辣椒胞质雄性不育恢复性的主基因+多基因混合遗传分析[1]
植物胞质雄性不育系不仅是作物杂种优势利用的重要材料，也是研究核质互作的理想材料。业已证明胞质雄性不育主要由线粒体基因的重排引起，而核内恢复基因的存在能够抑制不育基因的表达，从而使育性恢复（Hanson et al，2004）。Peterson（1958）首次报道了辣椒胞质雄性不育系，其不育性受线粒体不育基因S 和核内1 对隐性基因（rf1）共同控制，目前已克隆出相关不育基因（Kim et al，2006；Kim et al，2007）。而就恢复性而言，不同的研究者采用不同的研究方法得出不尽一致的结果（Novak et al，1971；Wang et al，2004）。另外，低温能使育性暂时性恢复，表明温度能够影响部分育性修饰基因的表达（Shifriss et al，1997）。作者在研究中也发现在不育系与恢复系的F2分离群体中，植株育性呈不连续分布，因此用经典遗传分析方法很难全面分析其遗传模式。
近年发展起来的植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型分析法可检测和鉴定数量性状主基因和多基因的存在，并可对基因效应和方差等遗传参数进行估计（盖钧锰等，2003）。该方法已在黄瓜（王建科等，2013）、番茄（李纪锁等，2006）和茄子（庞文龙等，2008；乔军等，2011）蔬菜作物上得到应用。本试验中应用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型分析方法对辣椒胞质雄性不育恢复性进行遗传分析，目的是进一步阐明恢复性的遗传模式，为恢复系的选择和三系育种提供理论指导。
1 材料与方法
1.1 供试材料
2010 年以辣椒（Capsicum annuum）胞质雄性不育系8A 为母本，恢复系F19 为父本，配制杂交组合。2011 年种植杂交组合F1，F1自交得F2。2012 年种植父本、母本及其F1和F2，亲本各14株，F1共28株，F2共163株，开花结果期调查育性指数。所有试验均在甘肃省农业科学院蔬菜研究所兰州试验基地塑料大棚进行。
1.2 育性调查方法
参照张宝玺等（2002）的方法，每个单株调查5朵花，取含花朵数最多的育性指数作为最终育性指数。
1.3 数据分析
应用盖钧锰等（2003）、章元明和盖钧锰（2000）、刘兵等（2013）提出的植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型P1、P2、F1和F2世代联合分析的方法。通过极大似然法和IECM （itertated expectation and conditional maximization）算法对混合分布中的有关成分分布参数做出估计，然后通过AIC（Akaike’s information criterion）值的判别和一组适合性测验，选择最优遗传模型，并估计主基因和多基因效应值、方差等遗传参数。数据分析软件由南京农业大学章元明教授惠赠。
2 结果与分析
2.1 育性指数分布
不育系8A 整体表现为不育，育性指数全部为0，恢复系F19整体表现为高度可育，育性指数全部为4，F1绝大多数表现为高度可育，仅有4株育性指数为3，而F2育性指数介于0～4之间，表现为不连续分布，大致呈双峰曲线分布，且双峰高度存在较大差异（图1）。
图1 F2代育性指数次数分布图
Fig.1 Frequency distribution for fertility index of F2generations
2.2 恢复性主基因+多基因遗传模型分析(https://www.daowen.com)
经辣椒胞质雄性不育恢复性的主基因+多基因混合遗传模型P1、F1、P2和F2世代联合分析，获得1对主基因、2对主基因、多基因、1对主基因+多基因和2对主基因+多基因等5 类24 种遗传模型的极大对数似然函数值和AIC 值，并选出AIC 值相对低的7 个模型作为备选模型（表1），备选的7 个模型均属于2 对主基因范畴，因此可以推断辣椒胞质雄性不育恢复性的遗传受2对主基因控制，有可能有多基因修饰。
表1 不育系8A×恢复系F19 组合恢复性备选遗传模型极大似然值和AIC 值
Table 1 Max likelihood values and AIC values of candidate genetic models for restoration in a cross of CMS 8A×restorer F19
对7个备选模型进行一组适合性测验（均匀性检验、Smirnov检验和Kolmogorov检验的5个统计量U12、U22、U32、nW2和Dn）后，发现2MG-ADI、MX2-ADI-ADI和MX2-ADI-AD模型有9 个统计量达到显著水平，而其余模型有10 个统计量达到显著水平（表2）。MX2-ADI-AD的AIC值最小，说明不育系8A×恢复系F19组合4个世代育性数据与MX2-ADI-AD模型最适配。
MX2-ADI-AD 模型是两对加性—显性上位性主基因+加性—显性多基因模型，因此推断不育系8A×恢复系F19 组合恢复性的遗传机制可能由两对加性—显性上位性主基因+加性—显性多基因控制。
2.3 遗传参数估计
遗传参数估计结果见表3，不育系8A×恢复系F19组合4个世代育性数据的群体均值m=2.1098，第1 对主基因的加性效应（da）与显性效应（ha）分别为0.9314 和1.1549，均使恢复性增加。第2 对主基因的加性效应（db）与显性效应（hb）分别为-0.5276 和-0.193，均使恢复性降低。多基因加性效应（［d］）与显性效应（［h］）分别为-2.4038 和0.1036，加性效应使恢复性降低，显性效应使恢复性增加。主基因加性×加性互作效应（i）为-0.1076，显性×显性互作效应（l）为0.7055，第1对主基因的加性效应×第2对主基因的显性互作效应（jab）为0.8292，而第2 对主基因加性×第1 对主基因显性互作效应（jba）为0.9281。综合来看，第1对主基因的加性效应和显性效应均明显大于第2对主基因，第1对主基因的加性效应绝对值几乎是第2 对主基因的2 倍，且效应值为正，而第2 对主基因的加性效应值为负，第1 对主基因的显性效应绝对值几乎是第2 对主基因的6 倍，且效应值为正，而第2对主基因的加性效应值为负。而多基因的加性效应较大，且效应值为负，因此，在实际应用中不得不考虑多基因的存在。
群体总方差为1.9328，主基因方差为1.8858，主基因表现出很高的遗传力，遗传率高达97.57%，而多基因方差和遗传力均为0，环境方差仅为0.047，说明恢复性在早期世代就能充分表现，据此便可对恢复性做出有效选择。
表2不育系8A×恢复系F19 组合恢复性备选模型的适合性检验
Table 2 Tests of restoration data for goodness-of-fit of candidate models in a cross of CMS 8A×restorer F19
表3 不育系8A×恢复系F19 组合恢复性的MX2-ADI-AD 模型的遗传参数
Table 3 Estimates of genetic parameters（MX2-ADI-AD）of restoration in a cross of CMS 8A×restorer F19
3 结论
本研究利用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型世代联合分析法，表明辣椒胞质雄性不育恢复性的遗传机制可能由两对加性—显性上位性主基因+加性—显性多基因控制。第1 对主基因的加性效应和显性效应均明显大于第2 对主基因。第1 对主基因的加性效应几乎是第2对主基因的2倍，且效应值为正，而第2对主基因的加性效应值为负；第1对主基因的显性效应几乎是第2 对主基因的6 倍，且效应值为正，而第2 对主基因的显性效应值为负。可见，虽然为2 对主基因控制，但2 对主基因的遗传效应差异较大，且效应相反，这与Novac 等（1971）的研究结果又有不同之处。而多基因的加性效应较大，且效应值为负，因此，在实际应用中不得不考虑多基因的存在。主基因的遗传率很高，说明在早期世代便可对恢复性进行有效选择。
参考文献（略）
魏兵强，王兰兰，陈灵芝，张茹：甘肃省农业科学院蔬菜研究所