楊育凱，虞 為，林黑著，舒 琥，黃小林，李 濤，黃 忠，荀鵬偉

（1.中國水產(chǎn)科學研究院南海水產(chǎn)研究所//農(nóng)業(yè)農(nóng)村部南海漁業(yè)資源開發(fā)利用重點實驗室//廣東省漁業(yè)生態(tài)環(huán)境重點實驗室，廣東 廣州 510300;2.中國水產(chǎn)科學研究院南海水產(chǎn)研究所深圳試驗基地，廣東 深圳 518121;3.廣州大學生命科學學院，廣東 廣州 510006；4.上海海洋大學水產(chǎn)與生命學院，上海 201506）

在動物選擇育種過程中，體質量具有直觀性和可度量性，常被作為最直接的目標性狀，但對于生活在水中的魚類而言，體質量容易受到外界因素（如體表殘留水分、腸道飼料殘留）影響，導致誤差較大[1]。由于形態(tài)性狀與體質量具有相關性，實踐中常運用數(shù)理統(tǒng)計的方法分析形態(tài)性狀與體質量的關系，并以此開展輔助選育，從而達到提高育種效果的目的。目前運用較為普遍的統(tǒng)計方法包括相關分析、灰色關聯(lián)度分析、多元回歸分析及通徑分析等，相關研究也已在魚、蝦、蟹、貝等多種水產(chǎn)經(jīng)濟動物中開展[2-5]。開展魚類遺傳育種研究時，為提高準確性，選種工作一般在成體時進行，過早選擇幼魚基因型尚未充分表達，容易造成選種錯誤；但成體選育往往帶來巨大的養(yǎng)殖困難和過多的經(jīng)濟投入，特別是對于生殖周期較長的品種。實際生產(chǎn)時一般會在夏花、一齡魚種、后備親魚和產(chǎn)卵親魚等關鍵時期開展階段式的選擇，保留優(yōu)良個體繁殖后代，這樣既能達到選育效果又能降低養(yǎng)殖成本和風險，如興國紅鯉(Cyprinus carpiovar.singuonensis)的選育過程[6]。鑒于此，諸多學者在魚類生長發(fā)育早期即開展形態(tài)性狀與體質量的相關性研究。在對黑鯛（Sparus macrocephalus）[7]、卵形鯧鲹（Trachinotus ovatus）[8]、翹嘴鱖（Sinipercachuatsi）[9]、唇?（Hemibarbus labeo）[10]等早期幼魚的研究中，其體質量變異系數(shù)均達到20%以上，規(guī)格差異較大；分析這些差異除了受遺傳因素影響外，還與母體卵規(guī)格和質量等因素有關。因此進行魚類階段式選育時，為同時提高選擇準確性和留種率，幼魚期往往以較大的選擇強度來降低入選率，成魚期則相反。

花鱸（Lateolabrax maculatus）俗稱海鱸、七星鱸、寨花等，屬鱸形目（Perciformes）鮨科（Serranidae）花鱸屬（Lateolabrax），廣泛分布于中國、朝鮮半島及日本沿海?；|肉質鮮美、營養(yǎng)豐富，生長速度快、環(huán)境適應性強，是我國重要的養(yǎng)殖經(jīng)濟魚類之一，2019年全國海水養(yǎng)殖產(chǎn)量達到18.02萬t[11]。隨著產(chǎn)量逐年的提升和養(yǎng)殖規(guī)模的不斷擴大，優(yōu)質苗種供應成為廣大養(yǎng)殖戶的迫切需求，開展花鱸良種選育工作已是大勢所趨。目前關于花鱸遺傳育種的系統(tǒng)研究尚未見報道，現(xiàn)有花鱸品種表現(xiàn)為：南北花鱸種群混雜，沒有進行定向選育，尚未建立科學育種技術，導致花鱸生長和抗病性能下降[12]。花鱸生殖周期為4 a，采用傳統(tǒng)選擇育種技術需要10 a以上才能取得顯著遺傳進展，為了提高育種效率，除了利用基因組學信息、分子標記輔助選育等手段外，早期的魚種遴選工作尤為重要。胡彥波等[13]研究了2齡花鱸魚形態(tài)形狀對體質量的影響，指出其所選指標不一定同時適用于花鱸發(fā)育的全部時期，具體仍需要進一步的驗證。花鱸從受精卵培育至大規(guī)格商品苗種一般需要2個月時間，之后即可“出苗”轉向池塘、網(wǎng)箱養(yǎng)殖及后續(xù)親本的培育。本研究選擇2月齡此關鍵時期開展花鱸形態(tài)性狀與體質量相關性及通徑分析，旨在指導其早期幼魚的育種選擇，為花鱸形態(tài)學研究提供參考數(shù)據(jù)。

1 材料和方法

1.1 實驗材料

實驗用2月齡花鱸來自福建省漳州市漳浦縣融興水產(chǎn)育苗場。2018年9月，從當?shù)仞B(yǎng)殖網(wǎng)箱挑選84尾4齡以上、體格健壯、無傷無病、性腺發(fā)育良好的個體進行室內(nèi)營養(yǎng)強化，待性腺發(fā)育成熟后群體注射激素使其自然產(chǎn)卵，取同一批受精卵，在相同條件下進行孵化和池塘苗種培育。隨機抽取500尾進行實驗測定，測定前停飼1 d。

1.2 性狀測定

使用質量濃度為50～60 mg/L的丁香酚麻醉實驗魚，用干紗布和濾紙吸干體表水分，然后按照GB 18654.3-2008養(yǎng)殖魚類種質檢驗第3部分[14]規(guī)定，用精確度為0.01 mm游標卡尺逐尾測量魚體的10個形態(tài)性狀，包括全長（X1）、體長（X2）、體高（X3）、頭長（X4）、頭高（X5）、軀干長（X6）、吻長（X7）、眼徑（X8）、尾柄長（X9）和尾柄高（X10）；用精確度為0.01 g的電子天平準確測量體質量（Y）。

1.3 統(tǒng)計分析

利用SPSS 17.0軟件對各形態(tài)性狀和體質量進行描述性統(tǒng)計、相關分析和多元回歸分析，得到相關系數(shù)、通徑系數(shù)和決定系數(shù)；多元回歸分析得到的偏回歸系數(shù)即為通徑系數(shù)，決定系數(shù)利用相關系數(shù)和通徑系數(shù)計算求得。采用Pearson法對各性狀進行表型相關分析，在此基礎上運用逐步引入-剔除法剔除偏回歸系數(shù)不顯著的形態(tài)性狀，建立偏回歸系數(shù)檢驗顯著的性狀與體質量的多元回歸方程，并對方程進行擬合度檢驗。參考杜家菊等[15]的研究方法開展通徑分析，研究各形態(tài)性狀對體質量的直接作用（通徑系數(shù)）和間接作用（間接通徑系數(shù)）。相關計算公式如下：

2 結果

2.1 2月齡花鱸主要性狀的描述性統(tǒng)計

所測2月齡花鱸樣本容量為n=500，經(jīng)Kolmogorov-Smirnov Test檢驗，體質量數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布（P＞0.05），可用于后續(xù)回歸分析（表1）。

表1 2月齡花鱸主要性狀的描述性統(tǒng)計Table 1 The descriptive statistics of main traits of two-month-old Lateolabrax maculatus（n=500）

10個主要性狀的標準差均較小，表明本次隨 機采集的樣本各參數(shù)對總體的估計可靠性較高。表型參數(shù)的變異系數(shù)范范圍9.21%～26.97%，其中體質量的變異系數(shù)最大（26.97%），說明該性狀具有較大的選擇潛力，可以作為花鱸早期選育的重要目標性狀，而頭長等變異系數(shù)較小的性狀在選擇時則可忽略。

2.2 2月齡花鱸主要性狀間的相關性分析

如表2所示，各形態(tài)性狀間及形態(tài)性狀與體質量間的相關性均達到極顯著水平（P＜0.01），其中體高和體質量間的相關系數(shù)最大，為0.952，眼徑和體質量間的相關系數(shù)最小，為0.184。各形態(tài)性狀與體質量間的相關系數(shù)大小排序依次為：體高＞全長＞頭高＞體長＞頭長＞軀干長＞尾柄高＞尾柄長＞吻長＞眼徑。

表2 2月齡花鱸主要性狀間的相關系數(shù)Table 2 Correlation coefficient of main traits of two-month-old Lateolabrax maculatus

2.3 2月齡花鱸形態(tài)性狀對體質量的通徑分析

通徑分析結果見表3。經(jīng)顯著性檢驗，體高、全長、眼徑、軀干長、吻長、體長等6個形態(tài)學指標對體質量的通徑系數(shù)（直接作用）達極顯著水平（P＜0.01），予以保留，其余通徑系數(shù)不顯著的性狀被剔除。上述6個形態(tài)性狀對體質量的直接作用大小排序依次為：體高＞全長＞軀干長＞體長＞吻長＞眼徑，其中只有體高的直接作用（0.569）大于間接作用（0.383），而眼徑的直接作用為負值（-0.097）。分析間接作用總和，體長對體質量的間接作用最大（0.778），眼徑的間接作用最小（0.282）。在相互作用中，根據(jù)通徑分析原理，由于眼徑對體質量是負影響作用，所以當其它性狀通過其作用于體質量時均顯示負值；除眼徑外，其余4個性狀通過體高對體質量的間接作用均較大（0.271～0.499）。綜上可以判定2月齡花鱸各形態(tài)學指標中，體高為體質量的主要影響因子。此外，表中各形態(tài)性狀對體質量的方差膨脹因子（variance inflation factor，VIF）數(shù)值均小于經(jīng)驗值10，表明各形態(tài)性狀直接和間接作用的估計、回歸模型的構建均無共線性的影響，分析結果是準確可靠的。

表3 2月齡花鱸各形態(tài)性狀對體質量的通徑分析Table 3 Path analysis of the morphometric traits on body weight of two-month-old Lateolabrax maculatus

2.4 2月齡花鱸形態(tài)性狀對體質量的決定系數(shù)

各形態(tài)性狀對體質量的決定系數(shù)見表4。其中，體高對體質量的單獨決定系數(shù)為0.324，遠遠高于其它單個性狀；吻長的單獨決定系數(shù)最小，為0.003。在共同決定系數(shù)中，全長和體高對體質量的共同決定系數(shù)最大（0.287），眼徑和體高的共同決定系數(shù)最小（-0.026）。體高、全長、眼徑、軀干長、吻長、體長6個形態(tài)性狀對體質量的總決定系數(shù)為0.947，剩余因子較?。╡=0.230），說明這6個性狀為影響體質量的主要性狀，剔除的其它性狀影響較小。

2.5 2月齡花鱸形態(tài)性狀與體質量的多元回歸分析

以體質量為因變量，通過多元回歸方法逐步引入體高、全長、眼徑、軀干長、吻長、體長等6個偏回歸系數(shù)顯著的形態(tài)性狀為自變量構建最優(yōu)線性回歸方程如下：=-1.468+1.314X3+0.160 X1-0.307X8+0.149X6+0.305X7+0.046X2（表5）。

表4 2月齡花鱸各形態(tài)性狀對體質量的決定系數(shù)Table 4 Determination coefficient of the morphometric traits on body weight of two-month-old Lateolabrax maculatus

表5 模型匯總Table 5 The model summary

隨著自變量逐步被引入，回歸方程的復相關系數(shù)和決定系數(shù)均逐漸增加，同時標準估計誤差逐漸降低，表明引入的自變量對因變量的作用在增加，回歸模型的準確性也在不斷增加，該方程擬合度較好（表5）。通過方差分析和偏回歸系數(shù)的顯著性檢驗，6個形態(tài)性狀的偏回歸系數(shù)差異性均達到極顯著水平（P＜0.01），多元回歸方程回歸關系也達到極顯著水平（F=1 451.449，P＜0.01），說明自變量對因變量存在顯著性影響，具有統(tǒng)計學意義，自變量都應留在方程中；回歸預測中，估計值與觀測值差異不顯著（P＞0.05），表明該回歸方程可用于指導花鱸選育實際生產(chǎn)（表6、7）。

表6 回歸方程的系數(shù)分析Table 6 Coefficient analysis of regression equation

表7 多元回歸方程的方差分析Table 7 Analysis of variance of multiple regression equations

3 討論

3.1 影響2月齡花鱸體質量的主要形態(tài)性狀確定

在魚類的選擇育種中，生長性狀的主要衡量指標為體質量，其次即為體長、體高等一些可測量的形態(tài)性狀。本研究相關性分析結果表明，與2月齡花鱸體質量相關性最高的2個形態(tài)性狀是體高和全長，相關系數(shù)均超過0.900。在表型相關分析的基礎上，只有當總決定系數(shù)大于或等于0.850時，才能表明影響因變量的主要自變量已經(jīng)找到；經(jīng)多元回歸分析，2月齡花鱸體高、全長、眼徑、軀干長、吻長、體長等6個形態(tài)性狀的總決定系數(shù)為0.947＞0.850，說明這6個性狀為影響體質量的主要形態(tài)性狀，可作為該階段選育時重要測量指標。根據(jù)通徑分析可知，6個形態(tài)性狀對體質量的直接作用均達到極顯著水平（P＜0.01），其中只有體高的直接作用大于其間接作用，形態(tài)性狀對體質量的間接作用也主要是由其它性狀通過體高產(chǎn)生的。因此在對早期花鱸進行選育時，除了對變異系數(shù)較大的體質量重點關注外，還應考慮體高這一形態(tài)性狀，以保證親本選擇的有效性。這一結果與翹嘴鱖[9]、大鱗鲃（Barbus capito）[16]、吉富羅非魚（Oreochromis niloticus）[17]等的研究結果一致，事實上在絕大部分魚類中，體高和體長（或全長）都是影響體質量的最主要形態(tài)性狀[18]。

3.2 分析方法的選擇

在進行選擇育種時，為增加準確性和可操作性，通常需要考慮目標性狀以外的因素對選擇結果的影響，通過合適的分析方法篩選出目標性狀的關聯(lián)形狀參與輔助選擇，可大幅提高選擇效率。體質量往往被定為水產(chǎn)動物良種選育的主要目標性狀，對體質量關聯(lián)性狀的分析和篩選通常采用相關性分析、回歸分析和通徑分析等方法。相關性分析在評價和預測目標性狀的遺傳參數(shù)估計值時發(fā)揮著重要作用，可以綜合反映兩兩性狀間的關系緊密程度[19]。本研究通過相關性分析發(fā)現(xiàn)，所選2月齡花鱸的10個形態(tài)性狀與體質量相關系數(shù)均達到極顯著水平（P＜0.01）。對生物進行表型性狀和體質量的相關性分析，雖能揭示各個性狀分別與體質量的線性關系，但無法區(qū)分形態(tài)性狀對體質量的直接作用和通過其它形態(tài)性狀對體質量的間接作用，同時各性狀之間也可能存在共線性，因此僅依靠相關性分析并不能完全反映出各變量之間的真實關系。在實際應用中通常是以相關性分析為基礎，進一步開展表型性狀對體質量的多元回歸和通徑分析。多元回歸分析可以排除共線性影響，篩選出對因變量具有顯著預測作用的自變量，但由于偏回歸系數(shù)帶有單位，無法直接進行比較，需要對偏回歸系數(shù)進行標準化處理，即進行通徑分析。通徑分析能將自變量和因變量之間的相關系數(shù)剖分為直接和間接作用，進一步找出對體質量影響的主要形態(tài)性狀，如今已被廣泛應用于物種的遺傳選育工作中[20]。本研究采用多元回歸逐步引入―剔除法剔除了4個對體質量影響不顯著的形態(tài)性狀，留下體高、全長、眼徑、軀干長、吻長、體長等6個偏回歸系數(shù)差異極顯著（P＜0.01）的性狀作為自變量，構建了與體質量的最優(yōu)多元線性回歸方程：=-1.468+1.314X3+0.160X1-0.307X8+0.149X6+0.305X7+0.046X2；通徑分析得出，體高對體質量的直接作用和間接作用均較大，確定為體質量主要影響因子；共線性診斷發(fā)現(xiàn)，6個保留性狀的方差膨脹因子均小于10，排除了回歸模型中多重共線性問題，確保了通徑分析結果可靠性。需要指出的是，多元回歸、通徑分析等數(shù)理統(tǒng)計方法的準確實施通常需要測量大量的原始數(shù)據(jù)（一般樣本量需要是自變量的15倍以上），而對于統(tǒng)計數(shù)據(jù)較少、分布不規(guī)律的樣本，采用灰色關聯(lián)分析方法無疑是一個較好的選擇，其可行性得到證實[21]。

3.3 影響魚類形態(tài)性狀的因素

由于環(huán)境條件和生活方式不同，魚類演化形成了不同體形，大致可分為側扁形、平扁形棍棒形和紡錘形。不同體形的魚類，其影響體質量的形態(tài)性狀也有差別：側扁形魚類如短吻鲾（Leiognathus brevirostris），影響其體質量的主要形態(tài)性狀為體長、全長和吻長[22]；平扁形如半滑舌鰨（Cynoglossus semilaevis），體質量主要影響性狀為體長、體高和體厚[23]；棍棒形如星康吉鰻（Conger myriaster），體質量主要影響性狀為肛長和頭寬[24]。本研究中花鱸體形呈紡錘形，與體質量相關性最大的形態(tài)性狀為體高和全長，體高較高和全長較長的個體具有較大的幾何空間，有利于蛋白質、脂肪等營養(yǎng)物質的積累貯存，相應體質量亦較大，這與實際生產(chǎn)經(jīng)驗也是一致的。生物體特別是魚類等低等生物普遍存在異速生長現(xiàn)象，形態(tài)性狀發(fā)育的不同步往往導致不同的生長階段影響體質量的主要性狀不同：12～15月齡許氏平鲉（Sebastes schlegeli）體質量的主要影響性狀為體長和體高，但至18月齡時全長是主要影響性狀[25]；6月齡大瀧六線魚（Hexagrammos otakii）體質量主要決定性狀為體長和頭長，18月齡為全長和體高[26]；在大黃魚（Pseudosciaena crocea）的選育過程中，早期（13月齡）要注意體高和體長的挑選，而中期（20月齡）選種對體高、體長和全長均要考慮才能夠保證選擇效果[27]。本研究中2月齡花鱸體質量的主要影響性狀為體高、全長等，與2齡成魚體質量的主要影響性狀體寬、頭長、全長和尾柄高也有一些差異[13]。此外，性別、養(yǎng)殖環(huán)境等的不同也會造成形態(tài)性狀的差異，例如雄性克氏原螯蝦螯枝明顯大于雌性；由于營養(yǎng)充足，養(yǎng)殖魚類往往較野生魚類肥滿，在體形上則表現(xiàn)出偏短粗的現(xiàn)象。這些差異在花鱸中是否存在以及具體差異大小，有待進一步研究探明。

筆者也將持續(xù)開展后續(xù)不同月齡花鱸的相關分析研究，以期指導其養(yǎng)殖全過程的良種選育。另外，系統(tǒng)分析不同月齡花鱸形態(tài)性狀與體質量的相關關系對于研究其異速生長模式也具有重要意義。

4 結論

2月齡花鱸全長、體長、體高、頭長、頭高、軀干長、吻長、眼徑、尾柄長、尾柄高這10個形態(tài)性狀與體質量的相關性均達到極顯著水平。體高、全長、眼徑、軀干長、吻長、體長等6個性狀是影響2月齡花鱸體質量的主要形態(tài)性狀，其中僅體高對體質量的直接作用大于間接作用，為影響體質量的核心變量。除體質量外，還須將體高作為輔助2月齡花鱸選擇育種的目標性狀。