CC BY
48
ГЕНЕТИКА, СЕЛЕКЦИЯ И БИОТЕХНОЛОГИЯ
Известия ТСХА, выпуск 6, 2010 год
УДК 631.527.3:633.11“32Г
ОЦЕНКА ЭФФЕКТИВНОСТИ МЕТОДОВ ПОДБОРА РОДИТЕЛЬСКИХ ПАР НА ПРИМЕРЕ МЯГКОЙ ЯРОВОЙ ПШЕНИЦЫ
НГУЕН ТХАНЬ ТУАН, А.В. СМИРЯЕВ, С.С. БАЖЕНОВА
(Кафедра селекции и семеноводства полевых культур, кафедра генетики и биотехнологии РГАУ - МСХА имени К.А. Тимиря зева)
Проведена экспериментальная оценка эффективности трех методов подбора родительских пар для гибридизации по данным об одиннадцати признаках в популя циях Е2, Е3 и Е4 мя гкой яровой пшеницы. Первый метод подбора основан на величине средних значений количественных признаков у двух родителей, второй — на основе расчета физиологически обоснованного показателя продукционного процесса, третий метод — на биометрико-генетическом показателе несходства формы реакции родителей. Выявлены методические проблемы, возникающие в процессе экспериментальной оценки.
Ключевые слова: подбор пар, генетическое несходство родителей, биометрикогенетические показатели, яровая пшеница.
В последние дес тилети в результате широкого обмена и исполь-зовани селекционного материала
из разных регионов мира географическая отдаленность центров создания сортов утратила первоначальное значение дл подбора пар в селекции растений: родословные современных сортов часто включают формы, уже полученные из разных селекцентров. Современные методы подбора пар для скрещивания с использованием молекул рно-генетических маркеров не всегда доступны и пока не гарантируют объективную оценку несходства по генам, определя ющим хозя й-ственно ценные признаки. Поэтому необходимо совершенствовать альтернативные методы подбора пар, в частности, способы подбора, непосредственно по количественным признакам родительских форм [5].
При создании гибридных попул -ций используют различные схемы скрещиваний, с помощью которых
перекомбинируют ценные признаки генетически дивергентных родителей. За счет трансгрессионного расще-плени и использовани блоков ко-адаптивных генов по вл етс возможность улучшить выраженность хоз йственного признака у сорта по сравнению с его выраженностью у обоих родителей. При этом считаетс , что веро тность получени трансгрессий зависит от степени генетической отдаленности родительских форм.
Целью работы была экспериментальна оценка эффективности трех методов подбора родительских форм в селекции самоопыл ющихс зерновых культур. В качестве объекта исследований нами использовалась м г-ка рова пшеница.
Материал и методика исследования
Первый метод — классический. Дл скрещивани подбирают сорта с наиболее высоким средним выражением хозяйственно ценного при-
знака. Среднее значение признака у двух родительских сортов обозначено (Р1+Р2)/2.
Второй метод — морфофизиологический, предложен профессором кафедры селекции и семеноводства полевых культур РГАУ - МСХА имени К.А. Тимирязева Ю.Б. Коноваловым. Метод основан на том, что для подбора родителей предполагаетс использовать не сами признаки сортов, а характеристики физиологических процессов, их формирующих. Полагается , что благодаря многовариантности формировани комплексных
признаков можно будет подбирать оптимальные пары и ослабить отрицательные корреля ции между хозя й-ственно ценными признаками [1].
Работа по проверке эффективности морфофизиологического принципа ведется с 1995 г. на модельном комплексном признаке — продуктивности колоса (масса зерна главного колоса) м гкой ровой пшеницы. Она форми-руетс двум процессами: накоплением биомассы побега и ее использованием дл формировани массы зерна колоса. Предполагается, что сорта с максимальной биомассой побега следует скрещивать с сортами, обладающими максимальным коэффициентом ее использования, что в результате удачной рекомбинации даст трансгрессию по продуктивности колоса. Степень взаимного дополнени двух родителей оценивалась специальным морфофизиологическим показателем, который далее обозначен П [2]. Проверка такого принципа подбора пар заключалась в сопоставлении характеристик продуктивности колосьев гибридных попул ций с этим показателем их родителей.
Третий метод — биометрико-гене-тический, предложенный профессором кафедры генетики РГАУ - МСХА имени К.А. Тимирязева А.В. Смиря е-вым. Дл получени максимального генетического разнообрази в расще-
пл ющейс попул ции предлагаетс подбирать пары сортов с максимальным несходством формы реакции ростового количественного признака на изменени условий выращивани в экологических градиентах и онтогенезе [3, 4]. В методе используют специальный показатель — метрику парного несходства генотипов, косвенно оценивающую их генетическое рас-стоя ние, т.е. несходство аллельного состава. Значени метрики парного несходства родительских генотипов, обозначенные Н, получены ранее при обобщении измерений ростового количественного признака в диаллель-ном скрещивании сортов ровой пшеницы за 4 года, т.е. у родителей и их гибридов Е1. В отличие от величины признака каждого генотипа значение метрики относится к их паре, что качественно усложняет анализ на-следовани аллельного несходства. Например, для пары родительских линий и их гибрида Е1следует учитывать три значени метрики: несходство двух родителей, гибрида и первого родителя, гибрида и второго родителя (рис. 1).
Рис. 1. Схема генетических расстояний трех генотипов, оцениваемых метрикой парного несходства: Б12 — расстояние между родителями 1 и 2; Э12 — между гибридом Р1 и 1-м его родителем; в21 — расстояние между гибридом и 2-м его родителем
Значение метрики Н определ етс вкладами некоторого количества полиморфных генов или блоков. Это те же гены, которые определя ют разли-
чия величины количественного признака, используемые для построения метрики несходства, но их вклады в значение метрики, естественно, другие.
По аналогии с обычным диаллель-ным анализом по Хейману считаются выполненными шесть условий этого метода [6]. В частности, каждый полиморфный локус, определяющий несходство генотипов у гомозиготных родителей, может иметь только два аллельных состояния (нет множественного аллелизма) и что схема наследовани метрики несходства аддитивно-доминантна (нет эпистаза). Последнее означает, что величина Н — метрики несходства двух генотипов — это просто сумма вкладов их полиморфных локусов [3].
Для экспериментальной оценки эффективности названных методов подбора пар использованы 15 популя -ций F2 (2008), F3 (2009) и F4 (2010), полученные при диаллельном скрещивании шести сортов и гомозиготных форм ровой пшеницы из коллекций системы ВИР: 1) к-58152, 2) Сибирская 3, 3) ИГ 81220, 4) Planet, 5) st Mercheisto, 6) SV Sonett.
Опыты проводили на полях лаборатории селекции и семеноводства полевых культур РГАУ - МСХА имени К.А. Тимиря зева. Посев был проведен вручную, по 20 зерен в каждом из п ти учетных и двух защитных р д-ков деля нки, по схеме рандомизированных повторений. Повторность опыта — 3-кратна . Уборку проводили вручную в фазу полной спелости, защитные и учетные р дки убирали отдельно. Каждая гибридная популя ция представлена в повторении дел нкой, на которой измер ли значени 8 признаков — элементов структуры урожайности у 20$30 растений. Это высота растени (далее признак имеет номер 1), длина колосового стержня (2), продуктивная кустистость (3), число продуктивных колосков главного колоса (4), число зерен главного коло-
са (5), масса зерна главного колоса (6), число зерен боковых колосьев (7), масса зерен боковых колосьев (8). Кроме того анализировали три расчетных признака: число зерен с растения (9), масса зерна с растения (10), масса 1000 зерен (11).
С помощью г — коэффициента коррел ции — характеристики количественных признаков в гибридных популя циях Е2, Е3 и Е4 сопоставля -лись с показател ми (Р1+Р2)/2, П и Н у пар их родителей.
Например, в соответствии с морфофизиологическим методом проф. Ю.Б. Коновалова [1] использовали такие показатели, как масса побега в фазу полного формировани зерна (п.ф.з.), обозначенная как М, и коэффициент использовани массы побега — Кисп, показывающий отношение массы зерна в созревшем колосе к биомассе побега в п.ф.з. Следовало убедиться, что эти тесты адекватно характеризуют процессы форми-ровани продуктивности колоса. Дл этого был проведен коррел ционный анализ их св зи с продуктивностью колоса. Показатели обоих тестов сложили, предварительно пронорми-
ровав Кисп по М, чтобы соблюсти их паритет. В качестве коэффициента нормирования Кнорм использовали отношение сумм показателей тестов в данный год: £М / £Кисп. Суммарный показатель П=(Кисп х Кнорм+М) назван показателем продукционного процесса (показатель взаимного дополнени физиологических процессов двух родительских сортов при формировании продуктивности растени ).
Коэффициенты корреля ции между показателем продукционного процесса П и продуктивностью колоса для набора сортов, определенные в течение 6 лет, колебались от 0,98 до 1 ,00, т.е. свидетельствовали о функциональной свя зи, что, в свою очередь, говорит о том, что предложенные тесты полностью характеризуют уровень формировани продуктивно-
сти колоса [1]. Между М и Кисп корреляция отсутствовала или была очень мала, что свидетельствует о возможности свободной рекомбинации и, в частности, о возникновении генотипов с максимальной биомассой побега и максимальным ее использованием для формирования продуктивности колоса. Последнее и является целью при подборе пар по морфофизиологическому принципу.
В соответствии с этими соображениями оценивали г — коэффициент корреля ции показателя П у пар сортов, во-первых, с т — средними значени ми продуктивности главного колоса в их гибридных попул ци х Г2, Е3 и Е4, во-вторых — с показателем т+1,76хл/о в них. Последний показатель оценивает среднее значение продуктивности колоса в 10%-й доле растений, лучших по этому показателю, в каждой гибридной популя ции. Подобные коррел ции оценивали также для остальных 10 количественных признаков.
В соответствии с биометрикогенетическим методом [3] дл прогноза генотипического разнообрази в популя циях Е2, Е3 и Е4 использован
показатель Н — несходной формы реакции родительских форм ровой пшеницы [4]. Пр мую оценку генотипической изменчивости каждой популя ции по каждому признаку проводили на основе показателя —
среднего квадратического отклонени признака в популя ции Е2 и отдельно в Е3 и Е4. Окончательно оценивали г
между показателем Н и в Е2, Е3 и F
4
Результаты и их обсуждение
В таблице 1 представлены коэффициенты коррел ции дл попул ций Е2, Е3 и Е4 по всем 11 признакам.
Из данных таблицы 1 видно, что дл большинства признаков коэффициенты коррел ции т — средних значений признаков в попул ци х Г2, Е3 и Е4 со средними значения ми тех же признаков у двух родителей [(Р1+Р2)/2] — достоверно положительны, т.е. первый метод подбора родительских форм выглядит надежным. Однако отметим, во-первых, различи коэффициентов коррел -
ции одних и тех же признаков в Е2, Е3 и Е4. Возможно, это связанно с различием условий выращивания в
Т а б л и ц а 1
Коэффициенты корреляции (ах100) показателей трех методов для пар родителей с характеристиками их гибридных популяций Р2 (2008), Р3 (2009) и Р4 (2010)
Приз- нак 1-й метод — гх100 (Р1+Р2)/2 с т 2-й метод — гх100 П с т и с т+1,76 л/о (после /) 3-й метод — гх100 Н с -ій
2008 г. 2009 г. 2010 г. 2008 г. 2009 г. 2010 г. 2008 г 2009 г. 2010 г.
1 93* 89* 93* -13/-33 —49*/—45 20/7 14 —2 —30
2 60* 55* 83* -4/-8 —8/—14 17/9 —6 —32 9
3 56* 67* 45 -16/-22 18/—2 18/—22 25 —12 * О) 9 1
4 44 53* 67* -18/-13 35/—19 20/—47 14 —1 —1
5 71* 88* 7 38/22 4/—4 6/1 2 —4 —4
6 25 73* 18 22/-32 -6/-13 2/-6 28 —17 —52*
7 33 75* 51* 18/21 4/—7 —2/—37 —11 —23 —53*
8 6 75* 26 -12/—4 —3/—13 —5/—41 —12 —28 —52*
9 44 81* 59* 24/22 4/—5 4/—27 —10 —24 —57*
10 -17 72* 20 1/—5 —4/—25 1/—29 —7 —64* —63*
11 8 00 * 57* 92* —31/—51* —32/—4 —2/—6 4 00 * —25 52*
П р и м е ч а н и е. * — Здесь и в других таблицах значимо при р <0,05.
разные годы (учитывая экстремально засушливый 2010 г.), а также с высоким уровнем гетерозиготности по-пуля ций Е2 и Е3. Во-вторых, для наиболее важных признаков (масса зерна главного колоса, масса зерна с растения) коэффициенты корреляции низкие. В третьих, сам принцип срав-нени (Р1+Р2)/2 с т в один и тот же год недостаточно обоснован: прогноз эффективности подбора пар логично проводить по данным испытани родительских сортов в другие (например, предыдущие) годы.
В св зи с этим дополнительно оценили коэффициенты г характеристики т гибридных попул ций за каждый из трех лет со значения ми (Р1+Р2)/2 пар их родительских сортов, усредненными за два другие года эксперимента. Этот способ 2 оценки (Р1+Р2)/2 по сравнению со способом оценки в таблице 1 показал некоторое снижение коэффициентов г для большинства признаков (табл. 2). Тем не менее, большинство коэффициентов г значимо положительны, но для важных признаков — незначимо отличаютс от нул .
Причины низких корреляций для наиболее важных признаков станов тс сными при оценке изменений самих значений т каждого признака гибридов по трем годам (2008, 2009, 2010). Пример приведен на рисунке 2. По годам существенно мен ютс даже ранги значений т для одних и
Т а б л и ц а 2 Коэффициенты корреляции (АХІ00) для метода 1, оцененные способом 2
При- знак 3 0а 1Р а ° ор 0 г о т за 2009 г., (Рі+Р2)/2 за 20082010 гг. т за 2010 г., (Рі+Р2)/2 за 20082009 гг.
1 90* 88* 93*
2 56* 56* 87*
3 -41 3 -13
4 15 53* 75*
5 68* 81* 81*
6 5 56* 11
7 6 68* 64*
8 -48* 24 33
9 25 73* 74*
10 -47 61* 20
11 82* 63* 7 СО *
тех же гибридов. Метод 1 при более обоснованном способе 2 оценки параметра (Р1+Р2)/2 родительских сортов не дает достаточно надежного прогноза дл подбора пар по этим признакам.
В таблице 3 приведены коэффициенты корреляций К8_9, Я8-10 и К9-10
средних т и отдельно у гибридов
для всех 11 признаков. Можно сделать вывод, что различия условий выращивания за три года, вызывающие взаимодействие «генотип - среда», высокая, хотя и снижающаяся гетерозиготность гибридных попул -ций Е2, Е3, Е4, а также, возможно, аллоконкуренция между растения ми на каждой деля нке часто искажают
2008 г. (Б2)
0,15
2009 г. (Б3)
12 1 И 15 3
11 12
13 14
Рис. 2. Пример изменения показателя т гибридных популяций по признаку масса зерна с растения за 2 года. Приведено к одному масштабу
Т а б л и ц а 3 Коэффициенты корреляций (гх100) характеристик гибридных популяций по годам
целевую характеристику — среднее значение признака в будущих гомозиготных популя циях я ровой пшеницы. Отметим также, что у шести родительских сортов (без гибридов) коэффициенты корреляций К8_9, Я8_10 и К9_10 для всех 11 признаков по средним т оказались достаточно высокими, а по — низкими.
В результате подобных изменчивых данных недостаточно дл методически надежной оценки прогностической способности первого метода подбора пар для наиболее важных признаков.
Для оценки эффективности метода 2 подбора пар вначале на основе характеристик родительских форм по годам оценили Кисп и М (табл. 4), а также средние значения по признаку масса зерна (продуктивность) главного колоса и показатели продукционного процесса в гибридных попул ци-ях (табл. 5).
Показатель П (метод 2 подбора пар) не имел значимых коррел ций, ни с т — средними значения ми, ни с показателя ми т+1,76х-/о признака масса зерна (продуктивность) главного колоса (отмечено жирным
Т а б л и ц а 4 Показатели М — массы побега (г) и Кисп — коэффициенты использования массы побега родительских форм по годам
Роди- 2008 (Р2) 2009 (Р3) 2010 (Р4)
тели М Кисп М Кисп М Кисп
1 46,15 0,49 35,09 0,52 30,25 0,29
2 59,62 0,40 50,01 0,46 36,34 0,28
3 49,65 0,35 50,08 0,36 38,46 0,25
4 53,12 0,50 42,81 0,55 38,01 0,28
5 54,17 0,48 46,81 0,49 39,89 0,28
6 67,99 0,45 47,79 0,47 31,84 0,30
шрифтом в табл. 1). То же относит-с к остальным 10 признакам таблицы 1.
Кроме того, методическая проблема оценки эффективности метода 2 аналогична методу 1: с учетом низких корреляций по годам характеристик гибридных популяций (см. табл. 3). Важно отметить, что оценки показателя П были получены за те же годы, что и т, т+1,76х4Ь (см. табл. 1). Поэтому дополнительно для каждой пары родительских сортов оценили показатель П, усредненный за 4 года, предшествующие диаллельному скрещиванию сортов. Новые коэффициенты коррел ции усредненных П по 11 признакам в популяциях Е2, Е3, Е4 представлены в таблице 6. Они также оказались низкими.
Для популя ций Е2 корреля ции Л/О с Н (метод 3 подбора пар) низкие. Следует напомнить, что показатели Н несходства пар сортов (см. табл. 5) были оценены по данным за 4 года, предшествующих экспериментам по оценке эффективности методов подбора пар [4]. Неожиданные результаты получены при сопоставлении Н (см. табл. 5) с -\/О — генетической изменчивостью в популя ция х Е3 и Е4. В Е3 единственный достоверный коэффициент коррел ции Н про вился с продуктивностью растений, при-
При- знак 2008- 2009 2008- -2010 2009- -2010
т •\/о т л/о т 4о
1 95* 93* 85* 62* 88* 80*
2 43 33 63* 4 59* 51*
3 4 5 2 -2 -8 26
4 31 1 27 -20 63* 42
5 70* 36 57* 47 64* 33
6 8 -8 15 24 15 22
7 27 59* 19 12 54* 43
8 -11 33 -3 10 14 10
9 36 57* 28 12 62* 41
10 -15 15 2 9 20 17
11 65* 18 64* 50 52* 32
Т а б л и ц а 5
Показатели т — средних значений массы зерна главного колоса (г),
П (г) — продукционного процесса (метод 2) и Н — несходства родительских форм (метод 3) для 15 гибридных популяций Р2, Р3 и Р4 по годам
Номер гибридов 2008 (Р2) 2009 (Р3) 2010 (Р4) Н
т П т П т П
1x2 1,94 119,95 1,73 98,99 1,32 72,78 1,29
1x3 2,15 109,98 1,44 99,06 1,43 74,9 0,85
1x4 2,19 114,69 2,00 94,62 1,32 74,45 1,68
1x5 1,90 114,5 1,78 95,79 1,18 76,33 1,45
1x6 2,28 128,32 1,67 96,77 1,14 69,54 0,93
2x3 2,11 108,87 1,46 93,41 1,18 73,64 1,60
2x4 2,02 121,19 1,76 101,82 1,37 73,19 1,39
2x5 2,14 118,72 1,88 96,17 1,29 75,07 0,98
2x6 2,11 123,4 1,77 94,28 1,25 74,04 1,09
3x4 2,13 114,69 1,67 101,89 1,13 73,64 1,75
3x5 1,87 113,27 1,61 96,24 1,04 75,07 1,56
3x6 2,33 123,4 1,52 94,35 1,21 76,16 1,01
4x5 2,17 115,74 1,79 98,62 1,37 75,07 0,76
4x6 1,85 129,56 1,75 99,60 1,18 75,71 1,44
5x6 2,44 127,09 1,91 93,95 1,21 77,59 1,19
Т а б л и ц а 6
Коэффициенты корреляции (дх100) показателей П, усредненных за 4 года, и двух характеристик гибридных популяций (т и т+1,76х представляющих интерес в методе 2 подбора пар
2008 (Р2) 2009 (Р3) 2010 (Р4)
Признак т т+1,76* '[й т т+1,76* т т+1,76*
1 27 7 33 6 46 17
2 17 26 39 28 50* 27
3 -42 -44 11 -6 7 -23
4 41 59* 37 27 41 12
5 -37 -49* 5 -18 6 -30
6 -27 -42 13 -6 33 6
7 -57* -58* 14 -7 -6 -29
8 -55* -54* 21 -4 8 -18
9 -57* -58* 12 -8 0 -26
10 -44 -49* 19 -40 19 -12
11 24 -4 12 8 26 16
чем он был отрицательный (-0,64*). В Е4 он также был достоверно отрицательный ($0,63*), как и корреля ции с несколькими другими признаками, т.е. г имеет противоположный знак по сравнению с ожидаемым. Исключение составил признак массы 1000 зерен (см. табл. 1).
С учетом остаточной гетерозигот-ности в популя циях Е3 и экстремальных условий 2010 г. для получения более надежных оценок эффективности методов подбора пар следует продолжить эксперимент в поколених расщепл ющихс попул ций ро-вой пшеницы.
1. Коновалов Ю.Б. Отчет по теме «Исследование комплементации продуктивных процессов у пшеницы и селекция яровой пшеницы, ячменя и узколистного люпина». М.: МСХА, 2002.
2. Коновалов Ю.Б., Тарарина В.В., Хупацария Т.И. Новые морфофизиологические показатели для оценки сортов яровой пшеницы // Доклад ВАСХНИЛ, 1990. № 12. С. 2-4.
3. Смиряев А.В. Биометрико-генетический анализ несходства генотипов. Модель и параметры // Генетика, 2008. Т. 44. № 2. С. 269-275.
4. Смиряев А.В., Пыльнев В.В. Биометрико-генетический анализ несходства генотипов в диаллельном скрещивании яровой пшеницы // Генетика, 2008. Т. 44. № 2. С. 276-282.
5. Смиряев А.В., Кильчевский А.В. Генетика популяций и количественных признаков. М.: КолосС, 2007.
6. Hayman B.I. The theory and analysis of variance of diallel crosses // Genetics, 1958. V. 43. P. 63-85.
SUMMARY
The experimental evaluation of effectiveness for three methods of selection of parental pairs for hybridization is made on the data of eleven traits in F2, F3, F4 spring wheat populations. First selection method is based on the average values of
quantitative traits of two parents. The second method — on the calculation of physiologically based indicators of the production process. The third method — on the biometrical-genetic dissimilarity index of shape reaction of two parents. Methodological problems that arise during the experimental evaluation are posed.
Key words: selection of pairs, genetic diversity of parents, classical, morpho-physiological and biometrical-genetic indicators, spring wheat.
Нгуен Тхань Туан — асп. кафедры селекции и семеноводства полевых культур РГАУ - МСХА имени К.А. Тимирязева. Тел. (499) 972-12-72.
Смиря ев Анатолий Владимирович — д. б. н. Тел. (499) 976-08-94.
Эл. почта: [email protected] Баженова Светлана Сергеевна — к. с.-х. н.
