王志錚 朱海軍 任夙藝 斯烈鋼, 祝本強(qiáng)

(1. 浙江海洋大學(xué) 舟山 316022; 2. 寧波市海洋與漁業(yè)研究院 寧波 315000)

水流作為水域生態(tài)系物質(zhì)和能量輸運的重要載體, 直接或間接地決定著對蝦的區(qū)域分布, 是影響對蝦存活與生長的重要環(huán)境因子(Dall et al, 1992; 戴習(xí)林等, 2008)。日本囊對蝦屬沿岸定居性蝦種(王克行,1997), 系近年來我國東南沿海重要的增殖放流對象之一。雖Dall 等(1992)認(rèn)為長期生活于沿岸水域的對蝦為適應(yīng)潮汐運動形成了對水平流的適應(yīng)性, 但自主運動能力較弱的仔蝦, 仍極易受潮流作用的影響而被沖離增殖定居區(qū)。因此, 日本囊對蝦仔蝦的增殖放流效果勢必與其抗流能力有著極為密切的關(guān)系,開展該蝦仔蝦抗流性能的等級篩選與定向選擇研究無疑對于促進(jìn)其增殖漁業(yè)的健康發(fā)展具重要現(xiàn)實意義。

水生動物大多具有逆水頂流的生活習(xí)性。已有研究表明, 水生動物在靜水狀況下游泳時的耗氧率明顯低于流水狀況, 且隨流速的提高, 游泳速度的加快, 耗氧率也相應(yīng)增加(Wardle et al, 1996;Herskin et al, 1998; Lee et al, 2003); 形態(tài)表型不僅會改變水生動物的游泳能力, 而且還受到不同流速生境的影響(Langerhans et al, 2003; Haas et al,2010)。王吉橋等(1999)指出, 蝦體不同部位異速生長的階段性和時序性與其器官結(jié)構(gòu)和功能完善及強(qiáng)化的順序有關(guān), 是機(jī)體內(nèi)新陳代謝相輔相成反應(yīng)過程中起主導(dǎo)地位的方面發(fā)生變化所致。無疑, 對蝦的頂流運動能力與形態(tài)表型及其所映射的能耗效率間均有著極為密切的關(guān)系, 這就為從表型水平劃分仔蝦的抗流性能等級提供了啟示。但迄今國內(nèi)外尚未見有關(guān)日本囊對蝦形態(tài)表型對其抗流性能影響的研究報道。鑒于此, 本文作者于 2014年 10月以日本囊對蝦秋繁同生群仔蝦為研究對象, 借助多元分析方法, 較系統(tǒng)研究了不同抗流性能群體間的形態(tài)表型差異, 旨為該蝦秋繁同生群仔蝦抗流性能評價方法的構(gòu)建和逆境生態(tài)學(xué)研究提供基礎(chǔ)資料。

1 材料與方法

1.1 日本囊對蝦仔蝦

由寧波市海洋與漁業(yè)研究院提供, 總長(7.643±0.639)mm。運回浙江海洋學(xué)院水產(chǎn)安全養(yǎng)殖實驗室后,即刻分置于若干規(guī)格為 60cm×80cm×60cm 的小型實驗水槽內(nèi), 靜水停飼暫養(yǎng)24h后備用。

1.2 理化條件

實驗用水為經(jīng)暗沉淀處理24h的過濾海水, 水溫(18.0±1.0)°C、鹽度 20、pH 8.1±0.2, 水質(zhì)符合 NY 5052-2001無公害食品 海水養(yǎng)殖用水水質(zhì)(中華人民共和國農(nóng)業(yè)部, 2001)要求。水流測定裝置見圖1。

圖1 水流測定裝置示意圖(水流方向自左至右)Fig.1 The flume test

1.3 實驗方法

自制總流長為1m的水流測定裝置, 以溢流口底部為起點, 按等距離間距法將該裝置依次劃分為A[0—25cm]、B(25—50cm)、C(50—75cm)、D(75—100cm)和 E(＞100cm)等五個實驗區(qū)段(圖 1)。任選 3000尾仔蝦, 于實驗時將它們均勻分置于 30個上述水流測定裝置的溢水口底部, 以 1min為流速處理時限,以經(jīng)預(yù)實驗確認(rèn)在實驗終了時刻仍分布于 A區(qū)段內(nèi)的仔蝦占實驗仔蝦總數(shù) 5%的流速 0.823cm/s為實驗流速, 于實驗終了時刻隨機(jī)選取分布于A、B、C、D、E區(qū)段內(nèi)的仔蝦群體(依次定義為A、B、C、D、E實驗群體) 各 100尾作為測量樣本, 借助研究體視鏡(Lecia S8APO型)并采用掃描像素法(楊勁峰等, 2002),逐尾測量其總長(X1, 額角前緣至尾節(jié)末端的直線長度)、第一觸角柄長(X2)、額劍長(X3)、眼徑(X4)、頭胸甲長(X5)、頭胸甲高(X6)、第一腹節(jié)長(X7)、第二腹節(jié)長(X8)、第三腹節(jié)長(X9)、第四腹節(jié)長(X10)、第五腹節(jié)長(X11)、尾節(jié)長(X12)、尾扇長(X13)、腹節(jié)高(X14)和尾節(jié)高(X15)等15項形態(tài)學(xué)指標(biāo)。

1.4 數(shù)據(jù)處理

根據(jù)所測結(jié)果, 分別計算A、B、C、D、E實驗群體的各項形態(tài)性狀與形態(tài)比例性狀的均值和標(biāo)準(zhǔn)差, 并采用 LSD多重比較法檢驗組間差異顯著性(P＜0.05視為顯著水平); 根據(jù)上述5個不同抗流性能實驗群體各形態(tài)比例性狀的均值, 計算它們間經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理的歐氏距離(全距為 1.00), 并以此度量它們在形態(tài)體型比例上的相似性程度(P＜0.05視為顯著水平); 對所有測量樣本的形態(tài)比例性狀進(jìn)行主成分分析, 以特征值大于1且累計貢獻(xiàn)率大于80%為原則確定主成分(PC)的提取個數(shù); 將A實驗群體定義為水流脅迫處理選留群, B、C、D、E實驗群體統(tǒng)歸為水流脅迫處理淘汰群。采用逐步導(dǎo)入剔除法對上述兩類群進(jìn)行判別分析, 并計算判別準(zhǔn)確率(P1為某類群實驗對象判別正確的個體數(shù)占該類群實驗對象實際總數(shù)的百分比; P2為諸實驗類群在等樣本容量條件下, 某類群實驗對象判別正確的個體數(shù)占判入該類群實驗對象的總個體數(shù)的百分比)和綜合判別率(P為諸實驗類群在等樣本容量條件下, 各類群實驗對象判別正確的個體數(shù)之和占實驗總個體數(shù)的百分比)以驗證所建判別方程組的可靠性。上述計算分析均借助 SPSS 17.0軟件來完成。

2 結(jié)果

2.1 抗流特征

觀察發(fā)現(xiàn), 實驗期間絕大多數(shù)仔蝦一直處于頂流運動狀態(tài)。實驗結(jié)束時刻, 分布于A、B、C、D、E區(qū)段內(nèi)的實驗仔蝦占比均值分別為 5%、11.33%、18.67%、25.33%和39.67% (圖2), 呈單調(diào)增加趨勢。根據(jù)統(tǒng)計學(xué)中的小概率事件實際不可能性原理(蓋均鎰, 2000), 可將流速0.823cm/s確定為實驗處理時長1min條件下實驗仔蝦[總長(7.643±0.639)mm]的抗流極限值。

2.2 各實驗群體形態(tài)性狀測量值和形態(tài)比例指標(biāo)值間的差異比較

由表1可見, 本研究所涉5個不同抗流性能實驗群體在所測15項形態(tài)性狀中, 除X1、X2、X3、X11、X15均呈 A＞E＞D＞C＞B (P＜0.05),X12呈 A＞E≈D＞C≈B,X13呈 A＞E≈D＞C＞B外, 其余 8項形態(tài)性狀測量指標(biāo)值均無組間差異(P＞0.05); 由表2可見, 在所涉17項形態(tài)比例指標(biāo)中,C1僅C、D間具顯著差異,C3、C4、C6、C7、C8均呈 B＞C＞D＞E＞A (P＜0.05),C12、C13均呈A＞E＞D＞C＞B (P＜0.05),C14僅 C 分別與 D、E 具顯著差異, 其余 7項形態(tài)比例指標(biāo)值均無組間差異(P＞0.05)。由此可見, 實驗群體間抗流能力的分化源自它們間形態(tài)表型的差異, 在表征實驗仔蝦抗流能力的差異上形態(tài)比例性狀較形態(tài)性狀本身更具豐盛度和有序性。

2.3 各實驗群體形態(tài)比例特征間的相似度比較

根據(jù)本研究所涉 5個不同抗流性能實驗群體各項形態(tài)比例性狀的均值(表 2), 分別計算它們間的歐氏距離(表 3)。由表 3可見, 各實驗群體間的歐氏距離均達(dá)到顯著水平(P＜0.01), 且均有隨實驗群體間抗流性能差異的增大而呈顯著增大的趨勢, 進(jìn)一步表明可用形態(tài)比例性狀來表征實驗群體間抗流性能的差異。

圖2 實驗終了時刻仔蝦在A、B、C、D、E區(qū)段的出現(xiàn)率Fig.2 The frequency of appearance at the end of experiment at sections A, B, C, D, and E

表1 實驗群體形態(tài)性狀測量值的參數(shù)統(tǒng)計(n=100)Tab.1 Statistics of morphological measurements in all experimental groups

表2 實驗群體形態(tài)比例特征間的差異(n=100)Tab.2 Differences in morphological traits for all experimental groups

表3 實驗群體形態(tài)比例特征間的歐氏距離(n=100)Tab.3 The Euclidean distance of morphological traits for all experimental groups

2.4 實驗測定對象形態(tài)比例特征的主成分分析

經(jīng)Bartlett球形檢驗和KMO適合度檢驗發(fā)現(xiàn), 本研究所涉形態(tài)比例性狀相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣具顯著差異(P＜0.05)且適合度尚可(KMO=0.767＞0.700),表明有做主成分分析的必要性。

由表4可見, 所列5個主成分的特征值均大于1且方差累計貢獻(xiàn)率達(dá)80.795%, 故可基本認(rèn)定它們?yōu)槟芨爬ū狙芯克嫒毡灸覍ξr秋繁同生群仔蝦不同抗水流性能實驗群體間形態(tài)比例特征差異的公共因子。其中, PC1的方差貢獻(xiàn)率最大(39.561%)且遠(yuǎn)高于其它各主成分。將載荷絕對值P＞0.5的變量確定為主要影響變量, 則 PC1、PC2、PC3、PC4、PC5所含主要變量的個數(shù)依次為8、4、3、3和1, 除PC5僅有的1個主要變量載荷高達(dá)0.957外, 其余8個載荷絕對值達(dá)到0.80以上的主要變量均存在于PC1中。無疑, PC1在區(qū)分的不同抗水流性能實驗群體間的體型差異上具重要作用。繪制PC1與其它各主成分間的得分散布圖, 得圖3。由圖3可見, 雖然A、B、C、D、E實驗測定樣本沿FAC1軸呈由右向左依次排列, 但抗流性能相鄰及相間的兩實驗群體之間均存在較大程度的重疊, 表明PC1在反映本研究所涉全部實驗個體的類群歸屬問題上受到了來自自身及其它主成分主要影響變量的干擾。

2.5 水流脅迫處理淘汰群體和選留群體實驗對象間形態(tài)比例特征的判別分析

采用逐步導(dǎo)入剔除法, 從表2所列形態(tài)比例性狀中篩選出對判別貢獻(xiàn)較大的C1、C3、C7和C13進(jìn)行判別分析, F檢驗表明這些性狀均達(dá)到極顯著水平(P＜0.01)。根據(jù)上述4個性狀建立本研究各區(qū)段秋繁仔蝦實驗樣本的Fisher分類函數(shù)方程組于表5。經(jīng)驗證, 選留群體實驗樣本的判別準(zhǔn)確率P1、P2分別為98%和 84.85%, 淘汰群體實驗樣本的判別準(zhǔn)確率P1、P2分別為 82.25%和 97.63%, 綜合判別準(zhǔn)確率為90.12% (表6)。另, 所繪制的典型判別函數(shù)判別得分散布圖(圖 4), 更直觀地印證了上述判別結(jié)果的可靠性。

表4 實驗群體形態(tài)比例特征的主成分分析Tab.4 The principal component analysis on morphological traits for all experimental groups

3 討論

本研究所涉各測定群體形態(tài)比例指標(biāo)均值間的歐式距離均有隨抗流性能差異的增大而呈顯著增大的趨勢(表 3), 表明形態(tài)比例特征與其抗流性能間具強(qiáng)相關(guān)性。由表4可見, 雖PC1的主要影響變量個數(shù)遠(yuǎn)多于其它主成分, 方差貢獻(xiàn)率略低于其它主成分之和, 但就FAC1得分軸上各相鄰及相間實驗群體測定樣本間均存在較大程度的重疊(圖 2), 以及水流脅迫處理選留群體和淘汰群體分別有2%和17.75%的個體被誤判(表6, 圖3)的結(jié)果, 表明被列入諸主成分的主要影響變量和經(jīng)判別分析被選入Fisher分類函數(shù)方程組的自變量中共同包含了對區(qū)分抗流性能具高分辨作用和較強(qiáng)干擾作用的兩類關(guān)鍵變量。結(jié)合表5所列 4 個判別變量中,C3、C7均呈 B＞C＞D＞E＞A(P＜0.05),C13呈 A＞E＞D＞C＞B (P＜0.05), 而C1僅 C、D實驗群體間具顯著差異(P＜0.05) 的結(jié)果(表 2), 可判定上述具強(qiáng)干擾作用的關(guān)鍵變量應(yīng)為C1, 而其余3個判別變量則均為具高分辨作用的關(guān)鍵變量。

已有研究表明, 頂流運動會顯著增加水生動物的能耗水平并提高機(jī)體耗氧率(Stevenet al, 1982;Wardleet al, 1996; Herskinet al, 1998; Leeet al, 2003);較為激烈的運動會導(dǎo)致水生動物因氧需求量超過其供應(yīng)量而表露“氧債”, 并使其機(jī)體能量供不應(yīng)求(林浩然, 1999)。因此, 較高的流速會使頂流運動中供氧或供能不足的實驗個體首先被沖離, 即實驗個體抗流能力的強(qiáng)弱與其運動能量代謝能力有著極為密切的關(guān)系。無疑, 本研究中A實驗群體不僅抗流性能與B最為接近, 與E差距最大(表3), 且在FAC1得分軸上與 B重疊程度最大, 與 E完全不重疊(圖 2), 而在判別表型上卻表露為C3、C7均呈 B＞C＞D＞E＞A(P＜0.05),C13呈 A＞E＞D＞C＞B (P＜0.05)的結(jié)果(表 2,圖3), 表明實驗仔蝦存在以A、B實驗群體為代表的兩種截然不同的運動能量代謝機(jī)制。

圖3 實驗測定樣本形態(tài)比例指標(biāo)的主成分散布圖Fig.3 The scatter diagram of principal component of morphological traits for all experimental groups

表5 選留群體和淘汰群體表型比例特征Fisher分類函數(shù)方程組自變量系數(shù)及常數(shù)項Tab.5 The independent variable coefficient and the constant terms in the Fisher classification function

表6 選留群體和淘汰群體實驗樣本的判別分類結(jié)果Tab.6 The discrimination for all experimental groups

圖4 淘汰群體與選留群體實驗樣本的典型判別函數(shù)判別得分散布圖Fig.4 The scatter diagram of typical discriminant function for all experimental groups

仔蝦處于以體型增長為主和體型增粗為輔的異速生長階段。據(jù)報道, 對蝦科種類的主要臟器集中于頭胸部(王吉橋等, 1999); 額劍系表征對蝦體質(zhì)和生長代謝旺盛程度的重要體征(王志錚等, 2012), 具御敵攻擊和保障運動平衡的作用(王安利等, 1993; 沈輝等, 2010)。因此, 本研究所涉各實驗群體的X1和C13均呈 A＞E＞D＞C＞B (P＜0.05)的結(jié)果(表 1, 表 2), 表明額劍長與頭胸甲之比的C13可作為表征仔蝦生長代謝強(qiáng)度的重要指標(biāo)。因此, 可用于表征生長速度的X1和生長代謝強(qiáng)度的C13均呈A實驗群體顯著大于B實驗群體(P＜0.05), 而可用于表征尋食視野的C3和腹部運動幅度的C7則均呈A實驗群體顯著小于B實驗群體(P＜0.05)的結(jié)果(表1, 表2), 也就揭示了A實驗群體具采取顯著提高運動代謝強(qiáng)度和增加捕食運動頻率, 以獲得快速生長為特征的“高能耗速生型”運動能量代謝機(jī)制, B實驗群體具采取顯著降低運動代謝水平以減少運動頻率, 和顯著擴(kuò)大尋食視野與腹部運動幅度以提高捕食成功率為特征的“低能耗慢長型”運動能量代謝機(jī)制, 故前者較后者更易在較激烈的頂流運動中表露“氧債”。無疑, 戴習(xí)林等(2008)報道的養(yǎng)殖于水平水流 0.63—2.78mm/s范圍內(nèi)的凡納濱對蝦幼蝦體長整齊度顯著優(yōu)于養(yǎng)殖于靜水狀態(tài)下的結(jié)果, 也充分支持了上述判斷的可靠性, 即水流作用使采取“高能耗速生型”運動能量代謝機(jī)制的幼蝦, 因能耗明顯增加致使其體長增速有所減緩, 而采取“低能耗慢長型”運動能量代謝機(jī)制的幼蝦, 則因供餌條件明顯改善致使其體長增速有所提高, 從而導(dǎo)致上述兩類運動能量代謝機(jī)制的幼蝦的體長更加逼近,整齊度獲得顯著提高。顯然, A實驗群體被選留的原因, 系本研究中所設(shè)實驗周期下的實驗流速接近或低于 A實驗群體頂流運動的能耗可容忍臨界所致,而B、C、D、E實驗群體, 則因該實驗流速已超過它們頂流運動的能耗可容忍臨界, 致使它們隨生長速度和頂流能耗的增大而首先被沖離。綜上可知,C3、C7、C13成為對區(qū)分抗流性能具高分辨作用的關(guān)鍵變量的主因, 為這些關(guān)鍵判別變量組合可真實反映所涉實驗群體間運動能量代謝能力的差異; 仔蝦第一觸角柄第一節(jié)基部具平衡囊, 囊內(nèi)有砂粒, 具司體位及姿態(tài)平衡的作用, 第三節(jié)末端的觸鞭被認(rèn)為是觸覺感受器官(王克行, 1997), 故C17成為對區(qū)分抗流性能具較強(qiáng)干擾作用的關(guān)鍵變量的主因, 無疑與其含形態(tài)性狀信息在維系仔蝦運動平衡中所起的具重要作用有關(guān)。

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