Nghiên cứu các biện pháp kỹ thuật sản xuất hạt lai F1 và nhân dòng bố mẹ tổ hợp VL50

u và kết quả nghiên cứu trong luận văn là trung thực và ch−a từng đ−ợc sử dụng để bảo vệ một học vị nào. - Tôi xin cam đoan mọi sự giúp đỡ cho việc thực hiện luận văn này đ2 đ−ợc cám ơn và các thông tin trích dẫn trong luận văn này đ2 đ−ợc chỉ rõ nguồn gốc. Tác giả luận văn Đỗ Văn Lân 2Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Lời cảm ơn Trong thời gian hoàn thành luận văn, ngoài sự nỗ lực, cố gắng của bản thân tôi còn nhận đ−ợc sự giúp đỡ tận tình của các cơ quan, các thầy, các cô và bạn bè đồng nghiệp. Tr−ớc tiên, tôi xin bày tỏ sự biết ơn chân thành tới PGS.TS Nguyễn Văn Hoan đ2 tận tình h−ớng dẫn để tôi hoàn thành luận văn này. Xin cám ơn sự giúp đỡ quý báu mà các thầy, các cô; bộ môn Di truyền - chọn giống, Khoa nông học, Tr−ờng Đại học Nông nghiệp I Hà Nội, Công ty CP giống cây trồng Thái Bình đ2 giành cho tôi trong suốt thời gian qua. Tôi cũng xin gửi lời cám ơn bạn bè, đồng nghiệp, gia đình đ2 động viên, giúp đỡ, tạo mọi điều kiện để tôi hoàn thành luận văn này. Tác giả luận văn Đỗ Văn Lân 3Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Mục lục Lời cam đoan i Lời cảm ơn ii Mục lục iii Danh mục chữ viết tắt v Danh mục bảng vi Danh mục đồ thị vii 1. Mở đầu 1 1.1. Đặt vấn đề 10 1.2. Mục đích yêu cầu của đề tài 12 1.3. ý nghĩa khoa học và thực tiễn của đề tài 12 2. Tổng quan tài liệu 13 2.1. Nghiên cứu ở n−ớc ngoài 13 2.1.1. Quá trình nghiên cứu, ứng dụng và phát triển 13 2.1.2. Nghiên cứu phát triển lúa lai 3 dòng 15 2.1.3. Nghiên cứu phát triển lúa lai 2 dòng 18 2.1.4. Kỹ thuật nhân dòng bất dục và sản xuất hạt lai F1 24 2.1.5. Sử dụng GA3 trong sản xuất hạt lai F1 32 2.2. Tình hình nghiên cứu và ứng dụng lúa lai ở Việt Nam 34 2.2.1. Thu nhập nguồn vật liệu và đánh giá các dòng CMS 34 2.2.2. Ph−ơng h−ớng nghiên cứu và ph tá triển lúa lai trong những năm sắp tới 44 2.2.3. Những khó khăn trong sản xuất lúa lai ở Việt Nam 46 2.2.4. H−ớng khắc phục trong thời gian tới 46 2.2.5. Chủ tr−ơng phát triển lúa lai của Việt Nam 47 3. Vật liệu, địa điểm, nội dung và ph−ơng pháp nghiên cứu 49 3.1. Vật liệu nghiên cứu 49 3.2. Địa điểm và thời gian nghiên cứu 49 4Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- 3.3. Nội dung nghiên cứu 49 3.4. Ph−ơng pháp nghiên cứu 50 3.5. Ph−ơng pháp xử lý số liệu 51 4. Kết quả nghiên cứu và thảo luận 52 4.1. Kết quả nghiên cứu sản xuất hạt lai F1 tổ hợp VL50 vụ mùa 2006 52 4.1.1. Diễn biến khí hậu thời tiết vụ mùa năm 2006 tại Thái Bình. 52 4.1.2. Nghiên cứu thời điểm gieo mạ dòng bố R50 và dòng mẹ 135S trong sản xuất hạt lai F1. 53 4.1.3. Nghiên cứu ảnh h−ởng của số dảnh cấy dòng R/khóm đến số hoa và tỷ lệ hoa dòng 135S/R50. 58 4.1.4. Nghiên cứu ảnh h−ởng của GA3 đến sản xuất hạt lai F1 trong vụ mùa 2006 59 4.2. Kết quả nghiên cứu nhân dòng bố mẹ tổ hợp VL50 trong vụ xuân 2007 64 4.2.1. Diễn biến khí hậu thời tiết vụ xuân 2007 tại hà nội. 64 4.2.2. Kết quả nhiên cứu nhân dòng bố R50 trong vụ xuân 2007 66 4.2.3. Kết quả nghiên cứu nhân dòng mẹ 135S ở các thời vụ và mật độ khác nhau trong vụ xuân 2007 67 5. Kết luận, đề nghị xxiv Tài liệu tham khảo xxvii Phụ lục xxxv 5Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Danh mục chữ viết tắt TT Chữ viết tắt Nghĩa của chữ viết tắt B Dòng duy trì tính bất dục (Maintainer Line) 1 EGMS Dòng bất dục đực di truyền chức năng nhân mẫn cảm với điều kiện môi tr−ờng (Environment Sensitive Genic Male Sterile) 2 CMS (dòng A) Dòng bất dục đực di truyền tế bào chất (Cytoplasmic Male Sterile Line) 3 GA3 Gibberillin cid 4 P(T) GMS Dòng bất dục đực di truyền nhân mẫn cảm với chu kỳ chiếu sáng - nhiệt độ. (Photo – Thermos – sensitive Genic Male Sterile) 5 R Dòng phục hồi hữu dục (Restorer Line) 6 S Dòng mẹ (TGMS) 7 TV Thời vụ 8 ƯTL Ưu thế lai 9 WA Bất dục đực kiểu hoang dại (Wild Aborted) 10 NN-PTNT Nông nghiệp và Phát triển nông thôn 6Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Danh mục bảng STT Nội dung Trang 2.1. Năng suất của thí nghiệm so sánh lúa lai Quốc gia trên các vùng sinh thái, vụ Xuân 2004 40 2.2. Những tổ hợp lúa lai đ−ợc công nhận cho sản xuất lúa lai th−ơng phẩm ở Việt Nam 41 2.3. Diện tích và năng suất sản xuất hạt giống lúa lai F1 ở Việt Nam từ 1992 - 2004 42 4.1. Diễn biến khí hậu thời tiết vụ mùa năm 2006 tại Thái Bình. 52 4.2. Một số đặc điểm nông sinh học của dòng R50, 135S có liên quan đến kỹ thuật sản xuất hạt lai F1 (vụ mùa 2006) 53 4.3. Động thái ra lá của dòng bố và dòng mẹ 135S (vụ mùa 2006) 55 4.4. Động thái trổ bông trên ruộng của các dòng qua các ngày (vụ mùa 2006) 56 4.5. ảnh h−ởng của điều kiện ngoại cảnh tới tỷ lệ hữu dục và bất dục của dòng 135S (vụ mùa 2006) 57 4.6. Nghiên cứu ảnh h−ởng của số dảnh cấy dòng R/khóm đến số hoa và tỷ lệ hoa dòng 135S/R50 (vụ mùa 2006) 58 4.7. ảnh h−ởng của GA3 đến chiều cao cây dòng R50 và 135S (vụ mùa 2006) 59 4.8. ảnh h−ởng của GA3 đến các đốt thân dòng R50 và dòng 135S (vụ mùa 2006) 61 4.9. ảnh h−ởng của GA3 tới chiều dài cổ bông và tỷ lệ trỗ thoát dòng R50 và dòng 135S (vụ mùa 2006) 62 4.10. ảnh h−ởng của GA3 tới các yếu tố cấu thành năng suất và năng suất hạt lai F1 (vụ mùa 2006) 63 7Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- 4.11. Số liệu khí t−ợng vụ xuân năm 2007 tại Hà Nội 65 4.12. Một số đăc điểm nông sinh của dòng R50 vụ xuân 2007 66 4.13. Năng suất và các yếu tố cấu thành năng suất dòng R50 vụ xuân 2007 67 4.14. ảnh h−ởng của thời vụ đến tốc độ ra lá của dòng 135S giai đoạn mạ vụ xuân 2007 i 4.15. ảnh h−ởng của thời vụ và mật độ đến các giai đoạn sinh tr−ởng, phát triển của dòng 135S vụ xuân 2007 ii 4.16. ảnh h−ởng của thời vụ và mật độ đến động thái tăng tr−ởng chiều cao cây dòng 135S (vụ xuân 2007) vi 4.17. ảnh h−ởng của thời vụ và mật độ đến khả năng đẻ nhánh và số nhánh hữu hiệu của dòng 135 (vụ xuân 2007) xi 4.18. ảnh h−ởng của thời vụ và mật độ đến động thái ra lá dòng 135S vụ xuân 2007 xiii 4.19. ảnh h−ởng của thời vụ, mật độ đến tỷ lệ hữu dục, bất dục dòng 135S vụ xuân 2007 xv 4.20. ảnh h−ởng của thời vụ và mật độ đến một số đặc điểm nông sinh học của dòng 135S vụ xuân 2007 xvii 4.21. ảnh h−ởng của thời vụ và mật độ đến các yếu tố tạo thành năng suất và năng suất dòng 135S vụ xuân 2007 xix 8Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Danh mục đồ thị STT Nội dung Trang 4.1. ảnh h−ởng của GA3 đến chiều cao cây dòng R50 và 135S 60 4.2. ảnh h−ởng của GA3 tới chiều dài cổ bông R50 và dòng 135S (vụ mùa 2006) 63 4.3. ảnh h−ởng của GA3 tới năng suất thực thu hạt lai F1 64 4.4. ảnh h−ởng của thời vụ, mật độ đến tỷ lệ nhánh hữu hiệu vụ xuân 2007 xii 4.5. ảnh h−ởng của thời vụ, mật độ đến số hạt chắc vụ xuân 2007 xx 4.6. ảnh h−ởng của thời vụ, mật độ đến năng suất thực thu vụ xuân 2007 xx 9Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Danh mục ảnh STT Nội dung Trang 4.1. Ruộng nhân dòng 135S vụ Xuân 2007 59 4.2. Đặc điểm dòng 135S giai đoạn trổ vụ Xuân 2007 62 4.3. Đặc điểm dòng 135S thời vụ 1 (gieo ngày 12/12/2006) 65 4.4. Đặc điểm dòng 135S thời vụ 2 (gieo ngày 22/12/2006) 66 4.5. Đặc điểm dòng 135S thời vụ 3 10Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- 1. Mở đầu 1.1. Đặt vấn đề Trên thế giới cây lúa đ−ợc coi là một trong ba loại cây l−ợng thực quan trọng nhất không thể thiếu đ−ợc trong đời sống hàng ngày của con ng−ời. ở mỗi khu vực, mỗi vùng đều có một loại cây điển hình và trên toàn thế giới có khoảng trên 100 n−ớc trồng lúa n−ớc. Châu á là một trong những cái nôi của cây lúa n−ớc và có tới 90% lúa của thế giới đ−ợc gieo trồng và tiêu thụ ở khu vực này. ở Việt Nam lúa là cây l−ơng thực quan trọng số một, sản xuất lúa đ2 và đang là một lĩnh vực quan trọng nhất trong nông nghiệp và PTNT ở Việt Nam bởi lúa gạo đ2 cung cấp 80% nhu cầu cácbonhyđrat và 40% prôtein cho ng−ời dân. Diện tích gieo trồng lúa ở Việt Nam là 7,5 triệu ha chiếm 90,3 % tổng diện tích đất trồng cây l−ơng thực có hạt và đ−ợc tập trung chủ yếu ở Đồng bằng Sông Hồng và Đồng bằng Sông Cửu Long (Niên giám thống kê 2003). Từ khi có chính sách đổi mới của Đảng, nông nghiệp n−ớc ta đ2 có những b−ớc tiến v−ợt bậc, sản l−ợng lúa tăng từ 14,4 triệu tấn năm 1980 lên 19,9 triệu năm 1990 và 34,5 triệu tấn năm 2003 (Niên giám thống kê 2003). Nhờ đó đ−a Việt Nam từ một n−ớc phải nhập khẩu l−ơng thực hàng năm thì nay đ2 trở thành n−ớc xuất khẩu gạo đứng thứ hai trên thế giới sau Thái Lan. (DANIDA, 1999). Để giữ vững vị trí thứ hai về xuất khẩu gạo và đảm bảo an ninh l−ơng thực trong n−ớc trong khi diện tích trồng lúa ngày càng giảm, năng suất lúa thuần đ2 kịch trần cộng với sự ra tăng dân số liên tục, thì việc nghiên cứu, khai thác và sử dụng −u thế lai đ−ợc coi là một thành tựu khoa học nông nghiệp lớn nhất thế kỷ 20; đ−ợc xem nh− là giải pháp tốt nhất để thúc đẩy việc 11Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- tăng sản l−ợng lúa trong những năm sắp tới. Tiến bộ kỹ thuật này góp phần nuôi sống hơn một tỷ dân Trung Quốc và đang ngày càng đ−ợc mở rông ở nhiều quốc gia trồng lúa. Năng suất lúa lai cao hơn lúa th−ờng 20 -30% một cách ổn định không chỉ ở Trung quốc mà ở nhiều n−ớc trên thế giới. Chính vì vậy, sử dụng −u thế lai ở lúa là một chiến l−ợc quan trọng nhằm đảm bảo an ninh l−ơng thực ở mỗi quốc gia. Tuy nhiên, đến nay −u thế lai ba dòng đ2 và đang không đáp ứng đ−ợc nhu cầu thực tế, năng suất đ2 đội trần, khả năng chống chịu kém…Đứng tr−ớc thách thức này các nhà khoa học Trung Quốc lại một lần nữa đi đầu nghiên cứu, ứng dụng lúa lai hai dòng nhằm tiếp tục phá thế đội trần về năng suất và nâng cao chất l−ợng gạo. Song để khai thác một cách hiệu quả −u thế lai của lúa lai hai dòng đòi hỏi phải có ph−ơng pháp chọn tạo, duy trì, đồng thời phải nghiên cứu hoàn thiện những quy trình nhân dòng bố mẹ, sản xuất hạt lai vừa đảm bảo cho năng suất cao, chất l−ợng tốt lại vừa hạ giá thành. Hiện nay, nhân duy trì dòng bất dục và sản xuất hạt lai còn gặp nhiều khó khăn. Các dòng EGMS chịu sự chi phối chặt chẽ bởi điều kiện môi tr−ờng, vì vậy việc nhân duy trì các dòng bất dục đực và sản xuất hạt lai F1 của một giống mới nào đó cần phải tập trung nghiên cứu đầy đủ và có chiều sâu. Để góp phần vào những thành tựu của lúa lai hai dòng, có đ−ợc kết luận một cách chắc chắn về quy trình nhân dòng bố mẹ và sản xuất hạt lai F1 tổ hợp VL50 để sớm đ−a vào sản xuất đại trà chúng tôi tiến hành nghiên cứu đề tài: “Nghiên cứu các biện pháp kỹ thuật sản xuất hạt lai F1 và nhân dòng bố, mẹ tổ hợp VL50”. 12Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- 1.2. Mục đích yêu cầu của đề tài 1.2.1. Mục đích -Xác định thời vụ, các biện pháp kỹ thuật nhằm xây dựng quy trình nhân dòng bố, mẹ tổ hợp VL50. - Xác đinh thời vụ và các biện pháp kỹ thuật chủ yếu cho sản xuất hạt lai F1 tổ hợp VL50 tại Thái Bình. 1.2.2. Yêu cầu - Xác định khả năng sinh tr−ởng, phát triển và năng suất của dòng bố, mẹ tổ hợp VL50 vụ xuân 2007. - Xác đinh thời vụ và một số biện pháp kỹ thuật cơ bản trong sản xuất hạt lai F1 tổ hợp VL50 vụ mùa 2006 tại Thái Bình. 1.3. ý nghĩa khoa học và thực tiễn của đề tài - Đóng góp thêm cơ sở lý luận để hoàn thiện quy trình nhân dòng bất dục đực cảm ứng với nhiệt độ 135S và sản xuất hạt lai F1 hệ “hai dòng” tổ hợp VL50. - Góp phần để Thái Bình chủ động thực hiện thành công ch−ơng trình tự sản xuất hạt lúa lai F1 hai dòng, sớm đ−a các tổ hợp lúa lai hai dòng năng suất cao chất l−ợng tốt vào sản xuất đại trà 13Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- 2. Tổng quan tài liệu 2.1. Nghiên cứu ở n−ớc ngoài 2.1.1. Quá trình nghiên cứu, ứng dụng và phát triển Ưu thế lai (ƯTL) là thuật ngữ để chỉ tính hơn hẳn của con lai F1 so với bố và mẹ về sức sinh tr−ởng, sức sống, khả năng sinh sản, khả năng chống chịu, khả năng thích nghi, năng suất, chất l−ợng hạt và các đặc tính khác. Việc sử dụng −u thế lai đời F1 vào sản xuất nhằm tăng thu nhập và hiệu quả kinh tế với mục đích là khai thác −u thế ở cây trồng. Ng−ời đi tiên phong trong lĩnh vực −u thế ở lúa là J.W. Jones (1926) (Nhà di truyền học ng−ời Mỹ) lần đầu tiên báo cáo về sự xuất hiện −u thế lai của lúa ở những tính trạng số l−ợng và năng suất. Sau Jones, đ2 có nhiều công trình nghiên cứu xác nhận −u thế lai về năng suất, các yếu tố cấu thành năng suất của Anonymous (1977) [24]; Li (1977) [36]; Lin và Yuan (1985) [35]; về sự tích lũy chất khô của Rao (1965) [45]; Jennings (1967) [29]; Kim (1985) [31]; về sự phát triển bộ rễ của Anonymous (1977) [24]; về c−ờng độ quang hợp, hô hấp, diện tích lá của Lin và Yuan (1985) [35]; Deng (1980) [27]; Wu và công sự (1980) [61]. v.v... Tuy nhiên, lúa là cây tự thụ phấn điển hình có hoa đơn nhỏ, có khả năng thụ phấn ngậm, thời gian nở hoa rất ngắn nên khả năng nhận phấn ngoài rất thấp. Khi khai thác −u thế lai ở lúa thì việc sản xuất hạt lai rất khó khăn. Đề xuất đầu tiên về vấn đề mở rộng sản xuất lúa lai th−ơng phẩm là nhóm các nhà khoa học ấn độ (Kadam 1937 [30], Amand và Murty BR 1968, Richaria 1962 [46], Swaminathan và cộng sự 1972 [54]), các nhà khoa học Mỹ (Stansel [48] và Craigmiles 1966, Craigmiles và cộng sự 1968, Carnahan và cộng sự 1972 [26); Nhật bản (Shinjyo và Omura 1966 [52]); Viên Nghiên cứu lúa Quốc tế (Athwal và Virmani 1972 [25]) song họ đ2 không thành công vì ch−a tìm ra ph−ơng pháp sản xuất hạt lai thuận lợi. 14Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Trung quốc là n−ớc bắt đầu nghiên cứu lúa lai muộn hơn. Năm 1964. Libihu đ2 phát hiện đ−ợc cây lúa dại bất dục ở đảo Hải nam [67]. Từ dạng lúa dại bất dục này, các nhà nghiên cứu đ2 tiến hành lai với lúa trồng và tìm đ−ợc dòng duy trì bất dục (B) và dòng phục hồi tính hữu dục (R). Sau 9 năm nghiên cứu tạo thêm đ−ợc một số dòng bất dục đực khác nh−: Nhị cửu Nam số 1; Nhị cửu Lùn số 2; Zhenshan 97A; V20A; V41; Quảng tuyển số 3 v.v... Năm 1973, các nhà khoa học đ2 tìm ra nhiều dòng phục hồi nh− IR661, IR24... và đ2 có đủ 3 dòng để tạo ra những giống lúa lai đầu tiên là Nam −u số 2, Shan −u số 2, ủy −u số 6 v.v... Năm 1974, các nhà khoa học Trung quốc đ2 giới thiệu những tổ hợp lai cho −u thế lai cao, đồng thời quy trình kỹ thuật sản xuất hạt lai hệ "ba dòng" đ−ợc hoàn thiện và giới thiệu ra sản xuất năm 1975, tạo ra b−ớc ngoặt trong lịch sử sản xuất và thâm canh cây lúa với giống lúa lai và công nghệ sản xuất hạt giống lúa lai F1. Năm 1976, Trung quốc đ2 sản xuất đ−ợc hạt lai F1 để gieo cấy 140.000 ha [14]. Kết quả thu đ−ợc ở các nơi đều cho năng suất cao hơn lúa th−ờng từ 20-30%. Từ năm 1976 - 1994 mặc dù diện tích trồng lúa của Trung quốc giảm 2 triệu ha để chuyển sang trồng các loại cây khác có giá trị kinh tế cao hơn nh−ng Trung quốc vẫn là quốc gia có nguồn l−ơng thực dồi dào nuôi sống 22% nhân loại trong khi diện tích đất trồng trọt chỉ chiếm 17% tổng diện tích đất trồng trọt trên thế giới. Đồng thời với việc phát triển lúa lai 3 dòng, năm 1980 Trung Quốc đ2 bắt đầu nghiên cứu lúa lai hai dòng trên cơ sở phát hiện các gen điều khiển tính bất dục chức năng di truyền nhân mẫn cảm với điều kiện môi tr−ờng. Đây lại là một điểm khởi đầu mới trong sản xuất hạt lai. Ph−ơng pháp sản xuất lúa lai hai dòng đ−ợc ra đời. Đầu những năm 1980, lúa lai đ2 thành công và mở rộng ra sản xuất tại Trung quốc, nh−ng ngoài Trung quốc ch−a một quốc gia nào khác trên thế 15Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- giới ứng dụng thành công lúa lai vào sản xuất. Thực tế đó đ2 thôi thúc Viện nghiên cứu lúa Quốc tế (IRRI) và ch−ơng trình nghiên cứu nông nghiệp của một số n−ớc tiến hành nghiên cứu khám phá tiềm năng cũng nh− những trở ngại của kỹ thuật lúa lai. IRRI bắt đầu nghiên cứu trên lĩnh vực này vào năm 1979 để áp dụng cho khu vực nhiệt đới và nhanh chóng rút ra kết luận lúa lai là một giải pháp quan trọng làm tăng sản l−ợng l−ơng thực ở khu vực nhiệt đới. Phần lớn các giống lúa lai đ−ợc chấp nhận cho sản xuất th−ơng mại ở ấn Độ đều đ−ợc chọn tạo tại IRRI [19]. Hiện nay, ngoài Trung quốc còn có nhiều n−ớc khác đ2 tiến hành nghiên cứu lúa lai nh−: ấn Độ trong vòng 7 năm (1990 - 1997) ch−ơng trình nghiên cứu và phát triển lúa lai đ2 công nhận đ−ợc 16 giống lúa lai và ứng dụng cho sản xuất, trong đó có 6 giống của Công ty t− nhân; các n−ớc khác là: Hàn quốc, Nhật bản, Mỹ, Cộng hòa dân chủ nhân dân Triều tiên, Philippine, Indonesia, Thái lan, Colombia, Srilanka, Malaysia, Myanma, và Việt Nam... 2.1.2. Nghiên cứu phát triển lúa lai 3 dòng Hiện t−ợng di truyền tế bào chất đ2 đ−ợc Correns và Baur (1909) mô tả khi nghiên cứu ở cây hoa phấn [8]. Sự di truyền của các tính trạng liên quan đến tế bào chất, là quá trình di truyền không tuân theo quy luật Menden, bởi vì cơ sở vật chất quy định tính trạng nằm trong tế bào chất. Hiện t−ợng bất dục đực di truyền tế bào chất đ2 đ−ợc phát hiện ở nhiều loài cây trồng khác nhau và đ2 trở thành cơ sở để khai thác −u thế lai. ở cây lúa hiện t−ợng bất dục đực tế bào chất đ2 đ−ợc Sampath.S và Mohathy.H.K nghiên cứu vào năm 1954 [47], nhận đ−ợc tỷ lệ hạt phấn bất dục khác nhau của phép lai thuận nghịch ở loài phụ Indica và Japonica. Ngoài ra còn có nhiều tác giả cũng đề cập đến vấn đề này: Sasahara và Katsuo.K (1965) [49]. Tuy nhiên, lúc đó đ2 không có một tác giả nào ứng dụng vào sản xuất hạt lai. Sau đó sản xuất hạt lai F1 hệ ba dòng mới đ−ợc Trung quốc phát triển vào năm 1973, trên cơ sở phát hiện một dòng 16Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- lúa bất dục đực hoang dại thuộc loại Oryza Futur F.spontanea, ký hiệu là WA (Wild aborted). Từ dạng kiểu bất dục này, bằng con đ−ờng lai hữu tính, ng−ời ta chuyển gen bất dục đực vào lúa trồng và tạo ra dòng bất dục đực tế bào chất (CMS). Ngoài dạng bất dục kiểu WA, đến nay đ2 có nhiều dạng bất dục khác: BT và HL [34]. Tuy nhiên hiện nay có 90% các dòng CMS dùng để sản xuất hạt lai là kiểu WA. Để sản xuất hạt lai F1 thì cần phải có đủ 3 dòng * Dòng CMS (Cytoplasmic Male Sterile Line - Dòng A): Dòng CMS là dòng có nhuỵ cái phát triển bình th−ờng, bao phấn không có hạt phấn hoặc có hạt phấn nh−ng bị thoái hoá sớm, không có khả năng phát triển. Dòng CMS không có khả năng tự thụ phấn để kết hạt đ−ợc, nó có thể kết hạt khi thụ phấn với các dòng, các giống khác (Yin.H.Q, 1992) [69]. Theo Yuan L.P và Xi Q.F, (1995) [64] muốn dòng CMS sản xuất đ−ợc trong sản xuất hạt lai F1, bản thân nó phải có - Có tính bất dục đực hoàn toàn ổn định di truyền đ−ợc qua các thế hệ, không chịu sự chi phối của các điều kiện ngoại cảnh đặc biệt là nhiệt độ. - Dễ đàng phục hồi tính hữu dục - Có cấu trúc hoa và tập tính nở hoa tốt phù hợp với quá trình thụ phấn chéo. * Dòng duy trì tính bất dục đực (Maintainer Line - Dòng B): Theo Yuan L.P và Xi Q.F, (1995) [64], dòng phục hồi tính bất dục là dòng mà khi lai với với dòng CMS duy trì đ−ợc tính bất dục đực, đồng thời nó cũng tự thụ phấn đ−ợc để có khả năng kết hạt cao. Nếu không có dòng B thì dòng A không đ−ợc nhân lên từ hạt. Dòng A và dòng B là một cặp sinh đôi, giống nhau về tính trạng hình thái, nh−ng khác nhau về cấu tạo hoa, bao phấn và hạt phấn (Nguyễn Thị Trâm, 2000) [14]. Một dòng B tốt phải có độ thuần cao, dạng hình phù hợp và có khả năng cung cấp nhiều hạt phấn (Yin.H.Q, 1992 ) [69]. * Dòng phục hồi tính hữu dục (Rostorer Line - Dòng R): 17Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Theo Nguyễn Thị Trâm, 2000 [14], dòng R là dòng cho phấn dòng A để sản xuất hạt lai F1, cây lai F1 hoàn toàn hữu dục và đồng nhất về các tính trạng nông học, có −u thế lai cao. Dòng R tốt cần có đặc điểm sau: - Có các đặc tr−ng, đặc tính nông học tốt, có khả năng phối hợp và cho −u thế lai cao. - Chiều cao cây cao hơn dòng A tạo điều kiện thuận lợi cho quá trình thụ phấn chéo, có thời gian sinh tr−ởng t−ơng đ−ơng hoặc dài hơn dòng A. - Các bao phấn phát triển tốt, l−ợng phấn nhiều, thời gian sống của hạt phấn dài, l−ợng phấn tồn d− qua mỗi lần tung phấn lớn, (Yin.H.Q, 1992 ) [69], (Yuan L.P và Xi Q.F, 1995) [64]. * Những −u và nh−ợc điểm của lúa lai 3 dòng: Sự ra đời của lúa lai ba dòng không chỉ làm thay đổi nền nông nghiệp Trung Quốc mà nó còn kéo theo sự phát triển của hàng loạt các n−ớc khác góp phần đảm bảo an ninh l−ơng thực thế giới. Thực tế đ2 xác nhận, lúa lai ba dòng cho năng suất cao hơn lúa thuần từ 20-30%, phẩm chất tốt, chống chịu sâu bệnh khá, thời gian sinh tr−ởng ngắn, rất thuận lợi cho việc bố trí thời vụ gieo trồng, có tính thích ứng rộng và chịu thâm canh (Nguyễn Văn Hoan, 1999) [17]. Mặc dù vậy, lúa lai hệ ba dòng vẫn còn một số hạn chế: - Các dòng CMS hiện có đòi hỏi rất khắt khe trong việc chọn lọc những dòng duy trì và dòng phục hồi. - Khó tìm đ−ợc dòng R vừa có khả năng phục hồi tốt vừa có khả năng cho −u thế lai cao vì các giống ở loài phụ này không có khả năng phục hồi tính hữu dục cho các dòng CMS ở loài phụ khác. - 95% số dòng CMS đang sử dụng hiện nay thuộc kiểu "WA" nếu bị 18Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- dịch bệnh sẽ gây tổn hại nghiêm trọng do hiện t−ợng đồng tế bào chất. - Lúa lai 3 dòng có quy trình sản xuất cồng kềnh, dễ gặp rủi ro vì điều kiện thời tiết bất thuận nên thiếu chủ động trong việc bố trí sản xuất và cung ứng hạt lai. 2.1.3. Nghiên cứu phát triển lúa lai 2 dòng Các nhà khoa học Trung quốc cho rằng lúa lai hệ "ba dòng" đ2 và đang đ−ợc sử dụng rộng r2i ở Trung quốc và các n−ớc khác luôn tỏ rõ −u thế tuyệt vời của nó. Lúa lai 3 dòng đ2 phá vỡ thế "kịch trần" về năng suất của lúa lùn cải tiến, tạo ra một cuộc cách mạng mới trong lĩnh vực trồng lúa đồng thời với việc khai thác tiềm năng −u thế lai về năng suất lúa lai 3 dòng đ2 khai thác đ−ợc tiềm năng −u thế lai thích ứng và đ2 rút ngắn thời gian sinh tr−ởng của lúa. Song để khắc phục những nh−ợc điểm của lúa lai hệ "3 dòng" năm 1970, nhóm các nhà khoa học Shao Kao Xiang và Hudawen (Trung quốc) [50] đ2 đề xuất ph−ơng pháp sản xuất hạt lai F1 với công nghệ khử đực dòng mẹ bằng hóa chất thay cho việc sử dụng dòng CMS. Họ tìm ra 150 loại hóa chất có thể giết giao tử đực mà không gây hại cơ quan sinh sản cái, trong đó đáng chú ý là 2 loại hóa chất có tên là MG1 và MG2 với công thức hóa học t−ơng ứng là CH3ASO3Zn và CH3ASO3Na2 có hiệu lực hơn cả. 2.1.3.1. Nghiên cứu, khai thác và phát triển bất dục đực di truyền nhân Năm 1973, theo dõi giống Nongken 58 (Japonica chín muộn có nguồn gốc là bất dục đực di truyền tế bào chất), Shi Ming Shong ở Trung tâm nghiên cứu lúa lai tỉnh Hồ Bắc - Trung quốc [51] phát hiện thấy một số cá thể bất dục phấn khi trỗ bông vào thời kỳ có độ dài ngày trên 14 giờ và hữu dục khi trỗ bông vào thời gian có độ dài ngày ngắn d−ới 13 giờ 45 phút, giai đoạn mẫn cảm xảy ra khi lúa phân hóa gié đến khi hình thành tế bào mẹ hạt phấn. Có thể coi đây là công cụ di truyền đầu tiên để khai thác tạo giống lúa lai "hai dòng". 19Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Yuan L.P. (1992) trong bài: "Chiến l−ợc chọn tạo dòng PGMS" đ2 đề nghị đặt một tên chung cho các dòng hai chức năng này là EGMS và tùy theo mức độ cảm ứng của các dòng với điều kiện môi tr−ờng mà chia thành ba dạng: PGMS, TGMS, và P(T) GMS. [66]. Sử dụng ph−ơng pháp chọn giống lúa lai "hai dòng" với công cụ di truyền là các dòng bất dục đực chức năng di truyền nhân mẫn cảm với điều kiện môi tr−ờng có các −u điểm sau: - Dễ dàng tìm đ−ợc dòng phục hồi phấn (R) để làm bố trong sản xuất hạt lai F1, có tới 95% số giống lúa th−ờng có thể dùng để lai với dòng EGMS cho con lai F1 hữu dục, trong khi lúa lai "ba dòng" chỉ có khoảng 5% các giống lúa th−ờng dùng làm dòng bố (R) có thể cho con lai hữu dục mà thôi. - Năng suất lúa lai "hai dòng" cao hơn các tổ hợp lúa lai "ba dòng" từ 10- 15%, có khi cao hơn nữa vì có thể mở rộng phạm vi lai ra các loài phụ lúa trồng. - Các tổ hợp lúa lai "hai dòng" dễ cải tạo phẩm chất và khả năng chống chịu sâu bệnh hơn việc cải tạo các tổ hợp lai "ba dòng". - Dễ sản xuất hạt lai F1 nên giá thành sản xuất hạt lai giảm đáng kể. Trung tâm nghiên cứu lúa lai Hồ Nam đ2 thành công trong việc lai giữa dòng TGMS Bồi ải 64S với giống Đặc thanh. Năm 1997, tổ hợp này đ2 đ−ợc trồng 200.000 ha tại Hồ Nam cho năng suất rất cao từ 9,4 - 15,1 tấn/ha/vụ. 2.1.3.2 Bất dục đực di truyền nhân mẫn cảm với ánh sáng (Photoperiod - sensitive Genic Male Sterile. PGMS) Dòng bất dục đực do Shi Ming Shong (1973) phát hiện đ−ợc công nhận là dòng PGMS đầu tiên [60] và gọi tên là Nongken 58S. Từ nguồn PGMS này, rất nhiều dòng PGMS và TGMS mới đ−ợc tạo ra bằng việc lai giữa Nongken 58S với các giống Japonica rồi chọn lọc ở thế hệ phân ly. Ngoài dòng PGMS 20Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Nongken 58S và các dòng PGMS có nguồn gen của Nongken 58S, các nhà khoa học Mỹ còn tìm đ−ợc hai dòng PGMS khác là dòng M201S thu đ−ợc từ quần thể đột biến của giống M201 và dòng Calrose 76S thu đ−ợc từ quần thể nuôi cấy bao phấn của giống Calrose 76 [65]. Theo Yuan L.P. và Xi Q.F. (1995) [64] các dòng bất dục kiểu PGMS mẫn cảm mạnh với ánh sáng ở giai đoạn từ phân hóa gié cấp 2 đến hình thành tế bào mẹ hạt phấn của đòng non khi đang phân hóa. Thời gian chiếu sáng tới hạn gây hữu dục hạt phấn là ≤ 13h45' và c−ờng độ ánh sáng phải ≥ 50 lux. Ông còn cho biết nhiệt độ trong ngày cũng ảnh h−ởng đến quá trình chuyển hóa hữu dục. Việc sử dụng dòng PGMS để sản xuất hạt lai F1 đ−ợc thực hiện trong điều kiện ánh sáng ngày dài trên 14 giờ; duy trì dòng PGMS đ−ợc thực hiện trong điều kiện ánh sáng ngày ngắn d−ới 13h45'. Trong điều kiện Việt Nam, ngày dài nhất ở Hà nội (21oN) mới chỉ có 13h37' nên không thể sử dụng trực tiếp các dòng PGMS loại này mà phải tìm các dòng có phản ứng ở điều kiện ánh sáng ngắn hơn. Tuy nhiên, đến nay tr−ờng Đại học Nông nghiệp I – Hà Nội đ2 phân lập và thu đ−ợc hai dòng PGMS là: P5S và P28S cả hai dòng này đều có ng−ỡng chuyển đổi tính dục 12 giờ 16 phút. Hai dòng PGMS này có phấn hữu dục khi độ dài ngày ngắn hơn hoặc bằng 12 giờ 16 phút, bất dục hoàn toàn khi độ dài ngày dài từ 12 giờ 16 phút trở lên [23]. 2.1.3.3. Bất dục đực di truyền nhân mẫn cảm với nhiệt độ (Thermo-sensitive Genic Male Sterile - TGMS) Năm 1988, dòng bất dục đực di truyền nhân mẫn cảm với nhiệt độ đầu tiên mang tên Annongs-1 thu đ−ợc từ quần thể đột biến tự nhiên ở thế hệ con cháu của tổ hợp lai Chao 40B/285/6209-3 đ−ợc phát hiện. [65]. Năm 1989 Yang và cộng sự dùng ph−ơng pháp đột biến giống IR50 thu 21Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- đ−ợc dòng TGMS 5460S (Trích theo Rangaswamy và cộng sự 1997) [44]. Năm 1990, Yang và các cộng sự thông báo giống lúa bất dục đực cảm ứng nhiệt độ R59TS và H89-1 [63]. Sau đó, Maruyama và các cộng sự (1991) bằng ph−ơng pháp đột biến phóng xạ tạo ra dòng bất dục đực mẫn cảm với nhiệt độ (TGMS) gọi tên là Norin PL-12 [40]. Những tác giả trên đều đ−a ra kết luận rằng: Tính trạng bất dục đực cảm ứng với nhiệt độ của các giống lúa thu đ−ợc đều do từng cặp gen lặn trong nhân khác nhau điều khiển. Kinoshita (1992) [32] đặt tên cho gen TGMS của dòng 5460S và Norin PL-12 là tms-1 và tms-2. Năm 1991, Virmani và các cộng sự [59] thông báo đ2 tạo đ−ợc TGMS mới IR32364S từ IR32364 bằng đột biến phóng xạ. Ngoài ra, còn nhiều nguồn TGMS khác đ−ợc tạo ra bằng những ph−ơng pháp khác nhau từ n−ớc trên thế giới. Wang và cộng sự sử dụng cặp lai 5460S/Hong Wan 52 để phân tích di truyền ở thế hệ F2 đ2 tìm ra chỉ thị phân tử liên kết với gen tms trên cơ sở đó định vị đ−ợc gen tms của dòng 5460S nằm trên nhiễm sắc thể số 8. Năm 1996, Subudhi P.K. và cộng sự lập bản đồ gen giống IR32364S đ2 xác định đ−ợc gen tms-3 nằm trên nhiễm sắc thể số 6, ngoài ra họ còn tìm ra đ−ợc mối liên kết giữa gen tms-3 với các gen của ty thể [49]. Nghiên cứu di truyền của dòng TGMS-VN1 (có nguồn gốc từ đột biến Chiêm bầu), Viện Di truyền Nông nghiệp Việt Nam đ2 xác định đ−ợc gen tms-4 nằm trên nhiễm sắc thể số 2 không cùng allen với các gen tms có nguồn gốc từ Trung quốc [1]. Nguyễn Thị Trâm (2000) [14] cho biết kiểu bất dục đực chức năng đặc tr−ng cho loài phụ Indica là dòng Annong S-1 và giới hạn chuyển hoá từ hữu dục sang bất dục của nó là 23 - 26 0C . Theo Wu Xiao Jin (1997) [60] quá trình chuyển hoá hữu dục của dòng Annong S-1 bị ảnh h−ởng bởi nhiệt độ vào thời kỳ từ 11 - 15 ngày tr−ớc trỗ và bị kiểm soát bởi gen lặn tms từ nguồn gen của Annong S-1, ng−ời ta đ2 lai 22Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- chuyển sang các giống khác và chọn tạo đ−ợc nhiều dòng TGMS đang sử dụng rộng r2i ở Trung quốc nh− Anxiangs, 810s, Xiang 125s, Ce 64S, ... [65]. Kết quả nghiên cứu của Mao C.X. (1993) [39] cho thấy: ở thời kỳ phân chia giảm nhiễm tế bào mẹ hạt phấn, nếu nhiệt độ trung bình ._.ngày đêm cao hơn 270 C trong bốn ngày liên tục thì dòng TGMS sẽ bị thoái hóa hạt phấn hoàn toàn. Borkakati (1994) kết luận: Trong điều kiện tại Philiippin, giai đoạn mẫn cảm với nhiệt độ của dòng TGMS từ 6-15 ngày thậm chí chỉ cần 1 giờ xử lý ở nhiệt độ cao trong giai đoạn mẫn cảm cũng có thể ảnh h−ởng đến độ hữu dục hạt phấn (Trích theo Virmani, 1996) [58]. Theo Yuan L.P. và Xi Q.F (1995) [64] giai đoạn chuyển hóa hữu dục của các dòng TGMS là từ khi hình thành tế bào mẹ hạt phấn đến phân chia tế bào mẹ hạt phấn. Hai ông còn cho rằng quá trình chuyển hóa hữu dục của dòng TGMS hiện có đ−ợc gây ra bởi nhiệt độ là chính còn độ dài ánh sáng có ảnh h−ởng nh−ng rất nhỏ. Năm 1997, Liu Yi Bai và cộng sự [37] đ2 đ−a ra bốn giới hạn nhiệt độ liên quan đến quá trình chuyển hóa hữu dục, bất dục của các dòng TGMS là: BUT (Biological Upper Temperature: Nhiệt độ giới hạn sinh học trên). BLT (Biological Lower Temperature: Nhiệt độ giới hạn sinh học d−ới) F.T (Fertile Temperature: Nhiệt độ gây hữu dục). S.T (Sterile Temperature: Nhiệt độ gây bất dục). Mối liên quan này đ−ợc minh họa bằng sơ đồ sau: 23Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Sơ đồ minh họa ảnh h−ởng của nhiệt độ và ánh sáng đến sự hữu dục của các dòng TGMS Biểu hiện hữu dục Bất dục sinh lý Hữu dục Bán bất dục Bất dục Bất dục sinh lý ảnh h−ởng của nhiệt độ ảnh h−ởng của độ dài ánh sáng BLT FT ST BUT Kém hoặc không ảnh h−ởng Theo sơ đồ trên ta thấy: Trong giai đoạn mẫn cảm của các dòng TGMS, nếu nhiệt độ cao hơn BUT hoặc thấp hơn BLT thì chúng bất dục sinh lý (có hạt phấn bình th−ờng nh−ng không đậu hạt vì không đủ điều kiện thụ tinh). Khi nhiệt độ trong khoảng S.T và BUT thì các dòng TGMS bất dục hoàn toàn trong khi các giống lúa th−ờng vẫn ra hoa kết hạt. Khi nhiệt độ trong khoảng F.T và S.T các dòng TMGS ở trạng thái chuyển hóa (nửa bất dục, nửa hữu dục); khi nhiệt độ trong khoảng BLT và F.T các dòng TGMS có phấn hữu dục và đậu hạt bình th−ờng. Độ dài ánh sáng không ảnh h−ởng hoặc kém ảnh h−ởng tới các dòng TGMS. Theo Nguyễn Thị Trâm (2000) [14] dòng TGMS bất dục khi gặp nhiệt độ cao hơn 270 vào thời gian từ 8 - 12 ngày tr−ớc khi lúa trỗ, tức là vào thời kỳ phân hóa gié đến phân chia tế bào mẹ trong đòng non. Dòng TGMS chuyển hóa từ bất dục sang hữu dục khi nhiệt độ giảm xuống d−ới 240 C. Con ng−ời đ2 lợi dụng đặc điểm này để sử dụng dòng TGMS vào việc sản xuất hạt lai F1 trong điều kiện nhiệt độ thấp. Ngày nay, Trung tâm nghiên cứu lúa lai Hồ Nam mới công bố kỹ thuật mới trong việc nhân dòng TGMS: Dùng n−ớc mát (19 - 210C) t−ới liên tục vào 24Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- thời kỳ mẫn cảm của dòng TGMS rất có hiệu quả, bằng ph−ơng pháp này, có thể thu đ−ợc năng suất hạt tới 1,91 tấn/ha ngay cả khi nhiệt độ không khí cao tới 34-350C [62]. Viện Di truyền Nông nghiệp Việt Nam d−ới sự h−ớng dẫn của các chuyên gia đ2 áp dụng thành công việc dùng n−ớc lạnh hút từ giếng khoan t−ới liên tục cho dòng TGMS ở thời kỳ mẫn cảm để thu đ−ợc hạt TGMS với tỷ lệ kết hạt khá cao. Từ ph−ơng pháp này có thể nhân dòng TGMS ngay ở vùng núi nh− : Tam Đảo, Sapa hoặc Đà lạt để lợi dụng điều kiện nhiệt độ thuận lợi cho cây lúa kết hạt. ở vùng đồng bằng Sông Hồng, nhân dòng TGMS tốt nhất nên điều khiển cho lúa trỗ tr−ớc ngày 15/4 hoặc cũng có thể cho dòng TGMS trỗ vào cuối tháng 10 nh−ng ở thời vụ này dễ gặp rét đầu mùa sau khi lúa kết hạt làm ảnh h−ởng đến quá trình vận chuyển vật chất về hạt nên độ mẩy của hạt không đ−ợc chắc nh− các giống lúa th−ờng dẫn đến làm giảm năng suất và chất l−ợng hạt giống F1 [1] 2.1.4. Kỹ thuật nhân dòng bất dục và sản xuất hạt lai F1 2.1.4.1. Kỹ thuật duy trì dòng bố, mẹ Trong sản xuất hạt lai thì độ thuần của các dòng bố, mẹ có vai trò quyết định đến chất l−ợng di truyền của hạt F1. Dù có thực hiện đầy đủ quy trình sản xuất nh−ng nếu độ thuần di truyền của dòng bố, mẹ không đạt yêu cầu thì hạt lai F1 cũng bị loại. Đối với việc duy trì dòng bố, mẹ ở hệ thống sản xuất hạt lai sử dụng bất dục đực chức năng di truyền nhân (hệ thống hai dòng) đ−ợc áp dụng cho từng dòng sơ đồ cụ thể theo nguyên tắc: Tự phối tuyệt đối trong giai đoạn duy trì cho cả dòng bất dục (dòng S) và dòng R, cách ly tuyệt đối để chỉ xảy ra giao phấn nội bộ trong dòng ở giai đoạn nhân giống và dòng bất dục luôn tạo cặp với dòng R để duy trì −u thế lai ở F1. Trong quá trình duy trì dòng "S" ng−ời ta luôn phải chú ý để loại bỏ các biến dị theo xu thế hữu dục ở nhiệt độ cao dần lên sau mỗi vụ nhân hay 25Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- còn gọi là hiện t−ợng "tr−ợt di truyền". Các biến dị này sẽ hữu dục dễ dàng khi nhiệt độ hạ xuống đột ngột. Tuy nhiên, về kiểu hình thì không thể phân biệt đ−ợc chúng với các dạng nguyên bản. Biến dị hữu dục ở nhiệt cao rất nguy hiểm trong sản xuất hạt lai. Chỉ cần nhiệt độ bị ảnh h−ởng bởi m−a, b2o, gió mùa xảy ra trong giai đoạn phân hóa tế bào mẹ hạt phấn là các biến dị bất dục ở nhiệt độ cao đ2 hữu dục trở lại gây ra tự thụ làm độ thuần của lô hạt giống F1 bị suy giảm nghiêm trọng. Hạt giống của dòng "S" chuẩn và R t−ơng ứng đ−ợc sử dụng làm vật liệu duy trì. Gieo hạt của dòng S ở vụ xuân với mật độ th−a, chăm sóc chu đáo để cây sinh tr−ởng, tốt, to, khỏe, cần tính toán để dòng "S" phân hóa vào thời kỳ có nhiệt độ thích hợp cho phục hồi hữu dục. Chọn các cá thể điển hình, bao cách ly cho chúng tự thụ tuyệt đối. Hạt giống tự thụ bảo quản để nhân giống vào vụ xuân năm sau, một phần nhỏ (ít nhất là 50 hạt) đem gieo ở vụ mùa hoặc ở vùng có khí hậu nóng, nhiệt độ cao; ở thời kỳ phân hóa hoa đem xử lý mỗi dòng 20-25 cá thể trong điều kiện nhân tạo ở ng−ỡng nhiệt độ chuyển hóa trong 7 ngày, sau đó đem trồng lại trong điều kiện tự nhiên. Tất cả các dòng có hạt phấn hữu dục đều bị loại bỏ. Các dòng sau xử lý vẫn bất dục 100% thì đem lai với R để thu đ−ợc hạt lai F1. Vụ xuân năm sau mang nhân cách ly các dòng đ−ợc chọn và trồng thử con lai F1 so sánh với đối chứng. Các dòng có con lai F1 bằng đối chứng thì thu hạt ta có dòng "S" đ−ợc duy trì. Mang dóng "S" duy trì và hạt R t−ơng ứng nhân giống ở vụ xuân trong 2 khu cách ly thì thu đ−ợc lô hạt nguyên chủng để cung cấp cho sản xuất hạt lai. Ngay sau khi có dòng "S" và dòng R t−ơng ứng thì lấy một số l−ợng hạt đủ gieo 500 cá thể để tiếp tục chọn lọc duy trì [7]. 2.1.4.2. Kỹ thuật sản xuất hạt giống lúa lai F1 - Gieo cấy lúa lai là sử dụng −u thế lai đời F1 để đạt năng suất cao, từ thế hệ lai đời F2 sẽ phân ly cho nên ng−ời ta không giữ hạt giống đời F2 làm 26Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- giống vụ sau mà phải tiến hành sản xuất hạt giống hàng vụ, hàng năm để có đủ giống cho sản xuất đại trà. Trong sản xuất hạt lai F1, dòng bất dục đực làm dòng mẹ; dòng phục hồi làm dòng bố đ−ợc cấy xen các hàng theo tỉ lệ quy định để dòng bất dục nhận phấn hoa dòng phục hồi và thụ tinh, kết hạt tạo ra hạt giống lúa F1. * Các b−ớc chính trong sản xuất hạt lai F1 cần tiến hành nh− sau: - Chọn ruộng đảm bảo cách ly, đất đai màu mỡ, chủ động t−ới tiêu. - Điều khiển thời gian gieo hạt của dòng bố mẹ nở hoa đồng bộ, lúc thời tiết phù hợp nhất. - Điều khiển để dòng bố, mẹ trỗ bông trùng khớp. - Bố trí hàng bố mẹ vuông góc h−ớng gió - Tỷ lệ hàng bố, hàng mẹ hợp lý dựa trên đánh giá số hoa và trữ l−ợng phấn của chúng. - Th−ờng xuyên kiểm tra, phòng trừ sâu bệnh, cỏ dại và chăm sóc hợp lý. - Phun GA3 khi dòng mẹ trỗ bông 10 - 15% số bông. - Khử lẫn triệt để, thụ phấn bổ sung. - Thu hoạch dòng bố tr−ớc sau đó mới thu dòng mẹ * Các ph−ơng pháp tạo quần thể dòng bố, mẹ cho năng suất cao Kết cấu quần thể phụ thuộc vào ba yếu tố: tỷ lệ hàng bố me, mật độ cấy, số dảnh /khóm. Để đạt năng suất cao cần phải xác định kết cấu quần thể hợp lý. - Tỷ lệ hàng bố, mẹ. Khi nghiên cứu về tỷ lệ hàng bố, mẹ, Yuan L.P và cộng sự, 1994 [68] cho biết: Trong phạm vi nhất định nếu tăng số hàng bố mẹ có thể nâng cao năng suất láu lai F1. Tuy nhiên phải căn cứ vào đặc tr−ng đặc tính của dòng R nh−: chiều cao cây, thời gian sinh tr−ởng, số l−ợng hạt phấn để xác định tỷ lệ 27Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- này hợp lý. Nguyên tắc chung là dòng R cao cây, sinh tr−ởng mạnh, thời gian sinh tr−ởng dài, nhiều phấn, thì có thể tăng số l−ợng hàng mẹ và ng−ợc lại. Theo Kumar.R.V, 1996 [33], xác định tỷ lệ hàng bố mẹ còn phải quan tâm đến tập tính nở hoa của của dòng mẹ nh− thời gian nở hoa, số hoa nở rộ, cấu trúc của hoa, tỷ lệ thò vòi nhuỵ và trình độ thâm canh của cơ sở sản xuất. Hoàng Bồi Kính, 1993 [9], để đạt đ−ợc năng suất hạt giống F1 siêu cao, bố trí hàng bố mẹ nh− sau: đối với những tổ hợp lai chín sớm và chín trung bình bố trí hai hàng bố, 16-18 hàng mẹ. Tổ hợp chín muộn, 2 hàng bố, 18-20 hàng mẹ. Với tổ hợp lai hai dòng, theo Do2n Hoa kỳ, 1996 [6]: Tỷ lệ hàng bố và hàng mẹ là 2:11. ở Việt Nam tỷ lệ hàng bố mẹ th−ờng bố trí là 2: 14 - 16, tuỳ thuộc từng tổ hợp [4]. Đặc điểm của dòng TGMS có sự khác biệt so với CMS về tỷ lệ thò vòi nhuỵ, tập tính nở hoa nên khi xác định tỷ lệ hàng bố mẹ cần chú ý thêm đặc điểm này. - Mật độ và số dảnh cấy trên khóm Mật độ và số dảnh cơ bản trên khóm là yếu tố quan trọng quyết định năng suất hạt lai F1. Mật độ cấy và số dảnh cơ bản phụ thuộc vào đặc điểm của dòng bố mẹ, độ phì nhiêu của đất, trình độ kỹ thuật thâm canh. Việc tăng mật độ, đảm bảo số dảnh cơ bản khi cấy đ−ợc coi là yếu tố quan trọng quyết định số bông hữu hiệu. Theo Yuan.L.P và Xi.Q.F (1995) [64] để đạt năng suất hạt lai F1 cao nhất cần cấy dòng mẹ đủ 3 triệu dảnh cơ bản/ha, cấy 3 - 4 hạt thóc mạ/khóm; dòng bố cấy 2-3 hạt thóc mạ/khóm. Khi đề cập đến lúa lai hai dòng Do2n Hoa Kỳ, 1996 [6] cho rằng số bông trên đơn vị diện tích là cơ sở của sản xuất giống cao sản, mỗi một ha phải đảm bảo 2,2 - 2,3 triệu bông. 28Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- * Sự trùng khớp trong sản xuất hạt lai F1 - Định nghĩa về trùng khớp Trùng khớp là vấn đề hàng đầu quyết định đến năng suất hạt lai. Khi trùng khớp đ−ợc đảm bảo thì các biện pháp kỹ thuật đồng bộ tác động vào tổ hợp trong suốt quá trình sản xuất mới đem lại hiệu quả. Tuy nhiên cũng có rất nhiều quan điểm khác nhau về sự trùng khớp dựa trên cơ sở thực nghiệm và sự nghiên cứu khác nhau trên nhiều dòng bất dục khác nhau nh−: Nguyễn Công Tạn [12], 1992: Sự trùng khớp là sự trỗ bông trùng khớp hoặc hoàn toàn trùng khớp khi dòng A và dòng R trỗ bông trùng ngày hoặc chênh nhau từ 1 đến 2 ngày. Sự trùng khớp này còn phụ thuộc vào mức độ nở hoa tập trung của các dòng bố mẹ mà quyết định dòng nào trỗ tr−ớc và dòng nào trỗ sau. Tuy nhiên, theo Trần Ngọc Trang [22], 2002 đ2 đ−a ra tiêu chuẩn của sự trùng khớp là: Trong thời kỳ trỗ hoặc phơi màu của các dòng bố mẹ nếu xét t−ơng đối trùng khớp khi hoặc hoàn toàn trùng khớp dòng bố trỗ tr−ớc hoặc trỗ sau từ 1 đến 2 ngày thì đều cho là trùng khớp. Theo Nguyễn Thị Trâm, 2000 [14]: "Sự trùng khớp phải đảm bảo sao cho ngày nở hao đầu tiên của dòng bố phải trùng với ngày nở hoa đầu tiên của hoa mẹ". Từ những quan điểm trên ta thấy khi nghiên cứu về sự trùng khớp ta cần phải dựa trên đặc điểm nở hoa của từng dòng bố mẹ nhất định của từng tổ hợp lai cụ thể để đ−a ra các biện pháp áp dụng và điểu khiển sao cho l−ợng phấn mà dòng mẹ nhận đ−ợc từ dòng bố là tối đa. Do vậy, khi tiến hành xây dựng quy trình sản xuất cho từng tổ hợp lai ta cần phải nghiên cứu kỹ mọi yếu tố kỹ thuật và điều khiển để trùng khớp tốt nhất. - Các ph−ơng pháp dự báo sự trùng khớp + Ph−ơng pháp bóc đòng 29Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Căn cứ vào hình thái và kích th−ớc của đòng mà các nhà khoa học Trung Quốc chia quá trình phân hoá đòng thành 8 b−ớc, ở IRRI, ấn Độ ng−ời ta chia thành 10 b−ớc Virmari& Sharma, (1993) [57]. Nội dung của ph−ơng pháp này nh− sau: Khoảng 30 ngày tr−ớc trỗ, cứ 3 ngày 1 lần láy đòng non từ các dảnh chính của dòng bố, mẹ đem bóc theo dõi tiến độ phân hoá đòng bằng mắt hoặc kính lúp (Nguyễn Công Tạn, 1992 ) [12]. Nếu dòng A có thời gian sinh tr−ởng ngắn hơn dòng R thì trong 3 b−ớc đầu dòng R phải sớm hơn 1 b−ớc. Trong các b−ớc IV, V và VI hai dòng phải trùng nhau. Trong các b−ớc tiếp theo dòng A sớm hơn để trỗ tr−ớc dòng R 1 - 2 ngày. Nếu dòng A, dòng R có thời gian sinh tr−ởng bằng nhau, thì trong suốt quá trình phân hoá đòng dòng A phải sớm hơn dòng R 1 - 2 b−ớc. Nếu dòng A có thời gian sinh tr−ởng dài hơn dòng R, thì trong 3 b−ớc đầu dòng A phải sớm hơn dòng R 1 b−ớc. + Ph−ơng pháp số lá Vào thời kỳ ba lá cuối cùng, dù vụ xuân hay vụ mùa, nhiệt độ t−ơng đối ổn định do đó tốc độ ra lá của 3 lá cuối cùng rất ít biến động. Theo kết quả nghiên cứu của các nhà khoa học Trung Quốc, quan hệ giữa số lá còn lại và các b−ớc phân hoá đòng nh− sau: Số lá còn lại B−ớc phân hoá đòng 3,5-3,1 I 3,0-2,5 II 2,4-1,9 III 1,8-1,4 IV 1,3-0,8 V 0,7-0,2 VI Tuy nhiên, khi áp dụng ph−ơng pháp này cần xử lý sự biến động về số lá thân chính của các dòng A, R. 30Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- - Các ph−ơng pháp điều chỉnh thời gian trỗ Khi phát hiện bố, mẹ trỗ lệch nhau thì ta cần phải tiến hành ngay các biện pháp điều chỉnh. + Xử lý trong 3 b−ớc đầu của quá trình phân hoá đòng Theo Yuan L.P và Xi. Qin Fu, (1995) [64] bón đạm quá liều cho dòng phat triển nhanh và phun KH2PO4 1% cho dòng phát triển chậm có thể điều chỉnh đ−ợc 3-4 ngày. D−ơng Tự Bảo, (1996) [5] cho biết phun MET ở b−ớc 3 với nồng độ 150- 200 PPm làm chậm đ−ợc 3-4 ngày nh−ng không nên phun quá 300 PPm vì gây tác dụng phụ. Nếu dòng R chậm hơn dòng A 5-6 ngày thì phun cho dòng A dung dich URÊ 2% và kích dòng R bằng dung dịch KH2PO4 1% (Viraktamath và Ramesha, (1996) [56] + Xử lý trong các b−ớc sau của quá trình phân hoá đòng Nếu từ b−ớc IV trở đi vẫn còn sự chênh lệch giữa dòng A và dòng R thì phải dùng các biện pháp sau: Tr−ớc khi trỗ 4-5 ngày phun lên lá hỗn hợp 0,5g GA3 + 100 g KH2PO4 + 60lít n−ớc. L−ợng trên phun cho 2000m2 diện tích dòng A và 600m2 dòng R ruộng sảnt xuất F1. Biện pháp này có thể điều chỉnh đ−ợc 2-3 ngày (Nguyễn Công Tạn, 1992) [12]. Theo Yuan L.P và Xi. Qin Fu, (1995) [64] nếu bố mẹ trỗ lệch nhau 10 ngày thì phải ngắt bỏ những bông hoặc dảnh sắp trỗ của dòng phát triển nhanh và bón đạm cho dòng cho các dảnh phát triển sau hoặc vô hiệu để trở thành hữu hiệu. Theo Huang và cộng sự (1987) [28] phun dung dich urê 2% hay 2,4D 31Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- 25ppm vào lúc bắt đầu phân hoá đòng làm thời gian trỗ chậm 2-3 ngày Phun dung dịch KNO3 200 ppm hoặc KH2PO4 1% làm lúa trỗ sớm hơn 2 ngày. Ngoài ra các chất nh− axit boric, IBA, IAA ...cũng có tác dụng làm cho lúa trỗ sớm. * Xác định thời kỳ trổ an toàn Lúa lai hai dòng cần có hai giai đoạn an toàn đó là thời kỳ mẫn cảm với nhiệt độ, ánh sáng (từ hình thành nhị đực đến phân bào giảm nhiễm) và thời kỳ trỗ bông. Lúa trỗ bông vào thời kỳ bất dục ổn định thì mới đảm bảo đ−ợc chất l−ợng đồng thời phải tránh nhiệt độ cao để đảm bảo năng suất. Để biết đ−ợc thời kỳ bất dục ổn định của dòng TGMS tr−ớc hết phải biết rõ đ−ợc nhiệt độ khởi điểm bất dục của dòng đó, ví dụ Peiai 64 có nhiệt độ khởi điểm bất dục là 23,30C, T25S là 240C. Sau đó căn cứ vào số liệu khí t−ợng của một số năm để phân tích thời kỳ mẫn cảm. ở thời kỳ mẫn cảm nhiệt độ bình quân ngày phải cao hơn nhiệt độ khởi điểm bất dục. Theo Yuan, L.P [67] và một số công trình nghiên cứu khác [33], [39] điều kiện thuận lợi cho dòng bố mẹ trỗ bông và nở hoa là: - Nhiệt độ trung bình ngày từ 240C - 300C - Chênh lệch nhiệt độ ngày đêm 80C - 100C - Độ ẩm t−ơng đối của không khí là 70% - 80% - Có đầy đủ ánh sáng mặt trời và có gió nhẹ - Không có m−a trong 3 ngày liên tục ở vùng Nachang, Trung Quốc thời kỳ trỗ bông an toàn của lúa lai hai dòng là từ cuối tháng 6 cho đến 20/8 [41]. 32Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Các dòng TGMS đ−ợc chọn tạo ở Việt Nam đều có nhiệt độ gây bất dục hoàn toàn từ 250C - 270C và nhiệt độ tới hạn gây bất dục của các dòng này từ 24-24,80C (Phạm Ngọc L−ơng [18], Nguyễn Thị Trâm, Nguyễn Văn Hoan [15], Trần Duy Quý [20]). Căn cứ vào số liệu khí t−ợng ở n−ớc ta có thể bố trí sản xuất hạt giống F1 hệ hai dòng từ tháng 5 đến tháng 9 và duy trì dòng TGMS từ tháng 10 đến tháng 4 [19] Theo kết quả nghiên cứu của Viện Di truyền nông nghiệp, thời gian trỗ bông an toàn dòng TGMS (VN-01) từ 19/5 đến 19/9 (Hoàng Tuyết Minh, [11]) Nguyễn Thị Trâm, Nguyễn Văn Hoan [15] cho biết các dòng TGMS nh− T24S, T25S, nên đ−ợc bố trí trỗ bông từ 5/9 đến 25/9 ở vùng đồng bằng Bắc Bộ và từ 1/9 đến 10/9 ở vùng Trung du miền núi phía Bắc. Dòng có nhiệt độ tới hạn cao nh− T1S nên bố trí sản xuất hạt lai ở miền Trung. 2.1.5. Sử dụng GA3 trong sản xuất hạt lai F1 2.1.5.1. GA3 và thực vật Giberlin là một lại phytohormon ở thực vật th−ờng nội sinh trong các thực vật nói chung. Chúng tham gia vào quá trình phân bào của thực vật và làm kéo dài tế bào thực vật và làm cho thực vật chủ yếu tăng tr−ởng chiều cao. Phần lớn các đột biến lùn đ−ợc tìm thấy và đ−ợc chứng minh là do làm l−ợng Giberlin nội sinh rất thấp. Và đ−ợc giải thích dựa trên cơ sở di truyền do gen quy định sản xuất Giberlin bị đột biến nên không có khả năng tổng hợp GA hoặc khả năng tổng hợp GA bị giảm sút. Giberlin đ−ợc phát hiện lần đầu tiên trên các cây lúa von 1960 và đến nay đ2 phát hiện đ−ợc khoảng 160 GA khác nhau ký hiệu từ GA1, GA2, GA3…. Trong đó GA3 là hợp chất có tác dụng sinh lý lớn nhất và đ−ợc ứng dụng rộng r2i nhất trong ngày nông nghiệp. 33Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- 2.1.5.2. Sử dụng GA3 trong sản xuất hạt lai F1 * Tác động của GA3 đến việc loại bỏ các trở ngại trong sản xuất hạt lai F1 Việc ứng dụng GA3 vào việc sản xuất hạt lai F1 là một thành tựu lớn và đ2 nâng cao năng suất hạt lai nên một cách đáng kể. Sử dụng GA3 đ2 trở thành một biện pháp kỹ thuật quan trọng không thể thiếu trong sản xuất hạt lai. Theo Yuan L.P và Xi. Qin Fu [64], Kumar, 1996. [33] GA3 làm cho: - Tăng tỷ lệ trổ thoát dòng mẹ - Tăng tỷ lệ thò vòi nhuỵ thò ra ngoài. Khả năng tiếp nhận hạt phấn của nuốm nhuỵ dòng mẹ cũng tăng. Kéo dài thời gian nở hoa, tăng góc mở của hoa - Mở rộng góc lá đòng - Điều chỉnh chiều cao cây của dòng bố, mẹ - Làm tăng số dảnh hữu hiệu Theo Luật, N.V và cộng sự (1994) [38], phun GA3 với nồng độ 60ppm lúc lúa trỗ 5% đ2 làm tăng tỷ lệ thụ phấn chéo từ 5-5,9% và tăng năng suất từ 200-600kg/ha. * Liều l−ợng phun và thời điểm phun GA3 - Liều l−ợng phun, thời điểm phun GA3 Liều l−ợng phun cho một tổ hợp lai là rất quan trọng quyết định lớn đến năng suất hạt lai. Liều l−ợng phun cho từng tổ hợp lai phụ thuộc vào đặc điểm và sự phản ứng khác nhau của các dòng bố và mẹ với GA3. Theo Hoàng Bồi Kính (1996) [10], sử dụng 240 - 270 g/ha và phun làm 2 lần. Lần 1: 90-120 g/ha với nồng độ 240-320ppm khi lúa trỗ 15-20% Lần 2: L−ợng còn lại với nồng độ 400-480ppm khi lúa trỗ 60-70%. Tuy nhiên, ở ấn Độ l−ợng GA3 đ−ợc sử dụng rất thấp từ 45 - 60 gam/ha. (Kumar,1996) [33] 34Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- ở Việt Nam, liều l−ợng phun cho nhiều tổ hợp lai Trung Quốc từ 120 - 200g/ha đ−ợc phun làm 3 lần [3] Lần 1: 40 - 50 g/ha Lần 2: 60- 70 g/ha Lần 3: 80 - 90 g/ha. Do vậy, khi đ−a một tổ hợp lai mới ra ngoài sản xuất ta cần phải nghiên cứu tìm ra một công thức phun phù hợp là một công việc quan trọng. - Thời gian phun GA3 trong ngày Thời gian phun GA3 quyết định lớn đến hiệu quả của việc phun GA3. Kết quả nghiên cứu ở Trung Quốc cho thấy, thời gian phun GA3 tốt nhất là khoảng 9 giờ 30 phút, tr−ớc khi lúa phơi màu (Nguyễn Công Tạn, [12] Khi phun GA3, ng−ời ta còn bổ sung một số chất khác nh− xà phòng để tăng độ bám dính. Ngày nay ng−ời ta kết hợp với một số hoá chất khác nh− xít Boric, Urea. 2.2. Tình hình nghiên cứu và ứng dụng lúa lai ở Việt Nam 2.2.1. Thu nhập nguồn vật liệu và đánh giá các dòng CMS 2.2.1.1. Kết quả xây dựng mạng l−ới nghiên cứu và phát triển lúa lai ở Việt Nam Việc nghiên cứu lúa lai đ−ợc bắt đầu từ những năm 1979 - 1980 ở Viện KHKTNN Việt Nam, sau đó là ở Viện lúa Đồng bằng sông Cửu Long (1983 - 1984) [14], [20]. Năm 1992 đề tài độc lập cấp Nhà n−ớc về lúa lai đ−ợc hình thành. Năm 1994, Trung tâm Nghiên cứu lúa lai trực thuộc Viện KHKTNNVN đ−ợc thành lập. Năm 2003, Trung tâm đ−ợc đổi tên thành Trung tâm Nghiên cứu và Phát triển lúa lai, đ−ợc giao nhiệm vụ nghiên cứu phát triển và điều phối nghiên cứu 35Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- về lúa lai ở Việt Nam. Hiện tại, ch−ơng trình nghiên cứu và phát triển lúa lai ở Việt Nam gồm 3 mảng: nghiên cứu, khuyến nông và hệ thống sản xuất hạt lai. 2.2.1.2. Những kết quả nghiên cứu chính về lúa lai giai đoạn 1992 – 2004 * Kết quả nghiên cứu chọn thuần giống bố mẹ và nhân thuần giống bố mẹ phục vụ cho sản xuất hạt lai ở trong n−ớc Sử dụng ph−ơng pháp lai cặp ba giữa các cây bố, mẹ; đánh giá theo quy trình 3 v−ờn, 4 b−ớc của giáo s− V−ơng Long Bình, kết hợp với ph−ơng pháp chọn thuần bố mẹ riêng rẽ của IRRI và sự thanh lọc từng dòng đ−ợc chọn lọc để chọn ra cặp A/B có độ ổn định bất dục cao trong điều kiện sinh thái của Việt Nam. Trung tâm Nghiên cứu và Phát triển lúa lai đ2 chọn ra dòng BoA 87 cùng các dòng bố t−ơng ứng để sản xuất ra các dòng bố mẹ thuần BoA 87, Trắc 64, Quế 99 của hai tổ hợp lúa lai Bắc −u 64 và Bắc −u 903. Dòng BoA 87 đ−ợc công nhận là giống chính thức năm 2004. Lần đầu tiên Trung tâm Nghiên cứu lúa lai đ2 nhân đ−ợc 10 tấn giống BoA 87,2 tấn Trắc 64 đ2 đ−ợc nhân ở trong n−ớc cung cấp cho sản xuất hạt lai tổ hợp Bắc −u 64 trong năm 1998 và 1999. Thông qua dự án, các cơ quan nghiên cứu đ2 đ−a vào đánh gía 24 dòng CMS nhập nội, trong đó có 10 dòng CMS đủ A và B là: Zhenshan 97 A-B, BoA-B, TeA-B, V20A-B, Jin23A-B, VLD93/1A-B, IR58025A-B, IR62829A- B, CP 7A-B, PS10A-B. Thu nhập 132 tổ hợp lai xa giữa lúa dại và lúa trồng. Có 8 dòng CMS mới đ−ợc tạo ra từ lúa dại O. Rifipogon và O.Nivara đ2 tạo ra 4 dòng bất dục tế bào chất từ lúa dại Đồng Tháp m−ời kết hợp với nhân của IR55, IR70, PMS2B, PMS 9B; đ2 phân lập dòng CMS 93A/B từ tập đoàn nhập nội. Qua đánh giá của các nhà nghiên cứu lúa lai, các dòng có khả năng sử dụng để sản xuất hạt lai F1: Zhenshan 97A; BoA; Jin 23A; TeA; GDA. Những dòng này kết hợp cùng với các dòng phục hồi nh−: Minh khôi 63, Quế 99, 36Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Minh khối 67, Trắc 64 ... để tạo đ−ợc các giống lúa lai F1: Shan −u 63, Shan −u quế 99, Bác −u 64, Bác −u 903... Hiện đang có mặt phổ biến trong cơ cấu giống của các tỉnh phía Bắc. Ngoài ra còn có một số dòng CMS khác cũng có triển vọng làm dòng A trong sản xuất hạt lai F1 là: IR58025A, IR62829A, II- 32A, 93A, ULO93A. Tạo ra đ−ợc một số tổ hợp lai mới của Việt Nam để đ−a ra trình diễn thử nghiệm nh−: BoA/DT12, UTL1, UTL2, HYT39, HYT50, HYT53, HYT55, HYT56, HYT57. Các giống lúa lai này đều cho năng suất cao hơn giống lúa th−ờng đối chứng 20%. Tuy nhiên đều đang ở giai đoạn khảo nghiệm và sản xuất thử [19] . Sau một số năm chọn lọc và nhân dòng siêu nguyên chủng, Trung tâm nghiên cứu lúa lai đ2 làm thuần dòng Zhenshan 97A-B, BoA-B và các dòng phục hồi Trắc 64, Minh khôi 63. -Tr−ờng Đại học Nông nghiệp I Hà Nội đ2 chọn thuần và nhân dòng mẹ siêu nguyên chủng, nguyên chủng 103S và T1S-96 của tổ hợp lúa lai 2 dòng VL20 và TH3 - 3 diện tích sản xuất hạt lai đạt 200 - 300 ha/năm. - Riêng dòng mẹ II32A không ổn định tính bất dục ở điều kiện của Việt Nam. Tuy nhiên khoảng 20 tấn giống nguyên chủng II-32A đ−ợc nhân bởi TT. NC&PT lúa lai con lai F1 đ−ợc sản xuất từ nguồn mẹ trên đạt độ thuần 98 - 99%. Thông qua Dự án giống giai đoạn 2000 - 2003, 96 tấn giống bố mẹ lúa lai đ2 đ−ợc nhân thuần và đ−a vào sản xuất. Đây là đóng góp quan trọng để Việt Nam tự sản xuất đ−ợc 3.500 - 4.000 tấn giống/năm trong giai đoạn 2001 - 2003 * Những nghiên cứu về kỹ thuật sản xuất hạt giống - Nghiên cứu về điều khiển ngày trỗ: sử dụng kinh nghiệm của IRRI và của Trung Quốc về điều khiển ngày trỗ cho các dòng bố mẹ trong điều kiện sinh thái của Việt Nam - Nghiên cứu về t−ơng tác số lá của dòng bố và dòng mẹ trong sản 37Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- xuất hạt lai đ2 vẽ đ−ợc đồ thị t−ơng tác giữa dòng bố và mẹ cho bố mẹ trỗ bông trùng khớp cho 2 tổ hợp lai Bác −u 64 và Bác −u 903 - Nghiên cứu tỷ lệ hàng bố mẹ và mật độ dòng mẹ trong sản xuất hạt lai F1: Tổ hợp Sán −u quế 99 ở tỷ lệ 1R : 8A với mật độ cấy dòng mẹ13 x 10 cm cho năng suất cao nhất 1.527 kg /ha, tiếp đến tỷ lệ 1R/10A và 2R/ 14A có cùng mật độ mẹ 13 x 10 cm cho năng suất t−ơng đ−ơng nhau (1.410 - 1.423 kg/ha). Với tổ hợp Bác −u 64 tỷ lệ hàng 2R/16A ở mật độ cấy mẹ 13 x 10 cm cho năng suất cao nhất (2.453kg/ha). Riêng tổ hợp Nhị −u 838 năng suất hạt lai cao nhất đạt đ−ợc 3.298 kg ở tỷ lệ 2R/12A và mật độ mẹ là 15 x 15 cm hoặc 15 x 17 cm. Với tổ hợp HYT83, tỷ lệ hàng bố mẹ hợp lý là 2R/10A và mật độ mẹ là 15 x 17 cm đạt năng suất 2.354 kg tại Thái Bình - Nghiên cứu sử dụng hoá chất nh− GA, axít Boric, KH2PO4, phân đạm urê và hỗ hợp điều hoà hoa nở để nâng cao năng suất hạt lai. - Nghiên cứu đơn giản hoá khâu làm mạ để giảm giá thành hạt lai. - Nghiên cứu về lúa lai 2 dòng đ2 xác định đ−ợc thời vụ nhân dòng TGMS, thời vụ sản xuất hạt lai tổ hợp 2 dòng. Từ những nghiên cứu về kỹ thuật hạt giống đ2 đề xuất những quy trình đ−ợc Bộ Nông nghiệp và Phát triển nông thôn công nhận nh− là: - Quy trình sản suất hạt lai F1 tổ hợp Bác −u 64 (năm 1999) - Quy trình sản suất hạt lai F1 tố hợp Bác −u 903 (công nhận tạm thời năm 1999 và công nhận chính thức năm 2002). - Quy trình chọn tạo dòng TGMS. - Quy trình nhân dòng TGMS. - Quy trình sản suất hạt lai tổ hợp Nhị −u 838. - Quy trình sản xuất hạt lai tổ hợp Nhị −u 63. 38Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- - Một số quy trình đang đ−ợc đề nghị công nhận nh−ng đ2 đ−ợc sử dụng rộng r2i ngoài sản xuất nh− : quy trình sản xuất F1 tổ hợp TH3-3, tổ hợp VL20 và HYT83. Những quy trình kỹ thuật trên đ2 đ−ợc phổ biến rộng r2i và đóng góp quan trọng vào sự thành công của hệ thống sản xuất hạt lai ở trong n−ớc.Với thời gian ngắn Việt Nam đ2 làm chủ công nghệ sản xuất hạt lai F1 đạt năng suất bình quân khá cao (2 - 2,3 tấn/ha) trên diện tích 1.500 - 2.000 ha/năm. 2.2.1.3. Kết quả nghiên cứu chọn tạo giống lúa lai 2 - 3 dòng * Kết quả nghiên cứu chọn tạo dòng bố mẹ - Kết quả thu thập và nghiên cứu tập đoàn CMS nhập nội: 77 dòng CMS đ2 đ−ợc thu thập từ Trung quốc, IRRI và ấn Độ về trồng thử tại Việt Nam. Kết quả cho thấy các dòng CMS có nguồn gốc từ Trung Quốc không phù hợp với các tỉnh Đồng bằng sông Cửu Long. Tuy nhiên, các dòng CMS từ IRRI, ấn Độ nh− là IR58025A, IR62829A, PMS10A ... có độ ổn định về tính bất dục (Bổng và Luật, 1995). Tại các tỉnh phía Bắc có 14 dòng CMS ổn định tính bất dục, có tập tính nở hoa tốt đ−ợc lựa chọn cho lai tạo giông lúa lai nh− BoA, Z97A, Kim 23A, OMS1-2A, IR68897A, BoIIA, IR69625A… Trong lai xa khác loài, 6 nguồn bất dục đực có nguồn tế bào chất từ lúa hoang O. rufipogon và O. nivara đ2 đ−ợc chọn tạo. Chúng đ−ợc chia làm 4 nhóm khác nhau. Đây là những nguồn tế bào chất bất dục mới làm đa dạng hoá nguồn bất dục “WA” của Trung Quốc. - Lai tạo CMS mới có tế bào chất bất dục dạng WA của Trung Quốc: qua lai thử hàng nghìn tổ hợp phát hiện ra nhiều tổ hợp con lai F1 bất dục hạt phấn 100%. Cây bố t−ơng ứng đ−ợc sử dụng để lai tạo nên các dòng CMS mới. Kết quả đ2 lai tạo đ−ợc 3 dòng CMS mới đ−a vào sử dụng và nhiều dòng đang ở giai đoạn hoàn thiện. - Trong công tác lai tạo các dòng TGMS mới thông qua các ph−ơng 39Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- pháp lai hữu tính, đột biến, nuôi cấy hạt phấn của cây lai F1 lúa lai 2 dòng đ2 lai tạo đ−ợc nhiều dòng TGMS mới. Nhiều dòng TGMS mới nay đ2 đ−ợc khai thác trong sản xuất đại trà. * Kết quả lai tạo tổ hợp lai Các dòng CMS và TGMS có độ bất dục ổn định và các đặc tính nông sinh học tốt, thích ứng với điều kiện sinh thái của Việt Nam đ−ợc dùng làm mẹ để lai tạo ra những tổ hợp lai mới. Những tổ hợp có năng suất cao t−ơng đ−ơng hoặc cao hơn, chất l−ợng tốt hơn và khả năng chống chịu sâu bệnh cao hơn lúa lai đối chứng đ−ợc lựa chọn cho so sánh năng suất. Tiềm năng năng suất của các tổ hợp lúa lai Việt Nam đ−ợc minh hoạ trong thí nghiệm so sánh lúa lai Quốc gia trong năm 2004. ở vụ Xuân 2003, năng suất của đối chứng Nhị −u 838 là 6.501 kg/ha. Những tổ hợp lai mới ở trong n−ớc cho năng suất t−ơng đ−ơng nh− đối chứng nh− HYT100 (6.837 kg/ha), HYT83 (6.752 kg/ha) và HYT84 (6.620 kg/ha). Khẳng định lại ở vụ Xuân 2004, những tổ hợp lai tốt nhất từ bộ so sánh lúa lai Quốc gia là: HYT 83, HYT100 và D.−u 527, năng suất từ 7.600 - 7.700 kg/ha so với 7.135 kg/ha của Nhị._.================================================= 1 CT$ 5 186.555 37.3110 13.51 0.000 2 * RESIDUAL 12 33.1515 2.76262 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 219.706 12.9239 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE CCTV2 9/ 6/** 10:55 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Chieu cao cay thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS CCC CT1 3 58.0467 CT2 3 55.2000 CT3 3 51.0667 CT4 3 57.8633 CT5 3 61.2433 CT6 3 58.9800 SE(N= 3) 0.959622 5%LSD 12DF 2.95692 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE CCTV2 9/ 6/** 10:55 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu cao cay thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | CCC 18 57.067 3.5950 1.6621 2.9 0.0002 BALANCED ANOVA FOR VARIATE DB FILE DBTV2 9/ 6/** 11:13 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu dai bong thoi vu 2 VARIATE V003 DB Chieu dai bong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 13.5235 2.70470 6.68 0.004 2 * RESIDUAL 12 4.85980 .404984 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 18.3833 1.08137 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE DBTV2 9/ 6/** 11:13 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 lxviiiTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Chieu dai bong thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS DB CT1 3 16.7333 CT2 3 17.6000 CT3 3 18.1600 CT4 3 18.8133 CT5 3 18.0167 CT6 3 19.4700 SE(N= 3) 0.367416 5%LSD 12DF 1.13213 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE DBTV2 9/ 6/** 11:13 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu dai bong thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | DB 18 18.132 1.0399 0.63638 3.5 0.0036 BALANCED ANOVA FOR VARIATE DCB FILE DCBTV2 9/ 6/** 11:18 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu dai co bong thoi vu 2 VARIATE V003 DCB Chieu dai co bong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 6.48433 1.29687 5.80 0.006 2 * RESIDUAL 12 2.68447 .223706 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 9.16880 .539341 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE DCBTV2 9/ 6/** 11:18 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Chieu dai co bong thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS DCB CT1 3 -4.11667 CT2 3 -5.21000 CT3 3 -6.07333 CT4 3 -4.69333 CT5 3 -4.85000 CT6 3 -5.27667 SE(N= 3) 0.273072 5%LSD 12DF 0.841429 ------------------------------------------------------------------------------- lxixTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE DCBTV2 9/ 6/** 11:18 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu dai co bong thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | DCB 18 -5.0367 0.73440 0.47298 9.4 0.0062 BALANCED ANOVA FOR VARIATE DLD FILE DLDTV2 9/ 6/** 11:22 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu dai la dong thoi vu 2 VARIATE V003 DLD Chieu dai la dong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 67.2821 13.4564 6.50 0.004 2 * RESIDUAL 12 24.8382 2.06985 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 92.1203 5.41884 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE DLDTV2 9/ 6/** 11:22 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Chieu dai la dong thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS DLD CT1 3 22.5400 CT2 3 22.9667 CT3 3 25.4067 CT4 3 27.4700 CT5 3 24.3500 CT6 3 27.3567 SE(N= 3) 0.830632 5%LSD 12DF 2.55946 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE DLDTV2 9/ 6/** 11:22 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu dai la dong thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | DLD 18 25.015 2.3278 1.4387 5.8 0.0040 lxx Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- BALANCED ANOVA FOR VARIATE RLD FILE RLDTV2 9/ 6/** 11:33 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu rong la dong thoi vu 2 VARIATE V003 RLD Chieu rong la dong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 .817778E-01 .163556E-01 5.67 0.007 2 * RESIDUAL 12 .346000E-01 .288333E-02 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 .116378 .684575E-02 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE RLDTV2 9/ 6/** 11:33 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Chieu rong la dong thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS RLD CT1 3 1.29667 CT2 3 1.40667 CT3 3 1.26667 CT4 3 1.40333 CT5 3 1.46333 CT6 3 1.37667 SE(N= 3) 0.310018E-01 5%LSD 12DF 0.955271E-01 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE RLDTV2 9/ 6/** 11:33 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu rong la dong thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | RLD 18 1.3689 0.82739E-010.53697E-01 3.9 0.0067 BALANCED ANOVA FOR VARIATE TSH FILE THTV2 9/ 6/** 11:38 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Tong so hat thoi vu 2 VARIATE V003 TSH Tong so hat LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 2450.75 490.150 33.42 0.000 2 * RESIDUAL 12 176.006 14.6671 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 2626.75 154.515 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE THTV2 9/ 6/** 11:38 lxxiTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Tong so hat thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS TSH CT1 3 100.600 CT2 3 127.220 CT3 3 116.863 CT4 3 130.537 CT5 3 124.243 CT6 3 137.200 SE(N= 3) 2.21112 5%LSD 12DF 6.81321 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE THTV2 9/ 6/** 11:38 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Tong so hat thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | TSH 18 122.78 12.430 3.8298 3.1 0.0000 BALANCED ANOVA FOR VARIATE HC/B FILE HCTV2 9/ 6/** 11:41 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 So hat chac tren bong thoi vu 2 VARIATE V003 HC/B So hat chac tren bong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 9297.86 1859.57 98.45 0.000 2 * RESIDUAL 12 226.668 18.8890 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 9524.53 560.266 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE HCTV2 9/ 6/** 11:41 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 So hat chac tren bong thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS HC/B CT1 3 58.7367 CT2 3 48.1633 CT3 3 66.0400 CT4 3 69.4400 CT5 3 118.870 CT6 3 84.0800 SE(N= 3) 2.50925 5%LSD 12DF 7.73185 lxxii Trường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE HCTV2 9/ 6/** 11:41 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 So hat chac tren bong thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | HC/B 18 74.222 23.670 4.3461 5.9 0.0000 BALANCED ANOVA FOR VARIATE SD/K FILE SDTV2 9/ 6/** 10:36 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 So danh tren khom thoi vu 2 VARIATE V003 SD/K So danh tren khom LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 66.8273 13.3655 66.01 0.000 2 * RESIDUAL 12 2.42987 .202490 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 69.2572 4.07395 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE SDTV2 9/ 6/** 10:36 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 So danh tren khom thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS SD/K CT1 3 9.90667 CT2 3 8.30000 CT3 3 8.86667 CT4 3 12.5200 CT5 3 11.4267 CT6 3 13.6533 SE(N= 3) 0.259801 5%LSD 12DF 0.800535 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE SDTV2 9/ 6/** 10:36 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 So danh tren khom thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | SD/K 18 10.779 2.0184 0.44999 4.2 0.0000 lxxiiiTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- BALANCED ANOVA FOR VARIATE SNHH FILE NHHTV2 9/ 6/** 10:46 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 So nhanh huu hieu thoi vu 2 VARIATE V003 SNHH So nhanh huu hieu LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 10.6311 2.12622 41.90 0.000 2 * RESIDUAL 12 .608994 .507495E-01 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 11.2401 .661183 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE NHHTV2 9/ 6/** 10:46 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 So nhanh huu hieu thoi vu 2 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS SNHH CT1 3 3.11447 CT2 3 2.75557 CT3 3 3.51517 CT4 3 4.32880 CT5 3 4.36110 CT6 3 4.94697 SE(N= 3) 0.130064 5%LSD 12DF 0.400770 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE NHHTV2 9/ 6/** 10:46 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 So nhanh huu hieu thoi vu 2 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | SNHH 18 3.8370 0.81313 0.22528 5.9 0.0000 BALANCED ANOVA FOR VARIATE CCC FILE CC3 9/ 6/** 9:56 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu cao cay thoi vu 3 VARIATE V003 CCC Chieu cao cay LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 109.453 21.8906 5.15 0.010 2 * RESIDUAL 12 51.0170 4.25142 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 160.470 9.43941 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE CC3 9/ 6/** 9:56 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 lxxivTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Chieu cao cay thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS CCC CT1 3 54.0300 CT2 3 54.7000 CT3 3 54.1667 CT4 3 57.6333 CT5 3 58.2733 CT6 3 60.6600 SE(N= 3) 1.19044 5%LSD 12DF 3.66814 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE CC3 9/ 6/** 9:56 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu cao cay thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | CCC 18 56.577 3.0724 2.0619 3.6 0.0096 BALANCED ANOVA FOR VARIATE DB FILE DBTV3 9/ 6/** 14:21 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu dai bong thoi vu 3 VARIATE V003 DB Chieu dai bong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 8.72658 1.74532 5.31 0.009 2 * RESIDUAL 12 3.94680 .328900 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 12.6734 .745493 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE DBTV3 9/ 6/** 14:21 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Chieu dai bong thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS DB CT1 3 17.5733 CT2 3 18.0167 CT3 3 17.5500 CT4 3 18.4500 CT5 3 18.9667 CT6 3 19.4300 SE(N= 3) 0.331109 5%LSD 12DF 1.02026 ------------------------------------------------------------------------------- lxxvTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE DBTV3 9/ 6/** 14:21 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu dai bong thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | DB 18 18.331 0.86342 0.57350 3.1 0.0086 BALANCED ANOVA FOR VARIATE DCB FILE DCBTV3 9/ 6/** 14:29 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu dai co bong thoi vu 3 VARIATE V003 DCB Chieu dai co bong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 1.59627 .319253 5.99 0.005 2 * RESIDUAL 12 .639134 .532611E-01 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 2.23540 .131494 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE DCBTV3 9/ 6/** 14:29 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Chieu dai co bong thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS DCB CT1 3 -5.46000 CT2 3 -5.83333 CT3 3 -5.48667 CT4 3 -6.14333 CT5 3 -5.84333 CT6 3 -6.25333 SE(N= 3) 0.133243 5%LSD 12DF 0.410567 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE DCBTV3 9/ 6/** 14:29 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu dai co bong thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | DCB 18 -5.8367 0.36262 0.23078 4.0 0.0054 lxxviTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- BALANCED ANOVA FOR VARIATE DLD FILE DLDTV3 9/ 6/** 14:32 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu dai la dong thoi vu 3 VARIATE V003 DLD Chieu dai la dong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 44.4322 8.88645 16.63 0.000 2 * RESIDUAL 12 6.41073 .534228 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 50.8430 2.99076 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE DLDTV3 9/ 6/** 14:32 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Chieu dai la dong thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS DLD CT1 3 24.0467 CT2 3 24.9567 CT3 3 24.0033 CT4 3 26.0600 CT5 3 24.7267 CT6 3 28.5533 SE(N= 3) 0.421990 5%LSD 12DF 1.30030 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE DLDTV3 9/ 6/** 14:32 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu dai la dong thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | DLD 18 25.391 1.7294 0.73091 2.9 0.0001 BALANCED ANOVA FOR VARIATE RLD FILE RLDTV3 9/ 6/** 14:39 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Chieu rong la dong thoi vu 3 VARIATE V003 RLD Chieu rong la dong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 .503167E-01 .100633E-01 4.35 0.017 2 * RESIDUAL 12 .277333E-01 .231111E-02 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 .780500E-01 .459118E-02 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE RLDTV3 9/ 6/** 14:39 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 lxxviiTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- Chieu rong la dong thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS RLD CT1 3 1.29000 CT2 3 1.29333 CT3 3 1.29333 CT4 3 1.38333 CT5 3 1.41333 CT6 3 1.27667 SE(N= 3) 0.277555E-01 5%LSD 12DF 0.855243E-01 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE RLDTV3 9/ 6/** 14:39 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Chieu rong la dong thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | RLD 18 1.3250 0.67758E-010.48074E-01 3.6 0.0173 BALANCED ANOVA FOR VARIATE TSH FILE TSHTV3 9/ 6/** 14:46 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 Tong so hat thoi vu 3 VARIATE V003 TSH Tong so hat LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 697.087 139.417 10.14 0.001 2 * RESIDUAL 12 164.969 13.7474 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 862.056 50.7092 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE TSHTV3 9/ 6/** 14:46 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 Tong so hat thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS TSH CT1 3 129.503 CT2 3 123.010 CT3 3 123.240 CT4 3 119.257 CT5 3 138.097 CT6 3 130.670 SE(N= 3) 2.14067 5%LSD 12DF 6.59613 ------------------------------------------------------------------------------- lxxviiiTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE TSHTV3 9/ 6/** 14:46 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 Tong so hat thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | TSH 18 127.30 7.1210 3.7077 2.9 0.0006 BALANCED ANOVA FOR VARIATE HC/B FILE HCTV3 9/ 6/** 14:49 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 So hat trac tren bong thoi vu 3 VARIATE V003 HC/B So hat chac tren bong LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 1576.20 315.239 28.43 0.000 2 * RESIDUAL 12 133.069 11.0891 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 1709.26 100.545 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE HCTV3 9/ 6/** 14:49 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 So hat trac tren bong thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS HC/B CT1 3 93.6133 CT2 3 83.6233 CT3 3 74.3400 CT4 3 81.9033 CT5 3 99.0867 CT6 3 73.5933 SE(N= 3) 1.92259 5%LSD 12DF 5.92417 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE HCTV3 9/ 6/** 14:49 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 So hat trac tren bong thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | HC/B 18 84.360 10.027 3.3300 3.9 0.0000 lxxixTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- BALANCED ANOVA FOR VARIATE SD/K FILE SDTV3 9/ 6/** 10:38 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 So danh tren khom thoi vu 3 VARIATE V003 SD/K So danh tren khom LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 26.6309 5.32618 16.49 0.000 2 * RESIDUAL 12 3.87573 .322978 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 30.5066 1.79451 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE SDTV3 9/ 6/** 10:38 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 So danh tren khom thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS SD/K CT1 3 11.7367 CT2 3 9.73333 CT3 3 11.0000 CT4 3 12.0733 CT5 3 13.1333 CT6 3 13.2533 SE(N= 3) 0.328115 5%LSD 12DF 1.01103 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE SDTV3 9/ 6/** 10:38 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 So danh tren khom thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | SD/K 18 11.822 1.3396 0.56831 4.8 0.0001 BALANCED ANOVA FOR VARIATE SNHH FILE NHHTV3 9/ 6/** 10:49 ---------------------------------------------------------------- PAGE 1 So nhanh huu hieu thoi vu 3 VARIATE V003 SNHH So nhanh huu hieu LN SOURCE OF VARIATION DF SUMS OF MEAN F RATIO PROB ER SQUARES SQUARES LN ============================================================================= 1 CT$ 5 3.04700 .609401 8.76 0.001 2 * RESIDUAL 12 .834626 .695522E-01 ----------------------------------------------------------------------------- * TOTAL (CORRECTED) 17 3.88163 .228331 ----------------------------------------------------------------------------- TABLE OF MEANS FOR FACTORIAL EFFECTS FILE NHHTV3 9/ 6/** 10:49 ---------------------------------------------------------------- PAGE 2 So nhanh huu hieu thoi vu 3 MEANS FOR EFFECT CT$ lxxxTrường ðại học Nụng nghiệp Hà Nội - Luận văn Thạc sỹ khoa học nụng nghiệp -------------------------- ------------------------------------------------------------------------------- CT$ NOS SNHH CT1 3 3.73233 CT2 3 2.97273 CT3 3 3.75463 CT4 3 4.37530 CT5 3 3.82827 CT6 3 3.59597 SE(N= 3) 0.152263 5%LSD 12DF 0.469174 ------------------------------------------------------------------------------- ANALYSIS OF VARIANCE SUMMARY TABLE FILE NHHTV3 9/ 6/** 10:49 ---------------------------------------------------------------- PAGE 3 So nhanh huu hieu thoi vu 3 F-PROBABLIITY VALUES FOR EACH EFFECT IN THE MODEL. SECTION - 1 VARIATE GRAND MEAN STANDARD DEVIATION C OF V |CT$ | (N= 18) -------------------- SD/MEAN | | NO. BASED ON BASED ON % | | OBS. TOTAL SS RESID SS | | SNHH 18 3.7099 0.47784 0.26373 7.1 0.0012 67 ._.