如何控制产蛋鸭的开产日龄

一、为什么要控制产蛋鸭的开产日龄 后备蛋鸭在培育过程中要经历由性成熟再到体成熟的过程.蛋鸭的性成熟标志着母鸭已具备了正常完成产蛋全过程的功能,但如果任由母鸭在性成熟后即开始产蛋,则由于母鸭这时还处在长身体的时候,所采食的营养物质除维持本身代谢外被分配成生长需要(长身体)和生产需要(产蛋)两个方面,结果往往是两方面都得不到满足而造成母鸭身体发育不良,产蛋率又长时期上不去,蛋重小且增加得很慢,延长到达产蛋高峰的时间,饲养管理不好的,甚至发生降蛋、换毛等现象.这样的鸭群必然缩短产蛋利用年限.因此,产蛋鸭的开产日龄一定要科学地加以控制.     

鸡12周龄体重的主基因+多基因混合遗传分析

研究以仙居鸡和隐性白羽鸡为材料,测定亲本P1、P2、F1和F2 4个世代的12周龄体重,应用4个世代数量性状主基因+多基因混合遗传分析方法,分析鸡体重遗传规律,可为该性状的QTL初级与精细定位、体重的选育和分子标记辅助选择育种提供基础。结果表明:以性别和正反交矫正后的鸡12周龄体重为2对等显性主基因+加性-显性多基因混合遗传模型,主基因的遗传率为0.610 4,多基因的遗传率为0.165 9,且两主基因的效应相等。     

京白鸡产蛋期各项指标与开产日龄关系的研究

本文研究了京白鸡商品蛋鸡产蛋期各项指标与开产日龄的关系,结果发现,在开产日龄为156—176天的范围里,产蛋期存活率、周最高产蛋率与开产日龄之间的回归关系不显著(P>0.05)。进入产蛋高峰的周龄、72周饲养日平均产蛋率、平均蛋重、72周饲养日总蛋重、产蛋期料蛋比等指标与开产日龄之间存在回归关系(P<0.05),这些回归式可用于生产予报,根据研究结果还初步确定,京白鸡的适宜开产日龄为156—165天。     

糯玉米种子活力性状的主基因+多基因混合遗传分析

【目的】探索鲜食型糯玉米种子活力的遗传模型,为糯玉米种子活力研究提供理论基础。【方法】以种子活力有显著差异的糯玉米自交系N34（P₁）和N56（P₂）为亲本,配制F₁、B₁、B₂、F₂群体,利用主基因＋多基因混合遗传模型分析方法,对种子活力3个相关指标（发芽势、电导率和活力指数）的遗传模型进行分析。【结果】鲜食糯玉米发芽势最佳遗传模型为2对加性-显性-上位性主基因＋加性-显性-上位性多基因混合遗传模型,B₁、B₂和F₂主基因遗传率分别为66.62%,49.10%和92.94%;电导率最佳遗传模型为1对加性-显性主基因＋加性-显性多基因混合遗传模型,B₁、B₂和F₂主基因遗传率分别为57.75%,57.96%和65.14%;活力指数最佳遗传模型是2对加性-显性-上位性主基因＋加性 显性多基因混合遗传模型,B₁、B₂和F₂主基因遗传率分别为66.49%,48.02%和89.49%。3个性状均以主基因遗传为主。【结论】在育种实践中,对糯玉米种子活力的遗传改良和选择可在低世代进行,同时可采用聚合回交或轮回选择来积累有效修饰基因和微效基因,以提高育种效率。     

略阳乌鸡开产日龄遗传参数估计和FSHR基因序列变异与开产日龄的关联性分析

为从遗传参数估计和FSHR基因序列变异关联分析角度定量评估遗传效应对略阳乌鸡开产日龄的决定性,以同一批次孵化的675只略阳乌鸡母鸡为对象,测定开产日龄、开产到30周龄、40周龄和56周龄产蛋数,用单变量动物模型估计开产日龄的遗传力,用双变量动物模型估计开产日龄与产蛋数间遗传相关。用Sequenom MassARRAY法检测FSHR基因内3个错义突变Thr46Ile、Lys151Arg和Met335Thr的基因型,用单变量线性混合模型检测这些变异与开产日龄的关联性。结果表明:1)略阳乌鸡的平均开产日龄为(147.5±7.8)d,其中,75%的鸡会在151日龄前开产。30周龄平均产蛋数为(28.0±7.6)枚,40周龄平均产蛋数为(58.6±15.0)枚,56周龄平均产蛋数为(75.1±20.4)枚。2)略阳乌鸡开产日龄的遗传力为0.08(95 %置信区间:0.017~0.21)。开产日龄与各阶段产蛋数存在强负遗传相关性(r_A=-0.98,95 %置信区间:-1.0~-0.7),但呈现出中等偏弱的表型相关性(r_p=-0.59~-0.21)。各阶段产蛋数间存在较强的遗传(r_A=0.99,95 %置信区间:0.84~1.00)和表型相关(r_p=0.48~0.79)。3)在3个FSHR错义突变中,第46位Thr和第335位Met不保守,但第151位Lys在鸟类和哺乳动物中完全保守。3个错义突变与略阳乌鸡开产日龄的关联性均不显著(P>0.05)。综上,遗传效应对开产日龄的决定性较低,但开产日龄与产蛋数存在较强遗传相关性。这些结果建议,饲养管理是开产日龄更为有效的调控手段;依据开产日龄对产蛋数进行间接选择具有可行性,但选择准确性会随产蛋周期的延长而降低。     

玉米磷效率的主基因+多基因混合遗传分析

运用主基因+多基因模型分离分析法,对玉米082×掖107组合的磷效率P1、P2、F1、F2和F2:3五世代联合遗传分析.结果表明:玉米磷效率遗传符合一对加性-显性主基因+加性-显性多基因混合模型.F2和F2:3估计的主基因的遗传力分别为61.41%和62.59%,估计的微效多基因遗传力分别为38.60%和37.42%.主基因的遗传力都高于微效多基因,玉米082×掖107组合磷效率的遗传主要由一对加性-显性主基因控制,同时微效基因对玉米磷效率的影响较大.表明可以利用磷效率高的玉米亲本配制杂交组合,并且在育种的早期阶段选育磷效率高的单株或家系,以获得磷效率高的栽培玉米品种.     

粳稻直立穗型的主基因+多基因混合遗传分析

选用水稻直立穗型品种辽粳5号和弯曲穗型品种丰锦配制辽粳5号/丰锦组合,通过对P1、P2、F1、F2、B1和B2的颈穗弯曲度和穗角的调查,利用主基因+多基因混合遗传模型联合分离分析了粳稻穗直立性的遗传规律.结果表明.直立穗型性状的遗传无论是从颈穗弯曲度评价,还是利用穗角评价都符合两对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因混合遗传模式.且两对主基因间都存在互作.从F2估计,颈穗弯曲度在辽粳5号/丰锦组合的主基因遗传率为88.41%,穗角在该组合的主基因遗传率为89.04%.     

甘蓝型油菜含油量的主基因+多基因遗传分析

应用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型多世代联合分析方法,研究了甘蓝型油菜1064-3×H105(组合Ⅰ)和1064-4×H134(组合 Ⅱ)的P1、P2、F1、B1、B2和F2 6个世代含油量的遗传.含油量次数分布显示2个组合的B1、B2和F2群体均呈连续分布且显示多峰,呈明显的主基因+多基因遗传的特征.遗传分析结果表明:2个组合的最佳遗传模型均为D-2模型,即一对加性主基因+加-显性多基因混合模型.2个组合中,广义遗传率为47.87%～65.13%,平均为53.70%;而环境变异占表型变异的34.87%～52.13%,平均为46.30%,可见油菜含油量性状受基因型和环境双重影响.2个组合中,多基因遗传率为15.22%～60.41%,平均为45.32%;而主基因遗传率为2.26%～33.10%,平均为8.38%,表明含油量的遗传体系中,微效多基因的遗传贡献占主要部分,高含油量育种应在高世代进行选择.     

辣椒果实性状主基因+多基因遗传分析

以西北农林科技大学蔬菜种质资源创新实验室提供的辣椒品系AA5与CK18为亲本构建F₂代群体,统计调查群体各性状的分离情况,经相关性分析以及主基因+多基因遗传分析的方法来获得辣椒6个果实性状的主基因模型以及遗传效应。结果表明：6个果实性状皆是受主基因调控的数量性状,而且其相关性密切。辣椒果形指数、果肉厚度和果宽等3个性状中存在两组等加性主基因,属于2MG-EA模型;果长和单果质量存在两组加-显性主基因,属于2MG-AD模型;果皮硬度性状的遗传属于1MG-AD模型,存在一组加-显 性主基因。辣椒的果形指数和单果质量第1对主基因的正加性更显著。果皮硬度和果长性状的主基因效应为负显性以及正加性。果宽和果肉厚度性状的两对主基因表现为正向等加性。主基因遗传率∶单果质量（53.69）>果宽（48.42）>果长（34.67）>果肉厚度（25.42）>果皮硬度（22.91）>果形指数（22.23）。因此辣椒的这6个果实性状不宜于低代开展选育。研究结果为本材料的后续分子标记以及更高效、更具针对性的辣椒分子选育工作提供理论参考。     

鸡18周龄体重的主基因+多基因混合遗传模型分析

为探索鸡产蛋初期体重的内在遗传变化规律,确定控制产蛋初期体重的主基因对数,本研究以东乡绿壳蛋鸡(P_1)和单冠白莱航鸡(P_2)为亲本构建F2资源群体,测定亲本(P_1、P_2)、子一代(F_1)和子二代(F_2)产蛋初期18周龄体重,运用数量性状主基因+多基因混合遗传模型软件SEA-G4F2对鸡18周龄体重进行遗传分析。结果表明,最适合鸡18周龄体重的主多基因混合遗传模型为两对加性-显性-上位性主基因+加性-显性多基因混合遗传模型,即为24个模型中的E-1模型;主基因遗传力为0.25,多基因遗传力为0。综上,主基因对鸡18周龄体重调控作用远大于多基因。     

小麦纹枯病抗性的主基因+多基因遗传分析

以病情指数为指标,利用牙签接菌法对ARZ×扬麦 158衍生的F6 代重组自交系群体 (RIL)进行纹枯病抗性评价,并采用植物数量性状主基因 多基因混合遗传模型分离分析法,研究该群体抗纹枯病基因的遗传规律。结果表明,这一群体中小麦纹枯病的抗性符合两对连锁主基因遗传模型(B 2 1),主基因间表现为加性 加性×加性上位性作用,重组率为 0 178 7。在两对主基因中,效应较大的 1对加性效应为 10 10%,效应较小的 1对加性效应为 2 32%,两对主基因的遗传率中等偏高,为 72 31%。提示抗纹枯病育种应重视主基因的利用。     

黄瓜把长主基因+多基因混合遗传分析

以2个性状稳定的华北型黄瓜自交系为亲本,建立了6个世代联合群体(P1、P2、F1、B1、B2、F2),采用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型对群体的把长进行多世代联合分析。结果表明,把长遗传受2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性多基因(E-1模型)控制,2对主基因的加性效应和显性效应均为负向效应,且存在一定的互作效应。在分离世代中,主基因的遗传率均比多基因的遗传率高,环境方差对表型方差的影响占有一定比重,即环境对把长的遗传影响较大,对于这个性状适于高代选择。     

甜玉米茎秆强度性状的主基因+多基因遗传分析

【目的】研究甜玉米茎秆强度性状的遗传模型,为甜玉米抗倒伏育种提供理论依据。【方法】以2个茎秆强度差异较大的自交系T49(抗倒伏)和T56(易倒伏)为亲本配制杂交组合,用"主基因+多基因混合遗传模型"分析方法对甜玉米茎秆强度性状进行分析。【结果】茎秆穿刺强度最佳遗传模型为D-0(1对加性-显性主基因+加性-显性-上位性多基因混合遗传模型),BC_1、BC_2、F_2主基因遗传率分别为74.07%,45.30%,57.78%;茎秆抗压强度最佳遗传模型为E-0(2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因混合遗传模型),BC_1、BC_2、F_2主基因遗传率分别为44.15%,40.83%,62.97%;茎秆弯折性能最佳遗传模型为E-0(2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因混合遗传模型),BC_1、BC_2、F_2主基因遗传率分别为69.79%,40.89%,89.46%,3个性状均以主基因遗传为主。【结论】在育种实践中,对早期世代可进行玉米抗倒伏性遗传改良和选择,同时注意一定的环境因素,采用聚合回交或轮回选择来累积微效基因以提高育种效率。     

小麦纹枯病抗性的主基因+多基因遗传分析

利用植物数量性状主基因+多基因混合遗传分离分析方法,对CI12633×扬麦158重组自交系群体的纹枯病抗性资料进行了抗性遗传分析。结果表明,小麦纹枯病抗性受2对连锁主基因+多基因控制,主基因间存在累加作用,2个主基因间的重组交换值在0.31和0.39之间。小麦纹枯病抗性主基因遗传率在49.01%和58.07%之间,主基因加性效应在-1.19和-6.75之间,主基因互作效应在2.90和4.79之间。因此,在育种实践中,既要重视主基因的加性效应,又要重视基因间的互作。     

辣椒白粉病抗性主基因+多基因混合遗传分析

辣椒白粉病是一种常见的真菌病害,该病严重影响辣椒生产。以辣椒白粉病高抗材料（NSR和NVD）为母本,高感材料（20c89、20c93）为父本,分别构建两组P₁、P₂、F₁、F₂四世代遗传群体（2021组和2022组）,通过调查统计辣椒不同世代群体内单株的白粉病病情指数,利用植物数量性状主基因+多基因混合遗传分析法对辣椒白粉病抗性进行遗传分析。结果表明：两组群体辣椒白粉病抗性遗传均受两对加性-显性上位性主基因+加性-显性多基因控制,并且基因遗传效应和遗传力等参数在两组群体中表现出较高的一致性。2021组第1对主基因加性效应和显性效应值分别为12.706 5和-34.710 7,第2对主基因加性效应和显性效应值分别为-9.170 6和-16.943 2,主基因遗传率为86.11%;2022组第1对主基因加性效应和显性效应值分别为20.043 1和-18.068 2,第2对主基因加性效应和显性效应值分别为-1.066 8和-6.090 4,主基因遗传率为97.16%。     

甘蓝型油菜油酸含量的主基因+多基因遗传分析

应用植物数量性状主基因 多基因的多世代联合分析方法,对甘蓝型油菜杂交组合8087 × 8108的P1、P2、F1、B1、B2和F2 等6个世代种子油酸含量进行分析,结果表明:(1)该组合油酸含量受2对加性-显性-上位性主基因 加性-显性-上位性多基因控制遗传;(2)该杂交组合的B1、B2和F2群体油酸含量主基因遗传力为43.83 %～94.71%,多基因遗传力为0.65 %～30.85 %,表明该组合油酸含量是由两对主基因 多基因共同控制的,并以主基因遗传为主;(3)油酸含量以加性效应和上位性效应为主,显性效应比较小.     

陆地棉纤维品质性状主基因与多基因混合遗传分析

采用2个纤维品质表现高强的材料和黄河流域棉区的2个主栽抗虫品种配成2个组合,利用主基因与多基因混合遗传模型分析方法,对主要纤维品质性状进行5个世代联合分析。结果表明多数品质性状是由一个主基因和多基因控制。主基因遗传效应中,F2分离群体中,比强度的遗传效应最大,为14.36%和8.40%,其次是绒长性状,为9.51%和2.59%。F2:3中的主基因效应与F2接近。主基因显性效应很小,除纤维长度在一个组合中总显性效应(主基因显性效应 多基因显性效应)为较大正值外,其余三个性状在两个组合中均表现负值或接近于0,杂合状态下多数纤维品质性状表型值偏向中亲值或低亲值,分子标记研究也证明了这一点,所以棉花纤维品质性状单纯依靠表型选择效率低,需要依靠分子标记辅助育种对主栽品种进行品质改良。     

爆裂玉米膨胀倍数性状主基因+多基因混合遗传分析

以爆裂玉米杂交组合吉爆902(吉812×吉704)的P1、F1、P2、B1:2、B2:2和F2:36个家系世代群体为材料,应用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型对爆裂玉米膨胀倍数进行多世代联合分析,结果表明:膨胀倍数受1对加性主基因+加性–显性多基因控制遗传。主基因存在加性效应,加性效应为负值(h=-0.2868)。该组合的膨胀倍数不存在杂种优势,多基因加性效应及显性效应为负,多基因效应使F1代的膨胀倍数减少。该杂交组合的B1:2、B2:2、F2:3群体的膨胀倍数主基因遗传力分别为27.5%、2.6%、19.0%。     

甘蓝型油菜白花性状的主基因+多基因遗传分析

 【目的】对甘蓝型油菜白花性状进行量化观察,研究其数量遗传特性,为育种利用提供理论依据。【方法】利用扫描仪和颜色提取软件对油菜新鲜花瓣进行处理,获得花瓣颜色特征值（CIE RGB值）,选择能反映花瓣颜色差异的B值,应用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型多世代联合分析方法,对甘蓝型油菜杂交组合（HW243×HZ21-1和HW243×中油821）的P1、P2、F1、B1、B2和F2世代群体进行分析。【结果】甘蓝型油菜白花性状表现为一数量性状,其遗传符合两对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因遗传模型,以主基因作用为主,多基因的作用相对较小。两对主基因的加性、显性和上位性效应均具有较大的作用。在F2群体中主基因的遗传率为96.94%和95.83%,多基因遗传率为3.93%和2.47%;在B1群体中主基因的遗传率为54.58%和49.57%,多基因遗传率分别为35.64%和46.9%;在B2群体中主基因的遗传率为98.14%和97.67%,多基因遗传率分别为0.98%和2.06%。【结论】甘蓝型油菜白花性状具有数量性状的遗传特性,其遗传符合两对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因遗传模型,以主基因效应为主,多基因效应相对较小。主基因的遗传力较高,受环境影响较小。     

西葫芦果径主基因-多基因混合遗传分析

[目的]为西葫芦果径育种提供依据。[方法]选用西葫芦自交系配制q-1×23-4G（组合1）和q-1×A-7（组合2）2个组合,构建了P1、F1、P2、BC1、BC2和F2 6个家系世代群体,应用植物数量性状主基因-多基因混合遗传模型对6个世代群体果径进行了多世代联合分析。[结果]2个组合的西葫芦的果径性状遗传为加性-显性-上位性2对主基因（B-1）遗传模型;2个组合F2的主基因遗传率较高,环境影响相对较小。[结论]西葫芦果径育种宜早代选择。