Genetic Analysis for take-all (Gaeumannomyces graminis var. tritici) disease resistance in bread wheat (Triticum aestivum L.) using diallel cross

مقدمه

گندم نان (Triticum aestivum L.) یکی از گیاهان زراعی است که در معرض عوامل بیماری‌زای زیادی قرار می­گیرد (Habibi, 2013). در بین تنش­های زنده که گیاهان را مورد حمله قرار می­دهند، می­توان به قارچ‎ها، باکتری­ها و ویروس­ها اشاره نمود که در این میان، قارچ­ها در صدر عوامل بیماری­زای گیاهی قرار دارند. یکی از بیماری­های مهم گندم نان، پاخوره با عامل Gaeumannomyces graminis var. Tritici می­باشد (Karov et al., 2008). گیاهان ممکن است در هر مرحله رشدی آلوده شوند که این آلودگی در حرارت 20-12 درجه سانتی­گراد تشدید می­شود (Huber & Mccay-Buis, 1993). گیاهان مبتلا به بیماری پاخوره در مزرعه، به شکل لکه­هایی سفید قابل مشاهده هستند؛  و دانه­های چروکیده تولید می­کنند. علایم دیگر همچون کاهش پنجه­زنی، کوتولگی و رسیدگی ناقص دانه می­باشد (Liatukas et al., 2010). آلودگی متوسط تا شدید گندم به این بیماری می­تواند منجر به از دست دادن عملکرد و کیفیت دانه شود، به‌طوری‌که در همه‎گیری‎های شدید می­تواند موجب خسارت 50 تا 60 درصدی شود (McMillan et al., 2012). این بیماری در مزارع استان مرکزی، خراسان و مازندران گزارش شده است (Ghalandar, 2001). استفاده از ارقام مقاوم یا متحمل به این بیماری، به‌عنوان مهم­ترین راه کنترل این بیماری و یک روش اقتصادی به شمار می­رود. برای تولید ارقام مقاوم، علاوه بر شناسایی منابع مقاومت، به اطلاعات جامعی در مورد ساختار و ارزش ژنتیکی والدین و هم‌چنین ترکیب‌پذیری آن‌ها نیاز می­باشد که این مهم از طریق استفاده از تلاقی‌های دای‌آلل میسر می‌شود (Aeineh et al., 2006). بیش از 130سال است که اصول ایزولاسیون و آزمون نتاج تست ویلمورن منتشر شده است و این روش به وفور توسط اصلاح‌کنندگان نبات مورد استفاده قرار گرفته است. تلاقی دای‌آلل را می‌توان سطح بالای کاربرد تکنیک پروژنی تست ویلمورن دانست که از سال‌های 1950 به بعد، به‌منظور غربال نمودن بهترین ترکیب­شونده­ها و استفاده از مساله هتروزیس مورد استفاده اصلاح‌کنندگان قرار گرفت (Brown & Caligari, 2008). تجزیه دای­آلل برای مطالعه صفاتی که از توارث دیپلوییدی تبعیت می­کنند، به کار می­رود و اطلاعات ژنتیکی مفیدی را برای ارزیابی پتانسیل ژنتیکی لاین­های اصلاحی در اختیار قرار می­دهد
  .(Hallauer et al., 1966)

اصول و مبانی این نوع تلاقی­ها را Jinks & Hayman  (1953) و Griffing (1956a, b) ارائه نمودند. مزیت اساسی مدل گریفینگ آن است که با تخمین واریانس­های ترکیب‌پذیری عمومی (GCA) و خصوصی (SCA) و واریانس‌های افزایشی و غالبیت و وراثت‌پذیری، تشخیص و درک مناسبی از نقش و آثار افزایشی و غیر‌افزایشی از ژن­ها را در کنترل صفات فراهم می­کند ( .(Dabholker, 1992نسبت ژنتیکی بیکر نیز که از نتایج تجزیه گریفینگ استفاده می‌نماید، نوع عمل ژن در کنترل صفت مربوطه را نشان می‌دهد. هرچه این نسبت به عدد یک نزدیکتر باشد، اثر افزایشی ژن‌ها در صفت مربوطه اهمیت بیشتری دارد و هرچه به صفر نزدیکتر باشد، اعمال غالبیت ژن‌ها در کنترل صفت اهمیت بیشتری دارند (Baker, 1978). مهم­ترین مزایای تجزیه به‌روش Jinks & Hayman (1953) و تحلیل گرافیکی آن (در صورت برقرار بودن شرایط آن)، دسترسی به اطلاعاتی نظیر میانگین درجه غالبیت، نسبت توزیع و پراکنش آلل­های غالب و مغلوب در والدین و جهت غالبیت می‌باشد (Gilbert, 1958).

پژوهش­هایی در رابطه با شناسایی منابع مقاومت به بیماری پاخوره صورت گرفته است، ولی این پژوهش‌ها بیشتر در ارقام و اجداد وحشی گندم نان گزارش شده است و تاکنون رقم گندم هگزاپلوئید کاملا مصون به این بیماری معرفی نشده است (Da-hui et al., 2007). در یک بررسی، تعدادی از غلات دانه­ریز نظیر جو، گندم، تریتیکاله، چاودار و یولاف اهلی، نسبت به بیماری پاخوره ارزیابی شدند. نتایج نشان داد که گندم، بیشترین حساسیت را دارد، ولی جو و تریتیکاله دارای حساسیت متوسط بودند و واکنش یولاف اهلی نسبت به قارچ مذکور، مقاوم ارزیابی شد (Fasihiani & Zare, 2010). در یک بررسی، واکنش 244 رقم گندم، 56 رقم جو شش ردیفه، 50 رقم جو بدون پوشینه و 36 رقم جو دو ردیفه را نسبت به قارچ عامل بیماری پاخوره گندم مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داد که بین ارقام جو و گندم نسبت به بیماری پاخوره گندم تفاوت وجود دارد و گندم، حساس­ترین و جو شش ردیفه و دو ردیفه، تحمل بیشتری نسبت به بیماری داشتند. در پژوهش دیگر در بین ارقام جو، رقم جو محلی یا بدون پوشینه، بیشترین و جو شش ردیفه، کم­ترین حساسیت را به قارچ Gaeumannomyces graminis var. tritici داشتند (Oyanagi et al., 1990). در یک ارزیابی مزرعه‌ای، واکنش سی رقم هگزاپلوئید گندم نان شامل رقم‏های بهاره و پاییزه، نسبت به پاخوره در پنج سال زراعی بررسی شد و نتایج به دست آمده از بررسی رقم‌ها از نظر صفات زراعی نشان داد که رقم پاییزه Solstice در سه سال زراعی نسبت به دیگر رقم‏ها مقاوم‏تر بود (McMillan et al., 2014).

تا به حال روش‎های اصلاح سنتی برای بررسی نوع مقاومت و اثر ژن­ها در گندم نان نسبت به بیماری پاخوره انجام نشده است. از تلاقی‌های دای‌آلل، به‌طور گسترده‌ای در مطالعات ژنتیکی مقاومت به بیماری‌ها در گندم همچون زنگ زرد و زنگ ساقه، سفیدک پودری، ویروس موزائیک گندم، ویروس کوتولگی زرد جو و ویروس موزائیک رگه‌ای گندم استفاده شده است. مقاومت به ویروس موزائیک رگه‌ای گندم با استفاده از تلاقی دای‌آلل در نه رقم گندم مطالعه شد و نتایج نشان داد که اثرات غالبیت و اپیستازی در مقاومت به این بیماری از اهمیت بیشتری برخوردارند (Hakizimana et al., 2004). در مطالعه دیگری بر روی بیماری موزائیک رگه‌ای گندم از طریق تلاقی دای‌آلل با استفاده از پنج والد مقاوم که در آزمایشات قبل مقاومت خوبی نشان دادند و یک رقم حساس به روش Jinks & Hayman (1953) و روش I و مدل I گریفینگ مشخص شد که اثرات افزایشی و غیر‌افزایشی ژن‌ها در کنترل مقاومت به این ویروس دخالت دارند و اهمیت اثرات افزایشی بیشتر بود (Saeednia et al., 2012).

در پژوهشی به‌منظور تجزیه ژنتیکی مقاومت به بیماری سفیدک پودری، از طرح دای­آلل با هفت والد استفاده نمودند و نتایج نشان داد که برای صفت شدت بیماری، مدل افزایشی غالبیت صدق می­کند (Pesaraklu et al., 2013). در تجزیه ژنتیکی بیماری لکه‌برگی سپتوریا در گندم از طریق تجزیه میانگین نسل، نقش اثرات غالبیت به مراتب بیشتر از اثرات افزایشی بود و اثر متقابل غیرآللی غالبیت × غالبیت، به‌طور معنی‌داری در صفات مربوط به مقاومت به این بیماری شرکت داشتند (Soltanloo et al., 2013). در مطالعه دیگری به‌منظور مطالعه ژنتیک مقاومت به زنگ قهوه‌ای گندم، از تلاقی دای‌آلل استفاده شد (Ghannadha et al., 2004). با هدف بررسی نحوه توارث زنگ زرد، آزمایش دای­آلل  پنج در پنج انجام گرفت و نتایج نشان داد که اثرات غالبیت در مقاومت به بیماری زنگ زرد نقش دارند ((Bihamta et al., 2013. مقاومت و حساسیت در برابر بیماری‌های گیاهی، تا حدودی تحت تاثیر در دسترس بودن عناصر کم‌مصرف (ریز مغذی) به ویژه عناصر منگنز و روی است (Akter et al., 2015). تاثیر عنصر روی، در بعضی بیماری­ها بررسی و مشخص شده است  که در بعضی موارد، افزایش، کاهش و در مواردی تاثیری روی بیماری ندارد، ولی در بیشتر موارد باعث کاهش شدت بیماری می­شود (Dordas, 2008; Graham & Webb, 1991). به‌طورکلی نقش مهم عنصر روی در مقاومت به بیماری‌های گیاهی، سلامت غشای سلول­های ریشه و ایجاد ثبات در غشای سلول و محافظت در برابر تنش اکسیداتیو است (Cakmak et al., 1998). نقش عنصر آهن در مقاومت به بیماری‌های گیاهی به خوبی مورد مطالعه قرار نگرفته است. افزودن عناصر مس، منگنز و بور به‌طورکلی به نفع میزبان است، ولی عنصر آهن می‌تواند اثر مثبت یا منفی بر شدت بیماری داشته باشد؛ آهن می­تواند بیماری زنگ و سیاهک را در گندم کنترل کند (Graham & Webb, 1991). عنصر منگنز، تعدادی از پاتوژن‌های بیماری­زا شبیه سفیدک سطحی، پاخوره و چندین بیماری دیگر را کنترل
می­کند. منگنز نقش مهمی در بیوسنتز لیگنین و سوبرین از طریق فعال شدن برخی آنزیم­ها دارد. احتمالا لیگنین و سوبرین در گندم در مقاومت به بیماری‌های سفیدک سطحی و بیماری‌های ناشی از قارچ Gaeumannomyces graminis نقش مهمی دارند و از خسارت دیواره­های سلول میزبان جلوگیری می­کنند (Dordas, 2008).

با توجه به این‌که هیچ اطلاعی در مورد ترکیب‌پذیری مقاومت به بیماری پاخوره گندم، نحوه توارث آن و پارامترهای ژنتیکی مقاومت در دست نیست و همچنین اطلاعی در خصوص ارتباط مقاومت به این بیماری و عناصر معدنی موجود در بافت گیاهی وجود ندارد، مطالعه کنونی با استفاده از والدین با واکنش‌های متفاوت نسبت به پاخوره اجرا شد تا با استفاده از تلاقی دای‌آلل، ترکیب‌پذیری عمومی و خصوصی و نحوه توارث و نوع عمل ژن‌ها در مقاومت به پاخوره تعیین شود و با برآورد پارامترهای ژنتیکی و وراثت‌پذیری مقاومت به این بیماری، استراتژی‌های مناسبی برای اصلاح این صفت در گندم ارائه و پیشنهاد شود.

مواد و روش‌ها

قارچ مورد استفاده

در این آزمایش، از قارچ Gaeumannomyces graminis var. Tritici جدایه T-41 که از کلکسیون قارچ­شناسی آزمایشگاه بیماری­شناسی دانشگاه ولی عصر ^(عج) رفسنجان تهیه شده بود، استفاده ­شد. محیط کشت انتخابی برای کشت قارچ، Potato Dextrose Agar (PDA)، همراه با آنتی­بیوتیک استرپتومایسین بود.

منابع ژنتیکی مورد استفاده

تلاقی دای‌آلل یک طرفه شش در شش با شش والد (ژنوتیپ) و 15 نسل F₁، از منبع ژنتیکی مورد استفاده بود. لازم به توضیح است که شش ژنوتیپ والدین، در سال زراعی 1393 در مزرعه دانشگاه ولی عصر (عج) رفسنجان کاشته شدند و در بهار 1394 در موقع مناسب، تلاقی بین آن‌ها انجام شد. این شش ژنوتیپ، بر اساس ارزیابی­های گذشته در مقابل بیماری پاخوره (جدایه خاص T-41)، از بین 960 ژنوتیپ گندم نان که از مناطق مختلف ایران و همچنین خارج از کشور تهیه شده بود، انتخاب شدند. پس از کاشت این ژنوتیپ­ها در مزرعه دانشکده کشاورزی دانشگاه ولی عصر (عج)، تک­خوشه (تک­بوته) از داخل آن‌ها انتخاب شد و بذر آن‌ها در حال حاضر در دانشگاه ولی­عصر (عج) رفسنجان موجود می­باشد (Gholizadeh Vazvani et al., 2015, 2016, 2017). خصوصیات ژنوتیپ‌های مورد استفاده در این پژوهش در جدول 1 آمده است.

تهیه زادمایه بیمارگر

از آن‌جا که سرعت کلنیزاسیون و زادمایه‌­های یکنواخت روی ماده غذایی ارزن بیشتر است، ارزن جهت تهیه مایه تلقیح انتخاب شد. بدین منظور، بذر ارزن پخته شده که حداکثر جذب آب را داشت به همراه 100 گرم ماسه مرطوب، درون ارلن ریخته شد و پس از مسدود کردن درب آن به فاصله یک روز، سه بار در اتوکلاو در دمای 120 درجه سانتی­گراد به مدت 20 دقیقه سترون شد. چند حلقه میسلیومی با قطر یک سانتی­متر از حاشیه در حال رشد کلنی قارچ عامل بیماری به هر یک از ارلن­ها مایه­زنی شد و در انکوباتور در دمای 25-20 درجه سانتی­گراد به مدت 15 روز نگه‌داری ­شدند. در دوره اخیر، چندین بار ارلن­ها جهت هوادهی و جلوگیری از گلوله شدن، تکان داده ­شدند.

جدول 1-  مشخصات نژادگان­های مورد استفاده در این پژوهش

 Table 1- Characteristics of genotypes are used in this study

ضدعفونی کردن بذرهای گندم

هر نمونه بذر به مدت یک دقیقه در محلول هیپوکلریت­سدیم یک درصد قرار داده شد و پس از چندین مرحله شست‌وشو با آب مقطر استریل، کشت شدند.

خاک و سترون کردن آن

خاک از نظر اسیدیته، شوری و بافت مورد بررسی قرار گرفت و پس از اطمینان از مناسب بودن خاک، کاملاً غربال ­شد تا مواد خارجی و کلوخه­های بزرگ از آن حذف شود. سپس برای سترون کردن و حذف میکروارگانیسم­های موجود در خاک، از اتوکلاو استفاده شد. کیسه­های خاک به مدت یک ساعت در دمای 121 درجه ­سانتی‌گراد قرار داده شدند.

کشت در گلخانه

شش والد و 15 نسل F₁ در قالب طرح کاملا تصادفی با سه تکرار (گلدان) مورد آزمایش قرار گرفتند. در هر گلدان، سه بذر کشت شد و پس از سبز شدن، وقتی ارتفاع گیاه­چه­ها حدودا 20 سانتی­متر شد (در مرحله دو برگی)، عملیات تلقیح روی گیاه‎چه­ها انجام گرفت. به هر گلدان نیم درصد وزنی حجمی مایه تلقیح اضافه شد و در گلخانه در شرایط نور طبیعی و در دمای 28-22 درجه سانتی­گراد نگه‌داری شدند و هر روز یک بار و بسته به نیاز گیاهان آبیاری شدند. شش هفته پس از تلقیح، درصد سیاه­شدگی طوقه بررسی شد و علاوه بر این، وزن خشک ساقه  و ریشه، تعداد پنجه و عناصر پتاسیم (K)، روی (Zn)، آهن (Fe) و منگنز (Mn) اندازه­گیری شدند. برای اندازه‌گیری عناصر، از دستگاه جذب اتمی استفاده شد.

سیاه­شدگی ریشه و طوقه و شدت بیماری

روش نمره­دهی (اسکوردهی) برای صفت شاخص علایم بیماری بر اساس مقیاس صفر تا پنج به شرح زیر برای هر گیاه داخل گلدان انجام گرفت (Ownley et al., 2003).

صفر: ریشه­ها و طوقه­ها بدون لکه نکروزه، یک: ریشه دارای یک یا چند لکه نکروزه و طوقه فاقد علایم، دو: ریشه دارای لکه­های ممتد نکروزه (نکروزه شدن بیشتر از 25 درصد و کمتر از 50 درصد ریشه­ها) و طوقه فاقد علایم، سه: نکروزه شدن بیشتر از 50 درصد ریشه­ها و سیاه­شدگی طوقه، چهار: ریشه­ها تقریبا سیاه­رنگ با توسعه 75 درصد سیاه‌شدگی طوقه . پنج: ریشه و طوقه سیاه و سبزخشکیدگی گیاه. Hakizimana et al. (2004) و Saeednia et al. (2012) هم به ترتیب نمره­های صفر تا پنج و صفر تا هفت برای ارزیابی مقاومت به ویروس رگه­ای گندم در نظر گرفتند.

همچنین درصد شدت بیماری (Disease Intensity) طبق رابطه (1) برآورد شد:

رابطه 1           

تجزیه­های آماری و پارامترهای ژنتیکی

تجزیه واریانس ژنوتیپ­ها بر اساس طرح کاملا تصادفی، تجزیه به روش دوم گریفینگ ((Griffing, 1956b و مدل I (جدول 2)، تجزیه به روش هیمن-جینکز(Jinks & Hayman ,1953) و تجزیه و تحلیل گرافیکی انجام شد. تجزیه داده­ها با نرم­افزارهای SAS و Diallel 98 انجام گرفت و پارامترهای ژنتیکی با استفاده از امید ریاضی میانگین مربعات بر اساس مدل I (جدول 2) برآورد شدند.

وراثت­پذیری عمومی (h²_b) با رابطه 2 و وراثت­پذیری خصوصی (h²_n) با استفاده از رابطه 3 محاسبه شدند (Teklewold et al., 2005). برای محاسبه نسبت ژنتیکی، از رابطه 4 استفاده شد (Baker, 1978). در این روابط 2، 3 و4، به‌ترتیب بیانگر واریانس ترکیب­پذیری عمومی و خصوصی می­باشد. میانگین درجه غالبیت (ƌ) با رابطه (5) به‌دست آمد. همچنین متوسط ژن­های دارای اثر مثبت و منفی (UV) با استفاده از رابطه 6، نسبت ژن­های غالب و مغلوب در والدین از رابطه 7، تعداد گروه­های ژنی از رابطه 8 و واریانس افزایشی و واریانس غالبیت، به‌ترتیب از رابطه­های 9 و 10 محاسبه شدند (Moghaddam & Amiri Oghan, 2010).

h²_b  =                 رابطه 2

h²_n  =                       رابطه 3

Gb=                          رابطه 4

ƌ =                                    رابطه 5   

                                            رابطه 6

                                رابطه 7

                                             رابطه 8

=                                        رابطه 9

=                                      رابطه 10

جدول 2- تجزیه واریانس ترکیب­پذیری در روش دوم گریفینگ برای مدل­های ثابت (I) و تصادفی (II)

Table 2. Griffing method II combining ability analysis of variance for I and II models

^* در مدل I، Ʃgi²: واریانس ترکیب‌پذیری عمومی و sij² ƩƩ: واریانس ترکیب‌پذیری خصوصی، در مدل II، σ²s و :σ²g به‌ترتیب واریانس ترکیب‌پذیری خصوصی و ترکیب‌پذیری عمومی است.  : واریانس خطا است

^*: In model I, Ʃgi²: general combining variance and ƩƩ sij²: specific combining variance. In model II, σ²s and σ²g: specific and general combining variances, receptivity. : Error variance

نتایج و بحث

تجزیه دای­آلل به روش گریفینگ

نتایج تجزیه واریانس صفات مورد مطالعه نشان داد که میانگین مربعات ژنوتیپ­ها برای کلیه صفات به استثنای عناصر منگنز و آهن از نظر آماری معنی­دار بودند. این امر نشان‌دهنده وجود تفاوت­های ژنتیکی ژنوتیپ­ها در اکثر صفات مورد ارزیابی می­باشد؛ بنابراین برای کلیه صفات به استثنای این دو عنصر می­توان تجزیه دای­آلل را انجام داد (جدول 3). همبستگی بین شدت بیماری و نمره بیماری با سایر صفات مورد مطالعه نشان داد که شدت بیماری با صفت تعداد پنجه، وزن خشک ریشه و عناصر منگنز، روی و پتاسیم همبستگی معنی­دار داشت (جدول 4). در غربال­گری ذخایر توارثی گندم نان که در گلخانه صورت گرفت، مشخص شد که شدت بیماری همبستگی معنی­داری با وزن خشک ریشه داشت و با افزایش شدت بیماری، وزن خشک ریشه کاهش یافت و نژادگان )ژنوتیپ (های پاییزه نسبت به نژادگان­های بهاره، مقاومت بالاتری به بیماری پاخوره داشتند و مقاومت به این بیمار،ی به اندازة شبکۀ ریشه­ای و تولید ریشه­های اضافی بستگی داشت
(Gholizadeh Vazvani et al., 2015; 2016) . در این پژوهش نیز همبستگی بین شدت بیماری و وزن خشک ریشه معنی‌دار بود. عنصر منگنز با شدت بیماری همبستگی مثبت و معنی‌دار نشان داد و عناصر روی و پتاسیم با نمره بیماری و شدت بیماری همبستگی منفی و معنی‌دار نشان دادند که بیانگر این است که با افزایش عناصر روی و پتاسیم، شدت بیماری کاهش و مقاومت افزایش می‌یابد که با نتایج برخی از مطالعات انجام شده مبنی بر این‌که این عناصر در بیشتر موارد، باعث بهبود مقاومت به بیماری می‌شود، مطابقت داشت (Dordas, 2008). نقش عنصر روی در مقاومت به بیماری‌های گیاهی، ایجاد ثبات و سلامت غشای سلول‌های ریشه در برابر تنش اکسیداتیو است (Cakmak et al., 1998).

جدول 3-تجزیه واریانس صفات مورد مطالعه

Table 3. Analysis of variance of the studied traits

^ns ، ^* و ^**: به‌ترتیب غیرمعنی­دار و معنی­دار در سطح احتمال پنج و یک درصد

^ns, ^* and ^**: no significant and significant at 0.05 and 0.01 of probability levels, respectively.

جدول 4- ضرایب همبستگی بین صفات  مورد مطالعه

Table 4. Correlation coefficient between traits under study

^ns، ^*، ^**، ^***: به‌ترتیب غیرمعنی‌دار و معنی‌دار در سطح پنج، یک و یک دهم درصد.

^ns, ^* ,^**, ^***: no significant and significant at 0.05, 0.01, and 0.001 of probability levels, respectively.

ترکیب­پذیری عمومی در صفات مرتبط با شدت بیماری پاخوره

تجزیه ترکیب‌پذیری برای صفاتی انجام شد که ابتدا در تجزیه واریانس ژنوتیپ معنی‌دار شدند و سپس همبستگی معنی‌داری با نمره و شدت بیماری داشتند؛ بنابراین عناصر منگنز و آهن در تجزیه‌های بعدی حذف شدند. با توجه به جدول 5 مشخص می­شود که ترکیب‌پذیری عمومی و خصوصی برای کلیه صفات معنی­دار شد، بجز عنصر پتاسیم و تعداد پنجه که در آن‌ها، فقط ترکیب‌پذیری خصوصی معنی‌دار بود که بیانگر وجود اثرات افزایشی و غیرافزایشی ژن در کنترل ژنتیکی این صفات بود. اما در خصوص صفات تعداد پنجه و محتوای پتاسیم، فقط اثرات غیر‌افزایشی ژن‌ها در کنترل آن‌ها دخالت داشت.

با توجه به معنی­دار بودن GCA، جزء افزایشی واریانس قابل توارث، در وراثت صفات مربوطه بجز عنصر پتاسیم و تعداد پنجه نقش داشت. همچنین معنی‌دار بودن میانگین مربعات SCA تمام صفات، نشان‌دهنده حضور قابل توجه جزء غیرافزایشی واریانس قابل توارث در تمام صفات بود. مقادیر ترکیب­پذیری عمومی GCA والدین برای کلیه صفات محاسبه شد که در جدول 6  آمده است.

جدول 5-میانگین مربعات تجزیه گریفینگ صفات مورد مطالعه گندم در تلاقی دای آلل شش در شش

Table 5. Mean square of Griffing analysis of studied traits in 6 × 6 diallel cross

^ns ، ^* و ^**: به‌ترتیب غیرمعنی­دار و معنی­دار در سطح احتمال پنج و یک درصد

^ns, ^* and ^**: no significant and significant at 0.05 and 0.01 of probability levels, respectively.

جدول6- میزان ترکیب­پذیری عمومی صفات در گندم در تلاقی دای آلل شش در شش برای صفات مختلف

Table 6. General combining ability of traits in wheat at 6 × 6 diallel cross for different traits

^ns ، ^* و ^**: به‌ترتیب غیرمعنی­دار و معنی­دار در سطح احتمال پنج و یک درصد

^ns, ^* and ^**: no significant and significant at 0.05 and 0.01 of probability levels, respectively.

شدت بیماری و نمره بیماری: در مورد این صفات که نشان دهنده مقاومت و حساسیت است، آثار ترکیب­پذیری عمومی والدین 1546، 1526، 1622 و 729 معنی­دار بودند. با توجه به این که شدت بیماری پایین­تر مد نظر بود، بنابراین مقادیر ترکیب­پذیری منفی مطلوب بود. والدهای 1622 و 729 با بیشترین ترکیب­پذیری منفی به‌عنوان بهترین والدین از نظر مقاومت و والدهای 1546 و 1526 با بیشترین ترکیب­پذیری مثبت به‌عنوان حساس‌ترین والدین شناخته شدند (جدول6).

تعداد پنجه: با در نظر گرفتن همبستگی منفی این صفت با شدت بیماری مشخص شد که مقادیر با ترکیب‎پذیری مثبت مدنظر بود، اما از آن‌جا که ترکیب‌پذیری عمومی برای این صفت معنی‌دار نشد، بنابراین هر اظهارنظری در مورد بهترین و یا بدترین والد ترکیب‌شونده در مورد این صفت نمی‌تواند معتبر باشد.

عنصر روی: با توجه به آن که این صفت دارای ضریب همبستگی منفی با شدت بیماری بود، بنابراین والدین با ترکیب‌پذیری مثبت در جهت کاهش شدت بیماری مناسب بودند. با توجه به این امر، والدین 1622 و 729 بهترین والدین از نظر ترکیب‌پذیری عمومی برای مقاومت بودند و والد 1546 از این نظر، ترکیب‌شونده مناسبی نبود.

عنصر پتاسیم: در این مورد نیز با توجه به همبستگی منفی آن با شدت بیماری، مقادیر مثبت ترکیب­پذیری مناسب بود، اما چون آنالیز واریانس ترکیب‌پذیری عمومی برای این صفت مانند صفت تعداد پنجه معنی‌دار نشد، در مورد بهترین و یا بدترین ترکیب‌شونده عمومی اظهارنظری نشد.

آنچه از مجموع اثرات ترکیب­پذیری عمومی با توجه به معنی­دار بودن آثار و ضرایب مثبت یا منفی آن‌ها ملاحظه می‌شود این است که والدین 1622 و 729 به‌عنوان بهترین والدین ترکیب­پذیر از لحاظ مقاومت به پاخوره بودند و والد 1526 به‌عنوان حساس­ترین والد ترکیب­پذیر انتخاب شدند.

ترکیب­پذیری خصوصی در صفات مرتبط با شدت بیماری پاخوره

نمره بیماری و شدت بیماری: با توجه به مقادیر ترکیب­پذیری خصوصی (جدول 7)، بیشترین ترکیب‎پذیری خصوصی مطلوب را هیبریدهای 1546×2109 و 1528× 1546 و 1526×1622 به خود اختصاص داده­اند و حساس‌ترین هیبریدها 1528×2109 و 1526×2109 و 1622×1546 و 1526×1528 و 729×1526 و 729×1622 بودند. با توجه به این‌که والد 1622 از لحاظ کاهش شدت بیماری، بهترین والد با بیشترین GCA در جهت منفی بود و والد 1526 بدترین والد با بیشترین GCA در جهت مثبت بود، بنابراین این نتایج تا حدی دور از انتظار بود. به عبارت دیگر، در هیبرید 1622×1526 اثر مثبت والد 1622 بسیار بیشتر از اثر منفی والد 1526 بوده است.

تعداد پنجه: در خصوص این صفت، هیبریدهای 1528×2109 و 1528×1546و 1528×1622 و 1528×729 با توجه به مثبت و معنی­دار بودن مقادیر SCA، بهترین هیبریدهای ترکیب­پذیر و هیبریدهای 2109×1528و 1528×1526 و 1622×729 با ترکیب­پذیری خصوصی منفی، به‌عنوان بدترین هیبریدها در خصوص افزایش تعداد پنجه و کاهش شدت بیماری بودند. در عنصر روی، هیبریدهای دارای ترکیب‌پذیری مثبت و معنی‌دار مطلوب می‌باشند، بنابراین هیبریدهای 2109×1526، 1528×1546 و 1526×1622 به‌عنوان بهترین ترکیب‎شونده‌های خصوصی شناخته شدند که با بهترین ترکیب‌شونده‌های خصوصی صفات نمره و شدت بیماری هماهنگی نسبی داشتند. هیبریدهای 1546×1528 و 1622×1526 با بیشترین ترکیب­پذیری مثبت و معنی‌دار، به‌عنوان بهترین هیبریدها از نظر محتوای پتاسیم شناسایی شدند که با بهترین هیبریدهای صفات نمره و شدت بیماری مطابقت داشتند.

در کلیه صفات، پایین بودن نسبت ژنتیکی بیکر، حاکی از تاثیر بیشتر اثرات غالبیت ژن­ها در مقایسه با اثر افزایشی در کنترل ژنتیکی صفات بود (جدول 8). در صفات نمره و شدت بیماری نسبت به سایر صفات، اثرات افزایشی، سهم بیشتری در تغییرات ژنتیکی داشتند. همچنین وراثت­پذیری عمومی بالا و وراثت‌پذیری خصوصی پایین برای صفات، بیانگر نقش زیاد اثرات غالبیت و غیرافزایشی و سهم پایین اثرات افزایشی در کنترل صفات بود (جدول 8).

جدول 7- میزان ترکیب­پذیری خصوصی صفات مختلف گندم نان در تلاقی دای آلل  6×6

Table 7. Specific combining ability of different bread wheat traits at 6 × 6 diallel cross

^ns ، ^* و ^**: به‌ترتیب غیرمعنی­دار و معنی­دار در سطح احتمال پنج و یک درصد

^ns, ^* and ^**: no significant and significant at 0.05 and 0.01 of probability levels, respectively.

تجزیه  به روش هیمن

برای انجام تجزیه به روش هیمن (Hayman,1954)، ابتدا باید وجود اثرات اپیستازی صفات را آزمون کرد. برای این منظور، معنی­دار بودن ضریب رگرسیون wr (کوواریانس نتاج با والد غیرمشترکشان) روی vr (واریانس ردیف­ها) مورد آزمون قرارگرفت. معنی­دار نبودن اختلاف ضریب رگرسیون wr روی vr با عدد یک، پیش‌فرض­های لازم برای به کارگیری مدل هیمن را که مهم‌ترین آن‌ها عدم وجود اثر اپیستاتیک ژنهای غیر آللی والدین مورد تلاقی می­باشد را تایید می‌نماید.

 جدول 8- برآورد پارامترهای ژنتیکی صفات مختلف کمی گندم در تلاقی دای آلل 6×6

Table 8. Estimation of genetic parameters of different quantitative traits of wheat at 6 × 6 diallel cross

g² _i , S² _ij  : به‌ترتیب واریانس ترکیب‌پذیری عمومی و خصوصی،h²_n و h²_b: به‌ترتیب وراثت‌پذیری خصوصی و عمومی

g² _i , S² _ij  are   and , respectively.h²_n and h²_b: narrow and broad sense heritabilities, receptivity.

بنابراین با توجه به جدول شماره 9، تجزیه واریانس و تجزیه گرافیکی هیمن برای صفات نمره بیماری (اسکور) و شدت بیماری انجام گرفت و پارامترهای ژنتیکی برآورد شدند. در صفات شدت بیماری و نمره بیماری فرضیات صادق بود و به عبارتی، مدل افزایشی- غالبیت کفایت می­کرد. شیب خط رگرسیون (b) برای صفات اسکور و شدت بیماری، با عدد یک اختلاف معنی­داری نداشت، پس می­توان گفت که در مورد این صفات، اثر غیرآللی وجود نداشت، اما برای سایر صفات، شیب خط رگرسیون دارای اختلاف معنی­دار با یک بود که نشان‌دهنده از اثرات غیر آللی در کنترل صفات بود. بنابراین تجزیه واریانس به روش هیمن برای این صفات انجام شد که نتایج آن در جدول 10 آمده است. در این جدول، آماره­های a و b برای صفات مورد بررسی در سطح احتمال یک درصد معنی­دار بود. شایان ذکر است که تجزیه­های بعدی داده­ها با استفاده از روش هیمن (Hayman, 1954)، برآورد vr و wr زمانی معتبر است که جزء  bمعنی­دار باشد. آماره­های a و  bبه ترتیب، تنوع ناشی از عمل ژن­ها را با اثرهای افزایشی و غالبیت نشان می‎دهند. این آماره­ها برآوردی از ترکیب­پذیری عمومی و خصوصی هستند. آماره b به اجزای b1، b2، و b3 تفکیک می­شود. جزء b1 مقایسه بین میانگین F₁ ها و متوسط والدها را تعیین می­نماید و نشان‌دهنده غالبیت یک طرفه (جهت‌دار) می­باشد، یعنی این جزء متوسط هتروزیس را آشکار می­نماید (Farshadfar, 1998; Sharma, 1998; Moghaddam & Amiri Oghan, 2010). جزء  b2 نیز برای صفات شدت بیماری و اسکور بیماری در سطح احتمال یک درصد معنی­دار بود. آماره یاد شده، هتروزیس خاص وابسته به هر والد را نشان می­دهد. معنی­دار شدن آن، یعنی فراوانی
آلل­های غالب و مغلوب در والدین متفاوت بودند و توزیع نامتقارن ژن­ها را نشان می­دهد.

جزء  b3آن، بخشی از انحراف غالبیت را آزمون می­کند که بیشترین جزء غالبیت است و برابر با مقدار
ترکیب­پذیری خصوصی در روش گریفینگ است (Sharma, 1998; Singh & Singh, 1992; Moghaddam & Amiri Oghan, 2010). این جزء برای این صفات در سطح یک درصد معنی­دار شد. برآورد شاخص­های آماری و اجزا ژنتیکی برای شدت بیماری و اسکور بیماری در جدول 11 آمده است.

جدول 9- نتایج آزمون ضریب رگرسیون مدل هیمن–جینکز صفات مورد مطالعه

Table 9. Hayman-Jinks regression test of studied traits

^ns ، ^* و ^**: به‌ترتیب غیرمعنی­دار و معنی­دار در سطح احتمال پنج و یک درصد

^ns, ^* and ^**: no significant and significant at 0.05 and 0.01 of probability levels, respectively.

جدول  10- تجزیه واریانس صفات نمره بیماری و شدت بیماری بر اساس روش هیمن

Table 10. Variance analysis of disease score and index traits based on Hayman method

^**: معنی‌دار در سطح یک درصد.

^**: Significant at 0.01 of probability level.

نتایج تجزیه واریانس ترکیبات اجزای ژنتیکی

در این جدول نشان دادکه آماره D (واریانس افزایشی) و آماره­های  H₁ و  H₂ (واریانس غیر‌افزایشی) معنی­دار بود. در رابطه با صفت شدت بیماری و اسکور بیماری، اجزای افزایشی و غیرافزایشی واریانس ژنتیکی در کنترل این صفت دخالت داشتند، اما مقدار کمتر D نسبت بهH1  و  H2نشان داد که جزء افزایشی واریانس ژنتیکی نسبت به­جزء غیر‌افزایشی در کنترل صفت مربوطه دارای اهمیت کمتری بود. در یک آزمایش دای­آلل یک طرفه، نحوه توارث مقاومت به نژاد 134E182A+ زنگ زرد گندم را در شش رقم گندم مورد بررسی قرار دادند. بر اساس گزارش آن‌ها، مقدار D نسبت به مقادیر H1 وH2  کمتر بود که نشان­دهنده این است که جزء افزایشی نسبت به­جزء غیرافزایشی از اهمیت کم­تری برخوردار بوده است (Ghannadha et al., 2004). میانگین درجه غالبیت برای صفت مزبور از یک بیشتر بود که بیانگر فوق غالبیت بود. توزیع نسبی ژن­های مثبت و منفی در صفات، کمتر از 25/0 بود. بنابراین می­توان عنوان کرد که فراوانی آلل­های غالب و مغلوب در این صفات برابر نمی­باشد. همچنین آماره F برای صفات مذکور معنی­دار و مثبت بود که نشان‌دهنده فراوانی بیشتر ژن­های غالب در کنترل صفات یاد شده است. در مطالعه بر روی زنگ زرد گزارش شد که فراوانی ژن­های کاهش‌دهنده تیپ آلودگی (مقاومت بیش‌تر)، بیشتر از فراوانی ژن‎های افزایش­دهنده (مقاومت کم­تر) آن می­باشد (Zahravi et al., 2005). نسبت ژن­های غالب و مغلوب در جدول 11 برای صفت اسکور بیماری بیشتر از یک برآورد شده است، بنابراین بیشتر بودن آلل­های غالب به مغلوب در بین والدین را نشان می­دهد و نشان‌دهنده این است که ژن­های غالب و مغلوب به‌طور متقارن بین لاین­های والدینی توزیع نشدند. وراثت­پذیری خصوصی برای این صفات، حدود 52/0 بود، ولی وراثت‌‌پذیری عمومی برابر 97/0 بود که نشان‌دهنده این است که اثرات غالبیت در این صفات، از اهمیت زیادی برخوردار است. تجزیه گرافیکی هیمن در شکل‌های 1 و 2 آمده است.

پراکنش والدها در طول خط رگرسیون، نشان­دهنده حضور ژن­های غالب یا مغلوب و یا هر دو در والدین است. این پراکنش برای صفات شدت بیماری و نمره بیماری (شکل‌های 1 و 2) نشان داد که والد 1622 در دورترین نقطه نسبت به محل برخورد خط رگرسیون با محور wr قرار گرفته است. در نتیجه والد 1622 برای صفات یاد شده حامل ژن­های مغلوب بود. والدهای 2109، 1528، 729 تقریبا در میانه خط رگرسیون قرار گرفتند و حامل ژن­های غالب و مغلوب بودند و والدهای 1546و 1526 در نزدیکی برخورد خط رگرسیون با محور wr قرار داشتند و دارای ژن­های غالب بیشتری برای کنترل صفات بودند.

با توجه به محل برخورد خط رگرسیون با wr، عمل فوق غالبیت در کنترل صفات نقش داشت. این نتایج با خصوصیات اعلام شده در جدول 1 برای والدین از نظر مقاوم و یا حساس بودن آن‌ها مطابقت داشت و علاوه بر این، با نتایج حاصل از تجزیه میانگین نسل در تلاقی­های 1622×1526 و 164×1528 که در آن واریانس غالبیت خیلی بیشتر از افزایشی بود، مطابقت داشت (Dashti et al., 2020).

از طرفی، این الگوی پراکنش والدین در طول خط رگرسیون برای صفات شدت و نمره بیماری نشان می‌دهد که حساسیت با ژن‌های غالب و مقاومت با ژن‌های مغلوب کنترل می‌شود که با نتایج
  Dashti et al. (2020) همخوانی دارد.

در مجموع با توجه به وراثت­پذیری خصوصی و نسبت ژنتیکی پایین در صفات نمره و شدت بیماری می­توان گفت که به‎نژادی این صفات در نسل­های اولیه، پاسخ مناسبی نمی­دهد و گزینش پس از رسیدن به خلوص می­تواند موثر باشد و می­توان از روش­های بالک، بالک تک بذر و دابل هاپلوئیدی در به­نژادی صفات استفاده کرد.

جدول 11- پارامترهای ژنتیکی هیمن- جینکز صفات اسکور بیماری و شدت بیماری

Table 11. Hayman- Jinks genetic parameters of disease score and intensity

^ns ، ^* و ^**: به‌ترتیب غیرمعنی­دار و معنی­دار در سطح احتمال پنج و یک درصد

^ns, ^* and ^**: no significant and significant at 0.05 and 0.01 of probability levels, respectively.

شکل 1- سهمی محدودکننده به همراه پراکنش والدین برای صفت شدت بیماری

Figure 1. Hayman's graphical chart for disease index

شکل 2- سهمی محدودکننده   به همراه پراکنش والدین برای  نمره بیماری

Figure 2. Hayman's graphical chart for score of disease

REFERENCES

1. Aeineh, S., Bihamta, M. R. Farshadfar, E. & Zamani, P. (2006). Genetic study of resistance of different wheat genotype to age. Iranian Journal of Agricultural Sciences, 1 (37), 187-192. (In Persian)
2. Akter, Z., Neumanna, G. & Volker, R. (2015). Effects of biofertilizzers on Mn and Zn acquisition and growth of higher plants: a rhizobia experiment. Journal of Plant Nutrition, 35, 598-608.
3. Baker, R. J. (1978). Issues in Diallel Analysis. Crop Science, 18, 533-536.
4. Bihamta, M. R., Ebrahimi, A. & Dashtaki, M. (2013) Genetic analysis of resistance component in some hexaploide wheat against yellow rust races (6E134A+ and 134E148A+). Iranian Journal of Field Crops Research, 11(2), 316-326 (in Persian)
5. Brown, J. & Caligari, P. (2011). An introduction to plant breeding. John Wiley & Sons. 229p.
6. Cakmak, I., Torun, B., Erenoglu, B., Ozturk, L., Marschner, H., Kalayci, M. & Yilmaz, A. (1998). Morphological differences in the response of cereals to zinc deficiency. Euphytica, 100, 349–357
7. Dabholker, A. R. (1992). Elements of Biometrical Genetics. (1^ed). Published and Printed by Ashok Kumar Mittal. Concept Publishing Company.
8. Da-hui, H., Zhi-shan, L., Xiao, C., Zeng-yan, Z., Cai-ceng, C., Shun-he, C. & Zhi-yong, X. (2007). Molecular characterization of a Triticum durum-Haynaldia villosa amphiploid and its derivatives for resistance to Gaeumannomyces graminis tritici. Agricultural Sciences in China, 6(5), 513-521.
9. Dashti, H., Shahabaldini Parizi, Z., Saberi Riseh, R., Bihamta, M. R. & Gholizadeh Vazvani, M. (2020). Genetical analysis of resistance to ҅Take-all^҆ (Gaeumannomyces graminis tritici) in bread wheat using Generation means analysis.  Journal of Crop Breeding, 12(33), 9-19.
10. Dordas, C. (2008). Role of nutrients in controlling plant diseases in sustainable agriculture. A review. Agronomy for sustainable development, 28(1), 33-46.
11. Farshadfar, E. A. (1998). The Use of Quantitative Genetics in Plant Breeding. Razi University Press. 527p (In Persian).
12. Fasihiani, A. & Zare. L. (2010). Evaluation of Barley Cultivars to Wheat Disease (Gaeumannomyces graminis tritici). Plant Diseases, 46(2), 120-111 (In Persian)
13. Ghalandar, M. (2001). Investigation on wheat take-all disease and its distribution in Markazi province. The Center of Agricultural and Natural Researches, Markazi Province, Iran, P.36.
14. Ghannadha, M. R., Soltanloo, H., Torabi, M. & Ramezanpoor, S. S. (2004). Inheritance of resistance to yellow rust, race 134E182A+, in six wheat cultivars using Diallel cross. Iranian Journal Agriculture Science 35: 643- 656. (In Persian)
15. Gholizadeh Vazvani, M., Dashti, H., Saberi Riseh, R. & Bihamta. M. R. (2016). Study of relationship between of vegetative traits and resistance to take-all disease in greenhouse condition. Iranian Journal of Plant Protection, 47(1), 11-21. (In Persian)
16. Gholizadeh Vazvani, M., Dashti, H., Saberi Riseh, R. & Bihamta, M. R. (2017). Screening bread wheat germplasm for resistance to take-all disease (Gaeumannomyces graminis Tritici) in greenhouse conditions. Journal of Agriculture Science and Technology, 19, 1173-1184.
17. Gholizadeh Vazvani, M., Dashti, H., Saberi Riseh, R. & Bihamta, M. R. (2015). Comparison between spring and autumn growth types of different wheat (Triticum aestivum) genotypes in response to Take-all disease. Iranian Journal of Plant Protection, 46(2), 307-316. (In Persian)
18. Gilbert, N. F. G. (1958). Diallel cross in plant Heredity, 12, 477-492.
19. Graham, R. D. & Webb, M. J. (1991). Micronutrients and disease resistance and tolerance in plants. Micronutrients in Agriculture, 4, 329-370.
20. Griffing, B. (1956a). A generalized treatment of the use diallel crosses in quantitative in heritance. Heredity, 10, 31-50.
21. Griffing, B. (1956b). Concept of general and specific combining ability in relation to diallel crossing system. Australian Journal of Bilogical Science, 9, 463-493.
22. Habibi, M., Abyarfini, A., Mirakhorli, N. & Mardi, M. (2013). Study of expression pattern of S-Like RNase gene to several fungal diseases in bread wheat. Crop Biotech, 5, 92-85.
23. Hakizimana, F., Ibrahim, A. M. H., Langham, M. A. C., Haley, S. D. & Rudd, C. (2004). Diallel analysis of wheat streak mosaic virus resistance in winter wheat. Crop Science, 44, 89-92.
24. Hallauer, A. R. & Eberhart, S. A. (1966). Evaluation of synthetic varieties of Maize for yield. Crop Science, 6, 423-427.
25. Hayman, B. I. 1954. The theory and analysis of diallel crosses. Genetics, 43, 63-85.
26. Huber, D. & McCay-Buis, T. (1993). A multiple component analysis of the take-all disease of cereals. Plant Disease, 77, 437-447.
27. Jinks, J. L. & Hayman, B. I. (1953). The analysis of Diallel crosses. Maize Genetics Cooperation Newsletter, 27, 48-54.
28. Karov, I., Mitrev, S., Kavacevic, B. & Kostadinovska, E., (2008). Diversity of fungal pathogens infecting Hordeum Macedonia, symptoms and morphology. Plant Protection Department, 1-13.
29. Liatukas, Z., Ruzgas, V. & Razbadouskiene, K. (2010). Take-all resistance of Lithuanian winter wheat breeding lines. Agronomy Research, 3, 653-662.
30. McMillan, V. E. 2012. Identification and characterization of resistance to the take-all fungus in wheat. Ph.D. Thesis. Biological Sciences England. University of Exter.
31. McMillan, V. E., Gutteridge, R. J. & Hammond-Kosack, K. E. (2014). Identification variation in resistance to the take-all fungus, Gaeumannomyces graminis tritici between different ancestral and modern wheat sepsis. BMC Plant Biology, 14, 212.
32. Moghaddam, M. & Amiri Oghan, T. H. (2010). Biometrical methods in quantities genetic analysis (Translated). 139-203 Pp. (In Persian)
33. Ownley, B. H., Duffy, B. K. & Weller, D. M. (2003). Identification and manipulation of soil properties to improve the biological control performance of phenazine-producing Pseudomonas fluorescens. Applied and Environmental Microbiology, 69, 3333-3343.
34. Oyanagi, A., Suenaga, K., Kawaguchi, K., Tsuyushige, M., Takada, H., Sato, A. & Eguchi, H. (1990). Varietal differences in resistance to take-all disease in wheat and barley. Bulletin of the National Agriculture Research Centre Japan, 18, 19-40.
35. Pesaraklu, S., Soltanloo, H., Ramezanipour, S. S., Nasrollah Nezhad Ghomi, A. A., Kalate Arabi, M. & Kia, S. H.. (2013). Genetic analysis of powdery mildew resistance (Erisiphe graminissp hordei) in some barely lines. Journal of Plant Production, 20(3), 49-69. (In Persian)
36. Saeednia, F., Aasad, M. T., Razi, H., Masumi, M. & Ebrahimi, E. (2012). Study on the inheritance of wheat streak mosaic virus resistance using diallel cross method. Journal of Plant Production, 19(3), 73-89.
37. Sharma, R. 1998. Statistical & Biometrical Techniques in plant breeding. Publishers H. S. Poplai for New Age International Limited, New Delhi. 178-197 Pp.
38. Singh, R. P. & Singh, S. (1992). Estimation of genetic parameters through generation means analysis in bread wheat. Indian Journal of Genetics and Plant Breeding, 52, 369-375.
39. Soltanloo, H., Heydari, F., Ramezanpour, S. S., Kalate Arabi, M. & Kia, S. H. (2013). Genetic analysis of septoria leaf blotch resistance in wheat at seedling stage. Modern Genetics Journal, 8(3), 289-298.
40. Teklewold, A. & Becker. H. C. (2005). Heterosis and combining ability in a diallel cross of Ethiopian Mustard in bred lines. Crop Science, 45, 2629-2635.
41. M., Ghannadha. M. R., Taleei, A., Zeinali. H & Torabi. M. (2005). Genetic analysis of resistance to two pathotypes of Puccinia striiformis. f. sp. tritici (6E134A+ and 134E148A+) in bread wheat. The Journal of Agriculture and Natural Resources Sciences, 13(2), 1-12