香港牡蠣(Crassostrea hongkongensis)與長牡蠣(Crassostrea gigas)種間雜種遺傳力評估*

張躍環(huán) 王昭萍 喻子牛① 閆喜武

(1. 中國科學(xué)院南海海洋研究所 熱帶海洋生物資源與生態(tài)重點實驗室 廣州 510301; 2. 中國海洋大學(xué)水產(chǎn)學(xué)院 海水養(yǎng)殖教育部重點實驗室 青島 266003; 3. 大連海洋大學(xué)水產(chǎn)與生命學(xué)院 遼寧省貝類良種繁育工程技術(shù)研究中心 大連 116023)

遺傳力(Heritability)是指某數(shù)量性狀從上一代傳遞給下一代的能力。它包括廣義遺傳力(Broad-sense heritability)和狹義遺傳力(Narrow-sense heritability)。通常情況下, 育種學(xué)家們將狹義遺傳力作為無偏估計(盛志廉等, 1999)。在對貝類的研究方面, 國內(nèi)外學(xué)者們先后估計了牡蠣(Lannan, 1972; Ernandeet al,2003; Langdonet al, 2003; Evanset al, 2006;Dégremontet al, 2007; 王慶志等, 2009; 肖述, 2010;Liet al, 2011)、扇貝(Zhenget al, 2004, 2006)、珍珠貝(Denget al, 2009; Wanget al, 2011)、蛤仔(閆喜武等,2010; 霍忠明等, 2010)、泥蚶(孫長森等, 2010)等雙殼貝類的遺傳參數(shù), 為育種決策、育種值估計、選擇指數(shù)確定、選擇反應(yīng)預(yù)測及育種規(guī)劃奠定了堅實的基礎(chǔ)。

遺傳力是性狀傳遞能力大小的重要遺傳參數(shù),但大多均僅限于種內(nèi)應(yīng)用, 為了更加準(zhǔn)確的分析遠(yuǎn)緣雜交是否有真雜種優(yōu)勢產(chǎn)生, 可以采用雜種遺傳力協(xié)同配合力共同剖析雜種優(yōu)勢。雜種遺傳力(Cross-heritability)是指加性方差占雜交子一代方差的比率(吳仲賢, 2003)。目前, 在農(nóng)作物育種中, 學(xué)者們利用16全同胞種間雜交家系(沙地葡萄Vitis rupestris×夏葡萄Vitis aestivalis)評估了葡萄皮爾斯細(xì)菌抗病性的狹義遺傳力(Krivaneket al, 2005)。在水產(chǎn)動物方面, 尚未見到相關(guān)報道。本文以先前構(gòu)建的45個雜交家系為材料(張躍環(huán), 2012), 引入雜種遺傳力概念, 對種間雜種生長、存活及產(chǎn)量性狀遺傳力進(jìn)行了評估, 并對其兩兩對應(yīng)性狀表型相關(guān)及遺傳相關(guān)進(jìn)行了分析, 旨在為建立遠(yuǎn)緣雜交育種方法和策略提供必要的理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 實驗材料

采用平衡巢式設(shè)計1個雄性長牡蠣對應(yīng)3個雌性香港牡蠣方式建立的45個雜交家系(表1)(張躍環(huán)等,2012)。其中, 共有15個父系半同胞家系, 45個母系全同胞家系。幼蟲期每個雜交家系利用2—3個100L白桶培育, 在幼蟲完成變態(tài)形成稚貝生長至10 mm左右時(48d左右), 采用震蕩的方式, 將波紋板上的稚貝掰下來, 變?yōu)閱误w牡蠣。由于稚貝數(shù)量較大, 每個家系隨機篩選1080個作為測定樣品, 裝入3mm孔徑的網(wǎng)袋中, 密度為120個/袋, 每個家系裝9袋。所有雜交家系均在大連海洋貝類育苗場及其蝦池中經(jīng)歷了一周年的養(yǎng)成, 直至翌年繁殖季節(jié)。

表1 種間雜交家系建立方法Tab.1 The conductive method of interspecific hybridization families

1.2 數(shù)據(jù)收集及處理

測量指標(biāo)包括幼蟲浮游期15日齡、稚貝越冬期180日齡、幼貝繁殖期360日齡的殼高、存活率, 及360日齡時個體鮮重、產(chǎn)量。其中, 每個家系設(shè)置3個真重復(fù)組, 浮游存活率為15日齡眼點幼蟲數(shù)量與D形幼蟲的百分率(%); 稚貝及幼蟲存活率為180日齡及360日齡子代數(shù)量與完成變態(tài)稚貝數(shù)量百分率(%); 產(chǎn)量為每個家系真重復(fù)組的鮮重(kg)。

為了減小方差齊性, 所有的殼高、鮮重及產(chǎn)量指標(biāo)均轉(zhuǎn)化為常用對數(shù)lg, 所有的存活率均轉(zhuǎn)化為Asin。其中, 殼高、鮮重指標(biāo)每個家系隨機測量30個個體, 存活率及產(chǎn)量每個家系測量3個數(shù)據(jù)(來自于每個家系內(nèi)的真重復(fù))。

1.3 數(shù)據(jù)分析

表型性狀數(shù)據(jù)的方差分析及協(xié)方差分析使用SPSS18, 軟件的一般線性模型(General line model,GLM)。數(shù)據(jù)分析前對所有參數(shù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(Kolmogorov-Smirnov)。二因素系統(tǒng)分組的方差分析及協(xié)方差分析的數(shù)學(xué)模型為

其中,Xijk表示某性狀第i個父本第j個母本的第k個子代的表型指標(biāo),μ表示總體均值,Si表示第i個父本效應(yīng),Dij表示第i個父本內(nèi)第j個個體的母本效應(yīng),Eijk為相應(yīng)的隨機誤差變量。全同胞資料表型變量的方差組分如表2所示, 全同胞資料表型變量問的協(xié)方差組成如表3所示。

1.4 參數(shù)計算

根據(jù)全同胞資料作二因素系統(tǒng)組分方差分析可得到3個遺傳力估計值, 即:

表2 全同胞家系表型變量組分方差分析Tab.2 Variance analysis on components of phenotypic variation of full-sib families

表3 全同胞家系表型變量組分協(xié)方差分析Tab.3 Covariance analysis on components of phenotypic variation of full-sib families

根據(jù)全同胞資料作二因素系統(tǒng)組分方差分析及協(xié)方差分析, 可得到3個遺傳相關(guān)估計值, 即:

式中,rS、rD、r(S+D)分別為父系半同胞、母系全同胞及全同胞個體間估計的遺傳相關(guān),意義同上。由于后兩個估計值受顯性效應(yīng)和母本效應(yīng)影響較大, 相比之下第一個估計值較為無偏, 因此, 采用第一個公式計算性狀間的遺傳相關(guān)系數(shù)作為實驗結(jié)果。表型相關(guān)的計算公式為:

2 結(jié)果

2.1 不同時期個體的表型參數(shù)

雜交家系子代在幼蟲浮游期(Day15)、稚貝越冬期(Day180)及幼貝繁殖期(Day360)表型參數(shù)的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)如表4所示。經(jīng)檢測所有參數(shù)經(jīng)檢驗均符合正態(tài)分布, 并且隨著個體生長, 殼高變異系數(shù)逐漸增大(7.06%—9.82%), 表明生長性狀異質(zhì)性在增強。存活率的變異系數(shù)在15日齡時最大為7.00%, 而在180及360日齡期間, 相對較小,分別為3.97%和5.30%; 360日齡產(chǎn)量的變異系數(shù)為27.35%。

表4 不同時期雜種的生長、存活率及產(chǎn)量參數(shù)Tab.4 Parameters of growth, survival rate, and yield of hybrids in different days

2.2 不同時期生長、存活、產(chǎn)量性狀的方差分析

表5為雜種在不同時期表型性狀的方差分析。其結(jié)果表明: 生長、存活及產(chǎn)量性狀, 在雄親間及其雌內(nèi)雄親間殼高、存活率及產(chǎn)量均存在極顯著差異(P<0.01), 說明可以對其性狀進(jìn)行遺傳力估計。

2.3 生長、存活、產(chǎn)量性狀原因的方差分析

根據(jù)方差分析結(jié)果及期望均方的方差組分構(gòu)成,可以建立全同胞及半同胞各個原因方差組分的對應(yīng)關(guān)系, 彼此間相互關(guān)系見表6。根據(jù)這些組分的關(guān)系,可以進(jìn)行遺傳力估算。

2.4 遺傳力及遺傳相關(guān)分析

根據(jù)表7所示, 對于生長性狀及產(chǎn)量而言, 母系全同胞遺傳力最高; 對于存活性狀而言, 15日齡時,母系全同胞遺傳力最高; 180及360日齡期間, 母系全同胞、父系半同胞及其全同胞遺傳之間比較接近, 但以父系半同胞遺傳力相對較高。從生長性狀上看, 幼蟲15日齡的父系半同胞、母系全同胞及其全同胞的遺傳力分別為0.6355、1.1215、0.8785; 稚貝越冬期180日齡時, 父系半同胞、母系全同胞及其全同胞的遺傳力分別為0.4828、0.7586、0.6207; 繁殖期360日齡殼高的父系半同胞、母系全同胞及其全同胞的遺傳力分別為0.5787、0.8681、0.7234, 鮮重的父系半同胞、母系全同胞及其全同胞的遺傳力分別為0.6706、0.8774、0.7740。從存活性狀上看, 父系半同胞遺傳力為0.1900—0.4064, 母系全同胞遺傳力為0.2556—0.5520, 全同胞遺傳力為0.2748—0.3957。產(chǎn)量是生長與存活的共同作用結(jié)果, 其父系半同胞、母系全同胞及其全同胞的遺傳力分別為0.5018、0.8413、0.6715。

表5 雜種不同時期表型變量組分的方差分析Tab.5 Variance analysis on components of phenotypic variation of hybrids in different stages

表6 雜種表型變量的各個原因方差組分與全同胞和半同胞協(xié)方差之間的關(guān)系Tab.6 Relationships between covariance of full-and half-sibs and causal components of phenotypic variance

表7 雜種不同時期表型性狀遺傳方差組分估計的遺傳力Tab.7 Heritability of growth and survival traits in hybrids in different stages

由于遺傳相關(guān)需要協(xié)方差分析, 作者采用Excel對其進(jìn)行協(xié)方差分, 并計算了表型及遺傳相關(guān)系數(shù)。從其兩兩性狀間生長相關(guān)性上看, 幼蟲期與稚貝期殼高出現(xiàn)了負(fù)向的表型相關(guān)及遺傳相關(guān); 且稚貝期與繁殖期的殼高及繁殖期殼高與鮮重間出現(xiàn)了積極的表型性狀正相關(guān)以外, 其它的兩兩生長性狀間均無顯著表型相關(guān)性; 除了稚貝期與越冬期稚貝出現(xiàn)了負(fù)向遺傳相關(guān)外, 其它時期兩兩生長性狀間均為顯著正相關(guān)(表8)。從存活與產(chǎn)量的相關(guān)性上看, 無論是表型性狀, 還是遺傳性狀均出現(xiàn)了積極的正相關(guān), 以遺傳相關(guān)為主(表9)。

表8 雜種不同時期生長性狀間的遺傳相關(guān)和表型相關(guān)Tab.8 Genetic and phenotypic correlations of growth traits for hybrids in different stages

表9 雜種不同時期存活及產(chǎn)量間的遺傳相關(guān)和表型相關(guān)Tab.9 Genetic and phenotypic correlations of survival and yield traits for hybrids in different stages

3 討論

3.1 遺傳力

在牡蠣育種中, Ernande等(2003)利用24個全同胞家系系統(tǒng)地分析了長牡蠣幼體生長、存活、變態(tài)及稚貝生長、存活的狹義和廣義遺傳力。目前資料顯示,長牡蠣幼蟲生長性狀狹義遺傳力范圍在0.14—0.40(王慶志等, 2009); 養(yǎng)成期生長性狀狹義遺傳力為0.15—0.46 (Lannan, 1972, 王慶志等, 2012); 養(yǎng)成期產(chǎn)量的現(xiàn)實遺傳力為0.42 (Langdonet al, 2003)。香港牡蠣浮游幼蟲的生長性狀狹義遺傳力為0.21—0.88;稚貝生長性狀狹義遺傳力為0.23—0.35; 中間育成期生長性狀的狹義遺傳力為0.18—0.34 (肖述, 2010)。對于生長性狀而言, 長牡蠣均在0.2—0.5范圍內(nèi), 而香港牡蠣在0.2—0.9范圍內(nèi)。本文中, 雜種生長性狀(殼高、鮮重)的狹義遺傳力為0.48—0.67, 較長牡蠣偏高, 介于香港牡蠣范圍內(nèi)。作者發(fā)現(xiàn), 幼蟲的生長性狀遺傳力較高, 且稚貝及其養(yǎng)成期相對較低, 這一點與香港牡蠣比較相似, 可能主要是幼蟲受母本效應(yīng)影響較大所致。

對存活性狀而言, 由于存活率受環(huán)境影響較大,估計這方面的報道不多, Dégremont等(2007)利用17個全同胞及43個半同胞家系估計長牡蠣6—8月齡存活率狹義遺傳力為0.47—1.08, 廣義遺傳力為0.07—0.38; Evans等(2006)利用34個全同胞家系在4個不同養(yǎng)殖環(huán)境下得到192日齡、370日齡和664日齡存活率的廣義遺傳力分別為0.36—0.71。本文中, 存活性狀狹義遺傳力為0.19—0.41, 相對其他學(xué)者對長牡蠣的估計而言, 相對較低, 這種原因主要是由于雜交子抗逆性較強, 存活率相對較高, 家系間彼此間方差差異較小造成的。

一般認(rèn)為, 基于全同胞資料估計的遺傳力, 由于包含顯性效應(yīng)和母性效應(yīng), 較真實值偏大。本研究采用巢式設(shè)計和父系半同胞相關(guān)分析法, 克服了用全同胞資料估計遺傳力的缺點, 采用隨機抽樣, 代表性強, 因此可以認(rèn)為父系半同胞組內(nèi)相關(guān)法估計的遺傳力是長牡蠣各測量生長性狀遺傳力的無偏估計值,且用雄性親本遺傳方差組分估計的遺傳力準(zhǔn)確可靠(劉小林等, 2003; 欒生等, 2006)。無論是生長性狀還是存活性狀, 其狹義遺傳力的表達(dá)與雜種優(yōu)勢有一定關(guān)系, 但是相關(guān)性不大。這一點與吳仲賢(2003)提出的雜種遺傳力略顯不同, 因為雜種遺傳力是一個理論值, 但是實踐中往往達(dá)不到理論期望。如生長性狀遺傳力相對較高, 但實際中的生長性狀為雜種劣勢, 即出現(xiàn)遠(yuǎn)交衰退現(xiàn)象; 實際上雜交子抗逆性比較強, 可以抵御寒冬、抗高溫, 存活能力非常強, 表現(xiàn)出積極的存活雜種優(yōu)勢, 但是存活性狀的遺傳力相對較低, 作者的研究結(jié)果可以引入雜種遺傳力概念,但不能用它的理論來解釋遠(yuǎn)緣雜交中的實際問題。

3.2 相關(guān)性

在選擇育種實踐中, 有些性狀可通過直接選擇獲得較滿意的效果, 而對有些性狀不能通過直接選擇獲得理想結(jié)果, 則可通過與其相關(guān)性較高性狀的選擇達(dá)到間接選育的目的(肖述等, 2008)。通常觀察到的是性狀間的表型相關(guān), 它包括遺傳相關(guān)和環(huán)境相關(guān)兩部分, 性狀間遺傳相關(guān)越大, 間接選育的效果就越好, 但不同環(huán)境條件和不同發(fā)育時期的同一性狀的遺傳相關(guān)可能存在較大差異。通過協(xié)方差分析來度量性狀間相互關(guān)聯(lián)的變異程度, 是數(shù)量遺傳學(xué)研究的一項重要內(nèi)容, 也是選擇育種過程中的一項基本工作(王慶志等, 2009, 2012)。

由基因連鎖和基因的多效性引起的遺傳相關(guān),使生物體不同的性狀間存在不同程度的相關(guān)性。本文中, 對于生長性狀而言, 幼蟲期與稚貝期的表型相關(guān)及遺傳相關(guān)均為負(fù)相關(guān), 其相關(guān)性較差, 而其它兩兩生長性狀間均表現(xiàn)出正相關(guān), 大多數(shù)均為顯著正相關(guān)。Ernande等(2003)報道了長牡蠣相同生長時期的不同性狀存在連續(xù)的相關(guān)性, 發(fā)現(xiàn)變態(tài)時期和稚貝時期性狀顯著相關(guān), 但幼體時期和稚貝時期性狀的相關(guān)性較差, 即出現(xiàn)了幼蟲與稚貝間的負(fù)相關(guān)現(xiàn)象,這一點本文與其研究結(jié)果一致。至于存活性狀與產(chǎn)量,幼蟲、稚貝及幼貝繁殖期間存活率及產(chǎn)量均為正相關(guān),其中, 以遺傳相關(guān)為主。肖述(2010)對香港牡蠣生長性狀遺傳相關(guān)、表型相關(guān)及環(huán)境相關(guān)分析中發(fā)現(xiàn), 三者間均為正相關(guān), 在不同階段, 以不同的相關(guān)性為主。王慶志等(2009)對長牡蠣遺傳相關(guān)及表型相關(guān)的估計中, 也發(fā)現(xiàn)生長性狀間具有正相關(guān)作用。

遺傳參數(shù)及其遺傳相關(guān)的估計, 有助于進(jìn)一步了解種間雜種優(yōu)勢與其相關(guān)遺傳力、配合力等參數(shù)的相互關(guān)系。如果按照吳仲賢(2003)提出的雜種遺傳力理論進(jìn)行估算的話, 本文中應(yīng)該得到較低的生長性狀遺傳力, 較高水平的存活性狀遺傳力, 但事實并非如此, 說明雜種優(yōu)勢的評估仍然任重道遠(yuǎn)。為了查清雜種優(yōu)勢產(chǎn)生根源, 今后應(yīng)進(jìn)一步研究遠(yuǎn)緣雜種優(yōu)勢變化規(guī)律及發(fā)生機理。

致謝 本文得到了西北農(nóng)林科技大學(xué)劉小林教授指導(dǎo), 并得到了大連海洋大學(xué)霍忠明博士、姚托博士、蘇家齊博士等在幼蟲培養(yǎng)、稚貝育成、幼貝養(yǎng)成時期的幫助, 謹(jǐn)致謝忱。

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