小黃魚養(yǎng)殖群體與野生群體形態(tài)性狀差異性分析

儲(chǔ)天琪，王夢潔，劉 峰，詹 煒，謝慶平，樓 寶

(1.浙江海洋大學(xué)水產(chǎn)學(xué)院，浙江舟山 316022；2.浙江省農(nóng)業(yè)科學(xué)院水生生物研究所,浙江杭州 310021)

小黃魚Larimichthys polyactis，又名小鮮、黃花魚等，隸屬于石首魚科Sciaendae、黃魚屬Larimichthys，是中國近海漁業(yè)的重要經(jīng)濟(jì)種類[1]，與大黃魚L.crocea、曼氏無針烏賊Sepiella maindron、帶魚Trichiurus japonicas 并稱為我國傳統(tǒng)“四大海產(chǎn)”。目前，由于人為過度捕撈、生態(tài)環(huán)境惡化等諸多因素，小黃魚野生資源嚴(yán)重衰竭[2]，捕獲的小黃魚呈年齡組成序列縮短、性成熟提前、個(gè)體小型化等特點(diǎn)[3]。而小黃魚人工繁殖技術(shù)的突破[4]，也為開展小黃魚規(guī)?；斯し敝澈驮鲋撤帕鞯於酥匾A(chǔ)，在實(shí)現(xiàn)保護(hù)小黃魚野生資源的同時(shí)，還可以滿足人們的消費(fèi)需求。

在水產(chǎn)動(dòng)物中，人工養(yǎng)殖群體的形態(tài)特征與野生群體往往存在不同程度的差異，如人工養(yǎng)殖的大黃魚的外觀與野生群體相比發(fā)生了較大變化，養(yǎng)殖群體有顯著高的肥滿度(P<0.05)，而野生群體有較高的背部黃色值和腹部紅色值、黃色值(P<0.05)[5]；唐魚Tanichtys albonubes 野生種群與養(yǎng)殖群體在體高/體長、頭長/體長、尾柄長/體長以及尾柄高/尾柄長幾方面差異極顯著(P<0.01)[6]；長江中華絨螯蟹Eriocheir sinensis 洄游群體與養(yǎng)殖群體在外額齒間距、第一側(cè)齒間距、中央缺刻到頸溝中長、頸溝中到后緣中長、第二側(cè)齒底到后緣界角長、第三步足掌節(jié)長、第三步足指節(jié)長和第四步足指節(jié)長的形態(tài)參數(shù)上也存在形態(tài)差異[7]；日本囊對蝦Marsupenaeus japonicus 野生群體和養(yǎng)殖群體在形態(tài)上也已產(chǎn)生一定程度的差異，且集中在體重、頭胸甲的性狀上[8]；中華烏塘鱧Bostrychus sinensis 野生群體、紅樹林地埋管道生態(tài)養(yǎng)殖群體和池塘養(yǎng)殖群體在體高/體長、吻長/頭長、眼徑/頭長、尾柄長/體長上存在顯著差異明顯差異(P<0.05)[9]；中華鱘Acipenser sinensis Gray 幼魚野生群體與養(yǎng)殖群體鼻孔、骨板棘長有顯著差異[10]，以上研究均表明了在人工養(yǎng)殖過程中，養(yǎng)殖環(huán)境、養(yǎng)殖方式等對養(yǎng)殖對象的生長發(fā)育起到了重要的影響作用，而且直觀表現(xiàn)在外在形態(tài)上。

小黃魚的人工繁殖和網(wǎng)箱養(yǎng)殖已經(jīng)取得成功，但是養(yǎng)殖群體在形態(tài)特征上是否與野生群體存在差異還未可知，鑒于此，本次研究采用相關(guān)分析、多元回歸分析、通徑分析以及判別分析等多種方法對養(yǎng)殖群體和野生群體進(jìn)行比較研究，旨在為闡明兩者異同，直觀區(qū)分養(yǎng)殖群體和野生群體提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)用魚來源于2016 年4 月從象山港灣收集的野生群體馴化繁殖的后代作為親本人工繁殖培育而成的F2 代小黃魚養(yǎng)殖(YZ)群體，在網(wǎng)箱中隔離養(yǎng)殖至10 月時(shí)，隨機(jī)選取無病無傷、肢體完整、反應(yīng)靈敏的健壯個(gè)體養(yǎng)殖群體123 尾作為實(shí)驗(yàn)對象。同時(shí)，將2016 年10 月在象山港灣收集的當(dāng)年活體野生(YS)小黃魚群體89 尾作為研究對象。

1.2 數(shù)據(jù)采集

通過解剖觀察性腺的形態(tài)判定每尾魚的生理性別。用游標(biāo)卡尺準(zhǔn)確測量每一尾魚的8 個(gè)形態(tài)性狀，包括全長(X1，cm)、體長(X2，cm)、頭長(X3，cm)、軀干長(X4，cm)、尾部長(X5，cm)、尾柄長(X6，cm)、尾柄高(X7，cm)、體高(X8，cm),精確至0.01 cm。各個(gè)形態(tài)性狀測量方法如圖1 所示[11]。用電子天平準(zhǔn)確稱量體質(zhì)量(Y，g)，精確至0.01 g。

圖1 小黃魚形態(tài)性狀測量部位示意圖[11]Fig.1 Sketch of mensuration part of morphometric traits for L.polyactis[11]

1.3 分析方法

運(yùn)用SPSS 軟件對兩群體數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，計(jì)算YZ 群體和YS 群體各表型性狀的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)；采用Pearson 法對各性狀進(jìn)行相關(guān)性分析；運(yùn)用逐步引入-剔除法建立形態(tài)性狀與體質(zhì)量的多元線性回歸方程，進(jìn)行形態(tài)性狀對體質(zhì)量影響作用的通徑分析[12]，剖析各形態(tài)性狀對體質(zhì)量的直接作用(通徑系數(shù))和間接作用(間接通徑系數(shù))[13]；根據(jù)所有實(shí)驗(yàn)樣本的形態(tài)性狀進(jìn)行判別分析[14]并計(jì)算兩群體的判別準(zhǔn)確率和綜合判別率P[15]。

2 結(jié)果

2.1 群體間表型性狀比較分析

經(jīng)性別判定后得知，本次實(shí)驗(yàn)中，YZ 群體中雄性個(gè)體和雌性個(gè)體分別為59 和64 尾，YS 群體中雄性個(gè)體67 尾，雌性個(gè)體只有22 尾。2 個(gè)群體表型性狀統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果列于表1。由表1 可知，YZ 群體和YS 群體在除性狀X3外均存在顯著差異(P<0.05)，并且2 個(gè)群體各性狀的變異系數(shù)均較大，其中，YS 群體各性狀均顯著大于YZ 群體，出現(xiàn)這種較大差異可能的原因是取樣個(gè)體生長時(shí)間有所差異。因此，為了更為準(zhǔn)確的對2 個(gè)群體進(jìn)行比較，對表型數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，以體長(X2)作為參照，獲得各性狀的比例性狀，對其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果列于表2。從表2 可看出，兩群體在X5/X2上無顯著差異，而YZ 群體中X4/X2、X7/X2均顯著小于YS 群體(P<0.05)。表明YZ 群體較YS 群體軀干較短、尾柄更為細(xì)長。

表1 小黃魚表型性狀的統(tǒng)計(jì)分析Tab.1 The statistics of phenotypic traits of the two L.polyactis groups

表2 小黃魚兩群體形態(tài)比例性狀比較分析(均值±標(biāo)準(zhǔn)誤)Tab.2 The statistics of characteristics of somatotype proportion of the two populations (Mean ± SE)

2.2 群體內(nèi)性狀間的相關(guān)性分析

表3 為YZ 群體(下三角)和YS 群體(上三角)表型性狀的相關(guān)性分析結(jié)果。從表中可以看出：YZ 和YS群體內(nèi)形態(tài)性狀均呈極顯著相關(guān)(P<0.01)，但不同性狀之間的相關(guān)系數(shù)差別較大，其中，X1與X2相關(guān)性在兩群體中均為最高，相關(guān)系數(shù)分別為0.913(YZ)、0.986(YS)；YZ 群體中X4和X8相關(guān)性最低，其相關(guān)系數(shù)為0.671，遠(yuǎn)小于YS(0.833)；YS 群體中X3和X6的相關(guān)性最低，其相關(guān)系數(shù)為0.639，小于YZ(0.770)。形態(tài)性狀與體質(zhì)量的相關(guān)性分析結(jié)果顯示，YZ 和YS 群體中與Y 的相關(guān)性最高的形態(tài)性狀并不相同，前者為X1(0.914)，而后者為X7(0.948)；YZ 群體中X4與Y 之間的相關(guān)性最低，為0.763，遠(yuǎn)小于YS 群體(0.915)，而YS群體中與Y 的相關(guān)性最低的形態(tài)性狀是X6，相關(guān)系數(shù)為0.709，小于YZ 群體(0.835)。

表3 小黃魚各表型性狀間的相關(guān)系數(shù)Tab.3 The correlation coefficient among the phenotypic traits of L.polyactis

2.3 形態(tài)性狀與體質(zhì)量的多元回歸分析

采用多元回歸的方法分析形態(tài)性狀對體質(zhì)量的作用之前，需要進(jìn)行自變量(形態(tài)性狀)的共線性診斷，避免自變量之間的嚴(yán)重共線性影響多元回歸模型的可靠性。采用逐步引入-剔除自變量的方法得出了小黃魚YZ 群體和YS 群體在回歸分析過程中各種參數(shù)的變化情況(表4)，可以發(fā)現(xiàn)，隨著自變量數(shù)量的增加，兩個(gè)回歸模型中的相關(guān)系數(shù)R 值有明顯增加，而標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)誤差也逐漸降低，說明回歸模型估計(jì)的準(zhǔn)確性在不斷增加，進(jìn)而表明進(jìn)入方程模型的自變量在衡量體質(zhì)量時(shí)均發(fā)揮了一定的作用。比較發(fā)現(xiàn)，YS 群體在相關(guān)系數(shù)R、決定系數(shù)R2和矯正決定系數(shù)均普遍高于YZ 群體，兩群體構(gòu)建的方程中自變量也存在一定差異，前者為X1，X7，X3和X8，后者為X7，X4，X1和X8。

表4 養(yǎng)殖(YZ)和野生(YS)群體模型匯總Tab.4 The model summary of cultured group (YZ) and wild group (YS)

采用逐步法分別構(gòu)建兩群體的多元回歸方程，獲得了方程中每個(gè)自變量的偏回歸系數(shù)(即非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù))，對各個(gè)自變量的偏回歸系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果列于表5。表中數(shù)據(jù)顯示，在2 個(gè)群體中，各變量的偏回歸系數(shù)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均達(dá)到顯著水平(P<0.05)，說明在兩群體中，常量和自變量的偏回歸系數(shù)與0 之間均存在顯著性差異，可認(rèn)為所求的YZ 群體和YS 群體的多元線性回歸方程成立。多元回歸方程可寫為：

表5 養(yǎng)殖(YZ)和野生(YS)群體回歸系數(shù)結(jié)果Tab.5 The calculation result of regression coefficient of cultured group and wild group

對2 個(gè)多元回歸方程進(jìn)行F 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，兩者均達(dá)到極顯著水平(FYZ=245.010，F(xiàn)YS=324.638，P<0.01)(表6)，說明所構(gòu)建的回歸方程具有統(tǒng)計(jì)意義；由表4 所呈現(xiàn)的兩方程決定系數(shù)(R2)分別為0.893 和0.939(表4)，可以得知從模型中所得出的兩組形態(tài)性狀對Y 有較大的決定作用。

表6 多元回歸方程的方差分析Tab.6 Analysis of variance of multiple regression equations

2.4 形態(tài)性狀對體質(zhì)量影響作用的通徑分析

兩群體的形態(tài)性狀對體質(zhì)量的影響效應(yīng)的通徑分析結(jié)果列于表7 和表8。通徑系數(shù)反映了自變量對依變量的直接作用，在YZ 群體中，X1對Y 的通徑系數(shù)最大，即其對Y 的直接作用最大(表7)；而在YS 群體中，X7對Y 的直接作用最大(表8)。兩個(gè)表中數(shù)據(jù)顯示，所有性狀通過其它性狀對Y 的間接作用的總和均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其自身對Y 的直接作用，表明各性狀均通過其他性狀對Y 產(chǎn)生一定的間接作用。

表7 養(yǎng)殖群體相關(guān)系數(shù)分解Tab.7 Decomposition of correlation coefficient of cultured group

表8 野生群體相關(guān)系數(shù)分解Tab.8 Decomposition of correlation coefficient of wild group

2.5 形態(tài)性狀對體質(zhì)量的決定程度

小黃魚YZ 和YS 群體各形態(tài)性狀對體質(zhì)量的決定系數(shù)分別列于表9 和表10。其中，對角線上為各形態(tài)性狀對體質(zhì)量的單獨(dú)決定系數(shù)，對角線以上為2 個(gè)性狀對體質(zhì)量的共同決定系數(shù)。從表9 中可以得知，YZ 群體中，單獨(dú)決定作用最大的性狀為X1(0.203)，共同決定作用最大的性狀為X1和X7(0.197)；與YZ 群體不同，在YS 群體中，X7的單獨(dú)決定作用最大，為0.114，X1和X7的共同決定作用最大，為0.154(表10)。

表9 養(yǎng)殖群體形態(tài)性狀對體重的決定系數(shù)Tab.9 The determinant coefficient of the morphometric traits on the body weight of cultured group

表10 野生群體形態(tài)性狀對體重的決定系數(shù)Tab.10 The determinant coefficient of the morphometric traits on the body weight of wild group

2.6 小黃魚養(yǎng)殖群體和野生群體形態(tài)性狀的判別分析

對所有樣本的形態(tài)性狀進(jìn)行逐步判別分析，篩選出對判別貢獻(xiàn)較大的4 個(gè)性狀，包括X1、X5、X6、X7，F(xiàn)檢驗(yàn)表明這些變量均達(dá)到極顯著水平(P<0.01)，根據(jù)這4 個(gè)性狀建立的Fisher 分類函數(shù)方程如下：

YYZ=-28.587+4.308 X1+2.468 X5+8.755 X6-34.966 X7

YYS=-39.475+3.617 X1+0.363 X5+11.198 X6-11.874 X7

據(jù)此方程對兩群體個(gè)體進(jìn)行判別分析，結(jié)果顯示，YZ 群體的判別準(zhǔn)確率為94.31%，高于YS 群體(90.28%)，綜合判別準(zhǔn)確率為85.4%(表11)。

表11 判別分類結(jié)果Tab.11 The discrimination classification

3 討論

3.1 形態(tài)學(xué)方法分析群體間差異

形態(tài)學(xué)方法易于掌握，數(shù)據(jù)便于獲取，結(jié)果簡單直觀，是研究物種種質(zhì)差異的方法之一[16]。同時(shí)，形態(tài)性狀和體質(zhì)量具有直觀性和可度量性，是魚類遺傳育種中進(jìn)行選擇和定向培育的常用指標(biāo)[17]，其中，形態(tài)學(xué)特征是魚類人工養(yǎng)殖群體和野生群體鑒別的重要參考依據(jù)[18]。形態(tài)學(xué)分析方法已經(jīng)應(yīng)用于許多魚類不同群體的鑒別，并且效果明顯，如張雅芝等[19]和陳慧等[20]研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)殖大黃魚體高/體長比野生群體稍大。本次研究利用形態(tài)學(xué)方法，對小黃魚養(yǎng)殖和野生群體進(jìn)行差異性比較，發(fā)現(xiàn)11 個(gè)形態(tài)指標(biāo)均存在顯著差異，表明兩群體在形態(tài)特征上具有較好的區(qū)分度。

通過對可量、可數(shù)性狀的簡單描述，可以對魚類種以上進(jìn)行有效鑒定，但對于種群內(nèi)的鑒別，卻很難做出準(zhǔn)確地判定[21]。需要借助聚類分析、主成分分析、判別分析以及多元回歸分析等多種方法才能較好地對種群內(nèi)或者外形相似的種群的形態(tài)差異進(jìn)行區(qū)分[22-23]。林艷紅等[24]在對3 種裂腹魚形態(tài)差異的研究中，利用多元分析法有效鑒別了群體親緣關(guān)系；王偉等[22]運(yùn)用上述方法研究了7 個(gè)不同翹嘴紅鲌群體的形態(tài)差異，有效地將各群體區(qū)分開來。本次研究通過分析兩群體各自的形態(tài)性狀與體質(zhì)量之間的關(guān)系，建立多元線性回歸方程，發(fā)現(xiàn)2 個(gè)群體的回歸方程中均含有全長(X1)、尾柄高(X7)和體高(X8)。此外，野生群體中頭長(X3)也作為重要變量被納入方程，而養(yǎng)殖群體中軀干長(X4)作為影響體質(zhì)量的一個(gè)重要影響因素納入到回歸方程。因此，可以認(rèn)定頭長、軀干長為造成小黃魚養(yǎng)殖群體和野生群體形態(tài)差異的關(guān)鍵變量，據(jù)此可以對2 個(gè)群體進(jìn)行較好的區(qū)分。

在形態(tài)性狀對體質(zhì)量的通徑分析及決定作用分析的結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)殖群體中，全長對小黃魚體質(zhì)量的決定作用最大，這與劉峰等[11]通過灰色關(guān)聯(lián)分析得出全長與體質(zhì)量的關(guān)聯(lián)度最高結(jié)果一致。與養(yǎng)殖群體不同，小黃魚的野生群體中，尾柄高對體質(zhì)量的決定作用最大，全長的影響作用次之。全長作為影響體質(zhì)量的重要因素在其他魚類中已有較多報(bào)道，如鯉魚Cyprinus carpio[25]、褐牙鲆Paralichthys olivaceus[26]、大菱鲆Scophthalmus maximus[27]、梭魚Liza haematocheila[28]和黃姑魚Nibea albiflora[29]等。當(dāng)然也有一些魚類體質(zhì)量的關(guān)鍵影響因素并不包括全長性狀，如何小燕等[30]發(fā)現(xiàn)大口黑鱸Micropterus salmoides 體寬、體長和眼間距與大口黑鱸體重呈極顯著正相關(guān)，是直接或間接影響大口黑鱸體重的主要形態(tài)性狀；李培倫等[31]通過對不同月齡大麻哈魚Oncorhynchus keta 進(jìn)行通徑分析發(fā)現(xiàn)體高和體寬均為影響體質(zhì)量的關(guān)鍵性狀指標(biāo)。以上研究均表明形態(tài)性狀和體質(zhì)量之間相互影響，通過分析養(yǎng)殖群體和野生群體各自形態(tài)性狀對其體質(zhì)量的影響特點(diǎn)可以更好地挖掘兩群體之間的差異性。

3.2 群體間形態(tài)差異的原因分析

生物體的形態(tài)學(xué)特征受環(huán)境因子和遺傳因子的共同影響[32]，由于本研究中養(yǎng)殖群體祖代與野生群體均來源于同一海域，可基本排除由于地理種群的遺傳因素而導(dǎo)致兩群體在形態(tài)上出現(xiàn)差異。因此，可以認(rèn)為野生和養(yǎng)殖群體的形態(tài)學(xué)差異主要是因?yàn)槠洳煌纳L環(huán)境所致。而影響魚類生長的環(huán)境因子包括溫度、食物、光照、水流等諸多方面[33]。WAGNER，et al[34]也認(rèn)為，同一物種的不同群體因長期適應(yīng)不同的生存環(huán)境而形成了各自特有的包括生長、發(fā)育、繁殖以及對環(huán)境因子的適應(yīng)力等的生物學(xué)特性。生存環(huán)境的不同會(huì)使魚類的生長速度不一，進(jìn)而造成其外形的變異。本次研究中發(fā)現(xiàn)小黃魚YZ 群體的體高/體長值顯著大于野生群體，頭長和軀干長可作為區(qū)分兩群體間差異性分析的關(guān)鍵變量，這些差異直觀表現(xiàn)在野生群體較養(yǎng)殖群體在外型上顯得更加細(xì)長，主要原因是養(yǎng)殖群體生活在人工可控條件下，環(huán)境條件穩(wěn)定，完全人工投餌，營養(yǎng)充足，飽食程度高、水體小、無需長距離索餌和逃避敵害，運(yùn)動(dòng)能量消耗少，營養(yǎng)物質(zhì)積累多。而野生群體生活在海洋中，環(huán)境變化大、食物來源不穩(wěn)定，需要主動(dòng)索餌，同時(shí)還需躲避敵害，從而造成了野生群體飽食程度低、運(yùn)動(dòng)能量消耗大，營養(yǎng)物質(zhì)積累慢。因此，導(dǎo)致了養(yǎng)殖群體和野生群體在體型上出現(xiàn)了明顯的分化。

3.3 群體差異鑒別的其他方法

單純從外形性狀的差異剖析養(yǎng)殖群體和野生群體的差異，方法單一也不能全面的解釋差異性的原因，研究同一物種不同群體間的差異還應(yīng)考慮品質(zhì)、遺傳和生化標(biāo)記方面[35]。在品質(zhì)差異方面，PERIAGO，et al[36]發(fā)現(xiàn)，野生舌齒鱸魚Dicentrarchus labrax 在物性參數(shù)(硬度、彈性、咀嚼性、粘黏性)方面優(yōu)于養(yǎng)殖舌齒鱸魚。在遺傳結(jié)構(gòu)差異方面，DEVRIM MEMIS[37]利用微衛(wèi)星標(biāo)記分別對土耳其3 個(gè)不同湖泊的野生鯉魚Cyprinus carpio 進(jìn)行遺傳多樣性分析，發(fā)現(xiàn)野生遺傳多樣性水平高于養(yǎng)殖鯉魚。在生理生化指標(biāo)上，于娜等[38]發(fā)現(xiàn)野生鯔Mugil cephalus 在各消化器官中的淀粉酶活力都強(qiáng)與養(yǎng)殖群體。

因此，對于小黃魚養(yǎng)殖群體和野生群體的差異性比較還需從各方面進(jìn)行系統(tǒng)全面的分析和研討。深入開展養(yǎng)殖馴化品種的差異性變化研究既是對生物學(xué)領(lǐng)域的一種擴(kuò)充也是對野生物種資源的一種保護(hù)，具有一定的生物學(xué)意義及經(jīng)濟(jì)意義。本文從形態(tài)差異著手以窺探兩者的差異，旨在為他人研究提供鋪墊和借鑒經(jīng)驗(yàn)。