周 敏，朱學農，譚玉文，章 逸，王遠彬，羅錦勝，朱 沙，余 艷，鄭世軍

(1.南昌師范學院，江西 南昌 330029； 2.江西地方雞種遺傳改良重點實驗室，江西 南昌 330029)

在優(yōu)質雞育種中，睪丸質量與公雞的繁殖性能即精液產量和受精率有很大關系，睪丸質量是肉雞選育的一個重要性狀[1-3]。而睪丸生長發(fā)育指標如睪丸總質量屬于屠宰性狀，如果直接選擇這個指標選育須進行大量屠宰，成本過高且工作繁瑣。家禽的第二性征是繁殖性狀的間接表征，因而可通過對第二性征的間接選擇加快品種繁殖性能的選育進程。公雞外貌的第二特征比如雞冠、肉垂、羽色等受到雄性激素的調節(jié)，相互之間有著不同程度的相關性，可以間接反映公雞雄性化發(fā)育的程度，與體內睪丸發(fā)育程度存在相關性。MCGARY等[4]研究發(fā)現(xiàn)，A系肉雞雞冠面積與受精率顯著相關(P<0.05)，與睪丸質量極顯著相關(P<0.01)，B系肉雞睪丸質量與受精率極顯著相關(P<0.001)，雞冠面積可以作為A系肉雞受精率選種指標。周虛等[5]研究表明，雞冠生長與睪丸發(fā)育一致，可根據(jù)雞冠發(fā)育程度判斷性成熟的早晚。梁遠東等[6]選用4～28周齡的良鳳花肉用型父母代種公雞，發(fā)現(xiàn)后備公雞睪丸質量與體質量、脛長呈中等程度的正相關，與肉垂長呈弱的正相關，體質量大的公雞睪丸也大些，公雞的第二性征肉垂下垂長些，睪丸也相對大些，公雞的體質量大小、脛長短和肉垂大小可作為衡量公雞性腺發(fā)育的依據(jù)及選擇目標。張德祥等[7]通過測量廣東溫氏南方家禽育種公司N414品系公雞，發(fā)現(xiàn)45 d的肉垂長可作為77 d的睪丸總質量的間接選種指標，相關系數(shù)為0.288。近年來，在對我國地方雞種選育過程中，睪丸質量與第二性征之間內在關系的研究主要集中在相關分析[4-6,8]和遺傳參數(shù)分析[7]等方面。尚未有利用逐步回歸分析方法和主成分分析方法對自然群體中睪丸質量與不同周齡第二性征性狀之間關系的研究。為此，對寧都黃公雞睪丸總質量和不同周齡第二性征指標進行了逐步回歸和主成分分析，以揭示寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡第二性征之間內在的關聯(lián)性，篩選出具有代表性的第二性征性狀作為選育參考指標，旨在為寧都黃公雞繁殖性能的選育提供參考。

1 材料和方法

1.1 試驗材料及樣品采集

試驗雞群由江西南師科技有限公司提供，飼養(yǎng)時間為2018年4—8月，雞苗數(shù)為700羽，飼養(yǎng)模式為種公雞籠養(yǎng)模式，按照肉種雞常規(guī)免疫程序進行統(tǒng)一免疫，其他均按照常規(guī)方法進行飼養(yǎng)管理。在出生第1天戴上翅號，第5周戴上腳號。試驗分別在4、6、8、10、12、14、16 周齡測定全群雞冠、脛指標，在6、8、10、12、14、16 周齡測定全群肉垂指標，并在16周齡進行全群屠宰，測定睪丸總質量。去除死亡、逃逸以及明顯錯誤與重復數(shù)據(jù)，最后得到503只試驗公雞數(shù)據(jù)。

1.2 測量指標及方法

第二性征測定的指標有冠高(Comb high，CH)、冠長(Comb length，CL)、冠厚(Comb thickness，CT)、肉垂長(Wattle long，WL)、肉垂厚(Wattle thickness，WT)、脛長(Shank length，SL)、脛圍(Shank circumference，SC)、脛直徑(Shank diameter，SD)。屠體指標有睪丸總質量(Total testes weight，TW)。

冠高用卡尺測量從雞冠基部到最高冠齒的垂直距離(mm)；冠長用卡尺測量雞冠的最前點與最后點的直線距離(mm)；冠厚用卡尺測量雞冠中最厚的厚度(mm)；肉垂長用卡尺測量肉垂基部與肉垂最底部的垂直距離(mm)；肉垂厚用卡尺測量肉垂中部的厚度(mm)；脛長用游標卡尺測量從脛部上關節(jié)到第三、四趾間的直線距離(mm)；脛圍用軟尺測量脛骨中部的周長(cm)；脛直徑用游標卡尺測量脛最細處的直徑(mm)；睪丸總質量用電子秤測量左右兩側睪丸的總質量(g)。

1.3 統(tǒng)計方法

采用Excel軟件對所有數(shù)據(jù)建立數(shù)據(jù)庫并進行基礎處理，計算各個指標的平均值、標準差和變異系數(shù)，試驗數(shù)據(jù)以平均值±標準差表示。在進行相關分析、回歸分析以及主成分分析前運用SPSS 22.0統(tǒng)計軟件對原始數(shù)據(jù)進行標準化轉換。簡單相關分析采用Spearman相關系數(shù)法；多元回歸分析以16周齡睪丸總質量為因變量，以不同周齡第二性征為自變量通過逐步回歸分析(Stepwise)，構建不同周齡寧都黃公雞的最佳回歸方程；主成分分析前對標準化數(shù)據(jù)進行KMO和Bartlett檢驗，當KMO值>0.6、BartlettP值<0.01時，說明適合進行主成分分析。由于經(jīng)過因子旋轉后變量在因子上的載荷分布更加分散，因而比未旋轉時容易解釋，本試驗利用方差最大化正交旋轉進行因子旋轉，選取旋轉后特征值較大且累計貢獻率大于或等于85%的主成分進行分析。

2 結果與分析

2.1 寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡第二性征各指標的測定結果

寧都黃公雞16周齡睪丸總質量(16w TW)與不同周齡第二性征8個指標的測定結果見表1。從表1可知，寧都黃公雞群體所測的指標中，16周齡睪丸總質量的變異系數(shù)最大，高達85.89%，平均值為5.81 g，最大值為25.3 g，最小值為0.1 g，說明該群體內個體間的睪丸總質量差異很大。在所測的不同周齡第二性征8個指標中，脛3個性狀的變異系數(shù)最小，在5.13%～11.77%，14周齡脛圍的變異系數(shù)最??；而冠長、冠高、冠厚、肉垂長、肉垂厚等第二性征性狀的變異系數(shù)都較大，在15.40%～37.90%，表明該寧都黃公雞群體雞冠、肉垂等第二性征性狀發(fā)育均勻度不夠，一致性較差。說明今后該群體在睪丸質量、雞冠和肉垂選育方面具有較大的選擇潛力和提升空間。

表1 寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡第二性征性狀的表型值

續(xù)表1 寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡第二性征性狀的表型值

2.2 寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡第二性征指標間的相關分析

由表2可知，除了與16周齡脛直徑不相關外，寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡雞冠、肉垂、脛等性狀的其他各指標間存在顯著(P<0.05)或極顯著正相關(P<0.01)，相關系數(shù)在0.106～0.688，與14周齡脛直徑相關性最小，與16周齡的冠長相關性最大，為0.688。16周齡睪丸總質量和不同周齡的雞冠與肉垂均呈極顯著相關(P<0.01)，相關系數(shù)在0.189～0.688；16周齡睪丸總質量與不同周齡雞冠、肉垂各指標間相關的程度隨周齡增大呈現(xiàn)增大的趨勢；在10周齡前，與16周齡睪丸總質量相關程度最高的是肉垂長，10周齡后為冠長；在12周齡時，各指標間的相關系數(shù)都大于0.4，16周齡時，睪丸總質量與冠高、冠長與肉垂長各個指標間的相關系數(shù)在0.603～0.688，為強相關；睪丸總質量與肉垂厚的相關性弱于冠高、冠長、冠厚以及肉垂長。16周齡睪丸總質量與不同周齡脛3個指標相關關系中，除了與16周齡脛直徑不相關外，與其余的指標均有顯著或極顯著的正相關性，但均呈弱相關，相關系數(shù)在0.106～0.211，與10周齡脛長相關性最高(0.211)。

不同周齡的第二性征的8個指標間絕大多數(shù)存在顯著(P<0.05)或極顯著(P<0.01)正相關，對于單個指標不同周齡間也具有顯著(P<0.05)或極顯著(P<0.01)的正相關性。在16周齡前不同周齡的雞冠、肉垂、脛各性狀間均呈顯著(P<0.05)或極顯著相關(P<0.01)；但在16周齡，除了肉垂厚與脛長、脛圍不相關，肉垂長與脛直徑不相關，其余各個性狀間呈顯著(P<0.05)或極顯著相關(P<0.01)。在不同周齡間的肉垂厚與冠高、冠長、冠厚和肉垂長相關分析中，除了12周齡肉垂厚與4周齡冠高、4周齡冠長、4周齡冠厚不相關，16周齡肉垂厚與4周齡冠高不相關外，其余各性狀間存在顯著(P<0.05)或極顯著(P<0.01)正相關。在不同周齡的脛長、脛直徑、脛圍中，16周齡脛長與4周齡脛長不相關，8周齡脛長與8周齡脛直徑不相關，16周齡脛直徑與4周齡脛長、12周齡脛長、16周齡脛長不相關，4周齡脛圍與16周齡脛長不相關，16周齡脛圍與4周齡脛長、8周齡脛長、12周齡脛長、4周齡脛直徑不相關，其余各性狀間存在顯著(P<0.05)或極顯著(P<0.01)正相關。

表2 睪丸總質量與不同周齡寧都黃公雞第二性征指標的相關系數(shù)

注：*和**分別表示差異5%水平顯著性(P<0.05)和1%水平顯著性(P<0.01)(雙側檢驗)。

Note:*and**indicate significant difference atP<0.05 andP<0.01 respectively(Two test).

2.3 寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡第二性征的多元回歸分析

采用逐步回歸法(Stepwise)分別對16周齡睪丸總質量與不同周齡雞冠、肉垂、脛等指標進行多元回歸分析，得到不同周齡的最佳回歸方程如下：

4周齡：Y=-0.010+0.204X(Y：睪丸總質量，X：冠長。決定系數(shù)R2=0.042，校正R2=0.041，P<0.001)。

6周齡：Y=-0.004+0.206X1+0.159X2(Y：睪丸總質量，X1：肉垂長，X2：肉垂厚。決定系數(shù)R2=0.102，校正R2= 0.098，P<0.001)。

8周齡：Y=-0.006+0.165X1+0.171X2+0.162X3(Y：睪丸總質量，X1：冠長，X2：肉垂厚，X3：冠厚。決定系數(shù)R2=0.183，校正R2=0.178，P<0.001)。

10周齡：Y=-0.001+0.236X1+0.224X2+0.114X3(Y：睪丸總質量，X1：冠長，X2：肉垂厚，X3：冠厚。決定系數(shù)R2=0.240，校正R2=0.235，P<0.001)。

12周齡：Y=0.003+0.492X1+0.223X2+0.134X3-0.169X4(Y：睪丸總質量，X1：冠長，X2：肉垂長，X3：肉垂厚，X4：冠高。決定系數(shù)R2=0.384，校正R2= 0.379，P<0.001)。

14周齡：Y=0.009+0.519X1+0.220X2-0.074X3(Y：睪丸總質量，X1：冠長，X2：肉垂長，X3：脛圍。決定系數(shù)R2=0.472，校正R2= 0.469，P<0.001)。

16周齡：Y=1.973×10-15+0.627X1+0.180X2-0.107X3(Y：睪丸總質量，X1：冠長，X2：肉垂長，X3：冠厚。決定系數(shù)R2=0.487，校正R2=0.484，P<0.001)。

以上模型經(jīng)F檢驗，均達到極顯著水平(P<0.01)，具有統(tǒng)計學意義，表明應用這些回歸方程，通過雞冠、肉垂與脛的發(fā)育狀況能夠較準確地評估睪丸總質量。從得到的7個周齡的最佳回歸方程校正決定系數(shù)看，隨著周齡的增大，16周齡睪丸總質量與第二性征各個指標間的擬合度越來越高，在8周齡前的回歸方程校正決定系數(shù)均<0.2，從10周齡到14周齡，第二性征各指標生長比較明顯，校正決定系數(shù)有較大的增長，從0.235增長到0.469。標準偏回歸系數(shù)的大小代表對應自變量對因變量影響力的強弱，由標準偏回歸系數(shù)可知，從12周齡開始冠長對16周齡睪丸總質量的影響最大，其次是肉垂長。

2.4 寧都黃公雞睪丸總質量與不同周齡第二性征的主成分分析

因子分析前需進行KMO與Bartlett檢驗，一般而言，當KMO值為0.9以上極適合進行因子分析，0.8以上適合進行因子分析，0.7以上效果尚可，0.6以上勉強可以，0.5以上不適合，0.5以下非常不適合。對寧都黃公雞16周齡睪丸總質量與不同周齡第二性征等指標進行KMO和Bartlett檢驗，結果見表3。由表3可知，6周齡、8周齡、10周齡、12周齡、14周齡與16周齡數(shù)據(jù)適合做主成分分析，而4周齡尚可做主成分分析。按照累計貢獻率達到85%以上的要求，選取前5個主成分，各周齡的累計貢獻率分別為94.319%、88.693%、89.375%、87.766%、89.001%、88.952%和87.238%。累計貢獻率代表各復合性狀相對于所有復合性狀對遺傳方差貢獻的百分率，特征向量表示對復合性狀貢獻的大小，其絕對值反映了各性狀對該主成分作用的大小和性質。由表4可知，各周齡特征根大于1的累計貢獻率分別為80.596%、77.720%、78.224%、77.381%、67.575%、67.618%和76.185%，反映了大部分信息量，4周齡、6周齡、8周齡、10周齡、12周齡、14周齡、16周齡的主成分分別有4、4、4、4、3、3、4個。各周齡入選的主成分特征根、累計貢獻率以及特征向量見表4—6。

表3 不同周齡寧都黃公雞測試指標的KMO和Bartlett檢驗Tab.3 KMO and Bartlett test of Ningdu Huang roosters testing index at different weeks of age

表4 不同周齡寧都黃公雞相關矩陣旋轉后的特征值Tab.4 Eigenvalues of the rotation matrix of Ningdu Huang roosters at different weeks of age

表5 不同周齡寧都黃公雞相關矩陣旋轉后的累計貢獻率Tab.5 Cumulative contribution rate of the rotation matrix of Ningdu Huang roosters at different weeks of age %

表6 不同周齡寧都黃公雞入選主成分的特征向量Tab.6 The eigenvectors of the principal components of Ningdu Huang rooster at different weeks of age

由4周齡的主成分分析數(shù)據(jù)可知，第一主成分特征值為2.554，貢獻率為36.483%。第一主因子貢獻主要依次為冠長、冠高、冠厚、脛長、脛直徑、脛圍、16周齡睪丸總質量。同理可以獲得其他周齡寧都黃公雞第二性征參數(shù)的主成分。6周齡寧都黃公雞第二性征參數(shù)的第一主成分為冠長、冠高、冠厚、肉垂長，第二主成分為脛直徑與脛圍，第三主成分為16周齡睪丸總質量，第四主成分為脛長；8周齡寧都黃公雞第二性征參數(shù)的第一主成分為冠長、冠高、冠厚、肉垂長，第二主成分為脛直徑與脛圍，第三主成分為肉垂厚，第四主成分為16周齡睪丸總質量；10周齡寧都黃公雞第二性征參數(shù)的第一主成分為冠長、冠高、冠厚、肉垂長，第二主成分為脛直徑與脛圍，第三主成分為脛長，第四主成分為16周齡睪丸總質量；12周齡寧都黃公雞第二性征參數(shù)的第一主成分為冠長、冠高、冠厚、肉垂長、16周齡睪丸總質量，第二主成分為脛直徑與脛圍，第三主成分為脛長；14周齡寧都黃公雞第二性征參數(shù)的第一主成分為冠長、冠高、冠厚、肉垂長、16周齡睪丸總質量，第二主成分為脛直徑與脛圍，第三主成分為脛長；16周齡寧都黃公雞第二性征參數(shù)的第一主成分為冠長、冠高、冠厚、肉垂長、16周齡睪丸總質量，第二主成分為脛直徑，第三主成分為脛長；第四主成分為脛圍。

綜合變量特征和主成分分析結果可知，7個不同周齡第一主成分的貢獻率都在36%以上，隨著周齡的最大，貢獻率呈現(xiàn)增大的趨勢。7個不同周齡的第一主成分主要為雞冠因子(冠高、冠長與冠厚)，隨著6周齡開始測定肉垂指標，從6周齡后第一主成分包括了雞冠因子與肉垂長度因子；隨著周齡的增加，12周齡開始，16周齡睪丸總質量與雞冠因子和肉垂長度可歸為同一主成分，說明冠長、冠高、冠厚、肉垂長是影響16周齡睪丸總質量最主要的第二性征指標。

3 結論與討論

在現(xiàn)代養(yǎng)禽業(yè)中，眾多研究者與養(yǎng)殖者均意識到種公雞對生產水平的高低有著重要的作用，特別是影響種蛋的受精率、孵化率，進而影響種雞的經(jīng)濟效益。除遺傳因素外，合格的體質量、充分發(fā)育的性腺與適時的性成熟也是種公雞獲得較高的種用價值非常重要的因素。

睪丸是雄性動物重要的生殖器官，具有產生精子和分泌雄激素的功能[5]。睪丸總質量是屠宰性狀，因此，需要找到與公雞睪丸總質量相關程度較高的體表性狀，通過選擇該性狀來間接提高睪丸總質量，從而選育出睪丸發(fā)育優(yōu)良的個體[9-10]。本試驗測定了16周齡睪丸總質量與7個不同周齡的第二性征8個指標，分析了16周齡睪丸總質量與這些指標間的相關性。在所測定的指標中，睪丸總質量的變異系數(shù)最大，高達85.89%，這與張德祥等[7]、魯生霞等[8]結果相似，在不同品系內的個體間睪丸總質量差異很大，進一步說明公雞睪丸總質量具有很大的選擇潛力和提升空間。雞冠、肉垂是家禽的第二性征，均受到雄性激素的影響，與睪丸總質量密切相關[11-13]。在本研究中，睪丸總質量和不同周齡的雞冠與肉垂均呈極顯著正相關(P<0.01)，16周齡睪丸總質量與不同周齡雞冠、肉垂各指標間相關程度隨周齡增大呈現(xiàn)增大的趨勢；在10周齡前，與16周齡睪丸總質量相關性最高的是肉垂長，10周齡后為冠長，提示在10周齡前可以肉垂長、10周齡后以冠長作為間接選種指標對16周齡睪丸總質量進行選育；16周齡睪丸總質量與不同周齡脛3個指標相關性分析中，除了與16周齡脛直徑不相關外，與其余的指標均呈顯著或極顯著弱相關，與10周齡脛長相關性最為密切(0.211)；相關分析的結果與張德祥等[7]、魯生霞等[8]、劉宗政等[14]的結果基本一致，與趙振華等[13]結果不太一致，睪丸總質量與脛長呈中等強度相關，與肉垂長呈弱相關，可能是由于公雞第二性征與睪丸質量在不同時間的相關性具有品種(配套系)特異性，由品種不同造成的。

在家禽生產育種中常需要記錄多個時間段的多個觀察指標并考慮多個影響因素，這樣的數(shù)據(jù)雖然可以提供豐富的信息，但會給后續(xù)數(shù)據(jù)分析帶來較大困難，并使實際育種中工作量加大、耗時耗力，選擇難度增大而精度降低。各變量相互之間又有一定的關聯(lián)，本研究中，不同周齡第二性征的8個指標間絕大多數(shù)存在顯著(P<0.05)或極顯著(P<0.01)的正相關性，對于單個指標不同周齡間也具有顯著(P<0.05)或極顯著(P<0.01)的正相關性，若這些指標全部測定將會使得實際育種工作變得十分繁瑣。逐步回歸法是向前選擇法和向后消去法的結合，先選擇對因變量貢獻最大且符合判斷條件的自變量進入回歸方程，再將模型中不符合設定條件的變量剔除，當沒有變量被引入或刪除時，得到最終回歸方程，這時回歸方程中所有變量對因變量都是顯著的，因此，用逐步回歸法可求得最佳回歸方程[15]。該方法已在家禽體尺、活體質量、屠宰性狀間進行了大量的研究[16-18]。本研究中采用逐步回歸分析法成功構建了寧都黃公雞7個周齡的最佳回歸方程，隨著周齡的增大，16周齡睪丸總質量與第二性征各個指標間的擬合度越來越高，在8周齡前的回歸方程校正決定系數(shù)均<0.2，提示對該群體在8周齡前用第二性征的指標間接選種睪丸總質量可信度不高，這與筆者對寧都黃公雞血液激素與睪丸發(fā)育組織切片的研究結果基本一致，寧都黃公雞睪丸的第2次發(fā)育從8周齡開始(結果未發(fā)表)。從10周齡到14周齡這段期間，校正決定系數(shù)有較大的增長，表明這段時間是睪丸發(fā)育較快速的時期，在節(jié)約成本的前提下結合校正決定系數(shù)，12周齡可作為16周齡睪丸總質量的間接選種時間。由各周齡的標準偏回歸系數(shù)可知，冠長除了在6周齡時不影響睪丸總質量外，其余各周齡都是16周齡睪丸總質量的最大影響因素，其次是肉垂長；由于肉垂的性狀是在第6周齡開始測定，肉垂厚在12周齡前都是影響16周齡睪丸總質量的主要因素之一，這與相關分析的結果一致，說明12周齡前是肉垂厚發(fā)育的快速時期。

主成分分析是根據(jù)性狀間的相關性，應用多元統(tǒng)計分析原理從多個變量群中提取共性因子，找出能反映主要信息的少數(shù)幾個互相獨立的綜合性狀。目前在畜禽育種中主要采用因子分析中的主成分分析法對數(shù)據(jù)集進行降維處理，大大縮減了指標數(shù)量，為后續(xù)數(shù)據(jù)分析提供了便利，且有效減少實際育種中的工作量，已在家雞育種研究中得到廣泛的應用[19-28]。本研究中對16周齡睪丸總質量與7個周齡的第二性征均進行了主成分分析，發(fā)現(xiàn)隨著周齡的增大，從12周齡開始，16周齡睪丸總質量與冠高、冠長、冠厚和肉垂長度可歸為同一主成分，進一步說明16周齡睪丸總質量與冠高、冠長、冠厚、肉垂長的相關程度較高，也側面表明在進行16周齡睪丸總質量選育時，12周齡的冠高、冠長、冠厚、肉垂長可作為間接選育指標，這個結果跟相關分析、回歸分析的結果一致。

綜合相關分析、逐步回歸分析與主成分分析的結果，在今后寧都黃公雞選育過程中，可以通過選擇12周齡的冠長與肉垂長這2個指標對16周齡睪丸總質量進行間接選育。