<4D6963726F736F667420576F7264202D20D1DEE320333620CF2EE1EDE1ECC7D3E3C7DAEDE1> محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 408 . عامل المسار في القطناالرتباطات الوراثية والمظهرية وتحليل ُم عبد الجليل المرسومي محمد إسماعيلليلى . جامعة بغداد - كلية الزراعة -قسم المحاصيل الحقلية * الخالصة فـي الزراعيـة الهيئة العامة للبحـوث قلية في نفذت تجربة حقلية في محطة أبحاث المحاصيل الح عامل المسار لثمـاني ة وتحليل موالمظهري ةالوراثي اتاالرتباط دراسةهدف ب، 2002و 2001الموسمين لتسعة تراكيب وراثيـة مـن لنوعيةاصفات الوالحاصل ومكوناته صفة شملت على صفات النمو و ةعشر والشـاتا 310-وكـوكر 5-وأبو غريب 1-شوروآ 4-مرسومي( .Gossypium hirsutum Lالقطن تجربة بتاريخ النفذت .مع هجنها التبادلية والعكسية) 189-كوت-وباك 122-وربيع Pamirو 1-وكافكو فـي كـل ومكررات ةوبثالث) 9×9(بكي الثالثي والموزون جزئيا ـميم الشـوفق التص 12-4-2002 ).يناً عكسياً مع آبائها التسعةهج 36هجيناً تبادلياً و 36(تركيباً وراثياً 81مكرر دراسة االرتباطات الوراثية والمظهرية أن أعلى قيمة معامل إرتباط وراثي أوضحت نتائج على 0.914و 0.933(ومظهري موجب ومعنوي كانت لحاصل األلياف للنبات مع حاصل القطن الزهر عدد األفرع الثمرية ومعامل تلته )ى التتابععل 0.546و 0.559( ، يليه عدد الجوز المتفتح للنبات)التتابع تميز صفات فقد أظهرت نتائج تحليل معامل المسار أما .البذرة وإرتفاع النبات وأخيراً نعومة التيلة حاصل األلياف للنبات وعدد الجوز المتفتح للنبات باعطائهما أعلى تأثير مباشر موجب في حاصل القطن تتابع ثم عدد البذور للجوزة ومعامل البذرة، فضالً عن التأثيرات غير على ال 0.402و 0.947الزهر بلغ . المباشرة والسيما لعدد الجوز المتفتح التي إمتلكت أعلى تأثير غير مباشر من خالل حاصل األلياف ارتباطإلعطائهما أعلى انتخابيةحاصل األلياف للنبات وعدد الجوز المتفتح أدلةً استخدام إمكانيةيستنتج على نتائج االرتباطات الوراثية والمظهرية وتحليل اعتماداراثي موجب وأعلى تأثير مباشر موجب و .معامل المسار المقدمة من العالقات أو Pleiotropyينشأ االرتباط الوراثي من التالزم الوراثي والفعل المتعدد للجين االرتباطات إنكما . مباشر للفعل الجينيذات المنشأ التطوري بين مكونات الحاصل، بسبب التأثير غير ال يتوقف نجاح طرائق لذا. السالبة بين مكونات الحاصل موجودة بين عدد كبير من نباتات المحاصيل ، ذلك أن إعاقة التحسين الوراثي ونوعيته القطن كسر االرتباط السلبي بين حاصل علىالتربية االنتخاب عليه فان، لألليافالنوعية غير العالية مع يعزى إلى ارتباط الحاصل العالي األليافلخصائص طرائق لصفة معينة قد يؤثر تلقائياً في باقي الصفات المرتبطة غير المرغوبة وبكسر هذا االرتباط تكون أما، في المجتمع األفراديتم تحديد االرتباط المظهري من قياس صفتين لعدد من . كفاءة أكثرالتربية ويحسب من األقاربفهو ارتباط قيم التراكيب الوراثية لصفتين ويعتمد على الشبه بين االرتباط الوراثي وغالباً ما تكون قيم االرتباط الوراثي . مكونات التباين المشترك للصفتين عند تحليل التباين المشترك التركيب الوراثي يحدد االرتباط المظهري أنمن قيم االرتباط المظهري مما يدل على أعلى )Robinson ؛ 1951، وآخرون Falconer ،1981 ؛Kloth ،1998 .( ـــــــــــــــ . 2011/ 2/ 6تاريخ استالم البحث . 2011/ 3/ 22تاريخ قبول النشر .بحث مستل من أطروحة دكتوراه للباحث األول * محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 409 من أو، Pleiotropyدد للجين والفعل المتع Linkageينشأ االرتباط الوراثي من التالزم الوراثي العالقات ذات المنشأ التطوري بين مكونات الحاصل وذلك للتأثير غير المباشر للفعل الجيني، كما توجد ). Coyle ،1997و Smith(ارتباطات سالبة بين مكونات الحاصل في العديد من المحاصيل ومنها القطن في Selection Criteria ةنتخابياالر ييامعفة اللمعرمعامل المسار تحليل ستخدم مربو النباتكما ي تستخدم لتنظيم إحصائية أداةفهو . ، ذلك ألنه يساعد في تشخيص الصفات المفيدة التجارب الزراعية ، حيث يستكشف وإيجاد عالقات سببية بين المتغير التابع والمتغير المستقل من خالل نظام مسارات ؛ Li ،1956؛ Wright ،1921( ة للعامل المستقل على العامل التابعالتأثيرات المباشرة وغير المباشر Wright ،1960 .(فائدة للتعرف على أكثرتجزئة االرتباطات من خالل تحليل معامل المسار يكون إن حاصل إناظهر تحليل معامل المسار فقد . التأثيرات المباشرة وغير المباشرة للصفات المساهمة بالحاصل من % 65.22 إسهامهايتأثر بشكل كبير ومباشر بصفة عدد الجوز للنبات حيث بلغت نسبة القطن الزهر وبلغ التأثير المشترك % 10.28التباين الكلي لحاصل القطن الزهر، يليها صفة وزن الجوزة بنسبة وان هاتين الصفتين يمكن استخدامهما كمعيار لتحسين القطن 2.48لصفتي عدد الجوز ووزن الجوزة تأثير أعلىدد الجوز للنبات عالخضرية للنبات و األفرعان لعدد ك ).1999البياتي، (االنتخاب أثناءهر الز الثمرية وصافي الحلج تأثير األفرعكان الرتفاع النبات وعدد . موجب ومباشر في حاصل القطن الزهر د الجوز عد أن) 2000 (Azharو Ahmadفي حين وجد ). 2000، وآخرون Hussain(سلبي مباشر معدل وزن لىحاصل القطن الزهر، فضالً عفي اناألكبر انالمساهم كانا هماللنبات ومعدل وزن الجوزة بصورة غير مباشرة في إنتاجية أثرتالجوزة وصافي الحلج ومعامل التيلة وطول التيلة والنعومة التي Abdallaو Abdelrahman ، وهذا ما أيدته نتائج كل منالمحصول من خالل عدد الجوز للنبات Naveedو). 2003( وداؤد وآخرين) 2001(عبد اهللا و) 2000( Davidonisو Bradowو) 1995( Preethaو) 2006( وآخرين Ahujaو) 2004( Kumariو Reddyو) 2004( وآخرين Salahuddineو) 2010( وآخرين Ekinciو) 2008( وآخرين Alishahوِ) Raveendran )2007و الصفات أكثردراسة االرتباطات الوراثية والمظهرية لتحديد هدف نفذ هذا البحث ب) . 2010( وآخرين ارتباطاً بحاصل القطن الزهر ومعرفة التأثيرات المباشرة وغير المباشرة لها من خالل تحليل معامل المسار لعدة تراكيب وراثية من القطن، والتي تزودنا بمعلومات مفيدة وذلك للتخطيط لبرامج تربية .اجحةن بحثالمواد وطرائق ال العامين في لهيئة العامة للبحوث الزراعيةنفذ البحث في حقول محطة ابحاث المحاصيل الحقلية التابعة ل 4-مرسومي( .Gossypium hirsutum Lالقطن ن، باستخدام تسعة تراكيب وراثية م 2002و 2001 ) 189-كوت-وباك 122-وربيع Pamirو 1- والشاتا وكافكو 310-وكوكر 5-وأبو غريب 1-وآشور م المسافة بين مرز واخر 4، طول المرز مروز ةكل تركيب وراثي بثالث 2001-4- 5بتاريخ زرع اجريت عمليات خدمة التربة والمحصول حسب . م 0.25لمسافة بينها اور ج، كانت الزراعة في م 0.75 Full diallelت التبادلية الكاملة التضريبا اءاجربهدف ). 1999ومرسال، جاسم(التوصيات الزراعية crosses نموذج بين التراكيب الوراثية باالتجاهين المباشر والعكسي وذلك بحسب الطريقة االولى واأل كان عدد التراكيب الوراثية الناتجة ). Griffing )1956من طرائق Fixed Modelالثابت األول بعد اكتمال نضج الجوز، جمع لكل تركيب . اً وراثياًتركيب 81أي ) عدد االباء= nحيث ان ( n2مساوياً وراثي على حدة وجمعت البذور بعد حلجها يدوياً وحفظت في اكياس ورقية لحين زراعتها في الموسم بكي الثالثي ـميم الشـوفق التص 2002-4-12بتاريخ التقييم في الموسم التالي نفذت تجربة .الالحق مكررات في كل ةوبثالث Triple lattice design partially balanced) 9×9(والموزون جزئيا ، واخرون Le Clerg( )هجيناً عكسياً مع آبائها التسعة 36هجيناً تبادلياً و 36(تركيباً وراثياً 81مكرر بين م و 0.75 وآخر لمسافة بين مرزام و 4، طول المرز زان لكل تركيب وراثيرخصص م. )1962 محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 410 اجريت كافة . سم من خط السقي 3د موقع الجور بعد رية التعيير، على عمق حد. م 0.25 جورة وأخرى جاسم (العمليات الزراعية الموصى بها لمحصول القطن وبشكل متجانس لجميع التراكيب الوراثية ).1999مرسال، و اخذت عشوائياً في نهاية الموسم من كل محروسة صفات النمو الخضري لعشرة نباتات عدد من قيس اختيرت عشوائياً ثم محروسة نباتات ) 5(ة تجريبية، اما صفات الحاصل ومكوناته فقد حسبت لـ وحد ام من الزراعة حتى عدد االيو صفات عدد االيام من الزراعة حتى تفتح اول زهرةدرست . حسب المعدل لقطن حاصل ا وعدد االفرع الثمرية وعدد االفرع الخضرية و )سم(ارتفاع النبات و تفتح اول جوزة )نبات/غم(حاصل االلياف ونسبة صافي الحلج ومعامل التيلة ومعامل البذرة وومكوناته ) نبات/غم(الزهر ).تكس/غم(متانة والنعومة وال) ملم(طول التيلة (الصفات النوعية للتيلة و نسبة التبكيرو باين المشترك بين قدر اإلرتباط الوراثي والمظهري بعد حساب التباين لكل صفة مدروسة وحساب الت :الصفات على شكل أزواج ، وكما يأتي ji ji gij gg gg r 22 σσ σ = ji ji pij pp pp r 22 σσ σ = : حيث أن gijr :اإلرتباط الوراثي pijr :اإلرتباط المظهري ji ggσ :وراثي المشترك التباين ال ji ppσ : التباين المظهري المشترك 2σ :تباين الصفة ، حيث جزئ معامل اإلرتباط الوراثي استخدمت اإلرتباطات الوراثية في حساب معامل المسار )rgij ( بين متغيرين الى مكوناته ، التي هي التأثير المباشرDirect Effect للسببCause في األثر Effect والتأثير غير المباشرIndirect Effect للسببCause في األثرEffect من خالل مسالك Paths عبر مسببات أخرىOther Causes . يمثل حاصل القطن الزهر المتغير المتأثرAffected- variable العامل المسبب(تمثل المتغير المؤثر ةعشر وكل صفة من الصفات الست (Causal- variable ،التي قد تؤثر بصورة مباشرة في الحاصل أو غير مباشرة عن طريق صفات مؤثرة أخرى Liحسب معامل المسار وفقاً للطريقة التي وضعها . حيث توضح هذه العالقات من خالل مخطط المسار ئي جاهز على الحاسبة باستخدام برنامج إحصا) 1985( Chaudharyو Singhوإستخدمها ) 1956( حددت التأثيرات المباشرة وغير المباشرة لكل صفة من الصفات المدروسة في حاصل القطن .األلكترونية محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 411 أو التأثيرات (الزهر ونظمت في جدول يتكون من مصفوفة يمثل قطرها الرئيس معامالت المسار . )ية وتحت القطريةفوق القطر(فوفة والتأثيرات غير المباشرة في طرفي المص) المباشرة النتائج والمناقشة الوراثية والمظهرية االرتباطات إن الهدف من دراسة اإلرتباطات بين الصفات المختلفة هو تشخيص اكثر الصفات إرتباطاً التي تفيد مربي النبات إلستخدامها في برامج ) Selection Indexes(بالحاصل لتحديد األدلة اإلنتخابية قيم ان) 1951(وآخرون Robinsonوجد . والتهجين لغرض زيادة كمية الحاصل ونوعيته األنتخاب اإلرتباط الوراثي هي أعلى من قيم اإلرتباط المظهري مما يدل على أن التركيب الوراثي يحدد التركيب رة في المظهري أما في حالة تساوي قيم اإلرتباط الوراثي مع قيم اإلرتباط المظهري ستظهر تغيرات كبي الصفة المنتخبة أكثر من المتوقع، كما أشار إلى أن التداخل الوراثي البيئي يعمل على تقليل اإلرتباط بين .القيم الوراثية والمظهرية ومن ثم تقليل مقدار التقدم الناتج عن اإلنتخاب تباط المظهري أن معظم قيم معامل اإلرتباط الوراثي أعلى من قيم معامل اإلر 1يتبين من جدول وراثياً ومظهرياً إرتباطاً موجباً ومعنوياً مع عدد األفرع )X1(إرتفاع النبات إرتبط .مدروسةللصفات ال الثمرية وعدد الجوز المتفتح وعدد الجوز الكلي ومعامل البذرة وحاصل األلياف للنبات ونعومة التيلة كان . ة أيضاً مع عدد األفرع الخضريةوحاصل القطن الزهر للنبات، وإرتبط وراثياً بصورة موجب ويالحظ . سالباً معنوياً مع عدد األيام لتفتح أول زهرة وعدد األيام لتفتح أول جوزة وطول التيلة االرتباط تتفق . المعنوية إلرتفاع النبات مع عدد األفرع الثمرية أن أعلى إرتباط وراثي ومظهري موجب عالي Reddyو) 2004(وآخرون Naveedو )2000(وآخرون Hussain هذه النتيجة مع ما حصل عليه . )2010( Ravikesavanو Ashokkumarو) Kumari )2004و لم تتفق هذه النتيجة ولم يرتبط بحاصل النبات من القطن الزهر، )X2(عدد األفرع الخضرية إن ظهرياً إرتباطاً موجباً ، بل إرتبط وراثياً وم)2010( وآخرين Ekinciو) 2000(وآخرين Hussain مع وطول التيلة ومعنوياً مع عدد األفرع الثمرية ومعامل البذرة وإرتبط وراثياً فقط مع إرتفاع النبات إرتباطاً وراثياً ومظهرياً موجباً ومعنوياً مع )X3(عدد األفرع الثمرية أبدى .بصورة موجبة ومعنوية طن الزهر للنبات ، تتفق هذه النتيجة مع ما حصل إرتفاع النبات و عدد األفرع الخضرية وحاصل الق Ravikesavanو Ashokkumarو) 2008(وآخرون Alishahو) 2000(وآخرون Hussain عليه بينما كان اإلرتباط سالباً . )2010(وآخرون Salahuddineو) 2010(وآخرون Ekinciو )2010( . يام الالزمة لتفتح أول جوزة وطول التيلةومعنوياً مع عدد األيام الالزمة لتفتح أول زهرة وعدد األ بصورة موجبة مع حاصل األلياف للنبات ونعومة التيلة، وبصورة سالبة مع نسبة وراثياوإرتبطت صافي الحلج ومعامل التيلة، ويمكن مالحظة أن أعلى إرتباط لعدد األفرع الثمرية كان مع حاصل القطن .الزهر وراثياً ومظهرياً إرتباطاً موجباً )X4(رتباط عدد الجوز المتفتح للنبات إ )2(يالحظ من الجدول وإرتفاع النبات وعدد الجوز الكلي ومتوسط وزن الجوزة ت ومعنوياً مع حاصل القطن الزهر للنبا Naveed ، تتفق هذه النتيجة مع ما وجده، امل التيلة وحاصل األلياف للنباتومعامل البذرة ومع Preethaو) 2006(وآخرون Ahujaو) 2004( Kumariو Reddyو )2004(وآخرون Salahuddineو) 2010(وآخرون Ekinciو) 2008(وآخرون Alishahوِ) Raveendran )2007و في حين أظهر إرتباطاً سالباً مع طول التيلة ، ويالحظ أن أعلى إرتباط وراثي . )2010(وآخرون .دد الجوز الكلي موجب ومعنوي لعدد الجوز المتفتح كان مع ع محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 412 محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 413 محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 414 إرتباطاً وراثياً ومظهرياً موجباً ومعنوياً مع حاصل القطن الزهر ) X5(عدد الجوز الكلي ارتبط Azharو Ahmadو) 1999(لبياتي ا للنبات ، نتائج مماثلة حصل عليها العديد من الباحثين منهم إرتفاع مع و، )2010( Ravikesavanو Ashokkumarو) 2000(ن وآخرو Hussainو) 2000( النبات وعدد الجوز المتفتح ومتوسط وزن الجوزة ومعامل البذرة ومعامل التيلة وحاصل األلياف للنبات .ونعومة التيلة وكان اإلرتباط سالباً ومعنوياً مع طول التيلة إرتباطاً وراثياً ومظهرياً موجباً ومعنوياً مع عدد الجوز المتفتح )X6(متوسط وزن الجوزة ظهرأ وعدد الجوز الكلي ومعامل البذرة ونسبة التبكير ومعامل التيلة وحاصل األلياف للنبات وعدد البذور . ع عدد األيام لتفتح أول جوزةسالباً م االرتباطللجوزة ونعومة التيلة وحاصل القطن الزهر للنبات، وكان Preethaو) 2006(وآخرون Ahujaو) 2001(وعبد اهللا ) Azhar )2000و Ahmad وقد وجد ) 2010(وآخرون Ekinciو )2010( Ravikesavanو Ashokkumarو) Raveendran )2007و القطن إرتباطاً موجباً ومعنوياً بين متوسط وزن الجوزة وحاصل .)2010(وآخرون Salahuddineو وجدوا إرتباطاً سالباً لوزن الجوزة مع ) 1971( Thomsonو) 1958(وآخرين Millerالزهر، إال أن فحصل على إرتباط موجب غير معنوي، وكان أعلى إرتباط ) 1999(حاصل القطن الزهر، أما البياتي .لمتوسط وزن الجوزة مع معامل البذرة وعدد البذور للجوزة بصورة سالبة ومعنوية إرتباطاً وراثياً ومظهرياً )X7(ام الالزمة لتفتح أول زهرة عدد األي إرتبط مع حاصل القطن الزهر وإرتفاع النبات وعدد األفرع الثمرية ونسبة التبكير وكان إرتباطه موجباً Ahujaحصل . ومعنوياً مع عدد األيام الالزمة لتفتح أول جوزة ونسبة صافي الحلج ومعامل التيلة على نتيجة مماثلة ، وكان أعلى إرتباط )2010( Ravikesavanو Ashokkumarو) 2006(آخرون و .لهذه الصفة مع عدد األيام لتفتح أول جوزة إرتباطاً وراثياً ومظهرياً موجباً ومعنوياً مع عدد ) X8(عدد األيام الالزمة لتفتح أول جوزة أظهر بة صافي الحلج ومعامل التيلة وإرتبطت بصورة سالبة مع إرتفاع األيام الالزمة لتفتح أول زهرة ونس النبات وعدد األفرع الثمرية ومتوسط وزن الجوزة ونسبة التبكير وعدد البذور للجوزة وحاصل القطن . الزهر ز إرتباطاً وراثياً ومظهرياً موجباً ومعنوياً مع إرتفاع النبات وعدد الجو )X9(معامل البذرة أبدى المتفتح والكلي للنبات ومتوسط وزن الجوزة ومعامل التيلة وحاصل األلياف للنبات وطول التيلة وإرتبط وراثياً مع عدد األفرع الخضرية بصورة موجبة . ونعومتها وحاصل القطن الزهر للنبات Ashokkumarو) 1999(البياتي هانتيجة مماثلة حصل علي. للجوزةومظهرياً سالباً مع عدد البذور بط بصورة أن معامل البذرة قد إرت) 1958(وآخرون Miller، في حين وجد )Ravikesavan )2010و . ، لوحظ أعلى إرتباط لمعامل البذرة مع متوسط وزن الجوزة سالبة مع حاصل األلياف جبة ومعنوية مع إرتبطت وراثياً ومظهرياً بصورة مو )X10(نسبة التبكير أن) 1(يبين الجدول متوسط وزن الجوزة وبصورة سالبة مع عدد األيام الالزمة لتفتح أول زهرة و عدد األيام الالزمة لتفتح وإرتبطت نسبة التبكير وراثياً ومظهرياً بصورة سالبة وغير معنوية مع عدد األفرع . أول جوزة باط، بينما لم تتفق مع ما على مثل هذا اإلرت) Richmond )1966و Rayالخضرية للنبات، حصل .)2008(وآخرون Alishahحصل عليه إرتباطاً موجباً معنوياً مع عدد األيام الالزمة لتفتح أول زهرة )X11(نسبة صافي الحلج إرتبطت وراثياً (سالباً مع عدد األفرع الثمرية وارتباطاو عدد األيام الالزمة لتفتح أول جوزة ومعامل التيلة، لم تتفق هذه النتيجة وعدد البذور للجوزة وطول التيلة ونعومة التيلة وحاصل القطن الزهر للنبات) فقط تشير العالقة السالبة بين نسبة صافي الحلج )Ravikesavan )2010و Ashokkumarمع ما وجده بيرة في وحاصل القطن الزهر الى أن الزيادة المحتملة في وزن القطن الزهر قد الينتج عنها زيادة ك وهذا يتضح من العالقة ) بذرة 100وزن (وزن حاصل األلياف بقدر ماتكون الزيادة في معامل البذرة محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 415 حصال على ) Azhar )2000و Ahmadغير أن . الموجبة بين معامل البذرة وحاصل القطن الزهر فة إرتباطاً وأظهرت هذه الص. عالقة إرتباط موجبة بين نسبة صافي الحلج وحاصل القطن الزهر للنبات نسبة صافي ارتبطتكما . وراثياً فقط بصورة سالبة ومعنوية مع إرتفاع النبات وعدد األفرع الثمرية الحلج بصورة موجبة ومعنوية إرتباطاً مظهرياً ولم ترتبط وراثياً مع حاصل األلياف للنبات، وجد Miller 1958(وآخرون (وAl-Jibouri وآخرون)1958 (وCulp وHarrell )1973 (وAl- Marsoomi )1982 (وAbdelrahman وAbdalla )1995 ( أن هنالك إرتباطاً موجباً بين نسبة على إرتباط بين الصفتين ) Thomson )1971صافي الحلج و حاصل األلياف للنبات، ولم يحصل .، كان أعلى إرتباط وراثي ومظهري لنسبة صافي الحلج مع معامل التيلة المذكورتين إرتباطاً مع حاصل القطن الزهر، وإرتبط بصورة موجبة ومعنوية )X12(معامل التيلة يظهر لم مع عدد الجوز المتفتح والكلي للنبات ومتوسط وزن الجوزة وعدد األيام الالزمة لتفتح أول زهرة وأول معنوياً مع عدد سالباً وراثياً وارتباطاجوزة ومعامل البذرة ونسبة صافي الحلج وحاصل األلياف للنبات، نتيجة مماثلة حصل عليها . األفرع الثمرية ووراثياً ومظهرياً بصورة سالبة مع عدد البذور للجوزة Abdelrahman وAbdalla )1995 (وAhmad وAzhar )2000( في حين وجد ،Khan وآخرون )a1991 (ن معامل التيلة ونسبة صافي الحلج، اماإرتباطاً سالباً بي Ashokkumar وRavikesavan فوجدا ارتباطاً موجباً ومعنوياً بين حاصل القطن الزهر )2010(وآخرون Salahuddineو ) 2010( .ومعامل التيلة بصورة موجبة مع إرتفاع النبات وعدد األفرع الثمرية )X13(حاصل األلياف للنبات إرتبط وعدد الجوز المتفتح والكلي للنبات ومتوسط وزن الجوزة ومعامل البذرة ومعامل التيلة ) وراثياً فقط( إرتبط وراثياً ومظهرياً . ونعومة التيلة وحاصل القطن الزهر للنبات ومظهرياً فقط مع صافي الحلج على ) 1973( Harrellو Culpو) 1958(وآخرون Millerحصل . لتيلة بصورة سالبة مع طول ا ) b1986(و) Zhou )a1986وجد . إرتباط سالب بين حاصل األلياف والصفات النوعية للتيلة عالقة إرتباط موجبة ومعنوية بين هذه الصفة وعدد الجوز للنبات ، كما ) Kreig )1990و Morrowو على إرتباط موجب ومعنوي ) 2003(وداؤد وآخرون ) Abdalla )1995و Abdelrahmanحصل كان اإلرتباط موجباً ومعنوياً بين . بين حاصل األلياف وحاصل القطن الزهر للنبات وعدد الجوز للنبات ) . Abdalla ،b1995و Abdelrahman (حاصل األلياف ونعومة التيلة ومعنوياً مع حاصل القطن الزهر للنبات ، توافق إرتباطاً موجباً )X14(عدد البذور للجوزة أبدى ،ومتوسط وزن الجوزة ) 2001(وعبد اهللا ) 1967(وآخرون Bhattهذه النتيجة مع ماحصل عليه ونعومة التيلة وإرتباطاً سالباً مع عدد األيام الالزمة لتفتح أول جوزة ونسبة صافي الحلج ومعامل التيلة .لوحظ أعلى إرتباط لهذه الصفة مع متوسط وزن الجوزة ومظهرياً فقط مع معامل البذرة ، إرتباطاً موجباً مع عدد األفرع الخضرية ومعامل البذرة وإرتبط بصورةX15 ( (طول التيلة أظهر سلبية مع إرتفاع النبات وعدد األفرع الثمرية وعدد الجوز المتفتح والكلي للنبات ونسبة صافي الحلج نتائج مماثلة حصل عليها عدة . ت ونعومة التيلة وحاصل القطن الزهر للنبات وحاصل األلياف للنبا Coyleو Smithو) 1995( AbdallaوAbdelrahman و) 1991(ن وآخرو Khanباحثين منهم عالقة إرتباط موجبة بين طول التيلة وحاصل ) 2000( Azharو Ahmad، بينما وجد ) 1997( . األلياف إرتباطاً وراثياً ومظهرياً موجباً ومعنوياً مع حاصل القطن الزهر )X16(يلة نعومة الت ارتبطت Ashokkumarو) Abdalla )1995و Abdelrahmanتتفق هذه النتيجة مع ما وجده (للنبات النبات وعدد الجوز المتفتح والكلي للنبات ومتوسط وزن الجوزة وارتفاع) Ravikesavan )2010و عالقة ) Azhar )2000و Ahmadحصل . أللياف للنبات وعدد البذور للجوزةومعامل البذرة وحاصل ا Thomsonو) 1958(وآخرين Millerإرتباط موجبة بين نعومة التيلة وحاصل األلياف، غير أن محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 416 وجدوا إرتباطاً سالباً للنعومة مع حاصل األلياف للنبات، وإرتبطت نعومة التيلة وراثياً فقط مع ) 1971( . ثمرية، وكان لها إرتباط سالب مع نسبة صافي الحلج وطول التيلة عدد األفرع ال يستنتج من دراسة اإلرتباط أن أعلى قيمة معامل إرتباط وراثي ومظهري موجب ومعنوي كانت لحاصل األلياف للنبات مع حاصل القطن الزهر، يليه عدد الجوز المتفتح للنبات وعدد األفرع الثمرية إرتفاع النبات وأخيراً نعومة التيلة، عليه يمكن اإلعتماد على حاصل األلياف للنبات ومعامل البذرة و تستخدم لتحسين حاصل القطن الزهر انتخابيةوعدد الجوز المتفتح للنبات وعدد األفرع الثمرية، أدلةً . بطرائق التربية المالئمة عامل المسارُم عامل المسار في التعرف على التأثيرات ثية في تحليل متكمن أهمية تجزئة اإلرتباطات الورا المباشرة وغير المباشرة للصفات المساهمة بالحاصل وذلك لمعرفة المساهمة الفردية لمختلف الصفات في حاصل القطن الزهر والتحقق من حجم إسهام كل صفة للتخطيط لبرنامج كفوء في تربية محصول .القطن حاصل األلياف للنبات أعلى تأثير مباشر أن ل) 3و 2جدول( معامل المسار نتائج تحليل تبين ى تأثيراً مباشراً وموجباً ممثالً في حاصل القطن الزهر، تلتـه عدة صفات أظهرت هي األخر موجب بعدد الجوز المتفتح للنبات وعدد البذور للجوزة ومعامل البذرة وعدد البذور للجوزة، بينما أظهرت . لجوز الكلي ومتوسط وزن الجوزة ونسبة صافي الحلج أعلى تأثير مباشر سالبصفات عدد ا كان لصفة إرتفاع النبات إرتباط وراثي وتأثيرمباشر موجب في حاصل القطن الزهر، فضالً على التأثيرات غير المباشرة الموجبة له عن طريق حاصل األلياف للنبات وعدد الجوز المتفتح ومعامل البذرة إرتبط عدد األفرع الثمرية وراثياً مع . لم يكن لعدد األفرع الخضرية تأثير مباشر أو غير مباشر . حاصل القطن الزهر إال أن التأثير المباشر كان سالباً وضئيالً، غير أن التأثير غير المباشر عن طريق الحاصل، وفضالً على تأثيره تبط عدد الجوز المتفتح إرتباطاً وراثياً عالياً معار .حاصل األلياف للنبات إرتبط عدد الجوز الكلي . المباشر الموجب العالي، كان له تأثير غير مباشر عبر حاصل األلياف للنبات إرتباطاً وراثياً عالياً مع حاصل النبات من القطن الزهر، غير أن تأثيره المباشر كان سالباً، على الرغم كان لمتوسط . الل حاصل األلياف للنبات وعدد الجوز المتفتحمن التأثير غير المباشر الموجب له من خ وزن الجوزة إرتباط وراثي موجب وتأثير مباشر سالب في الحاصل، غير أن له تأثيراً موجباً غير .مباشر عن طريق حاصل األلياف للنبات ومعامل البذرة وعدد الجوز المتفتح وعدد البذور للجوزة زمة لتفتح أول زهرة إرتباطاً وراثياً سالباً مع حاصل القطن الزهر ولم يكن لها إرتبط عدد األيام الال لم يكن لعدد األيام الالزمة لتفتح أول جوزة تأثير مباشر أو غير مباشر اال و. تأثير مباشر أوغير مباشر ياً موجباً مع إرتبط معامل البذرة إرتباطاً وراث. أن ارتباطه الوراثي كان سالباً مع حاصل القطن الزهر الحاصل وكان له تأثير مباشر موجب فضالً على تأثيراته غير المباشرة بوساطة حاصل األلياف وعدد لم تؤثر نسبة التبكير . الجوز المتفتح وكان له تأثير غير مباشر سالب عن طريق متوسط وزن الجوزة .لقطن الزهر تأثيراً مباشراً أو غير مباشر ألن ليس لها ارتباط وراثي مع حاصل ا كان لنسبة صافي الحلج إرتباط وراثي سالب وتأثير مباشر سالب في الحاصل ، على الرغم من تأثيرها غير المباشر الموجب عن طريق حاصل األلياف إال أن هذا التأثير لم يظهر لوجود تأثير غير ، بل اً رتباط وراثي والتأثير مباشرلم يكن لمعامل التيلة إ .مباشر سالب لها من خالل عدد البذور للجوزة تأثيراً موجباً غير مباشر عن طريق حاصل األلياف ومعامل البذرة غير أن هذه التأثيرات الموجبة امتلك لم تظهر تأثيراً في الحاصل نتيجةً للتأثيرات غير المباشرة السالبة من خالل عدد البذور للجوزة ونسبة . صافي الحلج أن لحاصل األلياف للنبات أعلى إرتباط وراثي وأعلى تأثير مباشر موجب ) 2(جدول يالحظ من ال في حاصل القطن الزهر ، عالوةً على التأثيرات غير المباشرة الموجبة من خالل عدد الجوز المتفتح إرتبط عدد. فيه ي ومتوسط وزن الجوزة لهما تأثير سالبللنبات ومعامل البذرة اال أن عدد الجوز الكل فضالً على التأثير غير المباشر له عبر حاصل ر للجوزة وراثياً وكان له تأثير مباشر موجبالبذو محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 417 محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 418 إرتبط طول . األلياف ، اال أن لعدد بذور الجوزة تأثيراً سالباً غير مباشر من خالل متوسط وزن الجوزة مع الحاصل ولم يكن له تأثير مباشر بل كانت له تأثيرات غير مباشرة موجبة التيلة إرتباطاً وراثياً سالباً عبر عدد الجوز الكلي غير أنها لم تظهر نتيجة للتأثيرات غير المباشرة السالبة من خالل حاصل األلياف وأثرت كان لنعومة التيلة إرتباط وراثي موجب غير أنها لم تمتلك تأثيراً مباشراً . وعدد الجوز المتفتح . بصورة غير مباشرة عن طريق صفة حاصل األلياف للنبات تميزت صفات حاصل األلياف للنبات وعدد الجوز المتفتح للنبات وعدد البذور للجوزة ومعامل فضالً على التأثيرات غير المباشرة (البذرة بإعطائها تأثيرات مباشرة موجبة في حاصل القطن الزهر ، وهذا ما)جوز المتفتح التي إمتلكت أعلى تأثير غير مباشر من خالل حاصل األليافوالسيما عدد ال يتوافق مع نتائج دراسة اإلرتباطات الوراثية والمظهرية، لذا يمكن أن تعد أدلة إنتخابية فعالة يمكن ثير إستخدامها في برامج تربية وتحسين القطن، وأظهر عدد الجوز الكلي ومتوسط وزن الجوزة أعلى تأ موجب غير مباشر في حاصل القطن الزهر من خالل حاصل األلياف للنبات وعدد الجوز المتفتح، مما نتائج مماثلة حصل عليها كل من. يدل على أن اإلنتخاب لهاتين الصفتين يمكن أن يحسن الحاصل Zhou )1986a (وKhan وآخرين)1999(البياتي و )1991( وجدهReddy وKumari )2004 ( ) 2008(وآخرون Alishahوِ) 2007( Raveendranو Preethaو) 2006(وآخرون Ahujaو لم تتفق هذه النتيجة . .)2010(وآخرون Salahuddineو) Ravikesavan )2010و Ashokkumarو ) .2000(وآخرون Hussainو) Kotaiah )1973مع ماوجده ينات في حاصل القطن الزهر إذ بلغت نسبة أسهمت الصفات المدروسة إسهاماً كبيراً في تفسير التبا الى تأثير صفات أخرى لم فقط وذلك يعود % 10، في حين كان تأثير العوامل المتبقية % 90المساهمة إستخدام حاصل األلياف للنبات وعدد الجوز المتفتح أدلةً إنتخابية يستنتج مما تقدم امكانية .تدرس بعد نتائج االرتباطات وأعلى تأثير مباشر موجب إعتماداً على إلعطائهما أعلى إرتباط وراثي موجب .تحليل معامل المسار الوراثية والمظهرية و المصادر مجلة . اإلرتباط وتحليل معامل المسار للحاصل ومكوناته في القطن . 1999. البياتي ، حازم محمود . 14-8) : 4( 4. الزراعة العراقية الهيـأة العامـة . إرشادات في زراعـة القطـن . 1999. لجاك مرسال كريمة كريم وإبراهيم ا, جاسم . 10ص ع . وزارة الزراعة . لإلرشاد والتعاون الزراعي إستجابة نمـو وحاصـل بعـض التراكيـب الوراثيـة مـن القطـن . 2001. عبد اهللا ، خالد سعيد )Gossypium hirsutum L. ( إطروحة دكتوراه . لمواعيد زراعة ومستويات نيتروجين مختلفة . 129ص ع . جامعة بغداد –كلية الزراعة - تقدير األهمية النسبية . 2003. داؤد ، خالد محمد وجاسم محمد عزيز الجبوري وفؤاد فاضل عبد الحميد .106 – 97) : 4( 3. مجلة تكريت للعلوم الزراعية . لبعض مكونات حاصل القطن الزهر Abdelrahman, S.H. and A.H. Abdalla. 1995. Investigations of character association in some upland cotton (Gossypium hirsutum L.) genotypes. I. Yield and yield components. J. of Agricultural Sciences . 3(1): 1-12. Ahmad, M. and F.M. Azhar. 2000. Genetic correlation and path coefficient analysis of oil and protein contents and other quantitative characters in F2 generation of Gossypium hirsutum L.. Journal of Biological Sciences. 3(6): 1049-1051. محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 419 Ahuja, S. L., L. S. Dhayal and R. Prakash. 2006. A correlation and path coefficient analysis of components in G. hirsutum L. hybrids by usual and fiber quality grouping. Turk. J. Agric. 30: 317-324. Alishah, O., M. B. Bagherieh-Najjar and L. Fahmideh. 2008. Correlation, path coefficient and factor analysis of some agronomic traits in cotton (Gossypium hirsutum L.). Asian J. Biol. Sci., 1: 61-68. Al-Jibouri, H.A., P.A. Miller and H.F. Robinson.1958. Genotypic and environmental variances and covariances in an upland cotton cross of interspecific origin. Agronomy Journal. 50(10): 633-636. Al-Marsoomi, A.I. 1982. Breeding Studies on Cotton . Ph. D. Dissertation . University of Alexandria . Egypt.pp.152. Ashokkumar, K. and R. Ravikesavan. 2010. Genetic studies of correlation and path coefficient analysis for seed oil, yield and fiber quality traits in cotton (G. hirsutum L.). Australian Journal of Basic and Applied Sciences. 4(11): 5496-5499. Bhatt, G.M., R.B. Singh and B.R. Mor. 1967. Genetic variability in upland cotton, Gossypium hirsutum II. Analysis of yield and its components. Indian Journal of Agriculture Science. 37(6): 555-559. Bradow, J.M. and G.H. Davidonis. 2000. Quantitation of fiber quality and the cotton production-processing interface : A physiologists perspective. The Journal of Cotton Science. 4: 34-64. Culp, T.W. and D.C. Harrell. 1973. Breeding methods for improving yield and fiber quality of upland cotton (Gossypium hirsutum L.). Crop Science. 13(6): 686-689. Coyle, G.G. and C.W. Smith. 1997. Combining ability for within-boll yield components in cotton, Gossypium hirsutum L. Crop Science. 37(4): 1118- 1122. محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 420 Ekinci, R. S. Basbag and O. Gencer. 2010. Path coefficient analysis between seed cotton yield and some characters in cotton (Gossypium hirsutum L.). Journal of Environmental Biology. 31(5): 861-864. Falconer, D.S. 1981. Introduction to Quantitative Genetics. 3rd edition. Longman Ny.pp. 365. Griffing, B. 1956. Concept of general and specific combining ability in relation to diallel crossing systems. Aust. J. of Biol. Sci. 9 : 463-493. Hussain, S.S., F.M. Azhar and I. Mahmood. 2000. Path coefficient and correlation analysis of some important plant traits of Gossypium hirsutum L. Journal of Biological Siences.3(9): 1399-1400. Khan, M.A., A.H. Sadaqat and M. Tariq. 1991. Path coefficient analysis in cotton (Gossypium hirsutum L.). Journal of Aricultural Research. 29(2): 177-183. Kloth, R.H. 1998. Analysis of commonality for traits of cotton fiber. The Journal of Cotton Science. 2: 17-22. LeClerg, L.C., W.H. LeOnard and G. Clark. 1962. Field Plot Technique. Burgess Publishing Co. USA. pp. 373. Li, C.C. 1956. The concept of path coefficient and its impact on population genetics. Biometrics. 12: 190-210. Miller, P.A., J.C. William, Jr., H.F. Robinson, and R.E. Comstok. 1958. Estimates of genotypic and environmental variances and covariance in upland cotton and their implications in selection. Agronomy Journal. 50(3): 126-131. Morrow, M.R., and D.R. Krieg. 1990. Cotton management strategies for a short growing season environment: Water-nitrogen considerations. Agron. J. 82: 52-56. Naveed, M., F. M. Azhar and A. Ali. 2004. Estimates of heritability and correlation among seed cotton yield and its components in Gossypium hirsutum L. International Journal of Agriculture & Biology. 6(4): 712-714. محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 421 Preetha, S. and T. S. Raveendran. 2007. Genetic Variability and association analysis in three different morphological groups of cotton (Gossypium hirsutum L.). Asian Journal of Plant Sciences. 6(1): 122-128. Ray, L.L., and T.R. Richmond.1966. Morphological measures of earliness of crop maturity in cotton. Crop Science. 6(6): 527-531. Reddy, A. N., and S. R. Kumari. 2004. Association of physiological parameters with yield and yield components in American cotton (Gossypium hirsutum L.). Madras Agric. J. 91 (7-12): 515-518. Robinson, H.F., R.E. Comstock, and P.H. Harvey. 1951. Genotypic and phenotypic correlations in corn and their implications in selection. Agron. J. 43: 282-287. Salahuddin, S., S. Abro, M.M. Kandhro, L. Salahuddin and S. Laghari. 2010. Correlation and path coefficient analysis of yield components of upland cotton (Gossypium hirsutum L.) sympodial. World Applied Sciences Journal. 8: 71-75. Singh, R.K., and Chaudhary. 1985. Biometrical Method in Quantitative Genetic Analysis. Kalyani Publishers, New Delhi, Ludhiana.pp. 318. Smith, C.W., and G.G. Coyle. 1997. Association of fiber quality parameters and within-boll yield components in upland cotton. Crop Science. 37(6): 1775- 1779. Thomson, N.J. 1971. Heterosis and combining ability of American and African cotton cultivars in a low latitude under high yield conditions. Aust. J. Agric. Res. 22: 759-770. Wright, S. 1960. Path coefficient and path regression: alternative or complementary concepts. Biometrics. 16: 189-202. Zhou, Y.Y. 1986a. Yield components in upland cotton . Acta Agriculture Universitatis Pekinensis .12(3):269-274. (C.F. Plant Breeding Abst. 1988. 85(6)5226). محمد و المرسومي 2011، 422 - 408) : 2( 3مجلة ديالى للعلوم الزراعية ، 422 Zhou, Y.Y. 1986b. Study of the genetics of some economic characters and correlations between them in upland cotton. Acta Agriculturae Universitatis Pekinensis. 12(3): 314-352. (C.F. Plant Breeding Abst. 1988. 85(6) 5227). GENOTYPIC, PHENOTYPIC CORRELATIONS AND PATH COEFFICIENT ANALYSIS IN COTTON. Layla I. Mohammed* Abd-Aljelil Al-Marsoomi* * Crop Dept. - College of Agriculture-University of Baghdad ABSTRACT Field experiment was carried out at State Board for Agricultural Researches. The objectives were to study genotypic and phenotypic correlations and path coefficient analysis for eighteen characters included growth, yield and its components, and fiber quality traits for 9 varieties (Marsoomi-4, Ashur-1, Abu Ghraib-5, Cocker-310, Lashata, Kafco-1, Pamir, Rabia-122, Pac-cot- 189) of cotton (Gossypium hirsutum L.), its crosses and reciprocal crosses. The traits for 72 single crosses and 9 parents were tested during 2002 using partially balanced Triple Lattice Design with three replications. Results of genotypic and phenotypic coefficient correlation values were obtain for lint yield with seed cotton (0.933 and 0.914 respectively), number of open bolls (0.559 and 0.546 respectively), number of sympodial, seed index, plant height, and recently fineness. path coefficient analysis revealed that plant lint yield and number of open bolls obtain highest positive direct effect in seed cotton were 0.947 and 0.402 respectively then number of seeds per boll and highest positive indirect effect through lint yield. Can be conclude to use lint yield and number of open yield as a selection criteria because it gave highly positive genetic correlation and highly direct effect depending upon results of genotypic and phenotypic correlations and path coefficient analysis.