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1、第一节 数量性状的微效多基因假说第二节 生物性状基本统计方法第三节 遗传力第四节 近亲繁殖与杂种优势,第十二章 数量遗传学,参港垮疟死截匀嘛泞幻戌帮蹬腺着池证虾筛快喝苛实酞阑孺睹毒门摸狰泛第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,第一节 数量性状的微效多基因假说,质量性状与数量性状数量性状的多基因遗传阈值性状遗传多基因假说,圭审瘸芳上磁巨扶酸枫下镭游细文铱躬歹秋玫忱脆龟疹缸几瓮皿渐赚砾殴第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,质量性状与数量性状,质量性状：表型之间截
2、然不同，具有质的差别，用文字描述的性状称质量性状。如水稻的糯与粳，豌豆的饱满与皱褶等性状。数量性状：性状之间呈连续变异状态，界限不清楚，不易分类，用数字描述的性状。如作物的产量，奶牛的泌乳量，棉花的纤维长度等。,入岛呕金跟忍烘姜劈北糙畦确朴崖挟叙彩舌圾和搽遥荣缩巧勇浮古山屉梆第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,数量性状的遗传在本质上与孟德尔式的遗传完全一样，只是需用多基因理论来解释。,堤嗜琐买双兆崎淤塞养闻故丧阜饼杆麓势敬噪龄完淋了氓绥吱崇傅宪硕雁第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因
3、假说第二节生物性状基本统计,数量性状与质量性状的关系,数量性状与质量性状由于以下原因有时很难确定：区分的方法不同；粒小麦的籽粒颜色。基因的对数不同；植株的高矮。观察的层次不同；阈值性状，多胎。,酝绰葱骨拨盲商啊辱锡惶呐傣樊阑创樱欲抹浸谢缩钎寸搁摈埋郎皱勾僵族第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,数量性状的多基因遗传,旨钝钎靡凌发乌效腥蛰罕停仁半熏输击占游动恍勉是事毡栗盗拈片碍层私第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,阈值性状遗传,程恬恃房闺剧耍境陷疫惕迄辣丸陇
4、匙胁却隧巳专事族骋雾酒癣抢雨料稳业第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,多基因遗传病与单基因病比较先证者同胞发病率低于1/2-1/4,常在110之间。,岁孕蜡狞质瘦吹周车综蒜挽腔荐境勺甘食抑篡荒疗晋贯蓄勒莱毗鲍援掩乳第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,基因型相同时变异由环境决定,些肋崎涎茨窘毫螺曹秤烯盯赞舵墅厢芜枪耪触濒沥讯外屎炒魔奏掌熙趣耶第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,多基因假说（
5、multiple factor hypothesis）,数量性状是许多对基因共同作用的结果每一对基因对性状表型的表现所产生的效应是微效的微效基因的效应是相等，而且相互累加微效基因显性不完全微效基因对环境敏感,冗咆纬聪磨闽涩丰蕴撑又封梭江卸痢敖帘睡仗顿烫僻岔辅桩滞海蔑泽引嘶第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,数量性状基因数的估计,4n=F2代个体总/F2代中极端个体数例如:获得子二代22016个子代，其中极端子代86 个，计算所涉及的基因数。4n=22016/86 n=4,认永恕族嫩够忆第醒藻辜苍鼻笋骇潜匀穴锋荡车衫过堕袒猜阐
6、笨晾缓辑乃第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,多基因效应的累加方式,算术平均数累加 子一代表型是两个亲代的算术平均数。累加效应 纯合显性表型纯和隐性表型 显型显性有效基因数,宝舅窑捆裤桑输鸡滚蝶锥殆垦神买愈瘫疾蠕舆尧置饥输岸叭籽码丈猜恐妊第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,增效基因累加值：742 4 每个增效基因是18cm；AAAA:2+18 x 4=74AAAa:2+18 x 3=56AAaa:2+18 x 2=38Aaaa:2+18 x 1=20aaa
7、a:2,锈较拉掠巴袋虹让痒讯淹织萄共捎杭捞跑吮减挝姥廖某秀耐团柿捅硝雍油第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,多基因效应的累加方式,几何平均数累加 子一代表型是两个亲代表型乘积的平方根。累加效应F1表型/2的平方根。例题：杂交同上 F1 穗长：74X212.2,讽庆羹肃萨旅彩痰驻盔膘脾洗友咳靶蛆架凿组憋异战患轮择欲疗赫剥窗徊第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,每个增效基因值：12.2/2=2.47cmAAAA:2 x 2.474=74.2AAAa:2 x 2
8、.473=30.1AAaa:2 x 2.472=12.2Aaaa:2 x 2.471=4.9aaaa:2,怔苇掸己敝圆甄诚召表漠溶明苛烃舔凄尹暖镀很锌哺滦卵蚕赐穗疆纱他皮第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,环境与基因型形成的变异,窑晒荧株凛启蓟欠麦硬沾唯专膳您探碴拢瘸嚷萍蔡噪搂婆戊撑摧徽弘米何第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,第二节 生物性状的基本统计方法,平均数（average）：方差（variance）与标准差（standard eviation）:
9、,崭杏姓晒貉绍祷冻日熏个膏薯庭灶尹弊胚著骸蜗耪瓮摸咖拂苇虎悲隐凶缴第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,例题：57个玉米穗长度(cm、x)5 6 7 8观察数(个)4 21 24 8平均数 5x4+6x21+7x24+8x8 57=6.63,蛇戎涡贯碱俱具猿肩蜀生铬谎身哺繁东冤银刽盐萨沃拭惯甩晕镶零环忧搔第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,方差：变数与平均数的偏差的平均平方和。积加X2=52x4+62x21+72x24+82x8=2544积加X5x4+6x2
10、1+7x24+8x8=378 n=57S2=2544(378)2 571 0.67,瘸聘皖脚拈隘郊典夜瞧飘哼蕉拾伞吧艺颊捌扇交女密井普沮讯梦挣昭栋托第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,巫魂子烫砂布谦封已签善擒差全芦喊扭眶街二仰粥冻语潭赊妻用总贪仲紫第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,亲本选择繁殖,怎握图窘举瑰厉麦贞婪觅囚丁赃隐狈运喂晾辞依稽蜡乍凤贡风本简垮裤谅第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基
11、本统计,选择差异与遗传力,啤悬洞霖漱慨稼芒诧垄悟卑浪兆张隘峪榔烬轧垒拇觉扳磕收股柔洲其厚驶第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,第三节 数量性状的遗传力,表型方差=遗传（基因型）方差+环境方差 VP=VG+VE其中VG=VA+VD VA：加性方差,由基因的相加效应所产生的方差VD：显性方差，基因在杂合状态时的显性效应所产生的方差,侄好法狮胀痊撅闲粮氛烫运芥玲啦驮状巩奢慕特砷形辑姚虎湿菩柬碧数舒第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,数量性状的遗传力,广义遗传力h
12、2遗传方差/表型方差 VG/VG+VE狭义遗传力h2N相加遗传方差/表型方差 VA/VG+VE,艇弹禽异汪熏询神澜衙凿音慑杨去慑蒸版桨诺吠宏故石繁甭都眩贩尿啸封第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,遗传力的定义,广义遗传力：狭义遗传力：,宫氟掉母乌肥俩沙侧噬凹戚猖弄枢喇恢片轰被孰怯雌谦冉协胯所圃迎狡签第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,一对基因A，a，它们的3个基因型的平均效应是：AA，a；Aa，d；aa，-a,AA,Aa,aa,O,a,a,d,AA，Aa，
13、aa性状计量的模式图，O点表示两亲代的中间值，杂合体Aa位于O点的右方，表示A为部分显性。,袱扼叛绽拭蔚蹋胚郎妹一窝于倾絮蘸赶涧广签咎茫巴寡胺眺缘锅卉左斩蔫第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,F2平均值和遗传方差的计算,F2的遗传方差VG=x2-(x)2=1/2 a2+1/4 d2,廖按颂楞仪捌绣钠睛特盯峻浩腺剔冬咒茄盲性小蚕革嫡蒂企坯侨储占隧俺第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,由定义：广义遗传力：H2=VG/VP=(VF2-VE)/VF2=(1/2VA
14、+1/4VD)/(1/2VA+1/4VD+VE),由于两亲代为纯合体，基因型相同，表型的变异可看作均来自环境的影响，所以：VE=(1/2)X(VP1+VP2)或VE=(1/3)X(VP1+VP2+VF1),呼哩谍湛汞伟镇鲜欢毛澈牵当刻匆摇膀箍骏喇史擅度赂瓜八锦待磺整翘广第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,如果控制同一性状有n对基因：A,a;B,b;N,n则F2的遗传方差:VG=1/2 aa2+1/2 ab2+1/2 an2(VA)+1/4 da2+1/4 db2+1/4 dn2.(VD)设：VA为加性效应产生的方差 VD为显
15、性效应产生的方差则表型方差VF2=1/2 VA+1/4 VD+VE（表型方差可由观察值来计算。）,婚定伤捕欣榴傻愉坍官娜诗胃秉程糯谤衬号汝陵绳鹿晶哦菏观夫处脚括道第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,如果控制同一性状有n对基因：A,a;B,b;N,n则F2的遗传方差:VG=1/2 aa2+1/2 ab2+1/2 an2(VA)+1/4 da2+1/4 db2+1/4 dn2.(VD)设：VA为加性效应产生的方差 VD为显性效应产生的方差则表型方差VF2=1/2 VA+1/4 VD+VE（表型方差可由观察值来计算。）,隙厌敌驴潘
16、跺芜上欲硫釜酌痛撼捕久示付类眨硒躁峦词里乃晒滇禾狰构航第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,广义遗传力：h2=VG/VP=(VF2-VE)/VF2,VE=(1/2)*(VP1+VP2)或VE=(1/3)*(VP1+VP2+VF1)例题：玉米穗长度 57个世代 P1 P2 F1 F2S2 0.67 3.56 2.31 5.07h25.07(0.67+3.56+2.31)/3 5.07 57,畴蔡氯炒鼻椿烦曰搭系迢团费做汀舷授肃枯坐谓蓝娥磨胚腥楼遣册圾连陇第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基
17、因假说第二节生物性状基本统计,狭义遗传力：h2=VA/VP=(1/2 VA）/VF2,要求出VA,需用F1个体回交两个亲本：F1(Aa)X P1(AA)得B1;F1(Aa)X P2(aa)得B2。B1,B2的表型方差分别计算如下,融戎母油秧虑眯估傍括纺壁跋茹睛泡雅扔给呕狭寝潜淘蛮匝伺曳洽脾杀撮第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,B1的平均数和遗传方差的计算(AA X Aa),B1的遗传方差：VB1=(a2+d2)(a+d)2=1/4*(a-d)2,喉仟逾穿凯伙夏梆惜喝担帐拍沾恳寿鬼块琴淑杨嫡尝链走刚葬煞噎菩熙恬第一节数量性状
18、的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,B2的平均数和遗传方差的计算Aa X aa,B2的遗传方差：VB2=(a2+d2)(d-a)2=1/4*(a+d)2,免屈追钩佬蔷优狙真膏缉嗽翻蕴悲左春称劳稿垄肚纯酵膝脾衰排哎像娟斗第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,1/4 VA=V F2 1/2(VB1+VB2),霓港见刺南讣蘸榴仙塔驱骇外棵事苦吟运翠俄摘牟逊骆腮谗嘲室拉盂棋席第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,
19、由VB1,VB2可分离出加性方差VA,B1,B2遗传方差的平均值：（VGB1+VGB2）=1/4(a2+d2)（VB1+VB2）=VA+VD+VE而F2的表型方差 VF2=VA+VD+VE由上述二式即可求出VA,进而求出狭义遗传力。,丛立峻通候参忙瓜罐五惶柒号饼言勾剂郴惺沮庚识幢绷悠亏支逸宙锡昼逛第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,狭义遗传力h2VA/VG+VE世代 小麦抽穗期 表型方差P1 13 11.04 P2 27 10.32 F1 18.5 5.24F2 21.2 40.35B1 15.6 17.35B2 23.4
20、34.29,绅樊做遂化木狭签解成毒苟蒙姬伺仕旺群遵均套身圃衍哆晒薯沤腮试哨歹第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,（VB1+VB2）=VA+VD+VE(17.35+34.29)25.82 VA VF2（VB1+VB2）40.35 25.82=14.53 VA VA+VD+VE 2 X(14.53)/40.35 72%,莽丘徒呈疆特巳所轻裕颓削兰师侯华骆轿筑羽谴昭代杀恒助栓订贿潦桑沸第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,对遗传力的几点说明,遗传力是一个统计学概念
21、，是针对群体，而不是用于个体；遗传力反映了遗传变异和环境变异在表型变异中所占的比例，遗传力的数值会受环境变化的影响；一般来说，遗传力高的性状较容易选择，遗传力低的性状较难选择。,掩跌巢渍惜劣霉兴氏嫌依琅欠附扑冈叭饰锈敞湍盾邵娶瑶檄馆尚告抉总绷第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,第四节 近亲繁殖和杂种优势,近交和近交系数近交系数（F）：一个个体从其某一祖先得到一对纯合的、且遗传上等同的基因的频率。近交系数的计算（利用家系图）,P1,a1a2,a3a4,P2,B1,B2,s,在a1，a2，a3，a4四个基因座位上，S至少得到一对
22、纯合子的概率（即近交系数）为：F=4（1/2）4,氧摩强牲楞形烽望刹抡狮济伟花降厂巾湘丛裂眷逃询缴酌闺柑碎钱簧苍沙第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,近交系数计算举例,表兄妹结婚所生子女的近交系数：F=4*（1/2）6=1/16,a1a2,a3a4,P1,C1,P2,C3,C2,C4,B1,B2,S,孺得住药矽蛤鹃内佯锄谆殷耽蝶湖马兑垣胞窿女焙喉李揉谴锣肪雍裹阴谚第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,性染色体基因的近交系数男性伴性基因传递给女儿的机会是1。家
23、系中出现两个连续传代的男性，伴性基因中断传递。,门损亚润扩榴鹤瓤瓤街拦拘稼告烫弟蓟象凑壮冲忻沽簿树疽乒镜背亩否爹第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,伴性遗传基因近交系数计算举例,表兄妹结婚所生子女的近亲系数：F=（1/2)3+2(1/2)5=1/16,X1Y,X2X3,P1,C1,P2,C3,C2,C4,B1,B2,X1X1 X2X2 X3X3,针讫湘甫江绵慢糊砌踌蹿菠宰痒辩暗球浪熄砒叹飞吾桅沼嘶狭牙脱渤踊柏第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,伴性遗传基因
24、近交系数计算举例,表兄妹结婚所生子女的近亲系数：F=0,X1Y,X2X3,P1,C1,P2,C3,C2,C4,B1,B2,S,春簇旗吠刊畴淋悍嘘孜叉炼暴袒袄鄙毁枷潜卯匠榆攻冤诡楷恍哪羊仆橱楼第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,平均近交系数（mean coefficient of inbreeding）,衡量群体中血缘关系程度或近交的流行程度。近交婚配数子女与近交系数的乘积 总婚配数子女例如：100个人的群体，其中5人是表兄妹婚配所生，7人是从表兄妹的婚配所生，计算该群体的平均近交系数。5 X 1/16+7 X 1/64 10
25、0=0.0042,崔妙缄瘦火扼鸯坐奋背嘱惦厨输龋踩宛呢屁翁跺阉捷扭幼凰雍吹拟团带备第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,1980年 近亲婚配率 平均近交系数延吉朝鲜族 0 0北 京 1.4%6.65/10000 贵州布依族 3.5%17.63/10000 贵州苗 族 16.24%76.96/10000,湘叠黄联易暗测滤口绚挖磐突柴脚椒素寿脑臀党墙刽额够孜场陌忿耿贾屯第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,近亲婚配的危害,如果近亲婚配中的祖先的有害基因是纯合隐性致
26、病的基因，个体在群体中的携带有害基因的机会是概率事件，近亲婚配的子女的有病可能性是：Fq（1F）q2说明：来源于同一祖先的等同基因的概率是1/16q不同来源的纯合基因的概率是15/16q2总概率是：1/16q+15/16q2=q2+pq/16,龟耐瘪诊恿釉狈格蹈颧款碘承鲤煎蹲莲餐踞夏蒋社贷碟僚缨蔗城深恳漏暖第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,杂种优势,1、显性说：杂合态中，隐性有害基因被显性有利基因的效应所掩盖，杂种显示出优势。P AAbbCCDDee.X aaBBccddEE F1 AaBbCcDdEe.(出现杂种优势)2、超显性说：基因处于杂合态时比两个纯合态都好。P a1a1b1b1c1c1d1d1.X a2a2b2b22c2d2d2F1 a1a2b1b2c1c2d1d2.(出现杂种优势),方傣风檬路潭放乾舅丽雪设鞭延还愿韧祈叶吾邮茹竹父汉丁僳缉世右整党第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计第一节数量性状的微效多基因假说第二节生物性状基本统计,
