，，，，，，，

(1.金華職業(yè)技術(shù)學(xué)院，浙江 金華 321007；2.金華市九色珍珠研究所, 浙江 金華 321017；3.金華市威旺養(yǎng)殖新技術(shù)有限公司，浙江 金華 321017；4.金華市水產(chǎn)技術(shù)推廣站，浙江 金華 321017；5.紹興文理學(xué)院 生命科學(xué)學(xué)院， 浙江 紹興 312000)

三角帆蚌Hyriopsiscumingii隸屬于蚌科Unionidae、珠蚌亞科Unioninae、帆蚌屬Hyriopsis，是中國特有的淡水育珠蚌[1]。三角帆蚌以其優(yōu)良的育珠性能已經(jīng)替代褶紋冠蚌Cristariaplicata、背角無齒蚌Anodontawoodiana等，成為中國淡水珍珠蚌的主要品種[2]，其所產(chǎn)珍珠質(zhì)地細(xì)膩光滑、顏色豐富多樣，已經(jīng)在中國大面積養(yǎng)殖[3-4]，同時(shí)，三角帆蚌育種研究也在逐步開展。目前，李夢軍等[5]、聞海波等[6]和張?jiān)郲7]分別用群體選育、種內(nèi)雜交、種間雜交等育種方法開展了三角帆蚌的育種工作，并取得重要進(jìn)展。

選擇育種是貝類遺傳改良的重要手段。貝類各數(shù)量性狀間存在遺傳基礎(chǔ)上的密切聯(lián)系，相關(guān)分析和通徑分析方法能夠查明各數(shù)量性狀間的相互關(guān)系，對(duì)選擇育種具有重要的參考價(jià)值。目前，通徑分析方法已經(jīng)在水產(chǎn)貝類育種上得到了廣泛應(yīng)用。如劉小林等[8]運(yùn)用通徑分析方法分析了櫛孔扇貝Chlamysfarreri貝殼尺寸性狀對(duì)活體質(zhì)量的影響效果。閆喜武等[9]運(yùn)用通徑分析方法研究了四角蛤蜊Mactraveneriformis形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量性狀的影響。劉志剛等[10]和鄭懷平等[11]對(duì)華貴櫛孔扇貝Chlamysnobilis產(chǎn)量及閉殼肌大小進(jìn)行了通徑分析。王輝等[12]運(yùn)用通徑分析方法研究了南海毛蚶Scapharcasubcrenata形態(tài)特征對(duì)體質(zhì)量的影響。除上述幾種貝類外，通徑分析方法還應(yīng)用到了紫石房蛤Saxidomuspurpuratus[13]、中國蛤蜊Mactrachinensis[14]、菲律賓蛤仔Ruditapesphilippinarum[15]、魁蚶Scapharcabroughtonii[16]等貝類的研究中。在對(duì)三角帆蚌Hyriopsiscumingii的研究中，也有學(xué)者運(yùn)用通徑分析方法對(duì)成蚌數(shù)量性狀進(jìn)行了相關(guān)分析[17-18]。但關(guān)于三角帆蚌幼蚌殼形態(tài)性狀對(duì)質(zhì)量性狀的影響尚未見報(bào)道。本研究中，對(duì)1齡蚌4個(gè)形態(tài)性狀及體質(zhì)量的相關(guān)性進(jìn)行了研究，對(duì)體質(zhì)量進(jìn)行通徑分析并建立回歸方程，旨在為1齡三角帆蚌幼期的選育提供數(shù)據(jù)資料和測量指標(biāo)。

1 材料與方法

1.1 材料

試驗(yàn)用1齡三角帆蚌幼蚌來源于浙江省金華市威旺養(yǎng)殖新技術(shù)有限公司，為自然養(yǎng)殖群體的繁殖后代，養(yǎng)殖于試驗(yàn)基地的6#養(yǎng)殖塘。養(yǎng)殖密度為100只/網(wǎng)箱(40 cm×40 cm×12 cm)，吊養(yǎng)深度為30～40 cm，按常規(guī)模式進(jìn)行養(yǎng)殖管理。

1.2 方法

1.2.1 測量方法 幼蚌達(dá)到1齡時(shí)先隨機(jī)抽取4個(gè)網(wǎng)箱，再從中隨機(jī)抽取120只1齡蚌，將其貝殼表面的泥污清洗干凈后用于測量。用游標(biāo)卡尺(精確到0.02 mm)測量蚌的殼長(x1)、殼高(x2)、殼寬(x3)和全高(x4)(圖1)，用電子天平(精確到0.01 mg)稱量其體質(zhì)量(y)。

圖1 1齡三角帆蚌貝殼形態(tài)性狀測量示意圖Fig.1 Illustration of measurement of shell morphology of juvenile freshwater mussel Hyriopsis cumingii

1.2.2 分析方法 各性狀測量數(shù)據(jù)經(jīng)SPSS 21.0軟件統(tǒng)計(jì)整理，計(jì)算平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)，再使用軟件中的K-S單樣本檢驗(yàn)(Kolomogorov-Simirnov one sample test)分析各性狀的分布是否符合正態(tài)分布。然后進(jìn)行各性狀間表型相關(guān)分析、各形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量的通徑分析并計(jì)算決定系數(shù)。通過逐步回歸法，剔除偏回歸系數(shù)不顯著的性狀，建立最優(yōu)多元回歸方程，并對(duì)方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

體質(zhì)量(y)的回歸方程采用的線性模型[19]為

y=b0+b1x1+b2x2+…+bixi。

其中：y為因變量；b0為常數(shù)項(xiàng)；xi為自變量；bi為對(duì)應(yīng)的偏回歸系數(shù)。偏回歸系數(shù)bi是有單位屬性的，無法直接進(jìn)行比較，因此，對(duì)bi的分子、分母分別除以y和xi的標(biāo)準(zhǔn)差，得到從自變量xi到因變量y的直接通徑系數(shù)Pyi xi，即

Pyi xi=biσxi/σy。

2 結(jié)果與分析

2.1 形態(tài)性狀及體質(zhì)量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

1齡三角帆蚌殼長、殼高、殼寬、全高及體質(zhì)量等表型數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示，在這些性狀中，體質(zhì)量的變異系數(shù)最大，殼長的變異系數(shù)最小。正態(tài)性K-S檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值均大于0.05，說明所分析性狀的分布均符合正態(tài)分布，可對(duì)這些性狀做進(jìn)一步地通徑分析。

表11齡三角帆蚌形態(tài)性狀及體質(zhì)量的表型統(tǒng)計(jì)量(n=120)

Tab.1Phenotypicstatisticsofmorphologicaltraitsandbodyweightofone-yearoldfreshwatermusselHyriopsiscumingii(n=120)

性狀traitZ值Z valueP值P value平均值±標(biāo)準(zhǔn)差mean±S.D.變異系數(shù)/%coefficient of variation殼長x1/cm0.6920.7259.55±0.565.87殼高x2/cm0.7000.7125.30±0.376.94殼寬x3/cm0.7520.6232.32±0.187.82全高x4/cm0.5710.9008.45±0.586.90體質(zhì)量y/g0.7200.67880.41±14.2717.75

2.2 形態(tài)性狀及體質(zhì)量間的相關(guān)性

1齡三角帆蚌各性狀間的表型相關(guān)系數(shù)見表2，所列各性狀間的表型相關(guān)均達(dá)到了極顯著水平，表明所選指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析具有重要的實(shí)際意義。其中，體質(zhì)量與殼長的相關(guān)性最強(qiáng)，相關(guān)系數(shù)為0.908，殼寬與全高的相關(guān)性最弱，相關(guān)系數(shù)為0.562。

表21齡三角帆蚌各性狀間的表型相關(guān)系數(shù)

Tab.2Phenotypiccorrelationcoefficientsbetweenobservedtraitsofone-yearoldfreshwatermusselHyriopsiscumingii

性狀trait殼長x1殼高x2殼寬x3全高x4體質(zhì)量y殼長x110.765**0.663**0.671**0.908**殼高x210.585**0.739**0.819**殼寬x310.562**0.798**全高x410.784**體質(zhì)量y1

注：** 表示在 0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)

Note: **, significant correlation in 0.01 level

2.3 形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量的通徑分析

根據(jù)通徑分析的原理，將殼長、殼高、殼寬與全高對(duì)體質(zhì)量的影響效應(yīng)剖分為直接作用Pi(即通徑)和間接影響兩部分，剖分結(jié)果見表3。從表3可見：殼長、殼寬與全高對(duì)體質(zhì)量的直接作用均達(dá)到極顯著水平(P<0.01)，殼高對(duì)體質(zhì)量的直接作用達(dá)到顯著水平(P<0.05)，均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；殼長對(duì)體質(zhì)量的直接作用最大，達(dá)到0.479，直接作用大于間接影響，是影響體質(zhì)量的最主要因素。而殼高、殼寬、全高對(duì)體質(zhì)量的間接影響均大于各自的直接作用，且這種間接影響效應(yīng)主要是通過影響殼長而產(chǎn)生的。

表3 1齡三角帆蚌形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量影響的通徑分析Tab.3 Path analysis of morphological traits on body weight of one-year old freshwater mussel Hyriopsis cumingii

注：* 為顯著相關(guān)(P<0.05)，** 為極顯著相關(guān)(P<0.01)

Note: *,significant correlation(P<0.05); **,very significant correlation(P<0.01)

2.4 形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量的決定程度

各形態(tài)性狀及它們協(xié)同對(duì)體質(zhì)量的決定系數(shù)如表4所示，其中,對(duì)角線上給出了每個(gè)形態(tài)性狀單獨(dú)對(duì)體質(zhì)量的決定系數(shù)，對(duì)角線以上給出間接決定系數(shù)?？偟臎Q定系數(shù)為0.933，它與相關(guān)指數(shù)R2的數(shù)值相等，表明本研究中所列形態(tài)性狀是影響體質(zhì)量的重點(diǎn)性狀，其他形狀影響相對(duì)較小，僅有0.067。各性狀中，殼長對(duì)體質(zhì)量的直接決定程度最大，達(dá)到22.9%，殼長與殼寬的共同決定程度最大，達(dá)到18.3%。

表41齡三角帆蚌形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量的決定系數(shù)

Tab.4Determinationcoefficientsofmorphologicaltraitsonbodyweightofone-yearoldfreshwatermusselHyriopsiscumingii

性狀trait殼長x1殼高x2殼寬x3全高x4殼長x10.2290.0990.1830.129殼高x20.0180.0450.040殼寬x30.0830.065全高x40.040總決定系數(shù)total determination coefficient0.933

2.5 最優(yōu)回歸方程的建立

運(yùn)用逐步回歸方法建立形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量的最優(yōu)回歸方程為

y=-157.919+12.195x1+5.266x2+22.613x3+4.920x4。

其中：y為體質(zhì)量(g)；x1為殼長(cm)；x2為殼高(cm)；x3為殼寬(cm)；x4為全高(cm)。

多元回歸關(guān)系的顯著性檢驗(yàn)(表5)和各形狀偏回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)(表6)表明，方程的回歸關(guān)系達(dá)到極顯著水平(P<0.01)，殼長(x1)、殼寬(x3)與全高(x4)的偏回歸系數(shù)達(dá)到極顯著水平(P<0.01)，殼高(x2)的偏回歸系數(shù)達(dá)到顯著水平(P<0.05)。

表51齡三角帆蚌體質(zhì)量多元回歸關(guān)系的方差分析

Tab.5ANOVAformultipleregressionofone-yearoldfreshwatermusselHyriopsiscumingii

變異來源 source of variation平方和 sum of square自由度df均方 mean squareF值F value顯著性 Sig.回歸regression11591.13442897.783199.1500.000殘差residual829.39211714.551總計(jì)total12420.526121

表61齡三角帆蚌各性狀偏回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)

Tab.6Testofpartialregressioncoefficientsfortraitsofone-yearoldfreshwatermusselHyriopsiscumingii

模型model非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) nonstandardized coefficientB標(biāo)準(zhǔn)誤差 standard error標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)standard coefficientt值t value顯著性Sig.常量-157.9198.591-18.3820.000殼長x112.1951.5050.4798.1010.000殼高x25.2262.3460.1352.2280.030殼寬x322.6133.6790.2886.1470.000全高x44.9201.2960.2013.7950.000

3 討論

3.1 相關(guān)分析與通徑分析

本研究中，從各性狀間的相關(guān)分析結(jié)果可知，殼長、殼高、殼寬、全高和體質(zhì)量，其兩兩間的相關(guān)性均達(dá)到了極顯著水平，這說明各變量間存在著嚴(yán)重的共線性問題，可以通過通徑分析來解決。通徑分析能夠?qū)⒆宰兞亢鸵蜃兞康南嚓P(guān)關(guān)系剖分為直接作用和間接作用，同時(shí)，可以根據(jù)通徑系數(shù)大小判斷各自變量對(duì)因變量貢獻(xiàn)的相對(duì)重要性，較好地解決共線性問題。近年來，通徑分析已經(jīng)廣泛應(yīng)用于水產(chǎn)經(jīng)濟(jì)動(dòng)物魚類[20-22]、蝦類[23-25]、蟹類[26-27]和貝類[28-30]等的研究中。

同時(shí)，由于表型相關(guān)分析只是簡單地估測了兩個(gè)變量間的相關(guān)系數(shù)，在多變量情況下其不能完全反映變量間真實(shí)的相關(guān)程度。通徑分析能夠較好地解決這些問題，探明兩個(gè)性狀間的真實(shí)關(guān)系。本研究中通過通徑分析顯示，各形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量的直接作用效果依次為殼長>殼寬>全高>殼高，殼寬、全高和殼高對(duì)體質(zhì)量的影響主要通過殼長來實(shí)現(xiàn)，它們的間接作用分別為0.318、0.321和0.366，表明殼長是影響1齡三角帆蚌體質(zhì)量的主要性狀。這與張愛菊等[18]對(duì)三角帆蚌珠蚌成蚌的通徑分析結(jié)果相一致。在對(duì)其他貝類的研究中，如砂海螂Myaarenaria[31]、企鵝珍珠貝Pteriapenguin[32]、斧文蛤Meretrixlamarchii[33]、文蛤Meretrixmeretrix[34]、南澳青蛤Cyclinasinensis[35]等，殼長也是影響體質(zhì)量的主要因素。

3.2 影響體質(zhì)量主要性狀的確定

根據(jù)劉小林等[8,24]的研究，當(dāng)復(fù)相關(guān)指數(shù)或各自變量對(duì)因變量的單獨(dú)決定系數(shù)及兩兩共同決定系數(shù)的總和∑d(在數(shù)值上R2=∑d)大于或等于0.85(即85%)時(shí)，表明影響因變量的主要自變量已經(jīng)找到。本研究中通過1齡三角帆蚌形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量決定系數(shù)分析，所用形態(tài)性狀的總決定系數(shù)R2=∑d=0.933，基本接近于1，其他影響因素對(duì)體質(zhì)量的影響僅為0.067。說明所列的三角帆蚌形態(tài)性狀是影響體質(zhì)量的重點(diǎn)性狀，其他無測度的性狀對(duì)體質(zhì)量的影響較小，基本可以忽略。

3.3 對(duì)選擇育種的指導(dǎo)意義

在本研究中，從直接決定系數(shù)分析，殼長對(duì)體質(zhì)量的決定程度最大，達(dá)到22.9%，在三角帆蚌選擇育種過程中可以考慮將殼長作為育種目標(biāo)性狀。而王輝等[12]認(rèn)為，育種決策時(shí)只考慮直接決定系數(shù)是不全面的，因?yàn)橛捎诨虻亩嘈?、連鎖和共同環(huán)境的影響，生物性狀均彼此相關(guān)，綜合決定系數(shù)既包含直接決定系數(shù)又包含間接決定系數(shù)，信息量較大更具有決策意義。從分析結(jié)果看，三角帆蚌殼長、殼高、殼寬、全高均不是體質(zhì)量的限制性因素，它們的綜合決定效應(yīng)分別為0.641、0.287、0.317和0.275。殼長對(duì)體質(zhì)量的決定效應(yīng)依然最大，但是綜合決定系數(shù)包含的信息量更大，在實(shí)際育種應(yīng)用中更有意義。

在貝類選擇育種中，通常其自身的某一特定性狀(如體質(zhì)量等)就能夠直接反映其生產(chǎn)性能。珍珠蚌的選擇育種不同于其他貝類，其主要以提高珍珠的生產(chǎn)性能為目標(biāo)，較難直接測得其某些特定育種目標(biāo)性能。張根芳等[36]早期研究已經(jīng)表明，珍珠增長與蚌總重的相關(guān)性最高。張愛菊等[18]的研究也表明，活體蚌質(zhì)量對(duì)珍珠重的增加具有完全的決定作用。因此，在三角帆蚌的選擇育種中，為提高珍珠產(chǎn)能，應(yīng)該以體質(zhì)量作為育種目標(biāo)性狀。在形態(tài)性狀中，由于殼長對(duì)體質(zhì)量的決定效應(yīng)最大，也可作為育種目標(biāo)性狀。