BAHAN DAN METODE
Penelitian terdiri dari tiga percobaan, yaitu 1) pengujian ketahanan cabai terhadap antraknosa; 2) pendugaan parameter genetik ketahanan cabai terhadap antraknosa dengan menggunakan analisis dialel; dan 3) penentuan karakter seleksi dengan menggunakan analisis lintasan. Penelitian dilaksanakan pada bulan Februari-Juli 2007. Penanaman dilakukan di rumah plastik Kebun Percobaan IPB Tajur Bogor yang terletak pada ketinggian ± 250 m di atas permukaan laut. Perbanyakan dan pemeliharaan C. acutatum dilakukan di Laboratorium Klinik Tanaman Departemen Proteksi Tanaman Fakultas Pertanian IPB, dan pengujian ketahanan dilakukan di Laboratorium Pendidikan Pemuliaan Tanaman Departemen Agronomi dan Hortikultura Fakultas Pertanian IPB.
Pengujian Ketahanan Cabai terhadap Antraknosa
Pengujian ketahanan cabai terhadap antraknosa ini menggunakan bahan tanaman koleksi Bagian Genetika dan Pemuliaan Tanaman AGH IPB. Genotipe-genotipe yang digunakan dapat dilihat pada Lampiran 1 dan deskripsi tetua disajikan pada Lampiran 2-7. Isolat C. acutatum yang digunakan adalah BKT 04 yang merupakan koleksi Dr. Widodo dari Laboratorium Mikologi Tumbuhan Departemen Proteksi Tanaman IPB.
Benih cabai diberi perlakuan perendaman dalam air hangat (50 oC) selama satu malam sebelum disemai. Benih disemai dalam tray yang berisi media semai yang sudah disterilisasi dengan pemanasan pada suhu 150 oC selama tiga jam. Pemeliharaan yang dilakukan pada saat persemaian adalah penyiraman dan pemberian pupuk daun dengan dosis 2 g/l. Setelah empat minggu kemudian dipindahkan ke dalam polibag berdiameter 35 cm berisi 8 kg media tanam steril. Media tanam yang digunakan adalah campuran tanah dan pupuk kandang dengan perbandingan 1:1. Sterilisasi media tanam dilakukan dengan pemanasan media tanam di atas api selama delapan jam. Pemeliharaan meliputi penyiraman, pemupukan dan pengendalian hama penyakit.
Pengujian ketahanan terhadap antraknosa disusun menggunakan Rancangan Kelompok Lengkap Teracak faktor tunggal dengan tiga ulangan dan 21 genotipe
sebagai perlakuan. Setiap satuan percobaan terdiri dari 20 buah cabai yang dipanen pada saat buah masih berwarna hijau berumur sekitar seminggu sebelum buah berwarna merah.
Perbanyakan inokulum dilakukan dengan cara mengambil koloni dari biakan murni kemudian dibiakkan pada media PDA dalam cawan petri. Biakan diinkubasi pada suhu 28 oC, diberi lampu selama 12 jam/hari selama 5-7 hari. Pemanenan konidia dilakukan dengan cara mencuci cawan dua kali dengan air steril sebanyak 15 ml kemudian permukaan isolat digosok menggunakan gelas L untuk mengambil konidia. Suspensi kemudian disaring menggunakan dua lapis kain saring untuk memisahkan potongan miselia. Kepadatan inokulum dihitung menggunakan haemocytometer sampai mencapai 5 x 105 konidia/ml.
Inokulasi dilakukan dengan menyuntikkan 2 µl suspensi konidia ke permukaan buah. Untuk buah berukuran kurang dari 4 cm inokulasi dilakukan pada satu titik sementara untuk buah yang berukuran lebih dari 4 cm inokulasi dilakukan pada dua titik dengan jarak 4 cm. Setelah inokulasi buah kemudian diinkubasi dalam suhu ruang dan ditempatkan di atas kawat dalam bak-bak plastik yang pada dasarnya diberi kertas tissue basah kemudian bak tersebut ditutup plastik hitam. Reaksi penyakit diamati lima hari setelah inokulasi.
Pengamatan yang dilakukan meliputi kejadian penyakit (KP) dan diameter bercak. Kejadian penyakit dihitung berdasarkan persentase buah yang terkena serangan dengan melihat ada atau tidak adanya bercak pada lima hari setelah inokulasi, dengan rumus berdasarkan AVRDC (2002):
x 100 %
dimana: KP = kejadian penyakit n = buah yang bergejala N = jumlah buah total
Persentase dari genotipe yang diuji kemudian ditentukan kelas ketahanannya sesuai dengan Tabel 1.
Tabel 1. Kelas Ketahanan Berdasarkan Kejadian Penyakit
No Persentase Kelas Ketahanan
1 0 ≤ KP ≤10 Sangat Tahan 2 10 < KP ≤ 20 Tahan 3 20 < KP ≤ 40 Moderat 4 40 < KP ≤ 70 Rentan 5 KP > 70 Sangat Rentan Sumber: Yoon (2003)
Penentuan skor pada buah yang telah diinokulasi dengan mengukur diameter bercak yang ditimbulkan sesuai dengan Tabel 2.
Tabel 2. Kelas Ketahanan Berdasarkan Diameter Bercak
No Diameter Bercak (cm) Kelas Ketahanan
1 0 Imun 2 0.1 – 0.5 Sangat Tahan 3 0.6 – 1 Tahan 4 1.1 – 2 Rentan 5 >2 Sangat Rentan Sumber: AVRDC (1990)
Pendugaan Parameter Genetik Ketahanan Cabai terhadap Antraknosa dengan Menggunakan Analisis Dialel
Percobaan ini menggunakan enam genotipe tetua dan 15 genotipe F1 yang disusun dalam populasi half diallel (Tabel 3). Metode yang digunakan sama dengan percobaan pengujian ketahanan cabai terhadap antraknosa pada Percobaan 1. Peubah yang digunakan dalam pendugaan parameter genetik menggunakan pendekatan Hayman dan pendugaan daya gabung menggunakan Metode 2 Griffing adalah ketahanan penyakit (1-kp) dan diameter bercak. Peubah yang digunakan untuk pendugaan nilai heterosis adalah kejadian penyakit dan diameter bercak.
Tabel 3. Populasi half dialel dalam menduga parameter genetik untuk ketahanan cabai terhadap antraknosa
♂ ♀
IPB C2 IPB C4 IPB C8 IPB C9 IPB C10 IPB C15
IPB C2 2 x 2 IPB C4 4 x 2 4 x 4 IPB C8 8 x 2 8 x 4 8 x 8 IPB C9 9 x 2 9 x 4 9 x 8 9 x 9 IPB C10 10 x 2 10 x 4 10 x 8 10 x 9 10 x 10 IPB C15 15 x 2 15 x4 15 x 8 15 x 9 15 x 10 15 x 15 Analisis Data:
1. Pendugaan parameter genetik menggunakan pendekatan Hayman
Pendugaan parameter genetik ketahanan cabai terhadap antraknosa dilakukan dengan analisis dialel menggunakan pendekatan Hayman (Singh dan Chaudhary 1979).
a. Analisis ragam
Populasi dialel dianalisis menggunakan rancangan kelompok lengkap teracak dengan tiga ulangan menggunakan model statistik:
Yij = µ + αi + βj + εij
Keterangan:
Yij = Nilai pengamatan dari perlakuan genotipe ke-i
µ = Nilai rata-rata
αi = Pengaruh perlakuan genotipe ke-i
βj = Pengaruh kelompok ke-j
εij = Pengaruh galat percobaan pada perlakuan genotipe ke-i
b. Pendugaan ragam dan peragam
Untuk menduga nilai ragam dan peragam digunakan rata-rata dari tiap ulangan.
∑x
ijRata-rata tetua (ML0)
=
2
1 ∑ X ij Ragam tetua (V0L0)
= ∑ (X
ij)
2 -n - 1
i=j n n 2 1 n∑
Xij Ragam array (Vri) =∑ (
Xij)
2 - j=l n - 1 j=l n 1 nRata-rata ragam array (V1L1) =
∑
Vrin i=l
n 2
1 n
∑
XiRagam rata-rata array (V0L1) =
∑ (
Xi)
2 - i=ln – 1 i=l n
n 2
1 n
∑
XijXi’jPeragam tetua dan keturunan (Wri) =
∑ (
XijXi’j)
- j=l;i=ln – 1 j=l;i=l n
1
Rata-rata peragam tetua dan array (W0L1) =
∑
Wrin
Perbedaan rata-rata tetua dan rata-rata semua keturunan 1 1 n 2 (ML1 – ML0)2 =
∑
Xij -∑
Xij n n i=l;j=l i=j n I=jc. Uji hipotesis
Kesahihan hipotesis diuji dengan koefisien regresi, menggunakan ragam dan peragam.
b = (Cov (Wr,Vr)/(Var (Vr))
SE (b) = [(Var (Wr) – b * (Cov (Wr, Vr))/ (Var (Vr) * (n-1))]1/2
Uji hipotesis: H0 : b = 1 H1 : b ≠ 1
Jika b = 1, maka tidak terdapat interaksi gen non alelik
d. Grafik Wr – Vr
Parabola diperoleh dengan menghubungkan titik-titik dari persamaan:
Wri = (Vri x V0L0)1/2
Regresi diperoleh dengan menghubungkan titik-titik dari persamaan:
Wri = Wr – bVr + bVri
Intersep regresi diperoleh dari: ɑ = Wr - bVr
semakin dekat letak tetua dengan pangkal persilangan sumbu x-y, kandungan gen dominannya relatif semakin tinggi, sebaliknya semakin jauh letak tetua dengan pangkal persilangan sumbu x-y semakin kecil kandungan gen dominannya.
e. Pendugaan komponen ragam
Pendugaan komponen ragam yang dilakukan adalah:
D = V0L0 – E F = 2V0L0 – 4W0L0 – 2(n-2) E/n H1 = V0L0 – 4W0L1 + 4 V1L1 – (3n – 2) E/n H2 = 4V1L1 – 4 V0L1 – 2E h2 = 4(ML1 – ML0)2 – 4(n-1) E/n S2 = ½ [Var (Wr – Vr)] SE (D) = [(n5 + n4)/n5] * (S2) SE(F) = [(4n5 + 20n4 – 16n3 + 16n2)/n5] * (S2)
SE(H1) = [(n5 + 41n4 – 16n3 + 16n2)/n5] * (S2)
SE(H2) = [(36n4)/n5] * (S2)
SE(h2) = [(16n4 + 16n2 – 32n + 16)/n5] *(S2) SE(E) = [(n4)/(n5] * (S2)
Keterangan:
D : komponen ragam karena pengaruh aditif
F : nilai tengah Fr untuk semua array, Fr adalah peragam pengaruh
aditif dan non aditif pada array ke-r
H1 : komponen ragam karena pengaruh dominan
H2 : perhitungan untuk menduga proporsi gen negatif dan positif pada
tetua
h2 :pengaruh dominansi (sebagai jumlah aljabar dari semua persilangan saat heterozigous)
E : komponen ragam karena pengaruh lingkungan
Jika intersep bernilai positif atau D > H1 maka interaksi yang terjadi adalah
dominansi sebagian. Jika bernilai negatif atau D < H1 maka interaksi yang
terjadi adalah overdominansi. Jika D = H1 interaksi yang terjadi adalah
dominan lengkap. Jika garis regresi menyentuh batas parabola maka tidak terdapat dominansi.
f. Pendugaan parameter lain
Parameter lain yang diduga adalah: Rata-rata tingkat dominansi
= (H1/D)1/2
Proporsi gen-gen dengan pengaruh positif dan negatif dalam tetua = H2/4H1
Proporsi gen-gen dominan dan resesif dalam tetua = [(4DH1)1/2 + F] / [(4DH1)1/2 – F]
Jumlah kelompok gen yang mengendalikan sifat dan menimbulkan dominansi = h2/H2
Heritabilitas arti luas (h2bs)
Heritabilitas arti sempit (h2ns)
= (½ D + ½ H1 – ½ H2 –½ F) / ( ½ D +½ H1 – ½ H2 – ½ F +E)
Jika korelasi negatif, nilai Wri + Vri-nya paling rendah, berarti mengandung gen dominan paling banyak.
2. Pendugaan Daya Gabung
Untuk menduga nilai daya gabung umum (DGU) dan daya gabung khusus (DGK) dilakukan analisis dialel menggunakan metode 2 Griffing (Singh dan Chaudhary 1979).
Model statistika yang digunakan adalah :
Yij = m + gi + gj + sij + 1/bc ∑∑eijkl
Keterangan:
Yij = nilai tengah genotipe i x j
m = nilai tengah umum
gi = daya gabung umum (DGU) tetua ke-i
gj = daya gabung umum (DGU) tetua ke-j
sij = pengaruh daya gabung khusus
1/bc ∑∑eijkl = nilai tengah pengaruh galat.
Komponen ragam untuk daya gabung disajikan pada Tabel 4. Tabel 4. Sidik ragam untuk Analisis Daya Gabung Metode 2
SK Db JK KT KTH
DGU P – 1 JKdgu KTdgu σ2e + σ2dgk + (p+2) σ2dgu
DGK P(p-1)/2 JKdgk KTdgk σ2e + σ2dgk
Galat (r-1)[(p-1)+p(p-2)/2] JKgalat KTgalat σ2e
Pengaruh daya gabung umum (gi) = n (Yi. +Y.j) – 1/n2 Y
Keterangan:
gi = nilai daya gabung umum galur ke-i
Yi. = jumlah nilai tengah persilangan genotipe ke-i
Y.j = jumlah nilai tengah selfing genotipe ke-j
Pengaruh daya gabung khusus (sij) = (Yji+Yij)- n(Yi.+Yii+Y.j+Yjj) + 1/n2 Y
Keterangan:
sij = nilai daya gabung khusus persilangan antara galur ke-i dan ke-j
Yij = nilai tengah persilangan antara galur ke-i dan ke-j
Yji = nilai tengah persilangan antara galur ke-j dan ke-i
Yi. = jumlah nilai tengah persilangan genotipe ke-i
Yii = jumlah nilai tengah selfing genotipe ke-i
Y.j = jumlah nilai tengah persilangan genotipe ke-j
Yjj = jumlah nilai tengah selfing genotipe ke-j
Y.. = total nilai tengah genotipe
3. Pendugaan Heterosis
Nilai heterosis diduga berasarkan nilai tengah kedua tetua (mid parent) dan nilai tengah tetua terbaik (best parent) atau heterobeltiosis.
µ
F1 -µ
MP Heterosis = x 100 %µ
MPµ
F1 -µ
MP Heterobeltiosis =x 100 %
µ
BPKeterangan :
µF1 = nilai tengah turunan
µMP = nilai tengah kedua tetua = (P1 + P2)
µBP = nilai tengah tetua terbaik
Penentuan Karakter Seleksi Menggunakan Analisis Lintasan
Percobaan ini bertujuan untuk menentukan karakter-karakter agronomi yang dapat digunakan untuk seleksi ketahanan cabai terhadap antraknosa. Data agronomi yang digunakan berasal dari penelitian yang dilakukan oleh Pranita (2007) yang dilakukan pada bulan November-Mei 2007 di Kebun Percobaan IPB
Tajur II Bogor. Percobaan menggunakan metode Rancangan Kelompok Lengkap Teracak dengan tiga ulangan dan genotipe sebagai perlakuan, setiap satuan percobaan terdiri dari 20 tanaman. Data diameter bercak diperoleh dari percobaan pengujian ketahanan cabai terhadap antraknosa (Percobaan 1). Genotipe-genotipe yang digunakan beserta nilai tengahnya disajikan pada Lampiran 8. Peubah yang diambil dari penelitian Pranita (2007) adalah: tinggi tanaman, tinggi dikotomus, diameter kanopi, panjang daun, lebar daun, waktu panen, bobot per buah, panjang buah, tebal daging buah, diameter tengah buah dan jumlah buah total.
Analisis Data
1. Keeratan hubungan antar karakter dianalisis menggunakan analisis korelasi Pearson dengan persamaan sebagai berikut:
[
∑ (Xi – X) (Yi – Y)]
r =√∑(Xi - X)2(Yi – Y)2 dimana:
r = koefisien korelasi
Xi = nilai pengamatan ke-i pada peubah pertama X = rataan karakter pertama
Yi = nilai pengamatan ke-i pada peubah kedua Y = rataan karakter kedua
2. Analisis lintasan dihitung berdasarkan persamaan simultan sebagai berikut (Singh dan Chaudary 1979):
r11r12 . . . r1p C1 r1y r21r22 . . . r2p C2 r2y . . . . . . . . . . . . = . . . . . . . . . . . . . . . . . . rp1rp2 . . . rpp Cp rpy Rx C Ry
Berdasarkan persamaan di atas, nilai C dapat dihitung menggunakan rumus: C = Rx-1Ry
Keterangan:
Rx = matriks korelasi antar peubah bebas Rx-1 = invers matriks Rx
C = vektor koefisien lintasan yang menunjukkan pengaruh langsung setiap peubah bebas yang telah dibakukan terhadap peubah tak bebas
Ry = vektor koefisien korelasi antara peubah bebas Xi (i = 1, 2, ....p) dengan peubah tak bebas Y
