池塘專養(yǎng)模式下中華鱉養(yǎng)成品組織和臟器質(zhì)量對體質(zhì)量的影響效果分析

牟恩鏇，申屠琰，葉文婷，李有志，朱衛(wèi)東，王志錚

(1.浙江海洋大學水產(chǎn)學院，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，動物組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間呈異速生長，心、肝、腦、鰓等活性部位和白肌、脂肪塊等惰性部位與體質(zhì)量間的比例隨個體生長分別呈下降和上升的趨勢[1-2]。與之相對應，動物在生長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)量均呈負相關(guān)的情形[6-7]，也進一步印證了活性臟器在動物體質(zhì)量增長過程中因發(fā)揮其正常生理代謝功能而產(chǎn)生大量能耗的事實，即動物體質(zhì)量增長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代謝產(chǎn)物的不斷積累。因此，借助相關(guān)分析、通徑分析、復相關(guān)分析和偏回歸分析等方法開展動物組織和臟器質(zhì)量對體質(zhì)量影響效果的定量研究，深入剖析機體各組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間的真實關(guān)系，無疑對于揭示其體質(zhì)量增重機制具重要現(xiàn)實意義。但，迄今國內(nèi)外基于形態(tài)表型的水產(chǎn)動物體質(zhì)量增長對策研究，僅涉及形態(tài)體尺對體質(zhì)量影響效應的報道[8-13]。鑒于此，本研究團隊以池塘專養(yǎng)模式下25 月齡中華鱉Trionyx sinensis 余姚本地品系同生群雄性個體為研究對象，在較系統(tǒng)開展形態(tài)體尺性狀對體質(zhì)量影響效果的基礎上[13]，再次就實驗鱉組織和臟器質(zhì)量對其體質(zhì)量的影響效應開展研究，以期從體尺性狀與組織和臟器質(zhì)量性狀兩個維度，綜合分析實驗鱉的體質(zhì)量增長機制，以期為以進一步豐富余姚本地中華鱉速生品系的精準選育提供科學依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 實驗鱉

本研究實驗鱉的來源及前處理完全同文獻[13]。

1.2 性狀測定

自然解凍-20 ℃下活體凍藏24 h 的實驗鱉，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(賽多利斯科學儀器有限公司出品，精度1 mg)。

1.3 數(shù)據(jù)處理

整理所測數(shù)據(jù)，分別計算各項稱量性狀的均值、標準差和變異系數(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[13]的方法，運用SPSS 23.0 軟件依次開展各項稱量性狀間的簡單相關(guān)性分析以及組織和臟器質(zhì)量性狀對體質(zhì)量的通徑分析、復相關(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，并對所建估算體質(zhì)量的多元線性回歸方程進行擬合度檢驗。

2 結(jié)果

2.1 參數(shù)統(tǒng)計

由表1 可知，本研究所測性狀的變異系數(shù)均波動于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體惰性組織質(zhì)量的變異程度和對體質(zhì)量的貢獻率，均明顯大于以肝、腸和心為代表的機體代謝活性臟器，表明機體代謝惰性部位的質(zhì)量變異程度和對體質(zhì)量的貢獻率均明顯高于其代謝活性臟器。

表1 實驗鱉各測定性狀的統(tǒng)計量描述(n=30)Tab.1 Description of statistics for measurement indicators

表2 實驗鱉組織、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)均達到顯著水平(P＜0.05)，而W4與W5、W6間的相關(guān)系數(shù)均未達到顯著差異(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體質(zhì)量更具增重重要性。

表3 實驗鱉各測定性狀間的相關(guān)系數(shù)(df=28)Tab.3 Correlation coefficients of measured characters of T.sinensis (df=28)

建立實驗鱉組織和臟器質(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體惰性組織質(zhì)量對體質(zhì)量增速的貢獻率明顯大于以肝、腸、心為代表的機體活性臟器，尤以裙邊質(zhì)量為甚。

表4 實驗鱉組織和臟器質(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)均達到極顯著水平(P＜0.01)，方差膨脹因子也均遠小于經(jīng)驗值(VIF＜10)，它們對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BW 的間接作用主要通過W2來實現(xiàn)，W5對BW 的間接作用主要通過W4來實現(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 的相對重要變量。

表5 實驗鱉組織和臟器質(zhì)量對體質(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)分析與復相關(guān)系數(shù)分析

由表6 可見，單一性狀對BW 的決定系數(shù)呈W4＞W(wǎng)5＞W(wǎng)2，性狀兩兩交互對BW 的決定系數(shù)呈W2-W4＞W(wǎng)4-W5＞W(wǎng)2-W5；經(jīng)計算，W2-W4-W5組合對BW 的總決定系數(shù)為0.887。由表7 可見，W2-W4-W5組合與BW間復相關(guān)系數(shù)達到極顯著水平(P＜0.01)，所示復相關(guān)指數(shù)亦為0.887。無疑，上述結(jié)果進一步印證了表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 的相對重要變量的可靠性。

表6 實驗鱉組織和臟器質(zhì)量對體質(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 實驗鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量的復相關(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

由表8 可見，所有被保留性狀的偏回歸系數(shù)均達到極顯著水平(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)亦達到極顯著水平(P＜0.01)(表9)；經(jīng)回歸預測，估算值與實測值間無顯著差異(P＞0.05)，表明該方程能夠精確反映實驗鱉組織和臟器質(zhì)量與體質(zhì)量間的真實關(guān)系。

表8 實驗鱉組織和臟器質(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 實驗鱉組織和臟器質(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BW 的總決定系數(shù)和復相關(guān)指數(shù)均為0.887，均大于劉小林等[8-9]所認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)是生物機體代謝的最終能源物質(zhì)[14-16]。無疑，就生物有機體而言，蛋白質(zhì)較脂肪、糖類等其它代謝能源利用物質(zhì)不僅更具儲藏價值，而且對體質(zhì)量的穩(wěn)定增長更具生理重要性。Ca 既是構(gòu)成機體骨骼的基礎性元素，也是機體生長不可或缺的大量元素。據(jù)報道，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22 961.30 mg·100-1·g-1，遠高于肌肉中的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定為中華鱉機體生理活性蛋白與Ca 元素的儲藏庫，按“器官代謝活性假說”[1-2]，兩者分別為儲藏生理活性蛋白和Ca 元素的惰性組織。肝臟與機體蛋白質(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)，以及生成可促進鈣元素吸收、代謝、轉(zhuǎn)運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體內(nèi)最重要的活性器官。故，結(jié)合W4對BW 的間接作用主要通過W2來實現(xiàn)和W5對BW 的間接作用主要通過W4來實現(xiàn)(表5)的結(jié)果，可認定肝臟為支持裙邊生理活性蛋白和背甲Ca 元素儲藏的重要轉(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]，卻無法動搖W4和W5對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，表明實驗鱉體質(zhì)量的增長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)文獻所反映的動物體質(zhì)量增長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代謝產(chǎn)物的不斷積累的觀點相符[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 的相對重要變量的原因，一方面應與蛋白質(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)物的外溢效應明顯強于鈣質(zhì)有關(guān)?！捌鞴俅x活性假說”認為，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 實驗鱉基于形態(tài)構(gòu)造的體質(zhì)量增長對策分析

牟恩鏇等[13]以本研究實驗鱉為研究對象，采用通徑分析方法找到了影響實驗鱉BW 的關(guān)鍵體尺性狀組合為“頸長—后肢長—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—運動功能—消化功能”，由此提出了在池塘專養(yǎng)條件下捕食運動能力較臟器消化能力在影響實驗鱉BW 上更具重要性的觀點。

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體體質(zhì)強弱的顯性指標。故，按此可將本研究所示影響實驗鱉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)強度，W2(肝質(zhì)量)表征為代謝強度。頭足類肉鰭具輔助運動及在游泳中保持平衡的作用[24]，實驗鱉裙邊所處部位和功能與其類似，故亦可將W4(裙邊質(zhì)量)表征為攝食運動輔助強度。由此，體尺性狀關(guān)鍵組合“頸長—后肢長—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 的作用機制上獲得了互證，即實驗鱉基于其形態(tài)構(gòu)造形成了強化攝食運動、提高代謝水平和提升機體體質(zhì)三維有機互動的體質(zhì)量增長對策。其中，強化攝食運動強度對提高活性部位的代謝水平具牽引作用，提升機體體質(zhì)對強化攝食運動強度具促進作用，提高活性部位的代謝水平對提升機體體質(zhì)具支持作用。

4 結(jié)語

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

4.2 實驗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)量的相對重要變量，它們對體質(zhì)量的總決定系數(shù)和復相關(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 實驗鱉基于其形態(tài)構(gòu)造形成了強化攝食運動、提高代謝水平和提升機體體質(zhì)三維有機互動的體質(zhì)量增長對策。其中，強化攝食運動強度對提高活性部位的代謝水平具牽引作用，提升機體體質(zhì)對強化攝食運動強度具促進作用，提高活性部位的代謝水平對提升機體體質(zhì)具支持作用。