陳 健 ，郭 丹 ，翟子欽，喻達(dá)輝 ，白麗蓉

（1.北部灣大學(xué)海洋學(xué)院/廣西北部灣海洋生物多樣性養(yǎng)護(hù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，廣西 欽州 535011；2.廣西大學(xué)動(dòng)物科學(xué)技術(shù)學(xué)院，廣西 南寧 530004）

西施舌 (Coelomactra antiquata) 俗稱海蚌、車蛤、土匙，隸屬軟體動(dòng)物門、瓣鰓綱、異齒亞綱、簾蛤目、蛤蜊科、腔蛤蜊屬，主要分布于太平洋和印度洋海域，在中國(guó)分布于山東、江蘇、福建、廣東、廣西等沿海地區(qū)[1-2]。西施舌是一種營(yíng)養(yǎng)豐富的名貴貝類，棲息于潮間帶下部至淺海20 m 以內(nèi)的沙質(zhì)海底[3]，其相關(guān)研究主要涉及養(yǎng)殖技術(shù)[4]、營(yíng)養(yǎng)分析[5-6]、藥用價(jià)值[7-8]、資源分布[9]、核型分析[10]、遺傳分化[11]、形態(tài)分類[1,12]、分子標(biāo)記[13-14]等方面。由于過(guò)度捕撈、棲息地破壞和污染等原因，2004 年中國(guó)野生西施舌產(chǎn)量已不足50 噸，僅為20 世紀(jì)90 年代產(chǎn)量的1%[3,12]。近年來(lái)西施舌人工養(yǎng)殖規(guī)模不斷擴(kuò)大，種質(zhì)資源退化情況逐漸凸顯。因此，開(kāi)展西施舌的良種選育工作對(duì)其產(chǎn)業(yè)恢復(fù)與發(fā)展是非常迫切且重要的。

貝類的形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀等指標(biāo)通常是親本選擇的重要依據(jù)，其中體質(zhì)量性狀是產(chǎn)量的直接反映，是選育的主要目標(biāo)，軟體部質(zhì)量作為可食用的部分，決定品質(zhì)的好壞[15]。但質(zhì)量性狀相對(duì)于殼表型性狀來(lái)說(shuō)不夠直觀，測(cè)量的準(zhǔn)確性 (如水分等不容易控制) 和可得性較差 (如活體不容易準(zhǔn)確測(cè)量殼質(zhì)量或軟體部質(zhì)量等)，而殼表型性狀則易于準(zhǔn)確測(cè)量。通過(guò)數(shù)量性狀間的回歸分析和通徑分析等研究方法確定影響西施舌質(zhì)量性狀的主要形態(tài)性狀，對(duì)于西施舌的選育和性狀改良工作具有非常重要的指導(dǎo)意義。目前該方法已廣泛應(yīng)用在魚類[16-17]、貝類[18-19]、甲殼類[20-22]等諸多水產(chǎn)動(dòng)物中，由于西施舌選育研究工作起步較晚，相關(guān)研究尚未見(jiàn)報(bào)道。

本研究對(duì)野生西施舌群體進(jìn)行體質(zhì)量性狀和形態(tài)性狀的測(cè)量，利用相關(guān)分析和通徑分析研究形態(tài)性狀和質(zhì)量性狀的關(guān)聯(lián)程度，深入分析殼體表型性狀對(duì)體質(zhì)量和軟體部質(zhì)量的直接和間接作用，確定了影響西施舌質(zhì)量性狀的主要形態(tài)性狀，建立了西施舌殼體表型性狀和體質(zhì)量、軟體部質(zhì)量的多元回歸方程，以期為西施舌的選育工作提供指導(dǎo)和借鑒。

1 材料與方法

1.1 實(shí)驗(yàn)材料

野生西施舌群體于2019 年12 月采自廣西北海鐵山港海區(qū)，在同一批次貝中隨機(jī)挑選貝殼無(wú)破損的2～3 齡西施舌178 只用于實(shí)驗(yàn)。

1.2 測(cè)量方法

測(cè)量前洗凈貝殼表面泥沙，擦干殼表面水分，用游標(biāo)卡尺 (精度為0.01 mm) 測(cè)量殼長(zhǎng) (SL)、殼高 (SH)、殼寬 (SW)、前緣長(zhǎng) (AL) 和后緣長(zhǎng)(GL)，具體測(cè)量位點(diǎn)見(jiàn)圖1 標(biāo)注，用電子天平 (精度為0.01 g) 稱量活體質(zhì)量 (BM)，然后解剖待測(cè)個(gè)體，取出全部軟體部分，用吸水紙吸干表面水分后稱量軟體部質(zhì)量 (VM) 和殼質(zhì)量 (SM)。

圖1 西施舌形態(tài)性狀測(cè)量位點(diǎn)SH.殼高；SL.殼長(zhǎng)；SW.殼寬；AL.前緣長(zhǎng)；PL.后緣長(zhǎng)Figure 1 Landmark points of morphological measurement in C.antiquataSH.Shell height;SL.Shell lengh;SW.Shell width;AL.Anterior length;PL.Posterior length

1.3 數(shù)據(jù)分析

利用Excel 2016 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，計(jì)算各參數(shù)的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)，用SPSS 24.0 統(tǒng)計(jì)分析軟件采用Kolmogorov-Smirnov 法對(duì)各參數(shù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，相關(guān)系數(shù)采用Pearson 相關(guān)系數(shù)，以活體質(zhì)量和軟體部質(zhì)量為因變量，殼體性狀為自變量進(jìn)行共線性診斷，并計(jì)算殼體性狀對(duì)活體質(zhì)量和軟體部質(zhì)量的通徑分析和決定系數(shù)，采用逐步回歸分析分別建立殼體性狀對(duì)活體質(zhì)量和軟體部質(zhì)量的多元回歸方程，差異顯著性設(shè)置為P<0.05，差異極顯著設(shè)置為P<0.01。

2 結(jié)果

2.1 各性狀的統(tǒng)計(jì)分析

西施舌各數(shù)量性狀的相關(guān)統(tǒng)計(jì)量見(jiàn)表1，經(jīng)K-S 正態(tài)性分布檢驗(yàn)，各性狀均符合正態(tài)性分布(P>0.05)。8 個(gè)數(shù)量性狀的變異系數(shù)大小順序?yàn)閂M>SM>BM>AL>GL>PL>SL>SW>SH，其中質(zhì)量性狀的變異系數(shù)介于13.44%～17.45%，形態(tài)性狀的變異系數(shù)介于4.41%～6.06%，質(zhì)量性狀的變異系數(shù)明顯大于形態(tài)性狀，相對(duì)于形態(tài)性狀，質(zhì)量性狀可供選擇的潛力較大。

表1 西施舌殼體性狀和質(zhì)量性狀的參數(shù)統(tǒng)計(jì)Table 1 Statistics of shell traits and mass traits of C.antiquata (n=178)

2.2 殼形態(tài)性狀與體質(zhì)量性狀的相關(guān)性

根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果 (表2)，西施舌所有數(shù)量性狀之間均表現(xiàn)為極顯著正相關(guān) (P<0.01)，與活體體質(zhì)量相關(guān)系數(shù)最大的是殼高 (0.831)，其次是殼寬 (0.811)，最小的是前緣長(zhǎng) (0.589)。與軟體部質(zhì)量相關(guān)系數(shù)最大的是殼質(zhì)量 (0.646)，其次是殼長(zhǎng)(0.564)，最小的是殼寬 (0.458)。根據(jù)偏回歸系數(shù)和t檢驗(yàn)的分析結(jié)果 (表3)，殼高、殼長(zhǎng)、殼寬、殼質(zhì)量等4 個(gè)性狀對(duì)活體質(zhì)量達(dá)到極顯著影響 (P<0.01)，剔除影響不顯著的性狀，對(duì)顯著的性狀進(jìn)行共線性診斷，結(jié)果顯示殼體性狀間不存在共線性(VIF<10，表4)。其中殼寬對(duì)活體質(zhì)量直接影響最大，通徑系數(shù)為0.362，而對(duì)軟體部質(zhì)量達(dá)到極顯著影響的兩個(gè)性狀中，殼質(zhì)量對(duì)軟體部質(zhì)量影響最大，通徑系數(shù)為0.487，殼高為0.238 (表5 和表6)。

2.3 殼體性狀對(duì)體質(zhì)量性狀的決定程度分析

西施舌殼體性狀對(duì)體質(zhì)量性狀的決定系數(shù)見(jiàn)表7、表8，表中對(duì)角線上列出每個(gè)性狀單獨(dú)對(duì)體質(zhì)量性狀的決定系數(shù)，對(duì)角線上方為兩兩性狀對(duì)體質(zhì)量性狀的共同決定系數(shù)。其中單性狀殼寬對(duì)活體質(zhì)量的決定系數(shù)為0.131，殼高通過(guò)殼寬對(duì)活體質(zhì)量的共同決定系數(shù)最大 (0.151)。單性狀殼質(zhì)量對(duì)軟體部質(zhì)量的決定系數(shù)最大 (0.237)，殼高通過(guò)殼質(zhì)量對(duì)軟體部質(zhì)量的共同決定系數(shù)為0.155。此研究結(jié)果與通徑分析結(jié)果基本一致，在對(duì)活體質(zhì)量進(jìn)行選擇時(shí)應(yīng)優(yōu)先考慮殼寬性狀，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)殼高的協(xié)同選擇。

2.4 自變量的篩選和多元回歸方程的建立

根據(jù)偏回歸系數(shù)和t檢驗(yàn)的分析結(jié)果 (表3、表9)，剔除影響不顯著的性狀，殼高、殼長(zhǎng)、殼寬、殼質(zhì)量4 個(gè)性狀對(duì)活體質(zhì)量達(dá)到極顯著的影響(P<0.01)，殼高和殼質(zhì)量性狀對(duì)軟體部質(zhì)量達(dá)到極顯著的影響 (P<0.01)，分別以活體質(zhì)量和軟體部質(zhì)量為因變量，采用逐步回歸分析的方法，得到西施舌殼形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量性狀的回歸方程：

表2 西施舌各性狀間的相關(guān)系數(shù)Table 2 Correlation coefficients among phenotypic traits of C.antiquata

表3 西施舌的多元回歸方程進(jìn)行常數(shù)和偏回歸系數(shù)檢驗(yàn)Table 3 Constants and partial regression coefficients in multiple regression equations of C.antiquata

表4 西施舌殼體性狀間的共線性分析Table 4 Collinearity diagnosis among independent variables of C.antiquata

表5 殼體性狀與體質(zhì)量的通徑分析Table 5 Path analysis of shell traits on body mass of C.antiquata

表6 各形態(tài)性狀與軟體部質(zhì)量的通徑分析Table 6 Path analysis of shell traits on visceral-mass mass of C.antiquata

表7 西施舌殼性狀對(duì)活體質(zhì)量的決定系數(shù)Table 7 Determination coefficient of shell traits on body mass of C.antiquata

表8 西施舌殼性狀對(duì)軟體部質(zhì)量的決定系數(shù)Table 8 Determination coefficient of shell traits on visceral-mass mass of C.antiquata

上述方程經(jīng)回歸預(yù)測(cè)，估計(jì)值與實(shí)際觀測(cè)值差異不顯著，說(shuō)明上述方程可應(yīng)用于實(shí)際生產(chǎn)中。

表9 形態(tài)性狀對(duì)體質(zhì)量性狀的多元回歸方差分析Table 9 Multivariate regression variance analysis of morphological traits to mass traits of C.antiquata

3 討論

利用通徑分析和多元回歸分析弄清形態(tài)性狀與質(zhì)量性狀之間的關(guān)系對(duì)選擇育種具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義[23]。韓自強(qiáng)和李琪[24]對(duì)長(zhǎng)牡蠣 (Crassostrea gigas) 殼橙品系進(jìn)行通徑和多元回歸分析，找出了影響體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀，為其橙色品系下一步育種策略的制定提供參考依據(jù)。魏海軍等[25]對(duì)棕帶仙女蛤 (Callista erycina) 野生群體進(jìn)行通徑分析，找出了影響其體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀，為棕帶仙女蛤資源改良和選育提供了指導(dǎo)和借鑒。梁健等[26]對(duì)不同地理群體菲律賓蛤仔 (Ruditapes philippinarum) 表型性狀進(jìn)行了相關(guān)性及通徑分析，為不同地理群體的菲律賓蛤仔選育提供參考依據(jù)。西施舌是一種可食用的經(jīng)濟(jì)貝類，在養(yǎng)殖和育種過(guò)程中體質(zhì)量是生產(chǎn)性能的直接反應(yīng)，然而在選育過(guò)程中，體質(zhì)量測(cè)量難度大且不準(zhǔn)確，因此，找出殼體性狀與體質(zhì)量性狀的關(guān)系對(duì)制定合適的選育指標(biāo)和育種策略具有重要的指導(dǎo)意義。

變異系數(shù)是衡量資料離散程度簡(jiǎn)單而有用的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，變異系數(shù)的單位相同，因此可以在不同性狀之間進(jìn)行比較。性狀的變異系數(shù)越大，表明對(duì)應(yīng)指標(biāo)可供選擇的潛力越大。一般在進(jìn)行參數(shù)的統(tǒng)計(jì)分析時(shí)，數(shù)據(jù)的變異系數(shù)達(dá)到15%以上，則要考慮數(shù)據(jù)可能不正常[15]。本研究中西施舌的質(zhì)量性狀的變異系數(shù)介于13.44%～17.45%，大于其形態(tài)性狀(4.41%～6.06%)，其中軟體部質(zhì)量變異系數(shù)最大(17.45%)。在其他貝類性狀的相關(guān)性研究中，野生群體黃邊糙鳥蛤 (Trachycardium flavum) 軟體質(zhì)量變異系數(shù)為31.16%，其次是活體質(zhì)量 (25.94%)[27]。野生四角蛤蜊 (Mactra veneriformis) 軟體部質(zhì)量變異系數(shù)為24.54%，其次是活體質(zhì)量 (23.97%)[28]。養(yǎng)殖華貴櫛孔扇貝 (Chlamys nobilis) 1 齡閉殼肌變異系數(shù)為24.01%，其次是活體質(zhì)量 (17.00%)[29]。野生大珠母貝 (Pinctada maxima) 殼質(zhì)量變異系數(shù)為41.80%，其次是活體質(zhì)量 (37.90%)[30]。在上述貝類中軟體部質(zhì)量、殼質(zhì)量的變異系數(shù)大于活體質(zhì)量，且數(shù)值較高。貝類的質(zhì)量性狀如軟體部質(zhì)量受實(shí)驗(yàn)對(duì)象的種類、貝齡、性腺發(fā)育周期、營(yíng)養(yǎng)等多種因素的影響，所以認(rèn)為在貝類質(zhì)量性狀中變異系數(shù)數(shù)值大于15%為常態(tài)。

在蛤蜊科其他貝類的相關(guān)性研究中，中國(guó)蛤蜊(M.chinensis) 形態(tài)性狀間的相關(guān)性系數(shù)為0.703～0.862，與體質(zhì)量性狀的相關(guān)性系數(shù)為0.688～0.806[31]；四角蛤蜊形態(tài)性狀間的相關(guān)性系數(shù)為0.770～0.859，與體質(zhì)量性狀的相關(guān)性系數(shù)為0.764～0.913[28]；施氏獺蛤 (Lutraria sieboldii) 的殼體性狀之間的相關(guān)系數(shù)為0.390～0.771，與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為0.450～0.879[15]；本研究中西施舌的殼形態(tài)性狀間的相關(guān)系數(shù)為0.494～0.856，與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為0.589～0.831，比較發(fā)現(xiàn)西施舌野生群體的殼性狀間的相關(guān)系數(shù)與中國(guó)蛤蜊相近，略低于四角蛤蜊，殼體性狀與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)與施氏獺蛤相近。數(shù)量性狀間的相關(guān)程度可能與生長(zhǎng)環(huán)境、生長(zhǎng)階段和遺傳等因素有關(guān)，但上述貝類中形態(tài)性狀與體質(zhì)量性狀相關(guān)程度均達(dá)到極顯著水平 (P<0.01)，表明相關(guān)分析具有實(shí)際意義。

為了建立西施舌殼體性狀對(duì)體質(zhì)量性狀的回歸方程，對(duì)6 個(gè)殼體性狀進(jìn)行共線性診斷，殼體性狀方差膨脹因子為2.232～4.612，均小于10，既共線性不明顯，無(wú)需剔除。但根據(jù)偏回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的結(jié)果，剔除前緣長(zhǎng)、后緣長(zhǎng)等對(duì)體質(zhì)量性狀影響不顯著的性狀。田瑩等[32]根據(jù)偏回歸系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果，在對(duì)布氏蚶 (Arca boucardi) 體質(zhì)量的多元回歸時(shí)，剔除了裂口長(zhǎng)和裂口高2 個(gè)偏回歸系數(shù)不顯著的性狀；張偉杰等[33]對(duì)日本鏡蛤 (Dosinia japonica) 進(jìn)行共線性診斷時(shí)，剔除了殼長(zhǎng)和殼高2 個(gè)與自變量嚴(yán)重共線性性狀。本研究西施舌殼體性狀對(duì)活體質(zhì)量和軟體部質(zhì)量的相關(guān)指數(shù)分別為0.806 和0.448，與總決定系數(shù)近似值相等 (R2<0.850)，說(shuō)明除了本實(shí)驗(yàn)測(cè)量的殼體性狀外，還有其他對(duì)西施舌質(zhì)量性狀影響較大的因素尚未考慮到，在其他雙殼貝類研究中也有類似結(jié)果。在進(jìn)行體質(zhì)量性狀測(cè)量時(shí)，由于測(cè)量前后順序?qū)е虏煌瑐€(gè)體體內(nèi)水分含量有差異，可能影響質(zhì)量性狀的準(zhǔn)確測(cè)定，除此之外可能還有其他沒(méi)有測(cè)量到的殼體性狀，這些因素都可能會(huì)影響多元線性回歸分析的結(jié)果。

根據(jù)通徑分析、多元回歸分析、決定程度的分析結(jié)果，殼長(zhǎng)、殼高、殼寬、殼質(zhì)量對(duì)活體質(zhì)量影響顯著，其中殼寬對(duì)活體質(zhì)量直接作用最大，通徑系數(shù)為0.362，殼高通過(guò)殼寬對(duì)活體質(zhì)量間接通徑系數(shù)最大 (0.266)；殼高和殼質(zhì)量對(duì)軟體部質(zhì)量影響顯著，其中殼質(zhì)量對(duì)軟體部質(zhì)量的直接作用最大，通徑系數(shù)為0.487。在對(duì)毛蚶 (Scapharca subcrenata) 相關(guān)研究中，殼寬是體質(zhì)量的主要影響因子，直接作用為0.505[34]；在對(duì)長(zhǎng)牡蠣的相關(guān)研究中，殼高是影響活體質(zhì)量最主要的因素，通徑系數(shù)為0.477[24]；在對(duì)菲律賓蛤仔橙色品系相關(guān)性研究中，殼寬和殼長(zhǎng)分別是影響活體質(zhì)量和軟體部質(zhì)量的主要因素[35]。綜上所述，不同貝類中影響體質(zhì)量性狀的主要?dú)んw性狀不同，這可能與不同貝類的形態(tài)特征、生活習(xí)性、不同生長(zhǎng)階段等因素有關(guān)。在進(jìn)行西施舌的親本選擇時(shí)，以體質(zhì)量為選擇目標(biāo)時(shí)，應(yīng)首先以容易測(cè)量的殼寬為首要選擇的性狀，同時(shí)加強(qiáng)殼高的協(xié)同選擇。