辣椒種質(zhì)資源表型性狀多樣性分析及綜合評價

摘要：為探究辣椒種質(zhì)資源表型性狀多樣性，加速種質(zhì)資源的創(chuàng)新應(yīng)用，采用多種方法對195份辣椒種質(zhì)資源材料的10個表型性狀進(jìn)行多樣性分析及綜合評價。結(jié)果表明，10個表型性狀變幅較大，其平均變異系數(shù)在13.9%～56.1%之間，表型多樣性指數(shù)在1.58～2.13之間。聚類分析結(jié)果表明，195份辣椒種質(zhì)資源被劃分為3個類群，類群Ⅰ包括34份材料，主要特征為第一節(jié)間距最短，其余性狀均最大；類群Ⅱ包括89份種質(zhì)資源，主要特征為第一節(jié)間距適中，其余性狀最??；類群Ⅲ包括72份材料，主要特征為第一節(jié)間距最長，其余性狀適中。對3個類群進(jìn)行方差分析與多重比較發(fā)現(xiàn)，3個類群除第一節(jié)間距、莖粗、單株果數(shù)及果長未達(dá)顯著差異水平外，其余性狀均達(dá)極顯著差異水平。通過主成分分析篩選到10份綜合表現(xiàn)優(yōu)異的辣椒種質(zhì)資源，可作為辣椒新材料創(chuàng)制和育種利用的基礎(chǔ)材料。

關(guān)鍵詞：辣椒；種質(zhì)資源；表型性狀；聚類分析；多樣性；綜合評價

中圖分類號：S641.303.7" 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1002-1302（2024）14-0141-08

收稿日期：2024-01-22

基金項目：貴州省科學(xué)技術(shù)基金（編號：黔科合基礎(chǔ)［2018］1184）；畢節(jié)市揭榜掛帥項目（編號：畢科合重大專項［2022］3號）；貴州省第七批人才基地項目（編號：RCJD2020-30）；貴州省高層次創(chuàng)新型人才項目（編號：畢科人才合字〔2021〕04號）。

作者簡介：李清超（1984—），男，貴州畢節(jié)人，碩士，副研究員，主要從事作物遺傳育種相關(guān)工作。E-mail：liqingchao-2@163.com。

辣椒（Capsicum spp.）作為一種具有重要影響力的蔬菜和調(diào)味品，營養(yǎng)豐富，用途廣泛，具有重要的經(jīng)濟(jì)價值［1-2］。近年來，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計結(jié)果顯示，我國辣椒種植面積已超過150萬hm2/年，是我國最重要的茄果類蔬菜作物之一［3-4］。我國辣椒播種面積及產(chǎn)值均居國內(nèi)蔬菜首位，年產(chǎn)量已超世界總產(chǎn)量的50%［5］。辣椒已成為我國重要的蔬菜和調(diào)味品，對保障我國蔬菜周年均衡供應(yīng)、豐富人們生活發(fā)揮著重要作用［6］。辣椒有著悠久的栽培歷史，野生種質(zhì)資源極為豐富，種質(zhì)資源是開展辣椒基礎(chǔ)和應(yīng)用研究的基石，為辣椒新品種選育等提供寶貴資源［7］。對育種而言，實現(xiàn)既定育種目標(biāo)的關(guān)鍵取決于種質(zhì)資源的有效應(yīng)用，辣椒核心種質(zhì)資源的積累和應(yīng)用往往有助于推動優(yōu)質(zhì)新品種的持續(xù)更新與應(yīng)用［8］。

種質(zhì)資源是作物遺傳改良及種質(zhì)創(chuàng)新的關(guān)鍵，是育種中不可或缺的基礎(chǔ)材料［9］，為加速新收集的種質(zhì)資源在生產(chǎn)上的創(chuàng)新應(yīng)用，對其進(jìn)行多樣性分析、篩選和鑒定評價顯得尤為重要。王丹丹等對14個辣椒品種的11個農(nóng)藝性狀進(jìn)行相關(guān)性分析、主成分分析和聚類分析，篩選出適宜河北省石家莊地區(qū)早春塑料大棚栽培的辣椒品種［10］。蔣向輝等運(yùn)用譜系聚類分析方法對9份觀賞辣椒種質(zhì)資源開展形態(tài)學(xué)標(biāo)記鑒定以及多樣性和表型性狀分析，為觀賞辣椒種質(zhì)資源的鑒選和應(yīng)用提供依據(jù)［11］。何潤銘等對74份辣椒品種的25個表型性狀進(jìn)行分析，明確了黃皮辣椒和青皮辣椒在表型上的區(qū)別和品種同質(zhì)化較嚴(yán)重的市場現(xiàn)狀，為辣椒優(yōu)質(zhì)品種庫、種質(zhì)資源庫的構(gòu)建以及辣椒新品種的選育提供理論參考［12］。近年來，國內(nèi)辣椒科研院所在辣椒種質(zhì)資源上開展了大量研究，且在辣椒核心種質(zhì)構(gòu)建的相關(guān)研究方面取得了一定的成果［13-17］。前人的相關(guān)研究表明，辣椒種質(zhì)資源材料遺傳基礎(chǔ)狹窄，對現(xiàn)有辣椒優(yōu)異種質(zhì)資源進(jìn)行分析篩選方面的研究具有舉足輕重的意義。

表型性狀是基因與環(huán)境共同作用的復(fù)雜表現(xiàn)，利用多種方法對種質(zhì)資源表型性狀開展綜合評價，有利于篩選出能直接應(yīng)用于生產(chǎn)的優(yōu)異種質(zhì)材料，加速新品種選育進(jìn)程。本研究對195份辣椒種質(zhì)資源材料在連續(xù)2年田間試驗中的性狀數(shù)據(jù)開展遺傳多樣性分析和綜合鑒定評價，以期為辣椒種質(zhì)資源的高效評價提供參考，加速本批次辣椒種質(zhì)資源的綜合利用。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

195份辣椒種質(zhì)資源材料分別為從貴州省各個市（州）收集的地方資源，包括朝天椒、珠子椒、子彈頭、燈籠椒、大方皺椒、黃平線椒、花溪辣椒等地方特色優(yōu)勢資源。

1.2 試驗設(shè)計

于2020—2021年在遵義市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院辣椒試驗基地進(jìn)行連續(xù)2年的田間試驗。2020年、2021年均于2月播種，采用漂浮盤育苗方式進(jìn)行育苗；當(dāng)年4月將辣椒幼苗定植于試驗地，進(jìn)行正常的栽培管理。采用單行區(qū)，2次重復(fù)，株距30 cm，行距50 cm。試驗地的栽培管理措施和水肥條件均與當(dāng)?shù)毓芾硭较喈?dāng)，病蟲害防治按常規(guī)條件進(jìn)行。數(shù)據(jù)按照李錫香等的《辣椒種質(zhì)資源描述規(guī)范和數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)》［18］進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查性狀包括植株第一節(jié)間距（X1）、株高（X2）、株幅（X3）、莖粗（X4）、單株果數(shù)（X5）、果長（X6）、果橫徑（X7）、果肉厚（X8）、單果重（X9）和鮮椒產(chǎn)量（X10）等。

1.3 數(shù)據(jù)處理

變異系數(shù)及遺傳多樣性指數(shù)采用Microsoft Excel 2007軟件進(jìn)行計算；采用李淑芳等的數(shù)據(jù)處理方法［19-20］計算數(shù)量性狀的多樣性指數(shù)，其中遺傳多樣性指數(shù)采用Shannon-Wiener多樣性指數(shù)（H′）；采用Oringin 2022軟件的K-prototype聚類法［21-22］進(jìn)行聚類分析，并利用Oringin 2022軟件開展主成分分析及相關(guān)性分析；UMAP聚類圖由R語言的ggplot模塊完成。

1.4 數(shù)據(jù)分析

1.4.1 隸屬函數(shù)分析

u（xi）=xi-ximinximax-ximin i=1，2，3，…，n。

式中：u（xi）為各材料第i個性狀的隸屬函數(shù)值；i為各材料第i個性狀；ximax、ximin分別為所有參試材料中第i個性狀的最大值和最小值［23］。

1.4.2 遺傳多樣性指數(shù)測算

通過隸屬函數(shù)值得到各性狀每一級別的相對頻率，再采用多樣性指數(shù)（H′）進(jìn)行多樣性評價。

H′=-∑ni=1pi（ln pi） i=1，2，3，…，n。

式中：pi表示某性狀第i級別內(nèi)材料份數(shù)占總份數(shù)的百分比［23］。

2 結(jié)果與分析

2.1 表型性狀的遺傳多樣性分析

圖1展示原始數(shù)據(jù)中位線、均值、異常值和25%～75%數(shù)據(jù)區(qū)間，可以看出，第一節(jié)間距在11.5～34.5 cm之間，平均值為20.281 cm；株高在39.5～91.0 cm之間，平均值為62.982 cm；株幅在39.5～84.0 cm之間，平均值為59.379 cm；莖粗在0.56～1.76 cm之間，平均值為1.33 cm；單株果數(shù)在24.0～213.5個之間，平均值為76.654個；果長在1.6～25.1 cm之間，平均值為6.436 cm；果橫徑在0.85～3.88 cm之間，平均值為1.938 cm；果肉厚在0.06～0.39 cm之間，平均值為0.186 cm；單果重在1.65～20.93 g之間，平均值為8.275 g；產(chǎn)量在520.18～2 180.06 kg/667 m2之間，平均值為 1 169.021 kg/667 m2。

對195份辣椒種質(zhì)資源的10個農(nóng)藝性狀開展描述性統(tǒng)計分析及遺傳多樣性分析，結(jié)果（圖1、表1）顯示，2020年在10個表型性狀中，果長的變異系數(shù)最大（56.40%），2021年果長的變異系數(shù)（57.20%）也較大，但是果肉厚變異系數(shù)（67.70%）超過果長，表明環(huán)境因素可對表型性狀產(chǎn)生影響，果長性狀在10個表型性狀中遺傳變異最為豐富。株幅和莖粗變異系數(shù)相對較小。采用Shannon-Wiener多樣性指數(shù)（H′）對10個農(nóng)藝性狀進(jìn)行多樣性分析，其中2020年果橫徑的多樣性指數(shù)（H′） 最大（2.11），莖粗最?。?.57）；2021年株高的多樣性指數(shù)（H′） 最大（2.11），果長最?。?.58），進(jìn)一步說明不同年份間環(huán)境因素能夠影響表型數(shù)據(jù)。在10個表型性狀中，鮮椒產(chǎn)量的平均多樣性指數(shù)最大（2.13），果長最?。?.58），表明195份辣椒種質(zhì)資源產(chǎn)量性狀的遺傳多樣性最為豐富。對10個表型性狀隸屬值頻率分布進(jìn)行研究，結(jié)果（圖2）發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)越集中，多樣性指數(shù)越小，反之越大。

2.2 相關(guān)性分析

對10個性狀進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果（圖3、表2）發(fā)現(xiàn)，第一節(jié)間距與株高、果長、果橫徑、果肉厚、單果重在10%水平以上顯著相關(guān)，其中與果橫徑、果肉厚和單果重呈顯著負(fù)相關(guān)；株高與第一節(jié)間距、株幅、莖粗、果橫徑、果肉厚、單果重及產(chǎn)量均在1%水平上呈顯著正相關(guān)，可見株高對產(chǎn)量的形成極其重要，在一定范圍內(nèi)，株高越高，產(chǎn)量越高；株幅與株高、莖粗、單株果數(shù)及產(chǎn)量在1%水平上呈顯著正相關(guān)；莖粗與株高、株幅及果橫徑在5%水平及以上呈顯著正相關(guān)，與果肉厚在10%水平上呈顯著正相關(guān)；單株果數(shù)與株幅、果長、產(chǎn)量在5%水平及以上呈顯著正相關(guān)，與果橫徑、果肉厚及單果重在1%水平上呈顯著負(fù)相關(guān)；果橫徑與果肉厚同其他性狀間的相關(guān)性基本一致；單果重與株高、果橫徑、果肉厚及產(chǎn)量在1%水平上呈顯著正相關(guān)，與第一節(jié)間距及單株果數(shù)在1%水平上呈顯著負(fù)相關(guān)；產(chǎn)量與株高、株幅、單株果數(shù)、果橫徑、果肉厚及單果重在1%水平上呈顯著正相關(guān)，與第一節(jié)間距呈負(fù)相關(guān)，但未達(dá)顯著水平，可見產(chǎn)量同時受到多個性狀的影響，在進(jìn)行種質(zhì)資源鑒定評價時，需對多個性狀進(jìn)行綜合考慮。圖3為各種質(zhì)資源個體的性狀相關(guān)性在空間上的分布情況，可見大多性狀呈圓形或橢圓形分布，其中果橫徑與果肉厚分布共線性較好，說明二者可能具有高度相似的遺傳基礎(chǔ)。

2.3 聚類分析

由圖4、表3可知，195份種質(zhì)資源可被劃分為3個類群，其中類群Ⅰ包括34份材料，占比為17.44%，主要特征為第一節(jié)間距最短，其余性狀均最大，具體表現(xiàn)為平均第一節(jié)間距19.31 cm、株高67.60 cm、株幅63.25 cm、莖粗1.38 cm、單株果數(shù)87.69個、果長6.83 cm、果橫徑2.26 cm、果肉厚0.22 cm、單果重10.74 g和產(chǎn)量1 769.94 kg/667 m2；類群Ⅱ包括89份種質(zhì)資源，占比為45.64%，主要特征為第一節(jié)間距適中，其余性狀最小，具體量化特征為平均第一節(jié)間距20.22 cm、 株高 59.57 cm、株幅57.48 cm、 莖粗1.31 cm、 單株果數(shù)71.42個、果長6.12 cm、果橫徑1.75 cm、果肉厚0.16 cm、單果重6.64 g和產(chǎn)量845.96 kg/667 m2；類群Ⅲ包括72份材料，占比為36.92%，主要特征為第一節(jié)間距最長，其余性狀適中，具體量化特征為平均第一節(jié)間距20.82 cm、株高65.02 cm、株幅59.90 cm、莖粗1.33 cm、單株果數(shù)77.92個、果長6.64 cm、果橫徑2.02 cm、果肉厚0.20 cm、單果重9.13 g和產(chǎn)量 1 284.60 kg/667 m2。

對3個類群進(jìn)行方差分析與多重比較，發(fā)現(xiàn)3個類群之間的差異除第一節(jié)間距、莖粗、單株果數(shù)及果長未達(dá)顯著水平外，其余性狀均在1%水平達(dá)顯著水平（表3）。

為展示3個類群辣椒種質(zhì)資源遺傳距離間的遠(yuǎn)近，構(gòu)建195份辣椒種質(zhì)資源的UMAP聚類圖（圖5）， 圖中每個散點代表1份辣椒種質(zhì)資源個體，不

同顏色表示不同類群；采用K-prototype聚類法將195份辣椒種質(zhì)資源分為3個類群，不同的聚類簇界面清晰，并無交錯，僅有個別個體距離

。類群Ⅱ和類群Ⅲ中的樣本分布比較分散，表明2個類群的辣椒種質(zhì)資源在原始高維空間中也比較分散。類群Ⅱ和類群Ⅲ的種質(zhì)資源比較接近，相似度較高，總體遺傳距離較近，但類群Ⅰ與類群Ⅱ的種質(zhì)資源間距離較遠(yuǎn)，說明其遺傳距離相對較遠(yuǎn)。類群Ⅲ位于類群Ⅰ與類群Ⅱ中間。類群Ⅱ中的cp-135、cp-149 和cp-101等3份種質(zhì)資源個體與類群Ⅲ距離較近，3個個體最明顯的特征為產(chǎn)量明顯高于類群Ⅱ的平均值，三者平均值除單株果數(shù)（67.67個）低于類群Ⅱ平均值外，其余性狀平均值均高于類群Ⅱ平均值；類群Ⅲ有29份種質(zhì)資源個體（cp-142、cp-129、cp-134、cp-120、cp-36、cp-184、cp-151、cp-136、cp-195、cp-185、cp-96、cp-65、cp-47、cp-81、cp-44、cp-187、cp-49、cp-43、cp-66、cp-105、cp-141、cp-72、cp-84、cp-80、cp-189、cp-164、cp-28、cp-112和cp-170）與類群Ⅱ距離較近，這29份種質(zhì)資源個體最明顯的特征為產(chǎn)量都低于類群Ⅲ平均值，但與類群Ⅱ的3個離群個體相近。

2.4 表型性狀的主成分分析

為研究195份辣椒種質(zhì)資源的綜合表現(xiàn)，采用主成分分析法提取4個主成分（表4），可解釋原有性狀79.37%的信息，其中主成分1貢獻(xiàn)率為35.84%，載荷較高的為果橫徑和果肉厚，且單果重載荷也較高；主成分2貢獻(xiàn)率為20.61%，載荷較高的為株高和株幅；主成分3貢獻(xiàn)率為11.82%，載荷較高的為產(chǎn)量和單株果數(shù)；主成分4貢獻(xiàn)率為11.1%，載荷較高的為果長；通過10個性狀所對應(yīng)的主成分值構(gòu)建4個主成分的線性模型：

F1=-0.072X1+0.094X2+0.003X3+0.064X4-0.194X5-0.142X6+0.264X7+0.257X8+0.243X9+0.092X10；

F2=0.222X1+0.382X2+0.361X3+0.27X4+0.130X5+0.116X6-0.052X7-0.036X8+0.022X9+0.228X10；

F3=-0.490X1-0.210X2+0.150X3-0.178X4+0.428X5+0.007X6+0.024X7+0.055X8+0.027X9+0.565X10；

F4=0.165X1+0.030X2-0.213X3-0.341X4-0.239v5+0.650X6-0.130X7-0.019X8+0.379X9+0.265X10。

根據(jù)載荷值等信息計算權(quán)重系數(shù)，計算公式為：權(quán)重系數(shù)=方差貢獻(xiàn)率/旋轉(zhuǎn)后累計貢獻(xiàn)率，得到4個主成分的權(quán)重系數(shù)分別為45.154、25.962、14.896和13.987，再根據(jù)權(quán)重系數(shù)計算每份辣椒種質(zhì)資源個體的綜合得分（F值）。

F=（0.358/0.794）F1+（0.206/0.794）F2+（0.118/0.794）F3+（0.111/0.794）F4。

F值越大，辣椒種質(zhì)資源個體的綜合表現(xiàn)越好，最終根據(jù)F值篩選出10份優(yōu)異辣椒種質(zhì)資源（表5）。

以主成分1 （PC1）為橫坐標(biāo)、主成分2（PC2）為縱坐標(biāo)，將195份辣椒種質(zhì)資源個體按照聚類分析的3個類群分別映射到二維坐標(biāo)圖（圖6）中，可以看出，類群Ⅱ雖然樣本量最大，但在3類群中最集中，類群Ⅲ的72份種質(zhì)資源個體相對較為分散，可能是因為類群Ⅲ的種質(zhì)資源變異性較大；類群Ⅲ位于類群Ⅰ、Ⅱ中間，這與UMAP分析結(jié)果一致。按照95%的置信區(qū)間繪制每個類群的置信橢圓圖，類群Ⅰ的種質(zhì)資源個體全在置信橢圓內(nèi)，類群Ⅲ中有1份種質(zhì)資源（cp-72）在置信橢圓外，其第一節(jié)間距、果橫徑、果肉厚和單果重高于本類群平均值，其余性狀均低于本類群平均值，尤其是單株果數(shù)和產(chǎn)量相差最大；類群Ⅱ中有8份種質(zhì)資源在置信橢圓外，分別為cp-35、cp-48、cp-63、cp-117、cp-138、cp-143、cp-146和cp-159，其第一節(jié)間距、株幅、莖粗、單株果數(shù)和果長平均值低于本類群平均值，其余性狀平均值高于本類群平均值。這些處于置信區(qū)間外的種質(zhì)資源個體值得特別關(guān)注，可能存在異于其他資源的遺傳背景（基因），在排除人為因素后可作為基礎(chǔ)應(yīng)用研究的重要材料。

為同時顯示表型性狀和種質(zhì)資源個體的主成分得分，探索原始性狀、個體和主成分三者之間的關(guān)系，構(gòu)建主成分雙標(biāo)圖（圖7），通過觀察可以了解各個性狀之間的關(guān)系以及它們與種質(zhì)資源個體之間的關(guān)系。由10個性狀向量的長短可知，提取的主成分因子能夠很好地反映10個性狀的原始信息，第一節(jié)間距、莖粗和產(chǎn)量性狀向量長度較短，反映的信息較少；主成分1反映的果橫徑（X7）、果肉厚（X8）和單果重（X9）信息較多，這與主成分載荷表結(jié)果一致，主成分2反映的株幅（X3）原始信息最多，與主成分載荷表結(jié)果一致；性狀間夾角小于90°表示正相關(guān)，等于90°表示不相關(guān)，大于90°表示負(fù)相關(guān)；此外，種質(zhì)資源個體與性狀之間的距離可直觀地展示出195份種質(zhì)資源個體在各個性狀（向量）上的得分。

3 討論

3.1 種質(zhì)資源表型性狀遺傳多樣性

種質(zhì)資源作為品種選育的基礎(chǔ)，在育種和基礎(chǔ)研究中，其表型性狀是重要參考依據(jù)［24-25］。為篩選優(yōu)異辣椒種質(zhì)資源，推動優(yōu)異種質(zhì)的利用和創(chuàng)新，采用多種方法對195份辣椒種質(zhì)資源的10個表型性狀開展多樣性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變異系數(shù)均高于10%，被認(rèn)為樣本間差異較大［26］；2020年多樣性指數(shù)（H′）在1.57～2.11之間，其中果橫徑最大，莖粗最??；2021年多樣性指數(shù)（H′）在1.58～2.11之間，

其中株高最大，果長最小，說明不同年份間的環(huán)境因素能夠影響表型數(shù)據(jù)；平均多樣性指數(shù)在1.58～2.13之間，其中產(chǎn)量最大，果長最小。195份參試材料間有較大的遺傳差異，多樣性豐富，研究結(jié)果可為辣椒種質(zhì)資源相應(yīng)性狀的應(yīng)用研究、有利基因的發(fā)掘和應(yīng)用提供參考。

聚類分析將195份辣椒種質(zhì)資源劃分為3個類群，類群Ⅰ包括34份材料，主要特征為節(jié)間距最短，其余性狀均最大；類群Ⅱ包括89份種質(zhì)資源，主要特征為第一節(jié)間距適中，其余性狀最??；類群Ⅲ包括72份材料，主要特征為第一節(jié)間距最長，其余性狀適中。對3個類群進(jìn)行方差分析與多重比較，3個類群之間的差異除第一節(jié)間距、莖粗、單株果數(shù)及果長未達(dá)顯著水平外，其余性狀均達(dá)極顯著水平。通過表型性狀分析種質(zhì)資源材料間親緣關(guān)系的遠(yuǎn)近，對種質(zhì)資源遺傳基礎(chǔ)的拓寬利用具有重要參考價值，另外，種質(zhì)資源的表型性狀的穩(wěn)定性在年份間存在差異，這可為種質(zhì)資源材料及相應(yīng)性狀的的選擇提供依據(jù)。根據(jù)類群間種質(zhì)資源遺傳距離的大小，挑選資源拓寬現(xiàn)有辣椒遺傳基礎(chǔ)，并創(chuàng)造豐富遺傳變異。研究結(jié)果可為試驗用195份種質(zhì)資源的管理、研究及利用提供理論依據(jù)。

3.2 種質(zhì)資源綜合評價

通過主成分分析提取的4個主成分因子能夠解釋原有性狀79.37%的信息，主成分1載荷較高的為果橫徑和果肉厚；主成分2載荷較高的為株高和株幅；主成分3載荷較高的為產(chǎn)量和單株果數(shù)；主成分4載荷較高的為果長；將195份種質(zhì)資源按照聚類結(jié)果分組構(gòu)建3個類群的主成分得分圖，類群Ⅰ的種質(zhì)資源個體全部位于置信橢圓內(nèi)，類群Ⅲ中有1份種質(zhì)資源（cp-72）處于置信橢圓外，其第一節(jié)間距、果橫徑、果肉厚和單果重高于本類群平均值，其余性狀均低于本類群平均值，尤其是單株果數(shù)和產(chǎn)量相差最大；類群Ⅱ中有8份種質(zhì)資源處于置信橢圓外，其第一節(jié)間距、株幅、莖粗、單株果數(shù)和果長平均值低于本類群平均值，其余性狀平均值高于本類群平均值。這些位于置信區(qū)間外的種質(zhì)資源個體值得特別關(guān)注，可能存在異于其他資源的遺傳背景（基因），在排除人為因素后，可作為基礎(chǔ)應(yīng)用研究的重要材料。根據(jù)F值鑒定篩選優(yōu)異種質(zhì)資源，共篩選出10份種質(zhì)資源綜合表現(xiàn)優(yōu)異。

本研究所采用的主成分分析評價法已在植物遺傳多樣性評價中得到應(yīng)用［27］，可將多指標(biāo)線性組合為較少的彼此間既不相關(guān)又能反映原有多指標(biāo)信息的綜合指標(biāo)［28］，張群遠(yuǎn)等通過對作物區(qū)域試驗的主要統(tǒng)計分析模型進(jìn)行比較分析發(fā)現(xiàn)，主成分分析模型精確性較好，能夠很好地應(yīng)用于相關(guān)研究中［29-30］。陳俊意等認(rèn)為，主成分分析能夠克服傳統(tǒng)評價方法中存在的單一性、片面性和主觀性等問題，且比利用1個或幾個原始株型性狀的加權(quán)進(jìn)行評價更加科學(xué)［31］。相關(guān)性分析結(jié)果表明，10個表型性狀間存在廣泛的相關(guān)性，多個性狀間的相關(guān)性在10%或5%水平上顯著，部分甚至達(dá)到1%水平的顯著相關(guān)性；產(chǎn)量與株高、株幅、單株果數(shù)、果橫徑、果肉厚和單果重均在1%水平上呈顯著正相關(guān)，這與前人的研究結(jié)果［10， 32-34］具有較高的一致性，可見辣椒產(chǎn)量同時受多個表型性狀的影響，在進(jìn)行品種選育及篩選鑒定評價過程中需對多個性狀進(jìn)行綜合考慮。

4 結(jié)論

采用遺傳多樣性指數(shù)（H′）、主成分分析及聚類分析對195份辣椒種質(zhì)資源的10個表型性狀進(jìn)行多樣性分析和綜合評價，195份種質(zhì)資源具有豐富的遺傳變異，共篩選到cp-115、cp-114、cp-140、cp-109、cp-153、cp-107、cp-161、cp-124、cp-196和cp-146）等10份資源。

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