64份苦蕎種質(zhì)資源農(nóng)藝性狀遺傳多樣性分析與綜合評(píng)價(jià)

賈瑞玲 趙小琴 南 銘 陳 富 劉彥明 魏立平 劉軍秀 馬 寧

（定西市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院，743000，甘肅定西）

苦蕎（Fagopyrum tartaricun）起源于我國(guó)[1]，屬于蓼科（Polygonaceae）蕎麥屬（Fagopyrum Mill）[2-3]，主要分布在我國(guó)東北、華北、西北以及西南一帶的高寒山區(qū)[4]。苦蕎具有生育期短且耐瘠薄等特性[5]，常用于救災(zāi)備荒及填閑補(bǔ)種[6]，也可用作綠肥[7]。因苦蕎富含黃酮及微量元素[8-9]，其作為營(yíng)養(yǎng)保健食品的功能開發(fā)愈來(lái)愈受到人們的重視與關(guān)注[10-11]。種質(zhì)資源是培育苦蕎新品種的材料基礎(chǔ)[12]。為了高效利用苦蕎種質(zhì)資源，李陰藩等[13]利用主成分分析和二維散點(diǎn)排序從100份苦蕎種質(zhì)中篩選出5個(gè)綜合表現(xiàn)好的理想育種材料。梁詩(shī)涵等[14]通過分析研究國(guó)內(nèi)339份苦蕎種質(zhì)特征的遺傳多樣性，認(rèn)為苦蕎種質(zhì)的性狀特征與其所處的環(huán)境條件有一定程度的關(guān)聯(lián)性。李春花等[15]通過對(duì)48份云南苦蕎種質(zhì)的總黃酮、蛋白質(zhì)、總淀粉、粗脂肪和粗纖維含量5個(gè)主要品質(zhì)性狀的遺傳變異分析研究表明，總黃酮的變異系數(shù)最高而總淀粉的最低。本文以西北干旱地區(qū)連續(xù)2年的試驗(yàn)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用農(nóng)藝性狀分析苦蕎種質(zhì)的遺傳多樣性，通過將主成分分析[16]和回歸分析相結(jié)合計(jì)算種質(zhì)資源的綜合得分F值[17]，以期探索苦蕎種質(zhì)資源的綜合評(píng)價(jià)方法，為64份苦蕎種質(zhì)材料的高效利用提供客觀的參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

64份供試材料（表1）中編號(hào)K1～K50的材料引自中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院，K51～K64為自主從國(guó)內(nèi)征集。

表1 參試的64份苦蕎種質(zhì)資源Table 1 A total of 64 tartary buckwheat germplasms tested in this study

1.2 試驗(yàn)區(qū)氣候概況

定西市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院育種基地（35°32′N，104°42′E）海拔1920m，年平均氣溫7.2℃，年無(wú)霜期140d，年均日照2500h，年降水量400mm，年均蒸發(fā)量1500mm，干燥度為2.53，屬于典型的溫帶干旱半干旱大陸性季風(fēng)氣候，雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)區(qū)。2017-2018年月平均氣溫7.9℃，年均降水量458.7mm，苦蕎生長(zhǎng)期間平均氣溫和降水量基本接近歷史平均值，未發(fā)生異常的氣候現(xiàn)象（圖1）。

圖1 試驗(yàn)地月均降水量及氣溫狀況Fig.1 Dynamic of monthly mean precipitation and temperature in experiment areas

1.3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)與農(nóng)藝性狀調(diào)查

試驗(yàn)于2017-2018年在定西市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院育種基地進(jìn)行。采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，3次重復(fù)，小區(qū)面積5m2（1m×5m），每份材料種植3行，行距30cm，行長(zhǎng)5m，重復(fù)間留1m寬過道，周邊設(shè)保護(hù)行。結(jié)合秋季翻耕施入有機(jī)肥2250kg/hm2，次年5月份播種時(shí)施磷肥（P2O5）240kg/hm2，硫酸鉀（K2O）90kg/hm2，尿素（N）150kg/hm2。試驗(yàn)用種子經(jīng)過精選，符合GB 4404.3-2010的要求。播種時(shí)，采用人工手鋤開溝條播，播種量45kg/hm2，播種深度3～5cm。于分枝期和始花期人工除草2次，其余栽培管理措施同大田。

于成熟期每個(gè)小區(qū)隨機(jī)選10株測(cè)定株高、主莖粗、主莖節(jié)數(shù)和主莖分枝數(shù)，調(diào)查生育期、株型及抗倒性；收獲時(shí)每小區(qū)隨機(jī)取10株考種，統(tǒng)計(jì)粒色、粒形、單株粒重、單株粒數(shù)和千粒重等，依據(jù)《蕎麥種質(zhì)資源描述規(guī)范和數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)》[18]調(diào)查測(cè)定農(nóng)藝性狀。

1.4 數(shù)據(jù)分析

2017-2018年2年間的試驗(yàn)數(shù)據(jù)經(jīng)一致性檢驗(yàn)顯示差異不顯著，因此以2年數(shù)據(jù)平均值進(jìn)行分析。采用SPSS 22.0進(jìn)行相關(guān)性分析及主成分分析，以各個(gè)主成分的特征值作為系數(shù)構(gòu)建用于綜合評(píng)價(jià)的函數(shù)式。以歐式距離作為種質(zhì)間的距離，采用Ward離差平方和法進(jìn)行聚類分析[19]。采用“Shannon-Wienerˊs多樣性指數(shù)（Hˊ）”進(jìn)行遺傳多樣性評(píng)價(jià)，計(jì)算公式為Hˊ=-∑Pi×lnPi（i=1，2，3，...，n），式中Pi指某個(gè)性狀第i個(gè)級(jí)別的出現(xiàn)頻率，為便于統(tǒng)計(jì)，對(duì)質(zhì)量性狀給予賦值[20]；采用變異系數(shù)（coefficient of variation，CV）表示不同種質(zhì)間性狀值離散特性[21]。

2 結(jié)果與分析

2.1 遺傳變異分析

由表2可見，64份苦蕎種質(zhì)5個(gè)質(zhì)量性狀的遺傳多樣性指數(shù)波動(dòng)范圍為0.990～2.062，平均值1.302；粒色以深褐色為主（頻數(shù)為0.367），粒形以長(zhǎng)錐和短錐為主（頻數(shù)分別為0.364和0.367），株型以緊湊型為主（頻數(shù)為0.363），早熟和中熟 種質(zhì)占比68.4%，抗倒伏種質(zhì)占比71.9%，表明供試材料的質(zhì)量性狀變異豐富。

表2 苦蕎種質(zhì)質(zhì)量性狀的遺傳多樣性Table 2 Genetic diversity of tartary buckwheat quality traits

由表3可知，64份苦蕎種質(zhì)8個(gè)數(shù)量性狀間的差異均達(dá)到顯著水平，表明各種質(zhì)資源間遺傳變異較大，親緣關(guān)系較遠(yuǎn)，遺傳多樣性較為豐富；尤其是主莖粗、主莖節(jié)數(shù)、單株粒數(shù)和單株粒重差異較大，變異系數(shù)依次為30.6%、27.6%、25.7%和24.9%。單株粒重的遺傳多樣性指數(shù)最高，為13.630，表明單株粒重在這64份種質(zhì)資源中發(fā)生了最廣泛的變異，可選擇的親本范圍最大。生育期的變異系數(shù)和遺傳多樣性指數(shù)最低，分別為9.5%和2.807，千粒重的次之分別為12.3%和3.155，表明這2個(gè)性狀的變異性較小[22]，是苦蕎種質(zhì)中能相對(duì)穩(wěn)定遺傳的數(shù)量性狀，對(duì)親本選擇與種質(zhì)創(chuàng)新的影響最小。

表3 苦蕎種質(zhì)數(shù)量性狀的遺傳多樣性Table 3 Genetic diversity of tartary buckwheat quantitative traits

2.2 表型性狀間相關(guān)性分析

由表4可知，64份苦蕎種質(zhì)11個(gè)表型性狀間存在一定的相關(guān)性。生育期與株高、主莖節(jié)數(shù)、千粒重呈極顯著的正相關(guān)，表明苦蕎生育期越長(zhǎng)，植株越高，主莖節(jié)數(shù)越多，籽粒的成熟度越好，籽粒越飽滿，因而千粒重越大；但株高與抗倒性呈極顯著負(fù)相關(guān)，表明植株越高抗倒性越差。千粒重與單株粒重呈顯著正相關(guān)，與單株粒數(shù)呈極顯著的負(fù)相關(guān)，而單株粒重與單株粒數(shù)呈極顯著正相關(guān)，表明單株粒數(shù)越多，單株粒重會(huì)相應(yīng)增高，但千粒重反而下降，這可能是由苦蕎的無(wú)限生長(zhǎng)習(xí)性和落粒性較強(qiáng)的生物學(xué)特性造成的，實(shí)際生產(chǎn)中，當(dāng)70%～80%的籽粒成熟時(shí)就要及時(shí)收獲以免落粒，由于籽粒沒有全部成熟，癟粒多，這可能是導(dǎo)致單株粒數(shù)增多、單株粒重相應(yīng)增高而千粒重不高的重要原因。粒形與株型呈顯著負(fù)相關(guān)，表明株型結(jié)構(gòu)在限制苦蕎植株縱向發(fā)育的同時(shí)，為植株橫向發(fā)育提供營(yíng)養(yǎng)空間，提高了籽粒內(nèi)在的品質(zhì)和質(zhì)量，這與李陰藩等[13]和汪燦等[23]的研究結(jié)論較為相似。

表4 苦蕎種質(zhì)主要表型性狀間的相關(guān)性分析Table 4 Correlative coefficient in mainly phenotypic traits of tartary buckwheat

2.3 主成分分析及綜合評(píng)價(jià)

主成分分析是利用降維思想把多個(gè)性狀指標(biāo)綜合轉(zhuǎn)化成少數(shù)幾項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)而獲得最主要信息的、對(duì)多因素復(fù)雜問題進(jìn)行有效分析的方法之一。對(duì)64份苦蕎種質(zhì)的11個(gè)表型性狀標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行主成分分析，得到各主成分的特征值和貢獻(xiàn)率（表5），按照各主成分累計(jì)貢獻(xiàn)率≥85%的原則，選擇累計(jì)貢獻(xiàn)率87.580%的前6項(xiàng)主成分進(jìn)行綜合分析。第1主成分特征值為3.066，貢獻(xiàn)率為27.874%，負(fù)有最高載荷的特征向量是生育期，主要反映的是生育期和株高、主莖節(jié)數(shù)的關(guān)系，其次是生育期和千粒重的關(guān)系，因此稱第1主成分為生育期因子；特征向量之間的關(guān)系表明生育期越長(zhǎng)植株越高，主莖節(jié)數(shù)越多，千粒重越大，這與相關(guān)性分析結(jié)果一致。第2主成分特征值為2.006，貢獻(xiàn)率為18.240%，單株粒重和單株粒數(shù)貢獻(xiàn)最大，其次是株型，這類性狀主要與單株產(chǎn)量有關(guān)，因此稱第2主成分為單株產(chǎn)量因子；特征向量之間的關(guān)系表達(dá)的信息為單株粒重和單株粒數(shù)較高的品種，株型較松散。第3主成分特征值為1.461，貢獻(xiàn)率為13.286%，主要反映的是株高和主莖分枝數(shù)、株型的關(guān)系，因此稱第3主成分為株高因子；特征向量之間的關(guān)系表明植株越高，分枝越多，株型越松散。第4主成分特征值為1.356，貢獻(xiàn)率為12.325%，粒形具有最高載荷，因此稱第4主成分為粒形因子；向量之間的關(guān)系為粒形不僅與株型呈負(fù)相關(guān)，而且與生育期、單株粒重、單株粒數(shù)及千粒重呈負(fù)相關(guān)，表明生育期越長(zhǎng)籽粒越飽滿，熟相越好，但由于落粒單株上分布的籽粒數(shù)越少，單株產(chǎn)量越低[20]。第5主成分特征值為0.939，貢獻(xiàn)率為8.535%，主莖分枝數(shù)負(fù)有最高載荷，因此稱第5主成分為主莖分枝因子；指標(biāo)向量之間的關(guān)系表明主莖分枝越多，株型越松散，抗倒性越強(qiáng)，籽粒越飽滿，但千粒重和單株粒重越低即單株產(chǎn)量越低。第6主成分特征值為0.805，貢獻(xiàn)率為7.320%，抗倒性貢獻(xiàn)最大，因此稱第6主成分為抗倒性因子；指標(biāo)向量之間的關(guān)系表明抗倒性越強(qiáng)的種質(zhì)材料，其主莖粗壯且分枝較多。

表5 64份參試資源11個(gè)農(nóng)藝性狀的主成分分析Table 5 Principal component analysis in 11 agronomic traits of 64 tartary buckwheat germplasms

通過對(duì)6個(gè)主成分因子得分進(jìn)行三維空間構(gòu)象分析（圖2），結(jié)果顯示11個(gè)表型性狀指標(biāo)均包含在三維空間構(gòu)象圖中具有顯著貢獻(xiàn)的4個(gè)層次內(nèi)，說(shuō)明這些性狀都是決定苦蕎種質(zhì)特征及產(chǎn)量差異的重要農(nóng)藝指標(biāo)。

圖2 苦蕎種質(zhì)6個(gè)主成分的三維空間構(gòu)象圖Fig.2 3-D conformation of tartary buckwheat according to six principal component factors

以每個(gè)農(nóng)藝性狀所對(duì)應(yīng)的主成分值為系數(shù)構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)函數(shù)式：

第1主成分值F1=0.947x1+0.678x2-0.115x3+0.911x4+0.078x5+0.86x6+0.179x7-0.281x8+0.064x9+0.047x10+0.067x11；

第2主成分值F2=0.039x1-0.047x2+0.188x3+0.091x4+0.288x5+0.004x6+0.916x7+0.9x8+0.099x9-0.434x10+0.173x11；

第3主成分值F3=-0.079x1+0.525x2+0.299x3+0.001x4+0.431x5-0.225x6+0.048x7+0.167x8-0.317x9+0.434x10-0.732x11；

第4主成分值F4=-0.083x1+0.248x2-0.582x3+0.044x4+0.047x5-0.088x6-0.249x7-0.173x8+0.705x9-0.551x10-0.209x11；

第5主成分值F5=-0.008x1-0.059x2-0.503x3+0.018x4+0.758x5-0.105x6-0.156x7-0.066x8+0.234x9-0.102x10+0.045x11；

第6主成分值F6=-0.031x1-0.024x2+0.485x3+0.032x4+0.365x5+0.025x6-0.142x7-0.145x8-0.381x9-0.030x10+0.496x11；

綜合得分值F=[α1/(α1+α2+α3+α4+α5+α6)]F1+[α2/(α1+α2+α3+α4+α5+α6)]F2+[α3/(α1+α2+α3+α4+α5+α6)]F3+[α4/(α1+α2+α3+α4+α5+α6)]F4+[α5/(α1+α2+α3+α4+α5+α6)]F5+[α6/(α1+α2+α3+α4+α5+α6)]F6=0.3183F1+0.2082F2+0.1517F3+0.1408F4+0.0975F5+0.0836F6，式中α1～α6為各主成分對(duì)應(yīng)的特征向量值，根據(jù)上述函數(shù)式計(jì)算出各種質(zhì)資源的綜合得分F值，對(duì)供試種質(zhì)給予定量化描述，F(xiàn)值越高，綜合性狀越優(yōu)良。經(jīng)計(jì)算，64份供試種質(zhì)平均綜合得分值為0.5830，K25和K33等20份苦蕎種質(zhì)資源的綜合得分F值（表6）最高，表明其綜合表現(xiàn)最好。

表6 20份優(yōu)異苦蕎種質(zhì)資源的綜合得分Table 6 Comprehensive scores of 20 tartary buckwheat germplasm resources

以綜合得分F值為因變量，農(nóng)藝性狀值為自變量進(jìn)行一元逐步回歸線性分析，得到回歸方程y=0.385x1-0.364x7+0.24x2+0.183x5+0.278x4+0.181x6+0.102x9，式中x1、x2、x4、x5、x6、x7和x9分別代表生育期、株高、主莖節(jié)數(shù)、主莖分枝數(shù)、千粒重、單株粒重和粒形，相關(guān)系數(shù)R=0.992，決定系數(shù)R2=0.984，表明這7個(gè)自變量可以決定綜合得分F值總變異量的98.4%，F(xiàn)值為158.157，表明構(gòu)建的綜合評(píng)價(jià)函數(shù)式可用于64份苦蕎種質(zhì)的綜合分析評(píng)價(jià)，可靠度達(dá)98.4%。

為判斷綜合得分F值能否全面準(zhǔn)確地反映種質(zhì)材料的表型性狀，將苦蕎種質(zhì)的生育期、株高、主莖節(jié)數(shù)、千粒重和單株粒重等11個(gè)性狀與其綜合得分F值進(jìn)行了相關(guān)性分析（表7），可見F值與生育期、株高、主莖節(jié)數(shù)、千粒重和單株粒數(shù)5個(gè)重要性狀呈極顯著相關(guān)關(guān)系，與主莖分枝數(shù)呈顯著相關(guān)關(guān)系，進(jìn)一步證明F值可以作為苦蕎種質(zhì)資源的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)。

表7 表型性狀與綜合得分（F值）間的相關(guān)性Table 7 Correlation between phenotypic traits and comprehensive scores(F-value)

2.4 供試苦蕎種質(zhì)聚類分析

為深入研究64份苦蕎種質(zhì)的親緣關(guān)系，對(duì)11個(gè)表型性狀按照系統(tǒng)聚類Ward法在歐式距離為8時(shí)，將材料劃分為5個(gè)類群（圖3）。類群Ⅰ有6份材料，分別為K51、K52、K53、K54、K55和K56，植株主莖分枝數(shù)少，屬早熟矮稈種質(zhì)；類群Ⅱ有9份材料，即K57、K58、K59、K60、K61、K62、K63、K64和K8，屬早熟中稈種質(zhì)，該類群種質(zhì)的千粒重最低；類群Ⅲ僅有K2、K4和K48 3份材料，屬晚熟高稈種質(zhì)，該類群種質(zhì)株型松散，主莖粗壯且分枝多，但抗倒性差，可判定成特異種質(zhì)；類群Ⅳ有11份材料，即K5、K30、K39、K40、K41、K44、K45、K46、K47、K49 和 K50，屬晚熟中稈種質(zhì)，抗倒性較好，適于抗倒伏親本的選擇；類群Ⅴ有35份材料，占供試種質(zhì)的54.69%，屬晚熟中高稈種質(zhì)，該類群種質(zhì)質(zhì)量性狀的表型最為豐富，而且影響產(chǎn)量的2個(gè)主要因素千粒重和單株粒重 均較高，適于以高產(chǎn)為育種目標(biāo)的親本選擇（表8）。

圖3 64份苦蕎種質(zhì)資源的聚類情況Fig.3 Dendrogram of 64 tartary buckwheat germplasms

表8 各苦蕎種質(zhì)類群的形態(tài)學(xué)性狀分析Table 8 Analysis of morphological traits of tartary buckwheat germplasm resources in different clusters

3 討論

3.1 苦蕎種質(zhì)的遺傳多樣性與評(píng)價(jià)方法

科學(xué)客觀地分析評(píng)價(jià)種質(zhì)資源是培育作物新品種的基礎(chǔ)[24]?？嗍w種質(zhì)資源遺傳多樣性分析評(píng)價(jià)主要以形態(tài)學(xué)標(biāo)記、細(xì)胞學(xué)標(biāo)記和分子標(biāo)記等方法為主，尤其近年來(lái)隨著分子技術(shù)的日趨成熟，利用AFLP[25]、RFLP、SSR[26]和ISSR等分子標(biāo)記對(duì)苦蕎種質(zhì)資源進(jìn)行遺傳多樣性分析的研究報(bào)道逐年增多[27]，雖然分子標(biāo)記分析具有操作快速和有效避免自然環(huán)境干擾的特點(diǎn)，但不能反映種質(zhì)資源在產(chǎn)量、環(huán)境脅迫與適應(yīng)性等方面的特征，因此，目前對(duì)種質(zhì)資源的描述和鑒定評(píng)價(jià)仍然主要依靠農(nóng)藝表型性狀，并且表型性狀是蕎麥等農(nóng)作物新品種DUS測(cè)試的重要依據(jù)[28-29]。

本文以2017和2018年連續(xù)2年在典型的干旱半干旱氣候區(qū)（甘肅省定西市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院育種基地）種植的64份苦蕎種質(zhì)資源為對(duì)象進(jìn)行遺傳多樣性研究，保證了分析數(shù)據(jù)的全面性和穩(wěn)定性，并在歸類劃分質(zhì)量性狀與數(shù)量性狀的基礎(chǔ)上，結(jié)合應(yīng)用變異系數(shù)和Shannon-Wienerˊs多樣性指數(shù)有效區(qū)分了種質(zhì)間的差異。64份苦蕎種質(zhì)資源5個(gè)質(zhì)量性狀的遺傳多樣性指數(shù)在0.990～2.062，平均為1.247；8個(gè)數(shù)量性狀的遺傳多樣性指數(shù)在2.087～13.630，平均值為4.826，尤其單株粒重的遺傳多樣性指數(shù)最高，為13.630，主莖粗的變異系數(shù)最高達(dá)30.6%，說(shuō)明不同苦蕎材料間的遺傳差異較大，遺傳多樣性豐富，遺傳基礎(chǔ)廣泛，為種質(zhì)資源的拓展應(yīng)用及種質(zhì)創(chuàng)新提供了保證。同時(shí)，通過主成分分析和一元逐步回歸分析對(duì)表型性狀進(jìn)行降維，并計(jì)算綜合得分F值，將各種質(zhì)資源的綜合性狀表現(xiàn)數(shù)據(jù)化，減少主觀誤差，提高評(píng)價(jià)的準(zhǔn)確率[30]。研究結(jié)果表明，將主成分分析與逐步回歸分析相結(jié)合所建立的擬合度較好的回歸方程，可以有效篩選出關(guān)鍵的性狀評(píng)價(jià)指標(biāo)，降低數(shù)據(jù)分析的難度。綜合得分F值與生育期、株高、主莖節(jié)數(shù)、千粒重和單株粒重等重要農(nóng)藝性狀均極顯著相關(guān)，可作為苦蕎種質(zhì)資源主要的評(píng)價(jià)指標(biāo)，該方法為苦蕎種質(zhì)資源評(píng)價(jià)及育種工作提供參考。

3.2 64份苦蕎種質(zhì)的綜合評(píng)價(jià)

本文對(duì)表型性狀間的相關(guān)性研究建立在大群體樣本和連續(xù)2年試驗(yàn)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，結(jié)果顯示有11對(duì)性狀呈顯著或極顯著的相關(guān)性，表明這11對(duì)性狀間的關(guān)聯(lián)較為緊密，反映了種質(zhì)遺傳的不可預(yù)知性及復(fù)雜性，從而增加了根據(jù)表型性狀進(jìn)行育種選擇的盲目性。主成分分析把64份材料的11個(gè)性狀降維成能代表原總信息量87.580%的6個(gè)主成分，說(shuō)明這11個(gè)性狀均是影響苦蕎種質(zhì)特征的重要成分，6個(gè)主成分因子對(duì)苦蕎種質(zhì)特征的貢獻(xiàn)由高到低依次是：生育期＞單株產(chǎn)量＞株高＞粒形＞主莖分枝數(shù)＞抗倒性，各主成分的載荷值較為客觀地反映了該性狀對(duì)于選擇不同育種目標(biāo)的潛力。

以6個(gè)主成分因子系數(shù)為參數(shù)構(gòu)建的綜合函數(shù)評(píng)價(jià)模型，經(jīng)回歸分析可靠度達(dá)98.4%，將苦蕎種質(zhì)材料的遺傳變異分析從定性水平提升到定量水平進(jìn)行評(píng)價(jià)篩選；由不同基因控制的8個(gè)數(shù)量性狀和3個(gè)質(zhì)量性狀由于受到種質(zhì)基因型及生長(zhǎng)環(huán)境的雙重影響，在西北干旱的自然條件下農(nóng)藝表現(xiàn)不盡相同，因此對(duì)64份不同來(lái)源種質(zhì)材料的表型性狀采用Ward離差平方和法分析聚成5大類群，而綜合得分F值最高的20份種質(zhì)主要集中在類群Ⅲ、Ⅳ和Ⅴ，表明基于6個(gè)主成分的綜合得分F值和根據(jù)表型性狀進(jìn)行的聚類分析對(duì)種質(zhì)評(píng)價(jià)的結(jié)果高度一致，可以精確地解釋種質(zhì)材料間的遺傳差異，類群Ⅲ中綜合得分高的K2主莖粗壯、分枝多，但抗倒性差，類群Ⅳ中綜合得分高且親緣關(guān)系較遠(yuǎn)的K30和K44抗倒性好[31]，類群Ⅴ中綜合得分最高的K25、K33、K10和K37的千粒重及單株粒重指標(biāo)良好，適于以高產(chǎn)為目標(biāo)的親本選擇，也為雜交親本的配制提供了參考依據(jù)。

4 結(jié)論

篩選出的K25、K33、K2、K10、K37、K30和K44這7份綜合表現(xiàn)各異且遺傳差異較大的種質(zhì)資源可作為選育不同目標(biāo)新品種的親本材料。然而，對(duì)表型性狀的選擇和觀測(cè)鑒定易受栽培條件及生態(tài)環(huán)境影響，具有一定局限性，若結(jié)合市場(chǎng)需要，可對(duì)其在品質(zhì)方面的遺傳多樣性進(jìn)行深一步的研究，以滿足食藥同源保健功能育種開發(fā)的新目標(biāo)。