Vidal M, Plomion C, Harvengt L, et al (2015) Paternity recovery in two maritime pine polycross mating designs and consequences for breeding. Tree Genet Genomes. doi: 10.1007/s11295-015-0932-4

多系雜交交配系統(tǒng)廣泛用于林木育種以進(jìn)行基因測(cè)試。基于多交叉測(cè)試的向后選擇假設(shè)等同的男性生殖成功和真正的半同胞子代。本研究的主要目的是，首先，調(diào)查海洋松樹多環(huán)試驗(yàn)中偏離這些假設(shè)，其次，評(píng)估遺傳力和育種價(jià)值估計(jì)的后果。來自98個(gè)半同胞家族的總共984個(gè)后代用單核苷酸多態(tài)性標(biāo)記進(jìn)行基因分型以恢復(fù)完全系譜。在99％的置信水平上，89％的后代成功地分配了父親。我們因此得出結(jié)論，存在11％的花粉污染率，假設(shè)當(dāng)沒有來自多聚組合物的基因型可被鑒定為父親的污染時(shí)。父親對(duì)子代的貢獻(xiàn)在男性中有所不同，但是從半同胞假設(shè)的偏離是中度的，因?yàn)榧易逯械钠骄z傳相關(guān)性為0.26。使用具有部分或全部譜系信息的個(gè)體樹混合模型估計(jì)乳房高度和莖干掃描的圍長(zhǎng)的遺傳力和育種值。結(jié)果突出顯示遺傳性估計(jì)中的一個(gè)輕微的偏差，由于未知的父親，以及部分和完全家系模型之間的估計(jì)育種值的高相關(guān)性，表明用于向后選擇的父母代的遺傳優(yōu)點(diǎn)是充分預(yù)測(cè)使用部分譜系模型。最后，還從前向選擇的角度討論了譜系恢復(fù)。

介紹
樹繁殖一般遵循經(jīng)典的輪回選擇方案，其特征是繁殖，測(cè)試和選擇的重復(fù)循環(huán)（White 1987; Zobel和Talbert 1984）。在針葉樹中，對(duì)于進(jìn)一步育種或包括在生產(chǎn)種群（種子園）中的最佳個(gè)體的選擇通常基于加性遺傳值進(jìn)行，因?yàn)樽曰ㄊ诜鄯N子果園通常用于部署。基因型的育種值定義為其基因的平均效應(yīng)的總和，并且在此估計(jì)其后代的性能。因此，建立了大量的多交叉試驗(yàn)來評(píng)估育種值，并對(duì)女性父母進(jìn)行排序以進(jìn)行反向選擇（Burdon和Shelbourne，1971）。通過混合來自幾個(gè)雄性的花粉并將所得的混合物施用于分離的雌花來進(jìn)行多瘤交配。由于每個(gè)個(gè)體后代的雄性親本是未知的，遺傳參數(shù)和育種值的估計(jì)基于一個(gè)女性的所有后代都是真正半同胞的假設(shè)（Squillace 1974），并且男性父母的平等貢獻(xiàn)發(fā)生（Moriguchi等人2009）。離開這些假設(shè)可能導(dǎo)致高估加性遺傳變異和遺傳增益的預(yù)測(cè)，因?yàn)橄嚓P(guān)性將被低估。
由于可行的可靠的DNA標(biāo)記，加上強(qiáng)大的譜系重建方法，不完全譜系試驗(yàn)可以轉(zhuǎn)換成完整的譜系試驗(yàn)。大多數(shù)系譜回收研究表明，受控多環(huán)試驗(yàn)中的父系貢獻(xiàn)是不等的（Moriguchi et al。2009）;這已經(jīng)證實(shí)了Pseudotsuga menziesii（Nakamura和Wheeler 1992），樺樹（Pasonen等人1999），云杉粉（Aronen等人2002），楊樹屬（Wheeler等人2006），輻射松（Kumar等人2007）和云杉（Picea rubens Sarg）（Doerksen和Herbinger 2008）。在Pinus taeda（Wiselogel和Vanbuijtenen 1988）的多育種（有9個(gè)花粉供體）的后代中發(fā)現(xiàn)了同等的父系貢獻(xiàn)。男性之間的差異性生產(chǎn)成功不一定導(dǎo)致同一家族中子代之間的遺傳相關(guān)性的顯著增加（Doerksen和Herbinger2010; Hansen和Nielsen2010）或過度估計(jì)加性遺傳方差（Doerksen和Herbinger 2010; Hallingback和Jansson 2013）。最近的研究通過對(duì)來自開放授粉種子園的后代進(jìn)行基因分型，研究了不平等父親貢獻(xiàn)和/或自交對(duì)遺傳參數(shù)和估計(jì)育種值（EBV）的影響（El-Kassaby等人2011; Gaspar等人2009 ; Hallingback和Jansson 2013; Hansenand McKinney 2010; Hansen和Nielsen 2010; Klapste等人2014; Korecky等人2013）或來自多環(huán)交配設(shè)計(jì)（Doerksen和Herbinger 2010; Kumar等人2007）。這些作者觀察到，與其各自的估計(jì)，包括父子信息相比，沒有父子信息的個(gè)體遺傳力可能更大或更小。
在法國(guó)沿海松（Pinus pinaster Ait。）育種程序中，一方面基于多克隆測(cè)試（反向選擇）來選擇生產(chǎn)種群，另一方面，基于全同胞選擇下面的育種代家庭測(cè)試（前向選擇）。對(duì)于這個(gè)物種，代表在法國(guó)最常見的種植的林木，大型基因組資源最近公布，包括單基因集（Canales等人2014）和單核苷酸多態(tài)性（SNP）標(biāo)記的目錄（Chancerel et al。 2013）。這些分子標(biāo)記物構(gòu)成了在多環(huán)試驗(yàn)中恢復(fù)父系身份的可靠工具。在這種情況下，本研究的主要目的是在海洋松樹中首次調(diào)查偏離基于多交叉試驗(yàn)的向后選擇的假設(shè)。為此，我們首先回收970個(gè)成功基因型后代（從984后代樣品中）獲得的父親身份，使用SNP標(biāo)記從兩種不同的多聚體（PMX）獲得，然后我們?cè)u(píng)估花粉污染率（即不屬于PMX組成），研究偏離相等的父親貢獻(xiàn)，并測(cè)試女性父母的春天是否是真正的半同胞;最后，我們研究了遺傳性和育種價(jià)值的估計(jì)由于未知的父親身份的偏差。

結(jié)果

SNP基因分型

四百八十九個(gè)后代（子集A）和它們各自的91G1親本用65個(gè)SNP標(biāo)記基因分型，并且495個(gè)后代（Subset_B）和它們各自的82G1親本用80個(gè)SNP標(biāo)記基因分型。當(dāng)在Sequenom輸出數(shù)據(jù)中顯示測(cè)定失敗的個(gè)體的比例大于30％時(shí)，SNP標(biāo)記被認(rèn)為是不可靠的（因此被排除在進(jìn)一步分析之外）?？傮w上，分別為子集A和子集B最終保留56和63個(gè)SNP。他們?cè)诤Ｑ笏蓸溥B鎖圖上的位置來自Chancerel et al。 （2013）作為補(bǔ)充信息提供。當(dāng)考慮所有基因座時(shí)，兩組標(biāo)記物的組合排除功率高于0.99.此外，用于對(duì)Subset_B進(jìn)行基因分型的優(yōu)化標(biāo)記物組的63個(gè)SNP之間的LD非常低（r2平均值= 2.5×10-3 ，min = 1.9×10 -9，max = 0.24）。應(yīng)當(dāng)注意，最后（984個(gè)中的970個(gè)）后代用至少42個(gè)SNP進(jìn)行基因分型。低于該閾值的14 G2樹被簡(jiǎn)單地從進(jìn)一步分析中去除（表1）。類似地，所有G1個(gè)親本（除了來自PMX_A的一個(gè)花粉供體，其在克隆檔案中不可獲得的）成功地用至少42個(gè)SNP進(jìn)行基因分型。雄性（90個(gè)花粉供體中的62個(gè)）的分娩基因分型兩次來自兩個(gè)克隆檔案的不同分株），并進(jìn)行比較：確認(rèn)所有的身份。

父親恢復(fù)

母親身份是我們檢查的第一個(gè)?？偣?1個(gè)后代（分析的970個(gè)）不符合他們的名義種子供體基因型。強(qiáng)調(diào)了兩種類型的譜系錯(cuò)誤：（i）當(dāng)錯(cuò)誤僅與給定家族中的一個(gè)G2子代相關(guān)時(shí)，可能是在錯(cuò)誤的基因型上收集了該后代的針（這是11個(gè)后代的情況）; （ii）當(dāng)錯(cuò)誤與某個(gè)家庭的所有后代相關(guān)時(shí)，錯(cuò)誤的母系身份很可能（3個(gè)種子親本及其10個(gè)子代的情況）。鑒定為母體錯(cuò)配的所有這41個(gè)后代被排除在親子分析之外，因此，在剩余的929個(gè)子代（子集A中為460，子集B中為469，參見表1）中進(jìn)行父親恢復(fù)。對(duì)于828個(gè)后代成功地恢復(fù)了父親：87和91.3％分別被分配給子集A和子集B中的PMX的花粉供體成員（置信度為0.99）。

花粉污染率在polymix交配

在這項(xiàng)研究中，我們考慮了花粉污染率作為不能歸屬于PMX的已知花粉親本的統(tǒng)計(jì)支持> 99％的后代的比例?？傮w上，60（13％）和41（8.7％）后代子集A和子集B分別被外部花粉清楚地產(chǎn)生（表1）。因此，整個(gè)抽樣的平均花粉污染率為10.9％。污染率從0至70％變化，取決于家族（每個(gè)家族基因分型為9至12個(gè)）。在子集A中，17個(gè)家庭沒有受到外國(guó)父母的污染，25個(gè)家庭有1或2個(gè)外來父母的子女，6個(gè)家庭出現(xiàn)了3個(gè)或更多的外來父母的后代。在子集-B中，18個(gè)家庭沒有受到外來花粉污染，28個(gè)家庭展示了由外來花粉父母播種的1或2個(gè)晚春，只有1個(gè)家庭有3個(gè)外來花粉父母播種的后代。

花粉父母的生殖成功

所有基因型花粉捐贈(zèng)者都代表在進(jìn)展池（除了沒有基因型的單個(gè)花粉供體屬于PMX_A），雖然他們的貢獻(xiàn)是可變的。使用卡方檢驗(yàn)（僅考慮來自PMX的花粉供體所產(chǎn)生的后代，用于測(cè)試相等的男性貢獻(xiàn)的零假設(shè)）測(cè)試所有女性中與預(yù)期相等的男性生殖成功的偏差。通過用正確分配的后代的數(shù)目除以每個(gè)PMX中的花粉親本的數(shù)目獲得預(yù)期頻率。 。如圖1所示，每個(gè)花粉供體的父本貢獻(xiàn)代表兩種PMX，并且預(yù)期的相等貢獻(xiàn)由連續(xù)的暗線指示。在子集A（圖1a）中，父母貢獻(xiàn)從1到26（0.3到6.5％），跨越所有女性父母，而預(yù)期父系平等貢獻(xiàn)為8.5（2.1％）。在子集B（圖1b）中，父親貢獻(xiàn)從1到24（0.23到5.61％）不同，而預(yù)期的父親平等貢獻(xiàn)為9.95（2.33％）。因此，在子集A（χ2= 149; p = 8.6e-13）和Subset_B（χ2= 121; p = 1.2e-09）中拒絕每個(gè)花粉供體對(duì)種子產(chǎn)生同等貢獻(xiàn)的零假設(shè)。然而，應(yīng)當(dāng)注意，僅有少數(shù)花粉供體在圖1中的虛線所示的置信區(qū)間（概率為95％）之外。 1.四個(gè)花粉供者的授粉超過兩個(gè)子集的預(yù)期，而子集A和子集B中的9和8分別貢獻(xiàn)低于預(yù)期。因此，大多數(shù)花粉供體落入預(yù)期的變異范圍內(nèi)。
此外，父系貢獻(xiàn)的不平衡不會(huì)導(dǎo)致遺傳變異性的重要降低。實(shí)際上，觀察到的和期望的（如果相等貢獻(xiàn)）男性的有效數(shù)量（Nem）之間的比率對(duì)于PMX_A是0.81，對(duì)于PMX_B是0.84。因此，觀察到的差異再現(xiàn)性成功并不導(dǎo)致有效數(shù)量的男性（Nem）的顯著減少。

親戚的比例和后代的coancestry

這個(gè)父親恢復(fù)實(shí)驗(yàn)的主要產(chǎn)出是完全交配設(shè)計(jì)的重建。在子集A的400個(gè)后代中，可以鑒定352個(gè)不同的雜交（圖2a）：313,34和5個(gè)雜交分別由1， 2，和多達(dá)6個(gè)后代。在子集B（圖2b）中，在428個(gè)分析的彈簧中鑒定了378個(gè)不同的雜交：分別由1,2和3個(gè)后代表示331,44和3個(gè)雜交。因此，在兩個(gè)子集中，PMX家族（大?。?-12個(gè)后代）包含0-6個(gè)全同胞：32個(gè)家族僅由半同胞組成，而只有8個(gè)家族包含超過3個(gè)全同胞。此外，自交率非常低，盡管4個(gè)和10個(gè)花粉供體分別在PMX_A和PMX_B，這也對(duì)應(yīng)于種子。只有兩個(gè)子集，屬于子集A，是從相同基因型的自體受精發(fā)出的。因此，對(duì)于所研究的大多數(shù)HS家族，家族中后代的估計(jì)共同體與預(yù)期的相加關(guān)系系數(shù)2 = 0.25沒有大的不同。事實(shí)上，在具有完全家譜信息的家族家族中，后代的平均意義是0.260（根據(jù)家族，從0.250到0.365不等）。具有最高平均國(guó)籍的家庭（2 = 0.365）包含兩個(gè)后代，其加性關(guān)系系數(shù)等于1，因?yàn)樗鼈兌际怯赏荒赣H的自交產(chǎn)生的。此外，由于一些G1親本相關(guān)，一些家族之間的后代的一些關(guān)系被發(fā)現(xiàn)（圖3）。例如，在部分譜系模型中，一些個(gè)體具有一個(gè)共同的祖父母（2 = 0.0625），并且一些個(gè)體具有共同的兩個(gè)祖父母（2 = 0.125）。父親恢復(fù)帶來了更多的復(fù)雜性：父母之間的相關(guān)性增加了家庭內(nèi)部和子女之間的共生。

遺傳參數(shù)估計(jì)

用具有確認(rèn)的種子供體的929G2基因型樹的部分系譜（PP）模型和完全系譜（FP）模型估計(jì)遺傳參數(shù)。子集A和子集B因此在這些分析中一起考慮。在表2中給出了每個(gè)模型的年齡為12歲和8歲時(shí)的圍度的加性方差和遺傳力估計(jì)。使用PP模型計(jì)算的遺傳率估計(jì)低于使用FP模型計(jì)算的兩個(gè)性狀的遺傳力估計(jì)分析。 PP模型傾向于高估遺傳性，特別是對(duì)sweep。然而，用PP和FP模型估計(jì)的遺傳力之間的差異對(duì)于兩種性狀不顯著，如95％概率下的重疊置信區(qū)間所示。當(dāng)使用FP模型時(shí)，相關(guān)的標(biāo)準(zhǔn)誤差稍小。

父母人口的估計(jì)育種值

使用PP和FP模型預(yù)測(cè)的育種值之間的相關(guān)性對(duì)于用作種子供體的G1樹的兩種性狀是高的（圖4）。皮爾遜相關(guān)系數(shù)為sweep0.97和周長(zhǎng)0.96。這些高相關(guān)性表明，對(duì)于大多數(shù)個(gè)體，使用PP模型充分預(yù)測(cè)了雌性育種值。此外，通過FP或PP模型預(yù)測(cè)的EBV之間的Spearman秩相關(guān)性的高值（sweep0.97和周長(zhǎng)0.96）揭示種子供體的排名與兩個(gè)模型相似，表明向后選擇將是相似的，無論什么模型（PP或FP）。然而，對(duì)于少數(shù)種子供體，當(dāng)添加父本信息時(shí)，育種值的估計(jì)顯著變化，并且這不能與后代（種子供體，其中家族內(nèi)平均相關(guān)性2，大于0.27在圖4中用實(shí)心圓表示）。對(duì)于兩種模型，用作種子供體的G1樹的平均EBV的準(zhǔn)確度（雌性EBV）是相似的（表2）。因此，父親恢復(fù)并沒有提高種子供體的EBVs的準(zhǔn)確性。然而，父親恢復(fù)為用作男性的基因型的遺傳評(píng)估提供了信息，這意味著男性也可以包括在后向選擇庫(kù)中。然而，PMX中的特征的平均準(zhǔn)確度（掃掠r = 0.68，掃掠r = 0.61）略低于種子供體（r = 0.70，掃掠r = 0.63）。此外，EBVaccuracy基本上用作男性的基因型之間變化：范圍從0.32到0.85sweep和從0.27到0.80的周長(zhǎng)，取決于每個(gè)男性的后代的數(shù)量。

討論

開發(fā)一種具有成本效益的基因分型技術(shù)，用于海濱松樹的系譜回收根據(jù)Glaubitz et al。 （2003），當(dāng)一個(gè)親本已知時(shí)，需要至少32個(gè)獨(dú)立分離的SNP（每個(gè)具有較小的等位基因頻率為0.2或更大）以實(shí)現(xiàn)大于0.99的排除概率。在我們的研究中，密度分析基于42個(gè)SNP或更多（MAF> 0.45）。因此，我們的標(biāo)記集具有非常強(qiáng)的辨別能力（排斥的概率接近1）。這導(dǎo)致我們考慮99％的置信水平來確定用作父親分配標(biāo)準(zhǔn)的delta得分。這種置信水平高于大多數(shù)其他譜系恢復(fù)研究中常用的水平（95％的高或Bstrict ^信度和80％的良好或Brelaxed ^信心常被使用）（Doerksen和Herbinger 2008; Doerksen和Herbinger 2010; El-Kassaby等人2011; Funda等人2014; Grattapaglia等人2014; Hansen和McKinney 2010; Hansen和Nielsen 2010; Klapste等人2014; Lai等人2010）。此外，因?yàn)榛ǚ酃w在PMX_B中不相關(guān)并且在PMX_A中不相關(guān)（在PMX_A中為0.036，在PMX_B中為0），因此增強(qiáng)了辨別力?？偠灾?，本研究為海洋松開發(fā)的63SNPs的優(yōu)化集為譜系恢復(fù)提供了可靠的基因分型工具，至少對(duì)于Landes起源。使用Sequenomtechnology的基因分型成本小于€7每個(gè)人。這套標(biāo)記物現(xiàn)在常規(guī)用于法國(guó)海洋生物育種程序：例如，檢查種系或樹的身份或評(píng)估種子果園中的污染率。

高花粉污染率

我們認(rèn)為花粉污染率是在PMX組合物中沒有鑒別到父親的子代的比例。在本研究中，13.0％和8.7％的進(jìn)展分別由子集A和子集B中的外部花粉產(chǎn)生。然而，在子集A中，這種污染率被高估了，因?yàn)橐粋€(gè)花粉供體因?yàn)镻MX_A沒有被基因分型（基因型不可獲得）。然而，如果我們將預(yù)期后代（即8.5后代）的平均數(shù)分配給該花粉供體，則Subset_A的污染率僅降低到11.2％。根據(jù)家庭的考慮，污染率差異很大。它高于文獻(xiàn)中多環(huán)節(jié)試驗(yàn)中通常報(bào)道的污染率：在紅云杉中為4.1％（Doerksen和Herbinger 2008），在楊樹中為5％（Wheeler等人，2006），在輻射松中為13％（Kumar等人2007 ），并且在日本杉木中沒有污染，除了一個(gè)家庭的污染率為22％（Moriguchi等人2009）。許多假設(shè)可以解釋這種高比例的混雜。對(duì)于高度污染的家庭（例如，屬于子集A的1個(gè)家庭的污染率為70％），可能存在花隔離的問題。其他可能性包括在父母身上收集具有錯(cuò)誤身份的花粉在克隆檔案中。事實(shí)上，錯(cuò)誤的花粉或錯(cuò)誤標(biāo)記的花粉供體的身份是可能的，一些外來花粉可能偶然被引入PMX，有助于增加污染。一些研究已經(jīng)報(bào)告了克隆檔案，種子園和試驗(yàn)中的標(biāo)記錯(cuò)誤。在美國(guó)的針葉樹改良計(jì)劃中使用同分異構(gòu)體的詳細(xì)研究中，Adams等人（1988）發(fā)現(xiàn)，花旗松和火炬松中約30％的對(duì)照雜交具有至少兩個(gè)不同于預(yù)期的后代。在各種現(xiàn)場(chǎng)操作期間對(duì)個(gè)體的錯(cuò)誤標(biāo)記是這種差異的可能解釋。在紅色云杉多交叉試驗(yàn)中，檢測(cè)到三種類型的譜系錯(cuò)誤（Doerksen和Herbinger 2008）：志愿者（與種系無關(guān)的Bwild樹被檢測(cè)為單獨(dú)的子代與其假定的母親在多于兩個(gè)基因座處不匹配）誤操作和外國(guó)男性授粉。 Kumar和Richardson（2005）報(bào)道，新西蘭輻射松群體中約5％的文獻(xiàn)記載的關(guān)系（例如全同胞，親本 - 后代等）被鑒定為分子標(biāo)記的錯(cuò)誤。在黑胡桃子代測(cè)試中，Zhao et al。 （2013）表明，20％的基因定型幼苗沒有分配到他們的理論家庭，這些錯(cuò)誤認(rèn)識(shí)對(duì)家庭的等級(jí)和個(gè)人的潛在選擇有顯著的影響。他們建議在試驗(yàn)建立后不久對(duì)子代進(jìn)行基因分型，或至少對(duì)所有選擇進(jìn)行基因分型以驗(yàn)證其身份和譜系，以避免將錯(cuò)誤延續(xù)到后代并混淆育種計(jì)劃。最后，重要的是要注意，在本研究中，分析的G2個(gè)體構(gòu)成了法國(guó)海洋松樹育種計(jì)劃的第三代。因此，在三個(gè)選擇周期期間，在各種田間操作期間的錯(cuò)誤，如花粉收獲，克隆檔案中的移植或受控雜交，導(dǎo)致不同類型的錯(cuò)誤標(biāo)記。這種錯(cuò)誤標(biāo)記假說被不符合他們的名義種子供體基因型的41基因型后代加強(qiáng)。

低男性生殖成功率偏低

兩個(gè)子集來自兩個(gè)不同的PMX，但是父系貢獻(xiàn)的分布在兩種情況下是相似的（圖1）。即使父系貢獻(xiàn)假設(shè)在兩個(gè)子集中被拒絕，也觀察到接近預(yù)期平均值的同質(zhì)貢獻(xiàn)，并且只有少數(shù)男性貢獻(xiàn)比預(yù)期更多或更少。這一結(jié)果符合大多數(shù)譜系恢復(fù)研究，證明在受控多環(huán)試驗(yàn)中父系貢獻(xiàn)是不等的（Moriguchi等人2009）。 Wheeler等人（2006）研究了16個(gè)親本花粉的多毛混合物對(duì)于楊屬的雄性生殖成功：50％的花粉供體貢獻(xiàn)了83％的子代，并且每個(gè)父親的貢獻(xiàn)從1％變化到13％。 Doerksen和Herbinger（2008）報(bào)道，在多環(huán)紅色云杉后代試驗(yàn)中，構(gòu)成多聚體的21個(gè)花粉供體具有不相等的繁殖成功：雖然預(yù)期的父本平等貢獻(xiàn)為4.8％，但每個(gè)花粉供體對(duì)后代貢獻(xiàn)1.4-11％ 。一個(gè)父親貢獻(xiàn)了預(yù)期的兩倍多;三個(gè)父親的捐款額不及預(yù)期的兩倍。因此，我們的結(jié)果與這些研究一致：在子集A和子集B中，2和1花粉供體貢獻(xiàn)超過預(yù)期，并且10和8花粉供體貢獻(xiàn)少于預(yù)期。已經(jīng)在大量物種中研究了不等花粉貢獻(xiàn)的原因。 Aronen et al。 （2002），Snow and Spira（1996），和Pasonen et al。 （1999）報(bào)道，花粉管生長(zhǎng)速率分別影響P. abies，芙蓉屬moscheutos和B. pendula中的父系貢獻(xiàn)。此外，Parantainen和Pasonen（2004）在樟子松中使用花粉混合物的人工雜交實(shí)驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)了花粉 - 花粉交互作用。 Nakamura和Wheeler（1992）報(bào)道，男性和女性配子體之間的遺傳不相容性影響P. menziesii中的父親貢獻(xiàn)。此外，Moriguchi等人（2009）發(fā)現(xiàn)，每個(gè)花粉供體在多環(huán)的貢獻(xiàn)與其發(fā)芽率有關(guān)，但Wheeler等人（2006）報(bào)告稱，母親的成長(zhǎng)似乎與花粉活力無關(guān)。此外，已知構(gòu)成花粉組合的雄性的數(shù)量對(duì)差異再生成功（DRS）有影響（Kumar等人2007; Moriguchi等人2009）。因此，使用大量的花粉供體是一般性建議，以減少父親貢獻(xiàn)水平的變化。在輻射松中，例如，Kumar et al。 （2007）建議至少使用15名男性。最后，DRS也可以通過遺傳不相容性（前和/或后合子生殖屏障）解釋。但在我們的研究中，抽樣不包含每個(gè)家庭足夠的子代，而潛在的花粉親本的數(shù)量來解決這個(gè)問題。同樣重要的是注意到，由于通常在后代試驗(yàn)中僅種植健康和有力的幼苗，并且通常不是所有幼苗通過選擇年齡存活，花粉親本的相對(duì)貢獻(xiàn)可以偏離在聲音種子階段觀察到的那些（Kumar等2007）。譜系重建顯示，大量的交叉實(shí)際上是與多交配交配設(shè)計(jì)實(shí)現(xiàn)的，即使幾個(gè)人可用于每個(gè)交叉。分析的828個(gè)子代表730種不同的雜交，其中88％實(shí)現(xiàn)一次（即獨(dú)特的子代/雜交）。盡管花粉親本的DRS，HS家庭假設(shè)沒有偏離零假設(shè)，只有幾個(gè)家庭包含幾個(gè)全同胞。最后，自交率非常低：只有兩個(gè)后代從自交配發(fā)出，而有獲得自交后代的重大可能性（PMX_A和PMX_B中分別有4和10個(gè)花粉管也出現(xiàn)在種子供體中列表）。這并不令人驚訝，因?yàn)樽泽w受精導(dǎo)致了針葉樹的近親繁殖抑制，與早期的高幼苗死亡率相關(guān)，并降低了植物的活力（Chancerel等人，2013）。在海洋松中，在種子形成和發(fā)芽期間以及在第一個(gè)生長(zhǎng)季節(jié)期間可能消除最致命或亞致死等位基因，使得自交后代的比例預(yù)期在成熟群體中非常低（Gonzalez-Martinez et al。 2003）。 Durel et al。 （1996），但是，注意到，在苗圃中的第一個(gè)生長(zhǎng)季節(jié)之后的海洋松樹存活率是相似的，獨(dú)立于近親水平，并且還觀察到近親繁殖抑制在相同水平的近交系中存在大的差異。在我們的研究中，基因分型的后代在系譜恢復(fù)時(shí)為16歲，因此在我們的分析（種子發(fā)育，發(fā)芽，種植等）之前可能發(fā)生了幾個(gè)選擇步驟，可能導(dǎo)致較低的自交速率比種子階段。值得注意的是，在我們的研究中，每個(gè)家族僅有10個(gè)后代被基因分型，所以后代的數(shù)量低于潛在花粉親本的數(shù)量。因此，我們的抽樣不是真正適合研究自交率，并且如果每個(gè)家族的更多的后代已經(jīng)被基因分型，則HS家族假設(shè)可能更偏離無效假設(shè)。

由于未知的父親性，遺傳性和EBV的低偏倚

在大多數(shù)林木育種計(jì)劃中，遺傳參數(shù)估計(jì)依賴于開放授粉或多交叉測(cè)試計(jì)劃。為了評(píng)價(jià)所選親本的育種價(jià)值，可以通過從所需的親本收集種子并建立HS后代試驗(yàn)來進(jìn)行，其中特定親本育種值被計(jì)算為其后代平均值與遺傳性加權(quán)的群體平均值的偏差。這些估計(jì)假設(shè)真正的HS家庭和男性父母的平等貢獻(xiàn)。在這里，我們研究遺傳參數(shù)估計(jì)的偏差通過比較遺傳性估計(jì)計(jì)算有和沒有父親信息，并通過計(jì)算一個(gè)模型或其他估計(jì)的女性EBV之間的相關(guān)性。盡管花粉親本的不平等貢獻(xiàn)，家庭中的平均相關(guān)性為0.26（略高于半同胞的預(yù)期的附加關(guān)系系數(shù)0.25），并且遺傳力的估計(jì)沒有顯著高估周長(zhǎng)和sweep。這些趨勢(shì)已經(jīng)在文獻(xiàn)中報(bào)道。例如，Doerksen和Herbinger（2010）的結(jié)論是，在一個(gè)紅色云杉PMX試驗(yàn)中，遺傳力估計(jì)在添加??譜系信息時(shí)略有增加，主要是由于捕獲了雄性之間的遺傳變異（而不是由于家族遺傳的校正相關(guān)系數(shù)）。其他研究發(fā)現(xiàn)由于包含全同胞信息，遺傳力估計(jì)沒有顯著偏差（Hansen和Nielsen 2010），或遺傳估計(jì)的過高估計(jì)（El-Kassaby等人2011; Gauzere等人2013; Hansen和Nielsen 2010; Korecky等人2013），當(dāng)父親信息是未知的。應(yīng)該指出，抽樣效應(yīng)，種群規(guī)模，考慮的性狀和所涉及的父母數(shù)量都對(duì)遺傳力估計(jì)具有重要影響。此外，我們表明，估計(jì)有和無花粉親本身份的育種值是高度相關(guān)的。我們還注意到，全同胞在家庭內(nèi)的存在并不一致導(dǎo)致對(duì)育種價(jià)值的有偏估計(jì)。因此，從多交叉設(shè)計(jì)（沒有父親恢復(fù)）獲得的排名（例如在本研究中）將滿足實(shí)現(xiàn)有效的后向選擇，只要構(gòu)成PMX的花粉親本的數(shù)量很大。 Doerksen和Herbinger（2010）報(bào)告，在紅色云杉PMX設(shè)計(jì)中，通過部分和全部模型模型估計(jì)的女性EBV之間的相關(guān)性接近1。開放授粉家庭的其他研究（Hallingback和Jansson 2013; Hansen和Nielsen 2010; Klapste等人2014; Korecky等人2013）得出結(jié)論，基于從部分和全部系譜模型估計(jì)的EBV的女性排名非常類似。在許多樹種育種計(jì)劃中，使用多態(tài)性指數(shù)僅限于估計(jì)雌性EBV，因?yàn)槿狈﹃P(guān)于雄性親本的信息強(qiáng)烈限制了任何先進(jìn)世代選擇。 Lambeth et al。 （2001）提出使用分子標(biāo)記鑒定正向選擇的男性父母，允許多交叉設(shè)計(jì)的增強(qiáng)應(yīng)用。他們提出了在多交叉設(shè)計(jì)中使用分子標(biāo)記鑒定男性親本的實(shí)用方法。成功實(shí)施polymix育種和測(cè)試系統(tǒng)需要精確的譜系重建，雄性生殖成功的低差異，低花粉污染率（因?yàn)橹挥挟?dāng)完全譜系已知時(shí)才進(jìn)行選擇）和低自交率。這項(xiàng)研究表明，我們的polycross后代試驗(yàn)符合大多數(shù)這些要求?；谶@些結(jié)果，在不久的將來將研究在馬鈴薯育苗計(jì)劃中實(shí)施多重混合育種策略?？偠灾覀冮_發(fā)了一個(gè)價(jià)格合理的SNPmarker技術(shù)，為海洋松樹提供準(zhǔn)確的系譜恢復(fù)。我們顯示花粉污染率相當(dāng)高（11％），并且多聚體中使用的花粉親本的差異繁殖成功是顯著的，花粉捐贈(zèng)者貢獻(xiàn)多于或少于預(yù)期。我們還表明，遺傳力和育種價(jià)值估計(jì)在這個(gè)polycross后代試驗(yàn)沒有偏見時(shí)，花粉供體身份是未知的。最后，盡管恢復(fù)了父親身份，但這并沒有導(dǎo)致后向選擇的顯著改善;新的血統(tǒng)信息使得海洋松樹育種計(jì)劃中的后代能夠被選擇，并為未來的育種策略開辟了新的視角。