不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀的相關性與通徑分析

梁 健，王俊杰，郭永軍，李永仁，閆喜武

( 1.天津農(nóng)學院 水產(chǎn)學院，天津市水產(chǎn)生態(tài)及養(yǎng)殖重點實驗室，天津 300384； 2.天津市海洋牧場技術工程中心，天津 300457； 3.大連海洋大學， 遼寧省貝類良種繁育工程技術研究中心，遼寧 大連 116023 )

菲律賓蛤仔(Ruditapesphilippinarum)為常見的貝類海洋產(chǎn)品，通常被稱為花蛤、蜆子等，屬雙殼綱、簾蛤目、簾蛤科。在我國，菲律賓蛤仔主要產(chǎn)于渤海、黃海、南海等海域，是一種生長發(fā)育快，人工培育速度快，能夠長時間脫水生存，適應性強(廣溫、廣鹽、廣分布)的優(yōu)良貝類品種，十分適合人工高密度繁殖，經(jīng)濟價值高，是中國四大養(yǎng)殖貝類之一[1]。

貝類的主要表型性狀包括殼長(SL)、殼高(SH)和殼寬(SW)，主要的體質量性狀是活體質量(mL)和軟體質量(mM)。在貝類育種中最關鍵的目標性狀和重要測量指標之一就是體質量性狀。因菲律賓蛤仔所有軟組織部分均可食用，所以其軟體質量在人工生產(chǎn)中作為生產(chǎn)經(jīng)濟效率的直觀反映，在人工選育中也是作為最直觀的目標性狀[2]。通過通徑分析方法可以探索出貝類的形態(tài)性狀與其軟體質量之間存在的關聯(lián)，對于利用形態(tài)性狀的篩選來達到培育優(yōu)良品種的目標具有關鍵意義及實用價值[3]。

在實際生產(chǎn)中，通過對貝類形態(tài)性狀與質量間的相關系數(shù)、通徑分析[4-5]和多元回歸分析[6]的研究來指導貝類養(yǎng)殖生產(chǎn)，選擇育種等已經(jīng)得到廣泛的應用。高瑋瑋等[7]運用通徑分析研究了5種不同海域的青蛤(Cyclinasinensis)，表明殼高對其軟體質量作用最大；劉文廣等[8]在對華貴類櫛孔扇貝(Mimachlamysnobilis)進行選擇育種時，通過通徑分析研究不同數(shù)量性狀，得出6月齡以后殼高對軟體質量影響最顯著，可以作為選擇育種時的主要選育指標；林清等[9]運用通徑分析研究長牡蠣(Crassostreagigas)和葡萄牙牡蠣(C.angulata)時發(fā)現(xiàn)，殼高對兩種牡蠣的活體質量均有較大影響，但前者還需要提高對其殼寬的協(xié)同選擇；肖露陽等[10]對雄性和雌性的中國蛤蜊(Mactrachinensis)數(shù)量性狀進行通徑分析，結果表明，兩種性別影響軟體質量的主要表型性狀有明顯差別；Deng等[11]研究馬氏珠母貝(Pinctadamartensii)發(fā)現(xiàn)，通過選擇可以改良其選群的生長性狀；劉輝等[12]對菲律賓蛤仔橙色品系進行通徑分析，發(fā)現(xiàn)殼長和殼寬是影響軟體質量的主要變量。Huo等[13]研究表明，在不同繁殖時期的菲律賓蛤仔，不同年齡結構影響體質量性狀的直接表型性狀呈現(xiàn)差異。以上研究均采用了相關分析、通徑分析和多元回歸分析相結合的方法，確定了影響目標性狀的直接表型性狀和間接表型性狀。但有關不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀相關與通徑分析還未見相關報道。因此，筆者主要通過對不同地理群體菲律賓蛤仔各表型性狀的測量和分析，查明各表型性狀對軟體質量的影響，從而討論出表型性狀、地理群體和軟體質量之間的關系，為菲律賓蛤仔人工養(yǎng)殖和選擇育種提出科學合理的依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

選用3個不同地理群體的菲律賓蛤仔2齡貝，均為2016年7月15日人工采捕于灘涂，南方群體北方養(yǎng)殖群體(SN)采自天津市濱海新區(qū)漢沽大神堂，北方土著群體(NN)采自河北省唐山市灤南縣嘴東村，南方群體南方養(yǎng)殖群體(SS)采自廣西省北海市竹林鹽場。

1.2 數(shù)據(jù)測量

3種群體菲律賓蛤仔各隨機選取100個，用電子數(shù)顯游標卡尺[精確度(0.01±0.02) mm]測量殼長(SL)、殼高(SH)和殼寬(SW)；用濾紙將菲律賓蛤仔貝殼表面擦干，用天平(精確度0.1 g)稱量其活體質量(mL)；解剖除去外殼，剝出軟體部分，濾紙吸去水分使其干燥，用分析天平(精確度0.001 g)稱其軟體質量(mM)；將軟體部放進恒溫干燥箱中，溫度為60 ℃，時間為20 h，烘干至質量恒定，稱量軟體部干質量(mF)。

1.3 數(shù)據(jù)處理

用Excel對3個不同地理群體菲律賓蛤仔各性狀測量出的表型數(shù)據(jù)進行整理，并導入到SPSS軟件中進行統(tǒng)計分析，求其平均值、標準差和變異系數(shù)，獲得各地理群體菲律賓蛤仔表型參數(shù)[14]。運用Huo等[13]的方法進行各形態(tài)性狀間的相關分析，計算各表型性狀對軟體質量的通徑系數(shù)，根據(jù)通徑分析結果，保留通徑系數(shù)檢驗結果顯著的自變量，將通徑系數(shù)檢驗結果不顯著的自變量剔除，剖析這些表型性狀對各不同地理群體菲律賓蛤仔軟體質量的直接作用以及間接作用，使用逐步回歸方法列出估測不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀作用于軟體質量的最優(yōu)多元回歸方程[3]。

相關分析是一種用來研究不同隨機變量間相關關系的統(tǒng)計方法。相關系數(shù)(rxy)的計算公式為：

分析多個自變量與因變量之間的線性關系通常會使用通徑分析，通徑分析是在多元回歸的基礎上將相關系數(shù)分解為直接通徑系數(shù)和間接通徑系數(shù)。

直接通徑系數(shù)(Pi)表示某一自變量對因變量的直接作用。其計算式為：

式中，自變量的回歸系數(shù)是bxi，自變量的標準差是σxi，依變量的標準差是σy。

間接通徑系數(shù)(Pij)，如xi通過xj對y的間接通徑系數(shù)公式如下：

Pij=rijPjy

式中，自變量通過其他自變量對因變量的間接作用。在方程中，rij代表兩性狀間的相關系數(shù)，Pjy代表xj對y的直接通徑系數(shù)。

相關系數(shù)的平方即為決定系數(shù)，在多元回歸分析中，通徑系數(shù)的平方即為決定系數(shù)，變量間相關的密切程度通過決定系數(shù)的大小決定。某個性狀對軟體質量決定系數(shù)(dyi)方程為：

式中，Pi代表性狀對軟體質量的通徑系數(shù)。

兩不同性狀共同對軟體質量的決定系數(shù)(dyij)方程為：

dyij=2PyiPyjrij

式中，Pyi、Pyj分別代表了某個性狀與軟體質量的直接通徑系數(shù)，rij代表兩個不同性狀間的相關系數(shù)。

身體狀況指數(shù)常用肥滿度指數(shù)來表示，多以軟體部干質量與整體質量或體積之間的比值表示肥滿度(CF)按下式計算：

CF=mF/(L×H×W)×103

式中，L、H和W分別為菲律賓蛤仔殼長、殼高和殼寬(mm)，mF表示軟體部干質量(g)。

2 結果與分析

2.1 各性狀表型參數(shù)的統(tǒng)計量及肥滿度

本試驗測定3個不同地理群體菲律賓蛤仔各100個，其殼長、殼高、殼寬、活體質量和軟體質量的表型數(shù)據(jù)見表1。由表1可見，不同地理群體菲律賓蛤仔的變異系數(shù)不同，南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔各性狀中活體質量變異系數(shù)最大，殼寬變異系數(shù)最?。槐狈酵林贩N蛤仔各性狀中軟體質量的變異系數(shù)最大，殼長變異系數(shù)最小；南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔各性狀中軟體質量變異系數(shù)最大，殼長變異系數(shù)最小。

肥滿度結果顯示，取樣時間點相同情況下南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔肥滿度最高，達到3.637。南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔最低，為2.486。

表1 不同地理群體菲律賓蛤仔各性狀表型參數(shù)(n=100)Tab.1 Phenotypic parameters of different geographic populations of Manila clam R. philippinarum (n=100)

2.2 各性狀間的相關性分析

不同地理群體菲律賓蛤仔各個性狀間相關系數(shù)均有顯著相關性(P<0.01)(表2～4)。南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔軟體質量和各殼形態(tài)性狀的相關系數(shù)依此為殼寬>殼高>殼長，北方土著蛤仔為殼長>殼高>殼寬，南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔為殼高>殼長>殼寬。

2.3 不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀對軟體質量的通徑系數(shù)及相關指數(shù)

保留通徑系數(shù)達到顯著水平的性狀，對不顯著性狀進行刪除(表5)。其中，南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體保留了殼高和殼寬兩個性狀；北方土著蛤仔群體保留了殼長和殼高；南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體只保留了殼高一個性狀。

在南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體所保留的兩個性狀中，殼寬對軟體質量的相關系數(shù)(0.849)和直接作用(0.624)均最大，為軟體質量的主要影響因素，影響軟體質量的次要因素為殼寬通過殼高的間接作用(0.532)；在北方土著蛤仔群體所保留的兩個性狀中，殼長對軟體質量的相關系數(shù)(0.710)和直接作用(0.487)均最大，是影響軟體質量的主要因素，殼長通過殼高的間接作用是影響軟體質量的次要因素(0.378)；在南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體中，殼高對軟體質量的相關系數(shù)(0.744)和直接作用(0.744)是影響軟體質量的主要因素，次要因素為殼長通過殼高的間接作用(0.235)。

表2 南方群體北方養(yǎng)殖菲律賓蛤仔各性狀表型相關系數(shù)Tab.2 Phenotypic correlation coefficients of southern population of Manila clam farmed in northern China

注：**代表差異極顯著，*代表差異顯著，下同.

Note: ** indicates that the difference is very significant, * indicates significant difference, et sequentia.

表3 北方土著品種菲律賓蛤仔各性狀表型相關系數(shù)Tab.3 Phenotypic correlation coefficients of native northern population of Manila clam farmed in northern China

表4 南方群體南方養(yǎng)殖菲律賓蛤仔各性狀表型相關系數(shù)Tab.4 Phenotypic correlation coefficients of southern population of Manila clam farmed in southern China

2.4 不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀對軟體質量的決定系數(shù)分析

各表型性狀及表型性狀間對軟體質量的決定系數(shù)結果顯示，南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體的殼寬對軟體質量的決定程度最大，殼高和殼寬對軟體質量的共同決定程度次之；北方土著蛤仔群體殼長對軟體質量的作用最大，殼長和殼高對軟體質量的共同作用次之；南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體殼高對軟體質量的作用最大；不同地理群體菲律賓蛤仔決定系數(shù)的總和分別為0.740、0.536和0.554，分別與回歸方程中的相關指數(shù)數(shù)值相等，表明本研究中分析的不同地理群體菲律賓蛤仔3個表型性狀殼長、殼高、殼寬均是影響軟體質量的主要因素。

表5 不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀對軟體質量的通徑系數(shù)和相關指數(shù)Tab.5 Path coefficients and correlation indices of phenotypic traits of different geographicalpopulations of clams to soft part weight

表6 不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀對軟體質量的影響Tab.6 Effects of phenotypic traits on soft part quality in different geographic populations of Manila clam

表7 形態(tài)性狀對軟體質量的決定系數(shù)Tab.7 Determination coefficients of morphological traits on soft part weight

注：對角線上表示單一變量單獨對軟體質量的決定系數(shù)，對角線下方為一變量通過另一變量對軟體質量的決定系數(shù).

Note: the data above diagonal line represent the coefficient of determination of the soft part weight for a single variable, and the data above below the diagonal is the coefficient of determination of the soft part weight through another variable.

2.5 建立最優(yōu)多元回歸方程

經(jīng)過多元回歸方差分析，軟體質量與各表型性狀間的回歸關系均極顯著(P<0.01)(表8)；對不同地理群體菲律賓蛤仔各表型性狀的偏回歸系數(shù)進行顯著性檢驗，結果均達到顯著水平(P<0.05)(表9)；因此，可以利用逐步回歸法建立以不同地理群體菲律賓蛤仔軟體質量為因變量的最優(yōu)回歸方程：

南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔：mM1=-4.276+0.211SH+0.116SW

北方土著品種：mM2=-2.806+0.088SL+0.087SH

南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔：mM3=-3.101+0.290SH

由上述結果可以看出，估計值與實際觀測值差異不顯著(P>0.05)，因此，上述方程能夠有效地反映不同地理群體菲律賓蛤仔形態(tài)性狀間的關系。

表8 菲律賓蛤仔形態(tài)性狀多元回歸方程的方差分析Tab.8 Analysis of variance of multiple regression equations for the morphological traits of Manila clam

表9 菲律賓蛤仔形態(tài)性狀的偏回歸系數(shù)分析Tab.9 Analysis of partial regression coefficients of morphological traits in the Manila clam

3 討 論

3.1 不同地理群體菲律賓蛤仔形態(tài)特征差異

同一個物種的外部形態(tài)會因所在的生存環(huán)境不同而發(fā)生一定變化[15]。本研究中對各地理群體表型性狀測量數(shù)值比較可見，南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體的殼長、殼高、殼寬及軟體質量的平均值均要比北方土著蛤仔群體偏高，但差異不顯著(P>0.05)；苗種與南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體一致僅在北方進行養(yǎng)成的南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體，其殼長、殼高、殼寬及軟體質量的平均值均與北方土著蛤仔群體基本一致。這表明，菲律賓蛤仔的貝殼形態(tài)特征主要受外界環(huán)境的影響，南北方地理環(huán)境氣候、溫度、養(yǎng)殖環(huán)境以及飼養(yǎng)方式的不同，會使菲律賓蛤仔形態(tài)在長期的地理隔離以及不同海域的自然條件下產(chǎn)生一定差異。

3.2 變異系數(shù)、肥滿度及相關性分析

標準差與平均值的比值稱為變異系數(shù)，是考評數(shù)據(jù)中各種變量變異程度的一個數(shù)值。變異系數(shù)反映一組數(shù)據(jù)離散程度的大小，在貝類育種中，大多會選擇變異系數(shù)較大的性狀進行選擇，這樣有利于獲得更好的選育效果。本研究中，不同地理群體菲律賓蛤仔各性狀的變異系數(shù)并不相同，結合兩種分析方法得出，在對不同地理群體菲律賓蛤仔進行選育時，可以選擇殼高作為目標性狀，并應關注不同地理群體間的差別，即在人工選育南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體時，在表型性狀選擇方面應首先考慮選擇殼寬，與此同時增強對殼高的協(xié)同選擇；北方土著蛤仔群體應首先考慮選擇殼長，同時加強對殼高的協(xié)同選擇；南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體應主要選擇殼高作為目標性狀。

雙殼貝類軟體部肉質的肥瘦程度通常以肥滿度指數(shù)表示，它是用來確定貝類在捕撈時期中推測出肉率、營養(yǎng)情況以及估算繁殖期的一項重要指標，掌握好肥滿度規(guī)律對合理安排人工養(yǎng)殖、采捕和育種均有重要的意義[16]。本研究中，7月中旬南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體的肥滿度指數(shù)平均數(shù)最大，南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體最小，總體趨勢為南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體>北方土著蛤仔群體>南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體。說明同在繁殖時期的菲律賓蛤仔，北方養(yǎng)殖的菲律賓蛤仔性成熟時間要早于南方群體，這也與文獻[17]的觀點相同。

本研究中各個性狀間相關系數(shù)均有顯著相關性(P<0.01)。南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體軟體質量和殼形態(tài)性狀的相關系數(shù)依次為殼寬>殼高>殼長，北方土著蛤仔群體為殼長>殼高>殼寬，南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體為殼高>殼長>殼寬。因此在以出肉率為選育目標時，南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體優(yōu)先考慮殼寬，北方土著蛤仔群體考慮殼長，南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體考慮殼高，能夠有效地提高菲律賓蛤仔的軟體質量；但通過相關分析只能看出兩兩性狀間的密切關系，對于分析多個性狀存在關系時，不能夠反映各個表型性狀對軟體質量的作用大小，因此需要進一步進行通徑分析。

3.3 影響菲律賓蛤仔軟體質量的主要因素

從本研究中可以看出，不同地理群體菲律賓蛤仔影響軟體質量的主要表型性狀并不一樣，影響南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體的主要是殼寬和殼高，影響北方土著蛤仔群體的主要是殼長和殼高，影響南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體的主要是殼高；決定系數(shù)總和分別為0.740、0.536和0.554，分別與各自的相關指數(shù)近似相等，表明所得分析結果一致，數(shù)值大于0.5，但小于0.85，說明在本研究中，大多數(shù)影響菲律賓蛤仔軟體質量的性狀已經(jīng)找到，但還有其他變量制約軟體質量。高瑋瑋等[7]在研究青蛤時也發(fā)現(xiàn)，除了殼高主要影響青蛤軟體質量，殼長、殼寬還有韌帶長也對青蛤的軟體質量起到間接作用；肖露陽等[10]在研究不同性別中國蛤蜊數(shù)量性狀對軟體質量的影響時發(fā)現(xiàn)，決定系數(shù)總和均小于0.85，猜測性腺可能是影響軟體質量的主要因素之一，并指出在研究貝類主要經(jīng)濟性狀時，還要考慮性別和殼質量等因素的影響；Huo等[13]在研究2齡和3齡菲律賓蛤仔表型性狀對軟體質量的影響時也發(fā)現(xiàn)，決定系數(shù)總和與相關指數(shù)小于0.85，說明除殼長、殼寬、殼高外還有其他因素的影響，并且指出了性腺可能是影響菲律賓蛤仔軟體質量的一個主導因素。筆者認為，除殼長、殼寬、殼高、年齡、性腺質量、活體質量、韌帶長等會影響軟體質量的貝類本身因素外，還應將外界環(huán)境因素如地理群體、養(yǎng)殖密度等考慮在內。原因如下：(1)由于我國南北差異較大，不同地理群體之間溫度、鹽度、海水pH、重金屬含量差異較大，研究表明，這些因素均會對貝類生長產(chǎn)生影響[18-23]，影響貝類的發(fā)育速度和程度，進而影響軟體質量。本研究也發(fā)現(xiàn)，同一時節(jié)即繁殖期，不同地理群體菲律賓蛤仔的肥滿度差別較大。(2)王曉宇等[24]研究表明，菲律賓蛤仔養(yǎng)殖在高密度的環(huán)境下，對食物和溶解氧的攝取量減少，下層和表層菲律賓蛤仔在攝取食物和溶解氧方面也存在差異，所以高密度環(huán)境下不利于個體的育肥，從而影響軟體質量的大小。所以，影響貝類軟體質量的主要因素除了本身的形態(tài)性狀，還有地理環(huán)境、養(yǎng)殖密度等這些外界環(huán)境因素。

3.4 最優(yōu)回歸方程的建立

若某一個變量可以用其他變量的線性表達式來表示，表明這兩個變量間存在共線性。本研究中，不同地理群體菲律賓蛤仔的殼長、殼寬、殼高之間的相關性均極顯著(P<0.01)，因此，殼長、殼寬、殼高之間共線性問題顯著。通過通徑分析可以有效解決共線性的問題[25]，保留通徑系數(shù)顯著的自變量，對不顯著自變量進行刪除，最終建立最優(yōu)回歸方程。劉春雷等[26]在對轉大麻哈魚(Oncorhynchus)生長激素基因鯉魚(Cyprinuscarpio)的研究中，保留了殼長和殼高作為主要表型參數(shù)；高瑋瑋等[7]在研究青蛤表型性狀對軟體質量影響時得出，殼高對青蛤軟體質量的作用最大；劉輝等[12]在剔除不顯著性狀后，得出了殼長和殼寬是對橙色品系菲律賓蛤仔軟體質量影響最大的因素；王輝等[27]研究得出，對南海毛蚶(Scapharcasubcrenata)體質量作用最大的因素是殼厚和殼高；孫秀俊等[28]僅用殼長和殼寬兩個性狀，就能預測褐色蝦夷扇貝的鮮質量；郭文學等[2]研究中國蛤蜊，去除不顯著性狀后，保留了殼長和殼高兩個性狀為主要影響中國蛤蜊軟體質量的因素。在本研究中，也同樣使用通徑分析的方法，建立以菲律賓蛤仔的軟體質量為因變量的最優(yōu)回歸方程：

南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體：mM1=-4.276+0.211SH+0.116SW

北方土著蛤仔群體：mM2=-2.806+0.088SL+0.087SH

南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體：mM3=-3.101+0.290SH

在本研究中，多元回歸關系和偏回歸系數(shù)均達到極顯著水平(P<0.01)，說明只需要測量殼高和殼寬兩個變量就可以正確推測南方群體北方養(yǎng)殖蛤仔群體的軟體質量，用殼長和殼高預測北方土著蛤仔群體，而用殼高就可以預測南方群體南方養(yǎng)殖蛤仔群體的軟體質量。

3.5 對生產(chǎn)的指導意義

不同物種之間有著不同影響軟體質量的因素；在同種物種之間，因為年齡差異或者性別差異等，也會使影響軟體質量的關鍵表型因素不同。利用通徑分析研究貝類各表型性狀間的相關關系，探討表型性狀對軟體質量的作用效果，這對方便人工利用殼形態(tài)進行選擇育種，更為快捷地促進遺傳改良，加快育種進程具有重要的指導意義。本研究通過通徑分析和回歸分析相結合的方式，建立了估計不同地理群體菲律賓蛤仔軟體質量的最優(yōu)多元回歸方程，回歸方程結果顯示，回歸效果極顯著(P<0.01)。因此，不同地理群體菲律賓蛤仔表型性狀與軟體質量之間的關系可以通過本研究客觀真實的反映出來。本研究所得綜合回歸方程可在遺傳育種、人工大規(guī)模繁育過程中簡潔而準確的進行運用。