] 本发明步骤(1)所述的奸苗为放养前苗种，规格为5mm~20mm。
[0026] 具体以2014年10月6日购自宁波市海洋与渔业研究院苗种培育基地的体长为 7 · 643 ± 0 · 639mm的虾苗为例：
[0027] 实验仔虾（7.643±0.639mm)在水温18.0±1.0°C、pH 8·1±0·2的实验室环境下， 将干露胁迫时间依次设置为 A(160-180min)、B(180-200min)、C(200-220min)、D(220-240min)四个时段和E(240min后）时点。本实验以容积为2L的圆底塑料盆为实验容器单元， 每个实验单元放入实验虾100尾，共计重复30个实验单元，分别设置16〇-18〇1^11、18〇-200min、200-220min、220-240min四个时段，将上述4个实验时段内经干露处理的死亡仔虾 和干露处理240min时的存活仔虾依次定义为A、B、C、D、E等5个实验群体，每个群体随机选取 100尾作为其测量样本，借助显微成像系统测量上述取样个体的形态尺寸性状，并根据上述 具体方法步骤得到A、B、C、D、E五组实验群体对应的耐干露性能P值A组0.99813组0.9988、〇 组0.9995、D组1.0002、E组1.0009，各组根据上述方法划分的等级，符合实验实际情况。
[0028] 具体统计分析:首先，获得干露胁迫下各时段仔虾死亡群体和E时点存活个体的形 态表型，具体如下表1所示：
[0029] 表1干露胁迫下各时段仔虾死亡群体和E时点存活个体的形态表型
[0030]
[0032] 由表1可见，本研究所涉5个不同耐干露性能实验群体在所测15项形态性状中，除 Xi、X5呈E ? D>C>B>A，X6呈E>D>C>B>A(P<0.05)，以及Xi3、Xi4均呈A>B>C>D>E(P <0.05)外，其余10项形态性状测量指标值均无组间差异(P>0.05)。
[0033] 整理表1，得表2。
[0034] 表2干露胁迫下仔虾各时段死亡群体和E时点存活个体的形态表型比例特征
[0035]
[0036] 由表2可见，在所涉17项形态比例指标中，(^、(^、(^、(^^、(^、(^和⑶等呂项指标均 呈A>B>C>D ? E，C2、Cii、Ci2和Ci6等4项指标均呈A>B>C>D>E(P<0.05)，Ci3呈A ? B>C >0>Ε，&4仅呈A>E(P<0.05)，均无组间差异(P>0.05)的仅为C4、C15和Cn。由此可见，实 验群体间耐干露能力的差异源自其形态表型的分化，且在表征实验仔虾耐干露能力的差异 上形态比例较形态性状本身更具丰盛度和有序性。
[0037] 根据本研究所涉5个不同耐干露性能实验群体各项形态比例指标的均值(表2)，分 别计算它们之间的欧氏距离(表3)。由表3可见，各实验群体间的欧氏距离均达到极显著水 平(P<0.01)，且均有随实验群体间耐干露性能差异的增大而呈显著增大的趋势，进一步表 明可用形态比例指标来表征各实验群体间耐干露能力的差异。
[0038] 表3实验群体形态比例特征间的欧氏距离(n = 100)
[0039]
[0040] 经Bartlett球形检验和ΚΜ0适合度检验发现，本研究所涉实验仔虾形态比例指标 相关系数矩阵与单位阵有显著差异(P〈〇.〇5)且适合度尚可(KM0 = 0.833>0.700)，故有进 一步做主成分分析的必要。根据表1-2和常规统计学方法，得到表4(各时段死亡群体和E时 点存活个体形态表型比例特征的主成分分析）。
[0041 ]表4各时段死亡群体和E时点存活个体形态表型比例特征的主成分分析
[0042]
[0044]从上述表4可见，所列4个主成分的特征值均大于1且方差累计贡献率达91.018 %， 故可基本认定它们为能概括本研究所涉日本囊对虾秋繁同生群仔虾不同耐干露性能实验 群体间形态比例特征差异的公共因子。其中，PCi的方差贡献率最大(57.974%)且远高于其 它各主成分。将载荷绝对值P>0.5的变量确定为主要影响变量，则?(^、？(： 2、？(：3、？〇4所含主 要影响变量的个数依次为11、4、3和1，且载荷绝对值达到0.90以上的11个主要影响变量中 仅PCi就占到9个。无疑，P&在区分不同耐干露性能实验群体间的形态比例差异上具重要作 用。由PCi与其它各主成分间的得分散布图（图1)可见，虽A、B、C、D、E实验测定样本沿FAC1轴 由右向左依次排列，但它们之间却均存在较大程度的重叠，表明？&在反映本研究所涉全部 测定个体的类群归属问题上受到了来自自身及其它主成分所含主要影响变量的干扰。 [0045]采用逐步导入剔除法，从表2所列形态表型比例特征变量中筛选出对干露处理淘 汰群(240min内死亡群体)和干露处理选留群（240min后存活群体)实验对象判别贡献较大 的C4、Cn、C15和C16进行判别分析，F检验表明这些变量均达到极显著水平(P<0.01)。根据上 述4个变量建立本研究所涉干露处理淘汰群和选留群实验样本的Fisher分类函数方程组 (表5)。经验证，选留群实验测定样本的判别准确率?:、？〗分别为100%和84.75%，淘汰群实 验测定样本的判别准确率Pi、P 2分别为82%和100 %，综合判别准确率为91 % (表6)。另，所绘 制的典型判别函数判别得分散布图（图2)，更直观地印证了上述判别结果的准确性。
[0046] 表5 240min内死亡群和240min后存活群表型比例特征分类函数方程组自变量系 数及常数项 [0047]
[
[0049] 表6 240min内死亡群和240min后存活群存活群实验样本的判别分类结果
[0050]
[0051] 注:① P1:某类群实验对象判别正确的个数占该类群实验对象实际个数的百分比； ②P2:诸实验类群在等样本容量条件下，某类群实验对象判别正确的个数占判入该类群实 验对象的总个数的百分比；③P:诸实验类群在等样本容量条件下，各类群实验对象判别正 确的个数之和占实验总个数的百分比。
[0052] 所以，从上述实施例可知本发明的上述筛选方法是一种直观、快速判断虾苗耐干 露能力大小的方法，为高质量虾苗的筛选，提供快捷、方便的手段。
[0053] 下表7为上述A、B、C、D、E等5个实验群体分别对应下表1-5组数据，每个群体随机选 取1〇〇尾作为其测量样本，借助显微成像系统测量上述取样个体的形态尺寸性状：
[0054] 表7 A、B、C、D、E5个实验群体分别对应下表1-5组数据取样个体的形态尺寸性状
[0055]
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[0057]
[0058]
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[0060]
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[0062]
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[0064]
【主权项】
1. 一种日本囊对虾虾苗耐干露性能的等级划分与优选方法，其特征在于，包括以下步 骤： (1) 从各日本囊对虾育苗池中每池随机抽取虾苗30尾或以上，在解剖镜下测定各池每 尾待测虾苗如下形态比例指标:头胸甲长/全长C 4;尾扇长/全长C11;头胸甲高/头胸甲长C15; 腹节高/第一腹节长C 16; (2) 将步骤(1)测定的C4、Cn、C15和C16对应值代入到如下计算公式:耐干露选择模型为： P= (6503 · 274C4-9362 · 831Cii+6388 · 296C15+1595 · 804Ci6 - 2938 ·016)/(6390 · 726C4- 9133.015Cn+6287.753Ci5+1610.935Ci6 - 2921.642);将每尾虾苗获得的P值进行平均获得 每池虾苗的平均P值； (3) 将虾苗质量划分为以100分满分的6个等级，91-100分第一等级，81-90分第二等级， 61-80分第三等级，41-60分第四等级，21-40分第五等级，0-20分第六等级;第六至一等级依 次对应的P值的区间范围为：（0.9970,0.9980]，（0.9980,0.9990]，（0.9990,1 ·0000]， (1 ·0000,1.0005]，（1.0005,1.0010]，（1.0010,1.0015];将步骤(2)计算出来的平均P值对 应到上述P值区间，从而判断出每池虾苗质量等级； (4) 按上述（1)至(3)步骤，抽测并计算各育苗池中的待养殖虾苗，并依计算结果，将P值 得分最高的育苗池中的虾苗判为耐干露能力强的优质虾苗，并要求所选优质虾苗的耐干露 等级达到第一或第二等级再进行养殖。2. 根据权利要求1所述的日本囊对虾虾苗耐干露性能的等级划分与优选方法，其特征 在于，步骤(1)所述的奸苗为放养前苗种，规格为5mm~20mm。
【专利摘要】一种日本囊对虾虾苗耐干露性能的等级划分与优选方法，将仔虾如下形态比例值代入到如下计算公式：P＝(6503.274C4－9362.831C11+6388.296C15+1595.804C16－2938.016)/(6390.726C4－9133.015C11+6287.753C15+1610.935C16－2921.642)；将每尾虾苗获得的P值进行平均获得每池虾苗的平均P值，再根据平均P值判断出虾苗耐干露能力大小。
【IPC分类】A01K61/00
【公开号】CN105532523
【申请号】CN201510907305
【发明人】沈伟良, 王志铮, 斯烈钢, 申屠基康, 任夙艺, 袁向阳, 蒋宏雷
【申请人】浙江海洋学院, 宁波市海洋与渔业研究院
【公开日】2016年5月4日
【申请日】2015年12月10日