徐宇+史楊白+鄭嘯宇+霍春林

摘要： 測定了500尾河川沙塘鱧（Odontobutis potamophila）體質(zhì)量、體長、體高、頭長、尾柄長、尾柄高、頭寬、吻長等8個性狀，計算各性狀間的相關(guān)系數(shù)，采用通徑分析方法，以形態(tài)性狀為自變量，體質(zhì)量為依變量的通徑系數(shù)決定系數(shù)，并對各形態(tài)性狀與體質(zhì)量的相關(guān)性進行分析。結(jié)果顯示，各形態(tài)性狀與體質(zhì)量之間的相關(guān)性均達到極顯著水平（P<0.01）；體長對體質(zhì)量的直接作用最大（0.511），剔除通徑系數(shù)檢驗中不顯著的自變量，利用逐步回歸的方法，建立以體長、體高、頭長、頭寬、尾柄高為自變量估計體質(zhì)量的最優(yōu)多元線性回歸方程為：y=3.773x1+3.997x2+4.118x3+2.206x4+4.431x5-48.676。結(jié)果表明，體長、體高、頭長、頭寬、尾柄高等5個形態(tài)性狀對體質(zhì)量直接作用達極顯著水平。

關(guān)鍵詞： 河川沙塘鱧；形態(tài)性狀；相關(guān)分析；通徑分析；多元回歸

中圖分類號： S961.2 文獻標志碼： A 文章編號：1002-1302（2016）03-0262-03

河川沙塘鱧（Odontobutis potamophila）隸屬于鱸形目，是我國特有的品種，主要分布于長江中下游及沿江各支流、錢塘江水系、閩江水系，偶見于黃河水系[1]。該魚個體小，自然資源量少，但含肉量高、肉味鮮美，深受人們的喜愛，其價格更是一路攀升，是極具發(fā)展?jié)摿Φ乃a(chǎn)養(yǎng)殖新品種。形態(tài)性狀、體質(zhì)量是遺傳育種與種苗繁育研究的重要指標。在實際生產(chǎn)中，活體體質(zhì)量稱量不如形態(tài)指標簡單準確。因此，分析了解各形態(tài)性狀之間的相關(guān)性以及與產(chǎn)量之間的關(guān)系，可以為遺傳育種提供理論依據(jù)。近年來，利用相關(guān)分析、通徑分析、多元回歸分析等評價生物形態(tài)性狀與體質(zhì)量的關(guān)系已被廣泛應(yīng)用于水產(chǎn)生物如魚[2-7]、蝦[8-9]、蟹[10]、貝類[11-12] 中。關(guān)于鴨綠沙塘鱧選育研究已有報道[13]。本研究選取河川沙塘鱧為試驗材料，運用回歸分析、相關(guān)分析、通徑分析方法，評估影響河川沙塘鱧體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀，建立估計體質(zhì)量的最優(yōu)回歸方程，以期為河川沙塘鱧選育工作提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

2014年7月20日從江蘇省淡水水產(chǎn)研究所祿口基地隨機選取河川沙塘鱧500尾，體質(zhì)量12.80～69.60 g，體長 839～18.18 cm。

1.2 測量方法

8個形態(tài)性狀（體長、體高、尾柄高、尾柄長、頭長、頭寬、吻長、體質(zhì)量）定義參考文獻[14]。使用游標卡尺測量各長度性狀，精確到0.01 cm；用電子天平測量體質(zhì)量，精確到 0.01 g。

1.3 數(shù)據(jù)分析

利用數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析軟件SPSS19.0中的K-S單樣本檢驗（Kolomogorov-Simirnov one sample test） 檢驗各性狀是否符合正態(tài)分布。計算各形態(tài)性狀的均值、標準差、變異系數(shù)，并在表型性狀相關(guān)分析以及形態(tài)性狀對總體質(zhì)量通徑分析的基礎(chǔ)上，分析其通徑系數(shù)達到顯著水平的形態(tài)性狀對體質(zhì)量的直接作用與間接作用，計算決定系數(shù)，確定影響體質(zhì)量的關(guān)鍵形態(tài)性狀；采用逐步線性回歸法剔除不顯著的表型性狀，最終建立表型性狀對質(zhì)量性狀的多元回歸方程。參照杜家菊等的方法[15]，用SPSS 19.0軟件分析數(shù)據(jù)。

2 結(jié)果與分析

2.1 各性狀的參數(shù)

河川沙塘鱧8個性狀的表型數(shù)據(jù)見表1。單樣本K-S檢驗結(jié)果顯示，P值均在0.05以上，說明本研究所分析性狀的分布均沒有顯著偏離正態(tài)分布，可以對這些性狀進行進一步的通徑分析。性狀變異系數(shù)越大，表明該性狀的選擇潛力越大[3]。由表1可知，體質(zhì)量的變異系數(shù)最大，說明其具有較大的選擇潛力，其次是頭寬、尾柄長，體長、頭長、體高的變異系數(shù)較小，選擇潛力較弱，其余性狀變異系數(shù)中等。

2.2 性狀間表型相關(guān)系數(shù)

對河川沙塘鱧8個性狀進行表型相關(guān)分析，獲得各性狀間的表型相關(guān)系數(shù)（表2）。結(jié)果顯示，各性狀間均呈極顯著相關(guān)（P<0.01），表明將所選的指標用來進行相關(guān)分析具有實際意義。其中體長與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)最大，為0.851，頭長與頭寬的相關(guān)系數(shù)最小，為0.321，各形態(tài)性狀與體質(zhì)量相關(guān)系數(shù)大小依次為：體長>頭長>尾柄高>體高>頭寬>吻長>尾柄長。

2.3 各性狀對體質(zhì)量的影響

在表型相關(guān)基礎(chǔ)上，利用SPSS 19.0軟件計算河川沙塘鱧各形態(tài)性狀對體質(zhì)量的通徑系數(shù)，經(jīng)顯著性檢驗，保留顯著性較高的體長、體高、頭長、頭寬、尾柄高5個性狀（表3），結(jié)果顯示，體長對體質(zhì)量的直接作用（0.511）最大，且大于其間接作用（0.342），是影響體質(zhì)量的主要因素，其他4個表型性狀對體質(zhì)量的直接作用均小于間接作用，主要通過體長對體質(zhì)量間接產(chǎn)生影響。

2.4 各性狀對體質(zhì)量的決定程度

表4表明，各性狀對體質(zhì)量單獨的決定系數(shù)中體長的決定程度最大，為0.261，尾柄高的決定程度最小，為0.008；兩兩共同決定系數(shù)中，體長和頭長的共同決定程度最大，為0171，頭寬和尾柄高的共同決定程度最小，為0.013。單獨的決定系數(shù)和兩兩共同決定系數(shù)的總和等于總的決定系數(shù)，5個性狀對體質(zhì)量的總決定系數(shù)為0.817。

2.5 多元回歸方程

根據(jù)SPSS線性多元回歸中的逐步回歸分析的結(jié)果（表5），剔除通徑系數(shù)檢驗不顯著的變量，對剩余變量建立以體質(zhì)量為依變量的最優(yōu)線性回歸方程：

y=3.773x1+3.997x2+4.118x3+2.206x4+4.431x5-48.676。

式中：y為體質(zhì)量（g），x1、 x2、 x3、x4、 x5分別為體長（cm）、體高（cm）、頭長（cm）、頭寬（cm）、尾柄高（cm）。多元回歸關(guān)系和各個偏回歸系數(shù)的顯著性檢驗結(jié)果表明，回歸關(guān)系達到極顯著水平（P<0.01）（表6）。

3 結(jié)論與討論

3.1 影響河川沙塘鱧體質(zhì)量主要性狀的確定

本研究結(jié)果表明，河川沙塘鱧形態(tài)性狀與體質(zhì)量的表型相關(guān)系數(shù)均達到極顯著水平，但由于表型相關(guān)系數(shù)中并未剔除其他性狀的間接影響，不能準確反映各形態(tài)性狀與體質(zhì)量之間的關(guān)系，因此，利用通徑分析和多元線性回歸分析進一步探討各形態(tài)性狀與體質(zhì)量的真實關(guān)系。結(jié)果顯示，河川沙塘鱧的體長、體高、頭長、頭寬、尾柄高5個形態(tài)性狀對體質(zhì)量的直接作用達極顯著水平，其中體長對體質(zhì)量的決定系數(shù)（0.261）最大。在通徑分析和決定程度分析時，只有當各形態(tài)性狀對體質(zhì)量的單獨決定系數(shù)及兩兩共同決定系數(shù)的總和大于或等于0.85時才能確定影響體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀均已找到[3]。本研究中，系數(shù)總和為0.817，略低于0.85，表明本研究所選擇的性狀還不夠全面，原因可能是不同體型的魚類對體質(zhì)量造成影響的性狀也會有所差異，如大口黑鱸的體寬、體長、眼間距是影響體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀[16]。沙塘鱧同為鱸形目，是小型魚類，體型敦實，后續(xù)研究應(yīng)增加體寬、眼間距等表型數(shù)據(jù)進行通徑分析。此外，試驗動物月齡的差異也是可能原因之一，目前已有研究證實，不同月齡水產(chǎn)動物的性狀主成分有所不同，且影響其體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀也有所不同[17-19]。對與河川沙塘鱧體型類似的鴨綠沙塘鱧的形態(tài)性狀與體質(zhì)量進行通徑分析表明，全長、體長、體高、尾柄高是影響體質(zhì)量的主要性狀[13]。因此本研究獲得的這5個形態(tài)性狀也可作為該階段的理想測度選育指標。

3.2 對選育的指導意義

在水產(chǎn)養(yǎng)殖方案優(yōu)化和生產(chǎn)量估計中常用到相關(guān)分析、通徑分析、多元回歸分析[20]。魚類生長性狀的選育中，一般以體長、體質(zhì)量作為選育指標。研究表明，體長、體高等形態(tài)性狀對體質(zhì)量的增長具有重要的影響，因此在河川沙塘鱧選育中應(yīng)對體質(zhì)量以及對與體質(zhì)量具有決定作用的形態(tài)性狀進行間接選擇[21]。此外，在后續(xù)研究中，也可考慮將體寬、眼間距等性狀作為重要測量指標。

參考文獻：

[1]伍漢霖. 中國沙塘鱧屬魚類的整理和新種的敘述[J]. 上海水產(chǎn)大學學報，1993，2（1）：52-58.

[2]楊慧贊，林 勇，唐章生，等. 吉富羅非魚生長性狀的相關(guān)與通徑分析[J]. 華北農(nóng)學報，2011（增刊）：264-268.

[3]曾 蘭，林 勇，張永德，等. 奧利亞羅非魚形態(tài)性狀與體重的通徑分析[J]. 西南農(nóng)業(yè)學報，2012，25（1）：295-301.

[4]嚴福升，王志剛，劉旭東，等. 3月齡牙鲆形態(tài)性狀對體質(zhì)量的通徑分析[J]. 漁業(yè)科學進展，2010，31（2）：45-50.

[5]佟雪紅，袁新華，董在杰，等. 建鯉自交及與黃河鯉正反雜交子代的生長比較和通徑分析[J]. 水產(chǎn)學報，2008，32（2）：182-189.

[6]佟廣香，匡友誼，許凌雪，等. 哲羅鮭形態(tài)性狀與體重的相關(guān)性分析[J]. 水產(chǎn)學雜志，2011，24（2）：31-36.

[7]馮冰冰，梅肖樂，余 寧，等. 龍睛金魚表型性狀與體質(zhì)量的相關(guān)與通徑分析[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學，2013，41（11）：255-257.

[8]張成松，李富花，相建海.脊尾白蝦形態(tài)性狀對體質(zhì)量影響的通徑分析[J]. 水產(chǎn)學報，2013，37（6）：809-815.

[9]楊長明，何 銅，劉小林，等. 凡納對蝦形態(tài)性狀對體質(zhì)量的逐步回歸分析[J]. 西北農(nóng)業(yè)學報，2011，20（2）：15-20.

[10]耿緒云，王雪惠，孫金生，等. 中華絨螯蟹（Eriocheir sinensis）一齡幼蟹外部形態(tài)性狀對體重的影響效果分析[J]. 海洋與湖沼，2007，38（1）：49-54.

[11]蔣壽佳，張建設(shè)，陳永久，等. 岱山等邊淺蛤形態(tài)與重量性狀參數(shù)的相關(guān)性及通徑分析[J]. 安徽農(nóng)業(yè)科學，2015，43（5）：122-124.

[12]陸雅鳳，趙 晟，徐梅英，等. 東極厚殼貽貝養(yǎng)殖群體表型性狀的相關(guān)與通徑分析[J]. 安徽農(nóng)業(yè)科學，2015，43（3）：147-150.

[13]杜 華，李 軍，宋文華. 鴨綠沙塘鱧形態(tài)性狀對體質(zhì)量影響的通徑分析[J]. 遼東學院學報：自然科學版，2012，19（4）：237-241.

[14]伍漢霖，鐘俊生. 中國動物志：硬骨魚綱鱸形目（五）蝦虎魚亞目[M]. 北京：中國科學出版社，2008：150-152.

[15]杜家菊，陳志偉. 使用SPSS線性回歸實現(xiàn)通徑分析的方法[J]. 生物學通報，2010，45（2）：4-6.

[16]何小燕，劉小林，白俊杰，等. 大口黑鱸形態(tài)性狀對體重的影響效果分析[J]. 水產(chǎn)學報，2009，33（4）：597-603.

[17]何 銅，劉小林，楊長明，等. 凡納濱對蝦各月齡性狀的主成分與判別分析[J]. 生態(tài)學報，2009，29（4）：2134-2142.

[18]唐瞻楊，肖 俊，李莉萍，等. 尼羅羅非魚（Oreochromis niloticus）不同月齡性狀的主成分與判別分析[J]. 海洋與湖沼，2012，43（2）：288-293.

[19]安 麗，劉 萍，李 健，等. “黃海1號”中國明對蝦形態(tài)性狀對體質(zhì)量的影響效果分析[J]. 中國水產(chǎn)科學，2008，15（5）：779-786.

[20]Turker H，Eversole A G. Evaluation of nondestructive method for determining body composition of crayfish[J]. Journal of Shellfish Research，1998，17（1）：339.

[21]董世瑞，孔 杰，萬初坤，等. 中國對蝦形態(tài)性狀對體重影響的通徑分析[J]. 海洋水產(chǎn)研究，2007，28（3）：15-22.