湿地松Pinus elliottii是原产于美国的重要商品林树种，目前已成为我国南方重要的材用、纸浆用及脂用树种^[1]。为了改良湿地松的材用性状，前人主要针对湿地松生长、干形、材性等性状开展遗传变异规律研究^[2-9]。美国协作组也注重对湿地松锈病抗性的遗传改良^[10-11]。美国森林遗传研究协作组(The cooperative forest genetics research program，CFGRP)已进入湿地松的第4轮遗传改良阶段，选择群体包含第1代到第4代的遗传材料，改良目标为材积生长与锈病抗性，改良的湿地松品系材积增益为40%~55%^[12]。我国的湿地松改良也陆续进入了高世代，新1轮改良目标除了生长和干形性状，也包括材性、产脂和抗逆等性状。然而，国内外对湿地松产脂性状遗传分析的报道较少，同时，产脂性状与其他性状的相关性也不明确，这影响了湿地松多性状遗传改良策略的制定。

松树的产脂性状不仅是定向选育工业原料林品系的目标性状，也是与抗性相关的重要性状。利用打孔安装松脂采集装置的方法，测量微取样松脂质量是快速评价产脂量的方法，已广泛应用于湿地松与火炬松Pinus taeda病虫害抗性的评估^[13]。南方松大小蠹Dendroctonus frontalis是美国南部破坏性最大的松林害虫，研究表明，火炬松微取样松脂质量越大，对大小蠹的抗性越大^[13]，因此推断树体的松脂流量影响了大小蠹对寄主的选择。Roberds等^[14]进而利用一块火炬松全同胞家系试验林，评估了10~11年生火炬松微取样松脂质量的遗传参数，结果表明，松脂质量受中等遗传控制，遗传力与生长性状相似，松脂质量与生长性状的遗传相关呈中等正相关。近年来，Westbrook等^[15]分析了火炬松松脂质量与树高、胸径的相关性，发现它们的加性遗传相关性在3个地点表现为显著正相关或不相关，说明松脂质量与生长性状的相关性在不同地点存在差异。为了解析广东湿地松松脂质量的遗传变异规律及其与生长、木材密度的遗传相关性，本文以湿地松32个半同胞家系为材料，评估微取样松脂质量、树高、胸径等性状的遗传参数以及性状间的遗传相关性，为广东湿地松新1轮遗传改良提供理论依据。

1 材料与方法 1.1 试验材料概况

试验材料取自广东省台山市红岭种子园试验区(22°11′N，112°49′E)的湿地松种质资源林^[16]，共32个自由授粉家系，于1997年6月种植，株行距3 m×3 m。试验为随机完全区组设计，1~4株单行小区，15个区组，每个家系40株。

1.2 性状测定

2015年10月，利用微量采集装置收集试验林内每株树木的松脂^[13-15]，具体方法：利用电钻在胸高处钻取采样孔，直径1.5 cm，装入预先称质量(m₀)的收集管，用螺丝与树体固定，24 h后取下收集管；称取松脂与收集管的质量(m₁)，计算松脂质量(m)：m=m₁−m₀。2015年12月，对该种质资源林做每木针刺仪阻力值与木材密度测定，相关方法参照文献[16]；而后，每木测量树高、胸径，计算单株材积。

1.3 数据转换与统计分析

利用统计软件SAS 9.3对数据做初步的统计分析。正态分布检验采用UNIVARIATE语句，根据偏度和正态检验判断变量是否偏态分布，以及偏态分布是否严重，正态检验采用Goodness-of-fit的KS检验(Kolmogorov-Smirnov test)，当偏度>1且KS检验的P<0.05时，认为偏态分布较为严重。数据转换后符合偏度接近0且KS检验的P>0.05，认为转换后的数据符合正态分布。本文对松脂质量m做数据转换，转换后的松脂质量为m_t。

采用Box-Cox变换^[17]：

$ {m}{=}({{{m}_{\rm{t}}}^{{\rm{\lambda }}}{-1}})/{{\rm{\lambda}} },$

(1)

式中，λ为转换参数，通过检测0.3~0.6(0.05递增)的转换效果，确定本文松脂质量m转换为m_t后，λ为0.3。

利用统计软件Asreml估算各个试验因子的方差分量，根据方差分量计算研究性状的遗传力、相关系数及标准误^[18]。数据分析的混合线性模型为：

$ {y}_{ijk}=\mathrm{\mu }+{b}_{i}+{f}_{j}+{\left(bf\right)}_{ij}+{e}_{ijk}, $

(2)

式中， $ {y}_{ijk} $ 为单株观测值，μ为群体平均值， $ {b}_{i} $ 为区组效应， $ {f}_{j} $ 为家系效应， $ {\left(bf\right)}_{ij} $ 为区组与家系的互作效应， $ {e}_{ijk} $ 为误差效应。其中，区组为固定效应，其他因素为随机效应。

估算遗传参数采用以下公式^[19-20]：

$ {\rm{CV}}=100{{\sigma }_{\rm{p}}}/{\overline{x}} , $

(3)

$ {h}_{\rm{i}}^{2}=4 {{\sigma }_{\rm{f}}^{2}}/\left({{\sigma }_{\rm{f}}^{2}+{\sigma }_{\rm{bf}}^{2}+{\sigma }_{\rm{e}}^{2}}\right), $

(4)

$ {h}_{\rm{f}}^{2}={{\sigma }_{\rm{f}}^{2}}/\left({{\sigma }_{\rm{f}}^{2}+\frac{{n}_{1}}{{n}_{2}}{\sigma }_{\rm{bf}}^{2}+\frac{1}{{n}_{2}}{\sigma }_{\rm{e}}^{2}}\right), $

(5)

$ {r}_{{\rm{g}}}={{{\rm{cov}}}_{{\rm{g}}}\left(x,y\right)}/{\sqrt{{\sigma }_{{\rm{g}}}^{2}\left(x\right)\times {\sigma }_{{\rm{g}}}^{2}\left(y\right)}}, $

(6)

$ {r}_{{\rm{p}}}={{{\rm{cov}}}_{{\rm{p}}}\left(x,y\right)}/{\sqrt{{\sigma }_{{\rm{p}}}^{2}\left(x\right)\times {\sigma }_{{\rm{p}}}^{2}\left(y\right)}}, $

(7)

式(3)中， ${\rm{CV}}$ 为变异系数， ${\sigma }_{{\rm{p}}}$ 、 $\overline{x} $ 分别为研究性状的表型标准差和群体平均值；式(4)和式(5)中， $ {h}_{{\rm{i}}}^{2}$ 和 ${h}_{{\rm{f}}}^{2} $ 分别为单株狭义遗传力和家系平均遗传力， ${\sigma }_{\rm{{{f}}}}^{2}$ 、 ${\sigma }_{{\rm{bf}}}^{2}$ 和 ${\sigma }_{{\rm{e}}}^{2} $ 分别为家系方差、区组×家系互作方差和误差方差， $ {n}_{1}$ 和 ${n}_{2} $ 分别为小区内和家系内树木数量的调和平均数；式(5)和式(6)中， ${r}_{{\rm{g}}}$ 和 ${r}_{{\rm{p}}}$ 分别为遗传相关系数和表型相关系数， ${\rm{{cov}_{g}}}\left(x,y\right)$ 和 ${\rm{{cov}_{p}}}\left(x,y\right)$ 分别为性状x与性状y的遗传协方差和表型协方差。遗传协方差等于家系协方差； ${\sigma }_{{\rm{g}}}^{2}\left(x\right)$ 和 ${\sigma }_{{\rm{g}}}^{2}\left(y\right)$ 分别为性状x和性状y的遗传方差， ${\sigma }_{{\rm{p}}}^{2}\left(x\right)$ 、 ${\sigma }_{{\rm{p}}}^{2}\left(y\right)$ 分别为性状x和性状y的表型方差；表型方差等于遗传方差、家系×区组互作方差及误差方差之和。

2 结果与分析 2.1 湿地松生长性状与松脂质量的描述性统计

比较18年生湿地松生长、木材密度与松脂质量性状的变异程度，结果表明，木材密度的变异系数最小(9.60%)^[16]，其次为树高与胸径，以及相对较大的单株材积(47.10%)，而变异系数最大的是松脂质量(75.04%)，说明松脂质量在测定林内个体间存在较大变异(表1)。

松脂质量(m)的分布呈正偏态分布，偏度和峰度分别为1.88和1.93，KS检验P<0.01。这与美国本土湿地松^[21]和幼龄期火炬松的研究结果一致^[14-15]，说明本研究中湿地松群体松脂性状的分布规律与原产地一致。转换后的m_t偏度为0.20，KS检验P>0.05，符合正态分布，在下列遗传分析中采用转换后的数值估算松脂质量的遗传参数。

2.2 湿地松生长性状与松脂质量的遗传参数估计

由表2可知，在广东省台山市的立地条件下，18年生湿地松树高的单株狭义遗传力较大，h_i²=0.415 1，胸径、单株材积与松脂质量(m_t)的单株狭义遗传力均相对较小，在0.216 1~0.299 8之间，4个性状的家系平均遗传力均高于单株遗传力，在0.600 5~0.751 2之间，其中树高的家系平均遗传力最高。松脂质量(m_t)的单株狭义遗传力与家系平均遗传力分别为0.216 1和0.600 5。总体而言，在粤西立地条件下对湿地松进行脂材性状的选择时，家系选择的可靠性大于单株选择。

2.3 性状间的相关性分析

由表3可知，树高、胸径、单株材积3个性状间呈遗传与表型正相关，相关系数在0.731~0.983之间，而且遗传相关系数高于表型相关系数。树高、胸径、单株材积与木材密度呈遗传与表型正相关，遗传相关系数在0.449~0.613之间，但标准误也较大。树高、胸径、单株材积与松脂质量呈显著的表型正相关，相关系数在0.084~0.182之间，但遗传相关均不显著。总体而言，在粤西立地条件下，根据湿地松18年生生长量进行选择，可间接获得木材密度的增益；并且，同时选择生长与产脂力优良的湿地松家系和个体是可行的。

3 讨论与结论

湿地松的第1轮遗传改良以生长量和干形为目标性状，到了高世代改良阶段，社会需求是多元的，导致改良目标也需要多样化。因此，解析湿地松多个性状的遗传特性以及性状间的相关性，对于制定新一轮改良策略具有重要意义。

松脂是工业化学品的重要天然来源之一，广泛应用于合成橡胶、油墨、香料等化工产业^[22]。评价松脂产量性状的方法包括：固定割面负荷率获得的松脂产量^[23]、每日每厘米刀口松脂产量计算获得的产脂力^[22]，以及利用微量采集装置收集测定的松脂质量^[14]。利用微量采集装置收集测定的松脂质量不仅可以反映松树树体的产脂力，还可以间接反映树体对病虫害胁迫的抗性^[14]。本研究分析了湿地松微取样松脂质量的特性，发现松脂质量具有较高的变异系数，单株材积的变异系数中等，而树高与胸径的变异系数相对较低，这与前人的报道^[14]基本一致。湿地松松脂质量呈正偏态分布，与湿地松^[21]、火炬松^[14-15]的研究结果一致，暗示产脂性状可能受多因素交互作用调控^[14,20]。松脂质量和生长性状的单株遗传力较低，家系遗传力中等，与Lai等^[24]报道的江西湿地松的h_i²、h_f²分别为0.11~0.27、0.41~0.55基本一致，说明南方地区进行湿地松脂材性状的选择，家系选择的可靠性大于单株选择。

利用本文同一批材料通过针刺仪做去皮直径与木材密度和木材阻力的相关性分析，发现去皮直径与密度呈中度的表型正相关，而遗传相关未达到显著水平^[16]。本研究带皮胸径与木材密度的遗传和表型均呈显著的中等正相关，说明湿地松的生长量与木材材性可做同步正向改良。松脂质量与生长量和木材密度呈弱的表型正相关，而遗传相关不显著，说明选育高产脂湿地松，不会对生长量有负面影响。脂材性状遗传相关未达到显著水平，可能与该地点个体间的竞争有关，前人指出，南方松是不耐阴树种，密度过大时，个体间的竞争影响了树体的抗性^[15]。本研究材料选自18年生湿地松，测定时林分保存率为63%^[16]，在不做疏伐的情况下，可能存在密度过大的现象，因此影响了产脂性状的表现，这可能也是该地点单株狭义遗传力相对较低的原因之一^[15]。

本研究以湿地松32个自由授粉家系为材料，分析18年生湿地松生长、木材密度与松脂产量的性状表现，为开展湿地松改良的多性状选择建立了高效的方法，研究结果表明：1)湿地松松脂产量性状变异系数高于生长性状与木材密度；松脂产量的分布呈正偏态分布，可能受到多因素交互作用调控。2)粤西立地条件下，18年生湿地松树高单株狭义遗传力为0.415 1，胸径、单株材积、松脂质量的单株狭义遗传力在0.216 1~0.299 8；家系平均遗传力均高于单株狭义遗传力，4个性状的家系平均遗传力在0.600 5~0.751 2，性状受中等遗传控制。在选择湿地松单性状优良的个体时，为获得较可靠的选择效果，宜采用家系选择+家系内单株选择的合并选择方法。3)生长量与木材密度呈显著的遗传正相关与表型正相关，遗传相关系数大于表型相关系数，但遗传相关的误差值也较大，说明可能存在同时控制生长和木材密度的多效性基因。生长量与松脂质量呈弱的表型正相关，但遗传相关值接近0。总之，在广东湿地松遗传材料中，可同步改良生长、木材密度和产脂性状。