毛竹辐射诱变实生优株生长性状的综合评价

曹志华，吴中能，王 沣 ，陈兴福 ，高 健

（1.安徽省林业科学研究院，安徽 合肥 230031；2.广德县林业局，安徽 广德242200；3.国际竹藤中心，北京 100102）

由于毛竹开花周期不定，开花后结实率低，不易获得种子等原因，遗传育种研究进展缓慢[1]。国内外对毛竹育种的研究主要集中在种子萌发实验[2]、种子组培技术[3]以及种子育苗造林[4]等方面。但对于毛竹的遗传改良方面的研究相对薄弱，辐射诱变育种具有突变率高、突变谱宽、突变性状稳定快、育种周期短等优点，易于创造新的种质资源材料与类型，方法简便，可在短时间内改变植物的某一性状[5]，通过辐照诱发新变异类型，已成为当代植物改良和作物育种的一种重要手段，在植物遗传改良方面占有重要的地位[6]。运用此方法已在国内外成功诱变育成1 700多个品种，但大多集中在农作物和观赏植物上[7-11]，有关竹子物理诱变育种的研究，目前国内外尚未见任何报道。针对毛竹育种资源日渐匮乏等问题，充分发挥辐射诱变育种技术的自身优势，以期选育出新的毛竹变异类型，丰富毛竹种质资源[12]。

本课题组2007—2010年对不同剂量的60Coγ射线处理毛竹种子繁育出实生苗苗期的生长表现进行综合筛选，筛选出16个竹苗优株[13]，2011—2017年在广德县林科所进行造林试验，连续6年对不同优株的6个生长性状指标进行调查分析，同时利用主成分分析法在不损失或很少损失原有信息的前提下，将众多的指标转换成少数且彼此独立的因子[14-16]。结合隶属函数法，可得到各优株生长性状的综合评价值，从而能比较科学地对优株的优劣性、稳定性进行评价。因此，在对多项生长指标测定的基础上，利用主成分分析法和隶属函数法对16个优株的生长性状进行综合评价，以期为辐射优株的选择提供1种可行的方法，同时为进一步筛选毛竹辐射诱变出优异基因类型奠定基础。

1 材料与方法

1.1 试验地概况

试验在安徽省广德县林业科学研究所试验地完成，该地区属北亚热带湿润气候区，年均气温15.6 ℃，年均降水量1 299 mm，无霜期220 d，日照时间2 162 h。试验地的土壤为红棕壤土，pH值6.5，土层厚1.0～1.2 m。2011年3月，在广德县落设3.33 hm2不同辐射剂量的优株试验示范基地。竹母移植按照安徽省主要用材树种造林与经营标准[17]，于2011年4月上旬完成试验林建设。

1.2 供试材料

2007年9月，采集广西临桂县的毛竹种子进行辐照处理，辐射源为60Coγ 射线，辐射剂量为0、10、25、50、100，剂量率为1.86 Gy/min，共5个处理。2007年10月—2010年10月在肥西县花岗镇试验林中进行苗期选择，通过初选、复选和生长指标综合评价等，共筛选出16个优良单株，详见表1。2011年3月将16个优良单株移栽到广德林科所，以不辐射种子苗期生长性状表现中等的16号为对照CK。采用随机设计排列造林，重复3次，造林密度1株/亩，样株之间间隔10 m，挖隔离沟，深1 m宽1 m。

表1 不同优株编号和辐射处理剂量Table 1 Serial numbers and radiation treatment dose of different superior plants

1.3 试验方法

2012—2017年，每年3—5月对不同辐射剂量毛竹优良单株进行笋期观测，每隔5 d观察1次，对每个新出笋做好标记，调查、记录各块样地的出笋量、退笋量、新成竹量、新竹高、地径（胸径）、新竹离母竹平均距离（平均鞭长）和新竹离母竹最远距离（最远鞭长）。

运用DPS V7.05专业版软件从样本相关矩阵出发，对不同辐射剂量的毛竹实生优株的6个生长性状指标进行方差分析、相关性分析及主成分分析等数据处理。并利用隶属函数值对不同优良单株的综合生长表现进行综合评价。运用的主要公式如下：根据所测得的数据，分别计算各优株和对照组各生长性状的平均值。参考周广生[18]等方法，首先将原始数据以相对指标为单位进行标准化转换，求得各生长性状指标的生长系数，并进行简单相关分析[19]，得出各理化指标的相关系数矩阵，生长系数计算公式如下：

（1）隶属函数值

式中：Xj表示第j个因子的得分值，Xmin表示第j个因子得分的最小值，Xmax表示第j个因子得分的最大值。

（2）权重

式中：Wj表示第j个公因子在所有公因子中的重要程度，Pj为各品种第j个公因子的贡献率。

（3）综合评价

式中：D为不同优良单株用综合生长指标评价所得的综合生长评价值。

2 结果与分析

2.1 不同毛竹辐射实生优株对出笋成竹的影响

2012—2017年连续6 a对不同辐射剂量处理的毛竹实生优良单株进行笋期观测，从表2可知，不同优株的成竹量均随年份呈增长趋势。优株1、4、8、10、11、12、13、17号平均成竹量比对照少14.3%、2.8%、28.2%、17.9%、10.3%、11.8%、16.0%、50.2%， 优 株 2、3、5、6、7、9、14、15号成竹量分别对照多51.9%、24.6%、15.6%、18.6%、65.4%、6.2%、12.2%、19.7%。对不同优株不同时间的成竹量进行二因素方差分析，不同优株之间的出笋成竹量均达到极显著差异（P=0.000 1＜0.01），不同时间的出笋成竹情况也达到极显著差异（P=0.000 1＜0.01）。多重比较表明，7号和11号优株的出笋量、退笋量与其他优株之间差异极，其他优株之间差异显著；优株2、7、8、 11、17号的成竹量与其他优株之间差异极显著，其他优株之间差异显著；2012年和2013年出笋成竹量差异达到显著水平，2014年以后优株之间的出笋成竹量差异极显著。

表2 毛竹辐射实生优株的出笋成竹情况调查†Table 2 Investigation on bamboo shoots of radiation-treated superior plants of P.pubescens seedlings

不同优株的成竹率呈下降趋势。对不同优株不同时间的成竹率进行二因素方差分析，不同优株之间的成竹率达到极显著差异（P=0.006 0＜0.01），不同时间的出笋成竹情况也达到极显著差异（P=0.000 1＜0.01）。多重比较表明，优株1、2、5、9、11、12、13、15号之间的成竹率无差异；优株3、14、16号之间无差异；4号和6号之间无差异，其他优株之间的成竹率差异显著；2012年和2013年、2014年和2015年的成竹率有差异但未达到显著水平，与其他时间均达到极显著差异水平。

2.2 不同毛竹辐射实生优株对地径生长的影响

2012—2017年连续6 a对不同辐射剂量处理的毛竹实生优良单株进行笋期观测，从表3可知，不同优株的新成竹地径均随年份增长呈增大趋势。1-15号和17号优株的平均地径均比对照大，分别高出67.9%、65.4%、24.4%、23.1%、15.4%、82.1%、107.7%、132.1%、107.7%、137.2%、105.1%、132.1%、93.6%、84.6%、20.5% 和84.6%。

表3 毛竹辐射实生优株地径生长情况调查Table 3 Situation survey on ground diameter growth of radiation-treated superior plants of P.pubescens seedlings cm

对不同优株不同时间的地径进行二因素方差分析，不同优株之间的地径均达到极显著差异（P=0.000 1＜0.01），不同时间对优株地径的影响也达到极显著水平（P=0.000 1＜0.01）。多重比较表明，3、4、5、15、16号之间无显著差异，1、6、14、17号之间无显著差异，其他优株之间均有显著差异；2012—2014年地径差异未达到极显著水平，其他时期优株之间的地径均达到差异极显著水平。

2.3 不同毛竹辐射实生优株对高生长的影响

2012—2017年连续6 a对不同辐射剂量处理的毛竹实生优良单株进行笋期观测，从表4可知，不同优株的新成竹高生长均随年份增长呈增长趋势。1-15号和17号优株平均高分别比对照高51.2%、44.0%、17.2%、14.8%、10.8%、76.0%、78.8%、74.8%、64.0%、98.0%、81.2%、90.0%、70.8%、52.8%、17.2%和48.8%。

表4 毛竹辐射实生优株地径高生长情况调查Table 4 Investigation on ground diameter height growth of radiation-treated superior plants of P.pubescens seedlings m

对不同优株不同时间的高生长量进行双因素方差分析，不同优株之间的高生长均达到极显著差异（P=0.000 1＜0.01），不同时间对优株高生长的影响也达到极显著水平（P=0.000 1＜0.01）。多重比较表明，6、7、8、9号和13号之间无显著差异，3号和15号之间无显著差异，10号和12号之间无显著差异，其他优株之间差异显著；2012—2017年每年的高生长差异均达到极显著水平。

2.4 不同毛竹辐射实生优株对鞭生长的影响

2012—2017年连续6 a对不同辐射剂量处理的毛竹实生优良单株进行笋期观测，从表5可知，不同优株的鞭长均随年份增长呈增长趋势。1-15号和17号优株平均鞭长比对照长50.0%、59.0%、46.8%、23.1%、28.2%、41.0%、70.5%、81.4%、76.9%、75.0%、98.1%、61.5%、55.8%、72.4%、23.7% 和 17.3%；1-15号和17号优株最远鞭长比对照长60.8%、69.9%、51.1%、34.7%、39.8%、48.3%、88.1%、110.8%、85.86%、118.8%、106.3%、96.6%、80.7%、102.8%、36.4%、55.7%。

对不同优株不同时间的平均鞭长、最远鞭长进行双因素方差分析，不同优株之间的均达到极显著差异（P=0.0015＜0.01），不同时期对鞭长的影响也达到极显著水平（P=0.0001＜0.01）。多重比较表明：1号和3号之间，2号和13号之间，4号和15号、8、9、10号和14号之间平均鞭长无差异，其他优株之间差异显著；2、7、9号和13号之间最远鞭长无显著差异，4、5号和15号之间、12号和14号之间最远鞭长无差异，其他优株之间均有显著差异。2015年和2016年之间平均鞭长未达到差异极显著水平，其他时期均显著；不同时期的最远鞭长均达到差异显著水平，2016年和2017年之间差异未达到极显著水平。

表5 毛竹辐射实生优株鞭生长情况调查Table 5 Situation survey on underground rhizome-root growth of radiation-treated superior plants of P.pubescens seedlings

2.5 不同毛竹辐射实生优株的综合评价

2.5.1 6个生长指标的相关性分析

2012—2017年对16个毛竹辐射实生优株和毛竹实生竹苗（对照）的6个生长指标进行调查，根据公式（1）得到各生长系数（表6），再进行相关分析（表7）。

表6 16个毛竹辐射实生优株6个生长指标的生长系数Table 6 Growth coefficients of 8 growth indexes from 16 radiation-treated superior plants of P.pubescens seedlings

表7 6个生长指标的相关系数矩阵†Table 7 Correlation coefficient matrix of six growth indicators

从表6可知，所有优株各单项指标的变化幅度不同，因而用不同单项指标的生长系数来评价优株，则结果均不相同。说明毛竹实生辐射竹生长性状是一个复杂的综合性状，用任何的单项指标评价优株生长质量都有片面性。

从表7可以看出，16个优株的6个生长性状指标之间都存在着一定的相关性，从而使得它们所提供的信息发生重叠，同时各指标在生长性状中所起的作用也不尽相同。因此若直接利用这些指标对竹种的生长性状进行评价，则不能准确评价各优株的生长质量。

2.5.2 主成分分析

为了更充分地反映出不同辐照处理毛竹实生优株间起主导作用的综合指标，对上述6个生长性状进行主成分分析，对16个辐射实生优株进行质量综合评价。根据累积贡献率≥85%的标准，本分析提取3个综合指标，其贡献率分别为61.1%、17.5%和16.3%，累积贡献率达94.9%，其余可忽略不计。这样就把原来6个单项指标转换为3个新的相互独立的综合指标，这3个综合指标代表了原来6个单项指标94.9%的信息，同时根据贡献率的大小可知各综合指标的相对重要性。第1主成分主要包括地径、高、平均鞭长、最远鞭长；第2主成分主要包括成竹量；第3主成分主要包括成竹率。根据各综合指标的指标系数（表8）及单项指标的生长系数（表6）求出每个优株3个综合指标（公因子）即C(χ)的得分值（表9）。

表8 各综合指标的系数及贡献率Table 8 Coefficient and contribution rate of the comprehensive indicators

表9 16个毛竹辐射实生优株综合指标值C(χ)、权重、隶数函数值U(χ)、D值和排序Table 9 Comprehensive index value C(χ), weight, subordinate value U(χ) , value D and sequence of 16 radiation-treated superior plants of P.pubescens seedlings

2.5.3 综合评价

1）隶属函数分析和权重的确定。根据因子得分值， 由公式（1）分别求出16个优株所有因子的隶属函数值U(χ)（表9）。再根据3个综合指标贡献率的大小（0.611、0.175和0.163），由公式（2）分别求出各综合指标的权重，分别为0.644、0.184和0.172（表9）。

2）综合评价值的确定。优株生长性状综合评价值反映了各优株的综合生长质量的优劣，其中10号、11号和8号优株综合评价值最高，D值分别为0.774、0.765和0.726，表明这3个优株生长质量最优；其次是7号和12号，D值分别为0.691和0.677，其他优株排序详见表9。综合评价结果与各个单株的实际生长表型相近，表明主成分分析法在实生优株选择上能把握单株的综合性状表现，较人工打分更准确、更具科学性，适宜于本次研究。

3 结论与讨论

本试验在2012—2017年连续6 a对不同辐射剂量处理的毛竹实生优良单株进行笋期生长性状的观测，不同优株的新成竹量、地径、高、鞭生长均随年份增长呈增大趋势。对不同优株不同时间的生长性状指标进行双因素分析，均达到了极显著水平。

采用主成分分析法结合隶属函数法的方法，对16个优株进行综合评价，10号、11号和8号优株综合评价D值最高。16个毛竹辐射实生优株的生长质量由3个综合指标C(1)、C(2)和C(3)共同决定，某一综合指标值的高低并不能完全决定某一优株生长性状的优劣。16个优株中，10号优株的综合指标C(1)的U(1)值是1.000 0，7号优株C(2)的U(2)值是1.000 0，14号优株C(3)的U(3)值是1.000 0，说明不同优株的生长机制也不尽相同。

植物的生长性状不仅是一个受多种因素影响的复杂的数量性状，且不同优株的生长机制也不尽相同，从而使得不同优株在逆境条件下对某一具体指标的反应也不尽相同。因而用单一指标难以全面准确地反映竹子生长性状的优劣[20-24]。本研究运用主成分分析法、隶属函数法对多指标的交互作用进行深入综合分析，提高生长质量鉴定的准确性，使得筛选毛竹辐射实生优株更具科学性和可靠性。

采用种子繁育出的实生苗本身生长就会存在着一定的变异，结合辐射诱变技术，可能促使其种苗产生更大变异，受辐照强度的影响，本课题组2007—2010年连续3 a对实生苗苗期的7个生长性状指标进行苗期调查和分析，综合评价表明在10 Gy 和25 Gy 低剂量的处理一定程度上促进苗木的生长[25]；但经过2011—2017年的造林试验，进一步系统观察和对比分析，确定辐射处理CK-1、10 Gy和50gy表现性状更稳定，生长性状较优。

本课题组在国内首次开展对毛竹辐射诱变实生竹的研究，并运用综合评价方法筛选出表现性状稳定的10号、11号和8号3个优株，下一步将继续在安徽不同地区开展区域化造林试验，以测试辐射优株的生长性状是否能稳定遗传，同时也将开展竹材、竹笋品质等测定，对筛选出的优株进行更加全面的系统评价。