巫旗生,寧 岳,曾志南,祁劍飛,郭 香,賈圓圓

(福建省水產(chǎn)研究所,福建省海洋生物增養(yǎng)殖與高值化利用重點實驗室, 福建省海洋生物資源開發(fā)利用協(xié)同創(chuàng)新中心,福建廈門361013)

福建牡蠣(Crassostreaangulata)隸屬軟體動物門(Mollusca)雙殼綱(Bivalvia)珍珠貝目(Pterioida)牡蠣科(Ostreidae)巨蠣屬(Crassostrea),是一種重要的海洋生物資源．2015年中國牡蠣養(yǎng)殖面積14.15萬hm2,養(yǎng)殖產(chǎn)量457.34萬t,養(yǎng)殖面積和產(chǎn)量均位居全球之首;其中福建牡蠣養(yǎng)殖面積3.77萬hm2,占全國的26.62%,養(yǎng)殖產(chǎn)量165.96萬t,占全國的36.29%[1]．福建牡蠣是重要的牡蠣養(yǎng)殖品種之一,但對其進行系統(tǒng)有效的育種研究很少,且未采取相應的種質(zhì)管理措施,長期人工育苗導致近交衰退,種質(zhì)資源退化嚴重[2]．形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀作為重要經(jīng)濟性狀,是選擇育種和人工育苗工作的重要基礎指標[3-4]．因此,研究形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀之間的關系,明確影響質(zhì)量性狀的主要因素,對于開展海水貝類的人工選育工作具有重要意義．多元回歸分析和通徑分析作為研究海水貝類形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀之間關系的主要方法,在櫛孔扇貝(Chlamysfarreri)[5]、華貴櫛孔扇貝(Chlamysnobilis)[6-7]、蝦夷扇貝(Patinopectenyessoensis)[8-10]、菲律賓蛤仔(Ruditapesphilippinarum)[11-12]、四角蛤蜊(Mactraveneriformis)[13-14]、中國蛤蜊(Mactrachinensis)[15]、青蛤(Cyclinasinensis)[16]、日本鏡蛤(Dosiniajaponica)[17]等海水貝類的選擇育種中發(fā)揮了指導作用．在牡蠣形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀關系研究方面,Toro等[18-19]對歐洲牡蠣(Ostreaedulis)和智利牡蠣(Ostreachilensis)的殼長、殼高和體質(zhì)量之間的關系進行了分析;林清等[20]、肖述等[21]、孫澤偉等[22]分別對香港巨牡蠣(C.hongkongensis)、太平洋牡蠣(C.gigas)、福建牡蠣和近江牡蠣(C.rivularis)進行了數(shù)量性狀的比較分析．

“金蠣1號”[23-24]福建牡蠣是福建省水產(chǎn)研究所貝類遺傳育種與養(yǎng)殖團隊自2010年開始，以貝殼黃色和生長速度(體質(zhì)量)作為選育目標,采用群體選育方法培育的一種牡蠣新品種(品種登記號:GS-01-008-

2016),至2015年已成功選育到第6代．本研究以1～4齡“金蠣1號”福建牡蠣選育群體為研究對象,對不同貝齡群體的形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀進行相關性分析、多元回歸分析和通徑分析,獲得了影響不同貝齡群體質(zhì)量性狀的主要因素,建立了不同貝齡群體形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀之間的最優(yōu)回歸方程,分析了形態(tài)性狀對質(zhì)量性狀的通徑系數(shù)和決定程度,以期為“金蠣1號”福建牡蠣人工選育工作的開展提供基礎資料．

1 材料與方法

1.1 材料來源

表1 1～4齡福建牡蠣群體5個數(shù)量性狀的表型參數(shù)

Tab.1 Phenotypic parameters of five quantitative traits in C. angulate of 1～4 age groups

表型參數(shù)1齡2齡3齡4齡平均值±標準差變異系數(shù)/%平均值±標準差變異系數(shù)/%平均值±標準差變異系數(shù)/%平均值±標準差變異系數(shù)/%SH/cm8.91±0.879.7910.82±0.918.4312.03±1.2210.1612.59±1.118.79SL/cm5.33±0.6111.496.07±0.548.826.48±0.6910.736.39±0.7912.35SW/cm3.43±0.6117.683.85±0.5213.424.17±0.5613.444.63±0.6614.31TW/g69.72±16.1523.16120.98±18.4815.27182.25±35.3019.37211.69±39.8018.80MW/g9.56±2.5126.2913.91±2.3917.1516.81±4.7928.5217.40±4.8627.93

2015年6月從石獅深滬灣牡蠣活體種質(zhì)資源庫隨機選取1～4齡的“金蠣1號”福建牡蠣個體各50個,清除貝體表面附著物,清洗干凈后運回實驗室進行數(shù)量性狀測量．

1.2 測量方法

用游標卡尺測量“金蠣1號”的殼長(SL)、殼高(SH)、殼寬(SW),精確到0.02 mm;用紗布吸干表面水分后,用電子天平稱量體質(zhì)量(TW)和肉質(zhì)量(MW),精確到0.01 g．

1.3 數(shù)據(jù)分析

用Excel 2010軟件對“金蠣1號”福建牡蠣各數(shù)量性狀的測定結果進行整理,計算出各數(shù)量性狀的平均值、標準差以及變異系數(shù),初步獲得各數(shù)量性狀的表型參數(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)．參照Huo等[11]和杜家菊等[25]的方法,用SPSS 19.0軟件對所測各數(shù)量性狀進行相關性分析,并計算出各形態(tài)性狀對TW和MW的通徑系數(shù)和決定系數(shù)．采用逐步回歸法[25]剔除偏回歸系數(shù)不顯著的數(shù)量性狀,保留偏回歸系數(shù)顯著的數(shù)量性狀,建立TW和MW的最優(yōu)多元回歸方程．

2 結果與分析

2.1 數(shù)量性狀參數(shù)的統(tǒng)計分析

1～4齡福建牡蠣各數(shù)量性狀的表型參數(shù)統(tǒng)計結果見表1．其中1齡SW和TW的變異系數(shù)均大于其他貝齡,分別為17.68%和23.16%;2齡各數(shù)量性狀變異系數(shù)均小于其他貝齡．各貝齡MW的變異系數(shù)均最大,TW次之,SH最小．變異系數(shù)作為人工選育的參考依據(jù),其越大時選擇潛力也越大,可見福建牡蠣的質(zhì)量性狀相對于形態(tài)性狀有更大的選擇潛力．

2.2 數(shù)量性狀間的相關性分析

1～4齡福建牡蠣各數(shù)量性狀間的相關系數(shù)見表2．其中1齡群體除SW和MW之間不顯著相關(p>0.05)外,其他數(shù)量性狀間均呈顯著相關(p<0.05),其中TW和MW的相關系數(shù)最大,為0.687;2齡群體除TW與SL、SW之間以及MW與SL、TW之間呈顯著相關(p<0.05)外,其他數(shù)量性狀間均不顯著相關(p>0.05),其中TW和MW相關系數(shù)最大,為0.539;3齡群體除SH與SW之間以及MW與SH、SL、TW之間不顯著相關(p>0.05)外,其他數(shù)量性狀間均呈顯著相關(p<0.05),其中SH和TW的相關系數(shù)最大,為0.652;4齡群體除TW與SH、SW之間以及MW與SH、SL、TW之間呈顯著相關(p<0.05)外,其他數(shù)量性狀間均不顯著相關(p>0.05),其中TW和MW的相關系數(shù)最大,為0.549．上述結果顯示：1齡群體與TW相關性最大的為SL,2齡群體為SW,3～4齡群體則為SH;3齡群體與MW相關性最大的為SW,其他群體則均為TW．

2.3 回歸分析

2.3.1 對TW的回歸分析

運用逐步回歸分析法對1～4齡福建牡蠣TW進

表2 數(shù)量性狀間的表型相關系數(shù)Tab.2 Phenotypic correlation coefficients among the quantitative traits

注：*p<0.05,**p<0.01,下同．

行分析,剔除未達到顯著性水平的數(shù)量性狀,結果見附錄(http:∥jxmu.xmu.edu.cn/upload/html/20180111.html)表S1．其中2齡群體剔除了SL,3齡群體剔除了MW,4齡群體剔除了SL,得到1～4齡福建牡蠣各數(shù)量性狀對TW的多元回歸方程:

1齡:TW=-77.372+2.347MW+12.999SW+

8.404SL+3.955SH,R2=0.824;

2齡:TW=-66.002+3.218MW+16.803SW+

7.166SH,R2=0.543;

3齡:TW=-236.534+16.755SH+25.031

SW+17.414SL,R2=0.786;

4齡:TW=-109.480+2.722MW+22.273

SW+13.552SH,R2=0.535．

2.3.2 對MW的回歸分析

對1～4齡福建牡蠣MW的回歸分析結果見附錄表S2．剔除了未達到顯著性水平的數(shù)量性狀后,1齡群體保留了TW和SW,2齡和4齡群體保留了TW,3齡群體保留了SW,得到1～4齡福建牡蠣各數(shù)量性狀對MW的多元回歸方程:

1齡:MW=4.378+0.134TW-1.212SW,

R2=0.527;

2齡:MW=5.487+0.070TW,R2=0.291;

3齡:MW=6.547+2.459SW,R2=0.083;

4齡:MW=3.212+0.067TW,R2=0.301．

2.4 通徑分析

2.4.1 對TW的通徑分析

在回歸分析基礎上,剔除未達到顯著性水平的性狀,分析得到各性狀對質(zhì)量性狀的直接作用(通徑系數(shù))和間接作用(間接通徑系數(shù))．表3結果顯示:1齡群體中SW對TW的直接作用(0.488)大于SH、SL和MW,SH通過MW對TW的間接作用(0.158)最大;2齡群體中SW對TW的直接作用(0.470)大于SH和MW,MW通過SW對TW的間接作用(0.096)最大;3齡群體中SH對TW的直接作用(0.580)大于SL和SW,SL通過SH對TW的間接作用(0.166)最大;4齡群體中SH對TW的直接作用(0.377)大于SW和MW,MW通過SH對TW的間接作用(0.177)最大．結果表明:1～2齡群體中影響TW的主要因素為SW,3～4齡群體則為SH．

2.4.2 對MW的通徑分析

表4結果顯示:1齡群體中TW對MW的直接作用(0.861)大于SW,SW通過TW對MW的間接作用(0.512)最大;2～4齡群體中在剔除未達到顯著性水平的性狀后,均只保留1個對MW起直接作用的性狀,分別為TW(0.539)、SW(0.288)和TW(0.549)．結果表明:1～4齡群體中影響MW的主要因素為SW和TW．

2.5 決定程度分析

2.5.1 對TW的決定程度分析

計算各數(shù)量性狀對TW的決定系數(shù),結果如表5所示，其中對角線上為各性狀對TW單獨的決定系數(shù),對角線右上方為兩兩性狀對TW共同的決定系數(shù)．從表5可見：1～2齡群體中對TW決定系數(shù)最大的是SW,分別為0.238和0.221,3～4齡群體中最大的是SH,分別為0.336和0.142,與通徑分析結果相符；1～4齡群體中各性狀對TW的總的決定系數(shù)分別為0.824,0.543,0.786和0.535,與回歸方程的相關指數(shù)R2值相等．

2.5.2 對MW的決定程度分析

各數(shù)量性狀對MW的決定程度分析結果見表6．其中1齡群體中TW對MW的決定系數(shù)最大，為0.741,2～4齡群體中在剔除未達到顯著性水平的性狀后均只保留1個性狀,分別為TW(0.291)、SW(0.083)和TW(0.301),與通徑分析結果相符；1～4齡群體中各性狀對MW的總決定系數(shù)分別為0.527,0.291,0.083和0.301,與回歸方程的相關指數(shù)R2值相等．

表3 各數(shù)量性狀對TW的通徑分析

Tab.3 Path analyses of quantitative traits on total weight

貝齡參數(shù)直接作用間接作用SHSLSWMW1齡SH0.2140.105-0.1650.158SL0.3190.0710.1510.139SW0.488-0.0720.0990.080MW0.3650.0930.1220.1072齡SH0.354(-0.009)-0.1120.032(SL)0.181(-0.017)(0.076)(0.127)SW0.470-0.084(0.029)0.085MW0.4160.027(0.055)0.0963齡SH0.5800.098-0.026(-0.028)SL0.3430.1660.133(0.029)SW0.398-0.0390.114(0.034)(MW)0.117(-0.139)(0.086)(0.115)4齡SH0.377(-0.007)0.0020.155(SL)0.191(-0.014)(0.006)(0.104)SW0.3710.001(0.003)0.036MW0.3320.177(0.060)0.040

注：括號中的性狀是在回歸分析中被剔除的性狀,無回歸統(tǒng)計意義,下同．

表4 各數(shù)量性狀對MW的通徑分析Tab.4 Path analyses of quantitative traits on meat weight

表5 各數(shù)量性狀對TW的決定系數(shù)Tab.5 Determination coefficients of quantitative traits on total weight

表6 各數(shù)量性狀對MW的決定系數(shù)Tab.6 Determination coefficients of quantitative traits on meat weight

3 討 論

質(zhì)量性狀(如TW和MW)是開展雙殼貝類人工選育的重要經(jīng)濟性狀指標,通過形態(tài)性狀與質(zhì)量性狀的通徑分析,找出與質(zhì)量性狀緊密相關的形態(tài)性狀,對于開展人工繁育和科學優(yōu)化人工育種方案具有重要意義,從而實現(xiàn)雙殼貝類經(jīng)濟性狀的改良[13,26-27]．采用多元回歸分析評估形態(tài)性狀與質(zhì)量性狀的關系及其直接和間接作用的效果,是指導水產(chǎn)動物人工選育的有效方法之一,目前已廣泛應用于各種水產(chǎn)動物的選育過程中[10,12-13,28-31]．安麗等[30]分析了第Ⅱ代“黃海1號”中國明對蝦(Fenneropenaeuschinensis)的形態(tài)性狀對TW的影響,為其選育工作的開展提供了理論指導．區(qū)又君等[31]探討了卵形鯧鲹(Trachinotusovatus)不同月齡選育群體的主要形態(tài)性狀對TW的影響,為其選擇育種提供了必要的技術參數(shù)．本研究采用多元回歸分析和通徑分析方法,分析了不同貝齡“金蠣1號”福建牡蠣選育群體的形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀之間的相關性,獲得了影響不同貝齡“金蠣1號”福建牡蠣TW和MW的主要性狀,為其人工選育工作的進一步開展提供了基礎資料．

在數(shù)量性狀的通徑分析中,當相關指數(shù)R2或決定系數(shù)大于或等于0.85時,一般可以確定影響依變量的主要自變量[14]．本研究中各數(shù)量性狀對TW的R2值(0.535～0.824)均小于0.85,表明除了本研究分析的性狀對TW有影響外,可能還存在其他影響因素．林清等[20]對福建牡蠣和太平洋牡蠣、肖述等[21]對香港巨牡蠣及孫澤偉等[22]對近江牡蠣的通徑分析中得到了相似結果,這可能與實驗所測牡蠣均來源于人工養(yǎng)殖群體有關．本研究中“金蠣1號”福建牡蠣以生長速度(TW)作為選育目標,經(jīng)過多代人工選育且采取單體養(yǎng)殖模式,養(yǎng)殖過程中進行了人為篩選,從而導致個體間的相似性較高．此外,本研究中MW的R2值(0.083～0.527)明顯小于0.85,表明所分析的性狀不是影響MW的最主要因素．MW的大小可能主要與軟體部性腺發(fā)育程度密切相關,受到自然環(huán)境影響較大．閆喜武等[14]對四角蛤蜊和Huo等[11]對菲律賓蛤仔的研究中也發(fā)現(xiàn)類似情況,且均認為性腺質(zhì)量是影響MW的主要因素．

不同貝齡福建牡蠣的通徑分析結果與其他雙殼貝類研究結果有所區(qū)別．Huo等[11]對不同貝齡菲律賓蛤仔的通徑分析結果表明,影響1齡菲律賓蛤仔TW的主要因素為SH;在2～3齡菲律賓蛤仔群體中,影響TW的主要因素為SW,影響MW的則為SL．杜美榮等[32-33]對不同貝齡櫛孔扇貝的分析結果顯示,影響1齡扇貝TW的主要因素為SL,2齡則為SH．李莉[34]等對1～3齡毛蚶(Scapharcakagoshimensis)的研究結果表明,影響1齡毛蚶TW的主要因素為SL,2齡為SL和SW,3齡為SW．本研究結果表明,1～2齡福建牡蠣群體中影響TW的主要因素為SW,3～4齡群體則為SH,影響MW的主要因素為SW和TW．不同種類的雙殼貝類遺傳背景和形態(tài)特征均不相同,且其生活習性和環(huán)境有所差別,因此通徑分析結果也有所不同．

綜上分析,今后對“金蠣1號”福建牡蠣進一步人工選育時,應依據(jù)不同貝齡調(diào)整育種策略,從而選擇最佳目標性狀．以提高TW為選育目標時,1～2齡群體應加強對SW的協(xié)同選擇,3～4齡群體則應加強對SH的協(xié)同選擇;以提高MW為選育目標時,1齡群體應加強對SW和TW的協(xié)同選擇,2齡群體為TW,3齡群體為SW,4齡為TW．

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