农业院校《试验设计与分析》课程参考资料（数量性状分析方法）数量性状基因定位的回归方法（标记回归分析）

江苏农业研究9017 丁苏衣业研究 日万方数据hia城 JIANGSU AGRICULTURAL RESEARCH 科技期刊 WANFANG DATA 1999年第1期No.1Vol.201999 数量性状基因定位的回归方法* I.标记回归分析 莫惠栋 REG RESSION M ETH ODSFOR LO CATING QUANTITATIVE TRAIT LOCUS QTL) I.M ARKER REG RESSION AN ALYSIS M oHuidong (Lab of Quantitative Genetics,Agric.Coll.Yangzhou Univ.,Yangzhou 225009) 因并冠标记 有种研究中的应用主 要有： )评价育种亲本 ②)设计遗传试验 )定位数量性状基 )辅助选择。这是本世纪90年代以来迅速发展的一个科学领域。本文重点报道以标记回归定 位QTL的 在分离世代中，每一个体的任一分子标记位点M都最多只可能有3种基因型，即MM1、M2M2和M1M2,分别 表示该位点的两份DNA都来自纯系亲本P1、P2和即1、P各一份。各个位点的基因型以及位点之间的交换率和遗 传距离c,都是可以直接观察或计算的。另一方面，每一个体的某一被研究性状Z,当然也是可以直接观察的 设以园1、园22和2分别表示分离群体中任一M的基因型W1M1、M2山2和W1W2的平均数，则数量性状基因Q 的定位可归结为：1)根据遗传学原理，建立和Q的遗传效应的数量关系模型：②)根据统计学原理，推断Q在 染色体上的最可能位置，并估计其效应。标记回归乃是根据Q的假定位置与一染色体上所有M间的距离函数和□ 的著果的关套面餐限阳森芬奔整染色体上是有存在0及其最可住位置。由于园0的效应的关系随试验群体 1回交BC)群体的标记回归 1.1遗传学原理 设在标记M的一侧有一数量基因Q,且P1基因型是MW1QQ1,P2基因型是M2MQ2Q2Q1、Q2分别为增、 减效等位基因)，M和Q间交换率为r,则BC1群体P1P2∥P1的遗传图如右。 72.gif(843bytes) 量作%kmhm抽取2000 bofr/k00s10/inyy fimy9/知y901/990117ha(第1/9页)2009-1231235813

江苏农业研究990117 江苏农业研究 JIANGSU AGRICULTURAL RESEARCH 1999年 第1期 No.1 Vol.20 1999 数量性状基因定位的回归方法* Ⅰ. 标记回归分析 莫惠栋 REGRESSION METHODS FOR LOCATING QUANTITATIVE TRAIT LOCUS (QTL) Ⅰ. MARKER REGRESSION ANALYSIS Mo Huidong (Lab of Quantitative Genetics, Agric. Coll., Yangzhou Univ., Yangzhou 225009) DNA分子标记在遗传育种研究中的应用主要有：(1)评价育种亲本； (2)设计遗传试验； (3)定位数量性状基 因并估计其效应； (4)辅助选择。这是本世纪90年代以来迅速发展的一个科学领域。本文重点报道以标记回归定 位QTL的原理和方法。 在分离世代中，每一个体的任一分子标记位点M都最多只可能有3种基因型，即M1M1、M2M2和M1M2，分别 表示该位点的两份DNA都来自纯系亲本P1、 P2和P1、 P2各一份。各个位点的基因型以及位点之间的交换率r和遗 传距离cM，都是可以直接观察或计算的。另一方面，每一个体的某一被研究性状Z，当然也是可以直接观察的。 设以0m. gif (131 bytes) 11、0m. gif (131 bytes) 22和0m. gif (131 bytes) 12分别表示分离群体中任一M的基因型M1M1、 M2M2和M1M2的平均数，则数量性状基因Q 的定位可归结为：(1)根据遗传学原理，建立0m. gif (131 bytes) 和Q的遗传效应的数量关系模型； (2)根据统计学原理，推断Q在 染色体上的最可能位置，并估计其效应。标记回归乃是根据Q的假定位置与一染色体上所有M间的距离函数和0m. gif (131 bytes) 的差异的关系，应用回归方法搜索该染色体上是否存在Q及其最可能位置。由于0m. gif (131 bytes) 和Q的效应的关系随试验群体 而有不同，下面按不同群体分别讨论。 1 回交(BC)群体的标记回归 1.1 遗传学原理 设在标记M的一侧有一数量基因Q， 且P1基因型是M1M1Q1Q1，P2基因型是M2M2Q2Q2(Q1、 Q2分别为增、 减效等位基因)，M和Q间交换率为r，则BC1群体P1/P2∥P1的遗传图如右。 72.gif (843 bytes) file:///F|/qikan_htm抽取_2000before/kjqk(200810)/jsnyyj/jsny99/jsny9901/990117.htm（第 1／9 页）2009-12-31 23:58:13

江苏农业研究990117 由于交换，M1MQQ2产生4种配子，即原配子MQ1、MQ2和新配子M1Q2、MQ1,各具概率12和2 (何简写为11和，即以每一标记的总概率为1，不影响有关结果)。当回交于M1MQQ1时，产生了MMQ1Q1 M1MQQ2、M1MQQ1、MMQ1Q24种基因型。因为Q对表型有遗传效应，M则无效应除非M=Q,即Q正好 在M上)，故上述基因型的遗传值依次为血+a、m+d、m+a、m+d,其中m为背景效应，a为加性效应，d为显性 效应。以上全部结果可列于表1，由之得到： 3-l.gif(I837bytes) m,z1-2ad)=1-20a 表1BC,P1P2∥P)群体的遗传组成和基因型的遗传值 F配子 频率 BC1基因型 基因型遗传值 F gam ete FrequencyG enotype in BCG enotypic vale M1Q1 MMQQ1 1+ m十 MMQ92 m+d M MQQ1 m+a MA2 1 MM2Q1Q2 m+d 同理可得BC2P1P2∥P)群体的结果为： Onz=m ra+(1-)d,Onbz=m-(1-)a+rd ) 0□202=1-2ard)=1-2a ④ 以上的a'为混杂有如果d≠0)的加性效应。式②)和式④)就是回交群体的标记平均数与Q效应遗传关系的数 量模型。显然，若设 Y=0,2或0m22,X=1-2x 对BC群体的可能QTL进行回归搜索。如果存在QTL,其最可能位置应在=0（卿X=1)上，这时Y依x的 12统计方法 量E6mh鱼抽取20be面kke0s10/的/知y901/017h。(第2/9页)20-12312383

江苏农业研究990117 由于交换，M1M2Q1Q2产生4种配子，即原配子M1Q1、 M2Q2和新配子M1Q2、 M2Q1，各具概率(1-r)/2和r/2 (可简写为1-r和r，即以每一标记的总概率为1，不影响有关结果)。当回交于M1M1Q1Q1时，产生了M1M1Q1Q1、 M1M1Q1Q2、 M1M2Q1Q1、 M1M2Q1Q2 4种基因型。因为Q对表型有遗传效应，M则无效应(除非M=Q，即Q正好 在M上)，故上述基因型的遗传值依次为m+a、 m+d、 m+a、 m+d，其中m为背景效应，a为加性效应，d为显性 效应。以上全部结果可列于表1，由之得到： 73-1.gif (1837 bytes) (1) 0m. gif (131 bytes) 11- 0m. gif (131 bytes) 12=(1-2r)(a-d)=(1-2r)a′ (2) 表1 BC1(P1/P2∥P1)群体的遗传组成和基因型的遗传值 Table 1 Genetic constitution and genotypic value in backcross 1 (BG1=P1/P2∥P1) population F1配子 F1 gamete 频 率 Frequency BC1基因型 Genotype in BC1 基因型遗传值 Genotypic value M1Q1 M1Q2 M2Q1 M2Q2 1-r r r 1-r M1M1Q1Q1 M1M1Q1Q2 M1M2Q1Q1 M1M2Q1Q2 m+a m+d m+a m+d 同理可得BC2(P1/P2∥P2)群体的结果为： 0m. gif (131 bytes) 12=m-ra+(1-r)d, 0m. gif (131 bytes) 22=m-(1-r)a+rd (3) 0m. gif (131 bytes) 12- 0m. gif (131 bytes) 22=(1-2r)(a+d)=(1-2r)a′ (4) 以上的a′为混杂有d(如果d≠0)的加性效应。式(2)和式(4)就是回交群体的标记平均数与Q效应遗传关系的数 量模型。显然，若设 Y=0m. gif (131 bytes) 11- 0m. gif (131 bytes) 12或0m. gif (131 bytes) 12- 0m. gif (131 bytes) 22, X=1-2r (5) 我们就可以对BC群体的可能QTL进行回归搜索。如果存在QTL，其最可能位置应在r=0(即X=1)上，这时Y依X的 回归系数b就是a′的无偏估值。 1.2 统计方法 file:///F|/qikan_htm抽取_2000before/kjqk(200810)/jsnyyj/jsny99/jsny9901/990117.htm（第 2／9 页）2009-12-31 23:58:13

江苏农业研究90117 应用式) 式④)于实际资料分析， 需注意以下统计问题： 定遗传距离如1cM、2cM或5cM等)作一次回归分析， 置室另政外，买提索该染色体是香存在被研究的Q卫 安 12.2式②)和式④的回归方程形式是回X,通过原点。所以有关的平方和和乘积和，应基于原点矩而不是中心 矩，即： SSx=∑X2,SSv=∑Y2,SP=∑XY 进而有： SSR=(SP)2/5Sx.SSL=SSy-SSR b=sPs32gr69byw☐ 以上的sSg为回归平方和，具d卡l:SS为失拟(，ack off0平方和，具d非k-1不定通常的k-2):k为一染色体上的M 数目：b为回归系数，估计式)或式④中的a':冯为b的标准误。 1.23推断QTL存在的统计依据是 F=M SRAI SL 为显著，而推断QTL最可能位置的统计依据则是该F显著前提下的SS为最小（㑊即F值最大）。SS最小时的即是估 计Q1Q1对QQ2BC1)或Q1Q2对QQ2BC)的遗传效应a',即a'=b=回1回2或回12园2。该基因的遗传贡献 率，即决定系数为： 7☐ a0) 式10)的分子为BC群体中两种基因型值的平方和， 团瓦回，回以，C的个体数或品系数： 分母为BC的个体间或系间的表型值平方和。 12.4在式⑨)显著而SS为最小的位置上，可由 F=M SM Sp (df=k-1,df=n-k) a1) 量hkmh抽取2006ukk00810/my/my的/知01/0117h（第3/9页)20-12312358:3

江苏农业研究990117 应用式(2)、 式(4)于实际资料分析，需注意以下统计问题： 1.2.1 从染色体的某一端标记或端标记外开始，要每隔一定遗传距离(如1cM、 2cM或5 cM等)作一次回归分析， 直至另一端标记或端标记外，以搜索该染色体是否存在被研究的QTL。 1.2.2 式(2)和式(4)的回归方程形式是0y2. gif (100 bytes) =bX，通过原点。所以有关的平方和和乘积和，应基于原点矩而不是中心 矩，即： SSX=∑X2, SSY=∑Y2, SP=∑XY (6) 进而有： SSR=(SP)2/SSX, SSL=SSY-SSR (7) b=SP/SSX, 73-2.gif (559 bytes) (8) 以上的SSR为回归平方和，具df=1; SSL为失拟(Lack of fit)平方和，具df=k-1(不定通常的k-2)； k为一染色体上的M 数目； b为回归系数， 估计式(2)或式(4)中的a′; sb为b的标准误。 1.2.3 推断QTL存在的统计依据是 F=MSR/MSL (9) 为显著，而推断QTL最可能位置的统计依据则是该F显著前提下的SSL为最小(亦即F值最大)。SSL最小时的b即是估 计Q1Q1对Q1Q2 (BC1)或Q1Q2对Q2Q2 (BC2)的遗传效应a′，即a′=b=0q. gif (119 bytes) 11- 0q. gif (119 bytes) 12或0q. gif (119 bytes) 12- 0q. gif (119 bytes) 22。该基因的遗传贡献 率，即决定系数为： 73-3.gif (397 bytes) (10) 式(10)的分子为BC群体中两种基因型值的平方和，即 73- 4. gif (130 bytes) ( 0q. gif (119 bytes) 11- 0q. gif (119 bytes) 12)2或 73- 4. gif (130 bytes) ( 0q. gif (119 bytes) 12- 0q. gif (119 bytes) 22)2，n为BC的个体数或品系数； 分母为BC的个体间或系间的表型值平方和。 1.2.4 在式(9)显著而SSL为最小的位置上，可由 F=MSL/MSD (df1=k-1, df2=n-k) (11) file:///F|/qikan_htm抽取_2000before/kjqk(200810)/jsnyyj/jsny99/jsny9901/990117.htm（第 3／9 页）2009-12-31 23:58:13

江苏农业研究990117 测验单一QTL模型的适合性，此F值显著将暗示该染色体上可能还有其他QTL。式中的S,为剩余均方，其SS,可 由SS25Sv得到。 2回交BC)群体标记回归的一个实例 现以郑康乐等的 并非回交群 一个结果(4)将上节内容具体化 其 金体化。研字材料是水稻的三品种杂交广亲和品种他： 的 色体上k= “0”表 示无，相当 22。表头的 标记间遗传距离是我们根据其实际结果，由 M=-h(1-2)2和1=0e2)2 12 1=0.055,故M=-h1-2×0.055)=0.058-5.8cM):RG138和RG64的 …等。分析步骤如下： 表2水稻“广亲和”灿粳的55个植株在第6染色体上的标记及结实率 Tabe2 M arkerson chrom osome VI and seed-setting percentagesof55 phntsnWCV/Indica//Jpon ica rice popu aton 遗传标记和标记间遗传距离M 遗传标记和标记间遗传距离M 株号 G enetic m atkerand distancebetweer 结实率% 株号 G enetic m atkerand distancebetr een 结实率% m arkers make四 RG 138 RG64 RG456 RG716 RG 138 RG64 RG456 RG716 49. 74.9 49.9 0 0 79.0 32 0 0 0 0 763 0 79.4 33 771 81.8 34 77.3 0 84.0 35 0 0 31.3 84.0 36 0 43.2 0 0 84.0 37 0 0 0 0 0 43.3 1 1 0 1 85.8 28 0 0 0 46.9 8 1 0 87.0 39 0 0 47.0 9 1 0 87.3 40 0 0 1 47.5 101 1 0 0 0 87.5 41 0 0 18.4 111 87.6 42 0 50.2 121 89.1 43 0 0 0 593 13 1 89.2 44 0 53.2 14 0 89.6 45 0 0 0 54.8 151 0 90.1 46 0 0 1 550 161 90.8 47 0 0 0 0 55.9 171 90.3 48 0 0 0 0 59.9 18 1 65.3 49 0 0 0 62.3 19 0 0 0 0 0 65.7 50 0 0 0 0 638 200 0 0 0 66.2 51 0 0 0 0 0 64.3 21 66.9 52 91.6 221 1 0 1 67.0 53 1 0 0 93.1 23 0 0 0 67.2 54 0 93.1 量/F%amhm抽取20006心6心Mk200810)/myy/的/知830180117.h白（第4/9页）200分-12-31358：13

江苏农业研究990117 测验单一QTL模型的适合性，此F值显著将暗示该染色体上可能还有其他QTL。式中的MSD为剩余均方，其SSD可 由SSZ-SSY得到。 2 回交(BC)群体标记回归的一个实例 现以郑康乐等的一个结果〔4〕将上节内容具体化。研究材料是水稻的三品种杂交(“广亲和”品种/籼∥粳)， 并非回交群体，但其遗传结构相当于回交。表2列出该群体的n=55个植株的结实率Z及其第6染色体上k=5个遗传 标记。其中“1”表示该标记位点有一份“广亲和”DNA，相当于M1M2；“0”表示无，相当于M2M2。表头的 标记间遗传距离是我们根据其实际结果，由 M=-ln(1-2r)/2和r=(1-e-2M)/2 (12) 得到的(1 M=100 cM)。例如C和RG138的r=0.055， 故M=-ln(1-2×0.055)/2=0.058=5.8 cM)； RG138和RG64的 r=0.255， 故M=-ln(1-2×0.255)/2=0.357=35.7 cM； …等。分析步骤如下： 表2 水稻“广亲和”/籼∥粳的55个植株在第6染色体上的标记及结实率 Table 2 Markers on chromosome Ⅵ and seed-setting percentages of 55 plants in WCV/Indica∥Japonica rice population 株号 No. of plants 遗传标记和标记间遗传距离/cM Genetic marker and distance between markers 结实率/% Seed￾setting Z 株号 No. of plants 遗传标记和标记间遗传距离/cM Genetic marker and distance between markers 结实率/% Seed￾setting Z C 0 RG138 5.8 RG64 41.5 RG456 49.4 RG716 74.9 C 0 RG138 5.8 RG64 41.5 RG456 49.4 RG716 74.9 1 1 1 0 1 0 79.0 32 0 0 0 0 0 76.3 2 0 0 1 1 1 79.4 33 1 1 1 0 1 77.1 3 1 1 1 1 0 81.8 34 1 1 1 1 1 77.3 4 0 0 1 1 1 84.0 35 0 0 1 1 1 31.3 5 0 0 1 0 1 84.0 36 0 0 0 0 1 43.2 6 1 1 0 1 0 84.0 37 0 0 0 0 0 43.3 7 1 1 1 0 1 85.8 38 0 0 0 0 0 46.9 8 1 1 0 1 0 87.0 39 0 0 1 1 1 47.0 9 1 1 1 0 1 87.3 40 0 0 1 1 1 47.5 10 1 1 0 0 0 87.5 41 0 0 0 0 48.4 11 1 0 0 1 1 87.6 42 0 0 0 0 1 50.2 12 1 1 1 1 1 89.1 43 0 0 0 1 1 52.3 13 1 1 1 1 1 89.2 44 0 0 0 0 0 53.2 14 1 1 1 1 0 89.6 45 0 0 0 0 1 54.8 15 1 1 1 1 0 90.1 46 0 0 1 1 1 55.0 16 1 1 1 1 1 90.8 47 0 0 0 0 0 55.9 17 1 1 1 1 1 90.3 48 0 0 0 0 1 59.9 18 1 0 1 0 1 65.3 49 0 0 0 0 0 62.3 19 0 0 0 0 0 65.7 50 0 0 0 0 0 63.8 20 0 0 0 0 0 66.2 51 0 0 0 0 0 64.3 21 0 0 0 1 0 66.9 52 1 1 1 1 1 91.6 22 1 1 1 0 1 67.0 53 1 1 1 0 0 93.1 23 0 0 0 0 0 67.2 54 1 1 1 1 0 93.1 file:///F|/qikan_htm抽取_2000before/kjqk(200810)/jsnyyj/jsny99/jsny9901/990117.htm（第 4／9 页）2009-12-31 23:58:13

江苏农业研究9017 24 0 0 0 0 68.8 55 83.9 251 0 0 0 70.2 26 0 0 0 71.3 0m2 83.4 85.2 77.7 76.1 70.9 回 27 0 0 71.9 ②4)* 21) 25) 25) 26) 28 0 0 0 0 72.7 2 61.3 62.5 65.7 67.0 71.4 SS7= 29 0 0 0 0 73.4 34) 30) 30) 29) 13510.49 301 0. 0 0 74.4 22.5 22.712.0 9.1 0.5 310 0 0 0 0 74.5 *括号内数字为个体数。*Figure in paren thesesw as the num berof indiviluak 2.1从表2计算各标记位点编码为“1”和“0”的个体的结实率亿)平均数2和02以及Z的平均数0☑和平方和 s2,并由022得Y 22计第从c一RG7I6即4区间QT在f任可能位置的X值 以2cW为间隔 位点 例如：假定Q在0 404 ,则其离各标记的 依次为2.0、3.8、39.5、47.4和72.9： 为0.020、0.037、0.273、0.306和0.384：故x为0.96、0.93、0.45、0.39和 0.23。表3列出这一计算的部分结果。 表3假定的0TL位置(c)及其相应的X=12) Table3 PutativeQ TL position(cM and its onespond ingX=(1-2r)vale 位置1 Position1 2 3 4 5 1.00 2 0.9 0 80Q.8 74.9 90.2 6926 位置6 Position6 11 16 21 26 cM x cM x cM x cM x cM x 109 002420. 0.3 053 65 0.9785 08412. 056 5883060991 64 0.2754.90.3344.90.4134.90.5024.90.61-0.5 回归分析，结果见表5。失拟的下情不显著(《1)，表明该染色体上只有2M上的一个影响育性的QTL。根据式⑧)可 进一步得到该QTL的效应和标准误为： b=51.5450/2.1940=23.49%) 75.gf680bye图 上2.07%) 根据式0)可得该QTL的遗传贡献率为： R2(55×23.492/A13510.49=0.5616 量hkmh抽取2006kk200810/mwmy的/知901/0117h第5/9页)2X09-123123583

江苏农业研究990117 24 0 0 0 0 0 68.8 55 1 1 1 1 1 83.9 25 1 0 0 0 0 70.2 26 0 0 0 1 0 71.3 0m. gif (131 bytes) 12 83.4 85.2 77.7 76.1 70.9 0z. gif (110 bytes) = 27 0 0 1 0 1 71.9 (24)* (21) (25) (25) (26) 28 0 0 0 0 0 72.7 0m. gif (131 bytes) 22 61.3 62.5 65.7 67.0 71.4 SSZ= 29 0 0 0 0 0 73.4 (31)* (34) (30) (30) (29) 13 510.49 30 1 1 0 0 0 74.4 Y 22.5 22.7 12.0 9.1 -0.5 31 0 0 0 0 0 74.5 * 括号内数字为个体数。 * Figure in parentheses was the number of individuals. 2.1 从表2计算各标记位点编码为“1”和“0”的个体的结实率(Z)平均数0m. gif (131 bytes) 12和0m. gif (131 bytes) 22以及Z的平均数0z. gif (110 bytes) 和平方和 SSZ，并由0m. gif (131 bytes) 12- 0m. gif (131 bytes) 22得Y。 2.2 计算从C～RG716，即0～74.9 cM区间上QTL在任一可能位置的X=1-2r值，以2 cM为间隔。例如：假定Q在C 位点上，则其离各标记的遗传距离为0、 5.8、 41.5、 49.4、和74.9 cM；由式(12)得其相应重组率r为0.0、 0.055、 0.282、 0.314和0.388； 故X=1-2r依次为1.00、 0.89、 0.44、 0.37和0.22。假定Q在2 cM位点上，则其离各标记的cM 依次为2.0、 3.8、 39.5、 47.4和72.9； r为0.020、 0.037、 0.273、 0.306和0.384； 故X为0.96、 0.93、 0.45、 0.39和 0.23。表3列出这一计算的部分结果。 表3 假定的QTL位置(cM)及其相应的X=(1-2r)值 Table 3 Putative QTL position (cM) and its corresponding X=(1-2r) value 位置1 Position 1 2 3 4 5 cM X cM X cM X cM X cM X 0 5.8 41.5 49.4 74.9 1.00 0.89 0.44 0.37 0.22 2.0 3.8 39.5 47.4 72.9 0.96 0.93 0.45 0.39 0.23 4.0 1.8 37.5 45.4 70.9 0.92 0.96 0.47 0.40 0.24 6.0 0.2 35.5 43.4 68.9 0.89 1.00 0.49 0.42 0.25 8.0 2.2 33.5 41.4 66.9 0.85 0.96 0.51 0.44 0.26 位置6 Position 6 11 16 21 26 Y cM X cM X cM X cM X cM X 10.0 4.2 31.5 39.4 64.9 0.82 0.92 0.53 0.45 0.27 20.0 14.2 21.5 29.4 54.9 0.67 0.75 0.65 0.56 0.33 30.0 24.2 11.5 19.4 44.9 0.55 0.62 0.79 0.68 0.41 40.0 34.2 1.5 9.4 34.9 0.45 0.50 0.97 0.83 0.50 50.0 44.2 8.5 0.6 24.9 0.37 0.41 0.84 0.99 0.61 22.5 22.7 12.0 9.1 -0.5 2.3 从表3的X和Y，以公式(6)、(7)、(9)计算有关统计数，部分结果列于表4。该表说明：距C位点0～20 cM范围 的F值都>F0.01=21.20； 而2 cM时的SSL最小(37.62)、 F值最大(128.76)。故对2 cM位点再作一次依据于n=55个个体的 回归分析，结果见表5。失拟的F值不显著(<1)，表明该染色体上只有2 cM上的一个影响育性的QTL。根据式(8)可 进一步得到该QTL的效应和标准误为： b=51.545 0/2.194 0=23.49 (%) 75.gif (580 bytes) =2.07 (%) 根据式(10)可得该QTL的遗传贡献率为： R2=(55×23.492/4)/13 510.49=0.561 6 file:///F|/qikan_htm抽取_2000before/kjqk(200810)/jsnyyj/jsny99/jsny9901/990117.htm（第 5／9 页）2009-12-31 23:58:13