2數(shù)量遺傳學(xué)基礎(chǔ)

1、1第二章第二章 數(shù)量遺傳學(xué)基礎(chǔ)數(shù)量遺傳學(xué)基礎(chǔ)2第一節(jié)第一節(jié) 數(shù)量性狀的概念和特征數(shù)量性狀的概念和特征數(shù)量性狀的概念數(shù)量性狀的概念生物的性狀基本上可分為兩兩大類：質(zhì)量性狀質(zhì)量性狀（qualitative trait） 變異可以截然區(qū)分為幾種明顯不同的類型，一般用語言來描述；數(shù)量性狀數(shù)量性狀（quantitative trait） 個(gè)體間性狀表現(xiàn)的差異只能用數(shù)量來區(qū)別，變異是連續(xù)的。4閾性狀閾性狀(threshold trait)：表現(xiàn)型呈非連續(xù)變異，與質(zhì)量性狀類似，但不是由單基因決定，性狀具有一個(gè)潛在的連續(xù)型變量分布，遺傳基礎(chǔ)是多基因控制的，與數(shù)量性狀類似。數(shù)量性狀的特征數(shù)量性狀的特征區(qū)分性狀的

2、依據(jù)區(qū)分性狀的依據(jù):性狀是描述性的，還是可以度量的；性狀是呈間斷性分布，還是連續(xù)性分布；性狀的表現(xiàn)是否容易受到環(huán)境的影響；控制性狀的遺傳基礎(chǔ)是單基因還是多基因。5數(shù)量性狀的特征數(shù)量性狀的特征數(shù)量性狀在個(gè)體間的差異體現(xiàn)在量上或程度上，一般很難描述，需要度量；在一個(gè)群體中，數(shù)量性狀變異呈連續(xù)性；數(shù)量性狀受多基因控制；數(shù)量性狀對環(huán)境影響敏感。6第二節(jié)第二節(jié) 數(shù)量性狀遺傳的多基因假說數(shù)量性狀遺傳的多基因假說7 微效多基因假說微效多基因假說（nilsson-ehle）主要論點(diǎn)如下：數(shù)量性狀是由許多效應(yīng)微小的基因控制；這些微效基因的效應(yīng)相等且相加，故又稱累加基因，在世代相傳中服從孟德爾原理，即分離規(guī)律和自

3、由組合規(guī)律，以及連鎖互換規(guī)律；這些基因間一般沒有顯隱性區(qū)別；數(shù)量性狀同時(shí)受到基因型和環(huán)境的作用，而且數(shù)量性狀的表現(xiàn)對環(huán)境影響相當(dāng)敏感。 假說的實(shí)質(zhì)假說的實(shí)質(zhì)數(shù)量性狀由大量微效基因控制數(shù)量性狀由大量微效基因控制 8有限的基因如何控制眾多的數(shù)量性狀？有限的基因如何控制眾多的數(shù)量性狀？ 一般可以歸結(jié)為下列三三個(gè)原因：基因僅僅是性狀表現(xiàn)的遺傳基礎(chǔ)，它與性狀的關(guān)系并非是“一一對應(yīng)”的，基因作用往往是多效性的，而控制一個(gè)性狀的基因數(shù)目也很多。因此，基因與性狀的關(guān)系是“多因一效”和“一因多效”的；基因作用實(shí)際上除了加性效應(yīng)外，等位基因間還存在有顯性效應(yīng)，非等位基因間還存在有上位效應(yīng)。這些非加性互作效應(yīng)的存在

4、，使得基因型間的差異更加難以區(qū)分；數(shù)量性狀的表現(xiàn)不僅僅取決于基因型，而且不同程度地受到環(huán)境效應(yīng)的影響。 9數(shù)量性狀基因座（數(shù)量性狀基因座（qtl) 對數(shù)量性狀有較大影響的基因座稱為數(shù)量性狀基因座（數(shù)量性狀基因座（quantitative trait locus，qtl)，它是影響數(shù)量性狀的一個(gè)染色體片段，而不一定是一個(gè)單基因座。 10 確定單個(gè)確定單個(gè)qtl基因主要有幾個(gè)方面的作用：基因主要有幾個(gè)方面的作用： 可以利用分子遺傳標(biāo)記對數(shù)量性狀基因型進(jìn)行標(biāo)記輔助選標(biāo)記輔助選擇（擇（marker-assisted selection，mas）來提高家畜育種的效率，特別是對低遺傳力性狀和限性性狀而言；

5、將轉(zhuǎn)基因技術(shù)用于數(shù)量性狀的遺傳操作；能夠鑒別由多因素引起的遺傳疾病，為基因治療和改進(jìn)預(yù)防措施提供依據(jù)；對這些qtl基因的數(shù)目和特性有所了解后，可以使數(shù)量遺傳學(xué)理論建立在更加完善的基礎(chǔ)上，對動(dòng)物育種實(shí)踐的指導(dǎo)更為科學(xué)合理。 11數(shù)量性狀數(shù)學(xué)模型數(shù)量性狀數(shù)學(xué)模型數(shù)量性狀表型值剖分?jǐn)?shù)量性狀表型值剖分 數(shù)量性狀表型值（p）線性剖分為基因型值（g）和環(huán)境效應(yīng)值（e）兩個(gè)部分，即： p=g+e+ige （2.5）ige是基因型與環(huán)境的互作偏差效應(yīng)值 假設(shè) ，則在同一固定環(huán)境條件下可認(rèn)為 。 影響數(shù)量性狀表型值的環(huán)境效應(yīng)，又可分為系統(tǒng)性環(huán)境效應(yīng)系統(tǒng)性環(huán)境效應(yīng)（或稱固定環(huán)境效應(yīng)固定環(huán)境效應(yīng)）和隨機(jī)環(huán)隨機(jī)環(huán)境效

6、應(yīng)境效應(yīng)兩類。隨機(jī)環(huán)境效應(yīng)又可分為持久性環(huán)境持久性環(huán)境效應(yīng)效應(yīng)和暫時(shí)性環(huán)境效應(yīng)暫時(shí)性環(huán)境效應(yīng)。 0egp 12基因存在有三種不同的效應(yīng)，即基因加性效應(yīng)（additive effect）、等位基因間的顯性效應(yīng)（dominance effect）和非等位基因間的上位效應(yīng)（epistatic effect) 。可以將基因型值剖分為育種值（a）、顯性效應(yīng)偏差值（d）和上位效應(yīng)偏差值（i）三個(gè)部分。d和i帶有一定的隨機(jī)性，一般均將它們歸并到環(huán)境效應(yīng)偏差值中，統(tǒng)稱為剩余值，記為 r。 p=g+e=a+d+i+e=a+r （2.6）假設(shè)假設(shè)cov（a,r）=0 或 rar=0 13基因效應(yīng)和育種值基因效應(yīng)和

7、育種值 考察一個(gè)具有等位基因a1和a2的基因座，假設(shè)純合子a1a1的基因型值為+a，a2a2的基因型值為-a，雜合子a1a2的基因型值為d，它取決于基因的顯性程度大小，無顯性時(shí)d=0，完全顯性時(shí)d=+a或-a，不完全顯性時(shí)介于這兩者之間，超顯性時(shí)在這一范圍之外，如圖2.2所示。基 因 型 a2a2 a1a2 a1a1基因型值 -a 0 d +a 圖圖2.2 一對等位基因的基因型和基因型值示意圖一對等位基因的基因型和基因型值示意圖14 如果是在一個(gè)隨機(jī)交配的大群體中，a1和a2的頻率分別為 p 和 q ，那么群體的平均基因型值（ ）和基因型值方差（ ）為： 若定義a1和a2基因的平均效應(yīng)值分別為

8、 和， 則有： gvdagvvpqdpqdpqqdpqpvpqdqpqdpqp2222222222)2()(2)()(2)(2)()()(2)()()(2)(21pqdppqdqpqdqpqdp12(2.8)(2.7)15基因的平均效應(yīng)基因的平均效應(yīng) 是指該基因隨機(jī)地與群體內(nèi)的配子結(jié)合，所形成的全部基因型均值與全群均值的離差?；蛱娲钠骄?yīng)基因替代的平均效應(yīng) 兩種基因的平均效應(yīng)值之差，反應(yīng)了用一種基因取代另一種基因的群體均值變化，記為 ，即有： )(21pqd16ppqdpapqpqdpqaqpqdqa2)(22)()()(2)(222)a(a21)a(a1)a(a222111 由此可以得

9、到各種基因型的加性效應(yīng)值，即育種值（育種值（breeding value）等于構(gòu)成該基因型的兩個(gè)等位基因的平均效應(yīng)之和，分別為：17第三節(jié)第三節(jié) 親屬間相關(guān)分析親屬間相關(guān)分析18親屬相關(guān)，有兩類概念：一是親屬間的遺傳相關(guān)二是親屬間的表型相關(guān)。親屬間的遺傳相關(guān)親屬間的遺傳相關(guān) 是從整體而言的，用親屬個(gè)體的基因來自共同祖先的概率計(jì)算，描述親屬間整體上的親緣相關(guān)程度，與具體的性狀沒有關(guān)系。親屬間的表型相關(guān)親屬間的表型相關(guān) 是描述親屬間性狀表型值間的相關(guān)系數(shù)，由于只有特定的數(shù)量性狀才有表型值，因此這種相關(guān)在不同性狀、不同群體都是有所不同的。19共同環(huán)境效應(yīng)共同環(huán)境效應(yīng)母體效應(yīng)（母體效應(yīng)（materna

10、l effect） 在妊娠、哺乳等階段由母體的營養(yǎng)水平、飼養(yǎng)管理、個(gè)體間差異等對后代造成的影響。母體效應(yīng)的影響分為兩類兩類：母體效應(yīng)造成后代與母親表現(xiàn)的相似性增加；母體效應(yīng)造成同胞后代個(gè)體表現(xiàn)的相似性增加。20親屬間遺傳協(xié)方差親屬間遺傳協(xié)方差 造成親屬間遺傳相關(guān)的根本原因根本原因是它們有共同來源的祖先 。同源一致性（同源一致性（identity by descent，ibd） （malcot，1948）：指親屬個(gè)體帶有的基因是由某一共同祖先同一基因復(fù)制而來的 。 遺傳協(xié)方差的實(shí)際構(gòu)成比較復(fù)雜，在忽略上位效應(yīng)和基因連鎖時(shí)，它由一系列加性效應(yīng)和顯性效應(yīng)以及各種互作效應(yīng)構(gòu)成，即：21（2.10）22

11、22222)yx,(covadddaadag x和y是兩個(gè)親屬個(gè)體， ， ，和分別是兩個(gè)體的父系和母系基因同源的概率，下標(biāo)a和d表示加性方差和顯性方差。 忽略各種顯性效應(yīng)和高階加性協(xié)方差，可近似地認(rèn)為，在隨機(jī)交配（非近交）時(shí)有： （2.11） 因此，如果忽略基因的上位效應(yīng)和顯性效應(yīng)，可以得到親屬間因同源一致性造成的遺傳相關(guān)，即親緣系數(shù)（ra）為：22)yx,(covag2222),(cov),(covaaaaagggayxyxvvyxvvyxr（2.12） 以同胞關(guān)系為例說明這一方法的應(yīng)用。圖2.3是全同胞關(guān)系示意圖，其中s和d分別為父親和母親，括號中前面的小寫字母表示父系基因，后面的表示母系

12、基因。由于是非近交群體，所以， 因此 ： s（e，f） d（g，h） x（a，b） y（c，d） 圖圖2.3 全同胞關(guān)系示意圖全同胞關(guān)系示意圖0)hg()fe (pp23同樣地：因此， ， ，可以得到： 若x和y為父系半同胞，則=0。因此，對于半同胞有： 214141)cga ()cea ()ca (ppp21)db(p212412222216181414121)fs(cov)yx,(covddadaadagg2216141)hs(cov)yx,(covaaagg24212121412121414141812222222adddaada親親 屬屬 遺 傳 協(xié) 方 差遺傳相關(guān)同卵雙生同卵雙生11

13、111全全 同同 胞胞半同胞（父系）半同胞（父系）00表兄妹（父系）表兄妹（父系）00雙重表兄妹雙重表兄妹親子（父系）親子（父系）100祖孫（父系）祖孫（父系）00叔侄（父系）叔侄（父系）00一般情況一般情況 表表2.2 親屬間遺傳協(xié)方差和近似遺傳相關(guān)親屬間遺傳協(xié)方差和近似遺傳相關(guān)4141212121212121214141414141414181411612141814121414122222adddaada2222281161414121adddaada2216141aaa2264181aaa22222641256116116141adddaada224121aaa2216141aaa22

14、16141aaa2222222adddaada25第四節(jié)第四節(jié) 數(shù)量性狀參數(shù)分析數(shù)量性狀參數(shù)分析26定量描述數(shù)量性狀遺傳規(guī)律有三三個(gè)最基本的遺傳參數(shù)：重復(fù)力重復(fù)力、遺傳力遺傳力和遺傳相關(guān)遺傳相關(guān)重復(fù)力（重復(fù)力（repeatability）是衡量一個(gè)數(shù)量性狀在同一個(gè)體多次度量值之間的相關(guān)程度的指標(biāo)。對性狀的終身表現(xiàn)產(chǎn)生的影響有：所有的基因效應(yīng)所有的基因效應(yīng) 持久性環(huán)境效應(yīng)持久性環(huán)境效應(yīng) 指時(shí)間上持久或空間上非局部效應(yīng)的環(huán)境因素對個(gè)體性狀表現(xiàn)所產(chǎn)生的影響。暫時(shí)性環(huán)境效應(yīng)暫時(shí)性環(huán)境效應(yīng) 一些暫時(shí)的或局部的特殊環(huán)境因素對個(gè)體性狀的某次度量值產(chǎn)生影響27重復(fù)力估計(jì)原理重復(fù)力估計(jì)原理從效應(yīng)剖分看,可將環(huán)境

15、效應(yīng)（ ）剖分為持久性環(huán)境效應(yīng)（ ） 暫時(shí)性環(huán)境效應(yīng)（ ）兩部分 ，因此假定基因型效應(yīng)、永久性環(huán)境效應(yīng)和暫時(shí)性環(huán)境效應(yīng)之間都不存在相關(guān)，可以將表型方差（ ）剖分為: 故重復(fù)力 可定義為:epetetpeeetpeegegppvtpeegpvvvvertpppeegegpegevvvvvvvvr28重復(fù)力的作用重復(fù)力的作用重復(fù)力可用于驗(yàn)證遺傳力估計(jì)的正確性重復(fù)力可用于確定性狀需要度量的次數(shù) 假設(shè)一個(gè)個(gè)體度量了 次，用這些度量值的平均數(shù)作為該個(gè)體的平均表型值，記為 ,可以得到多次度量均值方差與單次度量值方差的關(guān)系為： 當(dāng)度量次數(shù)無窮大時(shí),多次度量可以提高度量準(zhǔn)確性的極限值為 ,因此以它為基礎(chǔ),多次

16、度量可以提高的度量準(zhǔn)確性效率（ )為:kkppevrqeerkkrq)1(1pepvkrkvk)1(1(2.14)(2.15)29圖圖2.4 不同重復(fù)力時(shí)多次度量的相對準(zhǔn)確度（不同重復(fù)力時(shí)多次度量的相對準(zhǔn)確度（q圖圖2.4 不同重復(fù)力時(shí)多次度量相對準(zhǔn)確度（不同重復(fù)力時(shí)多次度量相對準(zhǔn)確度（q）的變化曲線）的變化曲線 重復(fù)力可用于種畜育種值的估計(jì)重復(fù)力可用于種畜育種值的估計(jì)30遺傳力遺傳力遺傳力概念和估計(jì)原理遺傳力概念和估計(jì)原理廣義遺傳力廣義遺傳力 指數(shù)量性狀基因型方差占表型方差的比例，它反映了一個(gè)性狀受遺傳效應(yīng)影響有多大，受環(huán)境效應(yīng)影響多大。實(shí)現(xiàn)遺傳力實(shí)現(xiàn)遺傳力 指對數(shù)量性狀進(jìn)行選擇時(shí)，通過親代

17、獲得的選擇效果，在子代能得到的選擇反應(yīng)大小所占的比值，這一概念反映了遺傳力的實(shí)質(zhì)。31狹義遺傳力狹義遺傳力 指數(shù)量性狀育種值方差占表型方差的比例。 一般情況下所說的遺傳力就是指狹義遺傳力，用 表示。 （2.16） 根據(jù)通徑分析原理，從圖2.5可以看出，由于個(gè)體表型值完全決定于育種值和剩余值，在假定育種值和剩余值不相關(guān)的基礎(chǔ)上可以得到： r是剩余值到表型值的通徑系數(shù) raapavvvvvh22h122 rh12222prpa或（2.17）32圖圖2.5 遺傳力估計(jì)原理通徑圖遺傳力估計(jì)原理通徑圖0rr r1 rr=0 a1 ra a2 rr=0 r2 p1 p2 r h h r33 依據(jù)通徑分析原

18、理之一，即兩個(gè)變量間的相關(guān)系數(shù)等于連接它們的所有通徑鏈系數(shù)之和，而各通徑鏈系數(shù)等于該通徑鏈上的全部通徑系數(shù)和相關(guān)系數(shù)之乘積。因此，假定不存在共同環(huán)境效應(yīng) ， 和 的相關(guān)系數(shù) 等于 ,由此可得到遺傳力為： 式中， 是兩類個(gè)體育種值間的相關(guān)系數(shù)，即親緣相關(guān)系數(shù)。0rr2hra1p2ppraprrh2ar（2.18）34遺傳力估計(jì)的基本方法遺傳力估計(jì)的基本方法利用親子資料估計(jì)遺傳力利用親子資料估計(jì)遺傳力利用親子資料估計(jì)遺傳力一般有下列三種情況：l子女表型值對一個(gè)親本的回歸或相關(guān)估計(jì) 在隨機(jī)交配情況下，親子間的親緣系數(shù)近似等于0.5，假設(shè) 表示單親（任何一個(gè)親本）表型值， 表示子女表型值，可以得到利用

19、簡單回歸或相關(guān)方法估計(jì)的遺傳力為： ppoppopo2222pppprhbh（2.19）35l 子女表型值對雙親均值的回歸或相關(guān)估計(jì) 與子女表型值對單親表型值的回歸或相關(guān)估計(jì)類似，只是用雙親均值（ ）來代替單親表型值，可以得到利用簡單回歸或相關(guān)方法估計(jì)的遺傳力為： pppopo222pppprhbh（2. 20）36l 公畜內(nèi)女母回歸或相關(guān)估計(jì) 設(shè)有 頭公畜，各配 頭母畜，各有一個(gè)女兒， 和 分別表示第 頭公畜所配的第 頭母畜表型值和其女兒表型值,表2.3列出了它們的平方和與乘積和，由此可以得到遺傳力估計(jì)值如下，這里下標(biāo) 表示公畜內(nèi)的有關(guān)統(tǒng)計(jì)量: sidijdijoijw)()(),()()(

20、),(),(2)(),(2)(),(),(2222222owdwdowowdwdowdowdwodwdwodwdowssssspcovrhssspcovbh（2. 21）37利用同胞資料估計(jì)遺傳力l 半同胞組內(nèi)相關(guān)法 由表2.2可知，在近似條件下，半同胞間的親緣系數(shù)為 ，將它代入（2.18）式可以得到： 一般通過單因方差分析估計(jì)方差組分來計(jì)算，但應(yīng)滿足下列條件：所有變異來源除公畜個(gè)體效應(yīng)外，其余的應(yīng)全部為隨機(jī)誤差效應(yīng)；（2.22）25. 0)hs(rhs)hs(hs24rrrh38 （2.23）公畜內(nèi)個(gè)體間的遺傳關(guān)系必須完全一致，即不應(yīng)有全同胞個(gè)體存在，否則會(huì)使組內(nèi)變異減小，遺傳力估計(jì)偏高；公

21、畜間應(yīng)無親緣相關(guān)，否則有親緣相關(guān)的公畜組的半同胞間一致性增加，導(dǎo)致公畜間變異下降，遺傳力估計(jì)偏低。 如滿足上述條件,假設(shè)有 頭公畜，每一頭公畜有 個(gè)半同胞子女，其中第 個(gè)子女的表型值為 ,利用單因素方差分析方法得到表2.4的結(jié)果， 是有效平均子女?dāng)?shù)，因此遺傳力估計(jì)值為： injsijx0kwswswssmskmsmsmsrh) 1()(4440222hs239變異來源 母親平方和 女兒平方和 母女乘積和 公畜間母畜間1siijiijdddd22iijiijdodo22 iijijiijijdoddodiijijddd22iijijdoo22iijijijijdododsdidf表表2.3 公畜

22、內(nèi)母、女平方和及乘積和公畜內(nèi)母、女平方和及乘積和變異來源 自由度 平 方 和 均 方 期望均方公畜間母畜間1 sdfssndfiwiijiijsnxnxss22iijijwnxxss22sssdfssmswwwdfssms202swk2w表表2.4 半同胞遺傳力估計(jì)方差分析表半同胞遺傳力估計(jì)方差分析表40l 全同胞組內(nèi)相關(guān)法 由表2.2可知，在近似條件下，全同胞個(gè)體間的親緣系數(shù)為 ，將它代入（2.18）式可以得到： （2.24） 這里， 表示全同胞個(gè)體間的表型相關(guān)。一般通過二因系統(tǒng)分組方差分析估計(jì)出各方差組分來計(jì)算。這樣的分析應(yīng)滿足下列條件：所有變異來源除公畜個(gè)體效應(yīng)和母畜個(gè)體效應(yīng)外，其余效應(yīng)

23、全部為隨機(jī)誤差效應(yīng) 5 . 0)fs(rfsrfs)fs(fs22rrrh41公畜間的母畜不交叉；母體效應(yīng)不存在或很小，可以忽略不計(jì)。否則，全同胞間會(huì)因母體效應(yīng)導(dǎo)致組內(nèi)變異變小，遺傳力估計(jì)偏高；不同公畜、母畜間均無親緣相關(guān)，否則存在親緣相關(guān)的兩組間的全同胞個(gè)體一致性增加，導(dǎo)致組間變異或下降，遺傳力估計(jì)偏低。 假設(shè)有 頭公畜，各配 頭母畜，每頭母畜有 個(gè)全同胞子女，其中第 個(gè)子女的表型值為 ，利用二因系統(tǒng)分組方差分析方法得到如表2.5的結(jié)果， 、 和 是相應(yīng)的有效重復(fù)數(shù)，因此遺傳力估計(jì)值為：sidijnkijkx1k2k3k422222222222222222)(244wdsdssdwdsddw

24、dssshhh(2.25)變異來源變異來源 自由度自由度 平平 方方 和和 均均 方方 期望均方期望均方公畜間公畜間公畜內(nèi)公畜內(nèi)母畜間母畜間公母畜內(nèi)公母畜內(nèi)子女間子女間23222sdwkksssdfssmsijijkijijksnxnxss22iijwdndfijijkijijkdnxnxss22ijijkijkwnxxss22ddddfssmswwwdfssms212dwk2w1 sdfssddfid表表2.5 全同胞遺傳力估計(jì)方差分析表全同胞遺傳力估計(jì)方差分析表43顯著性檢驗(yàn)顯著性檢驗(yàn)l 用親子資料估計(jì)遺傳力時(shí)，顯著性檢驗(yàn)與普通的回歸分析和相關(guān)分析一樣；l 用半同胞資料估計(jì)時(shí)，遺傳力的顯著

25、性檢驗(yàn)可轉(zhuǎn)化為組內(nèi)相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。即：) 1() 1(1)1 (32002hs02hs222kkdfrkrhtshh（2.26）l 用全同胞資料估計(jì)時(shí),可用方差分析的檢驗(yàn)近似替代,或用組內(nèi)相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)替代。 44 為使估計(jì)的遺傳力達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著，一般都需要增加樣本含量。在總樣本含量一定的情況下，可以確定出近似的最宜家系數(shù)和家系大小。以半同胞資料估計(jì)遺傳力為例，最宜家系大小為 ，由（2.25）式可以推算出不同遺傳力大小時(shí)，檢驗(yàn)達(dá)到顯著所需的最低樣本含量，如表2.6。204hk45表表2.6 半同胞資料遺傳力估計(jì)顯著所需最低樣本含量半同胞資料遺傳力估計(jì)顯著所需最低樣本含量46舉例舉例【

26、例2.2】 統(tǒng)計(jì)某純種地方豬種 3頭種公豬的仔豬肥育期平均日增重列于表2.7。用全同胞組內(nèi)相關(guān)估計(jì)遺傳力。整理資料整理資料 按種公豬所配母豬分組，將仔豬日增重記錄列成表2.7。計(jì)算平方和、自由度及列方差分析表計(jì)算平方和、自由度及列方差分析表 如表2.8所示。計(jì)算遺傳力計(jì)算遺傳力47公豬公豬母豬母豬全同胞子女日增重全同胞子女日增重s1d11403 392 382 395415726180224411d12404 3952799319241d13397 406 425 418 39452040833030s2d21395 412 407312144914186735d22384 395277930

27、3481d23410 382 394 39041576621360d24405 396 38731188470610d25382 395 406 392 40351978782858s3d31405 415 396 418 407520418334396077d32423 397 409 41141604672740d33405 418 39231215492413d34385 402 39431181465065總和總和1243172236903677表表2.7 仔豬肥育期平均日增重（仔豬肥育期平均日增重（g）2ijkxijkxijkxijn48變異來源變異來源自由度自由度平方和平方和均方均

28、方期望均方期望均方公豬間公豬間2642.4940321.2470公豬內(nèi)公豬內(nèi)母豬間母豬間91367.8700151.9856公母豬內(nèi)公母豬內(nèi)子女間子女間313254.3340104.97852221163.149232. 3sdw224744. 3dw2w表表2.8 平均日增重的全同胞資料遺傳力估計(jì)方差分析表平均日增重的全同胞資料遺傳力估計(jì)方差分析表9785.1042wwms5296.134744. 39785.1049856.151122kmswdd5603.111163.149785.1045296.139232. 32470.32132222kkmswdss490684.1309785.

29、1045296.135603.112222wdsp3555. 00684.1305603.1142sh4161. 00684.1305296.1342dh3858. 00684.130)5296.135603.11(42sdh由此得到三個(gè)遺傳力估計(jì)值分別為： 50影響遺傳力估計(jì)的因素影響遺傳力估計(jì)的因素 遺傳力是性狀、群體和環(huán)境三者特性的綜合體現(xiàn)。因此，群體遺傳結(jié)構(gòu)和環(huán)境條件的改變，都會(huì)影響到性狀遺傳力本身。當(dāng)遺傳與環(huán)境存在互作效應(yīng)時(shí)， 的假設(shè)不能成立，由此會(huì)導(dǎo)致遺傳力估計(jì)出現(xiàn)大的偏差。共同環(huán)境造成親屬間的環(huán)境相關(guān)，即 的假定不能成立，因此前述的遺傳力各種估計(jì)方法均不能應(yīng)用。造成親屬間環(huán)境相關(guān)

30、最主要的是母體效應(yīng)。不同性狀的母體效應(yīng)影響是不同的，如果它的影響很大，則不宜采用全同胞相關(guān)和女母相關(guān)等估計(jì)遺傳力。0arr021rrr51在前述各種遺傳力估計(jì)方法中，實(shí)際上都假定了親本個(gè)體間不存在親緣相關(guān)。例如，女母相關(guān)或回歸時(shí)的母畜間，公畜內(nèi)女母相關(guān)或回歸及同胞分析時(shí)的公畜間、母畜間和公母畜間，均不應(yīng)存在有親緣相關(guān)。但是這一假定在實(shí)際動(dòng)物育種中是難以成立的。選擇對遺傳力的影響。從理論上講選擇將導(dǎo)致遺傳基礎(chǔ)一致性增強(qiáng)，即 下降， 也下降。所以用于估計(jì)遺傳力的資料應(yīng)是由群體抽取的一個(gè)隨機(jī)樣本。然而,實(shí)際的估計(jì)資料，如全同胞和半同胞資料，它們的父母親一般均是經(jīng)過選留的。2a2h52配種方式對遺傳力

31、的影響。一般對于雜交而言，由于雜交親本難以達(dá)到較強(qiáng)的遺傳基礎(chǔ)一致性，因而不宜采用這種資料估計(jì)遺傳力。從效應(yīng)上講，近交個(gè)體對環(huán)境敏感， 增大；而且近交導(dǎo)致群體分化,加大了群體變異，所以 也增加， 相應(yīng)地降低。不同的遺傳力估計(jì)方法，其應(yīng)用條件和估計(jì)準(zhǔn)確度都有所不同。樣本含量對遺傳力估計(jì)有很大的影響。一般而言，參數(shù)的構(gòu)成愈復(fù)雜，其估計(jì)愈難達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著，需要的樣本含量也愈大。2w2p2h53遺傳相關(guān)遺傳相關(guān)遺傳相關(guān)概念和估計(jì)原理遺傳相關(guān)概念和估計(jì)原理表型相關(guān)（表型相關(guān)（phenotypic correlation）就是同一就是同一個(gè)體的兩個(gè)數(shù)量性狀度量值間的相關(guān)。個(gè)體的兩個(gè)數(shù)量性狀度量值間的相關(guān)。 一

32、般而言一般而言,造成這一相關(guān)的原因區(qū)分為造成這一相關(guān)的原因區(qū)分為兩兩大類：大類：一類是由于基因的一因多效和基因間的連鎖不平衡一類是由于基因的一因多效和基因間的連鎖不平衡造成的性狀間遺傳上的相關(guān)。造成的性狀間遺傳上的相關(guān)。另一類是由于兩個(gè)性狀受個(gè)體所處相同環(huán)境造成的另一類是由于兩個(gè)性狀受個(gè)體所處相同環(huán)境造成的相關(guān)，稱之為相關(guān)，稱之為環(huán)境相關(guān)（環(huán)境相關(guān)（environmental correlation）。 54 在這兩類遺傳和環(huán)境相關(guān)原因的共同作用下，在這兩類遺傳和環(huán)境相關(guān)原因的共同作用下，兩個(gè)性狀之間就呈現(xiàn)出一定的表型相關(guān)，用圖兩個(gè)性狀之間就呈現(xiàn)出一定的表型相關(guān)，用圖2.6表示。表示。 圖圖2

33、.6 不同性狀表型相關(guān)的剖分不同性狀表型相關(guān)的剖分xr)(xyerxa)(xyryayrxexhyhyexpyp55 px 、py 、ax 、ay和rx 、ry分別表示性狀和性狀的表型值、育種值和剩余值； hx 、hy和ex 、ey分別表示兩性狀育種值到表型值的通徑系數(shù)和剩余值到表型值的通徑系數(shù)； re(xy) 和 r(xy) 分別表示兩性狀的環(huán)境相關(guān)和遺傳相關(guān)。 假定各種育種值與剩余值間均不相關(guān)，那么根據(jù)通徑分析原理可以將表型相關(guān)剖分為兩部分，得到：22)()(11yxxyeyxxyxyhhrhhrr(2.27)56遺傳相關(guān)估計(jì)方法遺傳相關(guān)估計(jì)方法利用親子資料遺傳相關(guān)估計(jì)利用親子資料遺傳相關(guān)估計(jì) 設(shè)px、py和ox、oy分別表示親代和子代x、y兩性狀的表型值，假定親子間的同一性狀無環(huán)境相關(guān)，那么這兩個(gè)性狀間的遺傳相關(guān)可以用下面兩個(gè)公式計(jì)算：),(cov),(cov2),(cov),(covcovcov),(cov),(cov),(cov),(cov)()(yyxxxyyxxyopopopopyyxxxyyxxyopopopoprsp