新疆棉花黃萎病抗性遺傳規(guī)律研究

新疆棉花黃萎病抗性遺傳規(guī)律研究

0黃渙病抗性遺傳檢測[研究意義]棉花萎縮和萎縮是一種嚴重的世界風險，對棉花生產(chǎn)構(gòu)成了嚴重威脅。新疆棉花缺乏多基因抗病資源的利用,抗病品種大面積單一化,導致了黃萎病大面積流行,給生產(chǎn)帶來了嚴重影響?！厩叭搜芯窟M展】1914年Carpenter在美國發(fā)現(xiàn)棉花黃萎病以后黃萎病很快向世界各主要產(chǎn)棉國傳播,成為為害棉花最嚴重的病害。1913年Fahmy首次發(fā)表了關(guān)于棉花對黃萎病抗性的遺傳,此后棉花對黃萎病的抗性遺傳國內(nèi)外有過不少研究,但抗性遺傳方式迄今存在爭議。由于不同的選用材料、鑒別手段及菌系所獲得的研究結(jié)果不盡相同。Robert、Dever研究得出棉花黃萎病抗性由隱形基因控制。Barrow、Wilhelm、潘家駒、房衛(wèi)平、馬峙英等研究表明棉花黃萎病抗性遺傳為顯性單基因遺傳。王省芬、蔡應繁等研究發(fā)現(xiàn)棉花黃萎病抗性受兩對顯性基因控制,對不同菌系抗性表現(xiàn)不同。王振山、校百才、韓祥銘等研究表明黃萎病抗性遺傳方式以加性效應為主,顯性效應為次?！颈狙芯壳腥朦c】新疆關(guān)于棉花黃萎病抗性遺傳規(guī)律的研究相對滯后?！緮M解決的關(guān)鍵問題】研究在前人研究的基礎(chǔ)上探討新疆棉花黃萎病抗性遺傳規(guī)律,為新疆棉花的黃萎病抗性育種提供科學的理論依據(jù)。1材料和方法1.1田間抗性反應及供種來源試驗以108-夫為感病對照,采用的7個供試棉花品種(包括5個陸地棉品種和3個海島棉品種)經(jīng)多年棉花育種病圃鑒定和篩選,列出各品種的名稱、田間抗性反應及供種來源。表11.2組合設(shè)計方法試驗在石河子134團下野地原種場常年發(fā)病均勻的自然病圃中進行,采用NCⅡ(不完全雙列雜交設(shè)計),將親本按4×3兩級分法配制F1組合12個,隨機區(qū)組設(shè)計,每個組合3m2行種植,3次重復。表21.3黃丕病菌系黃萎病菌系經(jīng)新疆農(nóng)業(yè)大學植物病理實驗室鑒定,為石河子134團非落葉型生理Ⅲ號小種,致病力中等。1.4調(diào)查問卷內(nèi)容在各發(fā)病高峰期調(diào)查各小區(qū)的發(fā)病情況,計算病情指數(shù),田間成株期病情分級標準:0級:外表無特征;1級:病葉占總?cè)~片數(shù)25%以下;2級:病葉占總?cè)~片數(shù)25%~50%;3級:病葉占總?cè)~片數(shù)50%~75%,少部分蕾鈴脫落;4級:病葉占總?cè)~片數(shù)大于75%,大部分蕾鈴脫落。剖稈分級標準:0級:維管束不變色;1級:維管束變色面積占剖面1/4以下;2級:維管束變色面積占剖面1/4~1/2;3級:維管束變色面積占剖面1/2~3/4;4級:維管束變色面積占剖面3/4以上。各級別評定標準如表3:按如下公式計算發(fā)病率、病情指數(shù):發(fā)病率(%)=(發(fā)病株數(shù)/調(diào)查總株數(shù))×100%.病情指數(shù)=[Σ(各級病株數(shù)×相應病級)]/調(diào)查總株數(shù)×4×100.平均病級=[Σ(各級病株數(shù)×相應病級)]/調(diào)查總株數(shù).鑒定結(jié)果的校正:由于地區(qū)間的鑒定存在差異,即使同一地點、年度、批次間,由于鑒定的條件不可能完全一致,鑒定結(jié)果可能有輕重不同。因此,必須對鑒定結(jié)果進行校正,即采用相對病情指數(shù)(簡稱相對病指)進行校正,方法為鑒定中必須設(shè)感病對照,在感病對照病指達50.0左右時進行發(fā)病調(diào)查。由于感病對照病指不可能剛好為50.0。為此,采用校正系數(shù)K來進行校正,K值的求法為感病對照標準病指50.0除以本次鑒定感病對照病指。K=規(guī)定感病對照標準病指50.0/本期感病對照病指.用K值與本次鑒定中被鑒定品種的病指相乘,求得被鑒定品種的相對病情指數(shù)。相對病情指數(shù)=本期被鑒定品種的病指×K.1.5遺傳參數(shù)估算根據(jù)Gomstock和Robinson在雜種優(yōu)勢利用的論文中,提出的NCⅡ(不完全雙列雜交設(shè)計)方法計算配合力及配合力效應,根據(jù)Hayman遺傳模型估算有關(guān)遺傳參數(shù)。黃萎病發(fā)病高峰期的田間發(fā)病率、病情指數(shù)、相對病情指數(shù)。表42結(jié)果與分析2.1發(fā)生率及病情指數(shù)的方差分析親本抗性,以108-夫作為感病對照,對其余7個親本材料三個指標進行了方差分析。三個指標中發(fā)病率及病情指數(shù)方差分析結(jié)果基本一致,與相對病指結(jié)果不同。發(fā)病率與病情指數(shù)各品種之間的方差分析結(jié)果一致,與相對病指的訪查分析結(jié)果有一定的差異。新海17號抗病性最強,病指為1.56,幾乎對黃萎病免疫,與其他材料的3個指標的差異均為極顯著;新海16號與川737、遼棉182兩個耐病材料的發(fā)病率及病情指數(shù)的差異不顯著,而相對病指方差分析顯示新海16號與兩個耐病材料有顯著差異。三個感病母本的發(fā)病率、病情指數(shù)差異不顯著,而相對病指方差分析顯示,3個母本間存在顯著差異。表52.2特殊配合力試驗三個抗性指標進行配合力方差分析,各組合間差異極顯著,說明田間病圃發(fā)病均勻,試驗數(shù)據(jù)可靠。三個指標中特殊配合力(SCA)差異達到了極顯著水平。因此,各組合存在特殊組合效應,說明海島棉黃萎病主要受親本特殊配合力的影響,且三個指標差異顯著性依次為相對病情指數(shù)>病情指數(shù)>發(fā)病率。表62.3個親本抗性差異各親本抗性指標的一般配合力效應值,三個抗性指標分析的結(jié)果基本一致,4個父本中有3個親本的一般配合力效應值為負值,1個為正值,在抗病中一般配合力效應值為負值則抗性越好,因此父本抗性水平的順序為:新海17號>新海16號>川737>遼棉18號;同理,3個母本的抗性水平順序為新陸早13號>蘇K202>軍棉1號。表72.4抗黃疽病海陸組合組合的篩選各組合的特殊配合力效應,三個抗性指標所反映的結(jié)果基本一致,從中選擇病情指數(shù)的結(jié)果進行分析。病情指數(shù)的特殊配合力效應值,有大于0(正向效應),有小于0的(反向效應),小于0的組合表明這些組合的抗性有較好的配合力,特殊配合力最小的是A1×B4(-54.07)最大的是A1×B2(40.90),通過計算得出各配置組合平均特殊配合力為:?！陵?6.16)>陸×陸(-2.59)>海×海(-12.52),因此,在棉花抗黃萎病育種中要多配置?！陵懡M合來進行選擇。表82.5對棉花黃渙病抗性遺傳的顯著性分析對棉花黃萎病抗性指標中的病情指數(shù)進行Hayman法分析。特殊配合力方差大于一般配合力方差,所以棉花黃萎病的抗性遺傳方式為加性效應。Wr=46.0164+0.5842Vr,a與0差異不顯著,b與1差異不顯著。因此,表明棉花黃萎病抗性遺傳具有顯性效應。從遺傳參數(shù)分析表可以看出不同抗病親本,抗性的顯性作用不同。環(huán)境方差發(fā)病率>病情指數(shù)>相對病情指數(shù),說明棉花黃萎病田間發(fā)病程度與環(huán)境條件密切相關(guān)。各抗性指標的廣義遺傳率分別為93.19%、97.37%和97.39%,狹義遺傳率分別為27.83%、46.78%和46.93%。表92.6黃微觀病的發(fā)生與枝高和果枝數(shù)負相關(guān)病情指數(shù)與農(nóng)藝性狀相關(guān)分析表明,病情指數(shù)與所考查的農(nóng)藝性狀間存在不同程度的負相關(guān),但病情指數(shù)與株高和果枝數(shù)負相關(guān)不顯著,與蕾鈴脫落成顯著關(guān)系,說明棉花黃萎病的發(fā)生是造成蕾鈴脫落的一個主要原因。黃萎病的發(fā)生會影響棉株的的正常生長發(fā)育,但不會矮化植株,因此,病情指數(shù)與株高和果枝數(shù)負相關(guān)不顯著。表103討論3.1黃疽病抗性遺傳檢測研究首次采用NCⅡ設(shè)計對新疆的5個陸地棉品種、3個海島棉品種配制了16個組合,研究新疆棉花黃萎病的抗性遺傳。與完全雙列雜交相比,在相同試驗規(guī)模上,采用NCⅡ(不完全雙列雜交設(shè)計)可以處理較多的親本,并能降低抽樣誤差和擴大試驗范圍,從而更準確估計群體的遺傳參數(shù)。3.2抗性鑒定方法是否多對田間病證研究結(jié)果表明新疆棉花黃萎病的抗性遺傳符合加性-顯性遺傳模型,加性效應大于顯性效應。這與Verhalem、王振山、校百才、郭寶生等學者的研究結(jié)果一致,而與Wiles、馬峙英、蔡應繁、潘家駒、齊俊生等的研究結(jié)果不同。研究以為之所以得出不同的結(jié)論,主要是因為所采用的抗性鑒定方法不同,Verhalem、王振山、校百才等以及研究都是經(jīng)過田間病圃鑒定病情,而Wiles、馬峙英、蔡應繁則是人工接種進行抗性鑒定。其次研究所選用的