不同生长期圆斑星鲽形态性状对体重影响的通径分析

圆斑星鲽(Verasper variegatus)作为中国鲽形目(Pleuronectiformes)养殖鱼类的重要代表种类,具有生长速度快,可食用部分多,肉质细嫩等特点。为了探究圆斑星鲽形态性状与体重的关系,本研究分别测定11月龄、14月龄和17月龄3个不同生长期圆斑星鲽的体重及全长(FL)、体长(BL)、体高(BH)、头长(HL)、头高(HH)、尾柄长(CL)、尾柄高(CH)、吻长(SL)共计8个形态性状,分别进行相关分析和通径分析,剖析形态性状对于体重的直接作用和间接作用;利用回归分析的方法,建立各个时期以形态指标为自变量,体重为因变量的最优线性回归方程。结果显示,1)不同生长阶段,影响体重的重点形态指标存在差异,影响11月龄圆斑星鲽体重的主要形态性状为体高和体长,14月龄阶段为全长、体高和头长,17月龄阶段为全长和体高;2)11月龄、14月龄和17月龄形态性状对体重(Y)的多元回归方程分别为:Y=-186.412+17.381XBH+10.517XBL,Y=-362.484+13.145XFL+20.172XBH+21.199XHL,Y=-816.147+24.121XFL+40.575XBH;3)除本研究所包括的形态指标外,体厚可能为另外一个影响圆斑星鲽体重的重要指标。本研究阐明了体重与形态指标间的相关关系,为圆斑星鲽的良种选育提供了生物学依据。     

3月龄牙鲆形态性状对体质量的通径分析

随机选取3月龄牙鲆Paralichthys olivaceus100尾,分别测量全长(X1)、体长(X2)、头长(X3)、体厚(X4)和体高(X5)共5个形态学指标和体质量(Y)。通过SAS软件进行相关性分析和回归分析,分别计算以形态性状为自变量对体质量的通径系数和决定系数,进而对各性状对体质量的影响进行剖分。明确影响3月龄牙鲆体质量的主要形态性状,为牙鲆选育提供数据支持和理想的测度指标。结果表明,各形态性状间及与体质量的相关系数均达到极显著(P0.01)。体长、体厚和体高对体质量的通径系数均达到极显著的水平(P0.01);所选形态性状对体质量的决定系数R2=0.945,表明所选形态性状是影响3月龄牙鲆体质量的主要性状。通过对各形态性状偏回归系数的显著性检验,剔除不显著的性状自变量后,建立最优的多元回归方程:Y=-4.988+0.763X2+2.997X+1.089X,各偏回归系数均达到极显著水平(P0.01)。     

褐点石斑鱼不同月龄形态性状的主成分及通径分析

为研究褐点石斑鱼不同月龄形态性状的生长规律特征及形态性状对体质量的影响,采用主成分分析和通径分析方法对3月龄、8月龄和13月龄褐点石斑鱼个体全长(X_1)、体长(X_2)、头长(X_3)、体宽(X_4)、体高(X_5)、尾柄高(X_6)、眼径(X_7)、眼后头长(X_8)和体质量(Y)9个性状进行分析。结果显示,(1)不同月龄褐点石斑鱼各形态性状对体质量的相关系数均达到极显著水平,不同月龄相同形态性状与体质量的相关性存在差异。(2)各月龄第一主成分均指向褐点石斑鱼的生长发育情况;第二主成分均指向眼睛发育情况;但3月龄、8月龄和13月龄第三主成分分别指向尾部发育、体宽发育及体高发育。(3)3月龄阶段,全长、体高、体宽及尾柄高对体质量的直接通径系数达到显著水平;8月龄阶段,全长、体宽、尾柄高及眼后头长对体质量的直接通径系数达到显著水平;13月龄阶段,全长、体高、体宽及体长对体质量的直接通径系数达到极显著水平,并建立了3个月龄组的不同形态性状对体质量最优回归方程。(4)褐点石斑鱼3~13月龄阶段的体长(L)与体质量(W)的关系为W=0.0378L2.873(R~2=0.9596),说明该阶段生长属于等速生长。研究表明,在褐点石斑鱼的不同生长阶段,各形态性状对体质量的影响有所不同,建议以全长(3~13月龄)作为育种工作的目标性状,为褐点石斑鱼早期生长发育阶段的选择育种工作和测量指标提供科学依据。     

不同规格绿鳍马面鲀形态性状对体重影响的通径分析

为优化绿鳍马面鲀(Thamnaconus septentrionalis)养殖技术、扩大产业化规模,本研究利用通径分析方法探究了不同规格绿鳍马面鲀形态性状对体重的影响。以体重为依据,将获得的绿鳍马面鲀样品划分为3个不同规格(小、中和大),分别测量了体重与全长(FL)、体长(BL)、体高(BH)、头长(HL)、吻长(SL)、眼径(ED)、尾柄长(CL)和尾柄高(CH)8个形态性状,通过相关分析和通径分析,计算各个形态性状间的相关系数,以及各个形态指标对于体重的通径系数、决定系数,最终建立依据形态性状估算体重的最优线性回归方程。结果显示,影响不同规格绿鳍马面鲀体重的主要形态指标存在差异,小规格为体高、体长、眼径和尾柄长,中规格为体长、尾柄高、头长、体高、全长和尾柄长,大规格为体高、全长和尾柄高。小、中及大规格的回归方程分别为:Y=–84.753+17.263X_(BH)+6.572X_(BL)–28.928X_(ED)–11.353X_(CL);Y=–325.824+20.321X_(BL)+94.047X_(CH)–11.425X_(HL)+15.713X_(BH)–7.218X_(FL)+15.744X_(CL);Y=–516.433+38.012X_(BH)+10.545X_(FL)+82.752X_(CH)。3个不同规格绿鳍马面鲀,形态性状对体重的决定系数之和均大于0.85,说明本研究得到的形态性状为影响绿鳍马面鲀体重的重点性状。本研究阐明了不同规格绿鳍马面鲀体重和形态性状的相关关系,对全人工养殖技术的完善具有重要的参考价值。     

3月龄卵形鲳鲹形态性状对体质量的影响分析

为了探明卵形鲳鲹(Trachinotus ovatus)幼鱼形态性状对体质量的影响程度,分别测定其全长(TL)、体长(SL)、头长(HL)等11个形态学指标和体质量(BW)。分别计算形态性状测量值和体质量数值之间的通径系数和决定系数,分析各形态性状对体质量性状的关联程度。分析结果显示,卵形鲳鲹被测量形态性状对体重的相关系数皆达极显著水平(P0.01);在通径分析中,3月龄卵形鲳鲹仅全长、体宽、体高和尾柄高的形态性状测量值对幼鱼体质量数据的通径系数达到极显著水平(P0.01),可将其确定为影响体质量的主要性状,其中全长对体质量的直接影响最大(P_2=0.493 6);决定系数分析显示,全长对体质量的决定系数最大,达到24.39%。卵形鲳鲹的4个形态性状与体质量性状的相关指数大小为R~2=0.888 1,说明该被选性状是与体质量关联的主要性状。设全长(X_2)、体高(X_3)、体宽(X_4)和尾柄高(X_(10))为自变量,设体质量(Y)为因变量,建立多元回归方程:Y=-32.217 8+0.252 4X_2+0.378 2X_3+0.440 8X_4+0.634 1X_(10),回归预测的估计值与实际值间差异不显著(P0.05),故该方程可被用于卵形鲳鲹的实际生产。本研究可为卵形鲳鲹选育工作提供理论依据和测量指标。     

罗氏沼虾的形态性状对体重的相关性分析

随机选取4月龄罗氏沼虾雄、雌各100尾,测量其体重、体长、腹尾长、螯长和第一腹节宽度5个性状,采用相关分析、通径分析、多元回归分析,计算以形态性状为自变量对体重为因变量的相关系数、通径系数和决策系数,定量分析罗氏沼虾形态性状与体重的相关性。结果表明:4个形态性状与体重的相关系数均达到极显著水平(P0.01)。体长对体重的直接影响最大(R_雄=0.404,R_雌=0.583),且体长的决策系数也是最大(R_雄~2=0.399,R_雌~2=0.459),是影响体重的主要因素。利用多元回归分析,建立多元回归方程:Y_雄=-13.950+0.123X_1(体长)+0.049X_3(螯长)+0.647X_4(第一腹节宽度);Y_雌=-15.735+0.193X_1(体长)+0.205X_2(腹尾长)-0.052X_3(螯长),以上回归方程为罗氏沼虾的选择和表型性状的理想测量提供了理论依据。     

不同性别口虾蛄形态性状对体重的影响分析及曲线拟合

为研究不同性别口虾蛄(Oratosquilla oratoria)生物学性状的相互关系，测量了其全长(TL)、体长(BL)、头胸甲长(CL)、尾扇长(FL)、腹部长(AL)、腹部宽(AW)、大螯长(LL)和体重(Y)共8个生物学指标，通过相关分析、通径分析等方法研究其形态性状对体重的影响，利用逐步回归法建立形态性状对体重的回归方程，拟合7个形态性状与体重的曲线模型。结果显示，口虾蛄体重的变异系数大于形态性状，雌性、雄性群体尾扇长、腹部宽、大螯长和体重等数量性状的差异极显著(P<0.01)，雌性、雄性和混合群体各数量性状的相关性达到极显著水平(P<0.01)。在形态性状的相互关系中，对雌性、雄性和混合群体而言，全长和体长的相关系数最大，分别为0.984、0.993和0.988；形态性状和体重的关系中，雌性的全长与体重的相关系数最大(0.973)，雄性的体长与体重的相关系数最大(0.974)，混合群体的腹部宽与体重的相关系数最大(0.969)。雌性和混合群体对体重直接作用最大形态性状均为腹部宽(通径系数分别为0.418和0.508)，雄性的体长对体重的直接作用最大(通径系数为0.613)。雌性、混合群体的腹部宽对体重的直接决定系数最大(0.175和0.258)，雄性的体长对体重的直接决定系数最大(0.376)。雌性群体选育时主要考虑全长、腹部宽和头胸甲长，雄性群体主要考虑体长和腹部宽，混合群体主要考虑腹部宽和全长。以形态性状为自变量，体重为因变量建立的雌性、雄性群体和混合群体回归方程分别为Y1=–48.499+0.315XTL+1.159XAW+0.186XCL(R2=0.978)、Y2=–55.987+0.453XBL +1.152XAW(R2=0.959)和Y3=–51.651+1.738XAW+0.274XTL(R2=0.960)。研究表明，口虾蛄形态性状与体重之间的最优拟合模型有线性模型、幂函数模型、指数函数模型等，雌性、雄性口虾蛄除全长、腹部长与体重的最优拟合模型类型相同外，其他均不同。     

不同生长时期黄姑鱼形态性状对体质量的影响效果分析

研究了2月龄和18月龄不同生长阶段的黄姑鱼体质量等9个表型性状的相关关系,采用通径分析方法计算了以体质量为依变量,其他性状为自变量的通径系数和决定系数,并对线性方程加以回归。结果表明,不同的生长阶段体质量的变异系数均为最大;2月龄的全长(0.576)与18月龄的体高(0.558)对体质量的直接作用最大,2月龄的全长与躯干长共同(0.4250)和18月龄的体高(0.3114)是决定体质量的主要性状;通过逐步回归分析方法,经偏回归系数显著性检验,建立了体质量为因变量,2月龄黄姑鱼的最优线性回归方程:y=-0.964+0.724x4+0.289x1(r2=0.957);18月龄黄姑鱼的最优线性回归方程:y=-600.412+54.162x7+18.03x1(r2=0.943);如果在这两个生长阶段对黄姑鱼进行性状选择育种,可以重点根据全长、躯干长、体高性状进行选择育种,对体质量进行间接选择育种,从而保证选择育种的效果。     

不同群体毛蚶形态性状对重量性状的影响效果分析

随机选取滨州港和连云港两个不同地理群体2龄毛蚶(Scapharca subcrenata Lischke)各300 ind,分别测定其壳长、壳高、壳宽、体重和软体重5个性状参数,计算各性状间的相关系数,以及以壳性状为自变量对重量性状为因变量的通径系数、决定系数及相关指数,并建立回归方程。结果表明,两群体毛蚶壳性状与体重和软体重的相关系数均达到极显著水平(P0.01);滨州港群体中壳宽对体重、软体重的直接影响最大,通径系数分别为0.659、0.461,是影响体重、软体重的主要因素。连云港群体中壳宽对体重的直接影响最大,通径系数为0.527,是影响体重的主要因素,影响软体重的主要因素是壳长,其通径系数为0.575;经多元回归分析,剔除不显著性状,建立了形态性状对重量性状的最优回归方程:滨州港群体Y=-8.013+0.073X1+0.152X2+0.508X3、Z=-1.463+0.030X1+0.027X2+0.061X3,连云港群体Y=-7.261+0.095X1+0.202X2+0.369X3、Z=-1.569+0.066X1+0.047X3,为毛蚶的遗传育种提供了理论依据和测度指标。     

花鲈幼鱼形态性状与体质量影响关系的通径分析

随机选取室内养殖的5月龄花鲈Lateolabrax maculatus幼鱼120尾,测定了全长(X_1)、体长(X_2)、体高(X_3)、头长(X_4)、眼后头长(X_5)、吻长(X_6)、眼径(X_7)、尾柄长(X_8)、尾柄高(X_9)、躯干长(X_(10))、体宽(X_(11))、眼间距(X_(12))和体质量(Y),通过相关分析和通径分析探寻影响体质量的主要形态性状,结合逐步回归分析建立了形态性状对体质量回归方程,为花鲈优良形态性状的选育提供参考。结果显示:5月龄花鲈各形态性状相关系数达到显著水平(除眼间距、眼后头长分别与眼径不显著外);体质量受体高直接影响作用最大(0.3966),其次为全长、体宽、眼径。这4个性状对体质量的共同决定系数总和为0.8822,表明体质量主要受这4个性状的影响。经多元回归分析,建立5月龄花鲈多元回归方程:Y=-3.434+0.033X_1+0.138X_3-0.064X_7+0.295X_(11)(R~2=0.882)。在对花鲈以体质量为主进行亲本选育时,应以体高(X_3)为主要选择性状,全长(X_1)、体宽(X_7)、眼径(X_1)为辅进行选育。     

星康吉鳗形态性状与体重的通径分析及生长曲线拟合

为探明星康吉鳗（Conger myriaster）形态性状和体重的关系，测定了体重（Y）及全长（X₁）、肛长（X₂）、尾长（X₃）、头长（X₄）、吻长（X₅）、眼径（X₆）、眼后头长（X₇）、背鳍前长（X₈）、躯干长（X₉）、头宽（X₁₀）、眼间距（X₁₁）等11个形态性状，通过相关分析、通径分析、回归分析等方法研究了形态性状对体重的影响；通过曲线拟合获得4个形态性状与体重的最佳拟合模型。结果表明，星康吉鳗各形态性状之间以及形态性状与体重之间均呈极显著正相关关系（P< 0.01）。相关分析发现肛长（X₂）与体重的相关系数最大（0.970）；通径分析发现肛长（X₂）对体重的直接作用最大（0.450），头宽（X₁₀）通过肛长（X₂）对体重的间接作用最大（0.431）；决定系数分析发现，肛长（X₂）对体重的直接决定系数最大（0.203），肛长（X₂）和头宽（X₁₀）的共同决定系数最大（0.172）。形态性状（X）与体重（Y）的多元回归方程为Y=-113.859+6.481X₂+49.213X₆+11.514X₇+20.145X₁₀（R²=0.954）。星康吉鳗肛长（X₂）、眼后头长（X₇）、头宽（X₁₀）与体重的最佳拟合模型为指数函数，模型方程分别为Y=1.466e^0.287X、Y=1.435e^1.328X、Y=1.970e^1.974X，眼径（X₆）与体重的最佳拟合模型为线性，方程为Y=-77.460+222.093X。结论认为，在星康吉鳗选育时，应以肛长（X₂）和头宽（X₁₀）为主要选择性状，以眼径（X₆）和眼后头长（X₇）为辅助选择性状。     

四角蛤蜊形态性状对重量性状的影响效果分析

以随机选取的123只野生四角蛤蜊为材料,对其形态性状(壳长X₁、壳高X₂、壳宽X₃)和重量性状(活体质量Y、软体质量Z)进行了测量,然后运用相关分析、通径分析和回归分析等分析方法研究形态性状对重量性状的影响。结果表明,5个数量性状间的相关系数均达到极显著水平(P<0.01)。形态性状对活体质量和软体质量的直接影响依次为壳宽>壳长>壳高。壳宽是影响活体质量和软体质量的主要因素,其决定系数分别为0.302 5和0.224 7。多元回归分析建立了估计活体质量、软体质量的最优回归方程:Y=-19.537+0.244X₁+0.266X₂+0.732X₃、Z=-2.456+0.035X₁+0.035X₂+0.089X₃。     

日本沼虾五群体形态性状对体质量的通径分析

为筛选出影响日本沼虾体质量的主要形态性状,以便确定人工选育的理想测定指标,以太湖、鄱阳湖、白洋淀、微山湖及淀山湖的野生日本沼虾为研究对象,随机选取各群体90尾虾测定19个形态指标,采用简单相关分析和通径分析等多元回归分析方法分析各群体对体质量作用较为突出的形态性状,并进行聚类分析。通径分析结果显示,太湖群体体长、头胸甲宽、第二步足长、头胸甲高、尾扇长对体质量的通径系数达到极显著,逐步回归建立其对体质量的回归方程、回归截距及相应的回归系数分别为–9.878、0.075、0.314、0.011、0.320、0.222;鄱阳湖群体头胸甲长、尾扇长、尾节宽、头胸甲宽、头胸甲高、尾节高、体长性状对体质量的通径系数达到极显著,回归截距和相应的回归系数分别为–1.618、0.392、–0.280、0.703、0.524、–0.359、0.688、–0.061;白洋淀群体体长、头胸甲宽、第二步足长和尾扇长对体质量的通径系数达到极显著,其回归截距和相应的回归系数分别为–4.796、0.082、0.222、0.007、0.136;微山湖群体头胸甲长、腹节高、第二步足长、腹节宽对体质量的通径系数达到极显著,其回归截距和相应的回归系数分别为–7.644、0.248、0.329、0.025、0.301;淀山湖群体体长、第二步足长、头胸甲宽、尾节宽、腹节宽对体质量的通径系数达到极显著,其回归截距和相应的回归系数为–6.257、0.019、0.018、0.164、0.264、0.162。体长与头胸甲性状在不同群体中都对体质量的作用十分明显。聚类结果显示,地理位置越接近,形态上越相似。研究表明,各个地区被保留的性状与体质量的复相关系数为0.965、0.904、0.902、0.971、0.955,为影响各自群体体质量的主要自变量。     

卵形鲳鲹不同月龄选育群体主要形态性状与体质量的相关性分析

为探讨卵形鲳鲹不同月龄选育群体主要形态性状对体质量的影响,跟踪测量了1月龄,4月龄,7月龄,10月龄和13月龄个体的全长(x1),体长(x2),体高(x3)和体质量(y),共测量2 635尾。运用相关分析、多元回归分析和通径分析的方法,计算了以体质量为因变量,其他形态性状为自变量的相关系数、通径系数和决定系数,剖分各性状对体质量的影响,建立最优多元回归方程。结果显示,在不同生长阶段,4个性状间的相关系数在0.017～0.960之间,除4月龄个体体高与其他性状间相关性不显著外,其他月龄群体各性状两两之间的相关性均达到了极显著水平;1月龄和4月龄个体全长对体质量的直接作用最大,7月龄、10月龄和13月龄个体则是体高对体质量的影响最大;各性状对体质量决定程度分析与通径分析变化趋势一致,各月龄群体全长、体长、体高估算体质量的多元线性回归方程的拟合度良好(86.9%～90.6%)。研究表明,影响体质量的主要形态因素已找出,选育时期不同,所选择的形态性状也应有所差异,为卵形鲳鲹选择育种提供了必要的技术参数。     

不同月龄缢蛏新品种数量性状的相关与通径分析

为了检测缢蛏新品种"申浙1号"不同月龄数量性状间的相关性。随机选取4、9、11月龄缢蛏个体60个以上,测量其壳长(SL)、壳高(SH)、壳宽(SW)、活体质量(W),采用相关与通径分析方法分析壳形态性状对活体质量的作用效果。结果显示,各数量性状之间的相关关系均达到极显著水平,其中与4、11月龄质量相关系数最大的是壳长,分别为0.911、0.631,与9月龄活体质量相关系数最大的是壳高,为0.653。通径分析结果显示,对4、9、11月龄活体质量的直接影响最大的分别是壳长(0.562)、壳宽(0.433)、壳高(0.394),决定系数与以上通径分析结果的变化趋势一致。利用逐步回归的方法分别建立4、9、11月龄缢蛏活体质量(W)的最优回归方程:W4=–0.756+0.039SL+0.112SW,R2=0.849;W9=–10.622+0.095SL+0.404SH+0.644SW,R2=0.631;W11=–23.772+0.207SL+0.805SH+0.587SW,R2=0.909。研究结果为缢蛏人工选育过程中的亲贝选择和产量预测等提供了基础数据。     

Standardization of photometric measurement of sperm concentration from diploid and tetraploid Pacific oysters, Crassostrea gigas (Thunberg)

To provide necessary standardization of procedures for cryopreservation of sperm, a spectrophotomeric method was developed to determine the sperm concentration of diploid and tetraploid Pacific oysters, Crassostrea gigas. Wavelengths of 380, 550, 581 and 780 nm were compared, and 550 and 581 nm were found to be the most sensitive and reliable. A linear relationship between sperm concentration and photometric absorbance was observed for sperm concentrations between 2 × 10⁷ and 2 × 10⁹ cells mL^?1. The regression equation for the standard curve at 550 nm for sperm of diploid oysters was Y=?8.528+1.165 log X. The equation for sperm of tetraploid oysters was Y=?8.844+1.236 log X. The equation at 581 nm for sperm of diploid oysters was Y=?8.07+1.104 log X. The equation at 581 nm for sperm of tetraploid oysters was Y=?8.331+1.167 log X. Comparisons derived from the standard curves at 581 nm between observed values and the predicted values indicated good agreement for sperm from diploid (coefficient of determination, r²=0.983) and tetraploid (r²=0.980) oysters.     

Reproductive biology of Oreochromis mossambicus populations of man-made lakes in Sri Lanka: a comparative study

Abstract. The sex ratio, mean size at maturity (L_m), gonosomatic index (GSI), frequency of distribution of egg diameter of the mature ovaries and fecundity of Oreochromis mossambicus (Peters) populations of 12 man-made lakes were studied using commercial landings from the gill-net fishery. The overall sex ratio was 1·0:0·88 of females to males and that of the individual populations varied from 1·0:0·54 to 1·0:1·34. The L_m ranged from 16·0 to 21·0 cm (TL) and was found to be correlated to the size of the water-body. The GSI of the females in stage V, the stage prior to spawning, did not differ from each other, except in one reservoir. The variations in the mean egg size (μ) of different populations were negatively correlated to the fecundity of a Ash of standard weight (FW₂₀₀) of the different populations and the relationship was, y =3487·4– 1·14FW₂₀₀(df = 10; r= -0·64; P < 0·05) The overall fecundity ranged from 318 to 3169 in fish ranging in body length (TL) and body weight from 16·5 to 32·0 cm and 80 to 651 g respectively. Fecundity was linearly related to body weight and curvilinearly to body length. The exponent b of the fecundity (F) length (1) regressions (F = aL^b) of the different populations varied between 1·20 and 3·83. The overall relationship of fecundity to body weight (W) and body length (1) for O. mossambicus reservoir populations in Sri Lanka were: F = 3·23W + 357·8 (df = 203; r= 0·73; P < 0·001) F = l·52L^2·11(df = 203; r= 0·68; P < 0·001) The variations in the theoretical fecundity calculated for a standard size individual of 200 g in weight (FW₂₀₀) of the reservoir populations were correlated to the mean fishing pressure (X) exerted on each population according to the equations. (a) FW₂₀₀= 10–24X+ 896·8 (df 9; r= 0·58; P < 0·05) (b) FW₂₀₀= 1200 – 422·76e^?0·102X (df 9; P < 0·05)     

Food consumption, moulting and survival of Penaeus semisulcatus during over-wintering

Over‐wintering of Penaeus semisulcatus (20.61 g) at three different temperatures (14, 18 and 22°C) was carried out in a greenhouse in three different closed recirculating systems. Temperature significantly influenced specific growth rate (SGR) and moulting interval (MI) (P<0.05). The SGR was 15‐fold higher and the MI was 2.7‐fold shorter at 22°C in comparison with 14°C. The relationship between SGR and temperature (T) was: Y=?0.053+0.070T (R²=0.97). Shrimps over‐wintered at 14°C consumed almost three times less food (0.43% body weight) than those at 22°C (1.28%) (P<0.05). A positive relationship (FR=0.426T–0.020, R²=0.99) was observed between feeding rate (FR) and temperature. The survival rate achieved at 14, 18 and 22°C over the experimental period of 70 days was 87%, 67% and 73% respectively. Our data indicate that it is possible to over‐winter this shrimp species in the sub‐tropical regions by maintaining water temperature at around 14°C and 39 ppt salinity, in which little energy expenditure is needed, and the shrimp can survive and consume minimum amount of feed.     

Effect of dietary protein level on growth and food utilization in juvenile Murray cod Maccullochella peelii peelii (Mitchell)

Murray cod Maccullochella peelii peelii (Mitchell) is a freshwater Percichthyid fish considered to have high culture potential. Growth and feed utilization were examined in a 56‐day experiment, in which triplicate groups of juvenile Murray cod (initial weight 21.5 ± 0.03 g) were fed isocalorific diets (gross energy content of about 21 kJ g^?1) containing 40%, 45%, 50%, 55% or 60% protein (designated P40, P45, etc.). Final mean weight, percentage increase in weight and specific growth rate (SGR; % day?1) were highest in fish fed the P50 diet. Food conversion ratio (FCR; 1.05 ± 0.04) and protein efficiency ratio (PER; 1.98 ± 0.11) were also best in fish on the P50 diet, but the differences in these parameters from the corresponding values on diets P55 and P60 were not always significant. FCR (Y) was related to dietary protein content (X), the relationship being a second‐order polynomial, in which Y = 0.004X²?0.431X + 12.305 (r= 0.95; P < 0.01). The proportions of carcass moisture, protein, lipid and ash did not differ among the different dietary treatments. The protein conversion efficiency (y) was negatively correlated to percentage dietary protein (X) content, the relationship being: y = 62.76–0.62X (r= 0.99; P < 0.01).