生殖季節(jié)青蛤性別與形態(tài)相關(guān)性分析

董志國, 李曉英, 程漢良, 孟學(xué)平, 閻斌倫, 沈和定, 李家樂

(1. 淮海工學(xué)院 江蘇省海洋生物技術(shù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 江蘇連云港222005; 2. 上海海洋大學(xué)水產(chǎn)與生命學(xué)院, 上海 201306)

生殖季節(jié)青蛤性別與形態(tài)相關(guān)性分析

董志國1,2, 李曉英1, 程漢良1, 孟學(xué)平1, 閻斌倫1, 沈和定2, 李家樂2

(1. 淮海工學(xué)院 江蘇省海洋生物技術(shù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 江蘇連云港222005; 2. 上海海洋大學(xué)水產(chǎn)與生命學(xué)院, 上海 201306)

運(yùn)用判別分析、主成分分析和聚類分析3種多元分析方法, 測量其11個(gè)形態(tài)學(xué)比例參數(shù), 對生殖季節(jié)青蛤(Cyclina sinensisGmelin)的性別與形態(tài)相關(guān)性進(jìn)行了分析。試驗(yàn)對象為2008年9月份采自連云港贛榆、2009年5月份分別采自連云港贛榆和海南島海口的雌雄青蛤。將上述3個(gè)群體獨(dú)立和合并作為一個(gè)群體分別建立了 4個(gè)群體的兩性判別函數(shù)。結(jié)果表明, 4個(gè)群體的綜合判別率偏低(56.25%～71.01%), 顯示雌雄間形態(tài)學(xué)差異未達(dá)到顯著水平(P＞0.05); 主成分分析構(gòu)建了 3個(gè)主成分,累計(jì)貢獻(xiàn)率較低(58.11%～75. 64%), 說明用少數(shù)幾個(gè)獨(dú)立的性狀因子難以概括不同性別的形態(tài)差異。聚類分析結(jié)果表明青蛤群體內(nèi)部的雌雄間形態(tài)距離最近, 而不同群體的形態(tài)距離相對較遠(yuǎn)。以上 3種方法均說明不同性別的青蛤形態(tài)差異并不明顯, 性別與形態(tài)不具有相關(guān)性, 從外部形態(tài)難以鑒定其雌雄。

青蛤(Cyclina sinensisGmelin); 性別; 形態(tài)差異; 多元分析

雙殼類的性別一般為雌雄異體, 部分種類雌雄同體或在生命周期內(nèi)有性逆轉(zhuǎn)現(xiàn)象, 但大部分沒有第二性征[1], 因此很難用肉眼直接從外形上鑒定其性別。目前, 鑒定雙殼類性別的方法通常是在生殖季節(jié)通過抽取生殖腺鏡檢或開殼通過性腺的顏色來判定, 閆喜武等[2]報(bào)道的一種貝類性別鑒定方法就是通過對貝殼打孔抽取性腺來實(shí)現(xiàn)的, 但該方法不可避免對貝殼和軟件部組織產(chǎn)生創(chuàng)傷。劉曉等[3]建立了櫛孔扇貝專一性別鑒定技術(shù), 判性系中子代的性別可以通過櫛孔扇貝貝殼顏色特征進(jìn)行判斷, 其中貝殼顏色為紅色或黃色的個(gè)體為雌性, 貝殼顏色為褐色的個(gè)體為雄性。但該方法僅適用于鑒定以貝殼顏色為黃色或紅色為母本, 褐色的為父本定向交配產(chǎn)生后代的性別, 而對于反交組合的后代或其他殼色扇貝產(chǎn)生的后代則無法判定其雌雄。形態(tài)框架法結(jié)合多元分析方法在水產(chǎn)動物的群體判定研究中已具有普遍的應(yīng)用, 且效果理想。如對凡納濱對蝦(Litopenaeus vannamei)[4], 褐牙鲆(Paralicthys olivaceus)[5], 刀鱭(Coilia ectenes)[6]等不同群體的判定取得了理想的結(jié)果。

青蛤(Cyclina sinensisGmelin)是優(yōu)質(zhì)海產(chǎn)經(jīng)濟(jì)貝類, 近年來, 國內(nèi)外有關(guān)青蛤的繁殖發(fā)育[7-8]、生理生態(tài)[9-10]和遺傳結(jié)構(gòu)[11-12]研究較多, 而在人工繁殖和定向育種實(shí)踐中, 鑒定其雌雄是一個(gè)基礎(chǔ)而又非常必要的內(nèi)容, 但目前的方法還是通過開殼或貝殼鉆孔取生殖腺來鑒別, 由于青蛤外套膜屬三孔型,外套膜多處愈合, 開殼很易造成外套膜撕裂從而因感染導(dǎo)致親貝死亡。目前, 通過肉眼觀察尚難發(fā)現(xiàn)青蛤的第二性征, 但青蛤性別與形態(tài)是否存在著相關(guān)性還不得而知, 而在其他貝類也未見相關(guān)報(bào)道, 因此通過形態(tài)框架法結(jié)合多元分析方法來研究青蛤性別與形態(tài)的相關(guān)性, 對于青蛤的人工繁殖和育種研究具有一定的科學(xué)和應(yīng)用價(jià)值。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

為了消除不同時(shí)間和空間對兩性間形態(tài)的影響,設(shè)置了兩個(gè)時(shí)間和兩個(gè)空間來采樣比較。在2008年9月取得連云港贛榆池塘養(yǎng)殖青蛤231只, 2009年5月分別采集海南島海口海域池塘養(yǎng)殖青蛤69只和連云港贛榆池塘養(yǎng)殖青蛤85只, 所得到的樣本即時(shí)運(yùn)到實(shí)驗(yàn)室并在第一時(shí)間對其進(jìn)行數(shù)據(jù)的測量。

1.2 測量方法

采用天平測量青蛤的體質(zhì)量, 精確到0.000 1 g,由于青蛤的的形狀大小各異, 對殼部位的定點(diǎn)受人為因素影響較大, 為減小由此引起的測量誤差所采用的方法是： 先將青蛤進(jìn)行編號, 用記號筆標(biāo)出韌帶的位置, 以直尺為參照物, 對青蛤一一拍照, 然后用圖像處理軟件Image-Pro Plus 5.1 處理照片, 并定點(diǎn)測量。關(guān)鍵點(diǎn)如下： A.殼頂, B.殼前端, C.腹緣底, D.殼后端, E.外韌帶末端。測量性狀有LAB、LAC、LAD、LAE、LBC、LBD(殼長)、LBE、LCD、LCE、LDE等 10 個(gè)參數(shù)再加體質(zhì)量WT共有11個(gè)可量性狀(LAB表示A、B兩點(diǎn)的長度, 余同)。測量部位如圖1所示。

圖1 青蛤形態(tài)學(xué)框架測量位點(diǎn)Fig. 1 Truss network of Cyclina sinensis

1.3 數(shù)據(jù)處理

使用STASTICA 5.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理, 采用判別分析、主成分分析和聚類分析 3種多元分析方法對青蛤進(jìn)行形態(tài)差異分析。為了消除青蛤規(guī)格大小對參數(shù)值的影響, 先將每只貝殼的所有參數(shù)分別除以殼長(LBD)予以校正得出10個(gè)形態(tài)學(xué)比例性狀。

1.3.1 判別分析

逐步判別時(shí)對所有參數(shù)進(jìn)行校正的方法參照文獻(xiàn)[13], 對所有樣本進(jìn)行逐個(gè)判別。判別準(zhǔn)確率的計(jì)算公式為：

判別準(zhǔn)確率P1(%)=判別正確的數(shù)目/實(shí)測數(shù)目×100

判別準(zhǔn)確率P2(%)=判別正確的數(shù)目/判別數(shù)目×100

1.3.2 主成分分析

先將 3個(gè)不同的群體進(jìn)行判別分析再整合進(jìn)行判別分析, 為將多個(gè)指標(biāo)作為小數(shù)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)方法,所有數(shù)值處理同判別分析方法先進(jìn)行校正處理, 從10個(gè)比例性狀中通過計(jì)算機(jī)程序得出3個(gè)綜合性指標(biāo), 即互不關(guān)聯(lián)的3個(gè)主成分。

1.3.3 聚類分析

分別求出 3 群體樣本雌雄各自的平均校正值,再用平均校正值進(jìn)行聚類分析。所采用的聚類方法為歐氏距離的最短系統(tǒng)聚類法[14]。

2 結(jié)果與討論

2.1 不同群體青蛤數(shù)量性狀測定結(jié)果

3個(gè)采樣群體分別于2008年9月采自連云港贛榆(GY9), 2009年5月分別采自連云港贛榆(GY5)和海南島海口(HN5), 經(jīng)測量 3群體的體質(zhì)量為10.68～21.58 g,LAB長為 2.49～3.20 cm,LAC長為3.58～4.86 cm,LAD長為 2.56～3.65 cm,LAE長為1.40～1.87 cm, 其余性狀見表1。對 3群體內(nèi)雌雄間11個(gè)性狀檢驗(yàn)均不存在顯著差異(P＞0.05)。

2.2 不同性別青蛤形態(tài)學(xué)判別分析

將3個(gè)代表不同時(shí)空的青蛤群體分成3個(gè)獨(dú)立的群體, 對同一群體內(nèi)的雌雄間用逐步判別分析程序進(jìn)行性別與形態(tài)的判別分析, 從體質(zhì)量、LAB、LAC、LAD、LAE等10個(gè)形態(tài)參數(shù)中選出幾個(gè)對判別貢獻(xiàn)率較大的幾個(gè)參數(shù)進(jìn)行判別分析, 其中 GY9 群體的WT/LBD、LAB/LBD、LBC/LBD、LBE/LBD對判別貢獻(xiàn)率比較大, 但均未達(dá)到顯著水平(P＞0.05), 雌性判別準(zhǔn)確率P1為 88.23%,P2為 61.54%, 雄性判別準(zhǔn)確率P1為21.05%,P2為55.56%, 綜合判別率為60.61%; GY5群體LBE/LBD、LCE/LBD對判別貢獻(xiàn)率較大, 但未達(dá)到顯著水平(P＞0.05), 判別準(zhǔn)確率雌性P1為76%,P2為62.29%, 雄性P1為 34.29%,P2為 50%, 綜合判別率為 58.82%; HN5群體LAB/LBD、LAC/LBD、LCE/LBD和LDE/LBD對判別貢獻(xiàn)率比較大, 但也未達(dá)到顯著水平(P＞0.05), 判別準(zhǔn)確率雌性P1為41.67%,P2為62.5%,雄性P1為 86.67%,P2為 32.56%, 綜合判別率為70.01%; 將上述 3個(gè)群體合并成一個(gè)群體對其雌雄個(gè)體進(jìn)行判別分析, 結(jié)果LAB/LBD、LAC/LBD、LAE/LBD、LBE/LBD、LCD/LBD對判別貢獻(xiàn)率比較大, 但達(dá)到顯著水平(P＞0.05), 判別準(zhǔn)確率為雌性P1為 88.09%,P2為56.40%, 雄性P1為17.82%,P2為55.36%, 綜合判別率為56.25%。判別分析結(jié)果見表2, 判別方程如下：GY9：

表1 3群體青蛤生物數(shù)據(jù)(x±s)Tab. 1 Biological data of three populations of C.sinensis(x±s)

從判別準(zhǔn)確率可以看出, 雌性的判別準(zhǔn)確率比較高, 除了 HN5相反外, 其余均＞75%, 然而雄性的判別準(zhǔn)確率卻偏低, 不到 50%。可見, 形態(tài)指標(biāo)LAB/LBD、LAC/LBD、LBE/LBD、LCE/LBD對篩選出青蛤雌性有一定幫助, 但對青蛤雄性卻無多大意義。4個(gè)群體的綜合判別率也偏低, 只有 56.25%～71.01%。Kong[15]對來自江蘇啟東、山東日照和即墨以及福建長樂的 4個(gè)西施舌群體的形態(tài)進(jìn)行判別, 結(jié)果顯示其準(zhǔn)確率為74.5% (日照)到100.0% (長樂)。鄭漢豐[16]對三角帆蚌與池蝶蚌自交與正反雜交后的 4個(gè)群體間的判別分析結(jié)果顯示, 其準(zhǔn)確率P1為 45.16 %～65.71 %,P2為43.17 %～70.97 %, 綜合判別率僅為57.46 %。與兩親本自交后代間的判別率相比非常低,而本研究中作為不同性別群體與鄭漢豐的研究結(jié)果相比高一點(diǎn), 但總體形態(tài)特征與性別的相關(guān)性并不顯著, 這說明單純通過形態(tài)還不能用于鑒別青蛤的性別, 二者相關(guān)性不高。因此, 本研究中建立的判別方程在性別鑒定中僅作為參考, 在性別鑒定的實(shí)踐中仍需要更深入的研究。此外, 本研究結(jié)果顯示海南青蛤的兩性間判別準(zhǔn)確率與連云港贛榆池塘養(yǎng)殖青蛤的結(jié)果相反, 連云港贛榆池塘養(yǎng)殖青蛤5月和9月雌性的判別準(zhǔn)確率均高于雄性, 而海南的則為雄性判別準(zhǔn)確率高于雌性。這一現(xiàn)象可能與青蛤產(chǎn)地環(huán)境差異有關(guān), 可能是連云港群體是養(yǎng)殖環(huán)境, 而海南是野生環(huán)境, 也有可能是黃海與南海海洋生境差異所致, 具體原因還有待深入研究。

表2 雌雄青蛤判別分析結(jié)果Tab. 2 Discriminant analysis results of male and female C.sinensis

2.3 不同性別青蛤形態(tài)學(xué)主成分分析

對 3群體獨(dú)立和合并共 4個(gè)群體分別進(jìn)行主成分分析, 總方差的貢獻(xiàn)率： GY9主成分1為32.34%,主成分2為18.44%, 主成分3為10.72%; GY5主成分 1為 29.45%, 主成分 2為 24.43%, 主成分 3為18.87%; HN5主成分1為28.95%, 主成分2為24.37%,主成分 3為 18.11%; 合并群體主成分 1為 29.48%,主成分2為20.79%, 主成分3為13.87%。無論哪一個(gè)群體的樣本, 3個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率均較低, 說明用少數(shù)幾個(gè)獨(dú)立的性狀因子難以概括不同性別的形態(tài)差異。從10個(gè)比例性狀綜合成的3 個(gè)主成分的貢獻(xiàn)率來看, 第一主成分(28.95%～32.34%) 略高于對中國五大湖三角帆蚌的研究結(jié)果(27.87%)[17], 但低于魏開建[18]對褶紋冠蚌等5種蚌的6個(gè)形態(tài)性狀構(gòu)建的兩個(gè)主成分貢獻(xiàn)率(主成分 1為 41.8%; 主成分2為34.08%)。這是由于本研究中群體是在同一種的不同性別上的研究, 而前者為種水平上的差異,相對要大些。么宗利[19]比較研究了我國青蛤 5個(gè)地理群體(福建、浙江、江蘇、天津及遼寧)的形態(tài)差異,其貢獻(xiàn)率：主成分1為28.05%, 主成分2為18.6%, 主成分3為14.0%, 累計(jì)貢獻(xiàn)率為60.65%, 與本研究得到的主成分分析結(jié)果相近。

2.4 不同性別青蛤形態(tài)學(xué)聚類分析

對所有樣本10個(gè)比例性狀數(shù)據(jù)進(jìn)行聚類分析, 3個(gè)群體雌雄間作為獨(dú)立群體得出 6個(gè)青蛤群體形態(tài)的聚類結(jié)果, 見圖2。應(yīng)用歐氏距離法聚類結(jié)果顯示3個(gè)群體雌雄6個(gè)組合聚為兩支, 其中 HN5群體作為一支, 而來自連云港贛榆的GY5和GY9兩個(gè)群體聚為一支, 但來自同一個(gè)群體的雌雄間距離最近,因此來自同一群體的雌雄間首先聚在一起, 如 HN5雌雄間距離最小, 為 0.038, 其次為 GY5(0.162)和GY9(0.234), 而3個(gè)不同群體間的距離則較大, 特別是海南群體與連云港贛榆群體距離最大, 這可能是由于地理距離較遠(yuǎn)造成的變異。

圖2 6個(gè)群體青蛤形態(tài)聚類分析圖Fig. 2 Cluster dendrogram for C.sinensis from six stocks

3 結(jié)論

通過對代表不同時(shí)空特性的3個(gè)青蛤群體研究,可以得出如下結(jié)果：

(1)雌雄青蛤在生殖季節(jié)形態(tài)學(xué)差異并不顯著;

(2)不同地理分布的青蛤在生殖季節(jié)雌雄間形態(tài)學(xué)差異并不顯著;

(3)青蛤的外部形態(tài)與其性別相關(guān)性不大, 這與傳統(tǒng)觀點(diǎn)一致。

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Correlation analysis of gender and morphology ofCyclina sinensisin the reproductive season

DONG Zhi-guo1,2, LI Xiao-ying1, CHENG Han-liang1, MENG Xue-ping1, YAN Bin-lun1, SHEN He-ding2, LI Jia-le2
(1. Huaihai Institute of Technology, Provincial Key Lab of Marine Biotechnology of Jiangsu, Lianyungang 222005, China; 2.Aquatic and Life School, Shanghai Ocean University, Shanghai 201306, China)

Mar., 11, 2010

Cyclina sinensis; gender; morphological variation; multivariate analysis

Based on 11 morphological characters ofCyclina sinensis, three multivariation analysis methods(discriminant, principal component, and cluster analysis) were used to investigate the correlation of gender with morphology between male and femaleC.sinensispopulations collected from GY (Ganyu stock in Lianyungang ) in Sept. 2008 and May 2009 and Haikou (in Hainan island) in May 2009. The male and female discriminant functions were constructed for the four populations (the three individual population and their combination into one population). The total discriminant accuracy was low (56.25%～71.01%) with no significant difference (P＞0.05) between male and female in the morphological variations. By principal component analysis, three principal components were constructed, and the value of cumulative contributory ratio was 58.11%～75.64% which indicated several separate morphological factors could not describe the variation from the male and the female. The cluster analysis indicated that the morphological distance of the clam between the male and the female from the same population was shorter than that from different population. Therefore,our three multivariate analysis showed there were no significant correlation between morphology and gender.

Q789, S917

A

1000-3096(2011)08-0032-05

2010-03-11;

2010-05-06

農(nóng)業(yè)部水產(chǎn)種質(zhì)資源與利用重點(diǎn)開放實(shí)驗(yàn)室開放課題基金(KFT2008-4); 江蘇省海洋生物技術(shù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室項(xiàng)目(HS2007004);連云港市科技發(fā)展計(jì)劃(科技攻關(guān)CN0906)

董志國(1977-), 博士, 講師, 研究方向： 水產(chǎn)動物種質(zhì)資源與養(yǎng)殖生態(tài)環(huán)境, E-mail： dzg7712@yahoo.com.cn; 沈和定, 通信作者, E-mail： hdshen@shou.edu.cn

致謝：海南大學(xué)宣雄志碩士采集了本項(xiàng)目用的海南島青蛤樣本, 淮海工學(xué)院 2009屆王建美同學(xué)參與了本試驗(yàn)中形態(tài)數(shù)據(jù)的處理, 特致謝忱！另外, 特別致謝審稿專家和編輯為本文定稿提出的寶貴意見！

張培新)