牟恩鏇，申屠琰，熊玉鳳，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）

中華鱉Trionyx sinensis 隸屬于爬行綱、龜鱉目、鱉科、鱉屬，其肉鮮味美、營養(yǎng)豐富，藥用和食用價值高，歷來是我國居民喜食的高檔滋補(bǔ)品[1]。良種是支撐水產(chǎn)養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)的重要基礎(chǔ)。中華鱉作為浙江省四大主導(dǎo)水產(chǎn)養(yǎng)殖對象之一，先后培育出了中華鱉日本品系和清溪烏鱉2 個新品種[2-3]。浙江余姚作為“中國生態(tài)甲魚之鄉(xiāng)”，迄今尚未見有關(guān)本地優(yōu)良品系選育的研究報道。鑒于中華鱉日本品系生長速度遠(yuǎn)大于余姚本地品系，而市場迎合度卻明顯低于余姚本地品系的實際，開展余姚本地速生品系選育研究就顯得十分必要。

體質(zhì)量與凈體質(zhì)量既是決定水產(chǎn)動物商品價值的重要經(jīng)濟(jì)性狀，更是開展水產(chǎn)動物選擇育種的重要目標(biāo)性狀?；谒a(chǎn)動物活體捕撈時易于受損的實際，借助通徑分析尋找決定水產(chǎn)動物體質(zhì)量和凈體質(zhì)量的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合，揭示形態(tài)性狀對水產(chǎn)動物體質(zhì)量和凈體質(zhì)量的影響機(jī)制，并以此建立用于精確計算體質(zhì)量和凈體質(zhì)量的線性回歸方程，已日益受到國內(nèi)水產(chǎn)育種工作者的重視，目前研究所涉對象已遍及魚、蝦、蟹、貝、蛙、鱉等常見水產(chǎn)養(yǎng)殖對象[4-9]。已有研究表明，決定水產(chǎn)動物體質(zhì)量的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合明顯受研究對象的性別、種質(zhì)、養(yǎng)殖環(huán)境和養(yǎng)殖時長的影響[8,10-12]，且決定不同養(yǎng)殖群體和養(yǎng)殖時長中華鱉體質(zhì)量的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合也不盡相同[9,13-14]。由此，本研究團(tuán)隊在開展池塘專養(yǎng)模式下余姚本地品系同生群雄性幼鱉（養(yǎng)殖月齡13 個月）對體質(zhì)量和凈體質(zhì)量影響效果的基礎(chǔ)上[14]，以該養(yǎng)殖模式下同生群雄性養(yǎng)成鱉（養(yǎng)殖月齡25 個月）為研究對象，繼續(xù)開展形態(tài)性狀對體質(zhì)量和凈體質(zhì)量的影響效應(yīng)研究，以進(jìn)一步豐富余姚本地中華鱉速生品系選育研究基礎(chǔ)資料。

1 材料與方法

1.1 實驗鱉

購自寧波市明鳳漁業(yè)有限公司，為2015 年8 月孵化后專養(yǎng)于該公司陽光大棚的余姚本地品系同生群中華鱉。2017 年9 月30 日起捕受試鱉，隨機(jī)選取其中肢體完整、反應(yīng)靈敏、活力強(qiáng)、無病灶的30 只健康雄性個體作為實驗對象，運回浙江海洋大學(xué)水產(chǎn)安全養(yǎng)殖實驗室后即刻置于-20 ℃冰柜過夜備測。

1.2 表型測定

室溫下自然解凍實驗鱉，拉出頭頸、伸展肢體、紗布擦凈體表水分后，用精度0.01 mm 的電子數(shù)顯游標(biāo)卡尺（桂林廣陸數(shù)字測控股份有限公司）和精確度0.1 g 的HZ1201A 電子天平（慈溪紅鉆衡器設(shè)備有限公司）逐只進(jìn)行表型性狀測定。其中，形態(tài)測定性狀共計11 項，分別為體長（X1）、體寬（X2）、體高（X3）、頭高（X4）、頸長（X5）、眼間距（X6）、背甲長（X7）、裙邊寬（X8）、裙邊厚（X9）、左后肢長（X10）和左后肢上臂長（X11），具體測量方法按表1 和文獻(xiàn)[14]，質(zhì)量性狀共計2 項，分別為體質(zhì)量（BW）和凈體質(zhì)量（除去內(nèi)臟后的體質(zhì)量，NW）。

表1 中華鱉形態(tài)測量性狀及其定義Tab.1 Measurement index and definition of dimensional character of T.sinensis

1.3 數(shù)據(jù)處理

借助EXCEL（2019）整理所得表型測定數(shù)據(jù)，并計算各項表型性狀的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)；運用SPSS 23.0 軟件，在表型相關(guān)分析和形態(tài)性狀對體質(zhì)量與凈體質(zhì)量通徑分析的基礎(chǔ)上，剖分通徑系數(shù)達(dá)到顯著水平（P＜0.05）的形態(tài)性狀對體質(zhì)量、凈體質(zhì)量的直接作用（P1）與間接作用（P2），并通過計算決定系數(shù)與復(fù)相關(guān)指數(shù)確定影響體質(zhì)量與凈體質(zhì)量的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合；通過偏回歸分析，保留偏回歸系數(shù)達(dá)到顯著水平（P＜0.05）的形態(tài)性狀，建立這些性狀對體質(zhì)量與凈體質(zhì)量的多元回歸方程，并進(jìn)行擬合度檢驗。

2 結(jié)果

2.1 參數(shù)統(tǒng)計

由表2 可見，本研究所涉11 項形態(tài)性狀的變異系數(shù)，以X5的30.16%為最大，X1的9.65%為最小，呈X5＞X10＞X9＞X6＞X8＞X7＞X11＞X2＞X3＞X4＞X1，表明實驗鱉不同形態(tài)性狀間存在較為明顯的可塑性差異，尤以與捕食和體質(zhì)顯著相關(guān)的X5、X10、X9和X6為甚；NW 的變異系數(shù)為20.44%，僅小于X5，BW 的變異系數(shù)為15.44%，介于X6與X8之間，表明NW 的可塑性明顯大于BW，更具選育潛力，即內(nèi)臟質(zhì)量是干擾BW 擴(kuò)大可塑性的制約因素。

表2 實驗鱉測量性狀的統(tǒng)計量描述Tab.2 Description of statistics for measurement indicators

2.2 相關(guān)分析

由表3 可見，BW 與本研究所涉形態(tài)性狀均呈極顯著相關(guān)（P＜0.01），相關(guān)系數(shù)介于0.495～0.910 之間，其中大于0.9 的僅2 項，呈X10＞X5，介于0.8～0.9 之間的共3 項，呈X1＞X8＞X2；NW 除與X4相關(guān)性不顯著（P＞0.05），與X3、X11僅呈顯著相關(guān)（P＜0.05）外，與其余8 項形態(tài)性狀均呈極顯著相關(guān)（P＜0.01），相關(guān)系數(shù)介于0.312～0.905 之間，其中大于0.9 的僅為X5，介于0.8～0.9 之間的僅2 項，呈X10＞X8，即與NW 相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.8 以上的形態(tài)性狀集是與BW 相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.8 以上的形態(tài)性狀集的子集，且兩者與X5、X10間的相關(guān)系數(shù)排序正好相反。

表3 實驗鱉形態(tài)性狀與體質(zhì)量、凈體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)（df=28）Tab.3 Correlation coefficient between morphological characters and BW and NW of T.sinensis（df=28）

2.3 通徑分析

由表4 可見，BW 和NW 均與其被保留的形態(tài)性狀間的通徑系數(shù)達(dá)到極顯著水平（P＜0.01）；其中，對BW 直接作用和間接作用的排序依次為X5＞X10＞X2和X10＞X2＞X5，對NW 直接作用和間接作用的排序依次為X5＞X8和X8＞X5；共線性統(tǒng)計量指示，上述被保留形態(tài)性狀的方差膨脹因子均遠(yuǎn)小于經(jīng)驗值。由此可知，X5為影響B(tài)W 和NW 的關(guān)鍵核心變量，X10為影響B(tài)W 的相對重要變量，而X2、X8則依次為影響B(tài)W 和NW 的從屬變量。

表4 實驗鱉形態(tài)性狀對體質(zhì)量、凈體質(zhì)量影響的通徑分析Tab.4 Path analysis of the effect of morphological traits on BW and NW

2.4 決定程度分析

由表5 可見，單一形態(tài)性狀對BW 和NW 的決定系數(shù)分別呈X5＞X10＞X2和X5＞X8，與它們對BW 和NW 的直接作用排序完全一致（表4）；性狀兩兩交互對BW 的決定系數(shù)以X5-X10組合最大，且大于X5對BW 的決定系數(shù)，而X5-X8組合對NW 的決定系數(shù)則略低于X5對NW 的決定系數(shù)。上述結(jié)果進(jìn)一步表明，X5為決定BW 和NW 的關(guān)鍵核心變量，X10為決定BW 的相對重要變量，而X2、X8則依次為決定BW 和NW 的從屬變量。經(jīng)計算，X2-X5-X10組合和X5-X8組合對BW 和NW 的決定系數(shù)加和值分別為0.958 和0.918。

表5 實驗鱉形態(tài)性狀對體質(zhì)量、凈體質(zhì)量的決定系數(shù)Tab.5 Determinants of morphological traits on BW and NW

2.5 復(fù)相關(guān)分析

由表6 可見，X2-X5-X10組合與BW 間和X5-X8組合與NW 間的復(fù)相關(guān)系數(shù)均達(dá)到極顯著水平（P＜0.01），與BW 和NW 的復(fù)相關(guān)指數(shù)分別為0.958 和0.921，與它們對BW、NW 的決定系數(shù)加和值基本相等（表5）。

表6 實驗鱉形態(tài)性狀對體質(zhì)量和凈體質(zhì)量間的復(fù)相關(guān)指數(shù)Tab.6 Multiple correlation coefficients between morphological traits and BW and NW

2.6 多元回歸方程構(gòu)建與檢驗

經(jīng)偏回歸分析，所有被保留的形態(tài)性狀的偏回歸系數(shù)均達(dá)到顯著水平（P＜0.05），可用于估算實驗鱉BW、NW 的線性回歸方程分別為：BW=1.283X2+1.309X5+1.962X10+27.136 和NW=1.713X5+4.635X8-16.368（表7）。

表7 實驗鱉形態(tài)性狀與體質(zhì)量、凈體質(zhì)量間的偏回歸分析Tab.7 Partial regression analysis of morphological traits and BW and NW

由表8 可見，所建估算實驗鱉BW、NW 的線性回歸方程的回歸系數(shù)均達(dá)到極顯著水平（P＜0.01），經(jīng)回歸預(yù)測，估計值和實測值無顯著差異（P＞0.05），即本研究所建線性回歸方程能精確反映實驗鱉形態(tài)性狀與BW、NW 間的真實關(guān)系。

表8 實驗鱉形態(tài)性狀與體質(zhì)量、凈體質(zhì)量的多元回歸方差分析Tab.8 Variance analysis of multivariate regression equation for morphological traits and BW and NW

3 討論

3.1 影響B(tài)W、NW 關(guān)鍵形態(tài)性狀組合的確定

劉小林等[15]認(rèn)為，在通徑分析研究中，當(dāng)相關(guān)指數(shù)R2或決定系數(shù)的加和值達(dá)到0.85 時表明影響因變量的主要自變量已找到。這一觀點在水產(chǎn)動物形態(tài)性狀對體質(zhì)量的影響效果分析研究中已得到普遍認(rèn)可。本研究中，經(jīng)通徑分析被保留的影響B(tài)W、NW 的形態(tài)性狀組合X2-X5-X10和X5-X8的決定系數(shù)加和值和相關(guān)指數(shù)R2均大于0.85（表4、表5 和表6），另這些形態(tài)性狀不僅與BW、NW 間的簡單相關(guān)關(guān)系均達(dá)到極顯著水平（P＜0.01），而且X2、X5、X10與BW 間，以及X5、X8與NW 間的簡單相關(guān)關(guān)系均大于0.8，位列諸形態(tài)性狀前茅的情形（表3），無疑可確認(rèn)X2-X5-X10和X5-X8分別為決定BW、NW 的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合。與此同時，由上述形態(tài)性狀構(gòu)建的用于估算BW、NW 的線性回歸方程的估計值和實測值均無顯著差異（P＞0.05）的結(jié)果（表7，表8），也進(jìn)一步印證了上述判斷的可靠性。

3.2 影響B(tài)W、NW 關(guān)鍵形態(tài)性狀組合的異同分析

形態(tài)表型與臟器相維系，根據(jù)臟器所在形態(tài)部位劃分機(jī)體功能區(qū)是開展生物形態(tài)學(xué)研究的常規(guī)方法之一。一般而言，形態(tài)性狀測定值越大，該性狀所在區(qū)域臟器的功能也就越強(qiáng)，反之亦然。研究表明，魚類的活動能力隨鰓絲數(shù)、鰓絲長、鰓小片密度的增長而增強(qiáng)[16]，與其鰓面積呈正相關(guān)[17]，同種生物中頭部較大的個體往往具攝食較大食物的潛能[18]，即動物形態(tài)性狀測定值是表征該性狀所示機(jī)體功能強(qiáng)弱的外在體現(xiàn)[19-20]，這與拉馬克（Jean-Baptiste Lamarck）的“用進(jìn)廢退”觀點相吻合，并呈現(xiàn)出明顯的馬太效應(yīng)（Matthew Effect）。由此，本研究所得影響B(tài)W、NW 的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合應(yīng)與實驗鱉BW、NW 的增長機(jī)制密切相關(guān)。中華鱉頸長肌特別發(fā)達(dá)，從頭骨腹面一直伸展到體腔背壁，附于背甲的助胃板及尾部末端尾椎的椎體上[21]，與攀爬、翻身和搶食能力密切相關(guān)，故X5可作為表征中華鱉體能和搶食能力強(qiáng)弱的關(guān)鍵形態(tài)性狀。無疑，X5成為影響B(tài)W、NW 的公共核心變量的原因，充分反映了體能和搶食運動能力對實驗鱉BW 和NW 增重的極端重要性，這也與中華鱉貪食的攝食習(xí)性[22]相吻合。

中華鱉四肢左右對稱，是推進(jìn)在水中游泳和陸地爬行的運動器官，其中后肢較前肢肌肉更顯粗壯有力[21,23]；中華鱉頭頸和四肢都能縮入背腹甲之間的大孔內(nèi)[21]，其個體增長主要依靠消化器官（特別是胃、腸）的管腔增大和消化酶量的增加來實現(xiàn)[24]，且其消化道質(zhì)量隨BW 同步變化[25]。由此，X2可作為表征中華鱉內(nèi)臟質(zhì)量和四肢大小的重要形態(tài)性狀。故，本研究中X10、X2分別成為影響B(tài)W 的相對重要變量和從屬變量的原因，無疑表明捕食運動能力較臟器消化能力在影響實驗鱉BW 上更具重要性。研究發(fā)現(xiàn)，食物保障程度相對較低的外塘養(yǎng)殖鱉的裙邊寬度、硬度和肌纖維密度均顯著大于體質(zhì)量相近的食物保障程度相對較高的溫室養(yǎng)殖鱉[26]，表明中華鱉裙邊與頭足類的肉鰭類似，均是輔助運動器官并兼有在游泳運動中保持平衡的作用[27]，即X8測定值越大，其對實驗鱉的體能和游泳追捕輔助能力也就越強(qiáng)。故，X8入選影響NW從屬變量的原因，無疑與其可進(jìn)一步響應(yīng)體能和搶食運動能力有關(guān)。列X2、X8、X10與內(nèi)臟質(zhì)量（BW-NW）的相關(guān)系數(shù)于表9，由表9 可見，X2、X10與內(nèi)臟質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)均遠(yuǎn)大于X8，且僅X8與內(nèi)臟質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，與X2、X10與BW 間的相關(guān)系數(shù)均大于NW，X8與NW 間的相關(guān)系數(shù)大于BW，以及NW 變異系數(shù)遠(yuǎn)大于BW 的結(jié)果相對應(yīng)，從側(cè)面反映了X8未被選入影響B(tài)W 的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合，以及X2和X10也未被選入影響NW 的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合的原因，可能與X2和X10對內(nèi)臟質(zhì)量的貢獻(xiàn)率較X8高有關(guān)。

表9 實驗鱉X2、X8、X10 與內(nèi)臟質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)（df=28）Tab.9 Correlation coefficient of X2,X8,X10 and visceral mass（df=28）

3.3 不同養(yǎng)殖群體間影響體質(zhì)量關(guān)鍵形態(tài)性狀組合的差異分析

由表10 可見，池塘專養(yǎng)模式下決定中華鱉體質(zhì)量的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合明顯受種質(zhì)、養(yǎng)殖環(huán)境和養(yǎng)殖時長的影響[9,13-14]。當(dāng)然，余姚養(yǎng)殖群體影響體質(zhì)量的核心形態(tài)變量明顯異于與同為養(yǎng)殖13 月齡的黃河群體、洞庭群體和綠卡群體的原因，應(yīng)與形態(tài)測量性狀組成存在較大差異也有一定關(guān)系[9,14]。

表10 池塘專養(yǎng)模式下中華鱉不同養(yǎng)殖群體間影響體質(zhì)量的關(guān)鍵形態(tài)性狀組合差異Tab.10 Differences of key morphological traits combinations affecting body mass among different populations of T.sinensis

就余姚養(yǎng)殖群體而言，本案與池塘專養(yǎng)13 月齡養(yǎng)殖群體影響體質(zhì)量的核心形態(tài)變量均為頸長，表明池塘專養(yǎng)階段中華鱉體質(zhì)量的增長一直與其體能和搶食運動能力存在極為密切的關(guān)系，而兩者間影響體質(zhì)量的輔助形態(tài)變量組合分別為左后肢長—體寬和體高—腹甲長的結(jié)果，說明隨養(yǎng)殖月齡的延長，中華鱉的攝食需求將明顯增加，無疑通過增強(qiáng)運動以提高食物攝取機(jī)率，較進(jìn)一步擴(kuò)大臟器容納空間對體質(zhì)量的貢獻(xiàn)率變得更為重要，致使后肢長順勢成為影響本案實驗鱉體質(zhì)量的相對重要變量。