數量遺傳學知識點總結

第一章緒論

一、基本概念遺傳學：生物學中討論遺傳和變異，即討論親子間異同的分支學

科。數量遺傳學：采納生物統計學和數學分析法討論數量性狀遺傳規(guī)律的遺傳

學分支學科。

二、數量遺傳學的討論對象數量遺傳學的討論對象是數量性狀的遺傳變異。

性狀的分類性狀：生物體的形態(tài)、結構和生理生化特征與特性的統稱。如毛

色、角型、產奶量、日增重等。

依據性款的表型變異、或傳機制和受環(huán)境影響的程度可將性狀分為數量性狀、

質量性狀和閾性狀3類。

數量性狀：遺傳上受多微效基因掌握，性狀變異連續(xù)，表型易受環(huán)境因素影響

的性狀，如生長速度、產肉量、產奶量等。

質量性狀：遺傳上受一對或少數幾對基因掌握，性狀變異不連續(xù)，表型不易受

環(huán)境因素影響的性狀，如毛色、角的有無、血型、某些遺傳疾病等。

閾性狀：遺傳上受多微效基因掌握，性狀變異不連續(xù)，表型易受或不易受環(huán)境

因素影響的性狀。有或無性狀:也稱為二分類性狀(Binarytraits)。如抗病與

不抗病、生存與死亡等。分類性狀：如產羔數、產仔數、乳頭數、肉質評分

等。

質量性狀數量性狀閾性狀

性狀主要類品種特征、外貌生產、生長性狀生產、生長性狀

型遺傳基礎特征

單個或少數主微效多基因微效多基因

基因一間斷型一

變異表現式描述連續(xù)型間斷型

考察式不敏感■"體■-述

環(huán)境影響家系國

討論水平

1.質量性狀、數量性狀與閾性狀的比較數量性狀的特點：

必需進行度量，要用數值表示，而不是簡潔地用文字區(qū)分；要用生物統計的法

進行分析和歸納；要以群體為討論對象；組成群體某一性狀的表型值呈正態(tài)分

布。

打算數量性狀的基因不肯定都是為數眾多的微效基因。有多數量性狀受主基因

(majorgene)或大效基因(geneswithlargeeffect)掌握。果蠅的巨型突變體

基因(gt);小鼠的突變型侏儒基因(dwarf,df);雞的矮腳基因(dw);美

利奴綿羊中的Booroola基因(FecB);牛的雙肌(doublemuscling?；?/p>

(MSTN);豬的氟烷敏感基因(RYR1)

數量性狀的數學模型和遺傳參數估量；選擇的理論和法；交配系統的遺傳效應

分析；育種規(guī)劃理論。

理論基礎奠定：孟德爾遺傳學+數學+生物統計學理論體系完善：與群體遺傳學

關系最為親密；學科應用：與育種學最為親密，是育種學的理論基礎和法論；

學科進展：與分子生物學、生物進化學、系統科學和計算機科學親密結合，并

產生了新的遺傳學分支學科，如分子數量遺傳學等。五、數量遺傳學與群體遺

傳學的關系群體遺傳學以孟德爾定律為依據，分析群體掌握質量性狀的主基因

的活動及其消漲規(guī)律，著重于基因頻率變化規(guī)律的研討。其基本原理可用于育

種學中質量性狀的遺傳改良。

數量遺傳學著重分析群體數量性狀的遺傳變異規(guī)律，主要討論群體控制數量性

狀的多基因的數量效應。其重點在于通過統計分析估量各種?第,二章數量

遺傳，學基礎

第一節(jié)均數與差

一、數量性狀表型值的剖分數量性狀的表型值，即觀看值，是由遺傳與環(huán)境共

同作用的結果，即P=G+E+IGE其中，P為表型值，G為基因型值，E為環(huán)境偏

差，IGE為遺傳與環(huán)境效應間的互作。通常，假定遺傳與環(huán)境間不存在互作，

即IGE=O,則有：P=G+E基因型值G是由基因的加性效應(additiveeffect,A)、顯

性效應(dominanteffect,D)和上位互作效應(epistaticinteraction,I)共同作用的結

果。假定3種遺傳效應間的互作為0,則G=A+D+I式中的D和I,由于世代傳

遞中的分別和重組，不能真實遺傳，因而在育種中不能被固定；而加性效應值

A則能穩(wěn)定地遺傳給后代，因此，育種中又稱之為育種值。

二、表型值：一個多基因系統掌握的數量性狀能夠直接度量或觀看的數值?；?/p>

因型值：表型中由基因型打算的那部分數值。環(huán)境偏差：表型值與基因型值的

離差。加性效應：等位基因間和非等位基因間的累加作用引起的遺傳效應。顯

性效應：同一基因座上等位基因間的互作所產生的遺傳效應。上位效應：不同

基因座間非等位基因相互作用所產生的遺傳效應。

即：環(huán)境偏差又可剖分zz為一般環(huán)境偏差Eg和++==ANNNN

特別環(huán)境偏差Es,即E=Eg+Es,綜上所述，G=SA工匕鼠

有：P=G+E=4切+"Eg+Es從育種學角度來看，上式

中，只有A可以真實遺傳，通常將A和D合并到環(huán)境偏差中，稱為剩余值

(residualvalue,R),即:P=A+R、大群體中，D、I和E的值有正有負，則：乙

口二乙廣乙E二0工尸工G工E-P==+=G而：

故：

三、一般環(huán)境：是指影響個體全身的、時間上是長久的、空間上是非局部的環(huán)

境。例如奶牛在生長發(fā)育早期養(yǎng)分不良，生長發(fā)育受阻，成年后無法補嘗，影

響是永久的。

特別環(huán)境：是指臨時的或局部的環(huán)境。例如，成年奶牛因一時養(yǎng)分條件差而泌

乳量削減，但假如環(huán)境有了改善，其產量仍可恢復正常。永久性環(huán)境：對某一

特定個體的性能產生長久影響，而且是以相像的式影響一個個體的每個紀錄的

環(huán)境。

臨時性環(huán)境：只對某一特定性能產生影響的環(huán)境。永久性環(huán)境和臨時性環(huán)境的

剖分，是針對重復測定性狀而言的。群體的平均表型值就等于平均基因型值，

也等于平均育種值。

四、群體平均值顯性水平與顯性度設一對等位基因A、A的頻率分

別為p和q,三種基因型AA、AA、AA的基因型值分別為+a、d、和-

a。其中d打算于基因的顯性程度22大小，即顯性水平?；蛐椭档?/p>

標準尺度&MP

不同顯性水平下的d值

顯性水平顯性基因d

負向超顯性Ad<-a基因型基因型頻率基因型值頻率X基因型值

負向完全顯性A2d=-a(f)(X)(fx)

負向部分顯性A20>d>-AA11P2+ap2a

無顯性無2aAAl22pqd2pqd

AA2

正向部分顯性Ad=0rq-a-q2a

正向完全顯性A1Ovdva2群體M=E平均值=》基因型頻率x基因型值

正向超顯性A\d=ad>a刃X=[p2a+2pqd+q2(-a)]=a(p-q)+2pqd

留意■

用上式計算出的群體平均基因型值應等于群體的平均表型值(各基因型值是以

與兩純合子平均值的離差度量的)；涉及多個基因座時，依據加性原理，由多

個基因座產生的群體平均值是各基因座各獻之和，即：MP=》a(p-q)+2》pqd

五、基因的平均效應概念：在一個群體,攜帶某一基因的配子,隨機和群的配子

結合，所

形成的全部基因型的均值與群體平均基因型值的離差。

計算：設A、A基因的平均效應值分別為a、a,A可以與A、A形成兩種基因

型AA、AA,其均值為pa+qd;同樣A可以與A2A形成兩種基因型

‘A'AJAA,其均值為pd-qa。,基因平均效應的計算：22

酉己產生基因型的頻率基因型平均

子AA

A()AA(d)A2A2(J)值

Appa+qd

pd-qaaj習pa+qd]-[a(p-q)+2pqd]=q[a+d(q-p)]a2=cpd-qa]-[a(p-q)+2pqd1=-

p[a+d\-p)]基因替代的平均效應(兩個平均效應之差)設a與a之差為，即：

a=a-a=a+d(q-p),于JE?a=a+a=qa;a=a-a=-pa；a被稱為基因替代的平均效應

六、育種值(BV)2概念:育種值即加性遺傳效應值，為組成某一基因型的兩個等

位基因平均效應之和。

計算AAA)=2aF2(，a：A(AA)='嚴2=%)a；A(AA)=當說明：育種值是用群體平均值的

離差表示的；一個HW平衡的大群體，平均育種值等于0,即：A=》

fA=2p2qa+2pq(q-p)a-2q2pa=2pqa(p+q-p-q).r.0;如用肯定值表示，則平均育種

值等于平均基因型值，也等于平均表型值。

七、顯性離差(顯性遺傳效應)

概念：考慮一個基因座時，特定基因型值G與育種值A之差，稱為顯性離

差，常用D表示。

計算：將各基因型值表示為與群體平均值的離差：

Gd(AA)=a-,l=2q(a-qd);Gd(AA)=d-M=(q-p)a+2pqd;

Gd1A)=7-M=-2p(a+pd)

DA=(奘A?2有D(AA)(=Gd(AA)-AQAA=-2Q2dA2)=0dAA/；D(

-A(AA)=2pqd；D1(AA)=Gd(AAHA(AA)=-2P2含

基因型AAAAAA

222

頻率(f)P2pG2

基因型值(G)+ad-a

離差基因型值2q(a-pd)-2p(a+qd)

(Gd)a(q-p)+d(l-2pq)

或2q(a-qd)(q-p)a+2pqd-2p(a+pd)

育種值(A)2qa(q-p,a-2pa

顯性離差(D)一2q2d2pqd-2P2d

說明:全部基因型的顯性離差都是d的函數在一個HW平衡群體中，平均顯性

離差值為。即：D=XfD=-2pzq2d+4pqd-2P2q2d=0八、上位互作離差假如考慮兩

個以上的基因座，基因型值可能包含基因座間非加性組合產生的互作離差。令

GA和GA分別為A、B二基因座的基因型值，貝UIAB為兩個基因座基因的互作

離差，即：GHA+GB+L由于數量性狀涉及的基因座許多，互作的狀況相當簡

單，難以將各單一基因間的作用都區(qū)分開來。就一群體而言，21=0。

九、數量性狀表型差的剖分假定，遺傳效應間、環(huán)境效應間及遺傳及環(huán)境效應

間無互作，即不考慮協差的狀況，貝IJ:Vp=Vc+VE=VA+VD+Vi+VEg+vEs式中，V。稱

為基因型差，VA稱為加性遺傳差，VD稱為顯性差，V]稱為互作差,VD+M二V

稱為非加性遺傳差,5稱為環(huán)境差°v和v電分別為一般和特歹殊環(huán)境差。Eg

育種值差：VA=ZfA2=p2(2qa)a+2pq[(q-p)a]2+42(-2pa)2=2pqa2=2pq[a+d(q-p)]2

顯性遺傳差:VD=Jfl)2=p2(-2q2(l)2+2pq(2pqd)2+42(-2p2d)2=(2pqd)2基因型值

差：若d=0,即無顯性時，VG=VA=2pqa2

若d=a,即完全顯性時，VA=VA+VD=8pq3a2+4p2q2a2=4p?q2a2(l+q)

若即不完全顯性時，mVG=V+VD=2pq[a+d(q-p)]2+[2pqd]2均數、差與協

差.一㈤X-、

射入廣隔)-》V"(X)=E(X-h)三》(叵Q亍&)

(無一/iJCv；-

齊Xf(附如其次節(jié)數量性狀的遺傳機制微效多基因假說

一、多基因：數量性狀是由多基因的聯合效應掌握的。微效基因：掌握數量性

狀的基因效應，絕大多數是微小的。

加性基因：掌握數量性狀的基因效應是加性的，共同作用于性狀。無顯性基

因：微效基因間缺乏顯性，或為共顯性。對于這些基因，有時用大小寫表示，

大寫表示增效，小寫表示減效。但不表示顯隱性。以上對數量遺傳基礎的解釋

可以用無窮小位點模型概括，該模型假定：掌握性狀的基因座許多(實際上是

無窮多)；每個基因座的效應無窮?。桓骰蜃贿B鎖且不具上位效應。

二、數量性狀基因座：Geldermann(1975)引入數量性狀基因座這一概念來描述

掌握數量性狀的基因。

基本概念：

數量性狀蓑因座(QTL):掌握數量性狀的基因在基因組中的位置，掌握數量性狀

的單個基因或染色體片段。

經濟性狀基因座(ETL)：掌握經濟性狀的基因在基因組中的位置，控制經濟性

狀的單個基因或染色體片段。

對QTL的進一步說明：

用DNA分子標記技術，對QTL的討論表明，一個數量性狀的QTL并不許

多，一般為4?8個。

QTL的效應(a)大小用兩種對應純合子基因型值之差的一半來度量，即a二

(AA-aa)/2,當a為0.5個標準差(SD)時被認定為該QTL具有中等遺傳效應。

一般認為，只有QTL效應a〉0.5SD時才有進行定位討論的價值。多數QTL

既有加性效應也有顯性效應。以加性效應為主，顯性效應較小。超顯性效應和

上位效應只有在少數的QTL中才存在。

三、主基因：主基因是指能對數量性狀(或閾性狀)的表型值產生較大效應的

單個基因或基因座。

它是相對于數量桂狀的微效基因而言的。一般認為一個主基因的遺傳效應應當

大于1個表型標準差。

主基因的存在及其在群體中的頻率會對遺傳參數產生顯著的影響。對于遺傳力

較低的性狀和需要進行間接選擇的性狀，在選擇時采用主基因就會顯著加大選

擇反應。

、QTL和主基因的檢測法分別分析法基本原理：對性狀的遺傳模式作出不同假

設，如微效多基因模型、微效多基因一主基因混合效應模型等;計算不同模型

下觀看值的似然函數;通過比較不同模型下的似然函數值推斷群體中是否有主

基因或QTL存在。

1.候選基因法基本原理：依據生理生化理論和對數量性狀的剖析以及在其他

物種中發(fā)覺的掌握某些性狀的基因，選定一些候選基因;討論這些基因和相關

的DNA標記對某種數量性狀的遺傳效應;篩選出對該數量性狀有影響的主基因

和DNA標記，并估量出對數量性狀的效應值。

3■基因組掃描法也稱為標記-QTL連鎖分析，是基于遺傳標記等位基因與QTL

等位基因之間的連鎖關系，通過對遺傳標記從親代到子代遺傳過程的追蹤、它

們在群體中的分別以及與數量性狀表型間關系的分析，來推斷是否有QTL存在、

它們在染色體上的相對位置以及其效應大小。該法檢測QTL的效率較高，是目

前QTL檢測的主要法。

五、幾個重要的主基因1?牛的雙肌基因(MSTN/GDF8)肌肉過分生長；飼料效

率提高；難產；常染色體隱性（2q12-q22）2■豬的惡性高溫綜合征（MHS）

基因（RYR1）應激/氟烷敏感性加強；產生PSE肉，pH24降低；提高瘦肉

第三節(jié)親屬間相關分析一、親屬間相關的分類親屬間

的表型相關：親屬間性狀表型值的相關，包括遺傳相關和環(huán)境相關兩部分。

親屬間的遺傳相關：親屬間的親緣相關程度，因親屬個體具有共同祖

量；常染色體隱性（6p11-q21）3■豬的RendementNapole（RN）基因

（PRKAG3）加快生長，提高胴體中的瘦肉含量；降低系水力和pH24;提高肌

肉中的糖原含量；常染色體顯性（15q2.1）;也稱為酸肉基因或Hampshire

效應4■豬的抗水腫基因（a-l巖藻糖轉移酶基因FUT1）與大腸桿菌F18受體

（ECF18R）基因座連鎖；抗F18大腸桿菌菌株；常染色體隱性（6q11）先

而產生，用來自共同祖先的概率計算，與性狀無關系。

親屬間的環(huán)境相關：主要是指由共同環(huán)境造成的親屬間的相像性程度。

共同環(huán)境效應：是指不同的動物組（如家系）在同一環(huán)境條件下而產生的相像

性的AI

增A2

加。?

它可以重影響遺傳協差估值的精確性。

共同環(huán)境效應的主要來源母體效應：因同一母體環(huán)境而造成的后代與母親以及

后代間相像性的增加。這一效應可能會持續(xù)到斷奶后較長一段時間，因此，遺

傳評估時，往往要考慮母體效應，并將其稱作母體永久環(huán)境效應。采食競爭：

是一種不利的共同環(huán)境效應，往往造成親屬間負的協差，即導致相像性的降

低。

二、親屬間的遺傳協差遺傳協差：為兩個有親緣關系個體的基因型值Gx和

Gy間的協差。

同源相同（IBD）基因與同態(tài)基因IBD基因：親屬個體共享的來自某一共同祖

先的等位基因。

同態(tài)基因：也稱為同類基因，狀態(tài)相同，但不肯定來自同一共同祖先。舊D基

因

Al

A1

AI

A2IBD三、遺傳協差的計算公式采用親屬個體間基因同源的概率和基因效應，

即對遺傳協差的貢獻可計計算它們珂的遺傳協差。P

G（X,y）AD若進一步不考慮顯性效應，則：

其中，P=1/2倆個個體共享1個IBD基因的概率）+倆個個體共享2個

IBD基因的概率入二兩個個體共享2個舊D基因的概率

、舉例全同胞（Fullsibs）Pr（2個舊D基因）二來自父親IBD基因的概率x

來自母親IBD基因的概率=1/2x1/2=1/4Pr（0個舊D基因）二來自父親非舊D

基因的概率x來自母親非舊D基因

…B=1/2*1/2+1/4=1/2,入=1/4。即：的概率=1/2x1/2=1/4Pr（1個舊D基

本同陶（Halfcihs）

Pr（2個IBD基因）=1/2x0（或0xl/2）=0

P「（0個IBD基因）=172x1=1/2—2

Pr（1個舊D基因）=1-0-1/2=1/2CovG（xy/-

“A???B=1/2*1/2=1/4,入=0。即：

親子（Offspringandoneparent）

Pr（2個舊D基因）=0（不行能共享2個耶呷魂打同源相同?—>4

Pr（0個舊D基因）=0（不行能不共享舊D翥茵）/

Pr（1個舊D基因）=1（只可能共享Bv個舊D基因

A

父胃用位以。士0例侏算武。即：GG(x,y)

瓠的此外型為我由+『）/?九二

其中，舉例區(qū)2

:昊兩個個體父系基因和母系基電于用源相同的斷率。

S（e,*

全同胞關系示意圖

mutatpn_mutation

D(g.h)

因)=1-Pr(2個IBD基因)-Pr

(0個JBD基因初=1-1/4-A1AA1A

23

1/4=1/2Gxy>=,^+,4A1A2A2A3

x(a,1.Y

A1AA1A

2

3A,A3IBDA,A2

IBS

r貝

IJ0

2Q2+P九Q2+九2Q2+...P(a=

AAADDDc)=P

COV=PQ2+九Q2(a=e

=9)+

若不考慮互作，則：60「（30丫人=阻口(c,d),S

和D分別為父親和母親，括號中前面的小寫后面的表示母系基因。假定S和

D是非近交個Cov=Cov=若X和Y為父系半同胞，貝帥'=0。因此有：G

（X，Y）G（HS）思索題名詞解釋：表型值、基因型值、環(huán)境偏差、加性效應、顯

性效應、上位效應、一般環(huán)境、特別環(huán)境、永久環(huán)境、臨時環(huán)境、共同環(huán)

境、QTL、主基因、舊D基因、遺傳協差、母體效應數量性狀的表型值如剖

分？

2.什么是基因的平均效應和基因替代的平均效應？

3.什么是育種值、顯性離差和互作離差？

4.數量性狀的表型差如剖分？

5.微效多基因假說的要點是什么？

7?主基因和QTL檢測磐圖迫哪壬石》

些？-、遺傳參數概第二章述重復力

參數：是大量同類數量現象的概括，是某些規(guī)律的量化特征。遺傳參數：是

數量遺傳學的基本容，也是各種育種法和技術得以實施的基礎。

遺傳參數包括遺傳力、重復率和遺傳相關。三個遺傳參數反映了數量性狀的

三種重要關系。遺傳力反映性狀遺傳與環(huán)境的關系；重復力（率）反映同一

性狀各次度量值間的關系；遺傳相關表明性狀與性狀間的遺傳關系。

二、估量遺傳參數的目的猜測育種值一遺傳評估2.猜測選擇反應3.設計選擇

案三、估量遺傳參數的時機1.一個新性狀，其參數尚未估量。2.育種群中，

差和協差已隨時間發(fā)生變化，如經過短期的強度選擇。3.育種群結構發(fā)生了

較大轉變，如由于引種。

第一節(jié)重復力的概念

一、概念1：從字面上講，重復力是畜禽不同生產期間同一性狀所能重復的

程度。

1.某些經濟性狀在一生中往往要測定多次，而且每次測定數值不盡相同。如

產奶量、產仔數、產毛量等。2.就某一性狀而言，畢竟需要度量多少次就能

代表個體的真正生產力？3.不同次紀錄間有多大相像程度呢？4.只有一次紀

錄的性狀，重復力為0。如屠宰率、雞的開產日齡等。

概念壬：從遺傳上講:是埠傳差和永久環(huán)境差占表型差的比例。

re-V「-V+V+PVa/r單次和重復紀錄狀況下，環(huán)境效應的對應關系單次紀

相關系數。錄重復紀錄一般環(huán)境效應（V）永久環(huán)境效應（V）特別環(huán)境效應

（VK）臨時環(huán)境效應（vD概念3:從統計學估量法上講,重復

力是以個體多次度量值為組的組若每次紀錄都相同，組相關系數為1，重復

力也等于1。若各次紀錄很不一致，幾乎沒有關系，則重復力接近于0。

重復力的取值圍為Owrewi?？蓪e分為3類：

1.高重復力中等重復力低重復力reM0.600.30Wre<0.60re<0.30二、組相

關系數組相關系數是指組（有某種特定聯系的）多組數據兩兩之間的平均相

關系數。2.這里的組可以是個體，也可以是家系。3.若以個體分組，則每組

數據就是一個個體的多次度量值（不同生產期的度量值）。4.若以家系分

組，則每組數據就是一個家系各個個體的度量值。

5.組相關系數可通過計算差和協差得到。

其次節(jié)重復力的估量原理和法一、重復力的估量:重復力只

能用統計學法估量，即重復力是以個體多次度量值為組的組相關系數。

如有n個家系，每個家系有k個成員，家系及個體組成如下：

2X

家系1:紜…耳家系:2I/22,…鼠豕系n.x,X,...X由此列出差分析表如下:

變因自由度平和均期望均

家系間（組df--lSS5SSC2+kC2

間）BMS=B

BBfWB

家系（組）

產SSSSc2

(k—1)Ww

WMS=wdfW

w

總計

df工k—1SS+SS）（工X）2(--l)k

BW

（工〉C2+C2

表中，SSB為組間平和，且有：kN

SS二X2-Z（Z'2w

SSW為組平和，且有：N仝k

其中，N為總的個體數，即：r—

表中，k為家系成員數或者為度量次數。

于是，喊強嬲嫡式計算.改%Wl）dfxSSwBBW

若馳家系的席量次彝不等〉2則需用下式計算加權平均度量次數k：k=，r

（79uwKi?二、重復力估值的顯著性檢驗實質：對縛懼關等數的顯著

性檢驗原理:t檢驗（lre）［l+（kT）re］計算抽樣標準誤嚴嚴人-1）計算

t值：Sret檢驗（自由度為df:比較t值與t,df即可。

舉例:下表中列有5頭母豬的產仔數，?試估量豬產仔數的重復力，并檢驗其

顯著性。

豬號2計算組1'辨解哪和；2x2X2(2x”/kkka

36

18,10^(LL606206006’

9

27,8,10,732262256416

313,14,10,11,12,7287486436

6

12

413,9,8,8,1048478460-8525

512,11,15,1452686676416

2》x=264,2"X=2920,WQx)/k=2856-8,N=》k=25,2k2=129

221.計算

有關總

和及平

xKSS=_=2920-2856.8=63.20和等中

B

kN2642間數據

=2856.8-=68.9625

3-計算組間(和組自由度一n二25—5二20df二FIT二5T二O號MS.上

SS

4B=?96二17.249MS二戶6220=3.16——B電鳥H5-竺)M4唾囑Ti?一

計算組相關系數的標準誤；(1-re)[1喉j5Mm顰0.473)[1*(4.96-1)0.473]

5.S==

?碧件壹曲1罐g用藥:.蹌牛翁]IIi17.24-3.16re=BMF=0.473計

6-算重復力估值;J訴微微出利96T)X3」6

8.作t檢驗；re

因而t值不顯著。

9.結果：母豬產仔數的重復力為0.473±0.242。

估值高，說明性狀受臨時性環(huán)境效應影響小，每次度量值的代表性強所需度量

次數就少；估值低，說明性狀受臨時性環(huán)境效應影響大，每次度量值的代表性

差所需度量次數就多。

第三節(jié)重復力的用途

11確定性狀需要度量的次數設某一0狀度量徵這k次

度量值的平均數為p(k),則其差為：有特癖殊環(huán)境影

響。以用丐除哼哉次不同的度量￡)(只?一

V=re*V+V,即丫=(1-「3)?\/(2)「尸嗎匕￡$丫」1-re)V[1+fk-1)re]V

P(QP

將(1)、(2)式代入VP(k得:

，k?>

P=

V?l+(hl)re

只需度量少數

在「伊_兩邊同除以VP,且同乘以VA得：VAB嚴二午Pp(fW+("，ep(k)

式中h2=(遺傳—?力2。若稱則：住十優(yōu)”)%

為k次紀錄的均值遺傳力

處)上式可作為衡量不同度量次數相對精確

度的一個指標當重尊力較低時,需要度量多次;而當重復力較

高時幾次即可出.綜合評定家畜的育種值A=P+h2(X-P)

如家畜個體有k次紀錄，于是可以依據kk次紀錄的均值進行綜合遺傳評定。其

育種值為：

式中,P二全群度量值的平均值；X二第i個個體ki次度量值的平均值；

“Ak=二第i個個體的度量次數+V=V3估量個體的最大可能A生產力G+L,Vp

P(k)P

上式的左手項可稱為re<,即k次紀錄均值的重復力。

k

而個體的最太引皴生產力二PmostpQbable>-Pducingability）定義為

Lush,1937）:k）〃+伙I），仆式中，p二全群度量值的平均值；后二第i個

個體ki次度量值的平均值；采用多次度量值評定準的度量次數時，精確

性的提高可用下式給出：

4■推斷遺傳力估量的正確性+\/重復力可以作為衡量遺傳力估量精確

度的一個指標依據重/復力的定義：依據遺傳力的定義：

H2=_G

1.（狹義）（廣義）V由于，一般狀況下，V+V>V或V,所以，r總

大于H2或h2,即重復力是遺傳力的上限，遺傳力不行能大于重復

力，否則，估量有誤。思索題數量遺傳學的三個重要遺傳參數是什么？分別反

映了數量性狀的哪三種關系？

2.估量遺傳參數的目的是什么？

3.什么是重復力？

4.重復力的取值圍和分類。

5.什么是組相關系數？

6.估量重復力時，如進行差分析？

7.重復力估值的凹凸說明什么問題？

8.重復力有哪些用途？

9.什么狀況下，遺傳力估值可能高于重復力？

第一節(jié)通徑分析（pathanalysis）

一、通徑分析概述兩個變量間的關系及其統計分析：因果關系：緣由已知，結

果未知：通徑分析；緣由未知，結果已知：回歸分析；平行關系：相關分析。

k（V+V）西1k^曠

什1+化.i+化0

通徑分析嵬以圖解式闡明變量（性狀）之間關系的一種統計法通徑分析中變量

間的關系因果關系：用單箭頭線表示，向由因到果，稱為通徑線平行關系：用

叉IX雙箭頭線表示