牟恩鏇，申屠琰，葉文婷，李有志，朱衛(wèi)東，王志錚

(1.浙江海洋大學(xué)水產(chǎn)學(xué)院，浙江舟山 316022；2.余姚市水產(chǎn)技術(shù)推廣中心，浙江余姚 315400)

動(dòng)物的組織和臟器按其生理代謝功能可分為活性和惰性兩部分?！捌鞴俅x活性假說”指出，動(dòng)物組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間呈異速生長(zhǎng)，心、肝、腦、鰓等活性部位和白肌、脂肪塊等惰性部位與體質(zhì)量間的比例隨個(gè)體生長(zhǎng)分別呈下降和上升的趨勢(shì)[1-2]。與之相對(duì)應(yīng)，動(dòng)物在生長(zhǎng)過程中所表露的活性臟器質(zhì)量逐漸增大而其臟器系數(shù)逐漸減小的特征[3-5]，既反映了活性部位因代謝損耗而喪失了與體質(zhì)量同步增長(zhǎng)的可能性，也揭示了惰性部位通過不斷積聚物質(zhì)和能量具備了超越體質(zhì)量增長(zhǎng)的增重速度。無疑，大西洋黃貂魚Dasyatis sabina 和圓口銅魚Coreius guichenoti 活性臟器的臟器系數(shù)與其體質(zhì)量均呈負(fù)相關(guān)的情形[6-7]，也進(jìn)一步印證了活性臟器在動(dòng)物體質(zhì)量增長(zhǎng)過程中因發(fā)揮其正常生理代謝功能而產(chǎn)生大量能耗的事實(shí)，即動(dòng)物體質(zhì)量增長(zhǎng)既依賴活性臟器代謝能耗的持續(xù)增加，更表露為惰性部位對(duì)代謝產(chǎn)物的不斷積累。因此，借助相關(guān)分析、通徑分析、復(fù)相關(guān)分析和偏回歸分析等方法開展動(dòng)物組織和臟器質(zhì)量對(duì)體質(zhì)量影響效果的定量研究，深入剖析機(jī)體各組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間的真實(shí)關(guān)系，無疑對(duì)于揭示其體質(zhì)量增重機(jī)制具重要現(xiàn)實(shí)意義。但，迄今國(guó)內(nèi)外基于形態(tài)表型的水產(chǎn)動(dòng)物體質(zhì)量增長(zhǎng)對(duì)策研究，僅涉及形態(tài)體尺對(duì)體質(zhì)量影響效應(yīng)的報(bào)道[8-13]。鑒于此，本研究團(tuán)隊(duì)以池塘專養(yǎng)模式下25 月齡中華鱉Trionyx sinensis 余姚本地品系同生群雄性個(gè)體為研究對(duì)象，在較系統(tǒng)開展形態(tài)體尺性狀對(duì)體質(zhì)量影響效果的基礎(chǔ)上[13]，再次就實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量對(duì)其體質(zhì)量的影響效應(yīng)開展研究，以期從體尺性狀與組織和臟器質(zhì)量性狀兩個(gè)維度，綜合分析實(shí)驗(yàn)鱉的體質(zhì)量增長(zhǎng)機(jī)制，以期為以進(jìn)一步豐富余姚本地中華鱉速生品系的精準(zhǔn)選育提供科學(xué)依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 實(shí)驗(yàn)鱉

本研究實(shí)驗(yàn)鱉的來源及前處理完全同文獻(xiàn)[13]。

1.2 性狀測(cè)定

自然解凍-20 ℃下活體凍藏24 h 的實(shí)驗(yàn)鱉，用紗布擦凈體表并稱量其體質(zhì)量；按常規(guī)解剖方法，逐尾剪取裙邊、剝離背甲和腹甲、摘取心、肝、腸并去除附于其上的脂肪和結(jié)締組織，依次用濾紙吸干表面水分后稱量。其中，體質(zhì)量的稱量工具為HZ1201A 電子天平(慈溪紅鉆衡器設(shè)備有限公司出品，精度0.1 g)，各組織和臟器質(zhì)量的稱量工具均為BSA223S 電子天平(賽多利斯科學(xué)儀器有限公司出品，精度1 mg)。

1.3 數(shù)據(jù)處理

整理所測(cè)數(shù)據(jù)，分別計(jì)算各項(xiàng)稱量性狀的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)，并采用多重比較法，比較各組織、臟器質(zhì)量與體質(zhì)量比值間的差異顯著性(視P＜0.05 為顯著水平)；參照文獻(xiàn)[13]的方法，運(yùn)用SPSS 23.0 軟件依次開展各項(xiàng)稱量性狀間的簡(jiǎn)單相關(guān)性分析以及組織和臟器質(zhì)量性狀對(duì)體質(zhì)量的通徑分析、復(fù)相關(guān)分析和偏回歸分析，確定影響體質(zhì)量的關(guān)鍵性狀組合，并對(duì)所建估算體質(zhì)量的多元線性回歸方程進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)。

2 結(jié)果

2.1 參數(shù)統(tǒng)計(jì)

由表1 可知，本研究所測(cè)性狀的變異系數(shù)均波動(dòng)于10%～20%之間，呈W6＞W(wǎng)4＞W(wǎng)5＞BW＞W(wǎng)3＞W(wǎng)2＞W(wǎng)1；由表2 可見，各組織、臟器與BW 的比值分別呈W4＞W(wǎng)5＞W(wǎng)6＞W(wǎng)2＞W(wǎng)1＞W(wǎng)3(P＜0.05)。即，以裙邊和體甲為代表的機(jī)體惰性組織質(zhì)量的變異程度和對(duì)體質(zhì)量的貢獻(xiàn)率，均明顯大于以肝、腸和心為代表的機(jī)體代謝活性臟器，表明機(jī)體代謝惰性部位的質(zhì)量變異程度和對(duì)體質(zhì)量的貢獻(xiàn)率均明顯高于其代謝活性臟器。

表1 實(shí)驗(yàn)鱉各測(cè)定性狀的統(tǒng)計(jì)量描述(n=30)Tab.1 Description of statistics for measurement indicators

表2 實(shí)驗(yàn)鱉組織、臟器質(zhì)量與體質(zhì)量的百分比(%)Tab.2 Percentage of tissue,viscera and body weight of T.sinensis(%)

2.2 相關(guān)分析

由表3 可見，BW 與本研究所涉各性狀間的相關(guān)系數(shù)均達(dá)到極顯著相關(guān)水平(P＜0.01)，且呈W4＞W(wǎng)2＞W(wǎng)1＞W(wǎng)5＞W(wǎng)3＞W(wǎng)6，即與體質(zhì)量相關(guān)性最強(qiáng)的為裙邊，最弱的為腹甲，結(jié)合W1、W2、W3與W4和W5間的相關(guān)系數(shù)均達(dá)到顯著水平(P＜0.05)，而W4與W5、W6間的相關(guān)系數(shù)均未達(dá)到顯著差異(P＞0.05)的情形，既表明裙邊、背甲與各活性臟器間，以及各活性臟器之間在質(zhì)量上均存在強(qiáng)相關(guān)性，而裙邊和背甲之間在質(zhì)量上卻僅具弱相關(guān)性，也反映了裙邊質(zhì)量較其它組織和臟器對(duì)體質(zhì)量更具增重重要性。

表3 實(shí)驗(yàn)鱉各測(cè)定性狀間的相關(guān)系數(shù)(df=28)Tab.3 Correlation coefficients of measured characters of T.sinensis (df=28)

建立實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間的一元線性回歸方程得表4。由表4 可見，本研究所涉各性狀與BW 的回歸系數(shù)均達(dá)到極顯著水平(P＜0.01)。從一元線性回歸方程的斜率呈W4＞W(wǎng)5＞W(wǎng)6＞W(wǎng)2＞W(wǎng)1＞W(wǎng)3看，以裙邊和體甲為代表的機(jī)體惰性組織質(zhì)量對(duì)體質(zhì)量增速的貢獻(xiàn)率明顯大于以肝、腸、心為代表的機(jī)體活性臟器，尤以裙邊質(zhì)量為甚。

表4 實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間的一元線性回歸分析Tab.4 Unitary linear regression analysis of tissue and viscera weight and body weight of T.sinensis

2.3 通徑分析

由表5 可見，被保留性狀與BW 間的通徑系數(shù)均達(dá)到極顯著水平(P＜0.01)，方差膨脹因子也均遠(yuǎn)小于經(jīng)驗(yàn)值(VIF＜10)，它們對(duì)BW 的直接作用和間接作用分別為W4＞W(wǎng)5＞W(wǎng)2和W2＞W(wǎng)5＞W(wǎng)4，其中直接作用大于間接作用的僅為W4，且W4對(duì)BW 的間接作用主要通過W2來實(shí)現(xiàn)，W5對(duì)BW 的間接作用主要通過W4來實(shí)現(xiàn)。由此可知，W4為影響B(tài)W 的關(guān)鍵核心變量，W2和W5則為影響B(tài)W 的相對(duì)重要變量。

表5 實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量對(duì)體質(zhì)量影響的通徑分析Tab.5 Path analysis of influence of tissue and viscera weight on body weight of T.sinensis

2.4 決定系數(shù)分析與復(fù)相關(guān)系數(shù)分析

由表6 可見，單一性狀對(duì)BW 的決定系數(shù)呈W4＞W(wǎng)5＞W(wǎng)2，性狀兩兩交互對(duì)BW 的決定系數(shù)呈W2-W4＞W(wǎng)4-W5＞W(wǎng)2-W5；經(jīng)計(jì)算，W2-W4-W5組合對(duì)BW 的總決定系數(shù)為0.887。由表7 可見，W2-W4-W5組合與BW間復(fù)相關(guān)系數(shù)達(dá)到極顯著水平(P＜0.01)，所示復(fù)相關(guān)指數(shù)亦為0.887。無疑，上述結(jié)果進(jìn)一步印證了表4 所示W(wǎng)4為影響B(tài)W 的關(guān)鍵核心變量，以及W2和W5為影響B(tài)W 的相對(duì)重要變量的可靠性。

表6 實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量對(duì)體質(zhì)量的決定系數(shù)Tab.6 Determination coefficients of tissue and viscera weight on body weight of T.sinensis

表7 實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量的復(fù)相關(guān)系數(shù)Tab.7 Complex correlation coefficients between tissue and viscera weight and body weight of experimental T.sinensis

2.5 多元回歸方程構(gòu)建與檢驗(yàn)

由表8 可見，所有被保留性狀的偏回歸系數(shù)均達(dá)到極顯著水平(P＜0.01)，用于估算BW 的線性回歸方程為BW=10.73W2+5.02W4+3.94W5-57.45；方差分析顯示，該方程的回歸系數(shù)亦達(dá)到極顯著水平(P＜0.01)(表9)；經(jīng)回歸預(yù)測(cè)，估算值與實(shí)測(cè)值間無顯著差異(P＞0.05)，表明該方程能夠精確反映實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間的真實(shí)關(guān)系。

表8 實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量的偏回歸分析Tab.8 Partial regression analysis of tissue and viscera weight and body weight of T.sinensis

表9 實(shí)驗(yàn)鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量的多元回歸方程的方差分析Tab.9 Analysis of variance of multiple regression equation of tissue and viscera weight and body weight of T.sinensis

3 討論

3.1 W2-W4-W5 成為影響B(tài)W 關(guān)鍵性狀組合的原因分析

由表6 和表7 可知，W2-W4-W5對(duì)BW 的總決定系數(shù)和復(fù)相關(guān)指數(shù)均為0.887，均大于劉小林等[8-9]所認(rèn)為的影響因變量的主要自變量組合已被找到的閾值0.85，表明W2-W4-W5確實(shí)為影響B(tài)W 的關(guān)鍵性狀組合。

研究表明，蛋白質(zhì)是生物機(jī)體代謝的最終能源物質(zhì)[14-16]。無疑，就生物有機(jī)體而言，蛋白質(zhì)較脂肪、糖類等其它代謝能源利用物質(zhì)不僅更具儲(chǔ)藏價(jià)值，而且對(duì)體質(zhì)量的穩(wěn)定增長(zhǎng)更具生理重要性。Ca 既是構(gòu)成機(jī)體骨骼的基礎(chǔ)性元素，也是機(jī)體生長(zhǎng)不可或缺的大量元素。據(jù)報(bào)道，中華鱉裙邊富含具生理活性的膠原蛋白[17]，其蛋白質(zhì)含量遠(yuǎn)高于肌肉，而脂肪則明顯低于肌肉[18]；背甲中的礦物元素含量以Ca 為最高，達(dá)22 961.30 mg·100-1·g-1，遠(yuǎn)高于肌肉中的75.70 mg·100-1·g-1[19]。由此，基于本研究中裙體比和甲體比(背甲)均顯著高于其它組織和臟器(P＜0.05)的情形(表2)，以及W1、W2、W3間均呈強(qiáng)相關(guān)，而W4與W5和W6則均僅具弱相關(guān)(表3)的結(jié)果，可將裙邊和背甲分別認(rèn)定為中華鱉機(jī)體生理活性蛋白與Ca 元素的儲(chǔ)藏庫，按“器官代謝活性假說”[1-2]，兩者分別為儲(chǔ)藏生理活性蛋白和Ca 元素的惰性組織。肝臟與機(jī)體蛋白質(zhì)、脂肪和碳水化合物等基本能源物質(zhì)的分解與合成，組織和臟器所需氨基酸的合成、搭配與輸送等環(huán)節(jié)，以及生成可促進(jìn)鈣元素吸收、代謝、轉(zhuǎn)運(yùn)及骨礦化等過程均有著極為密切的關(guān)聯(lián)[20-21]，是中華鱉的能量代謝中樞和機(jī)體內(nèi)最重要的活性器官。故，結(jié)合W4對(duì)BW 的間接作用主要通過W2來實(shí)現(xiàn)和W5對(duì)BW 的間接作用主要通過W4來實(shí)現(xiàn)(表5)的結(jié)果，可認(rèn)定肝臟為支持裙邊生理活性蛋白和背甲Ca 元素儲(chǔ)藏的重要轉(zhuǎn)移庫。按“器官代謝活性假說”[1-2]，肝臟為與生理活性蛋白和Ca 代謝密切關(guān)聯(lián)的活性臟器。

盡管本研究中W1、W2、W3與BW 均呈極顯著正相關(guān)(P＜0.01)的結(jié)果(表3)，與黃姑魚Nibea albiflora和羅非魚Oreochromis niloticus 活性臟器的質(zhì)量與其體質(zhì)量間均呈顯著正相關(guān)的情形完全相符[22-23]，卻無法動(dòng)搖W4和W5對(duì)BW 的直接作用和單一決定系數(shù)均大于W2(表5、表6)的事實(shí)，表明實(shí)驗(yàn)鱉體質(zhì)量的增長(zhǎng)更倚重裙邊和背甲等惰性部位的物質(zhì)積累，這與前述“器官代謝活性假說”及其它相關(guān)文獻(xiàn)所反映的動(dòng)物體質(zhì)量增長(zhǎng)既依賴活性臟器代謝能耗的持續(xù)增加，更表露為惰性部位對(duì)代謝產(chǎn)物的不斷積累的觀點(diǎn)相符[1-7]。結(jié)合本研究BW 與W4間的相關(guān)系數(shù)和一元線性回歸方程的斜率分別為BW 與W5間的1.44 倍(表3)和2.52倍(表4)，以及W2與W4間的相關(guān)系數(shù)為W2與W5間的1.28 倍(表3)的結(jié)果，本文作者認(rèn)為W4為影響B(tài)W的關(guān)鍵核心變量，而W5僅為影響B(tài)W 的相對(duì)重要變量的原因，一方面應(yīng)與蛋白質(zhì)分子量明顯大于鈣元素有關(guān)，另一方面則可能與生理活性蛋白產(chǎn)物的外溢效應(yīng)明顯強(qiáng)于鈣質(zhì)有關(guān)。“器官代謝活性假說”認(rèn)為，活性器官質(zhì)量與體質(zhì)量的比例與其代謝水平呈正相關(guān)[1-2]。由此，W1和W3未能入選影響B(tài)W 關(guān)鍵性狀組合的原因，因其與體質(zhì)量的比例顯著低于W2有關(guān)(P＜0.05) (表2)。

3.2 實(shí)驗(yàn)鱉基于形態(tài)構(gòu)造的體質(zhì)量增長(zhǎng)對(duì)策分析

牟恩鏇等[13]以本研究實(shí)驗(yàn)鱉為研究對(duì)象，采用通徑分析方法找到了影響實(shí)驗(yàn)鱉BW 的關(guān)鍵體尺性狀組合為“頸長(zhǎng)—后肢長(zhǎng)—體寬”，并從形態(tài)與所在區(qū)域臟器和組織功能相維系的視角，將該關(guān)鍵性狀組合衍生為“搶食功能—運(yùn)動(dòng)功能—消化功能”，由此提出了在池塘專養(yǎng)條件下捕食運(yùn)動(dòng)能力較臟器消化能力在影響實(shí)驗(yàn)鱉BW 上更具重要性的觀點(diǎn)。

一般而言，在相同生境下惰性部位的質(zhì)量大小可作為表征機(jī)體體質(zhì)強(qiáng)弱的顯性指標(biāo)。故，按此可將本研究所示影響實(shí)驗(yàn)鱉BW 的關(guān)鍵組織和臟器質(zhì)量組合中的W4(裙邊質(zhì)量)和W5(背甲質(zhì)量)表征為體質(zhì)強(qiáng)度，W2(肝質(zhì)量)表征為代謝強(qiáng)度。頭足類肉鰭具輔助運(yùn)動(dòng)及在游泳中保持平衡的作用[24]，實(shí)驗(yàn)鱉裙邊所處部位和功能與其類似，故亦可將W4(裙邊質(zhì)量)表征為攝食運(yùn)動(dòng)輔助強(qiáng)度。由此，體尺性狀關(guān)鍵組合“頸長(zhǎng)—后肢長(zhǎng)—體寬”和組織與臟器質(zhì)量性狀關(guān)鍵組合“裙邊質(zhì)量—背甲質(zhì)量—肝質(zhì)量”在影響B(tài)W 的作用機(jī)制上獲得了互證，即實(shí)驗(yàn)鱉基于其形態(tài)構(gòu)造形成了強(qiáng)化攝食運(yùn)動(dòng)、提高代謝水平和提升機(jī)體體質(zhì)三維有機(jī)互動(dòng)的體質(zhì)量增長(zhǎng)對(duì)策。其中，強(qiáng)化攝食運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)提高活性部位的代謝水平具牽引作用，提升機(jī)體體質(zhì)對(duì)強(qiáng)化攝食運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度具促進(jìn)作用，提高活性部位的代謝水平對(duì)提升機(jī)體體質(zhì)具支持作用。

4 結(jié)語

4.1 以裙邊和體甲為代表的機(jī)體惰性組織質(zhì)量對(duì)體質(zhì)量及其增速的貢獻(xiàn)率，均明顯大于以肝、腸和心為代表的機(jī)體活性臟器質(zhì)量，尤以裙邊質(zhì)量為甚。

4.2 實(shí)驗(yàn)鱉裙邊與體甲和各活性臟器間，以及各活性臟器之間在質(zhì)量上均具強(qiáng)相關(guān)性，而裙邊與背甲之間在質(zhì)量上則僅具弱相關(guān)性。其中，裙邊和背甲分別為儲(chǔ)藏生理活性蛋白和Ca 元素的惰性組織，肝臟為支持裙邊生理活性蛋白和背甲Ca 元素儲(chǔ)藏的活性臟器。

4.3 裙邊質(zhì)量為影響體質(zhì)量的關(guān)鍵核心變量，肝質(zhì)量和背甲質(zhì)量為影響體質(zhì)量的相對(duì)重要變量，它們對(duì)體質(zhì)量的總決定系數(shù)和復(fù)相關(guān)指數(shù)均為0.887。三者與體質(zhì)量的線性多元回歸方程為BW=10.73W2+5.02W4+3.94W5-57.45。

4.4 實(shí)驗(yàn)鱉基于其形態(tài)構(gòu)造形成了強(qiáng)化攝食運(yùn)動(dòng)、提高代謝水平和提升機(jī)體體質(zhì)三維有機(jī)互動(dòng)的體質(zhì)量增長(zhǎng)對(duì)策。其中，強(qiáng)化攝食運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)提高活性部位的代謝水平具牽引作用，提升機(jī)體體質(zhì)對(duì)強(qiáng)化攝食運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度具促進(jìn)作用，提高活性部位的代謝水平對(duì)提升機(jī)體體質(zhì)具支持作用。