祁劍飛，寧 岳，巫旗生，郭 香，鄭雅友，曾志南，江澤貴

(福建省水產研究所、福建省海洋生物增養(yǎng)殖與高值化利用重點實驗室，福建 廈門 361013)

菲律賓蛤仔(Ruditapesphilippinarum)是一種廣溫、廣鹽、廣分布的海洋經濟貝類，2017年全國蛤類產量達417.79萬噸，占全國海水養(yǎng)殖產量的20.88%[1]，其中菲律賓蛤仔產量超過300萬噸，是我國單品種養(yǎng)殖產量最高的海洋生物物種，其總產量在所有貝類物種中也居世界第二[2]。遍及全國沿海，特別是遼寧和山東的大規(guī)模菲律賓蛤仔養(yǎng)殖活動得益于福建省大規(guī)模的苗種供應[3]，據業(yè)內估計，其苗種產量占全國的90%以上。但是這種長期的異地苗種底播養(yǎng)殖方式會對當地野生種群的遺傳結構產生一定影響[4]。因此對菲律賓蛤仔野生種群資源的調查和評估很有必要，既有利于保護野生種群資源，也可為雜交育種提供參考。而外部形態(tài)差異則是不同野生地理群體基于形態(tài)測量學的判定條件。

關于菲律賓蛤仔遺傳差異的報道[5-9]較多，而關于其不同地理群體形態(tài)差異的研究，除鄒琰(2010)和牛泓博等(2015)分別研究了山東和遼寧沿海菲律賓蛤仔形態(tài)差異[10-11]外，鮮有報道。本研究測定了采自不同海域的5個菲律賓蛤仔野生群體的形態(tài)參數，分析了其形態(tài)差異，可為今后的種質資源保護和遺傳選育提供參考。

1 材料與方法

1.1 樣品采集

樣品于2018年9—12月，采自海州(HZ: 37°59′26.7″N，125°44′45.8″E)、南浦(NP: 39°27′49.5″N，125°12′40.2″E )、萊州(LZ: 37°21′24.2″N，119°50′18.9″E)、莆田(PT: 25°10′29.3″N，119°15′43.8″E)和汕尾(SW: 22°40′31.7″N，115°28′17.2″E)自然海區(qū)。通過低溫?；罘侄嗯芜\至廈門小嶝水產科技有限公司實驗基地，流水充氣暫養(yǎng)。樣本信息見表1。

表1 菲律賓蛤仔5個群體樣本信息Tab.1 Information of 5 populations of Manila clam

1.2 形態(tài)指標及測定

每個群體測定50個樣本，外部形態(tài)測量指標參考劉建勇等(2010)[12]，采用游標卡尺(精確到0.01 mm)測量了殼長(AB)、殼寬(GH)、殼高(OC)、韌帶長(OD)、楯面長(OE)、楯面寬(MN)、小月面長(OF)、前端到腹緣(BC)、后端到腹緣(AC)9個形態(tài)性狀(圖1)，共獲取了2 250個數據。

圖1 菲律賓蛤仔形態(tài)測量位點Fig.1 Landmark points for morphological measurement of Manila clam

1.3 數據分析

為消除不同群體規(guī)格大小對數據的影響，每個個體的數據除以殼長進行校正。應用SPSS 17.0以校正后的數據對5個群體形態(tài)差異進行單因素方差分析、聚類分析、主成分分析和判別分析。

1.3.1 單因素方差分析 采用Tukey s-b(K)法進行多重比較，并劃分出同類子集，其顯著性水平設置為0.05。

1.3.2 聚類分析 利用各參數校正值的均值，采用平方歐氏距離法進行系統(tǒng)聚類分析。

1.3.3 主成分分析 以校正后的8個參數值為變量，250個個體數據整體進行主成分分析，選取特征值大于1的主成分進行結果分析。

1.3.4 判別分析 采用逐步判別分析法，判別準確率公式如下：

P1=n/N×100

(1)

P2=n/Nd×100

(2)

式(1～3)中：P1、P2為判別準確率(%)，P為綜合判別率(%)，n為判別正確的菲律賓蛤仔數(個)，N為實測菲律賓蛤仔數(個)； Nd為判別菲律賓蛤仔數(個)； Ai為第i個群體判別正確的菲律賓蛤仔數(個)，Bi為第i個群體實際判別的菲律賓蛤仔數(個)，k為群體數(個)。

2 結果與討論

2.1 單因素方差分析

菲律賓蛤仔HZ組GH/AB、OC/AB、OD/AB和MN/AB顯著大于其他組(p<0.05，表2)，這表明HZ群體殼寬較厚，殼高較高，殼形接近球形，與其他組形態(tài)差異明顯。其他組之間各指標互有差異，整體殼形差別不明顯。

表2 菲律賓蛤仔5個群體形態(tài)的方差分析Tab.2 ANOVA analysis of morphological parameters on 5 populations of Manila clam

注：同列數據上標字母“a、b、c”完全不同表示有顯著差異(p<0.05)。

2.2 聚類分析

5個群體形態(tài)性狀的聚類分析(圖2)可以看出NP、LZ和PT等3組形態(tài)差異不大，而NP與LZ群體形態(tài)尤其接近；整體來看除HZ外的4組之間差異較小，而其整體與HZ差異很大，這說明HZ組形態(tài)與其它4組差異明顯。

2.3 主成分分析

按照特征值大于1，共提取2個主成分(表3)。主成分1解釋的總方差貢獻率為28.28%，主成分2為20.77%，累計貢獻率為49.05%，即2個主成分可解釋5個群體間形態(tài)差異的49.05%。在主成分1中GH/AB影響最大，其負荷值為0.802，其次為MN/AB，負荷值為0.751，這說明主成分1代表了“寬度”對殼型的影響；在主成分2中前端到BC/AB影響最大，其負荷值為0.794，其次為OF/AB，負荷值為0.618，這說明主成分2代表了“長度”對殼型的影響。

圖2 菲律賓蛤仔5個群體形態(tài)性狀聚類分析Fig.2 Clustering dendrogram by morphological traits of 5 populations of Manila clam

表3 菲律賓蛤仔5個群體形態(tài)的2個主成分矩陣負荷值和貢獻率

Tab.3 Contribution ratios and loading of 2 principal components for morphological parameters of 5 populations of Manila clam

形態(tài)性狀主成分1主成分2GH/AB0.8020.239OC/AB0.520.406OD/AB0.4850.156OE/AB0.3720.275MN/AB0.751-0.012OF/AB0.050.618BC/AB-0.3340.794AC/AB0.591-0.572貢獻率28.28%20.77%

從圖3可見看出，除HZ群體外，其它4組混雜在一起，難以區(qū)分，這和聚類分析的結果較一致。

圖3 菲律賓蛤仔5個群體形態(tài)主成分散布圖Fig.3 Scattering diagram of the principal components for morphological parameters of 5 populations of Manila clam

2.4 判別分析

采用逐步判別分析，篩選出X1(GH/AB)、X2(OE/AB)、X3(MN/AB)和X4(AC/AB)共4個性狀特征值建立了5個群體的判別函數：

YHZ=814.485X1+220.653X2+331.141X3+

472.528X4-451.783

YNP=745.604X1+222.846X2+150.492X3+

448.072X4-386.301

YLZ=714.053X1+214.790X2+219.063X3+

438.213X4-367.209

YPT=755.939X1+235.811X2+179.968X3+

451.513X4-402.781

YSW=727.249X1+237.870X2+192.687X3+

466.209X4-402.165

表4為5個判別函數的各項系數和常數，表5為判別分析結果，判別準確率P1和P2均在36.0%～80.0%之間；5個群體的綜合判別率為53.6%。HZ群體的判別率最高，為80.0%，這說明該群體特征明顯，易于判別。

表4 5個菲律賓蛤仔群體的Fisher線性判別式的各項系數及常數Tab.4 Coefficients and constants of Fisher discriminant functions for 5 populations of Manila clam

表5 5個菲律賓蛤仔群體判別分析結果Tab.5 Fisher discriminant results of 5 populations of Manila clam

2.5 討論

2.5.1 菲律賓蛤仔的形態(tài)差異 貝類形態(tài)變異受遺傳因子和環(huán)境因子共同影響，是對棲息環(huán)境長期適應的結果。本研究通過幾種多元分析方法對菲律賓蛤仔8個形態(tài)校正參數比較分析，結果表明HZ群體與NP、LZ、PT和SW群體在外部形態(tài)上差異顯著。雖然聚類分析將NP、LZ、PT和SW聚在一起，顯示出從北到南差異逐漸增大的趨勢，但是HZ與其它組的差異顯然不是地理隔離造成的，因為距離相近的NP與之差異巨大而與另外3個群體相似。其他研究中也存在類似的結果，牛泓博等認為遼寧沿海菲律賓蛤仔不同群體間的形態(tài)變異程度與地理距離有一定關系，但主要受棲息地環(huán)境影響[11]。宋菲菲等(2012)認為毛蚶(Scapharcasubcrenata)群體變異程度可能與地理距離有一定關系，同時受到棲息地環(huán)境的影響[13]。貝類均具有較強的表型環(huán)境可塑性，其表型變異并不總是由遺傳導致，更多是受棲息地環(huán)境影響[14-15]。Kwon等(1999)將韓國沿海外殼形態(tài)差異明顯的3組菲律賓蛤仔轉移到同一養(yǎng)殖區(qū)域，13個月后發(fā)現它們外形差異變得不顯著，證明棲息地環(huán)境是其外殼形態(tài)的主要影響因素[16]。Watanabe等(2010)對日本4個海灣菲律賓蛤仔形態(tài)學研究發(fā)現，棲息于貧營養(yǎng)環(huán)境中的個體較營養(yǎng)條件良好的個體殼寬更大[17]；Caill-Milly等(2012)研究表明，群體密度較低及褐色肌肉病會導致菲律賓蛤仔個體呈現更高的GH/AB比值，使外形接近于球形[18]。然而HZ組殼寬較大的形態(tài)差異是否由海州呈貧營養(yǎng)化海區(qū)環(huán)境和較低種群密度造成，尚需對采樣地生態(tài)條件開展進一步研究。

2.5.2 蛤類形態(tài)差異判別方法 傳統(tǒng)貝類分類鑒定依據是殼長、殼高、殼寬、殼色和紋理等幾個指標，主觀性較強，誤判率較高。因此基于形態(tài)測量學的聚類分析、主成分分析、判別分析等多元分析方法在蛤類不同地理群體的形態(tài)差異分析中廣泛應用[19-21]，這些方法雖然基于測量數據，依靠數學統(tǒng)計分析得出區(qū)分結果，消除了人的主觀影響，但是由于測量的形態(tài)學指標較少，在分析形態(tài)相似的地理群體間差異時仍是差強人意。也有學者應用廣義線性模型和傳統(tǒng)形態(tài)測量學結合的方法對菲律賓蛤仔地理群體進行判別分析[22]，但該方法篩選后采用的預測變量組合只有1種，沒有突破傳統(tǒng)形態(tài)測量學方法的短板，且由于要求響應變量Y服從二項分布，導致研究群體只能為2個，更加局限了該方法的應用。為消除形態(tài)學指標少的缺陷，近年來基于橢圓傅里葉分析的輪廓線法[23]和基于空間坐標系的地標點法[24]等幾何形態(tài)測量學方法得到一定應用，這兩種方法依靠計算機圖形處理技術采集更多更精確的形態(tài)幾何數據并做更準確的定量分析。但幾何測量學方法需要專門的圖像采集硬件和專業(yè)的圖形處理軟件，成本較高，操作繁瑣，限制了它們的應用。

在貝類地理群體差異分析中，形態(tài)差異分析是一個重要方面，然而大多數雙殼類尤其是蛤類外殼近似圓形，形態(tài)差異分析具有局限性，將其與生理生化、分子生物學指標結合將會使結果更加準確。

2.5.3 菲律賓蛤仔種質資源保護和遺傳育種 我國是世界上進行菲律賓蛤仔人工育苗規(guī)模最大、數量最多的國家。僅在福建省墾區(qū)育苗生產中，面積為86.6 hm2的池塘就可培育2 mm的稚貝604.9億粒[25]。大規(guī)模的育苗生產需要大規(guī)模的親貝供應，但業(yè)者在選擇菲律賓蛤仔親貝時僅考慮性腺成熟度，而忽略其他性狀，使用一齡性腺飽滿的親貝育苗已是普遍現象。從育種學的角度看，這些菲律賓蛤仔親貝大多是未經系統(tǒng)選育或改良的人工養(yǎng)殖群體，經過多年反復養(yǎng)殖再育苗，存在近親繁殖的風險，商品蛤經濟性狀日趨退化。因此，保護原始的優(yōu)良品種，并利用這些優(yōu)良的種質資源培育新品種、新品系，已成為貝類養(yǎng)殖業(yè)亟待解決的重要課題[26]。本研究測量了多個形態(tài)性狀參數，通過形態(tài)性狀的多元分析評估了5個地理群體菲律賓蛤仔的種質資源狀況，可為其種質資源保護和遺傳育種工作提供依據。

3 結論

應用多元分析方法對不同海域的5個菲律賓蛤仔野生群體形態(tài)數據進行比較分析。結果表明HZ群體與其它4組形態(tài)差異顯著，GH/AB明顯較大，但這種差異是由遺傳差異還是環(huán)境差異造成，需進一步研究。本研究可為菲律賓蛤仔種質資源保護和遺傳育種提供基礎資料。