対馬のトウヨウミツバチの系統的位置　―働き蜂の翅形態形質による多変量解析―

ミツパテ科学23(3):115-120 HoneybeeScience(2002)

対馬 の トウヨウ ミツパ テの系統 的位置

一働 き蜂の超形態形質

による多変量解析-高橋 純一,吉 田 忠晴

は じめに

現在 日本では,在来種 の ミツバチを使 って養 蜂を営んでいる地域 はご く限 られている. その よ うな中で,今 日なお養蜂が盛んな地域 の一つ に長崎県対馬地方があげ られ る (図 1).現在の ところ対馬で飼養 されて いる蜂群数 はおおよそ 2000群 ほどで,明治 にな って導入 されたセイ ヨウ ミツバチ

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を使 った養蜂 は全 く行なわれていない (吉 田,2000).また, 対馬 は地理的に日本 と朝鮮半島の問に位置す る 大陸島で,大陸由来の生物が生息 してお り生物 地理学的 にみて も大変興味深 い生物相 をな して いる地域で もある. これ らの生物 と同様 にここ に生息す る ミツバチは, 日本本土 に生息す るニ ホ ンミツバチ

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が どのように日 本列島に侵入 しその分布 を広 げて きたのかを明 らか にす る上 で大変重要 な地域 のひ とつ で あ る. なぜな ら,過去 に日本列島に進出 し分布を 広 げ る上 で ニ ホ ン ミツバ チの祖先 は大 き く3 つのルー トか ら侵入 して きた可能性が予測 され る.ひとっ は台湾か ら南西諸島を北上す るルー トで, もうひとっ は沿海州 か ら北海道を経由 し て南下するルー ト, そ して朝鮮半島か ら対馬を 経 由 して九州 に侵入 し南北 に分かれ るルー トで ある. 日本列島は最終氷期 の後 に起 きた海面上 昇 によりユーラシア大陸 と対馬および下北半島 に海峡ができた ことによ り地理的隔離が生 じ現 在 に至 っているが,大陸集団か ら分化 したと考 え られ るニホ ンミツバチの祖先種 にあたる大陸 由来の トウヨウ ミツバチの特徴を今 もなお残 し ている可能性があるか らである. さらに, トウ ヨウ ミツパテの形態形質の比較解析 を行 い東南 図 1 対馬で行なわれている伝統的な養蜂 ア ジア一帯 に生息す る本種を

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の 4亜種 に分 けた Ruttnerによれば,対馬 に生息 す る ミツパテと本州 に生息す るニホ ンミツバチ との間で形態的に異なる特徴がい くつかあるこ とを指摘 している (Ruttner1986).また, ミ トコン ドリア

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の制限酵素断片解析 によ っ て も対馬の ミソバチは,本州や九州の集団よ り も韓国の集団 との類似性が高 いことが明 らかに なっている(Deowanishetalリ1996).これ ら の結果か ら推測す ると,対馬 に生息す る ミツパ テは, ニホ ンミツバチよ りもむ しろ朝鮮半島か ら中国にかけて分布す る トウヨウ ミツパ

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に系統的に近縁である可能性が推測 された. そ こで今回我 々は,韓国,対馬および本州, 九州 に生息す る トウヨウ ミツパテの働 き蜂の超 の形態形質の比較を多変量解析法 という統計処 理 による解析 を行 ない,対馬 に生息す る ミツバ チが 日本および韓国 どち らの集団 と類似性が高 いのか, そ して どの程度集団問に形態変異が存 在 しているのかにつ いて解析を行 なった.

図2 標本 の採 集地域 材料及び方法 採集地点 解析 に使用 した働 き蜂 は1999年 か ら2001 年 にかけて 日本Eg内では7地域,長崎県対馬, 熊本県八代市,福岡県博多市,山口県山口市, 京都府宇治市,石川県小松市,埼玉県久喜市, また韓国で は南原市か らの合計8地域で,それ ぞれ自然営巣を行 な っているコロニーか ら合計 206個体の働 き蜂を解析 に使用 した.サ ンプル の採集場所および個体数 は図2に示 した. 形質の測定法 各個体 につ き測定 に使用 した廼形態形質 は, 表1延】の11形態形質の平均値と

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L18号 形質 略号 Ⅳ 平均±標準偏差(mm) 前週の長さ FwL 前辺の幅 FwW 径室の長さ RcL 径室の幅 RcB 遡室aのM… の M… ｡ 06 879±0181 06 2.97±0.078 06 3.16±0.072 06 0.41±0024 06 0.65±0.492 第

1

脈節の長さ 後辺の長さ HwL 206 593±0.159 後辺の幅 HwW 206 163±0058 麺的の長さ EH 206 114±0068 遡鈎の数 NH 206 18.27±1.292 径脈基部の長さ ML 206 1.42±0.044 中央脈の長さ VL 206 1.18±0.053 で使 われて る部位 の うち11形質 を使用 した. 測定 した形質の名称および略号 を表 1に,測定 部位 は図3に示 した.また表 1には各形質の平 均値 と標準偏差 を示 した.測定 に使用 した麹 は,胴体か ら切 り離 しプ レパ ラー ト標本 を作製 した後,双眼実体顕微鏡下 に設置 したマイクロ メー ターによ って測定 を した.以降 の図表 で は,測定 された形質 に対 して表 1に示 された略 語 を用 いる. 統計処理 統計解析 はJMP (SAS Institute,1995)お よびStatistlCa(1997)を用 いて行な った.全 ての測定値 は, 自然対数 に変換 を した.形態形 質 を扱 う場合,対数変換 は以下 の二つの点で不 可欠である.対数化 しない測定値 を分析 に用 い ると,集団感で形質のば らつ きの程度が同 じで あ って も,分散値 は平均値 の差 に影響 されて異 なる値を もっ. このような性質 は集団問での等 分散性 を要 求 され る解析 に対 して不都合 で あ る. そのため対数化す ることにより,各変量 に 対 して平均値か ら独立 した分散値 を得 ることが で きる. さらに対数化 された変量 の分散 は測定 尺度 に影響を受 けない. また正規分布 を前提 と した解析 に用 いるために,対数変換をお こな う と正規性か らのずれに対 して頑健で はない判別 分析 などに も好 ま しい結果 を もた らす. そこで 図3 トウヨウミツバチの超の11形態形質の測定箇 所

帆.i ･p^ヽりJ6,:′SQC.4./ク<ノ:;i+,.,I,t,I,･,ij･∴御物 右享/㌢∴ //･メjy /,IA/I/ OCO Ol○ ○20 030 0■O O50 064 070 (,80 0gC t00 i 図4 11形質それぞれの集団内 ･間分散成分 の相対比 まず全ての各集団において,対数化 された各形 態的変量が実際に正規分布 に従 うか否かを明 ら か にす るために,対数化 された全ての測定値 (11形 質

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集 団)の そ れ ぞ れ に 対 して Sapiro-Wilkの正 規性 の検定 を行 な った. ま た,集団間の遺伝的分化を有無 について類推す るために形質の相関行列 に基づいた主成分分析 (principalcomponentanalysis)を行なった. そ して集団問の形態的差異 の程度 を知 るために 判別分析 (discriminantanalysis) を行 なっ た. この解析に先立 って集団感で形質の分散共 分散行列の同質性を検定 し,有意な差が認め ら れる場合には判別式に集団 ごとの分散共分散行 列が用 いられ,認め られない場合には全ての個 体をプール した分散共分散行列を用いることに した. さらにこのような集団間の形態の相違 に 各形質がどれだけ寄与 しているのかを知 るため に正準判別分析 (canonicaldiscriminatanal -ysis) を行なった.主成分分析では全体のば ら つきを最大化するのに対 して正準判別分析は集 団内のば らつ きに対する集団間のば らつ きを最 大化する変量の全形質を線形結合することによ って作成 される. これ らの超の形態形質 に類似 した集団をグループ化す る目的で階層的 クラス ター分析を行なった.集団間の形態類似度を示 す 距 離 係 数 に は マ - ラ ノ ビ ス の 汎 距 離 (Mahalanobis-generalizeddistance)を用 い た. この値 を全 て の集 団 間 で求 め たの ち, UPGMA法 によって樹状図を作成 した. 117 結果および考察 8集 団 の各 11形 質 に対 して,Sapiro-Wilk の正規性の検定を行な ったところ,合計88変 量の うち,72変量 は (82%)正規分布か ら有意 に異 ならないことが明 らかになった (有意水準 p-0.05). したが って,正規性を前提 に したい くつかの解析 は, こうしたデータに対 して十分 頑健性を示すと考え られ る.集団問分散成分 と 集団内分散成分を各形質 ごとに計算 し百分率で 示 した (図 4).集団間分散成分 と集団内分散成 分の比 は,RcBにおいて最 も大 きか った.この 結果 は,RcBが他の形質 に比べて集団間で分化 の程度がより大 きいことを示 している.また, EH とM3.LIaを除いたこの他の形質 も集団内よ りも集団間の方が相対的に大 きな分散成分を示 していることか ら,集団間の分化の解析に利用 することができると考え られた. 主成分分析の結果を表2に示 した.第 1･第 2主成分 によ って全体 の 46%が説明す ること ができた (哀 2).第 1主成分の係数 は11形質 すべてにおいて正の値を示 し,EH,M3+仙 NH を除いた形質において大 きな正の値を示 してい る. この結果 は, これ らの形質の値が増加 した 場合,第 1主成分スコアもそれに伴 って増加す ることを示 している. したが って第1主成分 は サ イ ズ の指 標 に な る と考 え られ る.第2主 表2 トウヨウミツバチの働き蜂の11形質の相関係 数から計算 した各形質の主成分分析及び集団 平均 の結果 形'Ef 第 1主硯分 節2主成分 鵜団 第1∃三城/I) 第2主成分 済 率 FWL FWW RCL RCB ⋮ ⋮ ⋮ m ⋮ ML vL 訓 的 輪国南原市 埼玉 県久富市 福岡LE?<博多市 石川E,IP<小松市 京都 何字I'台市 山口県山口市 熊本 県八代市 良崎L,TA対.ir=, _8 46 朗 85 87 65 14 5

蓑3 マ-ラノビスの汎距離による判別分析から各集団に判別さjlた個体数と正答率 集団 正答率(%) 韓国 埼玉県 福 岡県 石川県 京都府 山 口県 熊本県 対局 韓国南原市 97.5 埼玉 県久喜市 65.0 福 岡県博多市 石川県小松市 京都府一宇治市 山 口県山 口市 熊本県八代市 長崎県対 馬 1 0 0 0 0 3 7 0 0 5 5 7 4 8 7 7 6 6 39 0 0 1 0 3 0 1 0 13 0 1 0 0 1 4 3 1 1 0 1 6 1 0 2 2 0 o o o o o 13 3 0 0 0 1 2 1 5 -0 0 0 1 1 4 1 1 3 成分では,前超の形質が正 を後麹の形質が負を 示す傾向がみ られた. この ことか ら, これ らの 形質 は一般 の廼 サイズとは独立 した形質で前週 に関連 した主成分であると考え られた.つま り 第2主成分 は,前週の形質 と後麹 の形質の相対 的 なば らつ きを示 していることが考え られた. 表2には,第 1･第 2主成分 スコアの集団平均 値 を示 した. これ らの値 は,一元分散分析 によ り,集団間で有意 な差が見 られた

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この結果か ら集団間にはサイズだけではな く前 麹 と後超の相対値 に も集団間で変異が存在す る ことが予測 された. 8集団の間で分散一共分散行列 に有意 な差が 認 め られなか ったので,Cr2検定,有意確率

p-0.09),判別分析では,こみに した分散一共分散 行列 を用 いた.各集 団 の判 別率 は,47%か ら 98%の メ ンバ ーが正 しく本来 の集団 に判別 さ 表4 トウヨウミツバチの働き蜂の11形質から計算 した正準判別分析及び集団平均の結果 形質 第1正it暇E-d 第2TE准変i請 JJiiB] 第1正蝉変m n2正雄変iii 九 州 L B 十 Ⅵ Ⅵ c c 3 ド ド R R M 帥国向原巾 埼7.1)T!-久苗T11 矧 喜郎かガ多TF 石川県小松TTl 京 如何宇治 Iけ 山 口Ll;土山ロTT7 根本LFl八代巾 長崎LE;ulT燭 れた (表 3).この結果 は,各集団の形態がわず かに重複 しあっているものの,形態的な独立性 をかな りの程度保有 していることを示 している 正準判別分析の結果を表 4に示 した.は じめ の2つの正準変量 を示 した.集団間のば らつ き を最 もよ く示す第 1正準変量 と してはFwL, FwW,HwL,HwW,RcB,VLの係数が大 き な値 を示 している. これ らの値が集団問の形態 的差異 に最 も強 く寄与 していることが推察 され た.その他の値 は係数の絶対値が小 さいことか ら,集団間の形態的差異 に対す る寄与度が相対 的 に低 いことが推察 された. この結果か ら第 1 正準変量 スコアの大 きい個体 ほど,相対的に大 きな前建および後麹を持つ ことになる.第2正 準変量ではFwL,M3+4｡,HwL,MLが大 きな 正 の値 を,RcBと EH, NHが大 きな負の値 を 示 している. こられの形質問での相対的なサイ ズ増加のば らつ きを示 し, これ らのサイズが集 団間の類別 に寄与す ることが推測 された. 表 4 には第 1･第2正準変量 スコアの集団平均値を 示 した.第 1正準変量 と第2正準変量 による座 標づ けの結果を図5aに示 した.図5bには,同 じ集団内に属す る個体 は楕 円で囲んだ(75%信 頼限界).75%信頼限界 は ミツバチの集団間の 生態型や亜種問のグルー ピングに使われている の指標である (Ruttner1988).第 1･第 2正 準変量 ともに韓国を除いた 日本の集団同士 は互 いに大 き く重 な りあ って いた.一方韓 国集 団 は, 第 1･第2正準変量 ともに日本の集B]とは 大 きく離れていた. また,地理的に近 い対馬 と 韓 国集 団問 は第1正準変量 にお いて最 も離 れ ていた.図6にはクラスター解析の結果 を示 し

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才 図 5 (a)第 1･第

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集団 の個体の散布図 (b)第 1･第 2正準スコアに基づいた8集団 ごとの区分け(75%信頼限界による) た.8集団 は,韓国 と日本 の集団の 2つの クラ スターに分かれた. しか しなが ら, 日本集団の 間には結合距離 と地理的関係 との間 に明瞭な関 係を見出す ことはで きなか った.韓Egと対馬の あいだで も同様であった.今回の結果か ら,地 域集団間における形態的類似度 は地理的距離 と の明確な対応が見 られなか った. 119 以上 の結果か ら, トウヨウ ミツバチの働 き蜂 の超形質 には,多 くの地理的変異的が存在す る ことが これ らの分析 を通 じて明 らかにな った. 対馬 と韓国に生息す る トウヨウ ミツバチとの間 には,超形質 において一般的に ミツバチの形態 比 較 で 用 い られ て い る亜 種 問 レベ ル の 差 (75%) に値す る大 きな差異が検 出された. こ れにより,対馬集団 は韓国の トウヨウ ミツバチ とは形態的に異なることが明 らかになった. ま た,超形質のい くつかは集団問で大 きくば らつ いてお り, と くに

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は集 団 を分 ける重要 な 形質 となっていた. しか しなが ら,今回の解析 では集団問の形質 と地理 的距離 との問には一貫 した傾向を見出す ことがで きなか った. また韓 国 と対 馬 の集 団 の 問 に は, ミ トコ ン ドリア DNAの制限酵素 断片解析 で得 られたよ うな近 縁性を支持す る結果 は得 ることがで きなか った 一方で対馬集団 は,廼形質 において 日本本土 の ニホ ンミツパテの集団 と極 めて形態的類似性が 高いことが今回の結果か ら明 らかなため,対馬 の ミツバチはニホ ンミツパテ亜種 のグループに 含めることが妥当であると考え られた.以前 に

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いて行 な った多変量解析 による結果では,対馬集B]が 日 本の本土集団 とは形態的に異 な り少 な くとも生 態型 として扱 うことを提起 していたが,今回の 我 々の結果か らはこれを支持す ることがで きな 240 韓国南原市 - 埼玉県久喜 市 福岡県博 多市 長崎県対馬 熊本県八代市 京都府宇治市 - 石川県小松 市 l l - 山口県山口市 図6 マ-ラノビスの汎距離に基づいた8集団のUPGMA法によるクラスター分析

か った. しか しなが ら, ミトコン ドリアDNA の非制限領域の塩基配列の比較解析か らは,対 馬集団には日本本土の集団 と異 なる-プロタイ プ が存 在 して い る (Takahashiet al. ,sub-mitted)ことか ら,対馬集団を生態型 として扱 うかどうかに関 しては今後更に多 くの形態形質 を用 いた解析 と分子 レベルでの解析による検討 が必要である. これまで もニホンミツバチの集 団問の地理的変異 に関する研究 は,い くつか行 なわれて きたが それ らは少数 の標本であ った り,あるいは個 々の形質を個別に比較解析 した ものであったため, ミツパテの集団間の変異パ ター ンを明 らか にす るに は不 十分 で あ った

(Akahira and Sakagami1959a,b,C;岡田 ら, 1956;Ruttner1986;1988).なぜな ら, ミツパテは高度 に社会化 された組織であ り,環 境の変化 に対 して自ら調節する能力を持っ こと か ら,他の昆虫類よりも環境的な影響を受 けに くいことが推測 される. このような ミツバチの 微少な地理的変異を検出す る研究に対 しては, 多変量解析法 は非常に有効であることか ら,今 後更 にこのような問題 に対 して これ らの解析法 を用 いた研究が進展することが期待 される. 謝 辞 北海道大学の秋元信一博士,東京大学の立田 暗記博士,大野豪氏には解析を進める上で有益 な助言を していただいた. また,標本を採集す るにあたりソウル大学の K.S.Woo教授, 北 海道大学の広永輝彦氏,養蜂家の福田道弘氏, 野 口耕治氏,大浦勝毅氏,竹谷源太郎氏,富沢 章氏には大変お世話になった. この場 をか りて お礼申 しあげたい. (高橋 :〒194-8610 東京都 町田市玉川学 園 6-1-1 玉川大学大学院農学研究科昆虫学研究室,吉田:玉川 大学 ミツバチ科学研究施設) 引用文献

Akahira,Y.& S.F.Sakagami1959a.ユour.Fac. Sci.HokkaidoUniv.10(2):353-362.

Akahira,Y.& S.F.Sakagami1959b.Jour.Fac. Sci.HokkaidoUniv.Ser.Ⅵ,Zool.14:175-184.

Akahlra, Y. & S. F. Sakagami 1959C. Annotationes.Zoo】ogicae.Japanese.32(1): 35-42.

Dewonish,SりJ,Nakamura,M.MatsukaandK Kimura1996.Apidologie27:407-413.

Mattu V.K.& L R Verma.1984.J.Apic.Res. 23(1)二3-10.

岡田一次,酒井哲夫,長谷川操.1956.昆虫 (2):145

-154.

Ruttner,F.1986. ミツバチ科学 7(1):1-4. Ruttner,F.1988.Biogeographyand taxonomy

ofhoneybees.Springer-Verlag.Bellln.284pp. 吉田忠晴.2000.ニホンミツバチの飼育法と生憩 玉

川大学出版部.東泉 135pp.

JUN-IcHITAKAHASHTi)and TADAHARU YosHIDA2)

PhylogeneticpositlOn OfTsushimalsland hon-eybee-MultivaIiate analysis using wing morphologlCalcharactersoftheworker-.Hone y-beeScience(2002)23(3),115-120.1)Laboratory ofEntomology,GraduateSchoolofAgl･iculture,

TamagawaUniversity,2)HoneybeeScienceRe -search Center,Tamagawa University,Machida,

Tokyo,194-8610Japan.

Tsushima Island honeybee is continental Island between South Korea and Japan.A phylogenic position of this honeybee un-revealed thatbelong toeitherecotypeofApis ceylanajaponicaorA.ceranafrom SouthKorea,

andthatthisislandhoneybeeisakeytoinves -tigateorigin JapanesehoneybeeA.C.japonica on biogeography.Weexamined morphologlCal differentiatlOnbetweeneightpopulationofAp2S cerana wi th worker.swingsusing multivariate mo】`phOmetrics. Principle compollent allalysis and factoranalysisshowed thatelghtpopul a-tionsdifferedsignificantlyfrom oneanotheron 75% collfidencelimitedlevel.Discriminantanal -ysisshowedthat47-97%ofpopulationmembers werecol-reCtlyclassifiedintotheorlginalpopul lations.An UPGMA dendrogram constructed from a cluster analysis are shown two branches,One that consist of the Tsushima lSland and theotherJapanesepopulatlOnS,and theotherthatconsistoftheonlySouthKorea population. These results suggest that Tsushima island populatlOn COmblneSthes ub-speciesA.C.japonica.