1. مقدمه

گیاهان زراعی نقش عمده­ای در تأمین غذای مورد نیاز جمعیت جهان دارند. این موضوع به­ویژه در کشورهای در حال توسعه و از جمله ایران مشهودتر است (Emam, 2017). جو یکی از غلات مهم است (Dreiseitl, 2020) که خاستگاه آن همان منطقه هلال حاصلخیز با قدمت حدود 10000 سال می­باشد و دارای ژنوم دیپلوئید متشکل از هفت کروموزوم (2n=2x=14) و گیاهی خودگشن است (Sato, 2020). جو (Hordeum vulgare L.) پس از برنج (Oryza sativa L.)، گندم (Triticum aestivum L.) و ذرت
 (Zea mays L.) از نظر تولید محصول در رتبه چهارم قرار دارد (Hoseinzadeh et al., 2019) و یکی از سازگارترین غلات محسوب می­شود (Tricase et al., 2018). ایران یکی از مراکز تنوع جو در خاورمیانه است که به­دلیل تنوع ژنتیکی وسیع و بومی­بودن جو در این منطقه اهمیت خاصی برای به­نژادگران دارد. بسیاری از ارقام زراعی جو مورد کشت و کار در ایران، هنوز از ژنوتیپ­های بومی هستند (Shahmoradi & Zahrawi, 2014). نزدیک به نیمی از سطح زیر کشت جو در پنج استان خراسان، فارس، لرستان، گلستان و خوزستان قرار دارد و استان­های خراسان، فارس و گلستان مهمترین استان­های تولید­کننده جو در کشور به حساب می­آیند.

بنابر آمار سازمان خواربار جهانی، تولید جهانی جو در سال 2020 معادل 157030764 میلیون تن بوده است (FAO, 2022). بر اساس آمار این سازمان، امروزه حدود 70 درصد از محصول جو برای خوراک استفاده می شود. 21 درصد برای صنایع مالت­سازی و تقطیر در نظر گرفته شده است. شش درصد به­عنوان غذای انسان مصرف شده است. علاوه­بر­این، علاقه فزاینده به انرژی­های تجدید­پذیر منجر به استفاده اندک از دانه جو برای تولید سوخت­های زیستی شده است. مزیت جو به عنوان غذا عمدتاً به­دلیل پتانسیل آن در تولید غذای سالم، به­عنوان یک منبع عالی از فیبر رژیمی و یک ماده غذایی کاربردی مانند β-گلوکان است
(Tricase et al., 2018).

عوامل بیماری­زای متعددی میزان و کیفیت عملکرد غلات را مختل می­کنند (Piechota et al., 2020). جدایه­های مختلف
 B. graminis که توانایی آلوده­سازی گیاهان مختلف از جمله گندم و جو را دارند، به چند فرم­تخصص­یافته طبقه­بندی می­شوند که بیماری سفیدک سطحی در گیاه جو توسط قارچ B. graminis f. sp. hordei به وجود می­آید (Hardinson, 1944). توسعه این بیماری در دمای 12 تا 20 درجه سلسیوس و در هوای مرطوب سریع است (Tratwal & Bocianowski, 2014). این بیماری بیشتر در نواحی مرطوب شیوع دارد. علاوه­بر گندم و جو بیش از 50 گونه از گیاهان خانواده گندمیان به این بیماری مبتلا می­شوند و در بسیاری از گندم­کاری­های ایران از جمله شمال کشور وجود دارد (Elahinia, 2010). این بیماری در ایران در صورت مساعد­بودن شرایط آب و هوایی، از جمله بیماری­های مهم و مؤثر در کاهش تولید این محصول به شمار می­رود (Ahmadi et al., 2017).

بیماری سفیدک پودری جو یک محدودیت مهم زیست­شناختی در بسیاری از مناطق تولیدی جهان است (et al., 2015 Ames). در سال‌های اخیر، این بیماری به­دلیل تغییر سریع الگوهای پاتوتیپ و شیوه‌های کشاورزی اهمیت بیشتری یافته است
 (Arabi et al., 2020). سفیدک­های پودری با به­وجود­آوردن پوشش سفید­رنگ روی قسمت­های هوایی گیاهان که شامل اندام­های رویشی و زایشی قارچ می­باشد باعث زردی، خشکی و کاهش کمی و کیفی محصول گیاهان زراعی، درختان میوه، جالیز و زینتی می­شوند (Bakhtiari Bastaki et al., 2019). این پاتوژن در جو عمدتاً برگ­ها، غلاف برگ و ساقه را در طول فصل رشد تحت تأثیر قرار می­دهد. در گیاهان آلوده، فعالیت فتوسنتزی برگ­ها کاهش می­یابد و از­دست­دادن آب و شدت تنفس افزایش می­یابد که منجر به تاخیر در رشد، کاهش توانایی پنجه­زنی و کاهش وزن دانه و تعداد دانه در سنبله می­شود (Abdullaev, 2021). اهمیت اقتصادی سفیدک پودری در مناطق با سطح وسیع کشت جو به­ویژه در آمریکای شمالی، شمال و مرکز اروپا بسیار زیاد است،. خسارت ناشی از این بیماری به 30 درصد هم می­رسد و نهایتاً کیفیت محصول کاهش خواهد داشت.

مبارزه با عوامل بیماری­زا به روش­های مختلفی نظیر شیمیایی، زراعی و ژنتیکی صورت می­گیرد (Rashidi, 2005). اتخاذ هر روش باید بر اساس دانش مربوط به هر بیماری، عامل بیماری، چرخه زندگی، اقتصادی­بودن، زمان و نوع گیاه استوار باشد
 (Elahinia, 2010). دو استراتژی مهم برای کنترل سفیدک پودری در دسترس است: استفاده از قارچ کش­ها و تولید ارقام مقاوم. در طی سی سال گذشته، قارچ­کش­ها برای کنترل E. graminis f. sp. hordei مورد استفاده قرار می­گرفتند تا شدت بیماری سفیدک پودری کاهش یابد؛ امّا بسیاری از پاتوتایپ­های این قارچ که به قارچ­کش­های مورد استفاده مقاوم هستند، شناسایی شده­اند. همچنین هزینه قارچ­کش و نگرانی­های زیست­محیطی در مورد استفاده از سموم دفع آفات منجر به کاهش تدریجی استفاده از آنها برای کنترل سفیدک پودری شد (Czembor, 2001). در مقابل، تولید ارقام مقاوم بسیار موفق، مقرون­به­صرفه و از نظر محیط زیست بی­خطر بوده است، به­ویژه در کشورهای در حال توسعه که اکثر کشاورزان کوچک تا حاشیه­ای هستند و قادر به تهیه قارچ­کش­های گران­قیمت و سایر فناوری­ها نیستند (Arabi et al., 2020). رشد ارقام مقاوم می­تواند اثرات مضر پاتوژن را به میزان قابل توجهی به حداقل برساند (Abdullaev, 2021). شناسایی و استفاده از ارقام مقاوم، عدم مصرف بی­رویه کودهای ازته، استفاده از کودهای فسفره و پتاسه و عدم کاشت متراکم، شدت بیماری را کاهش می­دهند (Elahinia, 2010). تاکنون پژوهش­های زیادی در زمینه شناسایی ژنوتیپ­های مقاوم به این بیماری در داخل و خارج کشور انجام شده است (Mohammadi et al., 2014;
Ahmadi et al., 2017; Czembor & Czembor, 2021). در جو، ژن‌های متعدد مرتبط با مقاومت به سفیدک پودری شناسایی شده‌اند که بیشتر آنها آلل‌هایی در جایگاه‌های Mla و Mlo هستند. 39 آلل در Mla (کروموزوم H₁) و 44 آلل در مکان Mlo (محل کروموزوم H₄) شناخته شده است (Abdullaev, 2021). در حال حاضر علاوه­بر تولید ارقام پایدار با عملکرد قابل قبول، ارقام جدید بایستی دارای مقاومت چند­جانبه به بیماری­ها باشند تا بدین­وسیله حفاظت در برابر مجموعه بیماری­هایی که ممکن است در ناحیه کشت رقم جدید وجود داشته باشد مهیا شود (Abd Mishani et al., 2015). تحقیقات نشان­ داده است که وقوع بیماری سفیدک پودری روی ارقام جو بهاره به شدت بیماری­زایی پاتوژن و همچنین شرایط آب و هوایی بستگی دارد
 (Tratwal & Bocianowski, 2014; Czembor &Czembor, 2021 Withe & Jenkyn, 1995;). بنابراین انتظار می­رود واکنش ژنوتیپ­های مختلف به تغییر شرایط نیز متفاوت باشد. بر­این­اساس با­توجه­به مطالب ذکر­شده، یافتن منابع جدید مقاومت و افزایش دانش در مورد واکنش ژنوتیپ‌های جو در مقابل با بیماری سفیدک پودری برای به­نژادگران به منظور بهبود مقاومت جو نسبت به سفیدک پودری بسیار ارزشمند است. لذا پژوهش حاضر با هدف شناسایی منابع ژنتیکی مقاوم به این بیماری در دو تاریخ کاشت و همچنین شرایط گلخانه­ای طراحی شد.

2. روش شناسی پژوهش

مواد گیاهی این پژوهش، 105 ژنوتیپ جو شامل 100 لاین پیشرفته به­همراه پنج رقم شاهد (بهدان، صحرا، فردان، ماهور و خرم) بود که از مرکز تحقیقات، آموزش و منابع طبیعی استان گلستان جهت ارزیابی مقاومت گیاهچه­ ای نسبت به بیماری سفیدک پودری در شرایط آلودگی طبیعی و مصنوعی به­ترتیب در مزرعه و گلخانه تهیه شد. مشخصات ژنوتیپ­ها در جدول 1 ارائه شده است. این پژوهش در دو بخش مزرعه­ای در دو تاریخ کاشت و همچنین بخش گلخانه­ ای اجرا شد. لازم به توضیح است که ژنوتیپ شماره 85 به­ دلیل عدم جوانه­ زنی بذور در هر سه تکرار در آزمایش گلخانه­ای، از پژوهش حذف شد.

در آزمایش مزرعه­ ای، لاین­ ها به ­همراه 5 رقم شاهد بر اساس طرح آماری حجیم ­شده (Augmented) با چهار بلوک در مزرعه پژوهشی ایستگاه تحقیقات کشاورزی شهرستان گنبد کاووس (استان گلستان) به­صورت دیم در دو تاریخ کاشت بیستم آذرماه و بیستم بهمن­ماه سال 1398 کشت شدند. ارتفاع از سطح دریای محل اجرای آزمایش 45 متر و مختصات جغرافیایی به­ترتیب
 55°12´ N و 37°16´ E است و بر اساس آمار ایستگاه هواشناسی سینوپتیک مستقر در 50 متری محل آزمایش، متوسط بارش بلندمدت حدود 450 میلی­متر می­باشد. آمار هواشناسی سال زراعی 99-98 ایستگاه تحقیقات گنبد کاووس در جدول 2 ارائه شده است. در هر بلوک 25 لاین جو به­همراه ارقام شاهد، کشت شدند. هر ژنوتیپ در شش ردیف به فاصله ردیف 20 سانتی‌متر در کرتی به طول چهار متر و عرض 2/1 متر در هر دو تاریخ کاشت، با تراکم 270 دانه در متر مربع کشت شد. مساحت هر کرت پس از حذف ابتدا و انتهای ردیف­ها سه متر مربع بود. قبل از کاشت، نمونه خاک تهیه شد و تمام کودهای مورد نیاز فسفاته و پتاسه و یک سوم از کود ازته قبل از آخرین دیسک در زمان آماده­کردن بستر بذر به خاک اضافه شدند و مابقی کود ازته در دو مرحله اواسط پنجه‌زنی و ساقه‌روی به صورت اوره به کرت‌ها اضافه شد. همچنین بذرها قبل از کاشت با سم Rovral-TS به نسبت دو در هزار ضدعفونی شدند و پس از آن در مزرعه علیه بیماری­ها سمپاشی انجام نشد. عملیات داشت شامل مبارزه با علف­های هرز نازک­برگ و پهن­برگ با سموم Axial به نسبت 1 لیتر در هکتار و Granstar به نسبت 25 گرم در هکتار در یکم اسفندماه برای تاریخ اول و 22 اسفندماه برای تاریخ دوم کاشت صورت پذیرفت. ضمن اینکه وجین دستی بعد از این تاریخ به هنگام مشاهده علف هرز انجام شد. پس از آلوده­شدن مزرعه به صورت طبیعی توسط سفیدک پودری جو، یادداشت­برداری از واکنش ژنوتیپ­ها با روش ساری و پرسکات (Saari & Prescott, 1975) تغییریافته توسط ایال و همکاران (Eyal et al. 1987) در مقیاس 99-00 انجام شد.

آزمایش بخش گلخانه­ای در دانشکده کشاورزی دانشگاه گیلان به صورت گلدانی و در مرحله گیاهچه­ای انجام شد. الگوی آماری اجرای آزمایش، به صورت طرح بلوک­های کامل تصادفی با سه تکرار بود. ابتدا از هر ژنوتیپ، 20 بذر در گلدان­های پلاستیکی با دهانه 10 الی 15 سانتیمتر با خاک سبک به همراه کود آلی با نسبت برابر (50:50) کاشته شد. نمونه­های آلوده به قارچ عامل بیماری در اسفند 1400 از مزارع آلوده شهرستان گنبد کاووس جمع­آوری شدند. پس از کاشت بذور در گلدان، به منظور مایه­زنی قارچ عامل بیماری سفیدک پودری، سوسپانسیونی شامل آب مقطر و اسپورهای قارچ با غلظت 10⁵ اسپور در میلی­لیتر از نمونه برگ­های آلوده تهیه شد. مایه­زنی قارچ عامل بیماری در مرحله 2-3 برگی، به­صورت مصنوعی صورت پذیرفت. گیاهچه­ها در شرایط مرطوب و دمای 20 تا 25 درجه سلسیوس قرار داده شدند. برای گسترش بیماری از رقم حساس افضل که توسط سوسپانسیون قارچ عامل بیماری، مایه­زنی شده بود، در حاشیه و مابین گلدان­ها استفاده شد. از زمان ظهور علایم بیماری روی برگ‌های گیاهچه­های جو، نمونه‌برداری و اندازه­گیری بیماری با فواصل زمانی مشخص (هر 3 روز یک بار) و در هر مرحله به­طور تصادفی روی هشت گیاهچه در هر واحد آزمایشی صورت پذیرفت. برای بررسی میزان مقاومت ژنوتیپ­های مختلف به بیماری سفیدک پودری، 15 روز بعد از تلقیح، صفاتی مانند تیپ آلودگی بر اساس روشMains & Dietz  (1930) در مقیاس صفر تا چهار یادداشت شد. تیپ آلودگی 0 تا 2 به عنوان مقاوم و تیپ 3 و 4 به­عنوان حساس در نظر گرفته شدند و شدت آلودگی نیز بر اساس درصد آلودگی برگ­ها در پنج مرحله مورد ارزیابی قرار گرفتند. لازم به توضیح است که یک ژنوتیپ به­دلیل عدم جوانه­زنی بذور در هر سه تکرار طرح آزمایشی، از پژوهش حذف شد و ارزیابی متغیرهای مورد مطالعه روی 104 ژنوتیپ جو صورت پذیرفت.

با ثبت شدت آلودگی با فواصل سه روز تا پنج مرحله، سطح زیر منحنی پیشرفت بیماری (AUDPC) از رابطه (1) محاسبه شد (Mukherjee et al., 2018).

رابطه (1)                                                                                      AUDPC=

پس از ثبت داده­ها، ابتدا مفروضات تجزیه واریانس از جمله نرمال­بودن خطاهای آزمایشی با استفاده از
PROC UNIVARIATE  در نرم­افزار SAS بررسی شد و پس از اطمینان از برقراری مفروضات، با­توجه­به اینکه طرح به­صورت حجیم­شده (Augmented) اجرا شد، برای داده­های مزرعه­ای تجزیه واریانس ارقام شاهد انجام شد و تجزیه واریانس داده­های گلخانه­ای به­صورت طرح بلوک­های کامل تصادفی در سه تکرار صورت پذیرفت. به منظور جمع­بندی میزان مقاومت نسبی ژنوتیپ­ها از لحاظ کلیه متغیرهای اندازه­گیری­شده، پس از انجام مقایسه میانگین با استفاده از آزمون توکی در سطح 05/0، از رتبه­بندی آروناچالام و باندیوپادیای (Arunachalam & Bandyopadhyay, 1984) استفاده شد. بدین­صورت که ابتدا رتبه­بندی در هر صفت بر اساس تعداد حروف در مقایسۀ میانگین مربوط به آن صفت انجام گرفت. برای مثال اگر رتبه­بندی بر اساس مقایسه میانگین A تا C بود. به­ترتیب مقادیر 1، 2 و 3 به ژنوتیپ­های واجد رتبه­های A تا C منتسب شد و اگر ژنوتیپی رتبه ترکیبی مثل BC داشت، از میانگین مقادیر B و C برای آن استفاده شد. سپس رتبۀ نهایی (رتبه آروناچالام) هر ژنوتیپ با­توجه­به مجموع رتبه­های آن ژنوتیپ برای صفات مختلف محاسبه شد. لازم به توضیح است که ژنوتیپ­هایی که از لحاظ صفات شدت بیماری، تیپ آلودگی و سطح زیر منحنی پیشرفت بیماری کم­ترین مقدار را داشتند، پایین­ترین رتبه­ها را به خود اختصاص دادند و از­آنجایی­که برای این صفات کمترین مقدار، مطلوب است در نتیجه این ژنوتیپ­ها به عنوان مقاوم شناخته شدند و بالاترین رتبه­ها نیز به ژنوتیپ­هایی اختصاص یافت که بیشترین مقدار را از لحاظ کلیه صفات اندازه­گیری­شده دارا بودند، در نتیجه به­عنوان ژنوتیپ­های حساس شناخته شدند.

برای محاسبه ضریب تغییرات فنوتیپی، ژنوتیپی (Singh & Chaudhary, 1985) و وراثت­پذیری (Falconer, 1989) به­ترتیب از روابط زیر استفاده شد:

رابطه (2)                                                                                                 

رابطه (3)                                                                                                       

رابطه (4)                                                                                                                         

در روابط بالا PCV و GCV به­ترتیب ضریب تغییرات فنوتیپی و ژنوتیپی هستند.  و  برآوردی از واریانس فنوتیپی و ژنوتیپی هستند که با استفاده از امیدهای ریاضی محاسبه شدند. مقدار ، میانگین کل صفت و  وراثت­پذیری عمومی می­باشد. این محاسبات با استفاده از اکسل انجام شد. به­منظور گروه­بندی لاین­ها از روش تجزیه خوشه­ای توسط نرم­افزار SPSS با الگوریتم­های مختلف، CL، UPGMA و Ward و براساس معیار فاصله اقلیدسی استفاده شد. در نهایت روش Ward با استفاده از ماتریس فاصله اقلیدسی با داشتن بهترین دندروگرام از لحاظ گرافیکی برای تحلیل و تفسیر انتخاب شد و برترین لاین­ها از لحاظ مقاومت به سفیدک پودری تعیین شدند. برای صحت محل برش دندروگرام نیز از تجزیه تابع تشخیص استفاده شد.

جدول 1. مشخصات ژنوتیپ­های مورد مطالعه جو

جدول 2. آمار هواشناسی سال زراعی 1399-1398 ایستگاه تحقیقات کشاورزی گنبد کاووس

3. یافته­های پژوهش و بحث

1-3. تجزیه واریانس

نتایج تجزیه واریانس ارزیابی شدت آلودگی روی ژنوتیپ­های جو به­صورت طرح اگمنت با پنج شاهد در قالب بلوک­های کامل تصادفی در جدول 3 ارائه شده است. نتایج نشان داد در هر دو تاریخ کاشت، بین بلوک­ها از نظر شدت آلودگی اختلاف معنی­داری وجود ندارد؛ لذا نیاز به تصحیح تیمارها بر حسب اثر بلوک نیست. بر اساس نتایج، بین ژنوتیپ­های شاهد برای صفت شدت بیماری در دو تاریخ اول و دوم به­ترتیب در سطح احتمال 5 و 1 درصد اختلاف معنی­دار وجود داشت.

نتایج تجزیه واریانس ارزیابی ژنوتیپ­ها در شرایط گلخانه­ای در جدول 4 ارائه شده است، بر اساس نتایج تفاوت بین ژنوتیپ­ها برای هر هفت صفت مورد بررسی در گلخانه، در سطح یک درصد معنی­دار بود. از این­رو می­توان نتیجه گرفت بین ژنوتیپ­ها از نظر واکنش به بیماری، تنوع ژنتیکی قابل توجهی وجود دارد که می­توان از این تنوع ژنتیکی برای برنامه­های به­نژادی بعدی به­منظور بالا­بردن کیفیت و کمیت عملکرد که هدف نهایی در بهبود گیاهان است، استفاده کرد. مقادیر حداقل، حداکثر، میانگین، اجزای واریانس (فنوتیپی، ژنتیکی و محیطی)، ضریب تنوع و وراثت­پذیری عمومی برای هفت صفت در جدول 5، نشان داده شده است.

جدول 3. تجزیه واریانس صفت شدت آلودگی سفیدک پودری جو بین ارقام شاهد در مزرعه

^ns، ^* ‌و ^** به­ترتیب ‌بیانگر عدم معنی­داری، معنی‌داری در سطح احتمال پنج و یک درصد هستند.

جدول 4. تجزیه واریانس شدت بیماری در مرحله اول تا پنجم، تیپ بیماری و سطح زیر منحنی پیشرفت بیماری برای ارزیابی مقاومت ژنوتیپ­های جو به بیماری سفیدک پودری در گلخانه در قالب طرح بلوک­های کامل تصادفی

^ns، ^* ‌و ^** به­ترتیب ‌بیانگر عدم معنی­داری، معنی‌داری در سطح احتمال پنج و یک درصد هستند.

برآورد ضرایب تنوع ژنتیکی و فنوتیپی صفات برای تعیین وجود یا عدم وجود تنوع حائز اهمیت می­باشد. مقایسه این ضرایب تأثیر عوامل محیطی را روی صفت مورد بررسی نشان می­دهد. ضریب تنوع ژنوتیپی بخشی از ضریب تنوع فنوتیپی می­باشد و از این رو مقدار آن همواره کمتر از ضریب تنوع فنوتیپی است. اختلاف ناچیز موجود بین ضریب تنوع فنوتیپی و ژنوتیپی برای صفات مورد مطالعه نشان می­دهد که بخش عمده تنوع موجود ناشی از تفاوت ژنوتیپی می­باشد و محیط تأثیر اندکی دارد. هرچه نسبت تنوع ژنوتیپی به فنوتیپی زیاد باشد، بازدهی انتخاب بیشتر بوده و بهتر می­توان ژنوتیپ­های مطلوب را از نامطلوب تشخیص داد. بر اساس نتایج، بالاترین ضریب تنوع فنوتیپی و ژنوتیپی به صفت شدت بیماری در نمونه­گیری اول اختصاص یافت که نشان می­دهد شدت بیماری به­عنوان یکی از اجزای مقاومت، تحت تأثیر عوامل ژنتیکی است و گزینش برای این صفت می­تواند در برنامه­های اصلاحی جو در مقابله با بیماری سفیدک پودری مؤثر باشد.

جدول 5. آماره­های توصیفی شامل دامنه تغییرات، کمینه، بیشینه، میانگین±خطای استاندارد، اجزای واریانس (ژنوتیپی، فنوتیپی و خطا)، ضریب تنوع (فنوتیپی و ژنوتیپی) و توارث­پذیری شدت بیماری در مرحله اول تا پنجم، تیپ بیماری و سطح زیر منحنی پیشرفت بیماری برای ارزیابی ژنوتیپ­های جو به بیماری سفیدک پودری

توارث­پذیری معیاری است که نوع روش اصلاحی و قدرت توارث هر صفت را برای گیاه مشخص می­کند و در واقع بیان­کننده سهم تغییرات ژنتیکی از کل تغییرات موجود است. گزینش هر صفت به میزان تأثیر عوامل ژنتیکی و محیطی در بروز آن صفت بستگی دارد. هرگاه سهم عوامل ژنتیکی بیشتر از عوامل محیطی باشد، نقش آن در نمود فنوتیپ بیشتر است و اگر سهم عوامل محیطی بیشتر باشد، آنگاه گزینش بر اساس آن صفت نتیجه بخش نخواهد بود (Arab Tajandarreh et al., 2015). در مطالعه حاضر توارث­پذیری عمومی صفات نیز برآورد شد. چنانچه توارث­پذیری یک صفت بیشتر از 5/0 باشد، صفت دارای توارث­پذیری بالا، چنانچه بین 2/0 و 5/0 باشد، صفت دارای توارث­پذیری متوسط و چنانچه توارث­پذیری کمتر از 2/0 باشد، صفت دارای توارث­پذیری پایین می­باشد (Arab Tajandarreh et al., 2015). طبق این نظریه تمامی صفات ارزیابی­شده در گلخانه دارای توارث­پذیری بالا بودند و متوسط توارث­پذیری عمومی برای صفات بین 95-80 درصد بود که نشان می­دهد سهم عوامل محیطی در مقایسه با عوامل ژنتیکی کمرنگ­تر بوده است.

3-2. مقایسه میانگین ژنوتیپ­های جو از لحاظ شدت بیماری در مرحله 1 تا 5 ارزیابی

بر اساس نتایج مقایسه میانگین از لحاظ شدت آلودگی در مرحله 1، لاین­های 46، 40، 34، 42، 11، 78، 100، 82، 88 و 97 کمترین و لاین­های 1، 6، 55، 66، 2، 98، 58، 20، 44 و 54 بیشترین آلودگی را نشان دادند. از لحاظ شدت آلودگی در مرحله 2، لاین­های 46، 34، 40، 11، 42، 100، 78، 82، 88 و رقم بهدان کمترین و لاین­های 70، 20، 55، 17، 63، 72، 2، 44، 54 و 66 بیشترین آلودگی را نشان دادند. از لحاظ شدت آلودگی در مرحله 3، کمترین میزان آلودگی مربوط به لاین­های 46، 40، 34، 42، 11، 100، 78، 82، 88 و 97 و بیشترین میزان آلودگی مربوط به لاین­های 59، 17، 55، 57، 3، 28، 62، 69، 65 و 66 بود. از لحاظ شدت آلودگی در مرحله 4، لاین­های 46، 40، 11، 34، 100، 42، 78، 88، 82 و 79 کمترین آلودگی و لاین­های 69، 12، 55، 65، 9، 54، 57، 66، 76 و 3 بیشترین آلودگی را به خود اختصاص دادند. از لحاظ شدت آلودگی در مرحله 5، لاین­های 46، 34، 40، 11، 100، 78، 42، 88، 79 و 82 کمترین و لاین­های 12، 54، 66، 28، 65، 30، 7، 3، 57 و 72 بیشترین آلودگی را نشان دادند.

3-3. رتبه­بندی کلی ژنوتیپ­ها و ارزیابی شدت آلودگی آنها در دو تاریخ کاشت در مزرعه

جدول 6 رتبه­بندی آروناچالام ژنوتیپ­ها (مجموع رتبه ژنوتیپ­ها از لحاظ 5 مرحله ارزیابی شدت آلودگی، تیپ آلودگی و AUDPC در گلخانه) به­همراه شدت آلودگی آنها در مزرعه در دو تاریخ کاشت را نشان می­دهد. بر اساس نتایج، ژنوتیپ­های شماره 1، 2، 3، 6، 7، 9 و 12 به­ترتیب بالاترین رتبه­ها را از لحاظ مجموع صفات به خود اختصاص داده و به­عنوان ژنوتیپ­های حساس، و ژنوتیپ­های 46، 40، 34، 11، 42، 100 و 78 به­ترتیب با اخذ پایین­ترین رتبه­ها به عنوان مقاوم­ترین ارقام شناسایی شدند.

تعداد 49 ژنوتیپ در تاریخ کاشت اول و تعداد 46 ژنوتیپ در تاریخ کاشت دوم، آلودگی صفر درصد نشان دادند. در بررسی مقاومت ژنوتیپ­ها به این بیماری در مزرعه در مقایسه دو تاریخ کاشت، نتایج نشان می­دهد تعداد ژنوتیپ­هایی که در تاریخ دوم صفر درصد آلودگی را نشان دادند نسبت به تاریخ اول کمتر بود و همچنین بررسی­ها نشان داد میانگین شدت آلودگی بیماری در تاریخ دوم در مقایسه با تاریخ اول بیشتر بود که این موضوع را احتمالاً می­توان با تغییر تاریخ کاشت و مناسب­بودن شرایط آب و هوایی برای بروز بیماری مرتبط دانست. در پژوهشی تأثیر تاریخ کاشت در بروز سفیدک پودری در غلات بهاره مورد بررسی قرار گرفت. نتایج نشان داد که تأخیر در تاریخ کاشت جو بهاره، شیوع سفیدک پودری را افزایش می­دهد و قبل از آن شرایط برای گسترش بیماری مناسب نیست. کاشت­های اولیه کمترین آلودگی را داشتند، به­طوری­که کاشت دیررس سبب کاهش عملکرد و افزایش تلفات محصولات شد (Last, 1957). در مطالعه­ای دیگر تأثیر تاریخ کاشت و بهاره­شدن بر رشد جو زمستانه و مقاومت آن به سفیدک پودری در تاریخ­های مختلف مورد بررسی قرار گرفت. نتایج نشان داد در گیاهچه­هایی که زودتر کشت می­شوند نسبت به گیاهچه­هایی که دیرتر در پاییز و زمستان کشت می­شوند شدت بیماری بیشتر است و دلیل آن مناسب­بودن شرایط آب و هوا برای ایجاد آلودگی است. نتایج حاصل از آزمایش‌های گلخانه‌ای نشان داد که این تفاوت‌ها ممکن است با اثرات مستقیم بهاره‌سازی بر حساسیت گیاهچه­ها به بیماری تقویت شود. اثرات متضاد تاریخ کاشت بر شدت سفیدک در طول تابستان نیز احتمالاً به­دلیل مقاومت تدریجی بیشتر برگ‌های تازه تشکیل‌شده است. به­عبارتی­دیگر کاشت زودهنگام می­تواند تعداد کل برگ­های تولید­شده در هر ساقه را افزایش دهد. بنابراین، از­آنجایی­که مقاومت برگ­ها به تدریج افزایش می­یابد، حداکثر درجه مقاومت ایجاد­شده توسط برگ­های دیرتر (مثلاً پرچم) در گیاهان زودرس بیشتر از گیاهانی است که دیرتر کاشته می­شوند (Withe & Jenkyn, 1995). Tratwal & Bocianowski  (2014) در یک مطالعه طی دو سال به بررسی میزان شدت بیماری سفیدک پودری در پنج رقم جو بهاره پرداختند. نتایج نشان داد شدت بیماری­زایی پاتوژن به مکان و مدت ظهور بستگی دارد. وقوع بیماری سفیدک پودری روی ارقام جو بهاره به شدت بیماری­زایی پاتوژن و شرایط آب و هوایی بستگی دارد.

3-4. گروه­بندی ژنوتیپ­های جو با استفاده از تجزیه خوشه­ای

شکل 1 نتایج تجزیه خوشه­ای را به صورت درخت دندروگرام نشان می­دهد. از بین روش­ها و الگوریتم­های مختلف موجود برای انجام تجزیه خوشه­ای، روش Ward با استفاده از ماتریس فاصله اقلیدسی با داشتن بهترین دندروگرام از لحاظ گرافیکی برای تحلیل و تفسیر انتخاب شد. با­توجه­به فاصله ادغام مناسب و تفکیک بهتر ژنوتیپ­ها، برش دندروگرام در ناحیه­ای انجام شد که کلیه ژنوتیپ­ها به چهار گروه منتسب شدند. برای صحت محل برش دندروگرام از تجزیه تابع تشخیص استفاده شد. تجزیه تابع تشخیص نشان داد که اختلاف بین چهار گروه و میزان آماره لاندای ویلک 723/0 در سطح احتمال 01/0 معنی­دار است. درصد جایگزینی صحیح با استفاده از توابع در این تجزیه 2/95 درصد برآورد شد. بر اساس این گروه­بندی تعداد هفت ژنوتیپ در گروه ژنوتیپ­های مقاوم، 10 ژنوتیپ در گروه ژنوتیپ­های نیمه­مقاوم، 53 ژنوتیپ در گروه ژنوتیپ­های نیمه­حساس و 34 ژنوتیپ در گروه حساس قرار گرفتند (شکل 1).

به­منظور بررسی وضعیت ژنوتیپ­های هر گروه از لحاظ صفات اندازه­گیری­شده، میانگین صفات برای هر گروه محاسبه شد و نمره استاندارد (Z-score) آنها مورد بررسی قرار گرفت (جدول 7). تعداد هفت ژنوتیپ در گروه مقاوم عبارت بودند از ژنوتیپ­های 11، 34، 40، 42، 46، 78 و 100. به­عبارتی ژنوتیپ­های این گروه از لحاظ شدت آلودگی در هر پنج مرحله، تیپ آلودگی و همچنین AUDPC، پایین­ترین میانگین و در نتیجه منفی­ترین نمرات استاندارد را در بین گروه­ها به خود اختصاص دادند. بنابراین اعضای این گروه در مجموع مقاوم­ترین ژنوتیپ­ها به بیماری سفیدک پودری شناخته شدند. گروه دیگری که از لحاظ کسب کمترین میانگین صفات مرتبط با مقاومت به بیماری سفیدک پودری و نمره استاندارد منفی، در مرتبه بعدی قرار گرفت، گروه نیمه­مقاوم نامگذاری شد. تعداد 10 ژنوتیپ شامل لاین­های 25، 33، 71، 79، 81، 82، 88، 93، 97، و رقم بهدان به این گروه اختصاص یافتند که در مجموع مقاومت نسبی به بیماری سفیدک پودری نشان دادند. گروه موسوم به نیمه­حساس شامل 53 ژنوتیپ بود. این گروه با داشتن مقادیر میانگین نسبتاً بالا برای شدت آلودگی در هر پنج مرحله، تیپ آلودگی و همچنین AUDPC و نمره استاندارد مثبت، نشان دادند که نسبت به این بیماری حساس هستند. اما حساس­ترین ژنوتیپ­ها شامل 34 ژنوتیپ بودند که برای شدت آلودگی در هر پنج مرحله، تیپ آلودگی و همچنین AUDPC، بالاترین میانگین و مثبت­ترین نمرات استاندارد را به خود اختصاص دادند. شایان ذکر است که اعضای این گروه­بندی با نتایج آروناچالام مطابقت داشت: بر اساس نتایج رتبه­بندی آروناچالام، رتبه ژنوتیپ­ها در گروه ارقام مقاوم، کمترین رتبه بین 7 تا 14، در گروه ارقام نیمه­مقاوم، رتبه بین 22 تا 5/52، و در گروه نیمه­حساس و حساس به­ترتیب بین 5/53 تا 5/67 و 5/68 تا 5/76 بود.

جدول 6. رتبه مستخرج از نتایج مقایسه میانگین ژنوتیپ­ها برای مقاومت به بیماری سفیدک پودری به روش آروناچالام و شدت آلودگی ارقام در مزرعه در تاریخ کاشت اول و دوم

در پژوهشی مشابه، مقاومت70 ژنوتیپ جو نسبت به بیماری سفیدک پودری در گلخانه مورد بررسی قرار گرفت. نتایج رتبه­بندی ژنوتیپ­ها به روش آروناچالام نشان داد که ژنوتیپ­های Afzal، Rihane، Goharjow، EB-88-8، 45-Motadel، EC-83-17 و Fajre30 به­ترتیب بیشترین رتبه­ها را از لحاظ تیپ آلودگی و شدت بیماری کسب کردند و به­عنوان ژنوتیپ­های حساس و نیمه­حساس و ژنوتیپ­هایEB-86-6 ، EB-87-20،Arass ،EB-88-2 ،EBYT-W-89-4 ،EB-88-13 ،Dasht ، MB-83-14،EBYT-W-89 ،NB17 ،24Garm ،EB-88-19 ، EBYT-W-89-15 و W-79-10 با اخذ پایین­ترین رتبه­ها، به عنوان مقاوم­ترین ژنوتیپ­ها شناسایی شدند. بر اساس نتایج تجزیه خوشه­ای تعداد 29 ژنوتیپ در گروه ژنوتیپ­های مقاوم، 19 ژنوتیپ در گروه ژنوتیپ­های نیمه­مقاوم، 21 ژنوتیپ در گروه ژنوتیپ­های نیمه­حساس و یک ژنوتیپ در گروه حساس قرار گرفتند (Mohammadi et al., 2015). با بررسی ژن­های مقاوم به سفیدک پودری در 86 گونه جو استرالیایی و 9 لاین پیشرفته جو با استفاده از 40 جدایه پاتوژن، تعداد ۲۲ ژن مقاوم شناسایی شدند. بیشترین فراوانی ژن مقاوم Mla8 و Mlg به­ترتیب در 43 و 34 گونه و ژن MlGa در 12 گونه یافت شد. همچنین گونه­های Maritime و Stirling فاقد ژن مقاوم خاصی بودند (Dreiseit & Platz , 2012). در مطالعه­ای دیگر مقاومت 316 گونه از جو وحشی بررسی شد. سه گونه جو وحشی (053، 085 و 089) به 38 جدایه از قارچ Bgh مقاومت نشان دادند
 (Ames et al., 2015).

شکل 1. دندروگرام تجزیه خوشه­ای ژنوتیپ­های جو از لحاظ صفات مختلف مرتبط با مقاومت به سفیدک پودری به روش وارد در ارزیابی گلخانه

در بررسی 33 رقم بومی جو با منشا کشور یمن که از مرکز ایکاردا تهیه شده بود، محققان توانستند دو رقم بومی مقاوم که به­دلیل وجود ژن mlo بود، را شناسایی کنند (Czembor & Czembor, 2021). در بررسی مقاومت 24 لاین‌ نوترکیب جو نسبت به 14 جدایه قارچ سفیدک پودری، مقاومت به سفیدک پودری در 22 لاین یافت شد. همچنین وجود ژن مقاوم ناشناخته در 13 لاین محرز شد. در شش لاین‌ از 13 لاین، ژن‌های ناشناخته همراه با آلل Mla12 که از والد H. vulgare سرچشمه می‌گیرد، وجود داشت (cv. Emir). تنها لاین P94/1/3/1/1/1-2181، لاین مقاوم در برابر تمام جدایه­ها بود (Czembor et al., 2019).

جدول 7. اعضای گروه­های حاصل از تجزیه خوشه­ای ژنوتیپ­های جو برای مقاومت به سفیدک پودری همراه با میانگین و نمره استاندارد

3-5. جمع­بندی با مقایسه نتایج ارزیابی ژنوتیپ­های جو از لحاظ مقاومت به سفیدک پودری در گلخانه و مزرعه در دو تاریخ کاشت

به­منظور شناسایی مقاوم­ترین و حساس­ترین ژنوتیپ­ها، از مقایسه و جمع­بندی نتایج ارزیابی ژنوتیپ­ها در گلخانه و همچنین ارزیابی در شرایط مزرعه در هر دو تاریخ کاشت استفاده شد. بدین صورت که ژنوتیپ­هایی که در همه شرایط در گروه مقاوم و حساس قرار گرفته بودند، شناسایی شدند. برای شناسایی حساس­ترین ژنوتیپ­ها در این پژوهش، ژنوتیپ­های مشترک بین حساس­ترین گروه حاصل از تجزیه کلاستر (گروه 1 شامل 34 ژنوتیپ) و ژنوتیپ­های حساس مشترک بین دو تاریخ کاشت در مزرعه (ژنوتیپ­هایی که در هر دو تاریخ کاشت شدت بالای 60 درصد داشتند) و همچنین ژنوتیپ­هایی که رتبه بالاتر از 60 آروناچالام داشتند شناسایی شدند. بر این اساس، تعداد 19 لاین شامل 76، 72، 70، 69، 66، 65، 58، 57، 55، 54، 49، 44، 35، 30، 29، 19، 9، 3 و 2 به­عنوان حساس­ترین ژنوتیپ­ها در این پژوهش در گلخانه و مزرعه شناسایی شدند.

از سوی دیگر برای شناسایی مقاوم­ترین ژنوتیپ­ها، ژنوتیپ­هایی که در گلخانه بر اساس نتایج تجزیه خوشه­ای در گروه مقاوم­ترین ژنوتیپ­ها (گروه سوم و چهارم به­ترتیب با 7 و 10 ژنوتیپ) قرار داشتند و همچنین بر اساس ارزیابی مزرعه­ای در تاریخ کاشت اول و دوم آلودگی صفر درصد (به­ترتیب با 17 و 15 ژنوتیپ) نشان دادند، در نظر گرفته شدند. تعداد 15 ژنوتیپ شامل لاین­های 11، 33، 34، 40، 42، 46، 71، 79، 81، 82، 88، 93، 97، 100 و رقم بهدان علاوه­بر­اینکه بر اساس نتایج تجزیه خوشه­ای صفات گلخانه­ای در گروه مقاوم شناسایی شده بودند، در هر دو ارزیابی مزرعه­ای (تاریخ کاشت اول و دوم) نیز آلودگی صفر درصد نشان دادند. لذا این ژنوتیپ­ها با اطمینان و اعتبار بالا به­عنوان ژنوتیپ­های مقاوم شناسایی شده در این پژوهش معرفی می­شوند که می­توانند به­عنوان منابع ژنتیکی مقاومت به سفیدک پودری جو، در برنامه­های اصلاحی قابل استفاده و بهره­برداری باشند.

4. نتیجه ­گیری

در پژوهش حاضر با بررسی تنوع لاین­های پیشرفته جو از لحاظ مقاومت به بیماری سفیدک پودری در شرایط مزرعه و گلخانه مشخص شد ژنوتیپ­ها دارای تنوع ژنتیکی قابل توجهی از نظر واکنش به بیماری سفیدک پودری هستند. بررسی ژنوتیپ­ها در دو تاریخ کاشت مختلف نشان داد تغییر شرایط آب و هوایی در شدت ایجاد بیماری­زایی مؤثر است و واکنش ژنوتیپ­ها می­تواند در مقابل بیماری متفاوت باشد. مطابق نتایج گروه­بندی ژنوتیپ­ها، چهار گروه مقاوم، نیمه­مقاوم، نیمه­حساس و حساس شناسایی شدند. بر اساس جمع­بندی نتایج ارزیابی در گلخانه و مزرعه در دو تاریخ کاشت، تعداد 15 ژنوتیپ شامل لاین­های 11، 33، 34، 40، 42، 46، 71، 79، 81، 82، 88، 93، 97، 100 و رقم بهدان به­عنوان مقاوم­ترین ژنوتیپ­ها شناخته شدند، به­گونه­ای که از لحاظ صفات شدت بیماری، تیپ آلودگی و سطح زیر منحنی پیشرفت بیماری (AUDPC) کمترین مقدار را به خود اختصاص دادند و در مزرعه در هر دو تاریخ کاشت، آلودگی به این قارچ نشان ندادند. همچنین 19 ژنوتیپ شامل لاین­های 76، 72، 70، 69، 66، 65، 58، 57، 55، 54، 49، 44، 35، 30، 29، 19، 9، 3 و 2 به عنوان حساس­ترین لاین­ها معرفی شدند. با در­نظر­گرفتن نتایج این پژوهش، معرفی لاین­های امیدبخش با عملکرد بالا و در عین حال مقاوم به بیماری، می­تواند به­ویژه برای مناطق مستعد به بیماری بسیار ارزشمند و اقتصادی باشد.

منابع

Abdemishani, S., & Shah Nejat Bushehri, A.A. (2015). Complementary plant breeding (3th ed.). Tehran University Publications. (In Persian)

Abdullaev, R.A., Lebedeva, T.V., Alpatieva, N.V., Batasheva, B.A., Anisimova, I.N., & Radchenko, E.E. (2021). Powdery mildew resistance of barley accessions from Dagestan. Vavilov Journal of Genetics and Breeding, 25(5), 528-533.

Ahmadi, M., Fazeli, A., & Arminian, A. (2017). Identification of informative ISSR marker linked to aghnresistance to powdery mildew in barley (Hordeum vulgare) at adult growth stage. Journal of Crop Breeding, 9(22), 31-40. (In Persian)

Ames, N., Dreiseitl, A., Steffenson, B.J., & Muehlbauer, G.J. (2015). Mining wild barley for powdery mildew resistance. Plant Pathology, 64(1), 1396–1406.

Arab Tajandarreh, E., Ismaili, A., Rezai-Nejad, A., & Wormy, F. (2016). Evaluation of genetic diversity and heritability of physiological and phenological characteristics of some strawberry genotypes in the climatic conditions of Kurdistan. Plant Genetic Research, 3(2), 43-58.

Arabi, M.I.E., Jawhar, M., & Al-Shehadh, E. (2020). Identification of barley lines with resistanceto powdery mildew based on seedling and adult plant responses. Acta Phytopathologica et Entomologica Hungarica, 55 (1), 3–10.

Arunachalam, V., & Bandyopadhyay, A. (1984). A method to make decisions jointly on a number of dependent characters. Indian Journal of Genetics and Plant Breeding, 44, 419-424.

Bakhtiari Bastaki, S., Sabouri, H., Molashahi, M., & Hosseini Moghadam, H. (2019). Identification of QTLs for powdery mildew resistance in barley using F3 families resulting from the crossing of Badia and Kavir barley cultivars. Journal of Plant Diseases, 55(1), 19-32. (In Persian)

Czembor, J.H., & Czembor, E. (2021). Mlo resistance to powdery mildew (Blumeria graminis f. sp. hordei) in barley landraces collected in Yemen. Agronomy, 11(8), 1582.

Czembor, J.H. (2001). Resistance to powdery mildew in selections from barley landraces collected in greece. Agricultural and Food Science in Finland, 10, 133–142.

Czembor, J.H., Pietrusińska, A., Piechota, U., & Mañkowski, D. (2019). Resistance to powdery mildew in barley recombinant lines derived from crosses between Hordeum vulgare and Hordeum bulbosum. Cereal Research Communications, 47(3), 463–472.

Dreiseitl, A., & Platz, G. (2012). Powdery mildew resistance genes in barley varieties grown in Australia. Crop & Pasture Science, 63, 997–1006.

Dreiseitl, A. (2020) Specific resistance of barley to powdery mildew, its use and beyond: A concise critical review. Acta Phytopathologica et Entomologica Hungarica, 55(1), 3–10.

Elahinia, A. (2010). Crop plant diseases and methods of combating them, second edition. Tehran University Press, pp. 545. (In Persian)

Eyal, Z., Scharen, A.L., Prescott, J.M., & Van Ginkel, M. (1987). The septoria disease of wheat: Concepts and methods of disease management. Cimmyt Mexico, pp. 52.

Falconer, D.S. (1989). Introduction to Quantitative Genetics. Longman Scientific & Technical, pp. 448.

Food and Agriculture Organization. (2022). https://www.fao.org/statistics/en/.

Fox, R.T.V. (1993). Principles of Diagnostic Techniques in Plant Pathology, CAB International, Wallingford, Oxford, pp. 213.

Hardinson, J.R. (1944). Specialization of pathogencity in Erisiphe graminis on wild and cultivated grasses. Phytopathology, 83, 250-256.

Hoseinzadeh, P., Zhou, R., Mascher, M., Himmelbach, A., Niks, R.E., Schweizer, P., & Stein, N. (2019). High resolution genetic and physical mapping of a major powdery mildew resistance locus in barley. Frontiers in Plant Science, 10 (146).

Imam, Y. (2016). Cereal cultivation. Shiraz University Publishing Center, pp. 190.

Last, F.T. (1957). The effect of date of sowing on the incidence of powdery mildew on spring-sown cereals. Annals of Applied Biology, 45(1), 1-10.

Mains, E.S., & Dietz, S.M. (1930). Physiological forms of barley mildew Erysiphe graminis f.sp. hordei Marchal. Phytopathology, 20, 229-239.

Mohammadi, Z., Sabouri, A., & Musa Nejad, P. (2014). Investigating the genetic diversity and grouping of barley (Hordeum vulgare L.) genotypes in terms of resistance to powdery mildew in the seedling stage. Iranian Journal of Plant Sciences, 46(1), 71-81. (In Persian)

Mohammadi, Z., Sabouri, A., & Musa Nejad, P. (2015). Investigating the genetic diversity and grouping of barley (Hordeum vulgare L.) genotypes in terms of resistance to powdery mildew in the seedling stage. Iranian Journal of Plant Sciences, 46(1), 71-81. (In Persian)

Mukherjee, A.K., Mohapatra, N.K., & Nayak, P. (2018). Assessment of partial resistance to rice blast disease. Oryza, 3, 363-382.

Piechota, U., Czembor, P.C., & Czembor, J.H. (2020). Evaluating barley landraces collected in North Africa and the Middle East for powdery mildew infection at seedling and adult plant stages. Cereal Research Communications, 48, 179–185.

Rashidi, F. (2005). Evaluation of phenotypic and genotypic diversity of some cultivated and wild barley in seedling stage with respect to powdery mildew disease using RAPD marker. Master's thesis, Faculty of Agriculture, Ilam University. (In Persian)

Saari, E.E., & Prescott, J.M. (1975). Scale for apprasing the foliar intensity of wheat disease. Plant Disease Reporter, 59, 377-380.

Sato, K. (2020). History and future perspectives of barley genomics. DNA Research, 27(4), 1–8.

Shahmoradi, S., & Zahrawi, M. (2014). Identification of traits related to drought tolerance in genotypes of barley (Hordeum vulgare L.) native to hot and dry regions of Iran. Journal of Agricultural Agriculture, 16(1), 23-41. (In Persian)

Singh, R.K., & Chaudhary, B.D. (1985). Biometrical methods in quantitative analysis. Kalayani Publishers, New Delhi.

Tratwal, A., & Bocianowski, J. (2014). Blumeria graminis f. sp. hordei virulence frequency and the powdery mildew incidence on spring barley in the Wielkopolska province. Journal of Plant Protection Research, 54(1), 28-35.

Tricase, C., Amicarelli, V., Lamonaca, E., & Ran, R.L. (2018). Economic Analysis of the Barley Market and Related Uses, Grasses as Food and Feed. pp. 25-46.

White, N., & Jenkyn, J.F. (1995). Effects of of winter sowing date and verbalization on the growth barley and its resistance to powdery mildew (Erysiphe graminis f.sp. hordei). Annals of Applied Biology, 181(2), 269-283.