数量性状遗传参数估测
合集下载
中国大白猪SⅡ系繁殖性状的遗传参数估测
数 及标 准误 。如 表 １所示 ， 中国大 白猪 Ｓ 系具有 良 ｎ
ｖａｒ
＝ ０ ＩＯ０ ］ ＝０
随机母体效应 向量； 为随机残差效应 向量 ； Ｚ和 ｅ Ｘ、
Ｓ分 别是 ｂ 和 Ｐ的结构 矩 阵 。并 假设 ： 、
一
９。
２ 结果 与分 析
２ １ 各 性 状的表 型参 数 ． 表 １列 出 了 中 国大 白猪 Ｓ 系母 猪 主 要繁 殖 性 状 的有 效记 录数 、 均 值 、 准 差 、 异 系 数 及 变化 平 标 变 范 围 。表 ２为不 同世 代及 胎次各 性 状 的最 小二 乘均
． 律、 探讨选育效果、 正确评定种畜育种值、 制定选择 １ １ 材 料
的作用 。 中国大 白猪 Ｓ 系是 湖北 省畜 牧 兽 医研 究 所“ Ｎ ｔｉ 育种管理软件 ， ｕ 八 ｅ ｇ Ｐ 导出所需要 的文件， 并按要
五 ” 十五 ” 间持 续选 育 的一个母 本新 品系 ， 至“ 期 具有 求进行整理 ， 分别建立系谱数据库和繁殖性状数据 良好 的繁 殖性 能和 适 应 性 ， 多 元 杂交 配 套 利 用 中 库 。 在 杂 种优 势 明显 。为 揭 示 其 繁殖 性 状 的遗传 规 律 ， 为 １ ２ 数 学模 型 ． 今后 改进 其 选 种 方 法 ， 测 选 择 效 果 ， 速 选 育 进 预 加 分 析 陛状 主要 包 括 ： 产 仔 数 、 总 活产 仔 数 、 生 初 程， 本文 拟利用 ＭＴＤ ＲＥ Ｆ ＭＬ方 法 对其 主 要 繁殖 性 窝重 、０日龄 窝 重 。所 采 用 的数 学 模 型为 ： Ｘ ２ — ｂ
维普资讯
选 育 与 生
２０ ０ ６年 第 １ Ｏ
中国大白猪 Ｓ 系繁殖性状的遗传参数估测 Ｉ Ｉ
ｖａｒ
＝ ０ ＩＯ０ ］ ＝０
随机母体效应 向量； 为随机残差效应 向量 ； Ｚ和 ｅ Ｘ、
Ｓ分 别是 ｂ 和 Ｐ的结构 矩 阵 。并 假设 ： 、
一
９。
２ 结果 与分 析
２ １ 各 性 状的表 型参 数 ． 表 １列 出 了 中 国大 白猪 Ｓ 系母 猪 主 要繁 殖 性 状 的有 效记 录数 、 均 值 、 准 差 、 异 系 数 及 变化 平 标 变 范 围 。表 ２为不 同世 代及 胎次各 性 状 的最 小二 乘均
． 律、 探讨选育效果、 正确评定种畜育种值、 制定选择 １ １ 材 料
的作用 。 中国大 白猪 Ｓ 系是 湖北 省畜 牧 兽 医研 究 所“ Ｎ ｔｉ 育种管理软件 ， ｕ 八 ｅ ｇ Ｐ 导出所需要 的文件， 并按要
五 ” 十五 ” 间持 续选 育 的一个母 本新 品系 ， 至“ 期 具有 求进行整理 ， 分别建立系谱数据库和繁殖性状数据 良好 的繁 殖性 能和 适 应 性 ， 多 元 杂交 配 套 利 用 中 库 。 在 杂 种优 势 明显 。为 揭 示 其 繁殖 性 状 的遗传 规 律 ， 为 １ ２ 数 学模 型 ． 今后 改进 其 选 种 方 法 ， 测 选 择 效 果 ， 速 选 育 进 预 加 分 析 陛状 主要 包 括 ： 产 仔 数 、 总 活产 仔 数 、 生 初 程， 本文 拟利用 ＭＴＤ ＲＥ Ｆ ＭＬ方 法 对其 主 要 繁殖 性 窝重 、０日龄 窝 重 。所 采 用 的数 学 模 型为 ： Ｘ ２ — ｂ
维普资讯
选 育 与 生
２０ ０ ６年 第 １ Ｏ
中国大白猪 Ｓ 系繁殖性状的遗传参数估测 Ｉ Ｉ
遗传学数量性状的遗传分析
遗传学数量性状的遗传分析
目录
• 引言 • 数量性状遗传基础 • 数量性状遗传分析方法 • 数量性状基因定位 • 数量性状基因组关联分析 • 数量性状基因组编辑与优化
01
引言
研究背景
01
遗传学数量性状是生物体表型特 征中受多个基因和环境因素共同 影响的性状，如身高、体重等。
02
随着分子生物学和基因组学的发 展，遗传学数量性状的遗传分析 已成为遗传学研究的重要领域。
关联分析的软件工具
01
Plink
一款常用的关联分析软件，提供 多种统计分析和可视化工具，用 于处理和分析大规模遗传数据。
02
03
GAPIT
Tassel
基于R语言的关联分析工具包， 提供了丰富的统计方法和可视化 功能，适用于复杂数据分析。
主要用于基因组关联分析的软件， 支持多种数据格式和多种统计模 型，可进行大规模数据分析。
QTL定位的软件工具
QTL Cartographer
基于区间作图法的QTL定位软件，适用于大样本数据 集。
Tassel
综合关联分析和区间作图法的QTL定位软件，具有强 大的数据处理和分析能力。
R/qtl
基于R语言的QTL定位软件，提供了多种统计模型和 可视化工具。
05
数量性状基因组关联分析
关联分析的基本原理
广义遗传力
广义遗传力用于描述数量性状在遗传和环境变异中的贡献，计算公式为加性方差和显性方差占表型方差的比值。
狭义遗传力
狭义遗传力仅考虑基因型对表型变异的贡献，计算公式为加性方差占表型方差的比值。
遗传相关分析
遗传相关系数
用于描述两个数量性状之间的遗传关系，计算公式为两个数量性状的加性方差和显性方差之间的比值 。
数量性状的遗传分析
表10-2 玉米穗长度的遗传
图10-2 玉米穗长度的遗传
短
长
4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22
F1
穗长
8 9 10 11 12 13 14 15 16
穗长
F2
6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20
阈性状
有一类特殊的生物性状，不完全等同于数量性状或质量性状，其 表现呈非连续变异，与质量性状类似，但是又不服从孟德尔遗传 规律。一般认为这类性状具有一个潜在的连续型变量分布，其遗 传基础是多基因控制的，与数量性状类似。即由微效多基因控制 的，呈现不连续变异的性状。通常称这类性状为阈性状 （threshold character）。
单击此处添加副标题
10 数量性状的遗传分析
Genitics of Quantitative Character
单林娜 制作
1
上次课中所讲的性状差异，大多是明显的不连续差异。例如
豌豆种子的圆与皱，子叶的黄与绿
水稻的粳与糯
鸡羽的芦花斑纹和非芦花斑纹
这类性状在表面上都显示质的差别，所以叫做质量性状 （qualitative character）。质量性状的遗传可以比较容易地由分 离定律和连锁定律来分析。
10.3.1 广义遗传力（heritability in the broad sense） 的估算方法
因为方差可用来测量变异的程度，所以各种变异都可 用方差来表示，这样，
P = G + E 就可表示为：
VP = VG + VE 遗传方差；VE：环境方差)
(VP：表型方差；VG：
我们把遗传方差占总方差的比值称为广义遗传力
实验六++数量性状
一般采用遗传差异较大的二个亲本杂交�
分
析亲本、F1、F2或回交世代的表现型方差,估算群
体的遗传方差或加性、显性等方差分量。
基因型不分离的纯系亲本及其杂交所得F1的变
异归因于环境机误变异(Ve), VG=0
F2变异； 包括分离个体的基因型变异和环境机
误变异
VF2=VG+Ve ∴可以估算基因型方差 VG=VF2-Ve
值 > 0为正向优势（+）， < 0为负向优势（–） 在实际育种中常使用超亲优势，即超越优亲的杂种优 势。
②．超亲优势：以F1>最优亲本的%表示。
三、实验材料 1.小麦株高的遗传试验材料：将P1、P2及其杂种后代 F1、F2、回交后代B1、B2于同年种植，收获后分别按 世代测量记录株高。 2.水稻生育期的遗传试验资料
式中x指个体值或指分组的各组值；n指所观察的个体数 。
2）计算环境机误方差（Ve） Ve=VF1=1/2(VP1+VP2)=1/3(VP1+VP2+VF1)
2、遗传率的估算
(1.) 广义遗传率： 指总的遗传方差占表现型方差的比率：
H2=VG/ VP ×100%=(VF2-Ve)/ VF2 ×100%
x
VF2=13(VP1VP2 +VF1)
×100%
VF2
（2） 狭义遗传率：指加性遗传方差占表现型方差的比率：
h2=VA/ VP ×100%= 2VF2(VB1VB2)
VF2
×100%
3、根据试验结果，按照下述公式，分别计算F1代杂种 优势的程度。
平均优势（%）=
超亲优势（%）=（
六、实验作业 根据本实验测量各世代小麦株高或水稻生育期的试验 材料，分别估算该性状的广义遗传率、狭义数量遗传分析一般假设只包括加性效应（A） 和显性效应（D）：
分
析亲本、F1、F2或回交世代的表现型方差,估算群
体的遗传方差或加性、显性等方差分量。
基因型不分离的纯系亲本及其杂交所得F1的变
异归因于环境机误变异(Ve), VG=0
F2变异； 包括分离个体的基因型变异和环境机
误变异
VF2=VG+Ve ∴可以估算基因型方差 VG=VF2-Ve
值 > 0为正向优势（+）， < 0为负向优势（–） 在实际育种中常使用超亲优势，即超越优亲的杂种优 势。
②．超亲优势：以F1>最优亲本的%表示。
三、实验材料 1.小麦株高的遗传试验材料：将P1、P2及其杂种后代 F1、F2、回交后代B1、B2于同年种植，收获后分别按 世代测量记录株高。 2.水稻生育期的遗传试验资料
式中x指个体值或指分组的各组值；n指所观察的个体数 。
2）计算环境机误方差（Ve） Ve=VF1=1/2(VP1+VP2)=1/3(VP1+VP2+VF1)
2、遗传率的估算
(1.) 广义遗传率： 指总的遗传方差占表现型方差的比率：
H2=VG/ VP ×100%=(VF2-Ve)/ VF2 ×100%
x
VF2=13(VP1VP2 +VF1)
×100%
VF2
（2） 狭义遗传率：指加性遗传方差占表现型方差的比率：
h2=VA/ VP ×100%= 2VF2(VB1VB2)
VF2
×100%
3、根据试验结果，按照下述公式，分别计算F1代杂种 优势的程度。
平均优势（%）=
超亲优势（%）=（
六、实验作业 根据本实验测量各世代小麦株高或水稻生育期的试验 材料，分别估算该性状的广义遗传率、狭义数量遗传分析一般假设只包括加性效应（A） 和显性效应（D）：
数量性状遗传分析报告
• F2中，R或C的数目分别是4、3、2、1、 0，分别控制从红色到白色的各种颜色。
总结: 红色素合成的深浅是基因剂量控制,即由R或C的
数目决定,每增加一个大写基因籽粒颜色更深一些.
R或C，红色增效基因(贡献等位基因) . R或C的效应可以累加. R的等位基因为r， r为减效基因(非贡献 等位基因).
红粒 × 白粒 ↓
F1 浅红粒 ↓
F2 红：白= 15：1
1/16深红；4/16大红；6/16中红；4/16淡红；(1/16 白)
深红 大红 中红 浅红 白色
表型比 1 : 4 : 6 : 4 : 1
R或C数目 4 3
210
• 实验结果的表型比例1:4:6:4:1和（a+b)4的 各项系数相同.
性状由n对独立基因决定时
则F2的表现型频率为：
( ½ R+ ½ r)2n
n = 2时 ( ½ R+ ½ r)2×2 =1/16+4/16+6/16+4/16+1/16 4R 3R 2R 1R 0R
n = 3时 ( ½ R+ ½ r)2×3 =1/64+6/64+15/64+20/64+15/64+6/64+1/64 6R 5R 4R 3R 2R 1R 0R
所以, H2=（VF2－VE）/VF2×100% = ｛ VF2－1/3（VP1＋VP2＋VF1） ｝/VF2
例：玉米穗长遗传率 H2
• VF2=5.072 VF1=2.307 VP1=0.666 VP2=3.561 • VE=1/3(0.666＋3.561＋2.307)=2.088
=1/4×0.666＋2/4×2.307＋1/4×3.561=2.075 H2% =（VF2－VE）/VF2×
总结: 红色素合成的深浅是基因剂量控制,即由R或C的
数目决定,每增加一个大写基因籽粒颜色更深一些.
R或C，红色增效基因(贡献等位基因) . R或C的效应可以累加. R的等位基因为r， r为减效基因(非贡献 等位基因).
红粒 × 白粒 ↓
F1 浅红粒 ↓
F2 红：白= 15：1
1/16深红；4/16大红；6/16中红；4/16淡红；(1/16 白)
深红 大红 中红 浅红 白色
表型比 1 : 4 : 6 : 4 : 1
R或C数目 4 3
210
• 实验结果的表型比例1:4:6:4:1和（a+b)4的 各项系数相同.
性状由n对独立基因决定时
则F2的表现型频率为：
( ½ R+ ½ r)2n
n = 2时 ( ½ R+ ½ r)2×2 =1/16+4/16+6/16+4/16+1/16 4R 3R 2R 1R 0R
n = 3时 ( ½ R+ ½ r)2×3 =1/64+6/64+15/64+20/64+15/64+6/64+1/64 6R 5R 4R 3R 2R 1R 0R
所以, H2=（VF2－VE）/VF2×100% = ｛ VF2－1/3（VP1＋VP2＋VF1） ｝/VF2
例：玉米穗长遗传率 H2
• VF2=5.072 VF1=2.307 VP1=0.666 VP2=3.561 • VE=1/3(0.666＋3.561＋2.307)=2.088
=1/4×0.666＋2/4×2.307＋1/4×3.561=2.075 H2% =（VF2－VE）/VF2×
实验七数量性状的遗传分析
• 四、实验用具
• 电子计算器
五、实验步骤 分析数量性状遗传重点常常通过考查基
因的显性程度、控制该数量性状的最小基因
数以及遗传率等指标来描述。
• 1、基本参数的计算
• （1）计算各世代的平均数（ x ）、方差
（V）及标准差（S） • （2）计算环境方差（VE）
1 VE3(VP1VP2VF1)（水稻自花授粉作物 ）
• 假定基因型与环境之间没有相关和互作，则： • VP VGVE • 因为基因型方差是由加性方差（Vd），显性
方差（Vh）和非等位基因间的上位性方差(Vi) 所组成，故上式可进一步列为：
V PV dV hV iV E
根据F2、B1（F1×P1）、B2（F1×P2）
群体的方差组成分析为：
VF2 12D14HVE
X 理论值
fx
fx2
AA
1/4
d
1/4d 1/4d2
Aa
1/2
h
1/2h 1/2h2
aa
1/4
-d
-1/4d 1/4d2
合计
n=1
V F 2
f2 x ( f)x 2/n1d 2 1h 2
n
24
如这性状受K对基因控制，并假定它们的 作用相等，累加的，无连锁、互作，那末F2 的遗传方差为：
VF2
• 三、实验材料
• 水稻不同穗长品种间杂交组合的亲本P1与P2， F1，F2回交子代B1和（F1×P1）和B2（F1×P2） 的试验考种资料（数据附后）（水稻穗长 这性状是由多基因控制数量性状。分析数 量性状的遗传点常常通过考查基因的显性 程度，控制该数量性状的最小基因数以及 遗传率等指标来描述。
(1)
VB1VB212D12H2VE (2)
• 电子计算器
五、实验步骤 分析数量性状遗传重点常常通过考查基
因的显性程度、控制该数量性状的最小基因
数以及遗传率等指标来描述。
• 1、基本参数的计算
• （1）计算各世代的平均数（ x ）、方差
（V）及标准差（S） • （2）计算环境方差（VE）
1 VE3(VP1VP2VF1)（水稻自花授粉作物 ）
• 假定基因型与环境之间没有相关和互作，则： • VP VGVE • 因为基因型方差是由加性方差（Vd），显性
方差（Vh）和非等位基因间的上位性方差(Vi) 所组成，故上式可进一步列为：
V PV dV hV iV E
根据F2、B1（F1×P1）、B2（F1×P2）
群体的方差组成分析为：
VF2 12D14HVE
X 理论值
fx
fx2
AA
1/4
d
1/4d 1/4d2
Aa
1/2
h
1/2h 1/2h2
aa
1/4
-d
-1/4d 1/4d2
合计
n=1
V F 2
f2 x ( f)x 2/n1d 2 1h 2
n
24
如这性状受K对基因控制，并假定它们的 作用相等，累加的，无连锁、互作，那末F2 的遗传方差为：
VF2
• 三、实验材料
• 水稻不同穗长品种间杂交组合的亲本P1与P2， F1，F2回交子代B1和（F1×P1）和B2（F1×P2） 的试验考种资料（数据附后）（水稻穗长 这性状是由多基因控制数量性状。分析数 量性状的遗传点常常通过考查基因的显性 程度，控制该数量性状的最小基因数以及 遗传率等指标来描述。
(1)
VB1VB212D12H2VE (2)
数量性状的遗传分析(2)
VG=1/2Σa2+1/4Σd2=1/2VA+1/4VD
• 若考虑环境方差，则：
VG=1/2VA+1/4VD+VE
编辑ppt
31
• 回交群体的方差(VB1和VB2)分析：
A1A2×A1A1(B1)回交后代的基因型及其遗传方差
基因型 基因型值(x) 基因型频率(f)
A1A1
a
1/2
A1A2
d
1/2
合计
编辑ppt
15
一、数量性状的基本统计方法
• 变量：数量性状的观察值是连续性变异的，称为 变数或变量。
• 平均数(mean)：平均数表示一个资料的集中性， 是某一性状全部观测值(表现型值)的平均，通常 应用的平均数有算术平均数和加权平均数。
– 算术平均数：x0=(x1+x2+x3+…+xn)/n=∑xi/n – 加权平均数：x0=f1×x1+ f 2×x2+ f 3×x3+…+
• 数量性状易受环境条件的影响。数量性状普遍存 在着基因型与环境互作，容易出现在特定的时空 条件下表达，在不同环境下基因表达的程度可能 不同。
• 数量性状受多基因系统的控制。每对基因的作用
是微小的，多对基因的共同作用决定了性状的表
达。
编辑ppt
6
典型的质量性状和数量性状的区别
特征
质量性状
数量性状
基因数目及其效应
P=G+E
编辑ppt
20
• 基因型值G根据基因的组成可进一步剖分为：
– 基因的加性效应A； – 基因的显性效应D； – 基因的上位性效应I。
• 即：G=A+D+I或P=A+D+I+E
• 若考虑环境方差，则：
VG=1/2VA+1/4VD+VE
编辑ppt
31
• 回交群体的方差(VB1和VB2)分析：
A1A2×A1A1(B1)回交后代的基因型及其遗传方差
基因型 基因型值(x) 基因型频率(f)
A1A1
a
1/2
A1A2
d
1/2
合计
编辑ppt
15
一、数量性状的基本统计方法
• 变量：数量性状的观察值是连续性变异的，称为 变数或变量。
• 平均数(mean)：平均数表示一个资料的集中性， 是某一性状全部观测值(表现型值)的平均，通常 应用的平均数有算术平均数和加权平均数。
– 算术平均数：x0=(x1+x2+x3+…+xn)/n=∑xi/n – 加权平均数：x0=f1×x1+ f 2×x2+ f 3×x3+…+
• 数量性状易受环境条件的影响。数量性状普遍存 在着基因型与环境互作，容易出现在特定的时空 条件下表达，在不同环境下基因表达的程度可能 不同。
• 数量性状受多基因系统的控制。每对基因的作用
是微小的，多对基因的共同作用决定了性状的表
达。
编辑ppt
6
典型的质量性状和数量性状的区别
特征
质量性状
数量性状
基因数目及其效应
P=G+E
编辑ppt
20
• 基因型值G根据基因的组成可进一步剖分为：
– 基因的加性效应A； – 基因的显性效应D； – 基因的上位性效应I。
• 即：G=A+D+I或P=A+D+I+E
遗传学-数量性状的遗传分析
三、微效基因表型值的推算
累加作用（每个显性基因的作用以一定的数值与纯隐性亲本 的表型值相加） 纯显性亲本表型值=每个显性基因表型值X纯显性亲本基因数＋ 纯隐性亲本表型值 如短穗玉米x＝6.6，长穗玉米x＝16.8，F2中长、短穗各占群体 的1/16 4n=16,n=2 控制长穗玉米穗长的显性基因为2对（4个）. 每个显性基因表型值＝纯显亲本表型值－纯隐亲本表型值/纯显 亲本基因数＝16.8－6.6/4＝2.55 所以，含一个显性基因的玉米穗长：6.6＋2.55＝9.15cm 含2个显性基因的玉米穗长：6.6＋（2×2.55）＝11.7cm 依此类推。
狭义遗传率
计算基因的相加效应的方差VA在总的表型方差中所占的百分率。
Aa同AA回交的子代个体为B1，同aa回交的子代个体为B2。 B1的遗传方差的计算 f x fx fx2 AA 1/2 a 1/2a 1/2a2 Aa 1/2 d 1/2d 1/2d2 合计 1 1/2(a+d) 1/2(a2+d2) B1的遗传方差：VB1＝1/2(a2+d2) -1/4(a+d)2=1/4（a－d）2 B2的遗传方差的计算 f x fx fx2 Aa 1/2 d 1/2d 1/2d2 aa 1/2 -a -1/2a 1/2a2 合计 1 1/2(d-a) 1/2(a2+d2) B2的遗传方差：VB2＝1/2(a2+d2)- 1/4(d-a)2=1/4（a＋d）2
例如小麦籽粒颜色两对基因控制的遗传动态 P 红R1R1R2R2 白r1r1r2r2 R1r1R2r2 红 1 4 6 4
F1
F2
1
4R
深红
3R
中深红
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
• SSB =n∑k（Xj-X）2
SSW
k
=∑
∑n（Xji-Xj）2
i = n j= k
•
dfB = K-1 dfW = K（n-1） K是个体数 n 是度量次数
•
SSP =∑kn（Xji-X）2
dfP = nK-1
•
当个体间度量次数不等时，用加权平均数
• •
度量n0
n0 =
1（ k-1
∑nj-
∑n2j ） ∑nj
环境方差的剖分
• 一般环境方差（General environmental variance）:
• 在时间上持久 或空间上非局部的条件所造成的环境方 差，是个体间方差的 一部分。
•
VE = VEg+ VEs
2B = VG+ Veg
• 特殊环境方差（Special environmental variance）
∵ ∑SPAR = 0
• h2 = 2A/ 2P=SSA/ SSP =（SSA+SPAR）/ SSP = SPAP / SSP = bAP
• 3 遗传力是育种值与表型值的相关系数的平方，是用表型值估计
育种值准确性的度量。
• • •
rAP = COVAP/ AP =
SPAP SSP
P ·
A
=
bAP
P ·=
•
是暂时的或局部的条件造成的环境方差，
•
是个体内方差。 2W = VEs
重复力估测
• •
re =
VG+VEg VP
= VG+VEg
=
2B
VG+VEg+Ves
2B+ 2W
• = MSB-MSW
（ MSB估计的是 2W+n2B）
•
MSB+（n-1）MSW
（ MSW估计的是 2W）
• MSB=SSB/dfB MSW =SSB/dfW SSP=SSB+SSW dfP=dfB+dfW
第三节 重复力
• 重复力的概念 • 遗传参数（Genetic Paramenters）是反映数量
性状遗传规律的参考常数。主要有重复力、 遗传力和遗传相关。
• 重复力（Repeatability）是数量性状多次度 量值之间的重复程度。从统计学来看，是性 状各次度量值间
的组内相关系数（Intraclass correlation coefficient）。其取值在0~1之间。
• 个体没有测定记录, 群体的平均表型值就是个体生产性能的最
•
佳估值。
•
•
当n 很大时， n re / 〔1+（n-1） re〕≈ 1
PX = P(n) 多次记录的平均数就是个体的 可能生产力 。
重复力的用途
• 3. 判断遗传力估计是否正确
• re = （VG+VEg）/ VP
H2 = VG/ VP
• •
AX
=
(
Pi
-
P
) 1+（n-1）re
+
P
重复力的用途
• 5 根据早期的记录估测后期的产量 重复力的大小反映不同度量值间的重复程度，对于重复力高的性 状，早期产量高的个体，其后期的产量也高，早期产量低，后期 产量也低。
• 根据不同次记录与所有记录平均数的相关系数，确定用那一次记
录来估测后期产量最可靠。
• n 次度量的方差与一次度量方差之比为：
•
VP（n） / VP = 〔1+（n-1） re〕/ n
•
增加度量的精确性，就需降低度量的方差，对于高重复力，
•
需 度量次数少；低重复力，需要度量多次
•ห้องสมุดไป่ตู้
度量，才能降低度量 方差。
重复力的用途
• 2 估计个体的可能生产力：
•
PX = re（n）（P(n) - P ） + P
重复力的用途
• 1 确定性状度量次数
• 每次度量值中VG+VEg不变，只有VES改变，度量次数越多，VES越
小。
VP（n）=VG+VEg+VE s/ n
• ∵ VP=VG+VEg+VE s
re=（ VG+VEg）/ VP
• ∴ VP= re VP +VE s
VE s = （1-re ）VP
•
VP（n）= re VP + （1-re ）VP/ n = VP〔1+（n-1） re〕/ n
• 3 已实现的遗传力（realized heritability）子代选择
•
反应占亲代选择差的比例。
遗传力的表达方式
• 1遗传力是育种值对表型值的决定系数。 h2 = dPA = A2 / P 2 • 2 表型各组分间无相关时，遗传力是育种值对表型值的回归系数。
• A = h2 P
即 h2 = bAP
重复力概念
• 某一性状在多个家畜中进行多次度量，同一个 体多次 度量值间 的差异称为个体内（组内） 方差 （inter-individual variance），
• 不同个体间多次度量值的差 异称为个体间（组
间）方差（intra- individual variance）。
•
VP= 2B+ 2W
•
• re（n） = （VG+VEg ）/ VP（n）= (VG+VEg )/ VP〔1+（n-1） re〕/ n
• •re •
•∴ •
= n re / 〔1+（n-1） re〕
PX
n re =
（
1+（n-1）re
P(n)-
P ）+
P
• 当n =0 时 n re / 〔1+（n-1） re〕= 0 PX = P
第四节 遗传力
• 遗传力的概念：
• 1 广义遗传力（heritability in the broad sense）数量性 状基因型方差占表型方差的比率。H2=VG/VP。
• 2 狭义遗传力（ heritability in the narrow sense）数量性
•
状育种值方差占表型方差的比率。h2=VA/VP。
h2 = VA/ VP
• re > H2 > h2 重复力是遗传力的上限。
• 4. 综合评定畜禽育种值
• •
h2(n) =
VA VP(n)
=
n 1+（n-1）re·
VA VP
=
n h2 1+（n-1）re
• 根据n 次度量记录,评定个体育种值:
•
AX= ( Pi - P )h2(n) + P
n h2
• • •
rPi P =
COVPiP Pi P
= 2Pi = Pi = Pi P P
Vpi = VP（n）
1-（n-1）ri n
• • •
rPjP =
1-（n-1）rj n
Q = rPi P rPjP
= 1-（n-1）ri 1-（n-1）rj
•
Q..>1时,用 第I次度量值估测准确。
•
Q<1 时，用第j次度量值估测准确
A
h2
·
1 h
=
h
•
•
h2 = r2AP
遗传力的估计原理
• 只有通过亲属关系才能估计遗传力. rA
• 亲属间没有环境相关,
R1 A1 A2 R2