菊花(Chrysanthemum morifolium Ramat)是我国传统名花和世界四大切花之一, 观赏价值和经济价值较高。分枝是菊花重要园艺性状之一, 不同切花菊品种的侧芽数、分枝数、分枝高度、分枝长度和分枝角度等分枝性状变异较大, 分枝性状直接影响其栽培方式、生产成本和观赏品质。目前, 在菊花分枝发育的生理机制与基因工程调控研究方面已取得了一些进展[1-5], 但鲜见关于菊花分枝性状遗传机制方面的报道。近年来, 菊花一级分枝性状的主基因模型和QTL效应已有初步研究[6-7], 但菊花分枝性状的遗传机制仍不十分明确。

本研究连续2年调查了切花小菊'南农雪峰'×'Monalisa'F1分离群体的总侧芽数、中上部一级分枝数、一级分枝长度、一级分枝角度、二级分枝总数、二级分枝长度、二级分枝角度等分枝性状的遗传变异, 利用盖钧镒等[8]提出的主基因+多基因混合遗传模型中单个F2世代的分离分析方法研究了切花小菊分枝性状的主基因效应; 并结合前期研究比较了切花小菊分枝性状在不同遗传背景下的遗传效应, 以期进一步解析切花小菊分枝性状的遗传机制, 为切花菊株型育种提供参考依据。

试验材料为切花小菊品种'南农雪峰'和'Monalisa', 保存于南京农业大学中国菊花种质资源保存中心。2014年秋以'南农雪峰'为母本(P1), 'Monalisa'为父本(P2)进行人工套袋杂交, 2015年春天进行穴盘播种, 最后获得了162个株系的F1代分离群体。2015年和2016年8月, 将杂交亲本及其162个F1代进行扦插, 采用完全随机区组设计定植于大田。共设置2个区组, 每个区组中设置单株重复1次, 株间距20 cm, 常规大田管理。所有试验均在南京市江宁区湖熟现代农业示范园的南京农业大学花卉基地进行。

分别于2015年和2016年秋季菊花盛花期, 调查杂交亲本及F1代分离群体的总侧芽数、中上部一级分枝数、一级分枝长度、一级分枝角度、二级分枝总数、二级分枝长度、二级分枝角度共7个分枝性状。其中, 总侧芽数为地上部分主干上所有着生芽或已萌发成枝的节点数; 中上部一级分枝数为顶部第2枝开始向下直至出现分枝长度明显缩短位置的一级分枝数; 一级分枝长度为中上部一级分枝全部长度的平均数; 一级分枝角度为任意3个中上部一级分枝角度的平均数; 二级分枝总数为中上部一级分枝上所有萌发并具有明显长度的二级分枝数; 二级分枝长度为任意3个生长良好的二级分枝长度的平均值; 二级分枝角度为任意3个生长良好的二级分枝角度的平均值。

杂种优势以中亲优势(Hm)和中亲优势率(RHm)表示[9]。Hm=Fm-MPV, 其中:Hm为中亲优势; Fm为分离群体平均数; MPV为中亲值。中亲优势率(RHm)=(Hm/MPV)×100%。

计算各株系2年性状平均值, 以此为基础采用植物数量性状主基因+多基因混合遗传分析中单个F2世代的分离分析方法[8], 对A、B两类共11个遗传模型计算极大似然函数值, 进一步转换为AIC(Akaike ' s information criterion)值。选出最小或接近最小AIC值的候选遗传模型, 进行样本分布与模型理论分布的适合性检验, 包括均匀性检验(U12、U22、U32)、Smirnov检验和Kolmogorov检验。根据适合性检验的结果及AIC值最小原则选出最优遗传模型[10]。再采用最小二乘法估算遗传方差、主基因效应值、遗传率等遗传参数[8]。通过混合遗传分析R软件包SEA进行计算[11]。

由图 1可以看出:各分枝性状均呈连续线性变异, 符合数量性状的典型分布特征。7个分枝性状的变异系数为12.89%~61.55%, 表型变异范围较大, 适宜进一步开展分枝性状的遗传分析研究。

由表 1可以看出:总侧芽数、中上部一级分枝数、一级分枝角度和二级分枝总数的中亲优势较为明显, 中亲优势率分别为-9.69%、-9.10%、12.99%和25.51%。总侧芽数、中上部一级分枝数、一级分枝长度和二级分枝长度的中亲优势为负值, 说明这4个分枝性状的遗传基础中存在显性遗传效应。另外, F1代群体7个性状中均存在正向或负向超亲分离个体, 说明F1代分枝性状的超亲分离现象普遍存在。该F1代各分枝性状的平均值仍介于双亲之间, 并未形成超亲优势。

根据由模型极大似然值计算的AIC值(表 2), 选出可能的候选模型(AIC值最小或接近), 对候选模型进行适合性检验, 选择出检验结果未达显著水平且AIC值最小的模型。以二级分枝总数为例, AIC值中最小的模型有1MG-AD模型(1 117.53)和2MG-AD模型(1 117.20)。利用U12、U22、U32、Smirnov、Kolmogorov测验对这2个备选模型进行适合性检验, 结果发现这2个模型的5个统计数均未达到显著水平。因此, 最后根据最小AIC值的原则选择2MG-AD模型作为最适模型。各分枝性状的最适模型及其测验结果见表 2和表 3。其中, 总侧芽数、二级分枝长度、一级分枝角度和二级分枝角度符合0MG遗传模型, 无主基因控制, 属于微效多基因控制性状, 受环境影响较大; 中上部一级分枝数和二级分枝总数符合2MG-AD模型, 由2对表现为加-显遗传效应的主基因控制; 一级分枝长度符合1MG-AD模型, 由1对主基因表现为加性、部分显性或超显性的主基因控制。

在已选出最佳模型的条件下, 采用最小二乘法, 可以由成分分布参数估计主基因的遗传参数。由表 4可知:控制中上部一级分枝数的2对主基因的加性效应分别为1.94和2.14, 显性效应分别为-1.77和-1.34, 主基因遗传率为74%。控制一级分枝长度对主基因的加性效应值为3.98, 显性效应值为-3.89, 主基因遗传率为46%。控制二级分枝总数的2对主基因的加性效应分别为7.50和6.51, 显性效应分别为-10.50和-4.01, 主基因遗传率为72%。

分枝是植物生长中普遍存在的现象, 在植物形态建成中占有十分重要的地位, 与许多作物的株型、栽培方式、产量和品质关系密切[12-13]。尽管植物分枝受植物激素、环境因素的调控, 但植物本身的遗传特性是决定分枝的主要因子[14]。目前, 普遍认为植物分枝是一个由多基因控制的数量性状, 因此关于植物分枝的遗传解析主要集中在数量遗传学水平[15-18]。本试验研究了切花小菊一、二级分枝性状的杂种优势和主基因效应, 重点结合前期研究比较了切花小菊分枝性状在不同遗传背景下的遗传差异。

杂种优势利用是菊花遗传育种的重要方面[19]。与纯系作物的杂种优势不同, 菊花无法通过自交获得纯系亲本[20], 且基因组高度杂合, 使得其在两两配合的过程中并不始终朝着有利显性基因增加的方向。因此, 菊花许多性状表现出了负向的杂种优势[21-24]。本研究发现, 切花小菊7个分枝性状普遍存在一定程度的中亲优势和超亲分离个体。其中, 总侧芽数、中上部一级分枝数、一级分枝长度和二级分枝长度的中亲优势为负值, 总侧芽数、中上部一级分枝数、一级分枝角度和二级分枝总数的中亲优势率较大, 分别为-9.69%、-9.10%、12.99%和25.51%。与彭辉等[6]的研究结果不同的是, 在本试验中一级分枝角度并未表现出负向的杂种优势。因此, 在菊花遗传育种中, 应该结合具体的育种群体, 充分发挥杂种优势的作用。

主基因+多基因混合遗传模型是植物数量遗传研究的重要方法之一, 已广泛用于油菜[25]、大豆[26]、花生[27]等作物分枝性状的遗传分析。本研究利用主基因+多基因混合分析中F2代的分离分析方法对切花小菊7个一、二级分枝性状的遗传研究发现, 总侧芽数、二级分枝长度和一、二级分枝角度属于多基因性状, 无主基因, 中上部一级分枝数和二级分枝总数由2对表现为加-显遗传效应的主基因控制, 一级分枝长度由1对表现为负向部分或完全显性的主基因控制。其中, 分枝角度和分枝数等相同类型性状的遗传机制较为相似, 这与汪文祥等[25]的研究结果相同。然而, 这并不适用于所有情况, 如一、二级分枝长度的主基因效应差异较大。在主基因遗传率方面, 一级分枝长度的主基因遗传率为46%, 属于中等遗传率, 受环境影响较大, 早期可适当降低选择标准; 中上部一级分枝数和二级分枝总数的主基因遗传率为74%和72%, 属于高度遗传率, 受环境影响小, 在早期即可适当提高选择标准[28]。需要指出的是, 在总侧芽数和一级分枝角度等性状上没有检测到主基因效应, 但是其在F1代表现出较高的中亲优势。这在一定程度上说明杂种优势的表现与主基因的有无关系不大, 而主要来源于亲本间的异质性[21]。

植物数量性状的主基因遗传效应在不同遗传背景下差异较大[29-30]。彭辉等[6]利用主基因+多基因混合遗传模型研究切花小菊'Qx-145'×'南农银山'F1分离群体的分枝高度、一级分枝数、一级分枝长度和分枝角度等分枝性的主基因效应, 发现切花小菊分枝角度和分枝长度符合0MG模型, 无主基因控制; 而一级分枝数符合1MG-NCD模型, 受1对表现为负向完全显性的主基因控制, 这与本研究结果存在较大差异, 也说明切花小菊分枝性状的主基因效应在不同遗传背景中有差异。