尹鵬嘉，任 民，孫 鑫，周世奇，楊愛國，羅成剛，陳愛國，文柳瓔*

煙堿即尼古丁，是煙葉的主要品質成分之一，是評價煙葉和卷煙質量的重要指標之一[1]。煙堿屬于長距離運輸?shù)拇紊x物，在根部合成后，通過木質部運輸?shù)降厣喜糠郑厣喜糠值姆植贾饕性谌~片[2-3]，整個過程受到多種因素影響，其中遺傳因素占主導[4]。因此，可通過遺傳育種手段，提高烤煙的煙堿含量。目前，由于煙堿含量的檢測繁瑣且成本較高，在田間選育階段缺乏有效的參考指標。通過對容易測量的農藝性狀與煙堿含量的相關性研究，篩選出與之相關性較高的農藝性狀，對提高田間烤煙品種選育效率具有重要指導意義。已有對烤后煙葉的研究表明，烤煙物理性狀之間以及與煙堿都存在一定的相關關系[5-6]。煙堿含量與不同葉位單一葉長、葉寬性狀的曲線回歸較簡單線性回歸更有效，而烤煙葉長與煙堿含量呈顯著的逆函數(shù)關系，烤煙葉寬與煙堿含量呈顯著的二次函數(shù)關系[7]。此外，王建波等[8]研究認為，烤煙葉長與煙堿含量呈顯著二次函數(shù)關系，而葉寬、含梗率對煙堿的影響相對較小?？緹煙焿A含量與葉面積呈正相關，煙堿含量隨葉片面積增大而增大[9]。由此可見，已有研究多以烤后煙葉為研究對象，而對田間成熟期煙株的農藝性狀分析的研究鮮見報道。因此，本研究采用多種統(tǒng)計分析方法，對116份烤煙種質資源的農藝性狀與煙堿含量的關系進行研究，旨在明確與煙堿含量相關性較高的農藝性狀以及兩者之間的回歸關系，為選育高煙堿烤煙品種、提高煙葉品質提供重要的參考。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

由國家煙草種質資源中期庫提供共116份烤煙品系種質資源（表1），其中地方烤煙資源19份，選育烤煙資源55份，引進烤煙資源42份。

1.2 試驗時間、地點

本研究田間試驗于 2012—2015年在中國農業(yè)科學院煙草研究所諸城基地進行。諸城基地（35°42′N，119°02′E，海拔45 m）位于山東省諸城市相州鎮(zhèn)。區(qū)域內多年平均氣溫 12.5 ℃，年降水量735.4 mm，棕壤土，農作物種植制度為小麥/烤煙輪作一年兩熟制，土壤肥力適中，無嚴重病史?？緹熡?月上旬移栽，在60%的中心花開放時，對116份烤煙品系統(tǒng)一進行打頂，并立即涂抹抑芽劑，10月上旬采收結束。

1.3 試驗方法

1.3.1 試驗小區(qū)設計 試驗采用隨機區(qū)組設計，栽培密度為每行20株，株距0.5 m，行距1.0 m，每個品種種植2行，3次重復，試驗區(qū)兩側設保護行，兩頭設保護株。

1.3.2 煙堿和農藝性狀的測定 待煙葉成熟時，采收新鮮煙葉并用105 ℃殺青30 min并烘干[10]，制成煙葉樣品。殺青后煙葉樣品煙堿含量測定在農業(yè)部煙草產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品質量監(jiān)督檢驗測試中心進行，檢測方法參照行業(yè)標準YC/T 217—2007。同時調查株高（X1）、莖圍（X2）、葉數(shù)（X3）、節(jié)距（X4）、上二棚葉長（X5）、上二棚葉寬（X6）、上二棚葉長寬比（X7）、腰葉長（X8）、腰葉寬（X9）、腰葉長寬比（X10）、下二棚葉長（X11）、下二棚葉寬（X12）、下二棚葉長寬比（X13）和煙堿含量（Y），測量方法參照標準YC/T 142—2010。

1.4 數(shù)據(jù)分析

采用Excel2013進行因子分析數(shù)據(jù)標準化處理[11]，計算平均值、標準差及變異系數(shù)，采用SAS9.2[12-13]數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)進行因子分析、簡單相關分析、逐步回歸分析、二次響應面分析等相關統(tǒng)計分析。

2 結 果

2.1 116份烤煙主要農藝性狀的變異特征

對 116份烤煙種質資源性狀進行觀測和分析（表2），結果表明，116份烤煙品種間主要農藝性狀變異豐富，其變異系數(shù)達 5.64%～16.96%。節(jié)距變異系數(shù)最大，為16.96%，屬中度變異，腰葉長的變異系數(shù)最小，僅為5.64%，屬于弱變異，穩(wěn)定性最好；而煙堿含量變異系數(shù)達24.3%。由峰度系數(shù)可以看出，除煙堿含量、上二棚葉長、腰葉長、下二棚葉長的峰度系數(shù)小于0外，其他農藝性狀的峰度

系數(shù)均大于 0，說明數(shù)據(jù)大多集中于平均數(shù)附近，形成尖峭峰。由偏度系數(shù)可以看出，上二棚葉長、腰葉長、腰葉寬、下二棚葉寬4個農藝性狀的偏度系數(shù)小于 0，表現(xiàn)為負向的偏態(tài)分布，其余各指標呈正向的偏態(tài)分布，其中下二棚葉長更接近于正態(tài)，可供進一步分析。

表1 116份供試材料Table 1 116 varieties

表2 烤煙種質資源性狀表現(xiàn)值Table 2 Agronomic traits of tobacco germplasm resources

2.2 煙堿與農藝性狀相關性分析

供試烤煙品種 13個農藝性狀與煙堿含量簡單相關分析（表 3）表明，莖圍、葉數(shù)、節(jié)距、下二棚葉長、下二棚葉寬5個農藝性狀與煙堿含量的簡單相關系數(shù)均達顯著或極顯著水平，其他8個農藝性狀與煙堿含量的相關系數(shù)不顯著。下二棚葉長與煙堿含量的相關系數(shù)最大且符號相反，表明煙株下二棚葉葉長較短是高煙堿烤煙品種的主要特征。

表 3 烤煙資源農藝性狀之間簡單相關系數(shù)Table 3 Simple correlation coefficients of agronomic traits in tobacco

2.3 因子分析

對烤煙的 13個主要農藝性狀進行降維，確定對煙堿含量相關性較大的因子。采用因子分析法對煙堿含量與13個主要農藝性狀進行分析（表4）。結果表明，在所有煙堿含量相關的主分量性狀中，前 4個因子包含了主要農藝性狀總遺傳信息的86.82%，且特征值均大于1，因此，可用其對高低煙堿烤煙品種的表型性狀進行初步篩選。

由表4可知，因子1的特征向量中載荷較高的因子為腰葉長寬比（X10）、下二棚葉長寬比（X13），且符號與煙堿含量（Y）相反，說明葉片長寬比較小是高煙堿的烤煙表型之一，可認為第一公因子為高煙堿烤煙的“葉長寬比因子”。因子 2的特征向量中載荷較高的因子為葉數(shù)（X3），其符號與煙堿含量（Y）相反，說明葉數(shù)較少是高煙堿烤煙的表型之一，可認為第二公因子為高煙堿烤煙的“葉數(shù)因子”。因子 3特征向量中載荷較高的因子為腰葉長（X8），可認為第三公因子為高煙堿烤煙的“葉長因子”。因子4的特征向量中株高（X1）的載荷最高，達0.94。因此，第四公因子可視為高煙堿烤煙的“株高因子”。

表 4 主因子性狀的特征值、貢獻率、累計貢獻率Table 4 Characteristic values, contribution rate and cumulative proportion of the principal factors

2.4 回歸分析

簡單相關分析表明，X2、X3、X4、X11、X125個農藝性狀與煙堿含量相關性顯著。因子分析表明，煙葉長寬比因子、葉數(shù)因子、葉長因子、株高因子等 4個因子為高煙堿烤煙的主要載荷因子，因此，可以用來代替所有農藝性狀進行進一步分析。分別以X1、X8、X10、X13、X2、X3、X4、X11、X12為自變量，煙堿含量Y為因變量，采用逐步回歸分析法，擬合回歸模型（表5）。結果表明，腰葉長、下二棚葉長與煙堿含量的回歸模型達極顯著水平，說明模型選出的腰葉長（X8）、下二棚葉長（X11）兩個非共線性的農藝性狀可以作為與煙堿含量相關的主要農藝性狀。

表5 煙堿含量與農藝性狀的逐步回歸分析Table 5 Stepwise selection analysis of nicotine content and agronomic traits

2.5 二次響應面分析

2.5.1 二次響應面模型的建立與分析 逐步回歸模型引入了腰葉長、下二棚葉長2個非共線性的葉部農藝性狀，為進一步研究入選的農藝性狀與煙堿含量的動態(tài)變化關系，采用二次響應面對其進一步分析。以腰葉長（X8）、下二棚葉長（X11）為自變量，煙堿含量（Y）為因變量，擬合二次響應面回歸模型。所得回歸模型為：Y=0.0021X82+0.0086X112-0.0165X11X8+0.807X8-0.1251X11-16.5151(F=5.21，P=0.0002)。結果表明，腰葉長（X8）、下二棚葉長（X11）與煙堿含量（Y）的二次響應面回歸模型達到極顯著水平。

2.5.2 下二棚葉長、腰葉長的動態(tài)分析 根據(jù)煙堿含量與下二棚葉長、腰葉長的二次響應回歸模型，做下二棚葉葉長和腰葉長與煙堿含量的響應面立體圖（圖1）。由圖1可以看出，當腰葉長度在50～58.7 cm時，煙堿含量隨下二棚葉長度的增加而增加；當腰葉長度在58.7～74 cm時，煙堿含量隨下二棚葉長度的增加而降低；當下二棚葉長度在50～63.7 cm時，煙堿含量隨腰葉長度的增加而增加；當下二棚葉長度在63.7～74 cm時，煙堿含量隨腰葉長度的增加而降低。在鞍點（下二棚葉長 63.7 cm，腰葉長58.7 cm）附近，煙堿含量穩(wěn)定，且有最小值。

圖1 下二棚葉長、腰葉長與煙堿含量變化響應面Fig. 1 Response surface of change between bottom leaf length, middle leaf length and nicotine content

3 討 論

不同作物的主要農藝性狀變異大小有著顯著的差異[14-17]。本研究選用116份烤煙種質資源作為供試品種，其中地方烤煙資源 19份，選育烤煙資源55份，引進烤煙資源42份，說明供試材料能充分地代表現(xiàn)有的煙草種質資源。從測定的 13個農藝性狀來看，變異范圍為5.64%～16.96%，說明烤煙農藝性狀有較豐富的遺傳多樣性。

烤煙葉長、葉寬不僅可以展現(xiàn)不同品種的外觀特征，也是育種工作者在進行田間品種選育時觀察的主要指標。本研究簡單相關分析表明，節(jié)距與煙堿含量呈極顯著正相關，莖圍、葉數(shù)與煙堿含量呈顯著負相關。但由于烤煙農藝性狀之間多存在顯著的兩兩相關關系，因此，簡單相關系數(shù)并不能真實地反映各農藝性狀與烤煙煙堿含量的真實關系。為此，采用逐步回歸分析法進一步研究烤煙農藝性狀與煙堿含量的相關關系。建立的農藝性狀與煙堿含量的回歸模型經(jīng)統(tǒng)計學檢驗均達到極顯著水平。說明模型入選的農藝性狀可作為影響烤煙煙堿含量主要因子。

為深入研究烤煙農藝性狀指標與煙堿含量的具體動態(tài)變化關系，采用二次響應面分析法，進一步研究了逐步回歸分析法篩選出的2個農藝性狀與煙堿含量的動態(tài)變化關系，建立的二次響應面回歸模型經(jīng)統(tǒng)計學檢驗達到極顯著水平，此外，根據(jù)二次響應回歸模型建立的二次響應面形象地展現(xiàn)了這種動態(tài)變化關系，并獲得一個烤煙煙堿含量穩(wěn)定且較低的鞍點（下二棚葉長63.7 cm，腰葉長58.7 cm），說明用二次函數(shù)模型來展現(xiàn)煙堿含量與農藝性狀的動態(tài)關系較線性模型更加科學合理，這與李東亮等[7]王建波等[8]研究一致。

通過因子分析表明，與煙堿含量相關的綜合農藝性狀包括“煙葉長寬比因子”、“葉數(shù)因子”、“葉長因子”和“株高因子”，這 4個綜合因子從不同角度反映了烤煙煙堿含量與不同農藝性狀之間的關系。進一步將4個綜合因子統(tǒng)籌分析可知，烤煙“煙葉長寬比因子”與煙堿含量作用相反，即煙葉長寬比越小的烤煙煙堿含量相對越高；烤煙“葉數(shù)因子”與煙堿含量作用方向相反，即葉數(shù)越多的烤煙煙堿含量相對越低；烤煙“株高因子”與煙堿含量作用方向一致，即株高越高的烤煙煙堿含量相對越高。因此，在進行高煙堿烤煙品系篩選以及新品種選育時，可適當?shù)貐⒖枷嚓P的農藝性狀。

與前人的研究相比，本研究在以下兩個方面有明顯優(yōu)勢，首先本研究的供試品種較多，適用品種范圍更廣。其次，本研究用殺青方法測量鮮煙葉的煙堿含量并測量成熟期煙葉的農藝性狀，獲得數(shù)據(jù)更為貼近田間選育時的煙株材料的真實狀態(tài)，這對烤煙品種田間選育具有重要的指導意義。

4 結 論

烤煙品種間主要農藝性狀變異豐富，烤煙兩兩農藝性狀之間多存在一定的相關性。而與烤煙煙堿含量相關性較大的農藝性狀有株高、煙葉長寬比、葉數(shù)、節(jié)距。煙葉長寬比越小的烤煙煙堿含量相對越高；株高越高的烤煙煙堿含量相對越高；葉數(shù)越多的烤煙煙堿含量相對越低；節(jié)距越大的烤煙煙堿含量越高。當下二棚葉長63.7 cm，腰葉長58.7 cm時烤煙煙堿含量有穩(wěn)定極小值。

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