196 丙北衣林科技大学学报《自然科学板) 第36卷 由于成分分布个数=2，且成分分布所占的比 因遗传方差为d=a'3a=38.23,多基因遗传方若 例接近1：3，说明存在一个主基因位点，可以将主 为c=a'Ea=19.158,环境方差为 a'Ea 基因的变异从总的表型变异中分离出来，但是仍需 0007,遗传方差为。=aa=a(+)a= 确定主基因之外的变 是来自多基因，或是环境、或 57.389,表型方差为g=a7Ea=a7(g+g+)a 是两者共同作用的结果，应对多基因的存在进行检 聆， 5.35,广义边传力为}-产-99%，其中主基因 假设多基因存在时，似然函数最大值为L 一479.1026，无多基因存在时，似然雨数最大值为 意传力为：-产一6%，多基因遗传力为成- -480.7994,似然比统计量为1=2[1ogL, 10gL。]=3.3936>y,(1)=2.706,因此可认为，在 在同一选择强度下，遗传效率)=110.3760%， 置信度为0.10时，似然比统计量显著，即多基因存 在。 较作为单一正态分布的普通数量性状的选择效率提 通过以上分析，按本文介绍的方法，计算可得 商了10.3760% 主基因型间的离差阵为： 当选择强度i=0.5时，选传增益GS=28.41. ,-10×[6.132-6.1321 对不同个体群进行该数量性状的选择时，可直 .-6.1326.132J 接根据遗传进展的大小，选择遗传进展较大的群体 多基因和环境的离差阵分别为 即可， L,=10×9.867 -3.2017 7结论 -3.201 3.749」 在主基因多基因混合遗传模型的基础上，本研 r1.8411.5661 L,=.5663.57J 究采用等重复观测样本试验设计方案，在单个分离 主基因型间的均方离差阵为 世代中估计了各主基因型对应性状的主基因效应协 方差阵、多基因效应协方差阵和环境协方差阵，进而 s那-1w×[gg -6.1321 6.132J 估计了该数量性状的主基因效应方差、多基因效应 多基因和环境的均方离差阵分别为： 方差和环境方差，解决了以往单个分离世代不能分 别计算多基因遗传方差和环境方差的间题。此外 s.-[-0419 247.921 -80.419 94.198 通过计算个体群的直接遗传进展进行单性状的选 择，选择效率有很大提高，为育种者提供了方便。 s 0o .o] [参考文献] 统计量V,-4691.2,V.=10108,V,V,极显 []爽惠林.质量数量性软的速传分析【，遗传组成和主基因基因 若，因而有 型整别门.作物学报，1993,191) 环境协方差阵为： titative traits 2-[0.0a50.047 t. 94 L0.0040.009」 es[11.Acta Ag 多基因协方差阵为： [2】莫惠栋，除辰武.质址数盈性状的透传分析☐.受三信体德传 123.953 -40.212 控制的系乳作状1.作物学报.1994,20(5)，513519. .-40.212 47.094 Mo H D.Xu C W.Genetic analysis for qualitative-quantitativ 主基因型间的协方差阵为： 主-[1侧 -153.103 153.068」 [姜长，爽事练.质数性状的边传分N极大似然法 应用r11.作物学报.1995.21(6)，64164日 各成分分布的权重向量为a-「片，马]，即该 Jiang C J.Mo H D.Genetic analysis for qualitative-quan 数量性状只存在1个主基因位点，设为A和a,且表 Acta Agron nica Sinica.1995,21(6):641-648.(inCh 现为完全显性，则aa:(Aa十AA)=1:3,那么主基 (下转慕202页) 万方数据 196 、西北农林科技大学学报(自然科学版) 第36卷 由于成分分布个数k=2，且成分分布所占的比 例接近1：3，说明存在一个主基因位点，可以将主 基因的变异从总的表型变异中分离出来，但是仍需 确定主基因之外的变异是来自多基因、或是环境、或 是两者共同作用的结果，应对多基因的存在进行检 验。 假设多基因存在时，似然函数最大值为L。一 --479．102 6，无多基因存在时，似然函数最大值为 L。一一480．799 4，似然比统计量为A=2[109L。一 logL。]=3．393 6>X20．。(1)=2．706，因此可认为，在 置信度为0．10时，似然比统计量显著，即多基因存 在。 通过以上分析，按本文介绍的方法，计算可得： 主基因型间的离差阵为： 广 6．】32——6．】32] L,=104×l一6．132 L——O．1JZ 6．132j’ b．1JZJ 多基因和环境的离差阵分别为： 广 9．867——3．20】] Lc=104 X【-一3．201 L一6．ZU上 3．．／49J， 0． 4了J 广1．841 1．566] L511．566 3．557』5 主基因型间的均方离差阵为： 广 6．】32——6．】32] sP，。1 04×l一6．16．2 L—D．上 Z 6．132j’ O．上JZ一 多基因和环境的均方离差阵分别为： r 247．921 —80．4191 s只2L-80．41 94．9 94 198 J’ 。 L一 J F0．005 0．0041 s只2【-o．004 o．009j。 统计量V=4 691．2，U=10 108，V，Vc极显 著，因而有 环境协方差阵为： A ro 005 0．004] 五21；：oot．0 004 o．009j’ O． J 多基因协方差阵为： A 广 123．953 —40．212] 五。L40．212 47．094 j’ 主基因型间的协方差阵为： A 广 】52．684——】53．】03] 五2L153．103 153．068J。 各成分分布的权重向量为口=[丢，詈]1，即该 数量性状只存在1个主基因位点，设为A和a。且表 现为完全显性，则aa：(Aa+AA)=1：3，那么主基 因遗传方差为仃乞一口72，a=38．23，多基因遗传方差 为仃乞一are。a=19．158，环境方差为盯乞=口2。a= 0．007，遗传方差为仃‰一口729a一口7(五十五)n= 57．389，表型方差为元=ar,Eva=nT(二+五+五)n一 57．395，广义遗传力为hz=譬=99％，其中主基因 仃xp 遗传力为^；=譬=66％，多基因遗传力为髓= 盯却 宰=33％。 盯如 在同一选择强度下，遗传效率叼一110．376 0％， 较作为单一正态分布的普通数量性状的选择效率提 高了10．376 0％。 当选择强度i=0．5时，遗传增益GS=28．41。 对不同个体群进行该数量性状的选择时，可直 接根据遗传进展的大小，选择遗传进展较大的群体 即可。 7结论 在主基因一多基因混合遗传模型的基础上，本研 究采用等重复观测样本试验设计方案，在单个分离 世代中估计了各主基因型对应性状的主基因效应协 方差阵、多基因效应协方差阵和环境协方差阵，进而 估计了该数量性状的主基因效应方差、多基因效应 方差和环境方差，解决了以往单个分离世代不能分 别计算多基因遗传方差和环境方差的问题。此外， 通过计算个体群的直接遗传进展进行单性状的选 择，选择效率有很大提高，为育种者提供了方便。 [参考文献] [1]莫惠栋．质量-数量性状的遗传分析I．遗传组成和主基因基因 型鉴别EJ]．作物学报，1993，19(1)：k6． Mo H D．Genetic analysis for qualitative-quantitative traits I． The genetic constitution of generation populations and the i— dentification of major gene genotypes[J]．Acta Agronomica Sinica。1"993．19(1)：1-6．(in Chinese) [2]莫惠栋，徐辰武．质量-数量性状的遗传分析Ⅲ．受三倍体遗传 控制的胚乳性状口]．作物学报。1994，20(5)：513-519． Mo H D。Xu C W．Genetic analysis for qualitative-quantitative traits HI．Endosperm characters under triploid genetic control[J]． Acta Agronomiea Siniea，1994，20(5)：513—519．(in Chinese) [33姜长鉴，莫惠栋．质量一数量性状的遗传分析Ⅳ．极大似然法的 应用[J]．作物学报。1995，21(6)：64卜648． Jiang C J，Mo H D．Genetic analysis for qualitative-quantitative traitsⅣ．Application of the maximum likelihood method[J 3． Acta Agronomica Sinica，1995。2l(6)：641—648．(in Chinese) (下转第202页) 万方数据