( ST Z-1-19 ) , special s upport ing fund of Bio-
Science and T echnology Research in T he C hinese Academy of Sceinces and th e Amer ican Ch es tn ut Foundat ion.
作者简介:李作洲( 1967- ) ,男,在职博士研究生,植物学专业,从事植物保育遗传研究。
M il l. ) ; 欧洲大陆、非洲北部及西亚仅有 1种: 欧洲
栗( C. sativ a Mill . )。中国板栗以其品质好、抗逆性
强、遗传资源丰富而著称,广泛地用作商业化经济栽
培。经济栽培遍及22个省(市、自治区) ,栽培品种约
为 300个,另外,在长江流域及西南地区至今仍蕴藏
有丰富的野生资源 [ 2]。中国板栗是世界食用栗品种
改良的重要基因来源, 并且在栗属植物的起源和进
化研究中占有重要地位 [ 3]。现有研究结果表明, 中国
板栗为世界栗属植物的原生种, 且长江流域(尤其是
神龙架周边地区)为中国板栗的遗传多样性中心,不
同地域分布的居群间表现出一定的遗传差异,其遗
传多样性高于栗属植物的其它种 [ 4]。20世纪初美洲
栗由广布种迅速沦为濒危种的现实 [ 3] , 敲响了栗属
种质资源保育的警钟。且我国部分地区的野生栗资
源已遭到严重破坏 [ 4]。科学而有效的保育策略的制
定与实施离不开对其遗传多样性、居群遗传结构、遗
传分化程度、基因流及其形成机制的清醒认识。
物种自然居群基因频率的地理分布是其遗传分
化程度的一个重要参数,能较好地反映其基因流及
其形成机制, 是探讨物种在环境选择压力下遗传变
异分化机制和其它因素干扰影响作用的基础,也是
居群遗传学和保育遗传学研究的一个长期目标[ 5]。
植物花粉和种子的有限传播及微环境选择, 使其遗
传变异在居群内和居群间常呈现一种非随机分布的
空间模式[ 6]。空间自相关分析( Spat ial autoco rrela-
tion analysis)可以用来描述基因频率的地理变异,
概括度量一变量(如基因频率、基因型)在某一地理
区域的数值依赖邻近区域同一变量数值的强弱[ 7]。
它是研究遗传变异空间结构的一种有效方法,目前
日益广泛地用于研究居群内、居群间的基因频率或
基因型的空间分布 [ 8 12]。同时,研究也逐渐从等位酶
标记深入到 DNA 分子水平 [ 13, 14]。栗属植物中, 以欧
洲栗的遗传变异地理空间分布研究较为清楚,存在
明显自东向西的渐变或双向渐变的非随机分布的空
间结构, 且表明其在次生起源中心(土耳其东部)的
早期扩展是缓慢的自然散播; 而随后是自东向西迅
速的扩散,主要受人类活动的影响,后期在地理隔离
地方的微环境选择下进行分化 [ 15 17]。然而, 作为栗
属植物的原生种的中国板栗在这方面的研究还是空
白。本研究采用空间自相关分析方法研究中国板栗
自然居群等位酶遗传变异的地理空间分布, 目的在
于: 揭示中国板栗居群间基因频率的空间分布模
式; 描述变异原因,为探明栗属植物起源、系统进
化及保育策略提供科学依据; 建立空间自相关系
数与居群遗传参数 F-统计量的关系。
1 材料与方法
1. 1 植物材料和等位酶数据分析
中国板栗的 21个自然居群采集于自然分布区
中的华北、长江流域、西南主要地区。具体取样位置
见图 1。
1. 北京昌平; 2.北京怀柔; 3. 湖北房县; 4.湖北神农架; 5.
湖北宜昌; 6. 湖北秭归; 7. 湖北五峰-1; 8. 湖北五峰-2; 9.
湖北罗田; 10. 湖北通城; 11. 贵州毕节; 12. 广西南丹; 13.
云南禄劝-1; 14. 广西兴安; 15. 广西资源; 16. 广西东兰;
17. 湖南永顺; 18. 贵州玉屏; 19. 云南禄劝-2; 20. 云南宜
良; 21. 云南麻栗坡
1. Beijing-Changping ; 2. Beijing-Huairou; 3. Hubei-Fang-
xian; 4. Hubei-Shengnong jia; 5. Hubei-Yichang ; 6. Hubei-
Zigui; 7. Hubei-Wufeng-1; 8. Hubei-Wufeng-2; 9. Hubei-
Luo tian; 10. Hubei-Tongcheng ; 11. Guizhou-Bijie; 12.
Guangx i-Nandan; 13. Yunnan-Luquan-1; 14. Guangx i-
Xing an; 15. Guangxi-Ziyuan; 16. Guangx i-Donglan; 17.
Hunan-Yong shun; 18. Guizhou-Yuping ; 19. Yunnan-
Luquan-2; 20. Yunnan-Y iliang ; 21. Yunnan-Malipo
图 1 中国板栗的 21个自然居群在华北、长江流域、
西南自然分布区中的分布
Fig. 1 21 natura l populat ions of C . mollissima Bl. in
Huabei reg ion, Yang tse River valley and Sout hwest
r egion of China
采用超薄平板聚丙烯酰胺凝胶等点聚焦电泳技
术检测了中国板栗自然居群的 12个酶系统 20个基
因位点: A cp-2、A cp-3、Dia-1、Dia-2、Dia-3、Dia-4、
E st-1、Est-2、Fdh-1、Id h-1、Mdh-1、Me-1、Pgd -1、
p gi-1、Pgm-1、P rx-1、Pr x-2、P rx-3、Skd-3、S kd-
4[ 4]。应用 Biosys-1软件计算出各等位基因在不同居
166 武 汉 植 物 学 研 究 第 20 卷
群中的频率分布及 Wright 的 F-统计量,同时对居
群间等位基因频率的差异进行 2分析。
1. 2 空间自相关数据分析
应用Daniel Wartenber g 发展起来的SAAP4. 3
计算机软件对居群间差异显著的等位基因频率进行
空间自相关分析[ 18]。按照输入格式, 将居群取样所
处地理位置的经、纬度转化为小数,即可建立起21×
21的居群间距离矩阵。将居群间距离分成 5组,每
组平均分布居群对。计算得出每距离组每变量(等位
基因)的空间自相关系数 Morans I 并进行显著性
检测。根据每一个等位基因以距离组为横坐标、每距
离组下 Morans I 值为纵坐标所构成的相关图
( Corr elo gram )形状及对不同位点相关图的比较可
推断空间模式[ 17, 19] (图未列出)。
2 结果与分析
2. 1 中国板栗的空间分布
根据 2分析结果,选择居群间等位基因频率差
异显著的位点进行空间分布分析。对两等位基因的
位点,选择任一个等位基因进行分析;对多等位基因
位点,因无法根据一基因的分布模式预测其它基因
的空间分布,则对所有频率大于 0. 01的等位基因进
行分析,选择了 16个等位酶位点共 19个等位基因,
用于本次分析 (表 1)。根据居群间的地理距离分为
表 1 中国板栗 21 个居群 19 个等位基因频率的空间自相关系数Morans I
Table 1 Spatial autoco rr elat ion coefficients Morans I of 19 allele fr equencies
for 21 C .mollissima Bl. populations
等位基因
Alleles
距离等级 Distance Class ( km )
335 560 816 1 105 2 215
累积可能性
Cumulativ e
pr obability
Acp -2a 0. 54** 0. 25* - 0. 11 - 0. 38** - 0. 56** 0. 000**
Acp -3a 0. 28** 0. 18* - 0. 21 - 0. 42** - 0. 08 0. 009**
Dia-1a 0. 14 - 0. 29* - 0. 25 0. 23* - 0. 08 0. 071
Dia-2a 0. 61** 0. 32** - 0. 52** - 0. 47** - 0. 19 0. 000**
Dia-3a 0. 07 - 0. 23 0. 04 - 0. 04 - 0. 09 0. 408
Dia-4a - 0. 10 0. 26** - 0. 16 - 0. 13 - 0. 11 0. 017*
Est-1a - 0. 24 - 0. 00 0. 14 - 0. 17 0. 03 0. 335
Est-2a 0. 26* 0. 03 0. 03 - 0. 07 0. 03 0. 213
Mdh-1a 0. 09 - 0. 07 - 0. 13 - 0. 06 - 0. 08 0. 695
Me-1a 0. 24** 0. 08 - 0. 34** - 0. 26* 0. 03 0. 019*
Me-1b 0. 18* 0. 20* - 0. 29* - 0. 25* - 0. 09 0. 069
M e-1c 0. 20** - 0. 10 - 0. 21* - 0. 16 0. 03 0. 033*
Pgd -1a 0. 12 0. 10 0. 09 0. 03 - 0. 73** 0. 000**
Pgi -1a - 0. 22 - 0. 08 - 0. 32 0. 18 - 0. 04 0. 598
Pg i-1c 0. 08 - 0. 54* 0. 18 - 0. 37* 0. 14 0. 109
Pg i-1e 0. 17 - 0. 62** 0. 16 - 0. 39* 0. 11 0. 046*
P rx -1a - 0. 41 - 0. 14 0. 32 - 0. 34 - 99. 00 0. 513
Skd -3a 0. 51** - 0. 13 0. 02 - 0. 39** - 0. 25* 0. 000**
Skd -4a 0. 23** 0. 12 0. 05 - 0. 03 - 0. 62** 0. 000**
Average 0. 12 - 0. 07 - 0. 14 - 0. 18 - 0. 13
* 0. 01< P < 0. 05; ** P< 0. 01.
m eans missing dat a because severa l populat ions w ere not conducted allozyme analysis on
P rx-1.
5 个距离组, 其上限分别为: 335、560、816、1 105、
2 215 km。华北居群与西南居群相互间的地理距离
最大,最小地理距离分布在华北、长江流域和西南各
地理宗的居群间。空间自相关分析结果表明: 在
19个等位基因、5个距离组区间的 95个空间自相关
系数中(表 1) , M orans I 值达 0. 05显著水平的仅
34个( E ( I)= - 0. 05) , 显著性 I 值比例为 35. 8% ,未
能达到 50% ,且在 5个距离等级中未有一个等级的
显著性 I 值达到 50% (表 2) , 反映出中国板栗居群
间缺乏空间结构, 多数等位基因在居群间为随机分
布的空间模式。 各距离组间显著性 Morans I 值
的分布存在差异,在第 1距离组( 0～335 km )显著
性 I 值比例最高( 47% ) ,且均为正值,随着距离的增
大, 正值数减少,负值数增加, 从第 3距离组到最后
167 第 3 期 李作洲等: 中国板栗居群间等位酶基因频率的空间分布
距离组显著性 I 值几乎为负值, 仅有一个正值位于
第 4距离组(表 2)。这表明在居群间地理距离 0～
335 km 范围内,居群部分等位基因频率均相似;随
着距离的增加其相似性逐渐减少而相异性增加, 当
居群间地理距离达 560 km 以上时, 部分等位基因
频率均不相似, 反映出中国板栗的部分等位基因又
表 2 中国板栗居群各距离等级中表现出显著相关的等位基因数
Table 2 Number of a lleles w hich showed significant cor relation in each distance
class fo r 21 popula tions o f C .mollissima Bl.
距离等级( km )
Distance cla sses
显著相关的等位基因数
No . of alleles show ing significant co rr ela tion
正相关
Positive
负相关
Negative
合计
T otal
显著相关性的等位基因比例( % )
The per centage o f alleles showing
significant co rr elat ion
335 9 0 9 47
560 5 3 8 42
816 0 4 4 21
1105 1 8 9 47
2215 0 4 4 21
存在一定的空间结构, 呈现出渐变、双向渐变和不规
则斑块的非随机分布模式。等位基因频率的显著性
检测和相关图形,表明中国板栗居群间表现为多数
等位基因缺乏空间结构和部分等位基因具特定空间
结构的复合模式。 累计显著性分析表明: 19 个等
位基因频率分布中有 10个达到显著水平(在某些情
况下概率非常低) ,表现一定距离范围内非随机的空
间分布; 其中, 7个等位基因分布可明显分作 2类:
A cp -3
a、Dia-2a、Me-1a 和 Me-1 c 表现为在第一距离
组为显著性的 Mor ans I 正值, 在随后 3 组表现为
显著性的 Morans I 负值, 在最后一组 Morans I
值非显著且接近于零, 成不规则斑块分布, 表现为衰
退 ( Depr ession)分布模式, 可能是对称渐变或双向
渐变 ( Double cl ine ) 的 结果; Acp-2a、Pgd -1a和
Skd -4
a显示出渐变 ( Cline)分布模式, 即 Morans I
值随地理距离的增加而降低, 在较近距离内为较高
正值,在较远距离内为较低的负值。比较单一等位基
因频率所揭示的空间分布模式, 平均空间自相关图
更能反应出等位基因频率的渐变的非随机分布模式
(图未列出)。
2. 2 中国板栗的遗传分化
Fst 值可用来度量居群间的遗传分化程度, 是
物种遗传多样性的重要参数之一。中国板栗等位酶
位点的 F-统计量表明(表 3) : 中国板栗平均遗传分
化度Fst 为 0. 080, 即总遗传多样性的 8. 0%来源于
居群间的遗传变异, 92%属于居群内的遗传变异。表
明居群间出现一定的遗传分化, 有一定的隔离, 但分
化程度不大; 但各位点间遗传分化差别较大: Fst 值
最大为 0. 249, 最小为 0. 040。位点 A cp -2, Dia-3,
Dia-4,Me-1, Pgi-1, S kd-3和 Skd-4的遗传分化大
表 3 中国板栗的 F-统计
T able 3 F-stat istics of C . Mollissima
Locus Fis F it F st
Acp -2 - 0. 208 - 0. 075 0. 110
Acp -3 - 0. 090 - 0. 013 0. 070
Dia-1 - 0. 065 0. 019 0. 079
Dia-2 - 0. 253 - 0. 181 0. 058
Dia-3 - 0. 083 0. 027 0. 101
Dia-4 0. 084 0. 185 0. 110
Est-1 0. 168 0. 234 0. 079
Est-2 - 0. 083 0. 001 0. 077
Fdh-1 0. 262 0. 278 0. 022
I dh-1 - 0. 058 - 0. 034 0. 023
Mdh-1 - 0. 242 - 0. 147 0. 076
Me-1 0. 127 0. 238 0. 127
Pgd -1 - 0. 061 - 0. 002 0. 055
Pgi -1 0. 007 0. 096 0. 089
Pgm-1 0. 130 0. 136 0. 006
P rx -1 0. 330 0. 372 0. 063
P rx -2 0. 236 0. 250 0. 019
P rx -3 - 0. 102 - 0. 058 0. 040
Skd -3 0. 215 0. 297 0. 105
Skd -4 - 0. 031 0. 273 0. 295
Avg ( Poly. ) 0. 014 0. 095 0. 080
于平均多态位点的 Fst值。
3 讨论
繁育机制和花粉、种子的散播决定居群内和居
群间等位基因频率或基因型的初始空间分布。反之,
空间遗传结构可揭示已发生的散播和繁育机制。空
间分布分析近年来常被用来推断如突变、迁移、选择
和距离隔离等微进化因子 [ 20]。在距离隔离模式下,
有限的基因流不足以抵制地方繁殖群体的遗传漂变
168 武 汉 植 物 学 研 究 第 20 卷
( Genet ic drift ) , 从而表现位点的遗传分化加剧,显
示一定空间结构; 各向同性的居群运动(常指长范围
的基因流)或依据环境梯度选择(常和微环境变异有
关) ,会导致基因频率沿着与迁移发生或选择强度变
化一致的方向呈现非随机的渐变分布模式 [ 19, 21]。
栗属植物在第三纪始新世到中新世时几乎分布
到了整个北半球,第四纪冰期的影响使其分布退缩
到局部地区, 随后逐渐形成现在分布格局[ 22]。中国
板栗作为现有栗属植物的原生种 [ 4] , 其分布也应经
历冰期前的广布和冰期的退缩及冰川过后再扩张,
形成现在北起吉林、南至海南的广域分布, 并经人们
的驯化栽培产生了华北、东北、西北、长江流域、西南
及东南六大品种群 [ 3, 23]。已有的研究表明, 中国板栗
具有较高的遗传变异水平和丰富遗传多样性,并按
地理区域有一定的分化 [ 4, 24, 25] , 与其广域分布、风媒
异花授粉繁育、种子靠重力或附着的有限散播及其
多年生且寿命长等特征相一致。然而,对其自然居群
遗传变异的空间分布缺乏研究,其起源、迁移、分化
的机理尚不清晰。本研究通过对中国板栗主要分布
区(华北、长江流域和西南)的 21个自然居群等位酶
遗传变异的空间自相关分析表明: 中国板栗的多数
等位基因缺乏空间结构,其频率分布与居群间的地
理距离无显著相关,呈现随机分布的空间模式; 但也
分别有近 16%和 21%的等位基因呈现渐变或衰退
的、双向渐变的、非随机的梯度分布,以及极少数等
位基因不规则分布,呈现出一定的空间结构。这与中
国板栗居群内遗传多样性水平显著高于居群间的遗
传多样性水平,遗传变异主要存在于居群内,少部分
存在于居群间;居群结构差异不明显,但又略有分化
形成 3个地理宗(华北、长江流域及西南)的地理隔
离规律相呼应 [ 4]。欧洲栗研究表明其为自东向西的
渐变式或双向渐变式非随机的梯度分布模式 [ 15 17] ,
然而中国板栗的空间模式与其不同。虽然其进化都
受到长距离基因流、自然环境、人类活动及地理隔离
影响的综合作用, 但地理、气候及人类历史活动规律
的不同,其形成的遗传变异的空间分布格局也会不
同。我国西高东低的特殊地貌,使我国的西南地区和
川东鄂西区域受第四纪冰川的影响较小, 成为冰期
后的物种多样性中心或孑遗中心。中国板栗的孑遗
中心也应在这 2个区域,与其遗传多样性在这 2个
区域相对较高的规律相吻合[ 4, 24] ;从其遗传变异空
间分布中A cp -3a、Dia-2a、Me-1a 和M e-1c4个等位基
因的双向渐变看,以神农架为中心的川东鄂西地区
更象中国板栗的孑遗中心, 并向北和向南双向迁移,
形成遗传背景相对简单的华北居群和较高遗传多样
性的西南居群。当然也不排除2个孑遗中心的可能,
但以川东鄂西为主的长江流域应为其主要的孑遗扩
展中心。等位基因 A cp -2a、Pgd-1a和 Skd -4a呈现的
频率渐变的空间分布格局, 反映出生态环境差异选
择使中国板栗在华北、长江流域和西南地区随纬度
的降低呈现一定的梯度分化。然而,中国板栗多数等
位基因缺乏空间结构而呈现随机分布的空间模式及
其遗传多样性主要存在于居群内,表明中国板栗居
群间的分化并不强烈,其地理隔离作用并不显著, 居
群间存在较大基因流。中国板栗遗传变异的分布格
局形成的机制可能主要是: 中国板栗的风媒异花
授粉繁育使其在居群间形成长距离的基因流, 而我
国大陆的季风气候,特别是春夏之交的梅雨季节长
江流域风向的反复变换促进了风媒植物不同地域居
群间的花粉交流, 从而大大地削弱了地理隔离的遗
传漂移作用。 中国板栗的人工驯化栽培及人类的
活动对其遗传变异的空间分布产生重大影响, 我国
板栗驯化栽培的历史悠久,地方品种繁多,而历史上
不同地域人们反复迁移, 促进了板栗等果树种质区
域间的交流,中国板栗主栽品种的遗传多样性及其
亲缘关系的研究反映了其交流的存在[ 25]。板栗的风
媒异花授粉机制使得栽培品种种质在一定的程度上
影响其自然居群的遗传变异, 干扰遗传漂变。 中国
板栗依靠重力或附着有限散播及地理的隔离则决定
了居群间又存在一定的遗传分化。总之,中国板栗遗
传变异空间结构模式的形成是长距离基因流、季风
气候、人类活动、地理距离隔离及其本身的生活和繁
育特性综合作用的结果, 春夏之交风向反复变换和
频繁的人类活动为主要影响因子;自然选择和人工
选择相互影响, 可能削弱遗传分化,选择压力的作用
表现不明显。
Fst 值是测量居群间的空间分化及漂变和迁移
累积效应的指标 [ 14]。基因流对核基因位点上的不同
基因的影响力是有所差异的, 这就造成在某些位点
上居群分化强烈,而有些则分化程度很小。同时, 某
些基因的选择又会加剧居群间的分化, 抑制基因流
的作用。表 3可看出,位点Skd-4的Fst 值是平均遗
传分化的 3倍以上,是最小遗传分化位点 P rx -3的
7倍以上。基于中性等位基因的散播涉及包括选择、
遗传漂变、近交衰退和其它的传粉后行为等影响遗
传结构的诸多因素,表现遗传分化的位点不一定显
示出一定空间结构;居群间基因频率呈现渐变分布
的等位基因,所在位点(位点 Pgd -1因为缺失部分
169 第 3 期 李作洲等: 中国板栗居群间等位酶基因频率的空间分布
居群数据,表现的遗传分化较小)的遗传分化度较
大;呈双渐变空间分布等位基因,可能因南、北居群
等位基因频率相似, 所以位点遗传分化度 Fst 值较
小(表 3)。可见居群遗传参数 F-统计量与空间自相
关分析有一定的关联, 但不可相互替代。
根据中国板栗遗传多样性主要分布在居群内
( 92% , Fst= 0. 080)的特征及其居群间等位基因频
率的空间分布格局看, 其种质资源的保育可能只需
就地保护某些的遗传多样性较高(长江流域或西南
区域)的居群,再结合特殊种质迁地保护(如建立主
栽品种资源圃)就可以达到其保育的目的。但若要更
有效的实施保育策略并为其育种服务,还需进一步
进行涵盖物种基因库取样研究: 一是要研究取样居
群内等位基因频率的空间分布以确定个体取样间
距;二是在居群间遗传变异研究中还需进一步扩展
取样区域,如西北居群、东南居群以及东北居群。
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