Популяции со случайным скрещиванием

Таким образом, половина этих локусов гетерозиготна, а половина гомозиготна, что и следовало ожидать для популяции со случайным скрещиванием, находящейся в равновесии Харди— Вайнберга (гл. 4). Если, однако, скрещивание не является случайным, приведенная формула неприменима для измерения гомо-и гетерозиготности в популяции. Тем не менее она служит мерой генного единообразия ( ) и разнообразия (Н) в популяции и как таковая может быть использована. Поскольку все популяции -в той или иной мере отклоняются от модели случайного скрещивания (гл. 7), предпочтительнее рассматривать / и Я как меры соответственно единообразия и разнообразия генов, а для определения уровней гетерозиготности использовать более прямые измерения. [c.240]

Сцепление и ассоциация. Иногда предполагают, что сцепленные гены в популяции должны ассоциировать, т.е. хромосомные комбинации АВ и аЪ (притяжение) должны обнаруживаться чаще, чем комбинации АЬ и аВ (отталкивание). Однако для популяции со случайным скрещиванием это не так. Даже при тесном сцеплении повторяющийся во многих поколениях кроссинговер будет приводить к равномерному распределению в популяции всех четырех комбинаций АВ, аЪ, АЬ, аВ. Как правило, ассоциация генетических признаков не указывает на сцепление, а вызвана другими причинами. [c.192]

Большие популяции со случайным скрещиванием [c.9]

БОЛЬШИЕ ПОПУЛЯЦИИ СО СЛУЧАЙНЫМ СКРЕЩИВАНИЕМ [c.11]

В популяции со случайным скрещиванием частоты трех генотипов связаны между собой еще и таким соотношением [c.15]

Рис. 1.2. Частоты трех генотипов в популяции со случайным, скрещиванием представлены в виде площадей трех частей равностороннего треугольника [327].

Как уже говорилось, для равновесной популяции со случайным скрещиванием (О, Н, Я) = (р , 2рд, д ), а частоты генотипов связаны уравнением 40Я = Н , которое графически изображается параболой (рис. 1.6). Другими словами, парабола есть геометрическое место точек, представляющих собой популяцию (р , 2рд, д" ). Если опустить перпендикуляр из любой точки параболы на основание треугольника, разделив [c.18]

Рис. 1.6. Точки, представляющие популяции со случайным скрещиванием, Р= = р , 2рд, д ), лежат на параболе Н =40Я.

Найдите процент гетерозиготных особей в популяции со случайным скрещиванием, в которой имеется 5% особей рецессивного фенотипа. Ответ 2(1— ]/0,05) X 1/Жб5=34,7%. [c.20]

Частоты сочетаний МР в популяции со случайным скрещиванием [c.30]

Поскольку каждая пара МЫ—МЫ обладает двумя независимыми генами и частота таких пар в популяции со случайным скрещиванием равна pq и поскольку пары всех других типов обладают тремя независимыми генами каждая, то в среднем на каждую пару МР будет приходиться 2pq + i —pq) =3—pq независимых генов. Максимальное значение pq равно следовательно, на одну пару МР приходится минимум 3,00—0,25=2,75 независимых генов. В случае с группами [c.31]

В большой популяции со случайным скрещиванием частоты генов у самцов и самок равны. Если по тем или иным причинам в каком-либо поколении это равенство нарушается, то в дальнейшем при наличии [c.34]

Теперь, когда мы рассмотрели основные свойства линейной регрессии, мы сможем осмысленно и без труда применять ее для решения генетических задач. Рассмотрим популяцию со случайным скрещиванием в отношении одной пары генов (табл, 3.1). Пусть Х=2, 1, О — независимая переменная, представляющая генотипы АА, Аа и аа соответственно. Значение X соответствует числу генов А в генотипе. Пусть У — некое среднее значение количественного признака для данного генотипа (среднее значение генотипа). Это значение есть среднее фенотипическое выражение генотипа без учета происходящих с течением времени воздействий окружающей среды. Если его значение для гетерозиготы находится точно посредине между соответствующими значениями для двух гомозигот, т. е. если 2У1 = У2-1-Уо> то говорят, что между этими аллелями нет доминирования в отношении данного количественного признака. Величину Уз—У1 = У1—Уо можно тогда рассматривать как эффект единичного генного замещения. В этом случае все точки X, У) лежат на прямой и корреляция будет полной. Дисперсию У можно рассчитать из дисперсии X. В нашей прежней системе обозначений Х=Ь, 0 = 0, оу= а1-, дальнейшего разложения дисперсии У мы не производим. [c.45]

Линейная регрессия генотипических величин У на дозу гена А в популяции со случайным скрещиванием [c.45]

Для частного случая популяции со случайным скрещиванием диплоидных особей имеем [c.52]

Таким образом, мы видим, что для популяции со случайным скрещиванием контраст /П1 — ГП2 между двумя частями действительно эквивалентен коэффициенту регрессии и линейной компоненте дисперсии 2р (/П1 —/Пг)2. [c.53]

Совместное распределение пар мать—ребенок в популяции со случайным скрещиванием уже приводилось нами в табл. 2.5, которая, таким образом, является таблицей корреляций между матерью (или отцом) и одним из ее (его) детей. Далее мы будем говорить о корреляции родитель—ребенок по аутосомным генам вышеупомянутая таблица для удобства воспроизведена здесь под номером 3.6. Каждый генотип характеризуется как величиной X, так и величиной У. Поэтому существуют два типа корреляций родитель — ребенок — одна по их величинам X гхх ) и другая по У(/ ууО- Рассчитаем вначале Гхх - Как для популяции родителей, так и для популяции потомков [c.55]

Условные и совместные распределения вероятностей генотипов для пар двоюродных сибсов в популяции со случайным скрещиванием [c.72]

Докажем теперь общую теорему о том, что равновесные доли зигот авто-2/п-плоидной популяции со случайным скрещиванием задаются членами разложения (р + д) и соответственно доля зигот [c.141]

Основное предположение, на котором основаны последующие рассуждения, заключается в том, что частоты девяти генотипов даются разложением (рЧ-9)2(ы + и)2 [см. соотношения (3) для популяции со случайным скрещиванием]. Предполагается, что количественные значения У генотипов не имеют селективной ценности (по ним нет отбора) если отбор все-таки действует, то предполагается, что его влияние недостаточно для того, чтобы существенно нарушить равновесное распределение (3). Если количественное значение признака строго определяется отбором, то распределение генотипических частот должно выражаться формулой (4), и анализ будет более сложным. [c.169]

Обратите внимание, что в популяции со случайным скрещиванием Р и [c.214]

О не зависят от типа данной гаметы какой бы ни была данная гамета, ее шансы объединиться с гаметой А равны р, а с гаметой а — 9. Другими словами, в популяции со случайным скрещиванием Р=р и 0=д, а приведенное выше выражение становится равным единице. Если, однако, объединяющиеся гаметы сочетаются так, что Р больше р, величина (1—P)Jg будет меньше единицы. Коэффициент Бернштейна а определяется равенством [c.214]

В гл. 1 для изображения всех популяций со случайным скрещиванием была использована парабола 40Я—Я = 0, построенная в системе однородных треугольных координат. Подобным образом можно графически представить соотношения Райта (2) для различных частот генов при данной (фиксированной) величине Р. Для примера возьмем [c.214]

Чем больше величина Р, тем меньше величина а. В то время как Р изменяется от О до 1, величина а варьирует от 0,707 до 0,500, что показано в табл. 15.1. В популяции со случайным скрещиванием (/ =0) а = 1/2 = 0,7071. [c.260]

В виде схемы причинности, т. е. точно так, как это было сделано для аутосомных генов. Легко убедиться в том, что для популяции со случайным скрещиванием [c.269]

Для простоты предположим, что имеет место свободное скрещивание, а вклад общих факторов среды в корреляцию отсутствует. Рассмотрим два признака, скажем вес (ш) и рост t). Наследование и корреляцию между членами семьи для каждого из этих двух признаков можно изучать отдельно. Однако в результате влияния общих генов данные признаки коррелируют. Если вес контролируется четырьмя локусами А, а В, Ь С, с Ь, ) и рост —тоже четырьмя локусами (С, с О, й Е, е Р, f), то и рост и вес будут коррелировать благодаря общему влиянию (С, с О, й). Гены, контролирующие рост ( генотип роста), и гены, контролирующие вес ( генотип веса), перекрываются , создавая тем самым корреляцию (гс) между двумя генотипами . Изучая одновременно два выбранных нами признака, мы сможем оценить степень корреляции между двумя генотипами. Сначала представим себе особь, состоящую как бы из двух отдельных генотипов С ш)—генотипа веса и С( )—генотипа роста. Корреляцию между этими двумя генотипами обозначим на рис. 15.11 через Га. Обычно коэффициент пути от генотипа к генотипу для одного признака обозначают через /г теперь нам понадобится /г для веса и /гг — для роста. Однако с целью упрощения записи положим ш=/г и 1=Ы, как показано на рис. 15.11. В популяции со случайным скрещиванием путь от генотипа родителя к генотипу потомка равен Ьа=72 отдельно как для веса, так и для роста. Теперь мы можем исследовать корреляцию родитель — потомок четырьмя разными способами, используя раз- [c.272]

При случайном скрещивании общая дисперсия будет просто равна 2n pq) без члена 2п(2п—l)fpq, обусловленного корреляцией между аллелями. Дисперсия (36) популяции с ассортативным скрещиванием может быть гораздо больше, чем дисперсия для популяции со случайным скрещиванием вследствие ее зависимости от п и /. Ковариация между величинами и А Л-А - -ВгЛ-Bi- -... двух осо- [c.336]

Не так давно появился ряд сообщений [395, 598,605] о том, что закон равновесия для популяций со случайным скрещиванием был установлен еще в 1903 г., т. е. за 5 лет до Харди и Вайнберга, Кастлом [57], но эта оригинальная работа была забыта его учениками и коллегами. Говоря кратко, Кастл показал, что если нет отбора, то популяции АА, Аа, аа) [c.16]

Теперь рассмотрим генетическую выборку ( ), Я) из популяции со случайным скрещиванием, где П- -Р = 0. Вероятность встретить особь с рецессивным признаком есть y=q , а вероятность встретить особь, обладающую доминантным признаком, равна 1—у= —q . Здесь мы имеем дело с простой биномиальной переменной, выборочная дисперсия которой У(у ) =у 1—у)/О. Следовательно, роль х здесь играет ql n0Э10щdy dx=dq dq=2q. [c.37]

Популяцию со случайным скрещиванием, рассматриваемую в отношении двух аллелей некоторого локуса, можно подразделить на две части, р АА+рдАа и рдАа + д аа. Пусть, как и прежде, Уг, Уь Уо — средние значения количественных признаков для генотипов АА, Аа и аа соответственно. Заметим, что размер первой части равен р рд = = р, а второй — рд д = д. Среднее значение признака для первой части равно 1 — (р Уг+ р У1)/р = рУг + Уь а второй — тг = = рУу + дУо. Эту ситуацию можно представить в виде следующей схемы [c.52]

У) принимают эти генотипы. Это основное менделевское соотношение между родителем и потомком в популяции со случайным скрещиванием. Пусть теперь особи генотипа АА = 2 развиваются, так что рассматриваемый признак принимает среднее значение Уг. Аналогично Ла=1 и аа = 0 принимают значения Уг и Уо. Мы можем рассматривать этот процесс просто как рост и развитие не являясь менделевским, он может варьировать от признака к признаку и подвергаться воздействиям среды. Однако между X и У существует корреляция. Рис. 3.7 иллюстрирует соотношение между У родителя и У потомка через соответствующие им величины X. Приняв во внимание, что, согласно (10), Гху = Гьу = Оь1оу, мы можем убедиться, что корреляцию в паре родитель — потомок (36) можно записать в виде [c.58]

Аналогичными методами можно получить и корреляцию между другими родственниками в популяции со случайным скрещиванием [280], однако в следующей главе мы воспользуемся для этой цели совершенно другим, более простым методом. Здесь же остановимся кратко на одном применении формулы (36 ), а именно для установления корреляции между двумя родственниками по одной предковой линии , такими, например, как прадед и его правнук. Эти отношения можно изобразить в виде следующей диаграммы [c.59]

Алгебраические соотношения для популяции со случайным скрещиванием проще всего получить следующим способом. Пусть исходной популяцией будет (л о5152, г/о515з, гоЗгЗз), где Хо+1/о + го=1. Частоты различных фертильных скрещиваний и соответствующих им потомков при панмиксии приводятся в табл. 9.1. Очевидно, что доля экземпляров 51 2 в поколении потомков равна [c.152]

Сцепление, конечно, не влияет на распределение пар сибсов в отношении какого-либо одного отдельного признака. Пусть а, Ь, с — частоты пар сибсов Дом — Дом, Дом — Рец, Рец — Рец в отношении признака А, а) в популяции со случайным скрещиванием, а х, у, г — частоты трех типов пар в отношении признака В, Ь). Точные выражения для этих частот даны в гл. 4. При наличии сцепления распределение пар сибсов в отношении обрих признаков будет следующим [c.178]

Покал ите, что средняя величина 1 та же, что и для популяции со случайным скрещиванием, однако дисперсия 1 вдвое больше (гл. 10). Следовательно, если 0 , о ., af являются генетическими дисперсиями соответственно панмиктической популяции, популяции с определенным уровнем инбридинга (который оценивается отношением Р) и полностью гомозиготной популяции, то они будут связаны соотношениями [c.197]

Справочник химика 21

Химия и химическая технология