蔣湘 ，許樂樂 ，楊長庚 ，姚淑婷 ，王鋰韞 ，陳道海

（1. 嶺南師范學(xué)院生命科學(xué)與技術(shù)學(xué)院，廣東 湛江 524048；2. 廣東省粵西海鮮資源可持續(xù)利用工程技術(shù)研究中心，廣東 湛江 524048）

日本烏賊（Sepiella japonica），俗名墨斗魚，屬軟體動物門（Mollusca），頭足綱（Cephalopoda），烏賊目（Sepioidea），烏賊科（Sepiidae），無針烏賊屬（Sepiella），與曼氏無針烏賊（S. maindroni）屬同種異名，有淺海洄游習(xí)性，為中小型烏賊。日本烏賊是我國重要的海洋漁業(yè)經(jīng)濟(jì)種類之一，中國從南至北沿海均有廣泛分布[1]。其肉質(zhì)鮮美、可食用部分比例大、蛋白含量高，并且烏賊骨與墨汁也有一定的藥用價(jià)值，因此該品種具有很高經(jīng)濟(jì)價(jià)值與很大市場需求空間[2-4]。近年來，隨著日本烏賊資源的過度捕撈及海洋環(huán)境的污染等因素導(dǎo)致資源急劇下降。為了滿足市場需求，迫切需要實(shí)施日本烏賊的人工培育、養(yǎng)殖及優(yōu)良親本選育等技術(shù)恢復(fù)種群數(shù)量。已經(jīng)有國內(nèi)外專家學(xué)者開展日本烏賊的資源分布、生物繁殖習(xí)性及增養(yǎng)殖研究[5-9]。形態(tài)性狀和體質(zhì)量是良種選育的直接測量指標(biāo)，其中體質(zhì)量是決定選育效果的根本指標(biāo)。開展形態(tài)性狀與體質(zhì)量相關(guān)性及通徑分析是增養(yǎng)殖的重要內(nèi)容。日本烏賊的形態(tài)性狀與體質(zhì)量的相關(guān)性及通徑分析研究較少，史會來等[10]以80 對曼氏無針烏賊養(yǎng)殖群體為研究對象，測定14 個(gè)形態(tài)學(xué)性狀與體重?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析、聚類分析，建立雌雄判別方程。平洪領(lǐng)等[11]選取人工養(yǎng)殖40 日齡的曼氏無針烏賊100 只，測定6個(gè)形態(tài)性狀與體質(zhì)量，應(yīng)用通徑分析與相關(guān)性分析法得到形態(tài)性狀對體質(zhì)量的直接作用與間接作用。Kassahn[12]等采用形態(tài)學(xué)分析方法對澳大利亞巨型烏賊（Sepia apama）進(jìn)行物種地位等相關(guān)性分析。Tehranifard[13]等通過形態(tài)學(xué)方法對虎斑烏賊（Sepia pharaonis）開展群體結(jié)構(gòu)研究。以中國南方沿海的日本烏賊野生群體為研究對象開展形態(tài)性狀與體質(zhì)量的相關(guān)性及通徑分析尚未見研究報(bào)道，因此開展形態(tài)性狀與體質(zhì)量的相關(guān)及通徑分析對實(shí)施日本烏賊的優(yōu)良親本選育有重要參考借鑒意義。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

試驗(yàn)所用的日本烏賊資源來源于廣東湛江市南三島海域。隨機(jī)選取捕撈的野生日本烏賊106尾，用精確度0.01 mm 的電子游標(biāo)卡尺測量10 個(gè)形態(tài)性狀，形態(tài)性狀單位為cm；電子天平測量體質(zhì)量，精確到0.001 g，體質(zhì)量單位為g。

1.2 測定方法

測定性狀包括體長、胴長、體寬、體高、眼間距、觸腕長、第一對腕長、第二對腕長、第三對腕長、第四對腕長與體質(zhì)量。體長為從最長腕的最前端至胴部的最末端，胴長為胴背部中線最前端至最末端，體寬為胴部最大寬度，體高為胴部的背面至腹面最大的垂直距離，眼間距為烏賊兩眼中心點(diǎn)之間的距離，腕長為腕的最末端到前端的距離，體質(zhì)量測量吸干體表水后再測量[10]。

1.3 分析方法

利用SPSS 21.0 統(tǒng)計(jì)軟件對所有性狀進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)的性狀包括極小值、極大值、平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、變異系數(shù)。計(jì)算兩兩性狀間的Pearson 相關(guān)系數(shù)，采用雙側(cè)檢驗(yàn)系數(shù)顯著性，應(yīng)用逐步回歸法建立形態(tài)性狀對體質(zhì)量的多元線性回歸方程，逐一引入貢獻(xiàn)系數(shù)高的性狀，同時(shí)排除引起多重共線性、通徑分析方法得到各性狀對體質(zhì)量的通徑系數(shù)與間接通徑系數(shù)，計(jì)算形態(tài)性狀對體質(zhì)量的單一決定系數(shù)與共同決定系數(shù)。所有參數(shù)計(jì)算公式如下[14]：

Pearson 相關(guān)系數(shù)的計(jì)算公式：rxy=；間接通徑系數(shù)：Piy=Rij×Pjy，Rij為性狀i 與性狀j 的相關(guān)系數(shù)，Pjy為性狀j 的通徑系數(shù)；通過相關(guān)系數(shù)與通徑系數(shù)計(jì)算性狀的決定系數(shù)，決定系數(shù)分為單一決定系數(shù)與共同決定系數(shù)，單個(gè)決定系數(shù)共同決定系數(shù)dij=2rij×Pi×Pj；變異系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)差與平均值的比值。

2 結(jié)果與分析

2.1 性狀的表型統(tǒng)計(jì)量

日本烏賊10 個(gè)形態(tài)性狀與體質(zhì)量數(shù)據(jù)如表1所示。體質(zhì)量的變異系數(shù)最大，為0.307；眼間距的變異系數(shù)最小，為0.093；10 個(gè)形態(tài)性狀的變異系數(shù)分布范圍為0.093~0.185，形態(tài)性狀的變異系數(shù)較大；從表型上分析，除了眼間距，其他性狀的變異系數(shù)均在10%以上，表明所選個(gè)體的生長速率存在明顯差異，具有一定的選擇育種意義。

表1 日本烏賊所測性狀的表型統(tǒng)計(jì)量（樣本n=106）

2.2 表型間的相關(guān)系數(shù)

日本烏賊形態(tài)性狀間的相關(guān)系數(shù)如表2 所示。從表中可以看出，所有形態(tài)性狀間的相關(guān)系數(shù)均極具差異統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01），相關(guān)系數(shù)的變化范圍為0.447~0.970。眼間距與第一對腕長的相關(guān)系數(shù)最小，為0.447；胴長與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)最大，為0.970；形態(tài)性狀與體質(zhì)量的相關(guān)分析顯示，相關(guān)系數(shù)變化范圍為0.691~0.970，其中第一對腕長與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)最小，為0.691，胴長與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)最大。

表2 性狀間的表型相關(guān)系數(shù)

2.3 日本烏賊形態(tài)性狀對體質(zhì)量的通徑分析

日本烏賊形態(tài)性狀對體質(zhì)量的通徑分析結(jié)果如表3 所示，通過SPSS 對所有性狀的共線性容差檢驗(yàn)，依次對每個(gè)進(jìn)入的變量開展F 檢驗(yàn)，排除不顯著的7 個(gè)性狀，保留達(dá)到顯著的胴長（X2）、體高（X4）、第一對腕長（X7）3 個(gè)性狀，3 個(gè)性狀的通徑系數(shù)分別為0.580、0.310、0.180，其中胴長對體質(zhì)量的直接作用最大，體高對體質(zhì)量的間接作用最大，間接通徑系數(shù)為0.606，體高、第一對腕長對體質(zhì)量的間接作用均大于直接作用，并且主要通過胴長間接影響體質(zhì)量。3 個(gè)性狀的總間接作用大于總直接作用，說明所有性狀間的間接貢獻(xiàn)度總和高于性狀的直接貢獻(xiàn)度，根據(jù)3 個(gè)性狀的通徑系數(shù)得到相關(guān)指數(shù)R2＝Σpi×rxiy=0.970。共線性分析結(jié)果得到3 個(gè)性狀的方差膨脹因子，分別為 6.613、5.265、1.718，VIF值均小于10，說明3 個(gè)性狀間不存在共線性問題，入選性狀比較理想。

表3 形態(tài)性狀對體質(zhì)量的通徑系數(shù)

2.4 日本烏賊形態(tài)性狀對體質(zhì)量的決定系數(shù)

形態(tài)性狀對體質(zhì)量的決定系數(shù)如表4 所示，表中主對角線上為各性狀的單個(gè)決定系數(shù)，對角線上方的為兩性狀共同決定系數(shù)，胴長、體高、第一腕長的單一決定系數(shù)分別為0.336、0.096、0.032，胴長的單個(gè)決定系數(shù)最大，之后依次是體高、第一腕長；胴長與體高的共同決定系數(shù)為0.322，胴長與第一腕長的共同決定系數(shù)為0.130，體高與第一腕長的共同決定系數(shù)為0.054。其中胴長單個(gè)決定系數(shù)、胴長與體高共同決定系數(shù)為2 個(gè)主要決定系數(shù)，占總決定系數(shù)的67.83%，3 個(gè)性狀的單一決定系數(shù)總和為0.464，3 個(gè)共同決定系數(shù)總和為0.506，共同決定系數(shù)和大于單個(gè)決定系數(shù)總和，說明兩兩性狀的共同決定系數(shù)起主要作用，6 個(gè)決定系數(shù)總和為0.970，與通徑系數(shù)所計(jì)算的相關(guān)指數(shù)R2相等，大于0.85。表明胴長、體高、第一腕長是影響體質(zhì)量的主要性狀，其他7 個(gè)性狀對體質(zhì)量的影響作用較小。

表4 形態(tài)性狀對體質(zhì)量的決定系數(shù)

2.5 日本烏賊形態(tài)性狀對體質(zhì)量的回歸分析

以體質(zhì)量為應(yīng)變量對各個(gè)性狀開展逐步引入－排除自變量分析過程，引入自變量數(shù)量的變化引起模型參數(shù)的改變，結(jié)果如表5、表6 所示。從表5 可以看到模型引入變量的順序依次為胴長、第一對腕長、體高。從相關(guān)系數(shù)分析中可以發(fā)現(xiàn)胴長與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)最大為0.970，胴長作為最大貢獻(xiàn)度自變量，首選被模型引入；第二個(gè)引入的變量是第一對腕長，與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為0.691；第三個(gè)引入的變量為體高，與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)為0.916。表5 模型變化數(shù)據(jù)表明，隨著自變量的選入，模型的相關(guān)指數(shù)R2越來越高，標(biāo)準(zhǔn)誤差逐漸變小。表6 中顯示回歸模型的F 檢驗(yàn)，多個(gè)自變量選入后回歸方差與剩余方差的比值有明顯變化，模型的回歸平方和越來越大，剩余平方和越來越小，回歸模型均極具差異統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01），分析結(jié)果表明模型擬合越來越精準(zhǔn)。

表5 模型匯總

表6 多元回歸方差分析表

2.6 多元回歸方程的建立

逐步回歸分析模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果見表7，隨著自變量的逐一引入，模型的參數(shù)均發(fā)生一定變化，估計(jì)的參數(shù)更加準(zhǔn)確。從共線性統(tǒng)計(jì)量中得到所有自變量進(jìn)入后與原自變量不存在共線性問題，線性模型擬合最優(yōu)化。模型3 為最終建立的回歸模型，模型中包括常量、胴長（X2）、體高（X4）、第一對腕長（X7）4 個(gè)參數(shù)，其系數(shù)分別為-82.025、11.232、12.628、14.582；經(jīng) T 檢驗(yàn)均極具統(tǒng)計(jì)學(xué)意義差異（P＜0.01）。多元線性回歸方程：Y=-82.025+11.232X2+12.628X7+14.582X4。

3 討論

3.1 逐步回歸法

該研究以日本烏賊野生群體為研究對象，通過逐步回歸分析法排除對體質(zhì)量貢獻(xiàn)度偏低的體長、體寬、眼間距、觸腕長、第二對腕長、第三對腕長、第四對腕長7 個(gè)性狀，保留影響顯著的胴長、體高、第一對腕長3 個(gè)性狀，最終建立最優(yōu)線性回歸方程。逐步回歸分析是逐一從大量可供選擇的自變量中選取最重要的變量，建立回歸分析的預(yù)側(cè)模型或者解釋模型，不僅要引入影響顯著的變量，同時(shí)要排除不顯著的變量，循環(huán)往復(fù)計(jì)算直到把該引入的變量都引入，該排除的變量都排除為止；同時(shí)對每個(gè)引入變量間進(jìn)行共線性診斷，計(jì)算容差與方差膨脹因子，以確保所引入變量間不存在共線性問題[15-16]。

3.2 形態(tài)性狀對體質(zhì)量的影響效果分析

根據(jù)烏賊的角質(zhì)顎長度和耳石的輪紋進(jìn)行分析[17]，可以大體確定野生日本烏賊的年齡，并且結(jié)合性腺解剖技術(shù)，證明收集的日本烏賊群體基本處于性腺發(fā)育遠(yuǎn)未成熟的快速生長階段。通過測定10個(gè)形態(tài)性狀來對應(yīng)變量開展通徑分析，結(jié)果得到胴長（X2）、體高（X4）、第一對腕長（X7）為影響體質(zhì)量的主要性狀，3 個(gè)性狀的通徑系數(shù)均達(dá)到極顯著水平（P＜0.01），通徑系數(shù)反應(yīng)該性狀對應(yīng)變量的直接影響效果，是研究的主要對象，考慮的性狀越多，通徑分析結(jié)果越可靠，通徑系數(shù)會隨著自變量的個(gè)數(shù)與數(shù)值的改變而改變[14]。史會來等[10]研究中得到X3（左3 腕長/胴長）、X4（左4 腕長/胴長）與X5（左觸腕長/胴長）是對模型貢獻(xiàn)最大的3 個(gè)性狀，這3 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化性狀反映雌雄烏賊在腕長和胴長比例關(guān)系方面的差異。平洪領(lǐng)等[11]選取人工養(yǎng)殖40 日齡的曼氏無針烏賊100 只，測定6 個(gè)形態(tài)性狀與體質(zhì)量，應(yīng)用通徑分析與相關(guān)性分析法發(fā)現(xiàn)結(jié)果得到胴長、體寬是影響體質(zhì)量的主要性狀；黃偉卿[18]研究全長與胴長是影響體質(zhì)量的主要性狀。以上研究結(jié)果與該研究結(jié)果有所差異，估計(jì)是生長環(huán)境、研究對象與群體間差異等導(dǎo)致一個(gè)或多個(gè)形態(tài)性狀的生長上差異，直接影響形態(tài)性狀與體質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)，這在對其他海洋生物的相關(guān)性及通徑分析中已有報(bào)道。李鴻鵬等[19]研究表明不同的生長環(huán)境讓影響體質(zhì)量的性狀也發(fā)生改變；安麗等[20]研究發(fā)現(xiàn)在不同生長時(shí)期，影響體質(zhì)量的形態(tài)性狀會有所不同。

表7 回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)表

3.3 影響體質(zhì)量的主要性狀的育種意義

該研究得到3 個(gè)性狀的決定系數(shù)總和為0.970。有研究表明當(dāng)影響體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀對體質(zhì)量的決定系數(shù)總和大于或等于0.85 時(shí)，表明影響體質(zhì)量的主要形態(tài)性狀已經(jīng)找到[14]，以影響體質(zhì)量的主要性狀為測定指標(biāo)可以一定程度上簡化育種流程，加快新品種的選育。通過回歸分析建立線性回歸方程：Y=-82.025+11.232X2+12.628X7+14.582X4，該方程可以直接通過測定胴長（X2）、體高（X4）、第一對腕長（X7）對體質(zhì)量進(jìn)行預(yù)測，以達(dá)到對體質(zhì)量間接選育目的。