全 文 ：濒危物种———巴东木莲等位酶遗传变异的空间自相关分析!
何敬胜，李作洲，黄宏文!!
（中国科学院武汉植物园，湖北 武汉 !##$!）
摘要：采用空间自相关分析方法对巴东木莲目前残留的两个最大居群，小溪居群的 !#个个
体和桑植居群的 %&个个体等位酶遗传变异的空间结构进行了研究，以揭示两居群遗传变异
的空间模式，并探讨其形成机制及与巴东木莲致濒原因、过程之间的关系。根据检测出来的
&个酶系统的 ’(个酶位点，选择基因频率大于 #)’小于 #)(的等位基因，运用等样本频率和
等地理距离间隔两种方法分别计算两居群不同距离等级下的*+,-.’/ ! 空间自相关系数。结
果表明：小尺度的小溪居群等位基因的遗传变异缺乏空间结构，为随机分布模式。巴东木莲
生境片断化的桑植居群则是相反的结果，遗传变异存在明显的空间结构，遗传变异空间分布
为斑块状。造成这种差别的原因可能是桑植居群片断化和地理隔离造成的基因流的限制。上
述结果为进一步制定有效的巴东木莲的保育措施提供科学的理论依据。
关键词：空间自相关系数；空间遗传结构；保护生物学
中图分类号：0 (! 文献标识码：1 文章编号：#%2 3 %$##（%##2）#% 3 #’$’ 3 ’#
!#$%#& ’($)*)++,&#$%)- ). ’&&)/01, 2,-,$%* 3#+%#$%)- ). $4,
5-6#-7,+,6 !#$%&’(& )(*#$’#+&+（8#7-)&%#*,#,）
45 67.89:;<.8，=> ?@+9?;+@，4A1BC 4+.89D<.
（#$%& ’()%&*+%, -%./0&，1$*&020 3+%/045 (6 7+*0&+02，D@;-. !##$!，E;7.-）
’9:$+#*$：:F-G7-H -@G+I+,,+R 8<.G,<,G;-G 8<.. :-.8K;7
F+F@H-G7+.，G;< ,P’$ 3 %’ XL，F+/7G7M< M-H@7.P7I8<.< RH+O P@< G+ ;-N7G-G R,-8L<.G-G7+. -.P 7/+H-G7+. NJ P7/G-.I< L-J -II+@.G R+, G;< 8<.云 南 植 物 研 究 %##2，;<（%）：’$’ [ ’&#
’*$# =)$#-%*# >(--#-%*#
!
!! 通讯作者：1@G;+, R+, I+,,收稿日期：%##! 3 #$ 3 ’Y，%##! 3 ’’ 3 ’’接受发表
作者简介：何敬胜（’($2 3）男，硕士研究生，植物学专业，从事植物保育遗传研究。
基金项目：中国科学院知识创新工程重要方向项目资助（]:EV% 3 :D3 ’#!）
!#$# %#$&’($ )*# +%,*-.#. (#,%#(-/)’ -01,%2)(-,0 1,% .%)3-04 &+ ) /,0$#%*)(-,0 $(%)(#45 ,1 (-$ $+#/-#$6
!# $%&’(：7,%)0’$ !；8+)(-)’ 4#0#(-/ $(%&/(&%# ；9,0$#%*)(-,0 :-,’,45
巴东木莲（#$%&’()’# *#)+$%($,’, ;&）隶属于木兰科（7)40,’-)/#)#），木莲属，是木兰
科植物中比较原始的物种（刘玉壶等，<==>）。集中分布于湖南桑植县及永顺小溪国家级
自然保护区，零星分布于湖南石门壶瓶山国家级自然保护区、张家界景区，湖北利川市毛
坝、咸丰县、巴东县等地。由于森林的严重砍伐、破坏，巴东木莲野生个体数量越来越
少，尤其幼苗更为少见，因此巴东木莲被列入《中国植物红皮书》（傅立国，<==?）。前期
对巴东木莲的研究仅局限于分类学（刘玉壶等，<==@）、组织培养和扦插、嫁接繁殖（陈
发菊等，?AAA；黄运平等，<==B）等，很少从保育遗传角度研究该物种完整的遗传基础、
遗传分布规律及其对巴东木莲濒危状况的影响。直到最近我们采用等位酶分子标记的技术
和方法，系统地对巴东木莲遗传多样性、遗传变异程度进行了研究，结果表明巴东木莲在
居群和种水平上都具有较高的遗传多样性，居群间存在一定的分化（何敬胜和黄宏文，
?AAC），为其科学保育策略的制定提供了一定的依据。但要制定科学而有效的保育策略，
还必须对居群的状况、威胁因子以及生活力做出准确的判断，这不仅要了解居群的遗传变
异度，而且要掌握遗传变异的空间分布（D)’E )0. ;,’$-04#%，<==<；F&0)2等，<===）。居
群空间遗传结构提供了有效的信息以推断环境包括人类活动、植物生活史特征、以及一些基
本的遗传过程，例如：不同的选择压力、基因流、漂变等与居群遗传变异空间模式的关系
（G0,3’#$等，<==?；H++#%$,0，<==C；IJ,%0$().等，<==>），并有助于进一步分析探讨各种
进化因素的作用和揭示植物濒危的机制，为制定科学的保护策略和措施，最大限度地保护
图 < 巴东木莲小溪居群个体位置图
D-46 < 8+)(-)’ .-$(%-:&(-,0 ,1 K *#)+$%($,’, -0.-*-.&)’$
-0 L-),M- +,+&’)(-,0
和利用遗传多样性奠定理论基础。（H++#%$,0
)0. N’’)%.，<=B=；李昂等，?AA?）。
本文在巴东木莲遗传多样性研究的基础
上，采用空间自相关分析方法，分析巴东木
莲等位酶遗传变异的空间分布，探讨居群片
断化及隔离在遗传差异上的反映，阐明巴东
木莲濒危机制，为进一步制定完整、有效的
保育措施提供科学的理论依据。
) 材料和方法
)*) 材料
材料于 ?AA?年 << O 巴东木莲较集中分布的桑植县，特别是在八大公山
国家级自然保护区缓冲区的五道水镇和巴矛溪乡及
目前发现的巴东木莲最大的分布区永顺小溪国家自
然保护区。本研究选取了小溪 PA 个样品（取样面
积!< E2?）及桑植 ?B个样品，（取样面积 ?K> E2 Q
?> E2）（包括五道水亚居群和巴矛溪亚居群）两个
居群（个体分布见图 <、?）分别做遗传空间结构分析。所有采样点均经 RS8定位。
?T< 云 南 植 物 研 究 ?T卷
图 ! 巴东木莲桑植居群个体位置图
#$ %五道水亚居群；&’(%巴矛溪亚居群
)*+, ! $-./*.0 1*2/3*45/*67 68 ! 9 #$%&’(&)*) *71*:*15.02
*7 $.7+;<* -6-50./*67
!# 酶提取及电泳
制取酶样时，用改进的三号提取缓冲液
（=71=0 .71 ==1=7，>?@?）冰浴条件下研磨冬
芽（约 !A B+C>DD!0），研磨液移入 >9A B0 离心
管，A DDD 3CB*7下离心 A B*7，用 > BB! 的 <./E
B.7 F号滤纸制作的纸芯子蘸取上清液（酶液），
即可上样。电泳采用黄宏文（!DDD）的超薄平板
聚丙烯酰胺等电聚焦方法。酶显色用 =71=0 .71
==1=7（>?@?）系统，用量缩减 >C!。通过广泛测
试，最后选取表 >所列的 @个酶系统进行分析。
!$ 位点确定和数据分析
巴东木莲为二倍体（孟爱平等，!DDG）。依
据酶的亚基数目，以及多聚体酶同一位点的等
位基因编码的亚基可自由组合，不同位点的等位基因编码的亚基不能组合的原理对各个酶系统的酶谱进
行解释（图 F）（=71=0 .71 ==1=7，>?@?；王中仁，>??H）。
表 ! 染色的酶系和位点数
I.40= > I<= @ =7;JB=2 .71 75B4=3 68 06K*
中文名称 L<*7=2= 7.B= 缩写 M443=:*./*67 代号 L61= 68 =7;JB= 位点数 N5B4=3 68 06K*
酸性磷酸酶 MLO P9L9F9>9F9! A
E淀粉酶 EM’Q P9L9F9!9>9> !
还原型辅酶 R心肌黄酶 #RM P9L9>9H9!9! !
酯酶 P$I P9L9F9>9>9 S !
#E半乳糖苷酶 TMU P9L9F9!9>9!F F
磷酸葡萄糖异构酶 OTR P9L9A9F9>9? >
磷酸葡萄糖变位酶 OT’ P9L9A9G9!9! >
过氧化物酶 OV( P9L9>9>>9>9W F
等位酶数据分析使用 &*62J2E>（$X688631 .71 $=0.71=3，>?@>）软件计算出各位点等位基因频率、多态位
点百分数等。空间自相关是一种统计方法，用来检测与量化多个标定点中取值上变异的空间依赖性，通
过检测一个位置上的变异是否依赖于临近位置的变异，来判断该变异是否存在空间自相关性，即是否存
在空间结构（$6Y.0 .71 Z1=7，>?W@.，>?W@4）。以等位基因频率作为连续型数据对所有基因频率大于 D9>
而小于 D9?的多态位点的等位基因进行空间自相关分析。对两等位基因位点，选择任一个等位基因进行
分析，因为第二个等位基因提供了同等的信息。对多等位基因位点则分析所有频率大于 D9>的等位基因。
对二倍体植株，单个个体的某一位点的等位基因频率的值为：>9D、D9A或 D9D，分别意味着此等位基因在
该位点为：纯合、杂合或无此等位基因。空间结构的变异用空间自相关系数’63.7’2 + 来衡量（$6Y.0 .71
Z1=7，>?W@.）对于每一个等位基因的每一个距离等级，’63.7’2 + 指数可用下面的标准公式进行计算：
+ % 7 !
&
* % >
!
&
, % >
*[\*\[ C !
&
* % >
\!*
式中 *[为权重，当空间一点 *和 [为邻接关系时，*[ % >；否则 *[ % D。\*、\[ 分别为空间点 *和 [的数
值与所有点的均值之差，7为样点数。
在空间随机分布零假设下， + 的预期值 P（ +） % S >C（7 S >），当被检测样本足够多时 P（ +）接近
于零。’63.7’2 + 指数为正值且显著，说明该距离等级两点存在相似关系即具有相似的基因频率（基因
型），若为负值且显著则说明该距离等级两点存在不相似关系即具有不相似的基因频率（基因型）。’6E
3.7’2 + 偏离预期值的显著程度采用标准正态偏差法检验。我们采用等频率距离等级（A个等级）相关和
FW>!期 何敬胜等：濒危物种———巴东木莲等位酶遗传变异的空间自相关分析
等间隔地理距离等级（!个等级）相关 #种方法计算不同距离等级下的$%&’(’) ! 空间自相关系数。在等
间隔方法中，距离梯度的设置按个体间的平均距离进行。数据处理采用 *’&+,(-,&.（!/0/）编写的
1223456计算机软件。
图 6 巴东木莲部分等位酶图片
78.9 6 :,; <8=+>&,) %? 5 #$%&’()’*+*
2@3，酸性磷酸酶；!A2$B，!A淀粉酶；CD2，还原型辅酶 D心肌黄酶；E1F，酯酶；:2G，A半乳糖苷酶；
3:D，磷酸葡萄糖异构酶；3:$，磷酸葡萄糖变位酶；3HI，过氧化物酶
注：数字表示位点；小写字母表示等位基因 J%+,：J>K-,&：;%=>)；1K’;; ;,++,&)：’;;,),)
4L! 云 南 植 物 研 究 #L卷
! 结果
!# 巴东木莲各居群内等位酶分析结果
通过巴东木莲桑植居群和小溪居群等位酶数据分析，共在 !个酶系统中检测到清晰可
读的 #个酶位点和 $%个等位基因（表 ；图 $）。小溪居群、桑植居群各有 &个多态位点
（按照等位基因频率小于等于 &’##为多态位点的标准），表明两居群均具有较高的多态性。
表 ! 巴东木莲小溪居群 #$个距离等级下%&’()’* !及其显著性（等距离间隔）
()*+, - ./)01)+ )2034355,+)0136 43,77141,608（935)6’8 !）735 0,6 :180)64, 4+)88,8 16 ;1)3<1 /3/2+)0136 37
’ #$%&’()’*+*（,=2)+ 160,5>)+ 4355,+3?5)@8）
等位基因
A++,+,8
距离等级 B180)64, 4+)88（@）和样对数
#!! !+, -./ +01 .## C$D !E% #C! & --$
#0$ #0! #., #/, -$ $ # D % !
累计可能性
F2@2+)01>,
/53*)*1+10G
A4/H-) $$. 2 $$1 2 $#! $$$ $## &’$- I &’EE! &’ &’E$!! I &’C-! &’&--
A@GH) 2 $$1 $$# 2 $$+ $$# 2 $$! I &’$ I &’&$ &’-E I &’&% &’&# ’&&&!
B1)H-) $#!!! 2 $$- 2 $$! 2 $$/ $$! &’-% &’# &’# I ’&&!! &’%C! &’&&&
B1)H$) 2 $$$ 2 $$! $$+ 2 $$. 2 $-,! I &’&- I &’-$ &’$! I &’D I &’D &’-!$!
J?1H) 2 $$- 2 $$, $$$ 2 $$+ $$. I &’C &’&D I &’&$ I &’&$ &’- ’&&&
J?1H* $#.!! 2 $#,! 2 $#+! 2 $$. $!.! &’&! &’$% I &’&$ I &’&$ &’&D &’&
J?1H4 $$. 2 $$. 2 $#+ 2 $$+ $#, &’D#! I &’EE! &’$& &’$& I &’$E &’-&C
J5J5A>,5)?, $$- 2 $$+ 2 $$, 2 $$, $$- I &’&- I &’& &’% I &’&% I &’&E I
9)<1@2@ $#. $$! $$0 $$# $!. &’D# &’$% &’$! &’E$ &’%C I
9161@2@ 2 $$1 2 $#, 2 $#+ 2 $#+ 2 $-, I &’## I &’EE I &’&$ I ’&& I &’C- I
! , K &’&E，!! , K &’&；L（ !） M I &’&-% 注：黑体：样对数$& N30,：O+)4P：N2@*,5 37 /)158$&
!! 巴东木莲小溪居群遗传变异的空间分布
巴东木莲多态位点中，选取基因频率大于 &’而小于 &’#的等位基因（小溪 #个，表
-、桑植 个，表 D）进行空间自相关分析。对于小溪居群，依本次分析的 D&个体间的平
均距离（-- @）为梯度，划分 &个距离等级，样对数不足 $&的 ! 值缺乏统计意义，不予
考虑。在计算出的 DE个935)6’8 ! 值中，达到 &’&E显著水平（L（ !） M I &’&-%）的仅有 !
个（C’!Q）（表 -），远低于 E&Q。在 E个距离等级中，统计呈显著性的 ! 值比例最高为
--’-Q，最低为 ’Q（表 $），说明该居群内等位基因的遗传变异缺乏空间结构，为随机
表 - 巴东木莲小溪居群各距离等级中表现出相关的位点数（等距离间隔）
()*+, $ N2@*,5 37 +341 8R3S16? 81?61714)60 4355,+)0136 16 ,)4R :180)64, 4+)88 735 ;1)3<1 /3/2+)0136 37
’ #$%&’()’*+*（,=2)+ 160,5>)+ 4355,+3?5)@8）
距离等级 B180)64, 4+)88（@）
#!! !+, -./ +01 .## C$D !E% #C! & --$
显著正相关的位点数 ! $ # $ # &
N3T 37 +341 SR14R 8R3S,: 81?61714)60 /38101>,
4355,+)0136
显著负相关的位点数 $ # # # # &
N3T 37 +341 SR14R 8R3S,: 81?61714)60 6,?)01>,
4355,+)0136
呈现显著相关性的位点所占比例（Q） !!! ### !!! ### !!! --’- --’- & --’- --’-
(R, /,54,60)?, 37 +341 SR14R 8R3S,: 81?61714)60
4355,+)0136（Q）
注：黑体：样对数$& N30,：O+)4P：N2@*,5 37 /)158$&
EC-期 何敬胜等：濒危物种———巴东木莲等位酶遗传变异的空间自相关分析
分布模式。各等位基因不同等级的!#$%’& ! 值变化幅度不大，不具有明显的规律性。但
个别等位基因又表现出特殊性。#$’()在近距离表现出显著的正相关（(** +），随距离的
增加渐变为显著的负相关（*,- +、./0 +），而后又转为正相关（/(( +），表现出双向渐变
模式。达显著水平的!#$%’& ! 绝大多数分布在 #$’()、%&’-$两等位基因上。
表 ! 巴东木莲桑植居群 个距离等级下#$%&’’( !及其显著性（等频率）
1$)23 , 45$67$2 $869##32$67% 93::7973%6&（!#$%’& !）:# :7;3 <7&6$%93 92$&&3& 7% 4$%=>?7 5582$67% :
’ @ ()*+,#-,.$.（3A8$2 :#3A83%9B 9##32=#$+&）
等位基因 C22323&
距离等级 D7&6$%93 92$&&（E+）
F@- - / *( *,
累计可能性
G8+82$67;3 5#)$)7276B
D7$’*$ F@./!! H F@(I H F@*I! F@(F H F@*-! F@FF*
J&6’*$ F@/*!! F@(,! H F@0*!! F@FK H F@.F!! F@FFF
J&6’.$ F@0.!! F@(/! H F@K/!! F@(/! H F@.0!! F@FFF
L=7’($ H F@(. F@FF H F@(* F@F* F@F* F@I,(
L=7’() F@F, F@F/ H F@(0 H F@*(! F@(F F@(*K
L=7’(9 H F@F* H F@F/ F@F* H F@(- F@F. F@--(
L=+’($ F@0K!! H F@(* H F@,.!! H F@*I!! H F@(. F@FFF
L=+’() F@/.!! H F@(. H F@*,!! H F@-0!! F@(.! F@FFF
L=+’(9 H F@(. H F@F, H F@F* F@F. H F@F- F@0K/
L#M’-$ F@F. H F@FI F@F( H F@F. H F@(( F@KI,
L#M’/$ F@(*! H F@FI H F@(, F@(0!! H F@*/!! F@F*.
C;3#$=3 F@*0 H F@F. H F@*0 H F@F/ H F@(( H
!$M7+8+ F@0K F@(/ F@F* F@(0 H F@(. H
!7%7+8+ H F@(. H F@(I H F@K/ H F@-0 H F@.0 H
每距离等级含 0- N 0/个样对 1?3#3 $#3 0- H 0/ 6#33 5$7#& 7% 3$9? <7&6$%93 92$&& ! O F@F-，!! O F@F(；J（ !） P H F@F.0
)*+ 巴东木莲桑植居群遗传变异的空间分布
对于桑植居群，依 *K株个体的距离，按等样对频率划分 -个距离等级分别为 F@-、-、
/、*(、*, E+。在计算出的 --个!#$%’& ! 值中，达到 F@F-显著水平（J（ !） P H F@F.0）
的共计 *.个（,*Q）（表 ,），说明总体上看巴东木莲遗传变异的空间模式不是随机的。在
比较重要的第一距离等级内，统计达显著的 ! 值 / 个，占 -,@-Q（表 -），且均为正值，
说明近距离（F@- E+）内，存在极相似关系。随着距离增大，正值减少，而负值增加，到
第三等级，呈显著相关的!#$%’& ! 均为负值。值得注意的是在第四等级（/ N *( E+）正值
又占多数，且等位基因 /.*’.$、%&’/$显著正相关，但在第五等级（*( N *, E+）大多数 !
值又转变成负值（表 ,）。!#$%’& ! 值的这些波动说明，该群体中遗传变异空间上的分布
不均匀，遗传结构呈斑块状。在所有距离等级中，等位基因的!#$%’& ! 值变化幅度非常
大（最大正值为 F@0K，最小负值为 H F@K/），说明样本之间遗传差异程度较大。
表 巴东木莲桑植居群各距离等级中表现出相关的位点数（等频率）
1$)23 - R8+)3# : 297 &?S7%= &7=%7:79$%6 9##32$67% 7% 3$9? <7&6$%93 92$&& :# 4$%=>?7 5582$67% :
’ @ ()*+,#-,.$.（3A8$2 :#3A83%9B 9##32=#$+&）
距离等级 D7&6$%93 92$&&（E+）
F@- - / *( *,
显著正相关的位点数 / * F * (
RT : 297 S?79? &?S3< &7=%7:79$%6 5&767;3 9##32$67%
显著负相关的位点数 F F - . ,
RT : 297 S?79? &?S3< &7=%7:79$%6 %3=$67;3 9##32$67%
呈现显著相关性的位点所占比例（Q） -,@- (K@* ,-@- ,-@- ,-@-
1?3 53#93%6$=3 : 297 S?79? &?S3< &7=%7:79$%6 9##32$67%（Q）
/0( 云 南 植 物 研 究 *0卷
为进一步了解样对数的空间分布状况、巴东木莲片断化的程度及其遗传差异上的反
映，我们还对该居群做了等间隔地理距离等级的分析。距离梯度的设置按个体间的平均距
离进行（! #），共划分 $%个距离等级（表 &）。样对数不足 ’%的 ! 值缺乏统计意义，不予
考虑。从表中我们可以看到第二、八、九距离等级样本分布较少，第四到第六等级（( ) $*
#）则根本无样本分布（表 &），说明该居群巴东木莲地理分布上缺乏连续性。+,-./’0 !
值的统计结果与等样对频率计算的结果基本相似（表 &）：整体上较明显的斑块状和部分
等位基因的渐变模式，只是显著性比例略低。由于两种分析方法距离等级划分的不一致性
及各等级样对数的差异，因此计算出的+,-./’0 ! 值略有不同，但总体趋势是一致的。
表 ! 巴东木莲桑植居群 #个距离等级下$%&’(’) !及其显著性（等距离间隔）
1.234 & 56.78.3 .97,:,--43.78,/ :,4;;8:84/70（+,-./’0 !）;,- 74/ <807./:4 :3.0040 8/ 5./=>?8 6,693.78,/ ,;
@ #$%&’()’*+*（4A9.3 8/74-B.3 :,--43,=-.#0）
等位基因
C334340
距离等级 D807./:4 :3.00（#）和样对数
* E + $% $! $* + $F !$ *,
*- E * % % % .* $& $( !+
累计可能性
G9#93.78B4
6-,2.28387H
D8.I!. #/# %@%’ 0 #/ J J J #/! %@%! %@!K 0 #/.#! %@$(F
L07I!. #/,1!! J %@E* 0 #/2-!! J J J #/-!! J %@&K!! J %@*E! 0 #/*!!! %@%%%
L07I’. #/22!! J %@&E 0 #/!2!! /#,!! J %@(K!! J %@*E! 0 #/.*!! %@%%%
M=8I$. 0 #/#- J %@’* 0 #/#* J J J 0 #/ %@!$ J %@$% #/#. $@%%%
M=8I$2 #/# J %@’’ 0 #/#2 0 #/,1!! %@!E J %@’’ #/2! %@%%F
M=8I$: 0 #/#, %@!% 0 #/#2 #/#1 J %@&!!! %@%& #/#. %@%!*
M=#I$. #/.!! %@%* 0 #/,2!! J J J 0 #/1 %@&*!! J %@$! 0 #/# %@%%%
M=#I$2 #/*!! J %@$$ 0 #/..!! J J J 0 #/,+!! %@!E J %@$’ #/*!! %@%%%
M=#I$: 0 #/#- J %@$E #/## 0 #/# %@%* %@$’ 0 #/#+ $@%%%
M-NIE. 0 #/#* J %@’* #/#. J J J 0 #/ J %@$$ %@%E 0 #/* $@%%%
M-NI&. 0 #/# %@*& 0 #/#, J J J #/. J %@%E %@!( 0 #/*1!! %@%%%
CB4-.=4 #/* J %@$& 0 #/* J J J #/#1 J %@%& J %@%F 0 #/# J
+.N8#9# #/22 %@*& #/#. J J J /#, %@&* %@!K #/* J
+8/8#9# 0 #/#- J %@&E 0 #/!2 J J J 0 #/,1 J %@(K J %@*E 0 #/.* J
! , O %@%E，!! , O %@%$；L（ !） P J %@%’( 注：黑体：样对数’% Q,74：R3.:：Q9#24- ,; 6.8-0’%
表 + 巴东木莲桑植居群各距离等级中表现出相关的位点数（等距离间隔）
1.234 ( Q9#24- ,; 3,:8 0?,S8/= 08=/8;8:./7 :,--43.78,/ 8/ 4.:? <807./:4 :3.00 ;,- 5./=>?8 6,693.78,/ ,;
@ #$%&’()’*+*（4A9.3 8/74-B.3 :,--43,=-.#0）
距离等级 D807./:4 :3.00（#）
* E + $% $! $* + $F !$ *,
显著正相关的位点数 , % # J J J * $ % *
Q,T ,; 3,:8 S?8:? 0?,S4< 08=/8;8:./7 6,0878B4 :,--43.78,/
显著负相关的位点数 # % , J J J * ’ ! ,
Q,T ,; 3,:8 S?8:? 0?,S4< 08=/8;8:./7 /4=.78B4 :,--43.78,/
呈现显著相关性的位点所占比例（U） .!/, % .!/, J J J .!/, ’&@* $K@! 2,/2
1?4 64-:4/7.=4 ,; 3,:8 S?8:? 0?,S4< 08=/8;8:./7 :,--43.78,/（U）
注：黑体：样对数’% Q,74：R3.:：Q9#24- ,; 6.8-0’%
. 讨论
./ 巴东木莲小溪、桑植居群遗传变异空间结构
V-8=?7’0 -I统计量（-./）（V-8=?7，$F(K）、遗传分化度 0./（Q48，$FK(）等参数在一定
程度上提供了物种居群间遗传结构的信息，但对于深入了解亚居群或临近个体之间遗传变异
(($!期 何敬胜等：濒危物种———巴东木莲等位酶遗传变异的空间自相关分析
的空间分布时，有效信息仍显不足（!#$ %&’ ($#))’，*+,,；何田华等，*+++）。而空间自
相关分析作为一种有效的工具在居群遗传研究领域有着越来越广泛的应用（-).%/ %&’ 0’&，
*+1,%；23345)& %&’ 678&9，:;;*；678&9等，:;;<），因为空间自相关分析能提供更详细的
空间分布信息，并且不用做居群结构尺度大小的预先假设（!#$ %&’ ($#))’，*+,,）。
本研究通过对现存较为集中分布的两个巴东木莲居群个体等位酶遗传变异的空间自相
关分析表明，巴东木莲不同格局分布的自然居群遗传变异空间格局存在着较大差异：在集
中连续分布的小溪巴东木莲种群内，显著性相关的=)4%&’5 ! 值仅占 *1>,?，表明该居群
内大多数等位基因的遗传变异缺乏空间自相关，基因型随机分布。巴东木莲在这里集中分
布于保护区的核心地带，较少受到人为影响从而表现出自然状态下的空间结构模式。达显
著水平的=)4%&’5 ! 在各位点的分布并不平均，而是集中 #$@*A、%&@B% 两等位基因上，
说明空间上，各位点等位基因可能承受着不同的选择压力，尽管传统上认为酶位点上的等
位基因在选择上是中性的。
在片断化分布亚居群组成的桑植巴东木莲居群内，显著性相关的=)4%&’5 ! 值在等频
率和等地理距离分析中（样对数为 1B或 1C）分别占到 <:?和 <;?，且绝大多数为极显著
（ D ;>;*），表明遗传变异基本呈非随机分布。等间隔划分中，在 *;个等级中连续 E个等
级（1 F *< .G）样对数为零，说明巴东木莲在此栖息地的不连续分布，即生境的破碎、片
断化。在我们进行野外调查期间，曾见到当地农民大量采集木兰科植物的幼苗（包括巴东木
莲）以极低的价格贩卖给收购者。这种急功近利的行为无疑极大的破坏了巴东木莲的原始栖息
地，并严重影响了自然状态下的基因交流、物种的自然更新及居群的空间结构。在第一距离等
级，大多数等位基因的=)4%&’5 !值显著为正，说明近距离巴东木莲存在极相似关系，并意味着
巴东木莲可能存在营养繁殖或聚集分布。目前还不能肯定巴东木莲在自然条件下可以进行营养
繁殖，所以短距离的空间正相关可能反映了遗传相似个体的斑块状分布。随着距离的增加（ D
CF 1 .G），=)4%&’5 !负值增多，并且负值显著性增强。这种渐变意味着，地理隔离或栖息地的
破坏影响了个体之间的交配或者是子代的散布。中远距离（ D :* .G）的正值又占多数，但
在远距离又重新为负，意味着整体上该居群巴东木莲的遗传变异空间分布为斑块状。
!# 小溪、桑植居群遗传变异空间结构形成原因及巴东木莲致濒原因
巴东木莲等位酶遗传变异的空间自相关系数=)4%&’5 ! 的计算基于对分布状况未知的
种群的随机观测与取样，小溪居群巴东木莲保护较好，个体数较多可以满足采样要求，但
是桑植居群个体数有限，无法做到随机取样，这可能会影响到遗传变异在该居群的空间分
布。研究表明距离隔离作用，即限制的基因流是导致遗传变异斑块状分布的主要因素
（-)./ %&’ H%4I&A49，*+,E；(等，:;;;）。种子植物中基因的流动主要通过花粉和种子。
象其它木兰科植物一样，巴东木莲有大而芳香且结构特化的花，吸引一些特别的昆虫为其
传粉，例如甲虫（J7K&，*+1<；刘玉壶等，*++1）。巴东木莲成熟的种子为红色，种皮坚
硬，此为种子萌发的最大障碍。种子传播可通过果实成熟后的自然炸裂，将种子弹出，落
于地下，待种皮软化或腐烂后的萌发或通过鸟及小动物的取食消化掉种皮后萌发（潘跃芝
等，:;;E）。巴东木莲小溪居群反映了自然生存状况，个体连续分布，密度适中，因此花
粉传播距离较远，不大受限制，同时考虑到种子可被小动物及鸟类带到较远的地方，也会
导致长距离等级基因交流，减少地理差异对遗传变异的影响。因此自然状态下巴东木莲表
,1* 云 南 植 物 研 究 :1卷
现较弱的空间结构。而桑植居群，由于砍伐和幼苗、种子采集造成栖息地片断化比较严
重，各分布点个体成簇分布，密度较大，传粉者主要在临近个体间移动，因而斑块间的花
粉流动减少了，种子落在临近地区的萌发也会导致一定程度上的基因流限制，使基因型严
重偏离随机分布，形成较强的空间结构。有限的基因流将会进一步降低物种的遗传多样
性。综上所述，我们认为人类活动是导致巴东木莲濒危的主要原因，人们对巴东木莲的砍
伐和对幼苗、种子的采集造成居群中个体数急剧下降，从而导致部分居群、亚居群出现严
重的片断化和隔离，并使基因流局限于某一亚居群甚至更小的范围。局限的基因流产生衰
退的空间结构，进一步影响巴东木莲的生存能力。
!! 保育策略
空间分析极大的提高了遗传研究在制定保育策略中的应用范围，可以说是保护生物学
中联合遗传学、种群统计学及生态学的最重要的一环（!#$% 等，&’’(）。根据本文的分
析，虽然现有巴东木莲居群总体上仍有较高的遗传多样性，但其主要居群中部分已开始出
现分化，并形成衰退的空间结构，随着时间的推移，巴东木莲的遗传多样性会逐渐降低，
对环境的适应能力逐步下降，因此对它的保护已经到了非常关键的时刻。鉴于该物种部分
主要居群生境片断化以及遗传变异聚集化的空间分布的事实，我们认为当前保护工作中最
重要的是限制人们在巴东木莲分布较集中地区的开垦活动，尤其是砍伐、采集幼苗及采
种。由于巴东木莲仍然具有较高的遗传多样性，具有恢复的基础，五道水亚居群有较多的
幼树说明其自然更新尚好，只要对其生境进行必要的保护，该物种完全能在其自然栖息地
自我恢复，因此就地保护是最好的选择。为扩大基因流的范围，防止近交衰退，应保证巴
东木莲分布和生境的连续性。具体的措施可以考虑加大八大公山国家级自然保护区的范
围，对分布较集中的区域进行监督或定期巡查等。对保护较好的小溪居群除继续加强保护
外，可以人工繁育种苗，移栽于保护区外围，扩大分布区，从而使其真正脱离濒危状态。
致谢 感谢永顺小溪国家级自然保护区、张家界等地各级林业部门在采样过程中的协助及有关人士的大
力配合，感谢中国科学院武汉植物园李晓东博士在野外工作中给予的帮助。
〔参 考 文 献〕
傅立国，)**& + 中国植物红皮书［!］+ 北京：科学出版社，第 )卷，,(-
王中仁，)**. + 植物等位酶分析［!］+ 北京：科学出版社
/012#345 67，89$23$# :，;#3$# !，)**<+ =>$ 3?4@% 342AB4A2$ 1C 4>$ D$#$ ?11% 1C 9@9@?21A3 ?1?A%4@1# 1C !# #$%&’#E$#9@21#E
F$#4% B1#421%3 #5 3?4@% B1#342@#3［G］+ ()*&+ ,-)’#$ . /0#’1，#$：(,H—(<,
I>$# JG（陈发菊），K>#D LM（张丽萍），LA /（卢斌）， 20 #$，&’’’+ =@33A$ BA%4A2$ 1C 4>$ N@#4$2 OA53 1C 3#’4$&20&# %#0-’42’5&5
［G］+ /-$$20&’ . /&$41（生物学通报），!$（.）：(.—(H
I>A#D !P，731# GQ，I>A#D !R，&’’,+ S?4@% D$#$4@B 342AB4A2$ @# ?1?A%4@1#3 1C 4>$ 4$22$342@% 12B>@5 62%7#$#’072)# $’4&8)#+02#0#
（62B>@5B$$）［G］+ 9:2) , /0，%#（)）：<&—Q$N$T SU，;$TN115 GS，)*--+ S?4@% D$#$4@B 342AB4A2$ @# ?1?A%4@1# 1C !51+70)&# ’2);5# + 8 + Q@342@OA4@1# 1C D$#14T?$3［G］+ <;=
$-0&’，&’：-(,—-(-
QA#>F G，M$B1BV !，=2BT IW， 20 #$，)***+ :33$33@#D $X4@#B4@1# 2@3V：@#4$D24@#D D$#$4@B @#C12F4@1#［G］+ 6’52);#0&’ <+$=
41，!（)）：&
U??$231# /Y，)**( + S?4@% #5 S?B$E4@F$ B122$%4@1#3 @# 3T34$F3 1C 3AO?1?A%4@1#3 N@4> D$#$4@B 52@C4 #5 F@D24@1#［G］+ >2’20&+5，
*H)&期 何敬胜等：濒危物种———巴东木莲等位酶遗传变异的空间自相关分析
!：!—!#!
$%%&’()* +,，-../’0 12，3435 6%/78/. /97):)’’&./78)* /*/.;(8( )< 7=& 08(7’8>978)* )< ?&*)7;%&( @87=8* %)%9./78)*( )< .)0?&%).& %8*&
［A］5 !#$%&’，!#!：BC3—B!!
$%%&’()* +,，D=9*? EF，#GG 5 6%/78/. ?&*&78: (7’9:79’& )< /..)H;I& %).;I)’%=8(I( @87=8* %)%9./78)*( )< (%#)’ ’$*+,’（J8*/:&/&）
［A］5 -.* / 0+$，$$（C）：GGC—GG
K/.L M-，N).(8*?&’ ,$，33 5 F&*&78:( /*0 D)*(&’O/78)* )< 1/’& J./*7(［E］5 PQ<)’0：PQ<)’0 R*8O&’(87; J’&((
N& A6（何敬胜），N9/*? N2（黄宏文），#GGB 5 S=& /..)H;I& 08O&’(87; 8* 12#34%$%2 52$)#3#’%’ N9［A］5 / 6)72# 0+$ 8’（武
汉植物学研究），#!（C）：TUU—TUC
N& SN（何田华），V/*? A（杨继），1/) FV（饶广远），3335 6%/78/. /97):)’’&./78)* /*/.;(8( )< %./*7 %)%9./78)* ?&*&78: O/’8/78)*
［A］5 97%# 0)44 0+$（植物学通报），!%（C）：CBC—CU
N& SN，1/) FV，V)9 1W， $ 24，#GGG5 6%/78/. /97):)’’&./78)* )< ?&*&78: O/’8/78)* 8* 7=’&& (7/*0( )< :57%+5+3+# ;<4+**7%=)’（W8.8X
/:&/& (Y . 5）［A］5 -##24’ +> 0+$2#<，$%：B—#
N9/*? N2（黄宏文），#GGG 5 R.7’/X7=8* (./> Z$KXJ-F$ I&7=)0———- &<<&:78O& >8)X/*/.;78: I&7=)0 <)’ 8()H;I& /*/.;(8(［A］5 / 6)?
72# 0+$ 8’（武汉植物学研究），!$（B）：##U—##4
N9/*? VJ（黄运平），[=/*? -E（张安民），S/* A\（谭鉴锡），3345 68I%.& :9778*? %’)%/?/78)* 7&:=*).)?; )< 12#34%$%2 52?
$)#3#’%’［A］5 @+*’$*< A&%#& 2#B C&7#+4+3<（林业科技），#（#）：#—U
,*)@.&( J，J&’’; MA，K)(7&’ N-，33#5 6%/78/. ?&*&78: (7’9:79’& 8* 7@) 7/I/’/:L（D2*%; 42*%&%#2 M9 1)8 ,5 ,):=）%)%9./78)*( @87=
08<<&’&*7 &(7/>.8(=I&*7 =8(7)’8&(［A］5 EF+4)$%+#，&%：T!#—T!C
W8 -（李昂），W9) V+（罗毅波），F& 6（葛颂），#GG#5 6%/78/. /97):)’’&./78)* (790; )< %)%9./78)* ?&*&78: (7’9:79’& )< 7@) )’:=80
(%&:8&(［A］5 0%+B%F*’%$< A&%#&（生物多样性），!’（B）：#U3—#T!
W89 VN（刘玉壶），W9) \1（罗献瑞），29 1K（吴容芳）， $ 24，33C 5 K.)’/ )< D=8*/［E］5 ]). 5 ’（）5 +&8^8*?：6:8X
&*:& J’&((，##—###
W89 VN（刘玉壶），\8/ _N（夏念和），V/*? N‘（杨惠秋），33T 5 S=& )’8?8* &O).978)* /*0 %=;7)?&)?’/%=; )< E/?*).8/:&/&
［A］5 / C*+5 A),$*+5 0+$（热带亚热带植物学报），（U）：—#
W89 VN（刘玉壶），[=)9 1[（周仁章），[&*? ‘2（曾庆文），33!5 $Q (879 :)*(&’O/78)* )< E/?*).8/:&/& 8*:.908*? 87( ’/’& /*0
&*0/*?&’&0 (%&:8&(［A］5 / C*+5 A),$*+5 0+$（热带亚热带植物学报），(（#）：—#
E/*&. 6，6:=@/’7H E,，W98L/’7 F， $ 24，#GGB5 W/*0(:/%& ?&*&78:(：:)I>8*8*? ./*0(:/%& &:).)?; /*0 %)%9./78)* ?&*&78:(［A］5
C*#B’%# E&+4+3< 2#B EF+4)$%+#，!$：43—3!
_&8 E，34!5 E).&:9./’ &O).978)*/’; ?&*&78:(［E］5 _&@ V)’L：D).9I>8/ R*8O&’(87; J’&((
J/* V[（潘跃芝），W8/*? N\（梁汉兴），F)*? \（龚洵），#GGB5 67908&( )* 7=& ’&%’)09:78O& >8).)?; /*0 &*0/*?&’I&*7 I&:=/X
*8(I )< 7=& &*0/*?&’&0 %./*7 12#34%$%2 2*+.2$%&2［A］5 -&$2 0+$ A%#（植物学报），&(（B）：B—BC
6)L/. 11，P0&* _W，3!4/5 6%/78/. /97):)’’&./78)* 8* >8).)?;5 5 1$7+B+4+3<［A］5 0%+4+3%&24 /+)*#24 +> $7 D%##2# A+&%$<，
!’：33—##4
6)L/. 11，P0&* _W，3!4>5 6%/78/. /97):)’’&./78)* 8* >8).)?;5 # 5 6)I& >8).)?8:/. 8I%.8:/78)*( /*0 <)9’ /%%.8:/78)*( )< &O).978)*/’;
/*0 &:).)?8:/. 8*7&’&(7［A］5 0%+4+3%&24 /+)*#24 +> $7 D%##2# A+&%$<，!’：##3—#U3
6)L&. 11，2/’7&*>&’? M$，34B5 - 7&(7 )< (%/78/. /97):)’’&./78)* /*/.;(8( 9(8*? /* 8()./78)*X>;X08(7/*:& I)0&.［A］5 !#$%&’，!’(：
#3—#B!
6@)<<)’0 MK，6&./*0&’ 1+，345 R(&’( E/*9/. )< +8)(;(X（’&.&/(& ）：- :)I%97&’ J’)?’/I <)’ 7=& -*/.;(8( )< -..&.8: ]/’8/78)* 8*
F&*&78:(［[］5 R*8O&’(87; )< Z..8*)8( /7 R’>/*/XD=/I%/8?*，R’>/*/
S=8&* W+，3!U5 K.)’/ >8).)?; )< 123#+4%2［A］5 -.* / 0+$，%!：GB!—GUT
2/’7&*>&’? M，343 5 6--JUYB—- (%/78/. /97):)’’&./78)* /*/.;(8( %’)?’/I［[］5 $Q&7&’ 6)<7@/’&，6&7/9L&7，_V，R6-
2&*0&. AK，2&&0&* _K，343 5 ]8(9/.8H/78)* /*0 8*7&’%’&7/78)* )< %./*7 8()H;I&(［-］5 Z*：6).78( M$，6).78( J6 &0(5 Z()H;I&( 8*
J./*7 +8).)?;［D］5 P’&?)*：M8)(:)’80&( J’&((，T—UT
2’8?=7 6，3!4 5 $O).978)* /*0 7=& ?&*&78:( )< %)%9./78)*(5 ]/’8/>8.87; @87=8* /*0 /I)*? */79’/. %)%9./78)*(［E］5 D=8:/?)：R*8O&’X
(87; )< D=8:/?) J’&((，]). 5 &
G4 云 南 植 物 研 究 #!卷