摘要：為探究辣椒種質(zhì)資源表型性狀多樣性，加速種質(zhì)資源的創(chuàng)新應(yīng)用，采用多種方法對195份辣椒種質(zhì)資源材料的10個(gè)表型性狀進(jìn)行多樣性分析及綜合評價(jià)。結(jié)果表明，10個(gè)表型性狀變幅較大，其平均變異系數(shù)在13.9%～56.1%之間，表型多樣性指數(shù)在1.58～2.13之間。聚類分析結(jié)果表明，195份辣椒種質(zhì)資源被劃分為3個(gè)類群，類群Ⅰ包括34份材料，主要特征為第一節(jié)間距最短，其余性狀均最大；類群Ⅱ包括89份種質(zhì)資源，主要特征為第一節(jié)間距適中，其余性狀最??；類群Ⅲ包括72份材料，主要特征為第一節(jié)間距最長，其余性狀適中。對3個(gè)類群進(jìn)行方差分析與多重比較發(fā)現(xiàn)，3個(gè)類群除第一節(jié)間距、莖粗、單株果數(shù)及果長未達(dá)顯著差異水平外，其余性狀均達(dá)極顯著差異水平。通過主成分分析篩選到10份綜合表現(xiàn)優(yōu)異的辣椒種質(zhì)資源，可作為辣椒新材料創(chuàng)制和育種利用的基礎(chǔ)材料。

關(guān)鍵詞：辣椒；種質(zhì)資源；表型性狀；聚類分析；多樣性；綜合評價(jià)

中圖分類號：S641.303.7" 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1002-1302（2024）14-0141-08

收稿日期：2024-01-22

基金項(xiàng)目：貴州省科學(xué)技術(shù)基金（編號：黔科合基礎(chǔ)［2018］1184）；畢節(jié)市揭榜掛帥項(xiàng)目（編號：畢科合重大專項(xiàng)［2022］3號）；貴州省第七批人才基地項(xiàng)目（編號：RCJD2020-30）；貴州省高層次創(chuàng)新型人才項(xiàng)目（編號：畢科人才合字〔2021〕04號）。

作者簡介：李清超（1984—），男，貴州畢節(jié)人，碩士，副研究員，主要從事作物遺傳育種相關(guān)工作。E-mail：liqingchao-2@163.com。

辣椒（Capsicum spp.）作為一種具有重要影響力的蔬菜和調(diào)味品，營養(yǎng)豐富，用途廣泛，具有重要的經(jīng)濟(jì)價(jià)值［1-2］。近年來，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，我國辣椒種植面積已超過150萬hm2/年，是我國最重要的茄果類蔬菜作物之一［3-4］。我國辣椒播種面積及產(chǎn)值均居國內(nèi)蔬菜首位，年產(chǎn)量已超世界總產(chǎn)量的50%［5］。辣椒已成為我國重要的蔬菜和調(diào)味品，對保障我國蔬菜周年均衡供應(yīng)、豐富人們生活發(fā)揮著重要作用［6］。辣椒有著悠久的栽培歷史，野生種質(zhì)資源極為豐富，種質(zhì)資源是開展辣椒基礎(chǔ)和應(yīng)用研究的基石，為辣椒新品種選育等提供寶貴資源［7］。對育種而言，實(shí)現(xiàn)既定育種目標(biāo)的關(guān)鍵取決于種質(zhì)資源的有效應(yīng)用，辣椒核心種質(zhì)資源的積累和應(yīng)用往往有助于推動優(yōu)質(zhì)新品種的持續(xù)更新與應(yīng)用［8］。

種質(zhì)資源是作物遺傳改良及種質(zhì)創(chuàng)新的關(guān)鍵，是育種中不可或缺的基礎(chǔ)材料［9］，為加速新收集的種質(zhì)資源在生產(chǎn)上的創(chuàng)新應(yīng)用，對其進(jìn)行多樣性分析、篩選和鑒定評價(jià)顯得尤為重要。王丹丹等對14個(gè)辣椒品種的11個(gè)農(nóng)藝性狀進(jìn)行相關(guān)性分析、主成分分析和聚類分析，篩選出適宜河北省石家莊地區(qū)早春塑料大棚栽培的辣椒品種［10］。蔣向輝等運(yùn)用譜系聚類分析方法對9份觀賞辣椒種質(zhì)資源開展形態(tài)學(xué)標(biāo)記鑒定以及多樣性和表型性狀分析，為觀賞辣椒種質(zhì)資源的鑒選和應(yīng)用提供依據(jù)［11］。何潤銘等對74份辣椒品種的25個(gè)表型性狀進(jìn)行分析，明確了黃皮辣椒和青皮辣椒在表型上的區(qū)別和品種同質(zhì)化較嚴(yán)重的市場現(xiàn)狀，為辣椒優(yōu)質(zhì)品種庫、種質(zhì)資源庫的構(gòu)建以及辣椒新品種的選育提供理論參考［12］。近年來，國內(nèi)辣椒科研院所在辣椒種質(zhì)資源上開展了大量研究，且在辣椒核心種質(zhì)構(gòu)建的相關(guān)研究方面取得了一定的成果［13-17］。前人的相關(guān)研究表明，辣椒種質(zhì)資源材料遺傳基礎(chǔ)狹窄，對現(xiàn)有辣椒優(yōu)異種質(zhì)資源進(jìn)行分析篩選方面的研究具有舉足輕重的意義。

表型性狀是基因與環(huán)境共同作用的復(fù)雜表現(xiàn)，利用多種方法對種質(zhì)資源表型性狀開展綜合評價(jià)，有利于篩選出能直接應(yīng)用于生產(chǎn)的優(yōu)異種質(zhì)材料，加速新品種選育進(jìn)程。本研究對195份辣椒種質(zhì)資源材料在連續(xù)2年田間試驗(yàn)中的性狀數(shù)據(jù)開展遺傳多樣性分析和綜合鑒定評價(jià)，以期為辣椒種質(zhì)資源的高效評價(jià)提供參考，加速本批次辣椒種質(zhì)資源的綜合利用。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

195份辣椒種質(zhì)資源材料分別為從貴州省各個(gè)市（州）收集的地方資源，包括朝天椒、珠子椒、子彈頭、燈籠椒、大方皺椒、黃平線椒、花溪辣椒等地方特色優(yōu)勢資源。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

于2020—2021年在遵義市農(nóng)業(yè)科學(xué)研究院辣椒試驗(yàn)基地進(jìn)行連續(xù)2年的田間試驗(yàn)。2020年、2021年均于2月播種，采用漂浮盤育苗方式進(jìn)行育苗；當(dāng)年4月將辣椒幼苗定植于試驗(yàn)地，進(jìn)行正常的栽培管理。采用單行區(qū)，2次重復(fù)，株距30 cm，行距50 cm。試驗(yàn)地的栽培管理措施和水肥條件均與當(dāng)?shù)毓芾硭较喈?dāng)，病蟲害防治按常規(guī)條件進(jìn)行。數(shù)據(jù)按照李錫香等的《辣椒種質(zhì)資源描述規(guī)范和數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)》［18］進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查性狀包括植株第一節(jié)間距（X1）、株高（X2）、株幅（X3）、莖粗（X4）、單株果數(shù)（X5）、果長（X6）、果橫徑（X7）、果肉厚（X8）、單果重（X9）和鮮椒產(chǎn)量（X10）等。

1.3 數(shù)據(jù)處理

變異系數(shù)及遺傳多樣性指數(shù)采用Microsoft Excel 2007軟件進(jìn)行計(jì)算；采用李淑芳等的數(shù)據(jù)處理方法［19-20］計(jì)算數(shù)量性狀的多樣性指數(shù)，其中遺傳多樣性指數(shù)采用Shannon-Wiener多樣性指數(shù)（H′）；采用Oringin 2022軟件的K-prototype聚類法［21-22］進(jìn)行聚類分析，并利用Oringin 2022軟件開展主成分分析及相關(guān)性分析；UMAP聚類圖由R語言的ggplot模塊完成。

1.4 數(shù)據(jù)分析

1.4.1 隸屬函數(shù)分析

u（xi）=xi-ximinximax-ximin i=1，2，3，…，n。

式中：u（xi）為各材料第i個(gè)性狀的隸屬函數(shù)值；i為各材料第i個(gè)性狀；ximax、ximin分別為所有參試材料中第i個(gè)性狀的最大值和最小值［23］。

1.4.2 遺傳多樣性指數(shù)測算

通過隸屬函數(shù)值得到各性狀每一級別的相對頻率，再采用多樣性指數(shù)（H′）進(jìn)行多樣性評價(jià)。

H′=-∑ni=1pi（ln pi） i=1，2，3，…，n。

式中：pi表示某性狀第i級別內(nèi)材料份數(shù)占總份數(shù)的百分比［23］。

2 結(jié)果與分析

2.1 表型性狀的遺傳多樣性分析

圖1展示原始數(shù)據(jù)中位線、均值、異常值和25%～75%數(shù)據(jù)區(qū)間，可以看出，第一節(jié)間距在11.5～34.5 cm之間，平均值為20.281 cm；株高在39.5～91.0 cm之間，平均值為62.982 cm；株幅在39.5～84.0 cm之間，平均值為59.379 cm；莖粗在0.56～1.76 cm之間，平均值為1.33 cm；單株果數(shù)在24.0～213.5個(gè)之間，平均值為76.654個(gè)；果長在1.6～25.1 cm之間，平均值為6.436 cm；果橫徑在0.85～3.88 cm之間，平均值為1.938 cm；果肉厚在0.06～0.39 cm之間，平均值為0.186 cm；單果重在1.65～20.93 g之間，平均值為8.275 g；產(chǎn)量在520.18～2 180.06 kg/667 m2之間，平均值為 1 169.021 kg/667 m2。

對195份辣椒種質(zhì)資源的10個(gè)農(nóng)藝性狀開展描述性統(tǒng)計(jì)分析及遺傳多樣性分析，結(jié)果（圖1、表1）顯示，2020年在10個(gè)表型性狀中，果長的變異系數(shù)最大（56.40%），2021年果長的變異系數(shù)（57.20%）也較大，但是果肉厚變異系數(shù)（67.70%）超過果長，表明環(huán)境因素可對表型性狀產(chǎn)生影響，果長性狀在10個(gè)表型性狀中遺傳變異最為豐富。株幅和莖粗變異系數(shù)相對較小。采用Shannon-Wiener多樣性指數(shù)（H′）對10個(gè)農(nóng)藝性狀進(jìn)行多樣性分析，其中2020年果橫徑的多樣性指數(shù)（H′） 最大（2.11），莖粗最?。?.57）；2021年株高的多樣性指數(shù)（H′） 最大（2.11），果長最?。?.58），進(jìn)一步說明不同年份間環(huán)境因素能夠影響表型數(shù)據(jù)。在10個(gè)表型性狀中，鮮椒產(chǎn)量的平均多樣性指數(shù)最大（2.13），果長最?。?.58），表明195份辣椒種質(zhì)資源產(chǎn)量性狀的遺傳多樣性最為豐富。對10個(gè)表型性狀隸屬值頻率分布進(jìn)行研究，結(jié)果（圖2）發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)越集中，多樣性指數(shù)越小，反之越大。

2.2 相關(guān)性分析

對10個(gè)性狀進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果（圖3、表2）發(fā)現(xiàn)，第一節(jié)間距與株高、果長、果橫徑、果肉厚、單果重在10%水平以上顯著相關(guān)，其中與果橫徑、果肉厚和單果重呈顯著負(fù)相關(guān)；株高與第一節(jié)間距、株幅、莖粗、果橫徑、果肉厚、單果重及產(chǎn)量均在1%水平上呈顯著正相關(guān)，可見株高對產(chǎn)量的形成極其重要，在一定范圍內(nèi)，株高越高，產(chǎn)量越高；株幅與株高、莖粗、單株果數(shù)及產(chǎn)量在1%水平上呈顯著正相關(guān)；莖粗與株高、株幅及果橫徑在5%水平及以上呈顯著正相關(guān)，與果肉厚在10%水平上呈顯著正相關(guān)；單株果數(shù)與株幅、果長、產(chǎn)量在5%水平及以上呈顯著正相關(guān)，與果橫徑、果肉厚及單果重在1%水平上呈顯著負(fù)相關(guān)；果橫徑與果肉厚同其他性狀間的相關(guān)性基本一致；單果重與株高、果橫徑、果肉厚及產(chǎn)量在1%水平上呈顯著正相關(guān)，與第一節(jié)間距及單株果數(shù)在1%水平上呈顯著負(fù)相關(guān)；產(chǎn)量與株高、株幅、單株果數(shù)、果橫徑、果肉厚及單果重在1%水平上呈顯著正相關(guān)，與第一節(jié)間距呈負(fù)相關(guān)，但未達(dá)顯著水平，可見產(chǎn)量同時(shí)受到多個(gè)性狀的影響，在進(jìn)行種質(zhì)資源鑒定評價(jià)時(shí)，需對多個(gè)性狀進(jìn)行綜合考慮。圖3為各種質(zhì)資源個(gè)體的性狀相關(guān)性在空間上的分布情況，可見大多性狀呈圓形或橢圓形分布，其中果橫徑與果肉厚分布共線性較好，說明二者可能具有高度相似的遺傳基礎(chǔ)。

2.3 聚類分析

由圖4、表3可知，195份種質(zhì)資源可被劃分為3個(gè)類群，其中類群Ⅰ包括34份材料，占比為17.44%，主要特征為第一節(jié)間距最短，其余性狀均最大，具體表現(xiàn)為平均第一節(jié)間距19.31 cm、株高67.60 cm、株幅63.25 cm、莖粗1.38 cm、單株果數(shù)87.69個(gè)、果長6.83 cm、果橫徑2.26 cm、果肉厚0.22 cm、單果重10.74 g和產(chǎn)量1 769.94 kg/667 m2；類群Ⅱ包括89份種質(zhì)資源，占比為45.64%，主要特征為第一節(jié)間距適中，其余性狀最小，具體量化特征為平均第一節(jié)間距20.22 cm、 株高 59.57 cm、株幅57.48 cm、 莖粗1.31 cm、 單株果數(shù)71.42個(gè)、果長6.12 cm、果橫徑1.75 cm、果肉厚0.16 cm、單果重6.64 g和產(chǎn)量845.96 kg/667 m2；類群Ⅲ包括72份材料，占比為36.92%，主要特征為第一節(jié)間距最長，其余性狀適中，具體量化特征為平均第一節(jié)間距20.82 cm、株高65.02 cm、株幅59.90 cm、莖粗1.33 cm、單株果數(shù)77.92個(gè)、果長6.64 cm、果橫徑2.02 cm、果肉厚0.20 cm、單果重9.13 g和產(chǎn)量 1 284.60 kg/667 m2。

對3個(gè)類群進(jìn)行方差分析與多重比較，發(fā)現(xiàn)3個(gè)類群之間的差異除第一節(jié)間距、莖粗、單株果數(shù)及果長未達(dá)顯著水平外，其余性狀均在1%水平達(dá)顯著水平（表3）。

為展示3個(gè)類群辣椒種質(zhì)資源遺傳距離間的遠(yuǎn)近，構(gòu)建195份辣椒種質(zhì)資源的UMAP聚類圖（圖5）， 圖中每個(gè)散點(diǎn)代表1份辣椒種質(zhì)資源個(gè)體，不

同顏色表示不同類群；采用K-prototype聚類法將195份辣椒種質(zhì)資源分為3個(gè)類群，不同的聚類簇界面清晰，并無交錯(cuò)，僅有個(gè)別個(gè)體距離

。類群Ⅱ和類群Ⅲ中的樣本分布比較分散，表明2個(gè)類群的辣椒種質(zhì)資源在原始高維空間中也比較分散。類群Ⅱ和類群Ⅲ的種質(zhì)資源比較接近，相似度較高，總體遺傳距離較近，但類群Ⅰ與類群Ⅱ的種質(zhì)資源間距離較遠(yuǎn)，說明其遺傳距離相對較遠(yuǎn)。類群Ⅲ位于類群Ⅰ與類群Ⅱ中間。類群Ⅱ中的cp-135、cp-149 和cp-101等3份種質(zhì)資源個(gè)體與類群Ⅲ距離較近，3個(gè)個(gè)體最明顯的特征為產(chǎn)量明顯高于類群Ⅱ的平均值，三者平均值除單株果數(shù)（67.67個(gè)）低于類群Ⅱ平均值外，其余性狀平均值均高于類群Ⅱ平均值；類群Ⅲ有29份種質(zhì)資源個(gè)體（cp-142、cp-129、cp-134、cp-120、cp-36、cp-184、cp-151、cp-136、cp-195、cp-185、cp-96、cp-65、cp-47、cp-81、cp-44、cp-187、cp-49、cp-43、cp-66、cp-105、cp-141、cp-72、cp-84、cp-80、cp-189、cp-164、cp-28、cp-112和cp-170）與類群Ⅱ距離較近，這29份種質(zhì)資源個(gè)體最明顯的特征為產(chǎn)量都低于類群Ⅲ平均值，但與類群Ⅱ的3個(gè)離群個(gè)體相近。

2.4 表型性狀的主成分分析

為研究195份辣椒種質(zhì)資源的綜合表現(xiàn)，采用主成分分析法提取4個(gè)主成分（表4），可解釋原有性狀79.37%的信息，其中主成分1貢獻(xiàn)率為35.84%，載荷較高的為果橫徑和果肉厚，且單果重載荷也較高；主成分2貢獻(xiàn)率為20.61%，載荷較高的為株高和株幅；主成分3貢獻(xiàn)率為11.82%，載荷較高的為產(chǎn)量和單株果數(shù)；主成分4貢獻(xiàn)率為11.1%，載荷較高的為果長；通過10個(gè)性狀所對應(yīng)的主成分值構(gòu)建4個(gè)主成分的線性模型：

F1=-0.072X1+0.094X2+0.003X3+0.064X4-0.194X5-0.142X6+0.264X7+0.257X8+0.243X9+0.092X10；

F2=0.222X1+0.382X2+0.361X3+0.27X4+0.130X5+0.116X6-0.052X7-0.036X8+0.022X9+0.228X10；

F3=-0.490X1-0.210X2+0.150X3-0.178X4+0.428X5+0.007X6+0.024X7+0.055X8+0.027X9+0.565X10；

F4=0.165X1+0.030X2-0.213X3-0.341X4-0.239v5+0.650X6-0.130X7-0.019X8+0.379X9+0.265X10。

根據(jù)載荷值等信息計(jì)算權(quán)重系數(shù)，計(jì)算公式為：權(quán)重系數(shù)=方差貢獻(xiàn)率/旋轉(zhuǎn)后累計(jì)貢獻(xiàn)率，得到4個(gè)主成分的權(quán)重系數(shù)分別為45.154、25.962、14.896和13.987，再根據(jù)權(quán)重系數(shù)計(jì)算每份辣椒種質(zhì)資源個(gè)體的綜合得分（F值）。

F=（0.358/0.794）F1+（0.206/0.794）F2+（0.118/0.794）F3+（0.111/0.794）F4。

F值越大，辣椒種質(zhì)資源個(gè)體的綜合表現(xiàn)越好，最終根據(jù)F值篩選出10份優(yōu)異辣椒種質(zhì)資源（表5）。

以主成分1 （PC1）為橫坐標(biāo)、主成分2（PC2）為縱坐標(biāo)，將195份辣椒種質(zhì)資源個(gè)體按照聚類分析的3個(gè)類群分別映射到二維坐標(biāo)圖（圖6）中，可以看出，類群Ⅱ雖然樣本量最大，但在3類群中最集中，類群Ⅲ的72份種質(zhì)資源個(gè)體相對較為分散，可能是因?yàn)轭惾孩蟮姆N質(zhì)資源變異性較大；類群Ⅲ位于類群Ⅰ、Ⅱ中間，這與UMAP分析結(jié)果一致。按照95%的置信區(qū)間繪制每個(gè)類群的置信橢圓圖，類群Ⅰ的種質(zhì)資源個(gè)體全在置信橢圓內(nèi)，類群Ⅲ中有1份種質(zhì)資源（cp-72）在置信橢圓外，其第一節(jié)間距、果橫徑、果肉厚和單果重高于本類群平均值，其余性狀均低于本類群平均值，尤其是單株果數(shù)和產(chǎn)量相差最大；類群Ⅱ中有8份種質(zhì)資源在置信橢圓外，分別為cp-35、cp-48、cp-63、cp-117、cp-138、cp-143、cp-146和cp-159，其第一節(jié)間距、株幅、莖粗、單株果數(shù)和果長平均值低于本類群平均值，其余性狀平均值高于本類群平均值。這些處于置信區(qū)間外的種質(zhì)資源個(gè)體值得特別關(guān)注，可能存在異于其他資源的遺傳背景（基因），在排除人為因素后可作為基礎(chǔ)應(yīng)用研究的重要材料。

為同時(shí)顯示表型性狀和種質(zhì)資源個(gè)體的主成分得分，探索原始性狀、個(gè)體和主成分三者之間的關(guān)系，構(gòu)建主成分雙標(biāo)圖（圖7），通過觀察可以了解各個(gè)性狀之間的關(guān)系以及它們與種質(zhì)資源個(gè)體之間的關(guān)系。由10個(gè)性狀向量的長短可知，提取的主成分因子能夠很好地反映10個(gè)性狀的原始信息，第一節(jié)間距、莖粗和產(chǎn)量性狀向量長度較短，反映的信息較少；主成分1反映的果橫徑（X7）、果肉厚（X8）和單果重（X9）信息較多，這與主成分載荷表結(jié)果一致，主成分2反映的株幅（X3）原始信息最多，與主成分載荷表結(jié)果一致；性狀間夾角小于90°表示正相關(guān)，等于90°表示不相關(guān)，大于90°表示負(fù)相關(guān)；此外，種質(zhì)資源個(gè)體與性狀之間的距離可直觀地展示出195份種質(zhì)資源個(gè)體在各個(gè)性狀（向量）上的得分。

3 討論

3.1 種質(zhì)資源表型性狀遺傳多樣性

種質(zhì)資源作為品種選育的基礎(chǔ)，在育種和基礎(chǔ)研究中，其表型性狀是重要參考依據(jù)［24-25］。為篩選優(yōu)異辣椒種質(zhì)資源，推動優(yōu)異種質(zhì)的利用和創(chuàng)新，采用多種方法對195份辣椒種質(zhì)資源的10個(gè)表型性狀開展多樣性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變異系數(shù)均高于10%，被認(rèn)為樣本間差異較大［26］；2020年多樣性指數(shù)（H′）在1.57～2.11之間，其中果橫徑最大，莖粗最小；2021年多樣性指數(shù)（H′）在1.58～2.11之間，

其中株高最大，果長最小，說明不同年份間的環(huán)境因素能夠影響表型數(shù)據(jù)；平均多樣性指數(shù)在1.58～2.13之間，其中產(chǎn)量最大，果長最小。195份參試材料間有較大的遺傳差異，多樣性豐富，研究結(jié)果可為辣椒種質(zhì)資源相應(yīng)性狀的應(yīng)用研究、有利基因的發(fā)掘和應(yīng)用提供參考。

聚類分析將195份辣椒種質(zhì)資源劃分為3個(gè)類群，類群Ⅰ包括34份材料，主要特征為節(jié)間距最短，其余性狀均最大；類群Ⅱ包括89份種質(zhì)資源，主要特征為第一節(jié)間距適中，其余性狀最?。活惾孩蟀?2份材料，主要特征為第一節(jié)間距最長，其余性狀適中。對3個(gè)類群進(jìn)行方差分析與多重比較，3個(gè)類群之間的差異除第一節(jié)間距、莖粗、單株果數(shù)及果長未達(dá)顯著水平外，其余性狀均達(dá)極顯著水平。通過表型性狀分析種質(zhì)資源材料間親緣關(guān)系的遠(yuǎn)近，對種質(zhì)資源遺傳基礎(chǔ)的拓寬利用具有重要參考價(jià)值，另外，種質(zhì)資源的表型性狀的穩(wěn)定性在年份間存在差異，這可為種質(zhì)資源材料及相應(yīng)性狀的的選擇提供依據(jù)。根據(jù)類群間種質(zhì)資源遺傳距離的大小，挑選資源拓寬現(xiàn)有辣椒遺傳基礎(chǔ)，并創(chuàng)造豐富遺傳變異。研究結(jié)果可為試驗(yàn)用195份種質(zhì)資源的管理、研究及利用提供理論依據(jù)。

3.2 種質(zhì)資源綜合評價(jià)

通過主成分分析提取的4個(gè)主成分因子能夠解釋原有性狀79.37%的信息，主成分1載荷較高的為果橫徑和果肉厚；主成分2載荷較高的為株高和株幅；主成分3載荷較高的為產(chǎn)量和單株果數(shù)；主成分4載荷較高的為果長；將195份種質(zhì)資源按照聚類結(jié)果分組構(gòu)建3個(gè)類群的主成分得分圖，類群Ⅰ的種質(zhì)資源個(gè)體全部位于置信橢圓內(nèi)，類群Ⅲ中有1份種質(zhì)資源（cp-72）處于置信橢圓外，其第一節(jié)間距、果橫徑、果肉厚和單果重高于本類群平均值，其余性狀均低于本類群平均值，尤其是單株果數(shù)和產(chǎn)量相差最大；類群Ⅱ中有8份種質(zhì)資源處于置信橢圓外，其第一節(jié)間距、株幅、莖粗、單株果數(shù)和果長平均值低于本類群平均值，其余性狀平均值高于本類群平均值。這些位于置信區(qū)間外的種質(zhì)資源個(gè)體值得特別關(guān)注，可能存在異于其他資源的遺傳背景（基因），在排除人為因素后，可作為基礎(chǔ)應(yīng)用研究的重要材料。根據(jù)F值鑒定篩選優(yōu)異種質(zhì)資源，共篩選出10份種質(zhì)資源綜合表現(xiàn)優(yōu)異。

本研究所采用的主成分分析評價(jià)法已在植物遺傳多樣性評價(jià)中得到應(yīng)用［27］，可將多指標(biāo)線性組合為較少的彼此間既不相關(guān)又能反映原有多指標(biāo)信息的綜合指標(biāo)［28］，張群遠(yuǎn)等通過對作物區(qū)域試驗(yàn)的主要統(tǒng)計(jì)分析模型進(jìn)行比較分析發(fā)現(xiàn)，主成分分析模型精確性較好，能夠很好地應(yīng)用于相關(guān)研究中［29-30］。陳俊意等認(rèn)為，主成分分析能夠克服傳統(tǒng)評價(jià)方法中存在的單一性、片面性和主觀性等問題，且比利用1個(gè)或幾個(gè)原始株型性狀的加權(quán)進(jìn)行評價(jià)更加科學(xué)［31］。相關(guān)性分析結(jié)果表明，10個(gè)表型性狀間存在廣泛的相關(guān)性，多個(gè)性狀間的相關(guān)性在10%或5%水平上顯著，部分甚至達(dá)到1%水平的顯著相關(guān)性；產(chǎn)量與株高、株幅、單株果數(shù)、果橫徑、果肉厚和單果重均在1%水平上呈顯著正相關(guān)，這與前人的研究結(jié)果［10， 32-34］具有較高的一致性，可見辣椒產(chǎn)量同時(shí)受多個(gè)表型性狀的影響，在進(jìn)行品種選育及篩選鑒定評價(jià)過程中需對多個(gè)性狀進(jìn)行綜合考慮。

4 結(jié)論

采用遺傳多樣性指數(shù)（H′）、主成分分析及聚類分析對195份辣椒種質(zhì)資源的10個(gè)表型性狀進(jìn)行多樣性分析和綜合評價(jià)，195份種質(zhì)資源具有豐富的遺傳變異，共篩選到cp-115、cp-114、cp-140、cp-109、cp-153、cp-107、cp-161、cp-124、cp-196和cp-146）等10份資源。

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