نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 گروه ژنتیک و به‌نژادی‌گیاهی، دانشکده‌ی کشاورزی، دانشگاه بین‌المللی امام خمینی(ره)، قزوین، ایران
2 پژوهشکده میوه‌های معتدله و سردسیری، موسسه تحقیقات علوم باغبانی، سازمان تحقیقات، آموزش و ترویج کشاورزی، کرج، ایران
چکیده
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Abstract
Background & Objective: This study was conducted to investigate the effect of moving averages, olive yield, elimination of Biennial bearing effect and data purification to study yield stability of some olive genotypes.
Materials & Methods: For this purpose, 100 genotypes and cultivars during 6 years, from 1391 to 96, were planted at Tarom Research Station in Zanjan province. This experiment was performed based in a randomized complete block design (RCBD) with three replications. After collecting performance data based on kilogram / tree, in order to correct the data and eliminate the noise caused by the Biennial bearing effect of annoying, data analysis was performed based on the original and corrected data, respectively.
Results: The results showed that the environmental component of the total variance for the corrected data decreased from 35.74% to 19.61%. Also, the heritability component increased from 15.02 to 38.51%. The paired t-test for the pair of corresponding years confirmed the significant difference between the mean and the corrected mean data. Using genotypic variation coefficient and mean yield, it was determined that at least three genotypes 'NO7', 'KHBA' and ' MANZANILLA' of state change are in stability. Also, with respect to eight other computational stability parameters, in most cases, genotypes were ranked with rank change
Conclusion: Finally, it was determined that interfering with or eliminating the Biennial bearing effects can significantly affect the selection of stable genotypes. According the importance of eliminating the effects of Biennial bearing during the study period, it is necessary to apply the calculations on genetic material to the corrected data to determine the truth of the genetic potential of genotypes to show true and heritability compatibility.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
زیتون با نام علمی (Olea europaea L.) یکی از قدیمی‌ترین گونه‌های درختی است که در حوزه مدیترانه، از نظر اجتماعی و اقتصادی دارای اهمیت است. زیتون در 79 منطقه‌ی زیتون‌خیز جهان در 24 کشور با 1200 رقم و بیش از 3000 اسم متفاوت، وجود دارد (بالدونی و همکاران 2009). ذخایر توارثی گیاهی به عنوان زیر بنای تحقیقات در امر به‌نژادی از اهمیت ویژه‌ای برخوردار است و حفاظت و حراست از آنها از دیدگاه ملی و بین‌المللی بسیار ارزشمند می‌باشد. شناسایی و جمع‌آوری ژنوتیپ‌های بومی درختان میوه اولین گام در برنامه‌های اصلاحی به شمار می‌رود که ژنوتیپ‌های بومی به دلیل داشتن سازگاری با اقلیم منطقه مورد نظر، اهمیت بسیار زیادی در گزینش ارقام دارند (مایلرو همکاران 2012).
بیشتر گونه‌های چند ساله از جمله زیتون تحت تاثیر ریتم سالآوری قرار می‌گیرند (پیرس 1953؛ مونلیس و گلد اشمیت 1982). وب‌استریم (1939) و ناکازان و همکاران (1955) گزارش کردند، علت عمده ایجاد پدیده سالآوری در محصولات باغی تخلیه کربوهیدارت گیاه در طی سال "آور" می‌باشد. فعالیت هورمونی، ژن‌هایی که گلدهی را تنظیم می‌کنند، وجود بیش از حد میوه‌ها در سال "آور" دیگر عوامل موثر در ایجاد پدیده سالآوری می‌باشند که تماماً داخلی است و به ژنتیک گیاه مرتبط است. لاوی (2007) دریافت که پدیده سالآوری یه ویژگی درونی و مرتبط با رقم، از ژنوتیپی به ژنوتیپ دیگر متفاوت است. کریشنامورتی و همکاران (2013) مقدار کربوهیدارت، مواد معدنی و هورمون‌های آبسزیک استیک اسید و زئاتین ریبوزید در روند سالآوری موثر دانستند.
تغییرات سطح زیر کشت باغ‌های بارور و غیر بارور زیتون در شهرستان طارم نشان می‌دهد که گسترش و تولید زیتون در این شهرستان از روند رو به رشدی برخوردار است. با توجه به داشتن شرایط اقلیمی بسیار مناسب برای کشت زیتون در ایران و وجود ایستگاه تحقیقات زیتون در این منطقه این پروژه، در این منطقه اجرا گردید. دما مهم‌ترین عامل محیطی است که گلدهی و میوه‌دهی زیتون را تحت تأثیر قرار می‌دهد. دماهایی که باروری را تحریک می‌کنند و دماهایی که سبب آسیب به درخت یا محصول آن می‌شوند، برای تعیین سازگاری مهم هستند. تحقیقات انجام یافته در 10 ایستگاه هواشناسی نواحی زیتون‌خیز و در حال کشت کشور و یک ایستگاه کنترل، با استفاده از مدل سازگاری دما نشان داده است که منطقه طارم یکی از مساعدترین نواحی گسترش زیتون در ایران است (محمدی و همکاران 2008).
در یک تحقیق سازگاری نه رقم بومی و وارداتی زیتون در قالب آزمایش اسپلیت‌پلات در زمان، بر پایه طرح بلوک‌های کامل تصادفی در چهار ایستگاه تحقیقاتی طارم، رودبار، کازرون و سرپل‌ذهاب مورد طی پنج سال ارزیابی شدند، در این تحقیق مشخص شد که در ایستگاه تحقیقات زیتونِ کازرون رقم کنسروالیا با عملکرد و نسبت گوشت به هسته‌ی بالا به عنوان رقم دو منظوره (کنسروی و روغنی) و رقم آمیگدالولیا با عملکرد و درصد روغن بالا به عنوان رقم روغنی شناسایی شدند(عظیمی و همکاران 2016). سینگ (1948) ریتم سالآوری را برای درختان میوه تشریح کرد و اصطلاح سال "آور" برای سال زراعی که مقدار محصول بالاست و اصطلاح "نیاور" برای سالی که مقدار محصول اندک است را اختصاص داد. به طورکلی تولید میوه بیش از حد در یک سال که بدنبال آن تولید میوه کم یا عدم تولید محصول در سال بعد رخ می‌دهد از خصوصیات محصولاتی چون پسته، سیب، اَنبه، گلابی، پکان و آلو می‌باشد. سالآوری یک پدیده درونی است، که به ژنوتیپ گیاه مرتبط است. به این نوع از اختلالات اختلال ژنوتیپی گفته می‌شود در مقابل آن اختلالات ناشی از محیط قرار دارد. در طی تحقیق که برروی عملکرد زیتون انجام شد، تعاملات بین اثرات درونی و بیرونی گیاه بر درجه‌ی پدیدهی سالآوری تعیین گردید. بر این اساس، عواملی مانند هرس کردن، آبیاری و غیره می‌تواند نقش بسزای در بروز سالآوری داشته باشد (لاوی 2017). طی دو سری مطالعه برروی نارگیل، پیشنهاد شد که از حداقل اندازه کرت برای کنترل اثر سالآوری استفاده شود در این تحقیقات مشخص شد، برای حذف اثر سال آوری به حداقل شش درخت در هر کرت نیاز است (آبیوردنا 1962). یکی از عواملی که می‌تواند سالآوری را تحت تاثیر قرار دهد، اثر پایه بر ژنوتیپ (رقم) است. در تحقیقی که بررویی اثر پایه و رقم برروی سالآوری مورد بررسی قرار گرفت، مشخص گردید پایه آلفانسو ‘Alphanso’در اَنبه می‌تواند سبب بی‌نظمی در روند سالآوری گردد (رِدی و همکاران 2003). در مطالعات سازگاری به طور عمده چهار روش وجود دارد: تجزیه واریانس، تحلیل رگرسیونی، مطالعات ناپارامتری و چند متغیره که هر یک از این روش‌ها وجهی از پایداری ژنوتیپ‌ها را مشخص می‌سازند. تجزیه واریانس مقدم‌ترین روش بررسی سازگاری است، که به وسیله آن وجود یا عدم وجود اثر متقابل و همچنین درصد توجیه هریک از اجزاء تجزیه مرکب مشخص می‌گردد (اسپراگ و فدرر 1951). طی تحقیقی دیگر مشخص شد، جهت حذف اختلال سالآوری، که ناشی از عواملی غیر از عوامل موثر در روند مطالعه‌ی اثر متقابل ژنوتیپ× محیط است، می‌توان از میانگین‌گیری متحرک بهره گرفت. در حقیقت میانگین گیری متحرک با حذف اختلال و نوسان ناشی از پدیدهی سالآوری در محصولات باغی، سبب می شود تا مقدار پایداری ژنوتیپ‌ها با محیط کشت‌آن‌ها با دقت بیشتری تخمین زده شود (واهی و مالهوترا 1993).
در صورتی که اثر متقابل ژنوتیپ×محیط معنی دار نباشد، برای توصیف پتانسیل محیط‌ها و عملکرد ژنوتیپ‌ها بهتر است از مقایسه میانگین‌ها استفاده شود. اما در صورتی که اثر متقابل معنی‌دار باشد، اثرات اصلی را می‌بایست با احتیاط تفسیر نمود، زیرا غالبا میانگین نشان نمی‌دهد که آیا ژنوتیپ‌ها در مکان‌های ضعیف عملکرد خوب یا ضعیف دارند. بنابراین بهتر است از بزرگی نسبی اجزای واریانسِ ژنوتیپ×مکان، ژنوتیپ×سال، ژنوتیپ× مکان× سال، برای تعیین اثر مکان و سال بر روی پایداری گروهی از ژنوتیپ‌ها استفاده کرد. در هر صورت، با استفاده از روش تجزیه واریانس مرکب تنها می توان یک دید کلی در باره سازگاری ارقام بدست آورد و نمی توان در مورد سازگاری تک تک آنها قضاوت نمود. لذا بهتر است قضاوت نهایی در مورد سازگاری ارقام یا پس از تجزیه رگرسیون انجام داد (احمدی خواه 2010).
هدف از تحقیق حاضر، بررسی تاثیر روش میانگین‌گیری متحرک در حذف نوسانات ناشی از سالآوری، طی سال‌های مطالعه در محصولات باغی و تببین تفاوت‌های نتایج حاصل، در تجزیه مرکب و شاخص‌های پایداری داده‌های اصلی و داده‌های تصحیح شده و در نهایت بررسی اثر اعمال تصحیح داده‌ها در تغییر رتبه و وضعیت سازگاری هریک از مواد ژنتیکی شرکت کننده در آزمایش با توجه به پارامترهای مختلف سازگاری بررسی می‌باشد.
مواد و روش‌ها
برای انجام این مطالعه از 92 ژنوتیپ بومی، حاصل از پروژه ملی جمع‌آوری و ارزیابی ژرم‌پلاسم زیتون ایران، از منابع ژنتیکی 10 استان همراه با 8 رقم مطرح شنگه، تخم‌کبکی، زرد، روغنی، کرونیکی، کنسروالیا و مانزانیلا و آربکین به‌عنوان شاهد استفاده شد و در ایستگاه تحقیقاتی زیتون طارم کشت گردیدند. این ارقام در قالب طرح بلوک‌هایی کامل تصادفی (RCBD) با سه تکرار، مورد ارزیابی قرار گرفتند. مطالعات و جمع‌آوری داده‌ها از سال ششم کشت درختان، در سال 1391 آغاز و تا شش سال پس از آن ادامه داشت عملکرد100رقم و ژنوتیپ موردنظر بر اساس نوع بهره‌برداری (کنسروی یا روغنی) در شهریور و آبان ماه با برداشت محصول از سه درخت هر تکرار برای هر رقم و ژنوتیپ انجام و مقدار عملکرد به ازای کیلوگرم در هر درخت جمع‌آوری گردید و سپس برای تجزیه آماری از سه درخت هر تکرار میانگین گرفته شد.
تحقیق حاضر در ایستگاه تحقیقاتی زیتون بخش گیلوان از در شهرستان طارم استان زنجان انجام شده است. این بخش دارای اقلیم نیمه‌خشک شدید با تابستان‌های بسیار گرم و زمستان‌های ملایم می‌باشد.
مشخصات اقلیمی گیلوان عبارتند از:
عرض جغرافیائی ¢79 و °36؛ طول جغـرافیائی ¢26 و °49؛ ارتفاع از سطح دریا 360 متر؛ متوسط دمای سالیـانه °4/17سانتیگـراد؛ حداقل دمای مطلق °10- سانتیگراد؛ حداکثر دمای مطلق°43 سانتیگراد؛ متوسط بارندگی سالیانه 250 میلیمتر.
بررسی دمای ایستگاه تحقیقات زیتون طارم در سال 2014 با استفاده از سیستم دیتا لاگر نشان می‌دهد 114 ساعت دمای بالای 38 درجه وجود دارد و حداکثر مطلق آن 46 درجه است. بیشتر ساعت گرم مربوط به مردادماه در ساعات 14-12 می‌باشد (زینانلو و همکاران 2012).
جدول 1- جدول پارامترهای محیطی برای هر محیط آزمایشی*
|
سال آزمایش پارامتر محیطی |
1391 |
1392 |
1393 |
1394 |
1395 |
1396 |
|
میانگین دمای سالیانه |
18/7 |
18/33 |
18/37 |
18/54 |
18/4 |
18/31 |
|
میانگین بارش سالیانه |
22/12 |
20/14 |
19/13 |
18/97 |
26/57 |
19/12 |
(منبع: سازمان هواشناسی ایران، 2017)
در این میان، وجود اثر متقابل ژنوتیپ و محیط سبب پیچیدگی روند انتخاب ژنویپ برتر می‌گردد، بنابراین نیاز است تا مقدار ثباتِ صفت، برای هر ژنوتیپ برآورد گردد. به منظور برآورد سازگاری صفت عملکرد از شاخص‌های مختلف سازگاری به شرح جدول(2) استفاده شد.
جدول 2- جدول شاخص‌های پایداری استفاده شده و روابط محاسباتی هریک
برای گرفتن میانگین متحرک از عملکرد دوسال متوالی می توان از فرمول زیر استفاده کرد (واهی و مالهوترا، 1993):
در این فرمول yij، عملکرد سال گذشته است که با عملکرد سال جاری yij+1جمع شده و در نهایت از میانگین آنها به عنوان داده‌ی تصحیح شده y(c) جهت محاسبات سازگاری استفاده می‌شود. ویژگی این داده‌ی جدید حذف نوسانات درونی ناشی از سالآوری و تعدیل داده‌هاست.
هرچند مهم‌ترین عامل در بررسی سازگاری، معنی‌دار شدن اثر متقابل است اما با افزایش میزان این اثر، از سودمندی و قابلیت اعتماد به اثر‌های اصلی نیز کاسته می‌شود. اثر متقابل، همبستگی بین ارزش‌های فنوتیپی و ژنوتیپی را کاهش می‌دهد و سبب افزایش دشواری گزینش ژنوتیپ‌های واقعاً برتر در سراسر میحط‌ها می‌شود(یان و کانگ، 2002). با اعمال میانگین‌گیری متحرک و تصحیح داده‌ها تمام اجزاء جدول تجزیه مرکب تحت تاثیر قرار گرفته و با تغییر آنها خصوصاً جزء اثر متقابل روند مطالعات سازگاری تغییر کرده و بعضاً ممکن است به نتایج متفاوت بیانجامد (واهی و مالهوترا 1993).
جهت سنجش پایداری محیطی گروهی از ژنوتیپ ها، می توان از روشهای استاندارد تجزیه واریانس استفاده نمود. معنی دار شدن اثرات متقابل با آزمون F تعیین می‌گردد. معمولاَ با فرض مدل دو عاملی ترکیبی(Two-factor mixed model) شامل ژنوتیپ های ثابت و محیط های تصادفی، از تجزیه واریانس مرکب استفاده می شود (فرشادفر، 2009).
بررسی همگنی واریانس خطای محیط‌های مجزا، بر اساس روش Fmax انجام پذیرفت (هارتلی 1950) و جهت تایید وجود اثرات اصلی و متقابل از تجزیه مرکب برای دو سری داده‌های اصلی و تصحیح شده از تجزیه واریانس مرکب داده‌ها استفاده گردید و سپس در هر دو سری از داده‌ها نسبت توجیه هر جزء از اجزا واریانس محاسبه شد و سهم هر جزء از واریانس کل مشخص گردید.
اندازه‌گیری میانگین‌متحرک داده ها با استفاده از نرم‌افزار Excel 2016 انجام شد. برای تجزیه مرکب داده‌های اصلی و تعدیل شده از نرم افزار GENSTAT ver.12 استفاده شد، همچنین پارامترهای سازگاری و رتبه‌های آن بوسیله R- Project ver. 3.5.2 انجام شد.
نتایج و بحث
در ابتدا و قبل از انجام تجزیه مرکب داده‌ها، همگنی واریانس خطای آزمایشات مستقل با استفاده از روش Fmax تایید شد. با توجه به تجزیه مرکب داده‌ها مشخص گردید، اثر همزمان اجزاء ژنوتیپی و اثر متقابل در داده‌های اصلی تنها 36/48 درصد است (جدول 1)، که با تصحیح داده‌ها بوسیله میانگین‌گیری متحرک مقدار این اثر به 49/61 درصد افزایش پیدا کرده است (جدول 2). یکی از اثرات مهم میانگین‌گیری متحرک، کاهش نوسانات ناشی از سالآوری است، با کاهش این اثر، میانگین‌ها برای محیط‌های (سال‌های) آزمایشی همگن‌تر شده، واریانس محیطی کاهش یافته و در نهایت ماهیت سازگاری صفت مورد مطالعه شفاف‌تر می‌شود. کم شدن اثر متقابل در داده‌های تصحیح شده نیز نشان دهنده‌ی کاهش تاثیر اثر سالآوری و در نتیجه برآورد صحیح‌تر این جزء است.
جدول 1- تجزیه مرکب داده‌های اصلی برای شش محیط و صد ژنوتیپ
|
منابع تغییر |
درجه‌ی آزادی |
مجموع مربعات |
درصد توجیه |
میانگین مربعات |
Fنسبت |
Pارزش |
|
سال |
4 |
175236/3 |
35/74 |
43809/07 |
548/61 |
</001 |
|
تکرار/سال |
10 |
798/55 |
0/16 |
79/85 |
1/03 |
|
|
ژنوتیپ |
99 |
73652/38 |
15/02 |
743/96 |
9/56 |
</001 |
|
سال×ژنوتیپ |
396 |
163461/5 |
33/34 |
412/78 |
5/3 |
</001 |
|
باقیمانده |
990 |
77076/01 |
15/72 |
77/85 |
|
|
|
کل |
1499 |
490224/7 |
100 |
|
|
|
صرفنظر از اینکه داده‌ها، از آزمایش‌های چند محیطی یکساله یا چند ساله حاصل شده‌اند، پدیدهی عمومی در کلیه‌ی آزمایش‌های عملکرد آن است که، اثر محیط همواره منبع غالب تغییرات عملکرد است و مقدار اثر ژنوتیپی و اثر ژنوتیپ در محیط نسبتاً کوچک است (گاچ و زوبل 1996). در تجزیه‌های انجام شده با داده‌های اصلی درصد جزء محیطی بیش از یک سوم واریانس کل را تشکیل می‌دهد (جدول 1)، با تصحیح داده‌ها با استفاده از میانگین‌گیری متحرک، درصد این جزء به یک پنجم واریانس کل کاهش یافته است (جدول 2). در پی کاهش این جزء، درصد جزء ژنوتیپی در داده های تصحیح شده حدوداً دو برابر شده است. در مطالعات سازگاری، با بالاتر رفتن دو جزء ژنوتیپی و اثر متقابل، ماهیت توراثی صفت مورد نظر با حساسیت بیشتری برآورد خواهد شد. بنابراین مطلوب خواهد بود که ارزش جزء محیطی به کمترین مقدار خود برسد.
با بررسی دقیق‌تر تاثیر میانگین‌گیری متحرک بر عملکرد، با استفاده از آزمون -t استیودنت جفت شده، مشخص می‌شود تفاوت قابل ملاحظه‌ای بین میانگین محیط‌های آزمایشی در داده‌های اصلی با میانگین متناظر در داده‌های تصحیح شده وجود دارد. با اعمال میانگین‌گیری متحرک داده‌های هر محیط با توجه قرار گرفتن در سال "آور" یا " نیاور" تصحیح می‌شود و مقدار تاثیر این پدیده به حداقل مقدار خود می‌رسد. با توجه به جدول (3) میانگین تفاوت‌ها بین داده‌های اصلی و تصحیح شده برای سال‌های آزمایش، به طور متناوب منفی و مثبت است، این اتفاق به دلیل وجود سال‌های "آور" و " نیاور" به صورت متناوب در طی آزمایش می‌باشد. هرچه قدر‌مطلق این تفاوت‌ها بیشتر باشد نشان از تاثیر بیشتر سالآوری در آن محیط است.
جدول 2- تجزیه مرکب داده‌های تصحیح شده با میانگین‌گیری متحرک برای شش محیط و صد ژنوتیپ
|
منابع تغییر |
درجه‌ی آزادی |
مجموع مربعات |
درصد توجیه |
میانگین مربعات |
F |
Pارزش |
|
محیط |
4 |
40430/44 |
19/61 |
10107/61 |
182/97 |
</001 |
|
تکرار/محیط |
10 |
552/43 |
0/26 |
55/24 |
1/42 |
|
|
ژنوتیپ |
99 |
79405/04 |
38/51 |
802/07 |
20/69 |
</001 |
|
محیط×ژنوتیپ |
396 |
47392/8 |
22/98 |
119/68 |
3/09 |
</001 |
|
باقیمانده
|
990 |
38381/38 |
18/61 |
38/77 |
|
|
|
کل |
1499 |
206162/1 |
100 |
|
|
|
در مطالعه‌ی سازگاری که روی اَنبه انجام شده است، مشخص گردید، که بیش از 40 درصد از واریانس کل آزمایش بوسیله‌ی اثر محیط توجیه می‌شود (چودری، 2015). زوبل و گوچ (1996) معتقدند در اکثر آزمایشات چند محیطی بالاترین سهم از مجموع واریانس‌ها مربوط به اثرات محیطی است و این سهم در بعضی از موارد به بیش از 80 درصد می‌رسد. در تحقیق دیگری که برروی سورگوم در کشور هند انجام شده مشخص گردید سهم اثر محیطی می تواند تا 89 درصد باشد (راکشیت و همکاران 2012).
جدول 3- نتایج آزمون t- استیودنت جفت شده برای داد‌های اصلی و تصحیح شده، برای محیط‌های بررسی شده
|
مقایسات |
میانگین اختلافات |
انحراف معیار اختلافات |
خطای استاندارد میانگین اختلافات |
t |
درجه‌ی آزادی |
سطح معنی‌داری |
|
داده‌های اصلی و داده‌های تصحیح شده‌ی سال 1392 |
-2/1 |
3/25 |
0/32 |
-6/46 |
99 |
/000 |
|
داده‌های اصلی و داده‌های تصحیح شده‌ی سال 1393 |
5/25 |
5/5 |
0/55 |
9/55 |
99 |
0/00 |
|
داده‌های اصلی و داده‌های تصحیح شده‌ی سال 1394 |
-3/39 |
6/55 |
0/65 |
-5/18 |
99 |
0/00 |
|
داده‌های اصلی و داده‌های تصحیح شده‌ی سال 1395 |
12/28 |
11/74 |
1/17 |
10/46 |
99 |
0/00 |
|
داده‌های اصلی و داده‌های تصحیح شده‌ی سال 1396 |
-14/73 |
12/16 |
1/21 |
-12/1 |
99 |
0/00 |
شاخص‌های متعددی جهت برآورد سازگاری و درک مفهوم تاثیر نوسانات ناشی از اثر سالآوری بر مطالعات سازگاری محاسبه شده است. به عنوان مثال با استفاده از پارامتر ضریب تغییرات ژنوتیپی مشخص گردید که اگرچه رتبه‌ی سازگاری برای برخی از ژنوتیپ‌ها تغییر نکرده است اما در دیدگاه کلی رتبه 95 درصد از کل ژنوتیپ‌ها با تغییر مواجه شده است. در مجموع برای یافتن بهترین ژنوتیپ با انتخاب همزمان دو پارامتر عملکرد و ضریب تغییرات ژنوتیپی می‌توان از پلات کردن این دو پارامتر در مقابل یکدیگر بهره برد در این حالت ژنوتیپ‌هایی که به‌طور همزمان از عملکرد بالایی بر خوردارند و هم دارای ضریب تغییرات ژنوتیپی کمی هستند به عنوان ژنوتیپ ایده‌آل انتخاب می‌شوند (فرانسیس و کاننبرگ 1987). با توجه به شکل (1) ژنوتیپ‌های رقم مانزانیا و ژنوتیپ ‘KHBA’ که در محاسبات داده‌های اصلی برای این پارامتر، ژنوتیپ‌هایی مطلوب شناخته شده بودند، با داده‌های اصلاح شده ژنوتیپ‌های سازگار و عملکردی بالا برآورد نشدند، تغییر وضعیت برای این دو ژنوتیپ، در دو حالت بررسی، در اثر افزایش مقدار ضریب تغییرات محیطی به بیش از 50 درصد می‌باشد. یا به طور عکس، ژنوتیپ NO7’‘ که در محاسبات با داده های اصلی، ژنوتیپی سازگار و مطلوب از نظر عملکرد شناخته نشده بود با اصلاح داده‌ها و تغییر در میانگین ژنوتیپی با ثبات و عملکرد نسبتاً بالا معرفی گردید.
شکل 1- الف) پلات ضریب تغییرات ژنوتیپی در برابر میانگین برای داده های اصلی؛ ب)پلات ضریب تغییرات
ژنوتیپی دربرابر میانگین برای داده‌های تصحیح شده
در این مطالعه علاوه بر میانگین عملکرد و ضریب تغییرات ژنوتیپی، برای درک تاثیر تفاوت بین داده‌های اصلی و تصحیح شده با میانگین‌گیری متحرک، از هشت پارامتر دیگر نیز استفاده شد (جدول4). در تمام حالات، تشابه اندکی بین رتبه داده‌های اصلی و تصحیح شده برای پارامترهای مختلف مشاهده شد. به طور کلی در بیش از 90 درصد جایگاه ژنوتیپ‌ها برای پارامترهای مختلف تغییر کرده است (جدول 5 و 6).
جدول 5- درصد تشابه برای پارامترهای مختلف سازگاری بین داده‌های اصلی و تصحیح شده
|
پارامتر پایداری |
میانگین |
واریانس محیطی |
ضریب تغییرات ژنوتیپی |
ضریب رگرسیون |
مربعات انحراف از رگرسیون |
ضریب تشخیص |
واریانس پایداری |
پرکینز و جینکز(رگرسیون) |
پرکینز و جینکز |
اکووالانس ریک |
|
درصد تشابه |
18 |
7 |
5 |
4 |
9 |
1 |
2 |
0 |
2 |
1 |
نتیجه گیری کلی
در طی این پژوهش مشخص شد که دخالت دادن اثر سالآوری یا حذف نوسانات ناشی از آن می تواند، در بیشتر مواقع جایگاه و رتبه ژنوتیپ‌ها را برای پارامترهای مختلف تغییر دهد و در برخی حالات حتی موقعیت و وضعیت یک ژنوتیپ را به عنوان، یک ژنوتیپ سازگار یا ناسازگار تغییر دهد.
با توجه به لزوم حذف اثر داخلی سالآوری و تعدیل میانگین‌ها در طی سال‌های مطالعه، نیاز است تا محاسبات سازگاری برای مواد ژنتیکی آزمایشی، برروی داده‌های تصحیح شده اعمال گردد تا حقیقت پتانسیل ژنتیکی ژنوتیپ‌ها برای نِمود سازگاری واقعی و وراثت‌پذیر مشخص گردد. در غیر این صورت نمی‌توان به ماهیت اصلی ژنوتیپ‌های سازگار (یا ناسازگار) در تحقیقات باغبانی پی‌برد و با در نظر نگرفتن تاثیر سالآوری، اتخاذ تصمیم نهایی برای معرفی یک رقم باغی سازگار قابل اعتماد نخواهد بود.
سپاسگزاری
این نتایج حاصل از پروژه مصوب شماره 89172-03-03-2 و تأمین اعتبار از سوی سازمان تحقیقات آموزش و ترویج کشاورزی است.
)