基于SSR分子標(biāo)記的草果栽培起源分析

李國棟, 田星, 趙小麗,2, 楊耀文*

基于SSR分子標(biāo)記的草果栽培起源分析

李國棟1, 田星1, 趙小麗1,2, 楊耀文1*

(1. 云南中醫(yī)藥大學(xué)，云南省傣醫(yī)藥與彝醫(yī)藥重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，昆明 650500；2. 德宏州人民醫(yī)院，云南 潞西 678400)

為探索草果()的遺傳多樣性和栽培起源，對草果和擬草果()在8個(gè)SSR位點(diǎn)上的遺傳變異進(jìn)行了分析。結(jié)果表明，8個(gè)SSR位點(diǎn)在20個(gè)草果居群和5個(gè)擬草果居群分別檢測到149和101個(gè)等位基因，特有等位基因分別為44和59個(gè)。方差分析(AMOVA)表明，僅10.43%的遺傳變異存在于2物種間，8.66%于種內(nèi)居群間，80.91%于居群內(nèi)(<0.01)。擬草果居群總的遺傳分化程度較大(0.15≤st≤0.25)，草果的為中度(0.05≤st≤0.15)。SMM模式下2物種的遺傳分化均加大(st

草果；擬草果；SSR分子標(biāo)記；遺傳多樣性；栽培起源

草果()主產(chǎn)云南，越南亦分布[1]。果實(shí)入藥，溫中健胃，消食順氣，祛寒濕[2]；也作食物辛香料。云南是草果主產(chǎn)區(qū)，栽培歷史悠久[3]。前期資源調(diào)查時(shí)在草果傳統(tǒng)產(chǎn)區(qū)未見姜味砂仁()，僅有野生的擬草果()，且分布鄰接區(qū)域未見雜交個(gè)體。草果、擬草果在生態(tài)適應(yīng)上已有分化：花的行為反應(yīng)有一定時(shí)間差；草果在海拔≥1 200 m林中結(jié)果較多，在海拔900 m林中開花多結(jié)果極少，而同海拔的擬草果則大量結(jié)果；同一海拔，干旱、光照過多或過少，草果生長不好或死亡，而擬草果生長較好，適應(yīng)性較強(qiáng); 草果果實(shí)不脫落，擬草果果實(shí)較草果小，中秋前后脫落、腐爛。這些分化可能是導(dǎo)致2物種無雜交個(gè)體的原因。傳統(tǒng)草果產(chǎn)區(qū)對二者的認(rèn)識、利用也不同，擬草果(野草果、白草果)僅食用，草果(家草果、紅草果)入藥, 且種子揮發(fā)油成分不同，不能當(dāng)作同一藥材使用[4]。擬草果是與草果親緣關(guān)系最近的同屬野生植物[5]。因此, 擬草果的分布、遺傳多樣性和居群遺傳結(jié)構(gòu)均能為草果栽培起源研究提供重要信息。

闡明物種的栽培起源不僅可認(rèn)識栽培馴化的遺傳結(jié)果，也利于瞄準(zhǔn)優(yōu)良種質(zhì)資源提高品質(zhì)[6]。草果栽培起源是一個(gè)迄今未解決的基礎(chǔ)問題，本文基于擬草果與草果的親緣關(guān)系，通過比較分析二者的遺傳多樣性、居群遺傳結(jié)構(gòu)，探索草果栽培起源，為其品質(zhì)提高奠定基礎(chǔ)。

1 材料和方法

1.1 材料

試驗(yàn)材料草果()和擬草果()采自中國云南、廣西，越南(表1)，憑證標(biāo)本存于云南中醫(yī)藥大學(xué)。共20個(gè)草果居群和5個(gè)擬草果居群，其中TBG居群的種源從越南經(jīng)緬甸引進(jìn)，LC、HS、SD、TBG、LJ、TY、ZH和JX居群當(dāng)?shù)毓╀N社在上世紀(jì)從云南文山州、紅河州引種栽培，這7居群附近無擬草果分布。每個(gè)草果居群隨機(jī)選取7～26株，株距≥5m；草果居群周邊的(直線距離≤200 m)全部擬草果植株作一個(gè)居群，悉數(shù)采樣。采集健康葉片放入含硅膠的密封袋中干燥，于–20℃的冰箱中保存。

表1 材料采集信息

1.2 總DNA的提取和PCR擴(kuò)增

采用改良的植物基因組DNA快速提取試劑盒提取草果和擬草果的總DNA。用本課題組[7]前期篩選的8對多態(tài)性位點(diǎn)高的引物進(jìn)行擴(kuò)增(表2)。擴(kuò)增體系總體積為25L，包含DNA聚合酶(1.0 U/L) 12.5L，正反向引物(10mol/L)各1.5L，DNA模板(30 ng/L) 1.0L，用ddH2O補(bǔ)足。擴(kuò)增程序?yàn)?4℃預(yù)變性4 min，94℃變性40 s；然后64℃退火30～40 s，72℃延伸40 s，共循環(huán)33次；最后72℃延伸6 min。產(chǎn)物存于–4℃冰箱。使用1%瓊脂糖凝膠進(jìn)行電泳檢測，120 V電泳25～30 min，挑選具明亮條帶的PCR產(chǎn)物送上海生工(Sangon Biotech)進(jìn)行STR檢測。

表2 SSR引物信息

1.3 數(shù)據(jù)分析

采用GENEMARER V 2.4軟件統(tǒng)計(jì)片段長度,按照GenALEx V 6.4軟件[8]格式要求對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理。用GenALEx V 6.4、Genepop、Fastat、PIC_CALC version軟件統(tǒng)計(jì)每個(gè)位點(diǎn)等位基因的數(shù)目(number ofallele,)和特有等位基因數(shù)(mumber of unique allele,p)、雜合度、-統(tǒng)計(jì)值、遺傳多樣性和遺傳分化系數(shù)等參數(shù)。遺傳分化參數(shù)is、st與it為-統(tǒng)計(jì)量計(jì)算所得，遺傳分化參數(shù)is、st與it為-統(tǒng)計(jì)量基于逐步突變(stepwise mutation model, SMM)模型計(jì)算所得。SMM模型下，大小相似的等位基因意味著有更近的親緣關(guān)系；考慮到居群間遺傳分化源于基因突變的積累，對于分化歷史足夠長的居群，基于SMM模型的居群遺傳分化檢測更為準(zhǔn)確[9]。

采用Arlequin軟件的分子方差分析(analysis of molecular variance, AMOVA)模塊對草果、擬草果居群進(jìn)行遺傳變異來源分布分析。采用STRUCTURE V 2.3進(jìn)行多位點(diǎn)的貝葉斯聚類分析[10]，推斷居群最可能的聚類情況()。用Flaush等推薦的混合模型(Admixture model)[11]，選擇居群間相關(guān)的等位基因頻率模型(correlated alleles frequencies model)；值定義為1～10，每個(gè)值設(shè)置運(yùn)行20次。采用Microsatellite Aanlyser V 4.05 (MSA)[12]計(jì)算居群間Nei’s遺傳距離矩陣，采用GenALEx V 6.4軟件進(jìn)行主坐標(biāo)分析(principal coordinates analysis, PCoA), 并計(jì)算每個(gè)居群8個(gè)位點(diǎn)的遺傳距離，將結(jié)果導(dǎo)入POPTREE V 2.0軟件[13]，根據(jù)鄰接法(NJ)構(gòu)建親緣關(guān)系樹(Bootstrap=1 000)。

2 結(jié)果和分析

2.1 遺傳多樣性

SSR位點(diǎn)的遺傳多樣性 在20個(gè)草果居群中，每個(gè)SSR位點(diǎn)的等位基因數(shù)為8～34個(gè)，平均18.63個(gè)，其中At30和At4位點(diǎn)的等位基因最豐富，分別為34和30個(gè)。每個(gè)位點(diǎn)擁有1～9個(gè)特有等位基因，平均5.5個(gè)。At4位點(diǎn)具有較高的等位基因豐富度(allelic richness,R)、平均等位基因數(shù)(average number of alleles,A)、有效等位基因數(shù)(number of effective alleles,E)和Shannon’s信息指數(shù)(Shannon’s information index,)值。觀測雜合度(observed hetero- zygosity,O)、期望雜合度(expected heterozygosity,E)和無偏差雜合度(unbiased expected heterozygosity,E)分別為0.21～0.73、0.29～0.81和0.30～0.84, 以位點(diǎn)At4和At46的較高。在5個(gè)擬草果居群中, 每個(gè)SSR位點(diǎn)的等位基因數(shù)為8～19個(gè)，平均13個(gè)，以At4和At5位點(diǎn)的最豐富，分別為19和15個(gè); 每個(gè)位點(diǎn)擁有4～11個(gè)特有等位基因，平均7.4個(gè); At4位點(diǎn)具有較高的R、A、E和值；O、E和E分別為0.17～0.65、0.35～0.79和0.36～0.83, 以At4位點(diǎn)的較高(表3)。

表3 SSR位點(diǎn)遺傳多樣性

:等位基因數(shù);P: 特有等位基因數(shù);R:等位基因豐富度;A: 平均等位基因數(shù);E: 有效等位基因數(shù);: Shannon’s信息指數(shù);O: 觀測雜合度;E:期望雜合度;E: 無偏期望雜合度。下表同。

:Number of allele;P:Number of unique allele;R: Allelic richness;A: Average number of alleles;E: Number of effective alleles;: Shannon’s information index;O:Observed heterozygosity;E:Expected heterozygosity;E:Unbiased expected heterozygosity. The same is following Table.

居群的遺傳多樣性 從表4可見，草果和擬草果居群的等位基因分別有34～60和31～53個(gè), 平均為48.55和39.80個(gè)，F(xiàn)D2、MB和TCy居群的等位基因數(shù)最高，分別為60、60和53個(gè)，MB和TCy居群的NP、NA、NE、HO、HE、UHE值較其他居群高。擬草果居群的Np極顯著高于草果居群, 從Np來看，擬草果居群遺傳多樣性極顯著高于草果居群。綜合p和E、E來看，在擬草果居群中,TCy居群的遺傳多樣性最高，其次是YPy和Fdy, BSy最低，其基因多樣性(gene diversity,d)的變化趨勢相同。同樣地，在草果居群中，MB居群的遺傳多樣性最高, 其次是TC居群,接著依次是XH、GB、YP、LC和TBG居群，d的變化趨勢基本相同。

2.2 遺傳結(jié)構(gòu)

從表5可見，25個(gè)居群的群體內(nèi)近交系數(shù)(is、is)總體上均大于0，表明與隨機(jī)自由交配相比, 近交在群體中更加頻繁，導(dǎo)致雜合子不足?？傮w上草果的is小于擬草果，但is大于擬草果，提示草果居群內(nèi)積累了更多基因突變，遺傳分化大于擬草果。草果居群的總體遺傳分化指數(shù)st和st均為0.05～0.15，表明其遺傳分化為中度，擬草果居群的遺傳分化較大(0.150.25)。2物種總體的st

AMOVA分析表明(表6), 僅10.43%的遺傳變異存于2物種間，8.66%存在于種內(nèi)居群間，80.91%于居群內(nèi)(<0.01)。草果居群的遺傳變異有7.1%存在于居群間，92.9%存在于居群內(nèi)；擬草果居群分別為23.26%和76.74% (<0.01)。擬草果居群間的遺傳分化指數(shù)(st=0.23)高于草果居群(st=0.07)，草果居群的基因流(m=2.20)大于擬草果居群(m=0.85)。

表4 居群的遺傳多樣性

is: 近交系數(shù);d: 基因多樣性。

is: Inbreedingcoefficient;d: Genediversity.

表5 草果(A)、擬草果(B)居群內(nèi)和居群間的遺傳分化

對草果和擬草果所有居群進(jìn)行貝葉斯聚類分析表明，值的分布結(jié)果支持將所有居群分為兩組(圖1: B, C)。STRUCTURE分析結(jié)果表明,=2是比較適合的分組標(biāo)準(zhǔn)(圖1: A)。=2時(shí)，草果居群以綠色基因池為主，擬草果居群以紅色基因池為主。=3時(shí)，草果居群以黃色和橙色基因池為主, 擬草果居群以藍(lán)色基因池為主，2物種均無特有基因池(圖1: A)。當(dāng)=15時(shí)，草果和擬草果的基因池種類均相同。PCoA分析結(jié)果表明(圖2)，草果個(gè)體聚為一組，擬草果個(gè)體聚為另一組，兩組間是連續(xù)的。TC、XH、RH、YP、MB、FD1和FD2居群中部分個(gè)體更靠近擬草果，F(xiàn)Dy、TCy和BSy居群中部分個(gè)體更靠近草果。

表6 基于8個(gè)SSR位點(diǎn)的AMOVA分析

圖1 基于STRUCTURE的25個(gè)居群聚類分析

2.3 親緣關(guān)系

基于遺傳距離構(gòu)建NJ系統(tǒng)發(fā)育樹，結(jié)果表明，2物種沒有表現(xiàn)出完全的單系，呈現(xiàn)一定程度的離散，擬草果居群TCy、FDy、BSy與RHy、YPy聚在一起(圖3)，20個(gè)草果居群分為4組：組II包括GB與XH居群；組III包括LC、MB、TBG、GLJ、ZH、ML、RH、HS、FD2、TC居群；組V包括LJ居群，組IV包括剩余的7個(gè)居群，F(xiàn)D2與TC親緣關(guān)系較近；TY、FD1、SD與ADB1、ADB2、LJ親緣關(guān)系較近。

3 結(jié)論和討論

除GB居群外，2物種的E大于O，is均> 0 (表4)，說明24個(gè)居群均雜合子不足而偏離哈迪-溫伯格(HWE)平衡。5個(gè)擬草果居群雜合子不足(is=0.15～0.33)的程度低于草果居群(is=0.1～0.46) (表5)。無效等位基因(null allele)可將雜合子標(biāo)記為純合子[9]，本研究中8個(gè)SSR位點(diǎn)均發(fā)生雜合子缺乏，無效等位基因不可能在8個(gè)位點(diǎn)同時(shí)發(fā)生；此外，早期研究中，At1、At4、At29、At46和At56位點(diǎn)均未發(fā)現(xiàn)無效等位基因[14]。所以，本研究中草果、擬草果居群雜合子不足，不可能是無效等位基因引發(fā)的。雜合子不足意味著居群內(nèi)可能非隨機(jī)交配[9]。草果、擬草果均有促進(jìn)雜交的柱頭卷曲機(jī)制[15–16]，但是，溫濕度變化對草果柱頭卷曲的影響在居群水平上沒有完全形成功能上的雌雄異株，影響草果繁育和降低適合度[17]。2物種均缺乏自交不親和機(jī)制[18]，自交親和機(jī)制能強(qiáng)化營養(yǎng)繁殖[19]；草果繁殖也有老株分化發(fā)展新株的方式[15]。這都可能是草果居群雜合子減少的原因。擬草果果實(shí)成熟后脫落，不及時(shí)采摘即腐爛，這不利于種子遠(yuǎn)距離擴(kuò)散，可能是雜合子缺乏的原因，此外，生境受到破壞、樣本量少(5個(gè)居群63個(gè)個(gè)體)也可能是原因之一。特有等位基因數(shù)(P)、期望雜合度(E)可評價(jià)居群遺傳多樣性的豐富程度[20–21]。據(jù)此，我們推測云南馬關(guān)、麻栗坡、屏邊、廣西那坡以及越南管箔是草果的遺傳多樣性中心，而云南麻栗坡、屏邊、西疇和馬關(guān)可能是擬草果的遺傳多樣性中心，并且提示云南馬關(guān)、麻栗坡、屏邊可能是草果栽培起源地理中心。

圖2 草果和擬草果25個(gè)居群375個(gè)體的PCoA主成分分析

圖3 基于遺傳距離的草果、擬草果居群NJ系統(tǒng)發(fā)育樹

在大量野外調(diào)查和材料采集中并未發(fā)現(xiàn)推定的雜交個(gè)體。草果、擬草果共享等位基因占40.45%，這意味著種質(zhì)滲透，或者是共享祖先的遺傳多樣性[9]。AMOVA分析結(jié)果既支持2物種共享等位基因較多，又與豆蔻屬分子系統(tǒng)研究結(jié)果一致[5]，這表明2物種共享祖先的遺傳多樣性。

豆蔻屬起源于喜馬拉雅[22–23]，其起源、分化歷史較短。草果、擬草果的形態(tài)類似、分子系統(tǒng)上親緣關(guān)系較近[1,5]。目前草果和擬草果間無雜交證據(jù), PCoA結(jié)果也說明其分化歷史短。因?yàn)閷τ诠蚕磔^多等位基因、在親緣關(guān)系樹上混雜分布的物種之間可能發(fā)生了種質(zhì)滲透，也可解釋2物種分化歷史不久遠(yuǎn)，無論物種間有無雜交[9]。2物種親緣關(guān)系樹也支持草果、擬草果分化歷史較短。非SMM和SMM模式皆表明居群分化是由較高的基因流引起的，而對分化歷史短的居群，分化主要由隨機(jī)遺傳漂變導(dǎo)致[9]。非SMM和SMM模式下擬草果居群間的遺傳分化均大于草果；考慮等位基因長度的SMM分析，遺傳分化在種間、同種居群間均加大(表5)。因此，草果、擬草果的分化可能是經(jīng)隨機(jī)遺傳漂變完成譜系分選后基因突變積累的結(jié)果。

當(dāng)=3時(shí)，基因池占比表明XH、TC、MB和YP居群與擬草果的親緣關(guān)系較近(圖1: A)，可能提示這4個(gè)草果居群所處的那坡、麻栗坡、馬關(guān)、屏邊可能是草果栽培起源地理中心?？紤]基因流，基于遺傳距離構(gòu)建的NJ樹(圖3)作為草果居群間親緣關(guān)系的主要依據(jù)。5個(gè)擬草果居群，馬關(guān)居群和其西邊的屏邊居群聚在一起，西疇居群和其東南邊的麻栗坡居群、那坡居群聚在一起。西疇、麻栗坡的擬草果居群和草果居群聚在一起，說明與草果的親緣關(guān)系較近，可能提示西疇、麻栗坡是草果栽培起源的1個(gè)地理中心。與擬草果居群的親緣關(guān)系較近的6個(gè)草果居群(XH、MB、GLJ、ML、FD2和TC)，以及與草果親緣關(guān)系較近的3個(gè)擬草果居群(FDy、TCy和BSy)所處區(qū)域，即麻栗坡、馬關(guān)、屏邊、西疇、那坡可能是草果栽培起源地理中心。20個(gè)草果居群分為4組：組II (GB與XH)與擬草果親緣關(guān)系較近，可能代表了草果祖先居群的某些特征；也可能提示云南馬關(guān)和越南管箔是草果栽培起源地理中心。組III的TBG與GLJ親緣關(guān)系較近，ZH可能是從馬關(guān)引種的，越南居群可能是馬關(guān)居群南遷的結(jié)果，可能提示馬關(guān)是草果栽培起源的1個(gè)地理中心。私有等位基因可以為作物栽培起源中心的研究提供證據(jù)[24]。本研究中MB居群的p最高，其次是YP、GB和TBG居群(表4)，提示云南馬關(guān)、屏邊以及越南河江省可能是草果栽培起源地理中心。

綜上所述，草果栽培起源的地理中心可能是以云南馬關(guān)、屏邊為中心，向其周邊鄰近地區(qū)擴(kuò)散而形成的。馬關(guān)向麻栗坡(鐵廠)、那坡(百省)、西疇(法斗)、越南(河江省等)擴(kuò)散，屏邊向金平(阿德博)擴(kuò)散。YP、MB居群均在大圍山范疇，因此，圍繞大圍山的馬關(guān)、屏邊地區(qū)可能是草果栽培起源地理中心。依據(jù)《開化府志》, 此區(qū)域?qū)儆谠_化府，麻栗坡、馬關(guān)等地已有300多年的草果種植歷史[25]。擬草果遺傳多樣性高于草果，特別在居群間遺傳分化、遺傳多樣性方面，可能緣于草果是栽培植物, 經(jīng)歷人工選擇后，居群丟失了某些特有的等位基因, 且多數(shù)等位基因的分布頻率下降，僅存于少數(shù)居群中。

[1] WU Z Y, RAVEN P H. Flora of China, Vol. 24 Flagellariaceae through Marantaceae [M]. Beijing: Science Press & St. Louis: Missouri Botanical Garden Press, 2000.

[2] Chinese Pharmacopoeia Commission. Pharmacopoeia of the People’s Republic of China, Vol. 1 [M]. Beijing: Chinese Medical Science and Technology Press, 2020: 249–250.

國家藥典委員會. 中華人民共和國藥典, 一部 [M]. 北京: 中國醫(yī)藥科技出版社, 2020: 249–250.

[3] MING J H, HU Y H. Dynamic analysis on production and market of[J]. J Chin Med Mat, 2004, 27(6): 449–451. doi: 10. 3321/j.issn:1001-4454.2004.06.030.

明建鴻, 胡耀華. 草果的產(chǎn)銷動(dòng)態(tài)分析 [J]. 中藥材, 2004, 27(6): 449–451. doi: 10.3321/j.issn:1001-4454.2004.06.030.

[4] XU G J. Species Systematization and Quality Evaluation of Commonly Used Chinese Tiaditional Drugs, Vol. 3 [M]. Fuzhou: Fujian Science and Technology Press, 1999: 39–46.

徐國鈞. 常用中藥材品種整理和質(zhì)量研究, 第3冊 [M]. 福州: 福建科學(xué)技術(shù)出版社, 1999: 39–46.

[5] XIA Y M, KRESS W J, PRINCE L M. Phylogenetic analyses of(Alpinioideae: Zingiberaceae) using ITS andK DNA sequence data [J]. Syst Bot, 2004, 29(2): 334–344. doi: 10.1600/0363 64404774195520.

[6] JONES H, CIVá? P, COCKRAM J, et al. Evolutionary history of barley cultivation in Europe revealed by genetic analysis of extant landraces [J]. BMC Evol Biol, 2011, 11: 320. doi: 10.1186/1471-2148- 11-320.

[7] YANG Y W, YANG Z Y, YAN M R, et al. Isolation and character- rization of microsatellite markers for(Zingiberaceae), an economically important plant in China [J]. Genet Mol Res, 2014, 13(4): 8220–8224. doi: 10.4238/2014.October.8.3.

[8] PEAKALL R, SMOUSE P E. GENALEX 6: Genetic analysis in Excel. Population genetic software for teaching and research [J]. Mol Ecol Not, 2006, 6(1): 288–295. doi: 10.1111/j.1471-8286.2005.01155.x.

[9] OLSEN K M, SCHAAL B A. Microsatellite variation in cassava (, Euphorbiaceae) and its wild relatives: Further evidence for a southern Amazonian origin of domestication [J]. Amer J Bot, 2001, 88(1): 131–142. doi: 10.2307/2657133.

[10] GOUDET J. FSTAT: A program to estimate and test gene diversities and fixation indices, Version 2.9.3 [EB/OL]. 2001, http://www.unil.ch/ izea/softwares/fstat.html.

[11] RITCHARD J K, STEPHENS M, DONNELLY P. Inference of popu- lation structure using multilocus genotype data [J]. Genetics, 2000, 155 (2): 945–959. doi: 10.1093/genetics/155.2.945.

[12] FALUSH D, STEPHENS M, PRITCHARD J K. Inference of population structure using multilocus genotype data: Linked loci and correlated allele frequencies [J]. Genetics, 2003, 164(4): 1567–1587. doi: 10.1093/ genetics/164.4.1567.

[13] TAKEZAKI N, NEI M, TAMURA K. POPTREE2: Software for constructing population trees from allele frequency data and computing other population statistics with Windows interface [J]. Mol Biol Evol, 2010, 27(4): 747–752. doi: 10.1093/molbev/msp312.

[14] HU Y F, ZHANG X M, XU S Z, et al. Analysis of genetic diversity and genetic relationship ofgermplasm resources in Yun- nan by SSR markers [J]. Chin Trad Herb Drug, 2018, 49(22): 5388– 5395. doi: 10.7501/j.issn.0253-2670.2018.22.025.

胡一凡, 張雪梅, 徐紹忠, 等. 云南草果種質(zhì)資源的遺傳多樣性及親緣關(guān)系的SSR分析 [J]. 中草藥, 2018, 49(22): 5388–5395. doi: 10. 7501/j.issn.0253-2670.2018.22.025.

[15] CUI X L, WEI R C, HUANG R F. Study on the artificial population structure of[J]. SW China J Agric Sci, 1995, 8(4): 114–118.

崔曉龍, 魏蓉城, 黃瑞復(fù). 草果人工種群結(jié)構(gòu)研究 [J]. 西南農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào), 1995, 8(4): 114–118.

[16] LI Q J, XU Z F, KRESS W J, et al. Flexible style that encourages outcrossing [J]. Nature, 2001, 41(6827): 432. doi: 10.1038/35068635.

[17] YANG Y W, QIAN Z G, LI A R, et al. The influence of temperature and humidity on stylar curvature in(Zingiberaceae) [J]. Plant Diver Resour, 2013, 35(5): 613–620. doi: 10.7677/ynzwyj2013 12171.

楊耀文, 錢子剛, 李愛蓉, 等. 溫度和濕度對草果花柱卷曲的影響 [J]. 植物分類與資源學(xué)報(bào), 2013, 35(5) 613–620. doi: 10.7677/ynzwyj 201312171.

[18] CUI X L, WEI R C, HUANG R F. A preliminary study on the genetic system of[J]. J Yunnan Univ (Nat Sci), 1995, 17(3): 290–297.

崔曉龍, 魏蓉城, 黃瑞復(fù). 草果遺傳體系的初步研究 [J]. 云南大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版), 1995, 17(3): 290–297.

[19] DELPLANCKE M, YAZBEK M, ARRIGO N, et al. Combining conservative and variable markers to infer the evolutionary history ofsubgen.s.l. under domestication [J]. Genet Resour Crop Evol, 2016, 63: 221–234. doi: 10.1007/s10722-015-0242-6.

[20] PAN Y Z, WANG X Q, SUN G L, et al. Application of RAD sequencing for evaluating the genetic diversity of domesticated(Araliaceae) [J]. PLoS ONE, 2016, 11(11): e0166419. doi: 10.1371/journal.pone.0166419.

[21] MEEGAHAKUMBURA M K, WAMBULWA M C, THAPA K K, et al. Indications for three independent domestication events for the tea plant [(L.) O. Kuntze] and new insights into the origin of tea germplasm in China and India revealed by nuclear microsatellites [J]. PLoS ONE, 2016, 11(5): e0155369. doi: 10.1371/journal.pone.015 5369.

[22] KAM Y K. The genus Elettariopsis (Zingiberaceae) in Malaya [J]. Notes RBG Edinb, 1982, 40(1): 139–152.

[23] SMITH R M. A review of Bornean Zingiberaceae I: (Alpineae) [J]. Notes RBG Edinb, 1985, 42(2): 261–314.

[24] GUO Y M, CHEN S, LI Z Y, et al. Center of origin and centers of diversity in an ancient crop,(Turnip Rape) [J]. J Hered, 2014, 105(4): 555–565. doi: 10.1093/jhered/esu021.

[25] TANG D B, ZHOU B. Annotation of “Annals of Kaihua Prefecture” [M]. Lanzhou: University of Lanzhou Press, 2004: 111.

湯大賓, 周炳. 開化府志點(diǎn)注 [M]. 蘭州: 蘭州大學(xué)出版社, 2004: 111.

Analysis of Cultivation Origin ofBased on SSR Marker

LI Guodong1, TIAN Xing1, ZHAO Xiaoli1,2, YANG Yaowen1*

(1. Yunnan Key Laboratory of Dai and Yi Medicines, Yunnan University of Chinese Medicine,Kunming 650500, China; 2. Dehong People’s Hospital,Luxi 678400, Yunnan, China)

In order to explore the genetic diversity and geographical origin of, the genetic variation ofandin 8 SSR loci was studied. The results showed that there was 149 and 101 alleles were detected at 8 SSR loci from 20 populationsofand 5 populations ofrespectively, among which 44, 59 were unique alleles. Variance analysis (AMOVA) showed that only 10.43% of genetic variation existed between two species, 8.66% between populations, and 80.91% within populations (<0.01). The total genetic differentiation ofwas moderate (0.05≤st≤0.15), andwas high (0.15≤st≤0.25). The genetic differentiation of the two species increased under SMM model (st

;; SSR marker; Genetic diversity; Origin of cultivation

10.11926/jtsb.4377

2021-01-12

2021-04-30

云南省應(yīng)用基礎(chǔ)研究-中醫(yī)聯(lián)合項(xiàng)目(2018FF001-010, 2017FF116-004); 國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(81660631); 重大科技專項(xiàng)(2018ZF010-1)資助

This work was supported by the Cooperation Project of Traditional Chinese Medicine and Application Fundamental Research in Yunnan (Grant No. 2018FF001-010, 2017FF116-004), the National Natural Science Foundation of China (Grant No. 81660631), and the Special Project for Major Science and Technology (Grant No. 2018ZF010-1).

李國棟(1984～ )，男，博士，副教授，主要從事中藥資源學(xué)與分子生藥學(xué)的教學(xué)與研究。E-mail: gammar116@163.com

通信作者 Corresponding author. E-mail: yangyaowen@ynutcm.edu.cn