馬凱，佟廣香，趙成，張慶漁，尹家勝，張永泉

（中國水產(chǎn)科學研究院黑龍江水產(chǎn)研究所，黑龍江省冷水性魚類種質資源及增養(yǎng)殖重點開放實驗室，黑龍江 哈爾濱 150076）

川陜哲羅鮭Hucho bleekeri 隸屬于鮭形目Salmoniformes、鮭科Salmonidae、哲羅鮭屬Hucho（又稱為虎嘉魚、貓魚、貝氏哲羅鮭、布氏哲羅鮭）為我國特有的冷水性魚類，也是5 種哲羅鮭屬魚類中分布緯度最低的種類[1]。川陜哲羅鮭生性兇猛，處于食物鏈頂層，對維持水域生態(tài)平衡具有極其重要的作用，曾在岷江和青衣江上游、大渡河中上游、漢江支流湑水河和太白河以及秦嶺南部山溪中分布廣泛[2,3]，但過度捕撈、環(huán)境污染以及密集的水利設施不僅破壞了川陜哲羅鮭的自然種群結構和生存環(huán)境，還阻斷了其在越冬場、索餌場和產(chǎn)卵場間的洄游路線，嚴重制約了其種群數(shù)量的恢復，自然資源量直線下降，1988 年被列為國家Ⅱ級保護動物，1998 年被列入中國瀕危動物紅皮書，2012 年以極度瀕危級別被列入世界自然保護聯(lián)盟（IUCN）瀕危物種紅色名錄[4]，2021 年升級為國家Ⅰ級保護動物，亟待人工救護。

目前，國內(nèi)多家科研單位開展了川陜哲羅鮭保護生物學研究，主要集中于胚胎發(fā)育[4]、分布及棲息地變更[5]、精子形態(tài)學[6]、孵化率影響因素[7]、遺傳多樣性[8]、分類地位及系統(tǒng)發(fā)育[9,10]、開口餌料的選擇[11]、分子標記篩選[12,13]、功能基因鑒定[14]和近交系數(shù)分析[15]等。中國水產(chǎn)科學研究院黑龍江水產(chǎn)研究所也對川陜哲羅鮭苗種培育技術進行了研究，但養(yǎng)殖過程中發(fā)現(xiàn)，同批次苗種個體間體型差異較大，小個體搶食能力弱，需要定期進行分池處理，但隨著魚體的生長，掙扎能力增強，捕撈分池耗時增加，不僅加大魚體損傷的概率，而且還加劇了川陜哲羅鮭應激反應，甚至導致死亡。因此，幼魚期即區(qū)分出具備不同生長潛力的個體顯得十分重要。體質量是衡量魚體生長性能的重要指標，但其實際測量值易受食物攝入量、胃腸排空度等其他因素的干擾，而形態(tài)性狀則比較穩(wěn)定。通過統(tǒng)計學方法獲得與體質量關聯(lián)性較強的形態(tài)性狀，即可以相應形態(tài)性狀為指標，預測其體質量增長潛力，在幼魚期提前完成對川陜哲羅鮭苗種的分池處理，降低日后分池次數(shù)，避免人為損傷，從而提高苗種成活率。

相關分析、通徑分析和多元回歸分析是研究變量間關系的常用方法，已廣泛應用在魚類[16-18]、蝦蟹[19,20]和貝類[21]等性狀關聯(lián)研究中。本研究綜合運用相關分析、通徑分析和多元回歸分析，探究了形態(tài)性狀與3 月齡川陜哲羅鮭體質量的關系，篩選影響體質量的主要形態(tài)性狀，為川陜哲羅鮭養(yǎng)殖過程中分池技術的優(yōu)化提供參考依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 材料

試驗用3 月齡川陜哲羅鮭樣本共50 尾，取自中國水產(chǎn)科學研究院黑龍江水產(chǎn)研究所渤海冷水性魚試驗站，為人工馴養(yǎng)苗種，體質量（12.82±2.28）g、體長（10.22±0.73）cm，所有樣本測量前停食24 h 以排空胃腸，降低其對體質量的影響。

1.2 方法

川陜哲羅鮭經(jīng)40 mg·L-1MS-222 麻醉后，擦干體表水分，電子天平測量體質量（Y），精確度為0.01 g；使用游標卡尺測量體寬（X1）、眼間距（X2）和口裂寬（X3），然后對魚體進行拍照，利用Motic Image Plus 2.0 軟件對照片進行處理，測量出試驗魚的全長（X4）、體長（X5）、體高（X6）、吻長（X7）、頭長（X8）、眼徑（X9）、眼后頭長（X10）、口裂長（X11）、尾柄長（X12）和尾柄高（X13）等形態(tài)性狀，精確度為0.01 mm。

使用SPSS 20.0 軟件，依據(jù)杜家菊等[22]的分析方法對3 月齡川陜哲羅鮭的體質量進行正態(tài)分布檢驗，并利用其繪圖功能構建川陜哲羅鮭體質量與形態(tài)性狀重疊散點圖，以驗證本研究符合線性回歸分析條件。然后以體質量為因變量，形態(tài)性狀為自變量進行相關分析、通徑分析和逐步多元回歸分析，其中決定系數(shù)的計算參考陳紅林等[23]的方法。最后，使用復相關分析和方差分析檢驗回歸模型的統(tǒng)計學意義及其擬合效果，構建最佳回歸方程。

2 結果與分析

2.1 川陜哲羅鮭體質量正態(tài)分布檢驗及生長性狀參數(shù)統(tǒng)計

使用Kolmogorov-Smirnov 和Shapiro-Wilk 等2種方法對3 月齡川陜哲羅鮭體質量進行正態(tài)分布檢驗，獲得的誤差概率P 分別為0.062 和0.171，均大于0.05，表明3 月齡川陜哲羅鮭的體質量服從正態(tài)分布，滿足回歸分析條件。構建3 月齡川陜哲羅鮭體質量與形態(tài)性狀重疊散點圖發(fā)現(xiàn)，體質量與13個形態(tài)性狀均呈線性相關，符合線性回歸分析條件。3 月齡川陜哲羅鮭表型性狀參數(shù)統(tǒng)計結果發(fā)現(xiàn)，14 個表型性狀的變異范圍為4.76%～17.78%，其中體質量的變異系數(shù)最大，為17.78%，眼間距的變異系數(shù)最小，為4.76%（表1）。

表1 川陜哲羅鮭表型性狀參數(shù)統(tǒng)計Tab.1 Parameter statistics of phenotypic traits in Sichuan taimen Hucho bleekeri

2.2 川陜哲羅鮭形態(tài)性狀與體質量相關性分析

3 月齡川陜哲羅鮭的91 對表型性狀間相關系數(shù)見表2。22 對表型性狀間無顯著相關性（P>0.05），其余69 對表型性狀間相關性達到顯著性水平（P<0.05），其中62 對表型性狀間相關性達到了極顯著水平（P<0.01）。形態(tài)性狀與體質量的相關分析結果顯示，口裂寬與體質量的相關性最高，相關系數(shù)為0.957；口裂長與體質量的相關性最小，相關系數(shù)為0.015。13 個形態(tài)性狀中僅口裂長與體質量無顯著相關性（P>0.05），吻長與體質量具有顯著相關性（P<0.05），其余11 個形態(tài)性狀與體質量的相關性均達到極顯著水平（P<0.01）。

表2 川陜哲羅鮭形態(tài)性狀與體質量相關性分析Tab.2 Correlation analysis of phenotypic traits and body weight in Sichuan taimen Hucho bleekeri

2.3 川陜哲羅鮭形態(tài)性狀與體質量的通徑分析

根據(jù)相關性分析結果，剔除與3 月齡川陜哲羅鮭體質量無顯著相關性（P>0.05）的口裂長，保留與3 月齡川陜哲羅鮭體質量顯著相關（P<0.05）的12種形態(tài)性狀繼續(xù)進行通徑分析。結果顯示，對3 月齡川陜哲羅鮭體質量影響較大的形態(tài)性狀分別為口裂寬、體寬、體高和尾柄長（表3），4 個形態(tài)性狀與體質量均具有極顯著相關性（P<0.01），且與體質量相關性大小依次為:口裂寬>體寬>體高>尾柄長。將4 個形態(tài)性狀與體質量的相關性區(qū)分為直接作用和間接作用發(fā)現(xiàn)，口裂寬的直接作用最大，為0.569，但通過其他形態(tài)性狀對體質量的間接作用最小，為0.390，說明口裂寬主要通過直接作用影響川陜哲羅鮭體質量的增長；雖然體寬、體高和尾柄長對體質量的直接作用較小，分別為0.319、0.109 和0.089，但它們卻通過其他形態(tài)性狀對體質量產(chǎn)生重要影響，使其對體質量的間接作用遠大于直接作用，分別達到了0.630、0.569 和0.429，表明體寬、體高和尾柄長主要通過影響其他形態(tài)性狀，間接影響體質量。

表3 川陜哲羅鮭形態(tài)性狀與體質量的通徑分析Tab.3 Path analysis of morphological traits on body weight in Sichuan taimen Hucho bleekeri

2.4 川陜哲羅鮭形態(tài)性狀對體質量的決定系數(shù)

3 月齡川陜哲羅鮭單個形態(tài)性狀對體質量的獨立決定系數(shù)和兩種形態(tài)性狀協(xié)同對體質量的聯(lián)合決定系數(shù)見表4?？诹褜拰w質量的獨立決定系數(shù)最大，為0.324，遠遠高于體寬、體高和尾柄長對體質量的獨立決定系數(shù)，表明體寬是決定川陜哲羅鮭體質量的最主要形態(tài)性狀。兩種形態(tài)性狀協(xié)同對體質量的聯(lián)合決定系數(shù)中，體寬和口裂寬的聯(lián)合決定系數(shù)最大，為0.331，體高和尾柄長的聯(lián)合決定系數(shù)最小，為0.009。將4 種形態(tài)性狀對體質量的獨立決定系數(shù)和聯(lián)合決定系數(shù)相加，得到其對體質量的總決定系數(shù)為0.969，接近于1，充分說明通徑分析所篩選出的口裂寬、體寬、體高和尾柄長是影響川陜哲羅鮭體質量的主要形態(tài)性狀。

表4 川陜哲羅鮭形態(tài)性狀對體質量的決定系數(shù)Tab.4 Determination coefficients of morphological traits on body weight in Sichuan taimen Hucho bleekeri

2.5 川陜哲羅鮭形態(tài)性狀對體質量的回歸分析

將通徑分析時篩選出的口裂寬、體寬、體高和尾柄長作為自變量，采用逐步引入新變量的方法，不斷構建線性回歸模型。對回歸分析模型的方差分析結果顯示，引入的自變量個數(shù)分別為1、2、3 和4時，回歸模型的F 檢驗值分別為528.941、443.369、370.755 和320.154，誤差概率P 都為0.000，小于0.05，表明所有4 個回歸模型都具備統(tǒng)計學意義。然后利用復相關分析篩選出擬合程度最準確的回歸模型，隨著口裂寬、體寬、體高和尾柄長被依次引入，回歸模型的校正相關系數(shù)R2adj 逐漸增大，當4種形態(tài)性狀被全部引入回歸模型時，R2adj 達到最大值，為0.963，此時回歸模型的誤差概率P 為0.008，小于0.05，具有統(tǒng)計學意義，說明將4 種形態(tài)性狀全部引入回歸模型才能達到最佳擬合效果，充分表明口裂寬、體寬、體高和尾柄長是影響3 月齡川陜哲羅鮭體質量的主要形態(tài)性狀（表5）。

表5 不同回歸分析模型的復相關分析Tab.5 Multiple correlation analysis of different regression models

最佳回歸模型的偏回歸系數(shù)及其t 檢驗結果發(fā)現(xiàn)，引入全部4 種形態(tài)性狀后，回歸模型中口裂寬、體寬、體高和尾柄長偏回歸系數(shù)分別為18.345、8.190、1.630 和2.290，t 統(tǒng)計量分別為8.450、4.411、2.978 和2.765，誤差概率P 分別為0.000、0.000、0.005 和0.008，均小于0.05，表明自變量口裂寬、體寬、體高和尾柄長與因變量體質量之間都存有線性關系，線性回歸方程為Y=-14.110+8.190X1+18.345 X3+1.630X6+2.290X12，式中，Y、X1、X3、X6和X12分別代表體質量、體寬、口裂寬、體高和尾柄長。比較4種形態(tài)性狀的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)由大至小依次為：口裂寬>體寬>體高>尾柄長，說明在4 中形態(tài)性狀中，3 月齡川陜哲羅鮭體質量受口裂寬的影響最大，體寬對體質量的影響次之，尾柄長對體質量的影響最低（表6）。

表6 偏回歸系數(shù)和回歸常數(shù)的顯著性檢驗Tab.6 Significance test of partial regression coefficient and regression constants

3 討論

3.1 川陜哲羅鮭表型性狀特征及形態(tài)性狀與體質量的相關性

對3 月齡川陜哲羅鮭表型生長特征的統(tǒng)計結果表明，13 個形態(tài)性狀變異范圍較小，低于體質量的變異系數(shù)（20.00%），說明3 月齡川陜哲羅鮭個體間形態(tài)性狀較為穩(wěn)定，可以將形態(tài)性狀作為預測體質量的量化指標。相關性分析可快速排除干擾變量，幫助簡化數(shù)據(jù)分析難度，是理清多變量間相互作用關系的重要方法[24]。分析3 月齡川陜哲羅鮭形態(tài)性狀與體質量的相關性發(fā)現(xiàn)，口裂長與體質量無顯著相關性（P>0.05），因此在后續(xù)分析中予以排除。研究顯示，多數(shù)魚類的體質量與體軸長度的相關性最高。如黃建盛等[17]對4 月齡軍曹魚Rachycentron canadum 形態(tài)性狀與體質量的相關性分析顯示，體質量與體長相關性最高。張新明和程順峰[18]發(fā)現(xiàn)，星康吉鰻Conger myriaster 體質量與肛長相關性最高。5 月齡黃鰭金槍魚Thunnus albacores 體質量與體長相關性最高[25]。相似的研究結果還見于斜帶石斑魚Epinephelus coioides[26]、花鱸Lateolabrax maculatus[27]和小黃魚Larimichthys polyactis[28]等。而3 月齡川陜哲羅鮭體質量的增長則表現(xiàn)出不同的策略：口裂寬和體寬與其體質量相關性最高，且相關系數(shù)明顯高于其他形態(tài)性狀，表明其體質量主要與體軸寬度相關。

3.2 影響川陜哲羅鮭體質量的主要形態(tài)性狀

通徑分析廣泛應用在剖析自變量對因變量的直接作用和間接作用等統(tǒng)計學研究中[22]。相關分析只能剔除無關變量，獲得變量間簡單的相關性，在其基礎上進行通徑分析，既可有效克服相關分析的局限性，又能在通徑分析的基礎上進行多元回歸分析，使建立的回歸方程更加可靠[29]。對3 月齡川陜哲羅鮭形態(tài)性狀與體質量的通徑分析，排除了與體質量顯著（P<0.05）或極顯著（P<0.01）相關但實際作用卻很小的眼間距、全長、體長、吻長、頭長、眼徑、眼后頭長和尾柄高等形態(tài)性狀，保留了對體質量具有實際影響的口裂寬、體寬、體高和尾柄長等形態(tài)性狀，其中口裂寬對體質量的直接作用最大，高于其他形態(tài)性狀對體質量直接作用之和，說明3 月齡川陜哲羅鮭口裂寬對體質量的增長具有重要作用。齊明等[30]認為，總決定系數(shù)大于0.85 才能證明篩選出的自變量是影響因變量的主要因子。因此，可利用決定系數(shù)判定通徑分析中保留的形態(tài)性狀是否為影響3 月齡川陜哲羅鮭體質量的主要影響因素。分析顯示，保留的4 種形態(tài)性狀對體質量的總決定系數(shù)達到了0.969，大于0.85，表明經(jīng)通徑分析保留下的口裂寬、體寬、體高和尾柄長等形態(tài)性狀是影響體質量的主要形態(tài)性狀。

復相關系數(shù)R 可以反應回歸模型中自變量與因變量線性回歸關系的密切程度，決定系數(shù)R2表示因變量的總變異中可由回歸模型中自變量解釋的部分所占的比例，因此R 和R2越大越好，但當模型中增加的無統(tǒng)計學意義的變量時，二者數(shù)值仍會增大，其應用具有局限性。校正相關系數(shù)R2adj可完美解決上述問題，因而是衡量回歸模型擬合效果的重要指標[31]。通過多元線性回歸分析構建逐步引入新變量的回歸分析模型。復相關分析結果表明：將口裂寬、體寬、體高和尾柄長全部引入分析模型時，校正相關系數(shù)R2adj達到最大且誤差概率P 僅為0.008，具有統(tǒng)計學意義。對多元回歸方程進行ANOVA 分析顯示，引入全部4 種形態(tài)性狀的回歸關系依舊處于極顯著水平（P<0.01）。t 檢驗顯示偏回歸系數(shù)和回歸常數(shù)也處于顯著性水平（P<0.05），充分說明口裂寬、體寬、體高和尾柄長是影響3 月齡川陜哲羅鮭體質量的主要形態(tài)性狀，將4 種形態(tài)性狀全部引入回歸模型才能得到最準確擬合效果。

哲羅鮭Hucho taimen 與川陜哲羅鮭同為哲羅鮭屬魚類，但決定二者體質量的形態(tài)性狀卻存在較大差異。研究顯示：決定3 月齡哲羅鮭體質量的主要形態(tài)性狀為體長、體高和體寬[32]。同屬于鮭形目的白斑紅點鮭Salvelinus leucomaenis[33]、硬頭鱒Oncorhynchus mykiss[34]和虹鱒Oncorhynchus mykiss[35]的體質量決定形態(tài)性狀與川陜哲羅鮭也各不相同，表明川陜哲羅鮭與其他魚類在影響體質量的主要形態(tài)性狀存在著種屬間差異。