基于AFLP的安徽省黃連木遺傳多樣性

摘 要：【目的】研究安徽省黃連木種質(zhì)資源的遺傳多樣性，旨在為安徽省黃連木種質(zhì)資源的保護(hù)利用和品種選育提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo)?！痉椒ā窟\(yùn)用4對(duì)AFLP多態(tài)性有效引物對(duì)16個(gè)居群共341個(gè)樣本單株進(jìn)行遺傳多樣性和遺傳結(jié)構(gòu)分析評(píng)價(jià)，計(jì)算各遺傳多樣性參數(shù)，進(jìn)行分子方差分析（AMOVA），對(duì)居群進(jìn)行非加權(quán)算數(shù)平均配對(duì)法（UPGMA）聚類分析和主坐標(biāo)分析（PCA）?！窘Y(jié)果】1）共擴(kuò)增出652個(gè)多態(tài)性位點(diǎn)。在物種水平上，多態(tài)性位點(diǎn)百分率（PPLs）為100%，有效等位基因數(shù)（Nes）為1.233，Nei’s基因多樣性指數(shù)（Hes）為0.182，Shannon信息指數(shù)（Is）為0.323；在居群水平上，平均多態(tài)性位點(diǎn)百分率（PPLp）為52.15%，有效等位基因數(shù)（Nep）為1.214，Nei’s基因多樣性指數(shù)（Hep）為0.137，Shannon信息指數(shù)（Ip）為0.218。2）二層次和三層次的AMOVA分析均顯示，黃連木遺傳變異主要存在于居群內(nèi)。區(qū)域（皖北、皖中、皖南、大別山區(qū)）之間遺傳差異不顯著；居群間遺傳分化系數(shù)（Gst）為0.243，基因流（Nm）為1.562，UPGMA聚類分析將16個(gè)居群分為4組，與主坐標(biāo)分析結(jié)果一致。研究還發(fā)現(xiàn)了一些種質(zhì)特異性AFLP標(biāo)記?！窘Y(jié)論】安徽省黃連木種質(zhì)資源的遺傳多樣性與居群間遺傳分化均呈現(xiàn)較高水平，有必要采取綜合措施來(lái)保護(hù)黃連木的遺傳多樣性。

關(guān)鍵詞：黃連木；AFLP；遺傳多樣性；遺傳結(jié)構(gòu)；種質(zhì)資源保護(hù)

中圖分類號(hào)：S718.46 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-923X（2025）01-0181-10

基金項(xiàng)目：國(guó)家林木種質(zhì)資源共享服務(wù)平臺(tái)資助項(xiàng)目（2005DKA21003）；國(guó)家林業(yè)和草原局生物安全與遺傳資源管理項(xiàng)目（KJZXSA2018007）。

Genetic diversity of Pistacia chinensis in Anhui Province based on AFLP

ZHANG Qiulu1， CAO Cuiping1， SHU Fenfen1， ZHAO Xuyang1， ZHENG Changfei1， TANG Xilin2

（1.a. School of Forestry Landscape Architecture； b. Anhui Province Key Laboratory of Forest Resources and Silviculture， Anhui Agricultural University， Hefei 230036， Anhui， China； 2. Xiaoxi State-owned Experimental Forest Farm of Jingxian County， Jingxian 242500， Anhui， China）

Abstract：【Objective】The genetic diversity of germplasm resources of P. chinensis in Anhui Province was investigated， in order to provide theoretical basis and practical guidance for conservation， utilization and tree breeding of germplasm resources of P. chinensis in Anhui Province.【Method】The genetic diversity and genetic structure were evaluated for 341 sample trees from 16 populations of the species based on four polymorphically effective AFLP primer pairs. The calculation of genetic diversity parameters， analyses of molecular variance （AMOVA）， population clustering analyses based on unweighted pair group method using arithmetic averages（UPGMA） and principal coordinates analyses （PCA） were conducted.【Result】1） A total of 652 polymorphic loci were detected. At the species level， the percentage of polymorphic loci （PPLs） was 100%， the effective number of alleles （Nes） was 1.233， Nei’s gene diversity （Hes） was 0.182， and the Shannon’s information index （Is） was 0.323； At the population level， PPLp was 52.15%， Nep was 1.214， Hep was 0.137， IP was 0.218. 2） AMOVA at two and three hierarchical levels revealed that most genetic variation resided within populations. There is no significant genetic differentiation among geographic regions （Northern Anhui， Central Anhui， Southern Anhui and Dabieshan Moutains）； The genetic differentiation among populations （Gst） was 0.243， gene flow among population （Nm ） was 1.562. The UPGMA dendrogram displayed that 16 populations were divided into four major groups， which was consistent with the results of PCA analysis. Some germplasm-specific AFLP markers were found also in the present research.【Conclusion】The genetic diversity within populations and differentiation among populations of germplasm resources of P. chinensis in Anhui Province showed a relative high level. Conservation of germplasm resources of P. chinensis in Anhui Province with comprehensive measures is necessary.

Keywords： Pistacia chinensis； AFLP； genetic diversity； genetic structure； conservation of germplasm resources

黃連木Pistacia chinensis是漆樹(shù)科Anacardiaceae黃連木屬Pistacia的落葉喬木，又名楷木、黃楝樹(shù)、黃連茶等[1]，是我國(guó)的鄉(xiāng)土樹(shù)種，在華北、華中、華南、西南等地區(qū)的27個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）均有分布[2]，另外，在巴基斯坦、印度、菲律賓等國(guó)也有分布[3]。黃連木是重要的生物質(zhì)能源樹(shù)種，其成熟種子含油率高，提取的黃連木油既適用于工業(yè)柴油的生產(chǎn)，也能做食用油；黃連木木質(zhì)細(xì)密，耐腐蝕，是名貴硬木家具用材；環(huán)境適應(yīng)性強(qiáng)，生長(zhǎng)快，是理想的水土保持樹(shù)種；此外，黃連木還有較高的觀賞價(jià)值和藥用價(jià)值[2]。因此，該樹(shù)種具有重要的經(jīng)濟(jì)價(jià)值、生態(tài)價(jià)值和社會(huì)效益，綜合開(kāi)發(fā)利用前景廣闊。安徽省黃連木種質(zhì)資源豐富，從南到北都有分布，但大多處于自然的散生狀態(tài)，管理粗放，人為破壞嚴(yán)重，種質(zhì)資源基礎(chǔ)信息缺乏，影響了良種選育，綜合利用效率不高。基于此，研究和保護(hù)現(xiàn)有黃連木種質(zhì)資源的遺傳多樣性，成為當(dāng)務(wù)之急。

擴(kuò)增片段長(zhǎng)度多態(tài)性（Amplified fragment length polymorphism，AFLP）是基于PCR擴(kuò)增和RFLP分子標(biāo)記的一種DNA標(biāo)記技術(shù)[4]，與其他分子標(biāo)記（如RFLP、RAPD、SSR等）相比，AFLP屬于高通量分子標(biāo)記，即一次試驗(yàn)可以在全基因組范圍內(nèi)探測(cè)到大量的遺傳位點(diǎn)并同時(shí)進(jìn)行變異分析[5]，不需要預(yù)先獲知序列信息，對(duì)遺傳上相近的種質(zhì)具有高分辨率，種間通用性較高，重復(fù)性好。因此，AFLP標(biāo)記具有快速高效、信息量大、可靠性高等優(yōu)點(diǎn)，是一種優(yōu)異的分子標(biāo)記，已被廣泛用于植物遺傳多樣性研究[6]、親緣關(guān)系分析[7]、指紋圖譜構(gòu)建[8–9]等領(lǐng)域。

近年來(lái)國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)黃連木做了大量的研究工作，如關(guān)于種源試驗(yàn)[10]、種子休眠特性[11]、地理分布預(yù)測(cè)[12]、基因功能[13]、性別表現(xiàn)的分子機(jī)制[14]以及優(yōu)樹(shù)選擇[15]等研究。有關(guān)黃連木遺傳多樣性的研究也有報(bào)道，如任重等[16]運(yùn)用SSR標(biāo)記、李婉婷等[17]運(yùn)用AFLP標(biāo)記揭示出國(guó)內(nèi)部分省份黃連木資源的遺傳多樣性情況，Lu等[18]運(yùn)用SSR標(biāo)記發(fā)現(xiàn)景觀破碎化造成黃連木種群遺傳多樣性的丟失，這些研究為種質(zhì)資源的有效保護(hù)、雜交工作中親本選配與雜種優(yōu)勢(shì)預(yù)測(cè)等提供了參考依據(jù)。但有關(guān)安徽省黃連木種質(zhì)資源遺傳多樣性的研究尚鮮見(jiàn)報(bào)道。因此，本研究擬運(yùn)用AFLP標(biāo)記技術(shù)，對(duì)安徽省黃連木資源的遺傳多樣性和遺傳結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)查分析，在此基礎(chǔ)上提出保護(hù)利用策略。研究結(jié)果將為安徽省黃連木種質(zhì)資源的保護(hù)利用和新品種選育提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo)，同時(shí)對(duì)于促進(jìn)黃連木產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展也具有重要意義。

1 材料和方法

1.1 材 料

試驗(yàn)材料采集于安徽省的16個(gè)黃連木分布區(qū)，包括皖北的蕭縣（XX）、懷遠(yuǎn)（HY），皖中的壽縣（SX）、滁州（CZ）、含山（HSX）、和縣（HX）、肥西（FX），皖南的涇縣（JX）、青陽(yáng)1（QY1）、青陽(yáng)2（QY2）、樅陽(yáng)（ZY）、休寧（XN），以及大別山區(qū)的舒城（SC）、金寨（JZ）、霍山（HS）、霍邱（HQ），共16個(gè)居群341個(gè)健康樣本單株。其中青陽(yáng)1（QY1）為人工林居群，其余15個(gè)居群均為天然林居群。居群內(nèi)樣本單株相距25 m以上，在每個(gè)樣本單株上采集健康嫩葉8～10片，編號(hào)，與硅膠裝入自封袋，帶回實(shí)驗(yàn)室，置于-70 ℃冰箱保存?zhèn)溆?。試?yàn)材料基本信息見(jiàn)表1。

1.2 方 法

1.2.1 黃連木基因組DNA提取與檢測(cè)

采用TIANGEN植物基因組DNA提取試劑盒（北京天根生化科技有限公司）和細(xì)胞破碎儀（TissueLyser Ⅱ，德國(guó)）提取葉片DNA。取3 μL DNA與1 μL Lodding Buffer混合，點(diǎn)樣于0.8%瓊脂糖凝膠上，在1×TAE緩沖液、電壓220 V和電流150 A條件下電泳15 min，在紫外燈下觀察DNA條帶并拍照。用微量分光光度計(jì)（Denovix DS-11）檢測(cè)DNA的濃度為70～200 ng/μL，純度OD值（A260/A280）約為1.8，提取的DNA保存在-20℃冰箱備用。

1.2.2 引物篩選與AFLP試驗(yàn)分析

AFLP試驗(yàn)方法參考竹子研究[19]，并略作調(diào)整。引物篩選參考漆樹(shù)科植物相關(guān)研究中的AFLP引物序列[17，20]。AFLP反應(yīng)包括DNA酶切、連接、預(yù)擴(kuò)增、選擇性擴(kuò)增4個(gè)步驟。DNA酶切、連接反應(yīng)同步進(jìn)行，運(yùn)用EcoR Ⅰ和Mse Ⅰ兩種限制性內(nèi)切酶同時(shí)切割樣品基因組DNA。用引物組合M+G/E+A對(duì)限制性DNA片段進(jìn)行AFLP-PCR預(yù)擴(kuò)增。將預(yù)擴(kuò)增產(chǎn)物按照1∶20的比例稀釋后，進(jìn)行選擇性擴(kuò)增反應(yīng)。運(yùn)用瓊脂糖凝膠電泳初步檢測(cè)PCR擴(kuò)增結(jié)果，最后將選擇性擴(kuò)增產(chǎn)物送至杭州厚澤生物科技有限公司，運(yùn)用全自動(dòng)核酸分析系統(tǒng)Qsep100s進(jìn)行毛細(xì)管電泳分析。以上試劑購(gòu)自上海生物工程技術(shù)服務(wù)有限公司（Sangon）。

1.2.3 數(shù)據(jù)處理

將AFLP-PCR選擇性擴(kuò)增產(chǎn)物經(jīng)毛細(xì)管電泳獲得的峰圖進(jìn)行判讀，每個(gè)峰值被假定為某一位點(diǎn)的顯性等位基因，有峰值記作“1”，無(wú)峰值記作“0”，由此得到“01”二元式數(shù)據(jù)矩陣，將矩陣應(yīng)用于數(shù)據(jù)分析。運(yùn)用POPGENE v1.31軟件[21]計(jì)算各遺傳多樣性參數(shù)。運(yùn)用NTSYS-pc v2.0軟件[22]，基于Nei’s遺傳距離[23]，對(duì)居群進(jìn)行非加權(quán)配對(duì)算數(shù)平均法（Unweighted pair-group method with arithmetic means，UPGMA）聚類分析。運(yùn)用Arlequin v3.5軟件[24]進(jìn)行分子方差分析（Analysis of molecular variance，AMOVA）?；诰尤洪gNei’s遺傳距離和地理距離，運(yùn)用軟件GenAIEx v6.5[25]進(jìn)行居群的主坐標(biāo)分析（Principal coordinates analysis，PCA），并運(yùn)用Mantel 檢驗(yàn)檢測(cè)遺傳距離與地理距離的相關(guān)性。

2 結(jié)果與分析

2.1 引物篩選結(jié)果

從121對(duì)引物組合中篩選出4對(duì)條帶清晰、重復(fù)性好、多態(tài)性高的有效引物，具體引物名稱和序列見(jiàn)表2。

2.2 遺傳多樣性

本研究運(yùn)用4對(duì)AFLP有效引物，對(duì)16個(gè)黃連木居群共341個(gè)樣本單株進(jìn)行了遺傳多樣性分析。部分選擇性擴(kuò)增產(chǎn)物的毛細(xì)管電泳結(jié)果如圖1所示。

居群內(nèi)遺傳多樣性參數(shù)如表3所示。由表3可知，共獲得652個(gè)多態(tài)性位點(diǎn)，在物種水平上，多態(tài)性位點(diǎn)百分率（PPLs）為100%，有效等位基因數(shù)（Ne）為1.233，Nei’s基因多樣性指數(shù)（Hes）為0.182，Shannon多態(tài)性信息指數(shù)（Is）為0.323。在居群水平上，PPLp為52.15%，Nep為1.214，Hep為0.137，Ip為0.218。全部16個(gè)居群中，樅陽(yáng)居群遺傳多樣性水平最高，即Ne=1.253、He=0.163、I=0.261；懷遠(yuǎn)居群遺傳多樣性水平最低，即Ne=1.184、He=0.112、I=0.174。

從區(qū)域內(nèi)遺傳多樣性水平均值來(lái)看，大別山區(qū)4個(gè)居群（SC、JZ、HS和HQ）的平均遺傳多樣性水平最高，參數(shù)值為Ne=1.221、He=0.142、I=0.226；皖中地區(qū)5個(gè)居群（SX、CZ、HSX、HX和FX）的平均遺傳多樣性水平次之，參數(shù)值為Ne=1.214、He=0.137、I=0.218；皖南與皖北平均遺傳多樣性水平最低，其中皖南5個(gè)居群（JX、 QY1、QY2、ZY和XN）的參數(shù)值為Ne=1.211、He=0.134、I=0.213，皖北2個(gè)居群（XX和HY）的參數(shù)值為Ne=1.211、He=0.134、I=0.212。

2.3 遺傳結(jié)構(gòu)

2.3.1 居群間遺傳分化

分子方差分析（AMOVA）結(jié)果如表4所示。從居群內(nèi)和居群間兩個(gè)層次的分析來(lái)看，黃連木居群間遺傳變異占總遺傳變異的比例為21.3%，居群內(nèi)個(gè)體間的遺傳變異占總遺傳變異的78.7%。從區(qū)域之間（皖北、皖中、皖南、大別山區(qū)）、區(qū)域內(nèi)居群間、居群內(nèi)個(gè)體間三個(gè)層次分析來(lái)看，區(qū)域之間遺傳變異占總變異的-0.84%，表明區(qū)域間差異不顯著（P=0.73）；區(qū)域內(nèi)居群間的遺傳變異占總變異的21.99%，居群內(nèi)個(gè)體間的遺傳變異占總變異的78.77%。

AMOVA分析獲得成對(duì)居群間遺傳分化系數(shù)（Fst），結(jié)果如表5所示。由表5可知，成對(duì)居群間的遺傳分化顯著（P<0.05），F(xiàn)st值為0.067～0.315；懷遠(yuǎn)居群（HY）與青陽(yáng)2居群（QY2）之間遺傳分化程度最高，F(xiàn)st為0.315；樅陽(yáng)居群（ZY）與蕭縣居群（XX）之間遺傳分化程度最低，F(xiàn)st為0.067。成對(duì)居群間平均遺傳分化系數(shù)Fst為0.212，與POPGEN軟件計(jì)算的居群間平均遺傳分化系數(shù)（Gst=0.243）接近。

2.3.2 居群間遺傳距離與聚類分析

黃連木居群間遺傳距離與遺傳相似度如表6所示。居群間遺傳距離為0.016 6～0.072 3，遺傳相似度為0.930 3 ～ 0.983 5。其中，涇縣居群（JX）與霍邱居群（HQ）之間的遺傳距離最小（0.016 6），遺傳相似度最高（0.983 5）；懷遠(yuǎn)居群（HY）與青陽(yáng)2居群（QY2）之間的遺傳距離最大（0.072 3），遺傳相似度最小（0.930 3）。

Mantel檢驗(yàn)表明，16個(gè)黃連木居群間遺傳距離與地理距離的相關(guān)性不顯著（相關(guān)系數(shù)r=-0.106，P=0.15>0.05）。去掉人工林青陽(yáng)1居群（QY1）后，15個(gè)黃連木天然林居群間遺傳距離與地理距離的相關(guān)性也不顯著（r=-0.177，P=0.07>0.05）。

基于居群間的遺傳距離（表6）獲得的UPGMA聚類樹(shù)如圖2所示。聚類分析將16個(gè)黃連木居群明顯地分離開(kāi)來(lái)。在遺傳距離為0.05處，所有居群被劃分為4個(gè)組，組Ⅰ包含肥西（FX）和壽縣（SX）居群；組Ⅱ包含青陽(yáng)1（QY1）、滁州（CZ）、霍邱（HQ）、涇縣（JX）和休寧（XN）共5個(gè)居群，組Ⅲ包含霍山（HS）、懷遠(yuǎn)（HY）和含山（HSX）共3個(gè)居群，組Ⅳ包含舒城（SC）、樅陽(yáng)（ZY）、蕭縣（XX）、和縣（HX）、金寨（JZ）和青陽(yáng)2（QY2）共6個(gè)居群。由圖2可以看出，分組情況與居群所在的地理區(qū)域沒(méi)有關(guān)聯(lián)。

基于遺傳距離（表6）的主坐標(biāo)分析結(jié)果如圖3所示。由圖3可以看出，16個(gè)黃連木居群被劃分為4組，分組情況與UPGMA聚類樹(shù)（圖2）一致。

2.3.3 種質(zhì)特異性DNA片段

黃連木居群在各個(gè)AFLP標(biāo)記位點(diǎn)表現(xiàn)出差異性，本研究共擴(kuò)增出652個(gè)AFLP多態(tài)性位點(diǎn)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)了一些特異性位點(diǎn)（圖4）。這些位點(diǎn)的DNA片段在不同居群中分布頻率差異較大，即Gst值較大。如圖4a（引物對(duì)M-CAG/E-AGA）顯示，在位點(diǎn)307處擴(kuò)增出的DNA片段為537 bp，Gst為0.728，此DNA片段在壽縣居群（SX）中的分布頻率為0.88，在肥西居群（FX）中為0.55，而在其余居群中分布頻率為0；又如圖4f（引物對(duì)M-CTG/E-AAG）顯示，在位點(diǎn)588處擴(kuò)增出的DNA片段為316 bp，此位點(diǎn)的Gst為0.620，DNA片段在壽縣居群（SX）中的分布頻率為0.76，在肥西居群（FX）中為0.64，在青陽(yáng)2居群（QY2）中為0.13，而在其余居群中為0。

3 討 論

3.1 遺傳多樣性

本研究運(yùn)用4對(duì)AFLP引物對(duì)安徽省黃連木16個(gè)居群共341個(gè)樣本單株進(jìn)行了遺傳多樣性分析，共擴(kuò)增出652個(gè)多態(tài)性位點(diǎn)。在物種水平上，有效等位基因數(shù)（Nes）為1.233，Nei’s基因多樣性指數(shù)（Hes）為0.182，Shannon信息指數(shù)（Is）為0.323；在居群水平上，有效等位基因數(shù)（Nep）為1.214，Nei’s基因多樣性指數(shù)（Hep）為0.137，Shannon信息指數(shù)（Ip）為0.218。其他闊葉喬木樹(shù)種的AFLP遺傳多樣性研究也有報(bào)道，如云南省的琴葉風(fēng)吹楠Horsfieldia pandurifolia（Nei’s基因多樣性指數(shù)為0.151，Shannon信息指數(shù)為0.243）[26]、山東省的豆梨Pyrus calleryana（有效等位基因數(shù)為1.204，Nei’s基因多樣性指數(shù)為0.123，Shannon信息指數(shù)為0.191）[27]，相比來(lái)看，安徽省黃連木資源的遺傳多樣性顯示出較高水平。

物種的遺傳多樣性水平受多種因素的影響，包括物種進(jìn)化史、交配系統(tǒng)、環(huán)境異質(zhì)性水平、人為干擾等[28]。首先，黃連木在安徽省資源豐富，也是本省鄉(xiāng)土樹(shù)種，栽培歷史悠久，經(jīng)過(guò)長(zhǎng)期的演化擁有廣泛的遺傳基礎(chǔ)；其次，Hamrick等[29]認(rèn)為異交植物由于個(gè)體間基因流動(dòng)性強(qiáng)，與自交植物相比，具有較高的遺傳多樣性。黃連木通常雌雄異株，是典型的異交植物，加之風(fēng)媒傳粉[30]，這種異交特性會(huì)增加個(gè)體之間的基因交流、基因重組乃至后代居群內(nèi)的遺傳多樣性。相比之下，琴葉風(fēng)吹楠、豆梨屬于雌雄同株且蟲(chóng)媒傳粉的樹(shù)種，異交程度和范圍比黃連木低和小，因而遺傳多樣性水平低于黃連木；另外，雖然黃連木萌芽更新能力強(qiáng)，但在自然條件下以種子繁殖為主[31]，會(huì)增加居群的基因型變異，這也是造成后代遺傳多樣性較高的一個(gè)原因。

安徽省是黃連木適宜的分布地區(qū)，其中以江淮地區(qū)分布較為集中[32]。但本研究結(jié)果從區(qū)域內(nèi)遺傳多樣性水平均值來(lái)看，大別山區(qū)黃連木遺傳多樣性水平最高，共4個(gè)居群，有效等位基因數(shù)（Ne）為1.221，Nei’s基因多樣性指數(shù)（He）為0.142，Shannon信息指數(shù)為0.226；其次為皖中，共5個(gè)居群，有效等位基因數(shù)（Ne）為1.214，Nei’s基因多樣性指數(shù)（He）為0.137，Shannon信息指數(shù)（I）為0.218；最低為皖南，共5個(gè)居群，有效等位基因數(shù)（Ne）為1.211，Nei’s基因多樣性指數(shù)（He）為0.134，Shannon信息指數(shù)（I）為0.213；皖北遺傳多樣性水平同皖南一樣低，共2個(gè)居群，有效等位基因數(shù)（Ne）為1.211，Nei’s基因多樣性指數(shù)（He）為0.134，Shannon信息指數(shù)（I）為0.212。這可能是由于大別山區(qū)地形復(fù)雜，環(huán)境異質(zhì)性程度高，黃連木長(zhǎng)期適應(yīng)性演化所致，加之黃連木資源遭受人為干擾也較少。

3.2 遺傳結(jié)構(gòu)

AMOVA分析顯示，本研究中黃連木的遺傳多樣性主要存在于居群內(nèi)（78.7%），居群間的遺傳分化顯著（P<0.01），成對(duì)居群間遺傳分化系數(shù)均值Fst為0.212。Wright[33]認(rèn)為Fst值為0～0.05，居群間遺傳分化很弱；Fst為0.05～0.15，居群間遺傳分化為中等程度；Fst為0.15～0.25，分化程度較高；Fst>0.25，分化程度極高。黃連木居群間平均遺傳分化系數(shù)Gst為0.243，與基于同種分子標(biāo)記的其他樹(shù)種比較，略高于珙桐Davidia involucrata（Gst為0.216）[34]和琴葉風(fēng)吹楠（Gst為0.226）[26]，總體來(lái)看，黃連木呈現(xiàn)較高的遺傳分化。但黃連木在區(qū)域（皖北、皖中、皖南及大別山區(qū)）之間遺傳分化不顯著。

一方面，黃連木本身靠風(fēng)媒傳粉，有較高程度的基因流（Nm=1.562），會(huì)降低居群之間的遺傳分化；另一方面，本研究中黃連木為碎片化分布的天然次生林、混交林或呈零星分布的散生林木，這種碎片化的小居群容易受遺傳漂變的影響，長(zhǎng)期作用下會(huì)導(dǎo)致居群內(nèi)的等位基因逐漸固定在少數(shù)幾個(gè)等位基因上，進(jìn)而會(huì)增加居群間的遺傳分化。上述正反向作用使得黃連木顯示出居群間較高的遺傳分化系數(shù)。另外，長(zhǎng)期以來(lái)黃連木資源普遍面臨管理粗放、人為破壞和病蟲(chóng)害侵襲嚴(yán)重的問(wèn)題，造成遺傳流失嚴(yán)重，使得有限的遺傳資源不足以反映大的區(qū)域之間的遺傳差異，因而造成黃連木在區(qū)域之間遺傳差異不顯著。

本研究還發(fā)現(xiàn)了一些特異性DNA片段，它們雖然在居群內(nèi)的分布不具有專一性，但在居群間表現(xiàn)出較大的差異性。這些DNA片段是否具有相同的核苷酸序列、是否具有功能，以及能否作為黃連木種質(zhì)鑒別的標(biāo)記，在今后仍需結(jié)合測(cè)序技術(shù)進(jìn)行更深入的探究。

3.3 黃連木種質(zhì)資源的保護(hù)利用策略

安徽省黃連木種質(zhì)資源具有較高的居群內(nèi)遺傳多樣性和較高的居群間遺傳分化程度。一個(gè)物種的遺傳多樣性決定了該物種對(duì)環(huán)境的適應(yīng)能力和進(jìn)化潛力。要保護(hù)一個(gè)物種的種質(zhì)資源，就要首先保護(hù)其遺傳多樣性。因此，對(duì)安徽省黃連木種質(zhì)資源的保護(hù)利用提出如下建議。首先，做好原地保存。對(duì)遺傳多樣性較高的居群和較低居群都要加強(qiáng)保護(hù)，避免生境遭受進(jìn)一步破壞，防止遺傳資源進(jìn)一步流失，同時(shí)也有利于黃連木居群在原生境內(nèi)的進(jìn)一步演化。其次，異地保存。如建立黃連木種質(zhì)資源庫(kù)和設(shè)施保存庫(kù)，防止遺傳資源遭受意外破壞而流失，同時(shí)有助于黃連木的科學(xué)研究；通過(guò)擴(kuò)大繁殖增加資源規(guī)模；另外，通過(guò)引種、雜交育種，以及分子育種等手段，既可豐富居群內(nèi)基因型，提高黃連木的遺傳多樣性，又能實(shí)現(xiàn)遺傳改良和種質(zhì)創(chuàng)新。最后，加強(qiáng)管理。使種質(zhì)資源管理法治化、科學(xué)化和精細(xì)化。所有這些措施結(jié)合起來(lái)，才能促進(jìn)黃連木種質(zhì)資源的保護(hù)和黃連木產(chǎn)業(yè)的高效和可持續(xù)發(fā)展。

4 結(jié) 論

安徽省黃連木資源具有較高的遺傳多樣性水平和較高的居群間遺傳分化水平，但區(qū)域間遺傳分化不顯著。同時(shí)發(fā)現(xiàn)了一些種質(zhì)特異性DNA片段。結(jié)合原地保存、異地保存、設(shè)施保存、引種和育種措施提出了黃連木種質(zhì)資源的保護(hù)利用建議。研究結(jié)果將為安徽省黃連木種質(zhì)資源的保護(hù)利用和品種選育提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo)。

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[本文編校：謝榮秀]