Page 134 - 《广西植物》2023年第11期

２ ０ ９ ４ 广 西 植 物 ４３ 卷
表 １ 赤苍藤种质资源来源、代号及植株数量
Ｔａｂｌｅ １ Ｓｏｕｒｃｅꎬ ｃｏｄｅ ａｎｄ ｎｕｍｂｅｒ ｏｆ Ｅｒｙｔｈｒｏｐａｌｕｍ ｓｃａｎｄｅｎｓ ｇｅｒｍｐｌａｓｍ ｒｅｓｏｕｒｃｅｓ
名称 / 数量 名称 / 数量 名称 / 数量 名称 / 数量
地区 代号 地区 代号 地区 代号 地区 代号
Ｎｕｍｂｅｒ Ｎｕｍｂｅｒ Ｎｕｍｂｅｒ Ｎｕｍｂｅｒ
Ｒｅｇｉｏｎ Ｎａｍｅ / Ｒｅｇｉｏｎ Ｎａｍｅ / Ｒｅｇｉｏｎ Ｎａｍｅ / Ｒｅｇｉｏｎ Ｎａｍｅ /
(ｐｌａｎｔ) (ｐｌａｎｔ) (ｐｌａｎｔ) (ｐｌａｎｔ)
ｃｏｄｅ ｃｏｄｅ ｃｏｄｅ ｃｏｄｅ
越南高平 茶陵 / ＣＬ ８ 中国广西 合浦 / ＨＰ ８ 中国广西 昭平 / ＺＰ ７ 中国广东 怀集 / ＨＪ ６
Ｃａｏ Ｂａｎｇꎬ Ｇｕａｎｇｘｉꎬ Ｇｕａｎｇｘｉꎬ Ｇｕａｎｇｄｏｎｇꎬ
Ｖｉｅｔｎａｍ Ｃｈｉｎａ Ｃｈｉｎａ Ｃｈｉｎａ
中国广西 大新 / ＤＸ １０ 柳南 / ＬＮ ７ 荔浦 / ＬＰ ６ 龙门 / ＬＭ ８
Ｇｕａｎｇｘｉꎬ
Ｃｈｉｎａ
上思 / ＳＳ １０ 兴业 / ＧＸＸＹ ９ 中国广东 廉江 / ＬＪ ７ 海丰 / ＨＦ ５
Ｇｕａｎｇｄｏｎｇꎬ
Ｃｈｉｎａ
南宁 / ＮＮ ９ 桂平 / ＧＰ ６ 信宜 / ＧＤＸＹ ９ 中国福建 安溪 / ＡＸ ４
Ｆｕｊｉａｎꎬ
Ｃｈｉｎａ
宜州 / ＹＺ １０ 岑溪 / ＣＸ ９ 罗定 / ＬＤ ６ 福清 / ＦＱ ６

１.２ 指标测定 据进行正态分布及方差齐性检验ꎬ若发现不符合
２０２２ 年 ７ 月对各种源植株进行叶、枝条表型 则需 进 行 数 据 转 换ꎮ 使 用 ＳＰＳＳ １８. ０ 软 件 中
性状测定ꎮ 使用钢卷尺测定赤苍藤上部枝条顶芽 “Ｐｅａｒｓｏｎ 相关性分析” 的“ 双变量” 方法对各性状
向下数第 ３ ~ ７ 片成熟功能叶的叶长、最大叶宽、叶 进行相关性检验ꎬ之后使用主成分分析法分析各
长中部宽度(叶中宽)及叶柄长ꎬ精确到 ０.１ ｃｍꎬ同 种源叶及枝条性状并计算其主成分及综合得分ꎬ
时计算出叶长与最大叶宽的比值( 即叶形指数)、 并使用 Ｒ４.２.２ 软件中“ ｇｇｆｏｒｔｉｆｙ” 包绘制主成分分
叶长与叶中宽的比值(ｌｅａｆ ｌｅｎｇｔｈ ａｎｄ １ / ２ ｌｅａｆ ｗｉｄｔｈ 析图ꎮ 最终使用聚类分析对 ２０ 个种源进行性状
ｒａｔｉｏꎬＬＷＲ)及叶宽与叶中宽的比值( ｌｅａｆ ｗｉｄｔｈ ａｎｄ 聚类ꎬ以确定各种源间基于表型性状的亲缘关系ꎮ
１ / ２ ｌｅａｆ ｗｉｄｔｈ ｒａｔｉｏꎬＷＷＲ)ꎬ精确到 ０.０１ꎻ使用钢卷
尺测量植株新生枝条长度ꎬ精确到 ０.１ ｃｍꎻ使用电 ２ 结果与分析
子数显游标卡尺测定叶片厚度及新枝粗度( 若供
试赤苍藤植株成熟功能叶较少ꎬ叶则至少选择上 ２.１ 不同赤苍藤野生种源叶形态变异

部枝条中的 ３ 片进行测定ꎮ 在枝条性状测定时ꎬ 由表 ２ 可知ꎬ２０ 个赤苍藤种源之间 ８ 项叶形态
新枝长度、节间数应累加植株所有新枝的测定值ꎬ 指标(叶长、最大叶宽、叶中宽、叶柄长、叶厚度、叶
新枝粗度则将该植株所有新枝粗度求取平均值)ꎮ 形指数、ＷＷＲ 及 ＬＷＲ)差异均达到极显著水平(Ｐ<
待以上测定结束后ꎬ每个植株选取 ３ 片成熟功能 ０.０１)ꎮ 就种源内变异系数而言ꎬ叶柄长、叶形指数
叶ꎬ依次使用自来水、去离子水洗净ꎬ１０５ ℃ 杀青 的变化幅度最大ꎬ分别为 ６.５３％ ( 南宁) ~ ３８.６８％
３０ ｍｉｎ 后 ７０ ℃ 烘干至恒重ꎬ使用电子天平称量单 (上思)和 ４.９０％(柳南) ~ ２０.１２％(昭平)ꎮ ８ 个叶
叶干重ꎬ精确到 ０.１ ｇꎮ 比叶面积为单叶比叶面积 形态性状平均变异系数从大到小依次为叶柄长

与该叶干重的比值ꎬ精确到 ０.０１ꎮ (２０.０１％)>叶厚度(１１.６９％)>ＬＷＲ(１１.０１％) >叶形
１.３ 数据分析 指数(９.６２％)>叶长(８.４７％) >叶中宽(８.０２％) >最
采用 Ｍｉｃｒｏｓｏｆｔ Ｅｘｃｅｌ ２０１６ 软件对各类指标数 大叶宽(７.５９％) >ＷＷＲ(３.３９％)ꎮ 可见ꎬ赤苍藤不
据进行整理ꎬ之后采用 ＳＰＳＳ １８.０ 软件进行描述统 同性状变异幅度不尽相同ꎬ不同种源植株叶柄长、
计、方差分析ꎬ分别计算各种源赤苍藤叶及枝条性 叶厚度二者变异幅度最大ꎮ
状的平均值、标准差ꎬ并计算变异系数 ＣＶ( 标准 在所有种源中ꎬ福清种源叶长、最大叶宽、叶
差 / 平均值×１００)ꎬ之后采用 Ｄｕｎｃａｎ 新复极差法进 中宽均最大ꎬ叶整体宽阔ꎻ安溪种源叶柄最长ꎻ南
行多重比较ꎮ 进行方差分析、多重比较前需对数 宁种源叶最厚ꎻ 昭平、怀集两种源叶形指数最大ꎬ