四種品系中華鱉的形態(tài)差異和通徑分析

王芬，宋光同，陳祝，徐彬，季索菲，周翔，徐笑娜，侯冠軍，張曄，李端，朱成駿，蘇友風(fēng)，董振興，蔣業(yè)林,7

（1安徽省農(nóng)業(yè)科學(xué)院水產(chǎn)研究所/水產(chǎn)增養(yǎng)殖安徽省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，合肥 230031；2安徽省鱉類養(yǎng)殖工程技術(shù)研究中心/安徽省喜佳農(nóng)業(yè)發(fā)展有限公司，安徽蚌埠 233701；3馬鞍山春盛生態(tài)農(nóng)業(yè)有限公司，安徽馬鞍山 243000；4宣城銅樂農(nóng)業(yè)開發(fā)有限公司，安徽宣城 242057；5桐城市蘇氏農(nóng)業(yè)發(fā)展有限公司，安慶桐城 231400；6合肥雅度人思養(yǎng)殖專業(yè)合作社，安徽合肥 231141；7安徽省昱濤農(nóng)業(yè)科技有限公司，安徽合肥 230031）

0 引言

中華鱉(Pelodiscus sinensis)屬爬行綱(Reptilia)、龜鱉目 (Testudinata)、鱉科(Trionychidae)、鱉屬(Pelodiscus)。廣泛分布于中國、日本、泰國等亞洲國家[1-2]。在中國，主要分布在長江中下游以及華南地區(qū)[3-4]。2019年，全國總產(chǎn)量為325497 t，約占淡水養(yǎng)殖總量的1.15%[5]。中華鱉沒有明顯的亞種分化，但是中國幅員遼闊，氣候差異大，不同地域形成了各自的地理品系，如黃河、淮河、洞庭湖品系等[4]。安徽省屬暖溫帶與亞熱帶的過渡地區(qū)，地跨長江、淮河、新安江三大流域，境內(nèi)主要養(yǎng)殖的中華鱉有淮河、黃河、長江、日本、烏鱉和清溪花鱉等群體，2021年年產(chǎn)量4.2618萬t，約是10 年前產(chǎn)量的2.62 倍[5-6]。養(yǎng)殖產(chǎn)量的快速增加促使制約行業(yè)發(fā)展的問題日漸突出，尤其是良種缺乏，而育種材料不足是影響良種培育的關(guān)鍵。外部形態(tài)特征作為種質(zhì)資源鑒定的方法之一，是魚類分類的重要依據(jù)，具有簡(jiǎn)單、直觀的優(yōu)勢(shì)。體重是產(chǎn)能的直接反應(yīng)，是其遺傳育種研究的重要依據(jù)，也是良種選育最直接的目標(biāo)性狀[7]。

多元統(tǒng)計(jì)分析方法已被廣泛的應(yīng)用于水產(chǎn)動(dòng)物育種和進(jìn)化方面的研究，如蝦類[8-10]、魚類[11-12]、蟹類[13-14]、貝類[15-16]等。對(duì)中華鱉不同群體外部形態(tài)特征的研究較多。1997 年，李思發(fā)等[17]對(duì)華東地區(qū)中華鱉地方群體形態(tài)差異進(jìn)行初步研究，發(fā)現(xiàn)對(duì)判別分析貢獻(xiàn)較大的形態(tài)參數(shù)在不同性別和大小的鱉有所不同。金晶等[18]通過聚類分析、主成分分析和判別方法比較了5個(gè)不同地理種群的中華鱉，發(fā)現(xiàn)中華鱉群體間形態(tài)差異主要表現(xiàn)在背甲周長、裙邊寬、頭部和尾部。梁宏偉等[19]對(duì)3 個(gè)品系和性別的形態(tài)差異進(jìn)行分析，并建立了相應(yīng)的判別函數(shù)。肖鳳芳等[7]運(yùn)用通徑分析和多元回歸分析的方法，通過分析黃河、洞庭和綠卡群體的形態(tài)性狀與體質(zhì)量的關(guān)系并建立回歸方程，找到了影響體重的主要形態(tài)性狀。

本研究通過分析安徽省主養(yǎng)品系中華鱉的形態(tài)差異以及形態(tài)與體重的相關(guān)性，旨在為安徽省中華鱉育種材料的選育工作提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 實(shí)驗(yàn)材料

選擇體質(zhì)健壯、體表完整無傷、無畸形、無疾病的長江、烏鱉、日本和黃河品系的中華鱉，各品系平均體重約為150 g。其中，中華鱉長江品系采自馬鞍山春盛生態(tài)農(nóng)業(yè)有限公司（安徽馬鞍山），烏鱉采自安徽黑神生態(tài)農(nóng)業(yè)有限公司（安徽蕪湖），中華鱉日本品系和黃河品系采自安徽省喜佳農(nóng)業(yè)發(fā)展有限公司（安徽蚌埠）。

1.2 測(cè)定項(xiàng)目和方法

每個(gè)品系測(cè)定30 只。采用電子游標(biāo)卡尺測(cè)定對(duì)身體的形狀參數(shù)進(jìn)行測(cè)定，包括背甲長、背甲寬、體高、腹甲長、腹甲寬、裙邊厚、頭寬、眼間距、吻突長。所有的參數(shù)測(cè)定均根據(jù)測(cè)量方法根據(jù)國標(biāo)GB 21044—2007。

1.3 數(shù)據(jù)分析

試驗(yàn)結(jié)果用平均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差表示，采用的統(tǒng)計(jì)軟件為SPSS 22.0，數(shù)據(jù)經(jīng)單因素方差分析，聚類分析和主成分分析。為消除樣品規(guī)格對(duì)形態(tài)參數(shù)值的影響，本研究先將可量性狀數(shù)據(jù)與背甲長之比作為校正，再進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

單因素方差分析采用LSD法并進(jìn)行多重比較，以檢驗(yàn)不同形態(tài)比值性狀間的差異顯著性。聚類分析采用歐氏距離的最短距離法對(duì)各群體8個(gè)比例性狀的平均值進(jìn)行系統(tǒng)聚類，繪出反映形態(tài)相似性的樹形圖；對(duì)4 個(gè)品系中華鱉形態(tài)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，得到各主成分特征值和貢獻(xiàn)率。判別分析采用逐步判別法進(jìn)行，選擇對(duì)4 個(gè)群體形態(tài)差異貢獻(xiàn)較大的參數(shù)建立判別函數(shù)。

根據(jù)通徑分析結(jié)果，保留通徑系數(shù)檢結(jié)果顯著的自變量，將通徑系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果不顯著的自變量剔除，剖析表型性狀對(duì)4個(gè)品系中華鱉體重的直接作用以及間接作用，使用逐步回歸方法列出估測(cè)4 個(gè)品系中華鱉表型性狀作用于體重的最優(yōu)多元回歸方程。

計(jì)算各個(gè)性狀間的Pearson 相關(guān)系數(shù)，利用t檢驗(yàn)檢驗(yàn)相關(guān)系數(shù)的顯著性。

通徑分析是在多元回歸的基礎(chǔ)上將相關(guān)系數(shù)分解為直接通徑系數(shù)和間接通徑系數(shù)。其相關(guān)的計(jì)算公式見(1)～(3)。

其中，Pi代表性狀對(duì)軟體質(zhì)量的通徑系數(shù)，Pij為xi通過xj對(duì)y的間接通徑系數(shù)，決定系數(shù)di為相關(guān)系數(shù)的平方，rij代表兩性狀間的相關(guān)系數(shù)，Pjy代表xj對(duì)y的直接通徑系數(shù)。dij為不同性狀xi和xj共同對(duì)y的決定系數(shù)。

2 結(jié)果與分析

2.1 形態(tài)參數(shù)

4個(gè)品系的8個(gè)性狀比例統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。除吻突長/背甲長，黃河鱉品系的7 個(gè)性狀比例均最大，且與烏鱉品系和長江品系存在顯著性差異。除背甲寬/背甲長、眼間距/背甲長和吻突長/背甲長和與日本鱉品系不存在顯著性差異外，其余性狀參數(shù)均在顯著性差異。長江品系的8個(gè)性狀比例均顯著性小于日本鱉和黃河鱉品系。且除體高/背甲長和裙邊厚/背甲長兩個(gè)性狀比例小于烏鱉品系外無顯著性差異，其余性狀比例均最小。從分析結(jié)果可以看出不同品系的中華鱉具有不同的形態(tài)特征，可滿足不同養(yǎng)殖生產(chǎn)的需要。

表1 4個(gè)品系中華鱉的形態(tài)比例參數(shù)

2.2 聚類分析

聚類分析能夠較準(zhǔn)確揭示中華鱉不同品系間的形態(tài)差異，進(jìn)而判別形態(tài)差異明顯的親本。從圖1 可以看出，4個(gè)中華鱉群體被聚為兩大類，烏鱉品系和長江品系形態(tài)相近，而日本品系和黃河品系形態(tài)相近。

圖1 4個(gè)品系中華鱉的聚類分析圖

2.3 典型區(qū)別函數(shù)

以8個(gè)形態(tài)比值為變量進(jìn)行判別分析，共獲得了3個(gè)典型判別式函數(shù)：D1，D2和D3，相應(yīng)的系數(shù)見表2，相應(yīng)的方差依次為95.7、3.0 和1.2。第一和第二判別函數(shù)散布圖見圖2，日本鱉品系和黃河鱉品系不能清晰的分開，錯(cuò)判現(xiàn)象比較明顯。其原始數(shù)值判別和交叉驗(yàn)證結(jié)果見表3。

圖2 4個(gè)品系中華鱉第一、第二辨別函數(shù)散布圖

表2 典型區(qū)別函數(shù)系數(shù)

表3 4個(gè)品系中華鱉的辨別結(jié)果

判別結(jié)果表明4 個(gè)品系中華鱉有76.7%原始分組觀察值被正確分類。烏鱉、日本、長江和黃河品系的原始觀察值正確分類的比例依次為83.3%、83.3%、80.0%和60%。其中烏鱉和長江品系分別有16.7%和20.0%的原始觀察值被分到對(duì)方，而日本和黃河品系分別有16.7%和40%的原始值被分到對(duì)方。經(jīng)過交叉驗(yàn)證得出的結(jié)果比初始判別結(jié)果低，4 個(gè)品系的中華鱉分類準(zhǔn)確率分別為73.3%、70.0%、73.3%和53.3%，綜合判別準(zhǔn)確率為67.5%。其中烏鱉品系有6.7%和20.0%被錯(cuò)分至日本和長江品系，日本品系有3.3和26.7%被錯(cuò)分至烏鱉和黃河品系。長江品系有26.7%被錯(cuò)分至烏鱉品系，黃河品系有46.7%被錯(cuò)分至日本品系。綜合以上判別結(jié)果可知，烏鱉品系和長江品系形態(tài)相似，而日本品系和黃河品系形態(tài)相似，該結(jié)果與聚類分析結(jié)果一致。

2.4 主成分分析

對(duì)所有樣本的性狀比例進(jìn)行主成分分析，特征值大于1的主成分共1個(gè)，可解釋不同群體之間的形態(tài)差異的69.417%，其中貢獻(xiàn)率較大的背甲寬/背甲長、腹甲長/背甲長、腹甲寬/背甲長、頭寬/背甲長和體高/背甲長。表明影響4 個(gè)品系的主成分主要集中在背甲、腹甲、頭寬和體高等體型特征中。

2.5 體重與形態(tài)形狀間的表型相關(guān)系數(shù)

4個(gè)品系中華鱉各形態(tài)和體重間的表型相關(guān)系數(shù)如表4 所示，烏鱉品系和黃河品系體重分別與吻突長和裙邊厚不存在顯著性相關(guān)，4 個(gè)品系中華鱉與其余形態(tài)參數(shù)均呈現(xiàn)極顯著的正相關(guān)關(guān)系。另4個(gè)品系中華鱉形態(tài)性狀之間大部分呈現(xiàn)極顯著的正相關(guān)關(guān)系，很有可能存在不同程度的多重共線性問題。為了進(jìn)一步明確各性狀對(duì)提高體重的重要性，運(yùn)用通徑分析研究形態(tài)性狀對(duì)體重的直接和間接作用，并運(yùn)用多元逐步回歸分析法建立體重與形態(tài)性狀的回歸方程。

表4 4個(gè)品系中華鱉與形態(tài)參數(shù)的相關(guān)性

2.6 性狀對(duì)體重的直接作用和間接作用

對(duì)4 個(gè)品系中華鱉的各形態(tài)參數(shù)進(jìn)行Kolmogorov-Smirnov 單樣本正態(tài)檢驗(yàn)，均符合正態(tài)分布(p＞0.05)假設(shè)，進(jìn)行以體重為因變量的回歸分析，獲得各形態(tài)學(xué)性狀對(duì)體重的通徑系數(shù)，并排除存在共線性的形態(tài)性狀。形態(tài)學(xué)性狀對(duì)體重的直接作用和通過其他形態(tài)性狀對(duì)體重的間接作用見表5。

表5 4個(gè)品系中華鱉形態(tài)對(duì)體質(zhì)量的直接作用和間接作用

烏鱉品系的形態(tài)對(duì)體重的通徑分析中，背甲長和體高達(dá)到了顯著性水平(p＜0.05)，二者對(duì)體重的直接作用分別為0.222 和0.784，背甲長通過體高對(duì)體重的間接作用為0.639，體高通過背甲長對(duì)體重的間接作用為0.176。體高對(duì)體重的決定系數(shù)為0.615，比背甲長大，故體高是對(duì)烏鱉品系體重影響最大的形態(tài)性狀。2個(gè)性狀的單獨(dú)決定系數(shù)與共同決定系數(shù)之和∑d為0.948，大于0.85，可見體高和背甲長是影響烏鱉品系體重的主要因素，其他形態(tài)影響較小。

日本品系通徑系數(shù)達(dá)顯著水平的有背甲寬和頭寬，直接作用分別為0.580 和0.413，間接作用分別為0.367和0.515，表明背甲寬對(duì)體重的直接作用大，而頭寬對(duì)體重的間接影響大。背甲寬和頭寬對(duì)體重的決定系數(shù)分別為0.336 和0.171，背甲寬通過頭寬對(duì)體重的決定系數(shù)為0.425，背甲寬對(duì)體重的影響較大。2個(gè)性狀的單獨(dú)決定系數(shù)與共同決定系數(shù)之和∑d為0.932，大于0.85，可見背甲寬和頭寬是影響烏鱉品系體重的主要因素，其他影響較小。

腹甲長，頭寬和背甲寬對(duì)長江品系中華鱉體重的通徑系數(shù)達(dá)顯著水平，腹甲長對(duì)體重的直接作用最大，為0.869，頭寬對(duì)體重有負(fù)向作用。間接作用中，腹甲長和背甲寬的共同決定程度最高，為0.821。3 個(gè)性狀的單獨(dú)決定系數(shù)與共同決定系數(shù)之和∑d為0.935，大于0.85，說明這3 個(gè)形態(tài)性狀是影響長江品系中華鱉體重的主要因素。

背甲長，腹甲寬和腹甲長對(duì)黃河品系中華鱉體重的通徑系數(shù)達(dá)顯著水平，背甲長對(duì)體重的直接作用最大，腹甲長通過背甲長對(duì)體重的間接影響最高，為0.446。3個(gè)性狀的單獨(dú)決定系數(shù)與共同決定系數(shù)之和∑d為0.971，大于0.85，說明這3個(gè)形態(tài)性狀是影響黃河品系中華鱉體重的主要因素。

2.7 多元回歸方程

以體重為因變量(Y)，以形態(tài)性狀為自變量，對(duì)不同品系的中華鱉體重進(jìn)行多元回歸分析，根據(jù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，舍去偏回歸系數(shù)不顯著的自變量，得到對(duì)體重與具有顯著性影響形態(tài)的多元回歸方程見式(4)～(7)。

對(duì)4 個(gè)品系中華鱉的多元回歸方程進(jìn)行方差分析，相關(guān)系數(shù)R2分別為0.948、0.932、0.935 和0.971，回歸常數(shù)和所有的標(biāo)準(zhǔn)偏回歸系數(shù)均達(dá)到顯著水平(p＜0.05)，F(xiàn)值依次為246.725、184.931、125.529 和293.33，說明回歸方程有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以應(yīng)用于實(shí)際生產(chǎn)中。

3 討論與結(jié)論

3.1 多元分析

形態(tài)學(xué)方法是通過不同的種群具有不同的形態(tài)學(xué)特征而對(duì)種群進(jìn)行鑒別的方法，是判明群體間差異的主要手段[20]。1997 年，李思發(fā)等[17]采用多元分析方法對(duì)華東地區(qū)中華鱉地方群體形態(tài)差異進(jìn)行初步研究。本研究通過聚類分析可對(duì)不同群體進(jìn)行初步歸類，主成分分析結(jié)果顯示載荷較大的性狀主要集中在背部和腹部，這與梁宏偉等[19]的報(bào)道是一致的。判別方程式中貢獻(xiàn)較大的變量也多分布于背部和腹部，說明背部和腹部的形態(tài)差異是區(qū)分烏鱉、日本、長江和黃河品系的主要依據(jù)。在判別結(jié)果中，烏鱉品系和長江鱉易誤判至對(duì)方品系，日本品系和黃河品系易錯(cuò)判至對(duì)方品系，說明烏鱉品系和長江品系，日本品系和黃河品系形態(tài)差異最小，親緣關(guān)系最相近。烏鱉品系和長江品系中華鱉分別來源于蕪湖和馬鞍山，地理位置較近，這2個(gè)群體的祖先可能是同一種群，而日本品系和黃河品系中華鱉來源于蚌埠，采集的樣品可能為是這2 個(gè)品系的雜交子代。判別結(jié)果與聚類結(jié)果一致，即烏鱉品系和長江品系中華鱉聚為一類，日本品系和黃河品系中華鱉聚為一類。

3.2 通徑分析

體重作為魚類選育的重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，很大程度上決定了生產(chǎn)性能，而且受到多項(xiàng)形態(tài)性狀的影響。不同的地理群體，在形態(tài)上亦存在差異，對(duì)影響體重的主要因素亦不相同[4,21]。本研究結(jié)果表明，4 個(gè)品系中華鱉體重與大部分形態(tài)性狀的相關(guān)性達(dá)極顯著水平，但并不能說明該形態(tài)性狀能夠顯著性影響體重。另外，形態(tài)性狀兩兩之間也均為極顯著相關(guān)，這可能會(huì)出現(xiàn)多重共線性現(xiàn)象，通徑分析找出實(shí)際影響體重的主要形態(tài)性狀，并將相關(guān)系數(shù)分解為性狀對(duì)體重的直接作用和間接作用，明確不同形態(tài)性狀的重要性[22-23]。經(jīng)過通徑分析，發(fā)現(xiàn)對(duì)烏鱉、日本、長江和黃河品系中華鱉體重的影響最大的形態(tài)依次為體高、背甲寬、腹甲長和背甲長。肖鳳芳等[7]報(bào)道對(duì)黃河品系體重影響較大的形態(tài)性狀為背甲長和體高，而本研究報(bào)道的影響黃河品系體重的形態(tài)性狀為背甲長，腹甲寬和腹甲長。推測(cè)造成這種差異的主要因素在于取樣大小不同造成的，肖鳳芳采集的樣品為13 月齡的，體重約為340 g，而本研究采集的樣本為150 g左右的幼鱉。

4 結(jié)論

不同品系中華鱉具有不同的形態(tài)特征，主要形態(tài)差異集中在背部和腹部，可滿足不同養(yǎng)殖生產(chǎn)的需要。對(duì)不同品系中華鱉體質(zhì)量影響的主要形態(tài)性狀亦不相同，針對(duì)性的對(duì)體質(zhì)量有顯著性影響的性狀進(jìn)行選育，可有效提高選育效率。