Phân tích thành phần phương sai của dòng dưa chuột không hạt cho chế biến U.S Từ khóa: quả không hạt,yếu tố di truyền tối thiểu, đánh giá di truyền. I. Tóm tắt Sản xuất loại dưa chuột không hạt mang lại hiệu quả về chất lượng lớn hơn so với các giống dưa chuột đối chiếu thông thường. Sự hiểu biết về thành phần kiểu gen của giống dưa chuột không hạt sẽ hỗ trợ trong nhân giống dưa chuột và kết hợp mật thiết với ngành kinh tế chế biến tạo sự đa dạng về thương mại. Kế thừa sự chọn lọc dòng dưa chuột không hạt ưu tú ở U.S trước đó, vậy nên tiến hành điều tra kết quả sản xuất của dòng F3 lai từ dòng 2A và dòng Gy8 (P2, có hạt) trồng trên 2 cánh đồng khác nhau (Cánh đồng E và G.mùa hè năm 2000). Sự khác biệt về môi trường và yếu tố ngoại cảnh là 90% ở cả 2 địa điểm. Độ chênh lệch của gen chiếm ưu thế là 0.3 và 0.2 ở mảnh E và G. Theo thứ tự thì tối thiểu của nhân tố điều khiển không hạt là 5(mảnh G) và 13(mảnh E). Việc đánh giá con lai có ý nghĩa thấp hơn khi cơ sở cây trồng riêng lẻ trong tổ hợp lai F3 so với phương pháp trình diễn tổ hợp lai F3. Trong khi cả khả năng kết hợp riêng và khả năng kêt hợp chung trên cây trồng riêng lẻ trong tổ hợp lai F3 luôn luôn nhỏ hơn 0.1, khả năng kết hợp riêng cho phương pháp trình diễn F3 đạt giá trị giữa 0.33 (mảnh E) và 0.62 (mảnh G), và khả năng kết hợp chung có giá trị giữa 0.53 (mảnh E) và 0.67 (mảnh G). Do đó,trong toàn bộ cây trồng, quá trình chọn lưạ gen cho dưa chuột không hạt dựa trên phương pháp trình diễn tổ hợp lai F3 sẽ có hiệu quả cao hơn chọn cây trồng riêng lẻ ở tổ hợp lai F3. II. Giới thiệu Dưa chuột (Cucumis sativus var.sativus L, 2n=2x=14) là 1 trong những loại rau đặc biệt có giá trị kinh tế trong họ bầu bí (Lower và Edwards 1986). Sản lượng trung bình trong sản xuất dưa chuột ở U.S tăng từ 4,1 tấn/ha năm 1920 đến 14,8 tấn/ha năm 1984 (viện phát triển nông nghiệp mỹ). Sự tăng trưởng về sản lượng đạt được nhờ áp dụng trồng các giống dưa lai (Wehner,1989) mà do sự tác động lớn của việc hợp lại của gen kháng bệnh, phát triển từ cách trồng trọt cũ và biểu hiện giới tính ổn định, thay đổi kích cỡ cây trồng và thuộc tính quả (Peterson,1978,Wehner& Cramer,1996). Sản lượng trung bình trong sản xuất dưa chuột ở Mỹ bình ổn ở giá trị 12.6 ± 0.2 tấn/ha 19 năm trước, hiện tượng lạ được biết đến như vua quả thống trị hay lần đầu tiên ức chế quả trở thành nguồn của hạn chế sản lượng này. Trong giống dưa chuột thương mại, quả với sự phát triển của hạt từ thụ phấn cho hoa đầu tiên không bình thường của sự phát triển quả tiếp theo (Uzcategui& Baker.1979). Hiện tượng ức chế sản lượng đặc biệt quan trọng hơn 1 lần trong thu hoạch bằng máy móc điều khiển nơi mà sản lượng lớn nhất phụ thuộc vào số lượng chợ hoa quả và hạn thu hoạch quả. Quả bị ưc chế là it nhất khi không hạt tốt hơn dưa chuột tạo hạt(Denna,1973).Hơn thế nữa,sản lượng của giống không hạt đa dạng thường cao hơn giống thương mại tạo hạt dưới điều kiện trồng trọt tối ưu (Denna,1973, De Ponti,1976; Sun, 2004). Tiềm năng sản lượng cao hơn của giống dưa chuột không hạt có ý nghĩa thực tế cho sự thụ phấn không phải là điều kiện tiên quyết tạo quả …. Do đó, trong điều kiện thụ phấn ngặt nghèo thường giới hạn quả tạo hạt, tế bào mầm quả không hạt thì thiếu tự nhiên nhất, giống như bị ức chế. Hơn thế nữa, tế bào mầm quả không hạt có thể phát triển quả liên tục với một số ít hoặc không có hiện tườn ức chế quả đầu tiên. Dưới một vài điều kiện trồng ( nhà kính, cách li thụ phấn) dòng quả không hạt có thể, trong trường hợp này, để phát triển quả không hạt. Với hiện tượng này gọi là “giả mạo giống không hạt”, là sự xuất hiện trước sau như một, là giống như sự tác động lẫn nhau giữa môi trường và tính chất vật lí của cây tại sự nở hoa hoặc trong suốt quá trình phát triển của quả. Hiểu biết về quá trình phát triển của quả không hạt có thể sử dụng trong chiến lược thiết kế sự gây giống cho cải thiện năng xuất chất lượng của giống dưa chuột. Quá trình lai, sản xuất loại dưa chuột không hạt đã được nghiên cứu sử dụng phân tích có ý nghĩa kiểu gen (Sun, 2004). Khả năng kết hợp riêng trong đánh giá con lai dựa trên dữ liệu sản lượng của vụ thu hoạch đầu tiên, từ hai dòng lai ưu tú (2AxGy8, 2000) trồng trong điều kiện thụ phấn tự do, môi trường mở (0.24). Do đó, việc lựa chọn cây trồng riêng rẽ cho sản xuất nhóm quả không hạt F2 đạt được kết quả không như mong muốn. Chọn lựa con lai từ F2 có kết quả bởi sự tự thụ phấn của F2 riêng lẻ (ví dụ F3, F4) có thể về lý thuyết đạt hiệu quả lớn hơn so với F2 riêng lẻ vì sự lựa chọn dựa trên tổ hớp lai thực tế và đa dạng trong số tổ hợp lai F3 tạo ra cho bản thân nó, từ đó sự nghiên cứu là thiết kế đánh giá thành phần biến động phương sai, khả năng kết hợp chung và kết hợp riêng của dòng lai và số nhỏ nhất của nhân tố gen, trong tổ hợp lai F3 từ dòng 2A (không hạt) giao phấn với dòng Gy8 (có hạt). Giống như là thông tin then chốt cho việc tiếp tục cải thiện sự thụ phấn cho sản xuất giống sưa chuột không hạt. III. Nguyên liệu và phương pháp 1. Vật liệu ban đầu : Hai dòng dưa chuột sản xuất cùng nguồn gốc từ UW-Madison cucumber Breeding programe (UW- CBP) đã lựa chọn cho thí nghiệm (Sun 2004). Dòng 2A không hạt là mầm mống (Gy), lá thường (L), vô hạn (De) và khả năng hình thành nhiều loại quả không hạt dưới tác động của điều kiện gieo trồng tìm thấy ở khí hậu môi trường North American. Tương tự, dòng dưa chuột có hạt lai cùng dòng J8 đạt trạng thái ổn định, lá bình thường và thực vật vô hạn. nhưng không sản xuất hoặc sinh sản một vài quả và không xảy ra quá trình thụ phấn (Sun 2004). Một vài dòng có tính chất tương tự ngoại trừ quá trình sinh trưởng của dòng không hạt. Hạt giống lai F1 từ dòng lai 2A(P1) x Dòng Gy8(P2) đã sản xuất tại nhà xanh Cartagon. Costa Rica vào mùa xuân năm 1998. Con lai F1 lại được sử dụng để sản xuất F2 tại nhà xanh ở Madison, Wisc trong suốt mùa thu năm 1998. Sự cắt mô phân sinh ở con lai F2 riêng lẻ được lấy từ cây trồng tại nhà xanh (Arlington, Wisc) vào mùa xuân năm 1999 và sự tự thụ phấn của dòng F2 vô tính ở nhà xanh Madison trong suốt mùa thu năm 1999 đạt kết quả trong 126 tổ hợp lai F3. Thiêt kế thí nghiệm hai dòng lai được chọn làm bố mẹ, F1 và tổ hợp lai F3 được trồng ở hai cánh đồng mở, có vị trí khoảng 2km từ Univercity of Wisconsin Research Station trong mùa hè năm 2000, vùng trồng trọt này là rộng lớn để tập trung sản xuất giống dưa chuột truyền thống tại Wisc( xếp hạng thứ 50 tại US). giống đầu tiên được phát hiện vào ngày 20/6 (thiết kế ở mảnh G) và giống thứ hai được phát hiện vào ngày 30/6 (thiết kế ở mảnh E) tại Planefield với mùn và cát (một loại môi trường ẩm ướt). Cánh đồng thực nghiệm có vị trí ít nhất là 2,5 km từ một cánh đồng dưa chuột khác để đảm bảo rằng môi trường thụ phấn tự do trong suốt quá trình tạo quả; với mỗi môi trường thực nghiệm, sự sắp đặt các mảnh là ngẫu nhiên (RCB) được thiết kế với bản sao khác, nơi mà đặt 3 mảnh trong các vị trí khác nhau ( mảnh G và Mảnh E). trong mỗi mảnh, đơn vị thử nghiệm là 3 mảnh nhỏ của mỗi dòng bố mẹ và con lai F1 của chúng, và 126 tổ hợp lai nhỏ F3 đến tổng 135 mảnh nhỏ hơn (P1: P2: F1: F3= 3:3:3:126). Mảnh nhỏ gồm 8 cây với hàng cách hàng là 15cm, nơi mà ở 1,5m hàng trung tâm. Mật độ trồng này(~38000 cây/ha) là điển hình cho sản cho sản xuất dưa chuột thương mại trên cánh đồng mở cho cả việc thu hoạch bằng tay. Tiêu chuẩn thực tế truyền thống cho điều kiện gieo trồng Wisconsin đã cho phếp điều khiển được sâu bệnh hại. Nito được sử dụng cho hệ thống phun tưới cần thiết là 32kg cho 1ha trong khoảng thời gian là 1 tuần từ khi cây cuốn dây leo cho tới khi quả phát triển. Cây thu hoạch lần 1(45 đến 7 ngày sau trồng ở mảnh E &G) và sự đo đạc dựa trên cây trồng đơn lẻ như số lượng quả không hạt trên tổng số cây trồng. Tất cả quả có đường kính lớn hơn 2,8 thì có thể thu hoạch (đạt cỡ quả loại 2), khi đó có khoảng 15 % quả có đường kính là 5cm (cỡ loại 4). 2. Phân tích dữ liệu Dữ liệu về sản lượng quả không hạt từ 126 tổ hợp lai F3 có giá trị tại 2 địa điểm được phân tích chung và độc lập sử dụng nguyên tắc “proc mixed” của SAS (SAS 1999) nơi mà mọi kết quả đạt được xem xét 1 cách ngẫu nhiên. Hạn chế lớn nhất có khả năng xảy ra (REML) được sử dụng cho ước lượng thành phần phương sai. Dòng cải tiến tốt nhất ở vụ đầu tiên sử dụng dữ liệu sản lượng kết hợp từ cả mảnh E và mảnh G theo công thức : Y=µ + L + B(L) + F + L x F + B(L) x F + e,trong đó Y là sản lượng số quả không hạt, µ là hệ số tác động thường, L là tác động địa điểm, B(L) là tác động thửa ruộng, F lá tác động gia đình F3. L x F là địa điểm x tổ hợp lai F3. B(L) x F là mảnh X tổ hợp F3 và e là hệ số biến động cây trồng trong F3. Khi mà sự tương tác giữa địa điểm và tổ hợp lai F3 có ý nghĩa, hệ số tương quan dự báo giá trị của tổ hợp lai F3 trong các địa điểm khác nhau sử dụng để xác định điều kiện tương tác dẫn tói biến động độ lớn hoặc phương hướng của phản ứng từ tổ hợp lai F3. Dữ liệu năng suất quả không hạt tại mỗi vị trí được phân tích độc lập sử dụng dòng cải tiến Y=μ+B+F+B×F+p (bảng 1). Giá trị phương sai trong tổ hợp lai F3 chia cắt thành tác động khác thể trong mỗi F3 và tác động môi trường. Dữ liệu sản lượng quả không hạt từ 2 dòng bố mẹ và con lai F1 của chúng cũng được phân tích chung và độc lập sử dụng ‘PROC MIXED’ của SAS, nơi mà gen được xem xét như tác động sửa chữa và tác động còn lại xem như là ngẫu nhiên. Quá trình phân tích kết hợp dữ liệu quả không hạt từ 2 khu vưc thực nghiệm từ hai khu thí nghiệm sử dụng dòng cải tiến Y=μ+L+B(L)+E(G)+G+L×G+L×E(G) +B(L)×G+B(L)×E(G)+e’. Trong đó Y là sản lượng quả không hạt tạo ra trên cây, µ là hệ số tác động thường, L là tác động địa điểm, B(L) là tác động thửa ruộng, F lá tác động gia đình F3. L x F là địa điểm x tổ hợp lai F3. B(L) x F là mảnh X tổ hợp F3 và e’ là hệ số biến động cây trồng trong F3. Sản lượng quả không hạt tại mỗi địa điểm được tính theo công thức cải tiến: Y=μ+B+E(G)+G+B×G+B×E(G) +p’ (bảng 2). Từ đó cá thể tự nhiên của tổ hợp lai F3 và các số mục khác của mỗi gen, ô vuông la tinh, đối chiếu 1 số gen. Đã biểu diễn sử dung nguyên tắc ‘proc mixed covtest” của SAS, trong đó gen được coi như tác động sửa chữa và tương tác giữa các thửa ruộng xem như tác động ngẫu nhiên. 3. Đánh giá phương sai kiểu gene Tổ hợp mong đợi cho phương sai của F3 được đo đạc bởi công thức Mather(1949); Mather & Jinks(1971). Dữ liệu từ tổ hợp lai F3 cho phép đánh giá 2 nguồn biến động kiểu gen. Phương sai 1 số tổ hợp lai F3 ở khoảng tin cậy. σ 2 3 = σ 2 A +1/4σ 2 D, ở đó σ 2 A và σ 2 D là phương sai cộng gộp kiểu gen và phương sai gen trội, theo thứ tự trên. Biến có nghĩa của tổ hợp lai F3 được tính toán ở một khoảng cây trồng trong khoảng tổ hợp lai F3 ở độ tin cậy σ 2 3 =1/2σ 2 A +1/2σ 2 D . Tại mỗi địa điểm σ 2 3 (i.e., σ 2 A +1/4σ 2 D ) thu được trực tiếp từ nguyên tắc “proc mixed covtest’’ của SAS về đánh giá thành phần phương sai của tổ hợp lai F3. Đánh giá bởi công thức σ 2 3 (i.e., 1/2σ 2 A +1/2σ 2 D ) có kết quả là hiệu số cây trồng trong tổ hợp lai F3 (σ 2 p ) trừ đi số cây trồng trong mức đồng đều(σ 2 p’ : P1,P2, và F1) (Tables1and 2). 2 biểu thức chấp nhận sự đánh giá cộng dồn và ưu thế lai của phương sai kiểu gen. Sau khi tìm ra kết quả biểu thức ước lượng được σ 2 A và σ 2 D theo công thức σ 2 A =[4× σ 2 3 − 2×(σ 2 p –σ 2 p’ )]/3 và σ 2 D =[8×(σ 2 p –σ 2 p’ ) − 4× σ 2 3]/3;trong đó σ 2 3, σ 2 p và σ 2 p’ là ước lượng thành phần phương sai cho tổ hợp lai F3, và cây trồng đến cây trồng có phương sai trong mức đồng đều. Phương sai của tham số gen (σ 2 A và σ 2 D ) tại mỗi địa điểm được đánh giá bởi công thức. Var(σ 2 A ) = Var{[ 4 × σ 2 3 - 2 × (σ 2 p –σ 2 p’ )]/3} = [16 × Var(σ 2 3 ) +4 × Var(σ 2 p ) + 4 × Var(σ 2 p )]/9. Và Var(σ 2 D ) = Var{[ 8 × (σ 2 p –σ 2 p’ ) – 4 × σ 2 3]/3} = [64 × Var(σ 2 p ) + 64×Var(σ 2 p ) + 16 × Var(σ 2 3 )]/9. 4. Khả năng kết hợp chung và riêng của ý nghĩa di truyền Khả năng kết hợp chung và riêng được ước tính dựa trên cá thể từng cây trong gia đình F3 và giá trị trung bình của gia đình F3. Khoảng và σ 2 D cho h 2 N của các gia đình đã được ước tính bằng cách sử dụng công thức trên (Mather and Jink, 1971), phương sai của gia đình F3 cho h 2 N dựa trên dữ liệu cá nhân đã được điều chỉnh theo Hallauer và Miranda (1988) sử dụng một hệ số (1/2) vào phép tính toán cho mức độ cận huyết. Ý nghĩa hệ số di truyền hẹp của các cá thể cây trồng trong gia đình F3 (h 2 NP ) được ước tính trong hai cách. Thứ nhất, h 2 NP được ước tính là 1/2/σ 2 PP , trong đó và σ 2 PP là phương sai di truyền phụ và phương sai kiểu hình của các cá thể cây trồng trong gia đình F3 tương ứng. Phương sai kiểu hình ở mỗi cá thể được ước tính σ 2 PP = σ 2 p = 1/2 + 1/2σ 2 D + σ 2 pʹ , ( bảng 1); trong đó σ 2 p , , σ 2 D , và σ 2 pʹ là sự thay đổi của các cây F3 trong gia đình F3, phương sai di truyền phụ, phương sai di truyền chính, và biến đổi bên trong các lô là tương ứng đồng nhất. Sai số chuẩn (SE) của di truyền hẹp của các cá thể cây trong gia đình F3 được tính toán như sau S.E.(h 2 NP ) = [Var()]½/(2 × σ 2 PP ) (Hallauer và Miranda, 1988). Thứ hai, h 2 NP được ước tính dựa trên giá trị trung bình của gia đình F3 (h 2 NF ) như sau: h 2 NF = 1.0208/ σ 2 PF ; trong đó và σ 2 PF là phương sai di truyền phụ và phương sai kiểu hình dựa trên giá trị trung bình của gia đình F3 tương ứng. Hệ số 1,0208 được sử dụng để điều chỉnh quy mô gia đình (n = 24; Keasey and Pooni, 1996). Phương sai kiểu hình ở mỗi vị trí được ước tính như sau σ 2 PF = (σ 2 p + pσ 2 B×F + bpσ 2 F3 ) / bp; trong đó b, p, σ 2 p , σ 2 B×F , σ 2 3 tham khảo các số khối, số cây trên một lô, sự thay đổi giữa các cây F3 trong gia đình, sự thay đổi do khối × tương tác gia đình F3, và sự thay đổi trong giá trị trung bình của gia đình F3 tương ứng. Bội số liên quan đến được lấy từ kết quả của phương sai di truyền phụ ước tính giữa giá trị trung bình của gia đình F3 và các cá thể F3 (tức là 1 + 1 / bp). Sai số chuẩn (SE) của di truyền hẹp dựa trên giá trị trung bình của gia đình F3 đã được tính toán như sau SE (h 2 NF ) = 1,0208 × [Var ()] 1/2 / σ 2 BF . Di truyền rộng của các cá thể cây trồng trong gia đình F3 (h 2 BF ) được tính như sau h 2 BF = (1/2 + 1/2σ 2 D )/σ 2 PP ; trong đó, σ 2 D , và σ 2 PP là phương sai di truyền phụ, phương sai di truyền chính, và sự sai khác kiểu hình của các cá thể trong gia đình F3 tương ứng. Sai số chuẩn của hệ số di truyền rộng của các cá thể trong gia đình F3 được tính như sau: SE (h 2 BF ) = [Var () + Var (σ 2 D )]½ / (2 × σ 2 PP ) (Hallauer & Miranda, 1988). Hệ số di truyền rộng dựa trên giá trị trung bình của σ gia đình F3 (h 2 BF ) được tính như sau: h 2 BF = (1.0208 + 0.2708σ 2 D ) / σ 2 PF , trong đó , σ 2 D , và σ 2 PF là phương sai di truyền phụ, phương sai di truyền chính và sự sai khác kiểu hình dựa trên giá trị trung bình của gia đình F3 tương ứng. Sai số chuẩn của hệ số di truyền rộng dựa trên giá trị trung bình của quần thể F3 được tính như sau: S.E (h 2 BF ) = [1,0208 2 x Var () + 0,2708 2 x Var (σ 2 D )]½ /σ 2 PF . 5. Ước tính của số lượng tối thiểu các yếu tố di truyền Số lượng tối thiểu các yếu tố hiệu quả (n) ảnh hưởng đến parthenocarpy được ước lượng theo Castle (1921) và Wright (1968) sử dụng các yếu tố điều chỉnh theo đề nghị của Cockerham (1986) là n = [( 1 - 2 )² - (σ 2 1 + σ 2 2 )] / (8 ×); trong đó 1 và 2 là các ước tính về sản lượng trung bình của bố mẹ P1 và P2, σ 2 1 và σ 2 2 , là những ước tính phương sai của hai dòng bố mẹ trung bình, và là phương sai di truyền phụ. .Thảo làm phần này Đánh giá của các thành phần phương sai và hệ số di truyền. Các biến dị di truyền cho ưu thế phát hiện bởi phân tích thành phần phương sai là tương đối thấp ở cả hai địa điểm (bảng 6). Các ước tính ưu thế đúng tương đối thấp có thể là do tầm quan trọng giảm bớt ưu thế của phương sai thường thu được sau khi chúng tự lai ghép, hoặc thiếu hiệu quả của thiết kế thí nghiệm được sử dụng để phát hiện ưu thế phương sai (Kearsey & Pooni, 1996). Để ước tính phương sai di truyền thêm vào và ưu thế sai di truyền với độ chính xác như nhau, một North Carolina thiết kế III (NCIII) (Comstock & Robinson, 1952) hoặc ba kiểm tra đánh dấu (TTC) thiết kế (Kearsey & Jinks, 1968) có thể được sử dụng trong đánh giá thế hệ sau tạo quả không hạt trong quần thể này. Các giá trị tương đối của các chất thêm vào và ưu thế ảnh hưởng rất quan trọng để xác định các dòng bố mẹ hoặc giống lai F1 có tiềm năng là giống thương mại (Kearse& Pooni, 1996. Ưu thế đúng là thành phần chính của tổng phương sai di truyền trong khối E (Bảng6), nơi mà ưu thế thêm vào không đúng tỷ lệ di truyền là 2,2. Những kết quả này cho thấy ưu thế là rất quan trọng cho sự phát triển tạo quả không hạt trong môi trường này. Ngược lại, sự đóng góp của phương sai di truyền cộng với tổng phương sai di truyền trong khối G là tương đối lớn (Bảng 6). Ưu thế trung bình tỷ lệ thêm vào biến di truyền được phát hiện là 0,3, cho thấy ảnh hưởng gen them vào cho phát triển cây ăn quả tạo quả không hạt là quan trọng trong môi trường đang phát triển này. Có thể giải thích cho sự khác biệt vị trí đang phát triển này là sự bất ổn của tạo quả không hạt chính nó. Loại đất khác nhau (ví dụ, tính đồng nhất) là không đáng kể, nhưng nhiệt độ trung bình cao hơn (~ 3 ° C) trong khối G hơn so với khối E trong quá trình phát triển cây ăn quả. Một giả thuyết có thể kiểm chứng là những gen kiểm soát sự phát triển trái cây không hạt bị ảnh hưởng bởi môi trường phát triển theo kiểu khác. Điều này có thể được kiểm tra bằng cách đánh giá dòng tạo quả không hạt tinh khiết qua một loạt các môi trường phát triển. Các biến môi trường giữa các cây cá thể trong gia đình F3 kiểm tra lớn hơn đáng kể hơn so với các thêm vào hay ưu thế phương sai trong cả hai địa điểm (Bảng 4 và 6). Điều này là do thực tế là phương sai trong mục đồng nhất tương đối cao ở cả hai địa điểm [0.93 (khối E) và 1,64 (khối G)] (Bảng 5). Những phương sai chiếm 93% (khối E) và 91% (khối G) của tổng phương sai kiểu hình của các cây cá thể trong gia đình F3 kiểm tra. Ước tính di truyền (hẹp và rộng ý thức) dựa vào các cây cá thể trong gia đình F3 sẽ là dự đoán thấp do các tác động môi trường lớn. Ước tính di truyền dựa trên gia đình F3 có nghĩa là hiệu suất sẽ lớn hơn so với các cá thể F3 từ tính không đồng nhất trong các gia đình F3 sẽ dự đoán giảm sau khi chúng tự lai ghép. Như vậy, so sánh di truyền trong quần thể này đã được thực hiện dựa trên cả hai cây cá thể trong gia đình F3 và gia đình F3 biểu diễn trung bình. Với các thành phần biến phát hiện (Bảng 4), ước tính di truyền có ý nghĩa rộng (HBP) dựa trên cây cá thể trong gia đình F3 được dự đoán thấp [0.07 (khối E) và 0,09 (khối G); Bảng 6]. Những giá trị này thấp hơn so với ước tính di truyền (0.12) thu được thông qua một thế hệ có nghĩa là phân tích của sáu thế hệ cơ bản (P1, P2, F1,BC 1 P 1 , BC 1 P 2 , và F2) bắt nguồn từ một 2A X Gy8 giao phối lần đầu tiên thu hoạch được đánh giá trong mùa hè 2000 tại Hancock, Wisc. (Sun, 2004). Di truyền ý nghĩa hẹp (h 2 NP ) của các cây cá thể trong gia đình F3 dao động trong khoảng 0,02-0,07 trong khối E và khối G, tương ứng (bảng 6). Những giá trị này h 2 NP thấp hơn so với ước tính di truyền ý nghĩa hẹp dựa trên thế hệ đầu tiên thu hoạch phân tích (0.24) của thế hệ con cháu chéo bắt nguồn từ 2A và Gy8 đánh giá năm 2000 (Sun, 2004) có ý nghĩa. Số di truyền thấp như vậy (h 2 NP và h 2 BP ) là có thể do sự kết hợp của phương sai lớn giữa các cây trong các mục đồng nhất và thủ tục tự lai ghép sử dụng, trong đó, thực hiện tập thể, giảm các biến thể di truyền trong gia đình F3 và tăng biến dị di truyền trong gia đình F3. Được kết hợp rộng thấp như vậy và ước tính di truyền ý nghĩa hẹp dựa trên cây cá thể trong gia đình F3 cho thấy một phản ứng để lựa chọn trực tiếp cho năng suất tạo quả không hạt dựa trên cây cá thể trong gia đình F3 có khả năng sẽ không có hiệu quả trong quần thể này. Di truyền ý nghĩa rộng (h 2 BF ) dựa trên gia đình F3 biểu diễn trung bình dao động trong khoảng 0,53-0,67 trong khối E và khối G, tương ứng (bảng 6). Tương tự như vậy, khả năng di truyền hẹp (h 2 NF ) dựa trên gia đình F3 có nghĩa là dao động trong khoảng 0,33-0,62 trong khối E và khối G, tương ứng (bảng 6). Ước tính ý nghĩa di truyền rộng và hẹp dựa trên các phương tiện gia đình F3 là lớn hơn so với những ước tính đáng kể từ các cây cá thể trong gia đình F3 nơi phương sai thực nghiệm là phần lớn nhất của tổng phương sai kiểu hình. Ngoài ra, thành phần di truyền phụ của phương sai ước tính dựa trên gia đình F3 có nghĩa là tăng đáng kể so với ước tính từ các cây cá thể trong gia đình F3 (tức là, 1.0208 σ 2 A so với 0.5 σ 2 A ). Vì vậy, lựa chọn dựa trên gia đình F3 có nghĩa rõ ràng sẽ hiệu quả hơn là dựa vào các cây cá thể trong gia đình F3 từ phương sai thực nghiệm kết hợp với phương tiện gia đình F3 là đáng kể thấp hơn so với các cây cá thể F3. Các ước tính số lượng tối thiểu của các yếu tố kiểm soát. Quả không hạt dao động từ 5 (G-khối) và 13 (khối E) (bảng 6), và phản ánh chất lượng của dưa chuột không hạt theo báo cáo trong các nghiên cứu trước đó (de Ponti & Gerritsen, 1976; El-Shawaf & Baker, 1981a, b; Sun, 2004). Những ước lượng này cao hơn đáng kể so với ước tính dựa trên hệ, có nghĩa là phân tích cho quả không hạt trong thế hệ con cháu chéo bắt nguồn từ một 2A × Gy8 giao phối lần đầu tiên sau thu hoạch tại Hancock, Wisc. vào năm 2000 (khoảng hai gen; Sun, 2004). Ước tính số lượng tối thiểu các yếu tố hiệu quả có nguồn gốc từ các mô hình đơn giản được sử dụng để tính toán ở đây là thất bại bởi sự tương tác được biết đến tương tác gen (Sun, 2004). Ước tính số lượng tối thiểu của các yếu tố hiệu quả sử dụng lâu đài (1921) và Wright (1968) phương trình với hệ số hiệu chỉnh đề nghị của Cockerham (1986) cũng phụ thuộc nhiều vào giá trị trung bình sự khác biệt giữa hai dòng bố mẹ. Như vậy, yếu tố môi trường (ví dụ, trạng thái phi sinh học và sinh học) có ảnh hưởng đến sự khác biệt trung bình giữa các dòng bố mẹ sẽ làm thay đổi. Ước tính về số lượng tối thiểu các yếu tố hiệu quả. Dữ liệu thực nghiệm của chúng tôi được hỗ trợ bởi các thí nghiệm lập bản đồ di truyền xác định được bốn gen quả không hạt trong 2A × Gy8 phản ánh sự trú ngụ của vùng gen (Sun, 2004;. Sun và cộng sự, 2005b) như QTLs phát hiện cho năng suất quả hạt giống đầu tiên sau thu hoạch (Fazio et al, 2003. G421 × H-19). Các phân tích được cung cấp trong tài liệu này chỉ ra rằng lựa chọn dựa trên gia đình F3 có nghĩa là thích hợp hơn để lựa chọn dựa trên các nhà máy cá nhân trong gia đình F3. Mặc dù phát triển cây ăn quả không hạt được đánh giá cao ảnh hưởng bởi môi trường, sự phát triển đơn tính cái của Hoa Kỳ chế biến loại dưa chuột không hạt cho các hoạt động cơ khí một lần qua sử dụng dân kiểm tra là có thể. Điều này có thể được thực hiện thông qua tiếp tục tự lai ghép kết hợp với gia đình, lựa chọn phả hệ. Trong cả hai trường hợp, sử dụng sao chép rộng rãi với số lượng lớn các nhà máy cho mỗi lô (có lẽ 30-40) sẽ hỗ trợ trong việc xác định kiểu gen bằng cách giảm thiểu các tác động môi trường lớn liên quan đến sự biểu hiện của tính trạng này. . Phân tích thành phần phương sai của dòng dưa chuột không hạt cho chế biến U. S Từ khóa: quả không hạt, y u tố di truyền tối thi u, đánh giá di truyền. I. Tóm tắt S n xuất loại dưa chuột không hạt. lại hi u quả về chất lượng lớn hơn so với các giống dưa chuột đối chi u thông thường. S hi u biết về thành phần ki u gen của giống dưa chuột không hạt s hỗ trợ trong nhân giống dưa chuột và kết. thi u Dưa chuột (Cucumis sativus var.sativus L, 2n=2x=14) là 1 trong những loại rau đặc biệt có giá trị kinh tế trong họ b u bí (Lower và Edwards 1986). S n lượng trung bình trong s n xuất dưa chuột