Генетикалы› корреляция коэффициенті

Генетикалы› корреляция бастап›ы белгілерді селекциялан“анда (іріктегенде) екіншелей белгілердіЈ йзгеруін кйрсетеді. Корреляция белгілер арасында Щр тЇрлі болады. Белгілер т±›ым ›уалау факторларымен плейотропты› жЩне тіркелген т±›ым тЇрінде йзара байаланысты болуы мЇмкін, ал олардыЈ байланысы сырт›ы ортаныЈ ы›палымен жасалады.

КорреляцияныЈ генетикалы› жЩне орталы›та“ы шамасы мен сондай – а›, ба“ыты бойынша біркелкі болмауы мЇмкін. ФенотиптіЈ корреляцияныЈ екі таби“атты болуынан селекция тиімділігі кйрсеткіші ай›ындау ›иын, онда белгілер арасында“ы генетикалы› корреляцияны аны›тау маЈызды. Генетикалы› корреляцияныЈ коэффициентін туыс т±л“аларда корреляциялау белгілер фенотипті кйрсеткіштері бойынша аны›тайды.

Генотипті корреляция коэффициентін есептеудіЈ бЩр Щдісін 1943 жылы Л.Н. Хейзель жасады. Генетикалы› корреляцияда коэффициентін есептеу Їшін мына формуланы пайдаланады

Балалары мен шешелері бір атталы белгілері арасында“ы байланыс теріс болса, я“ни ХД жЩне Хм ( УД жЩне УМ), ол генотиптіЈ орталап ›атты йзара іс – ›имылы мЩнін ай›ындайды.

Генотипті корреляцияны біліп, малдарды іріктегенде бір белгініЈ екінші белгіге йзгеруін болжау“а болады.

Жанамалы іріктеу белгініЈ жо“ары т±›ым ›уалауында аса тиімді, м±нда ол генотипті жо“ары корреляциялы коэффициентінде болады. ГенотиптіЈ корреляцияны есептеу тЩртібі 9.7. келтіріледі.

Зоотехникалы› жЩне мал дЩрігерлік практикада жиі мйлшерлі белгілер ›абысуын йлшеу, сондай – а›, сапасын йлшеу йткізіледі.

Ол, заЈ“а сЩйкес альтернативті ( ›арама – ›айшы)белгілер. Мысалы, а› немесе с±р тЇстер, жо“ары жЩне орташа ›оЈдылы›, ауру немесе сау малдар мен бас›адай).

Д. Юла тйрт торлы кесте пайдалану формуласын ±сынды:

МалдардыЈ топтар белгілері арасында“ы тЩуелділігін сипаттайтын регрессия мен корреляция коэффициенттерін статистикалы› шама боп саналып, сонды›тан ол репрезентативтік ›асиет иемденеді. ОлардыЈ шама аны›тылы“ы репрезентативтік а“атты› кймегімен орнатылады.

Корреляция коэффициенті а“ытты“ыЈ келесі формула бойынша есептейді:

Кйп санды іріктеуде корреляция коэффициенті Їшін (n >30)

Статистикалы› а“атты› шамасын пайдалана регрессия мен корреляция коэффициенттерініЈ іріктеу аны›ты“ын аны›таймыз:

Корреляция коэффициенттерініЈ аны›ты› критерийі:

;
регрессия коэффициенттерініЈ аны›ты› критерийі:

жЩне
Корреляция мен регрессия шамалары аны› боп, егер олар йз а“атты“ынан белгілі мйлшерде бірнеше есе артса, ол іріктеу кйлемінен тЩуелді болып саналады. Аны›ты› критерийін Стъюдент кестесі бойынша стандартты мЩндермен салыстыру ›атесіз болжау ы›тимал шегі мен еркіндік дЩрежесі санын белгілеу Їшін керек ( 2.4. п. ›араЈыз).

3.5 Байланыс кйрсеткіштерініЈ реалды жЩне практикалы› мЩні

Байланыс кйрсеткіштері, егер олар статистикалы› аны› болса реалды мЩнді болады. ОныЈ практикалы› мЩні, егер ол керек шамалы болатын болса “ана іске асады. Мысалы, шош›алардыЈ кйп тйлдігі мен оныЈ ±рпа› йсу энергиясы арасында“ы корреляция коэффициенті 0,25 0,03 болса, толы› реалды мЩнді болады, йтйкені ол йзініЈ квадратты› а“атты“ынан 8 есе артпады . Осы кйрсеткіштіЈ практикалы› мЩні онша Їлкен емес, ол белгініЈ вариациясыныЈ 6 % “ана ›±райды белгініЈ бас›амен йзгеруінен тЩуелді, 94 % - ›алды› вариациясы деп аталады, олар йзара байланыстан тЩуелсіз. Сонды›тан, 0,5 мЩнді корреляция коэффиц иенті негізінде практикалы› есеп ›±ру сенімсіз болма›. Біра› та, байланыс кйрсеткіштерініЈ практикалы› мЩні зерттеу ма›сатынан тЩуелді, я“ни, берілген жа“дайда есептеу дЩлдігі дЩрежесінен белгіленеді.

Биологиялы› зерттеулер барысында биометриялы› шама, жалпы вариация Їлесі биологиялы› белгілердіЈ шы“у себебінен тЩуелді.

4 Дисперсиялы› талдау
ЖануарлардыЈ биологиялы› ерекшеліктерініЈ дамуы мен ›алыптасуына генетикалы› жЩне генетикалы› емес таби“аттыЈ ЩртЇрлі факторларыныЈ бір›атары Щсер етеді. НЩтежиелік сипаттын кйлеміне жекеленген факторлардыЈ ЩсерініЈ Їлесін аны›тау“а кймектесетін методикалы› Щдіс – дисперциялы› талдау деп аталады. Б±л Щдіс генетика мЩселелері, соныЈ ішінде т±›ым ›уалау мйлшерін есептеуде де кеЈ ›олданыс тапты. Ол ±рпа› сапасы бойынша т±›ымды› еркек малды ба“алауда ›олданылады.

Белгілі бір нЩтежиелік сипаттыЈ кйлемін білдіретін барлы› факторлардын жиынты“ы жалпы дисперция С_y –ды ›±райды. Жалпы дисперция ±йымдас›ан факторлар туындат›ан C_x факторналалды дисперсиясы мен ±йымдаспа“ан факторлар туындат›ан C_z кездейсо› дисперсиясы ›осындыларына бйлінеді.

Мынадай тапсырма дисперциялы› талдау мысалы бола алады: «прогресс» тЩжірбие о›у шаруашылы“ыныЈ 1 – бйлімшесініЈ симментал жЩне ›араала т±›ымды сиырларыныЈ табыны бойынша орташа сауым 3000 кг ›±райды. Сауым кйлемі (нЩтежиелік сипат) факторналды› жЩне кездейсо› дисперцияны ›±раушы кйптеген фактролар“а толы.(4сурет)

Кездейсо› дисперсия Факториалды› дисперсия С_хТосын факторлар

АА.С.

Физиологиялы› жа“дайыКЇттім жа“дайы

Сурет 4

Дисперсиялы› кешен жасап жЩне со“ан сЩйкес есеп жЇргізіп, сайым кйлеміне Щр фактордыЈ Щсер Їлесін аны›тау мЇмкін болады,я“ни,нЩтежиелік сипат малдыЈ генотипі (т±›ымы) , кЇтімі, азы›тандыру факторы ›анша пайыз бол“анды“ын белгілейді.

ТЩуелсіз факторлар – б±л малдардыЈ т±›ымы, азы›тандыру денгейі, кЇтім жа“дайы жЩне т.б.;

Зерттеу жЇргізу Їшін малдардыЈ топтарын кездейсо› іріктеу Щдісі бойынша жасайды.
4.1 Бір факторлы› кешен

НЩтижиелік сипат›а белгілі бір фактордыЈ Щсерін зерделегенде бір факторлы› дисперсиялы› кешен ›±рады.

Шсер етуші фактордыЈ бірнеше градиациялары болу мЇмкін,я“ни, тЩжірбиеде оныЈ ЩрекетініЈ ›ар›ындылы“ыныЈ бірнеше деЈгейі зерделенуі мЇмкін. Мысалы, аналы› шош›алардыЈ кйп т±›ым беруіне азы› мйлшеріне белок ›осындысыныЈ Щсерін зерделегенде осы фактордыЈ тйрт градияциясын аны›тау“а болады : нормадан ас›ан тЩуліктік азы› мйлшеріне ›ортылатын протеин ›осындысыныЈ 15% - тйртікті, 10% Їшінтісі, 5% - екінтісі, 0% - бірлікті топ. Шр топ›а ±›сас принцип бойынша шо›аларды тандап алады. Кешенге енген Щр шо›аныЈ нЩтежиелік сипатын йлшейді, я“ни,туыл“ан торайлар саны. Сана› ж±мысын жеЈілдету Їшін нЩтежиелік сипаттыЈ кйп белгілік жЩне ыЈ“айсыз бйлшек сандарды былайша аз санды› ›олайлы жЩне бЇтіндерге айналдыру“а болады.

СипаттыЈ барлы› ма“ыналарын бір сан“а кйбейтуге болады:

0.02 х 100=2; 0.03х100=3 жЩне т.б , есептеп алып , соЈ“ы нЩтежиеге тЇзету енгізеді—сол сан“а бйлу;

СипаттыЈ барлы› ма“ыналарын бір сан“а бйлу;

СипатыЈ барлы› ма“ыналарын бір сан“а азайту немесе арттыру: 8-5=3;6-5=1;12-5=7; жЩне т.б.

СоЈ“ы нЩтижедегі орташа арифметикалы› М осы тЇзетуді еЈгізу, я“ни 5 саныЈ ›осу.

Осы жа“дайда дисперсиялы› кешенніЈ нЩтежиесін 5 кесте тЇрінде кйрсетуге болады.

Кесте 5

НЩтижелік сипат V (аналы› шош›алардыЈ кйп тйл Щкелуі)

љайта ›±рыл“ан V есеп айыру ›олай лы“ы Їшін 7 алып тастау жолымен3

8.10

1.2.33

11

0.4.43

10

3.4.3

8.9

1.2.5

Санды› ма“ынасы жо› жЩне ранжирлан“ан ›атар“а орналас›ан сапалы› сипаттардыЈ тЇрлі факторлардыЈ статистикалы› Щсерін зерделегенде кЇштіЈ параметрлік емес кйрсеткіші мен Щсер на›тылы“ын пайдаланады. Ондай кешен талдауы 9.12.п. берілген.

НЩтежиелік сипат›а бір уа›ытта екі фактор Щсерін зерделегенде екіфакторлы› дисперсиялы› кешен ›±рылады. Екі факторлы› ›±рлысыныЈ шарттары бір факторлы›та“ыдай. Б±л жерде нЩтежиелік сипат›а Щсер етуші, зерделенуші фактролар бір-біріне тЩуелсіз болу керек екенін есепке ал“ан жйн.Шр фактор Щрекетін жеке зерделей отырып, олрдыЈ нЩтежиелік сипат›а бірігіп Щсер етуін ескерген жйн.

Екі факторлы› кешен ›±рлысы, мысалы Щр тЇрлі генотип (т±›ым) аналы› шош›аларыныЈ кйп тйл Щкелуне шйп ±ныныЈ ›осындысыныЈ Щсерін зерделеу болуы мЇмкін. Бір фактор ретінде м±нда азы›тандыру деЈгейі,ал бас›асына шош›алар т±›ымы ›абылданады.

Б±л екі фактор бір-біріне тЩуелсіз, біра› сонымен ›атар олар екеуі де нЩтежиелік сипатт›а аналы› шош›алардыЈ кйп тйл Щкелуіне Щсер етеді. Бірінші фактор бойынша екі градияция еЈгізуге болады. љоректілігі жа“ынан 25% шйп ±ны бар рацион мен шйп ±ны жо› рацион. Екінші фактор- ол т±›ым. Шйп ±ныныЈ ›оспасын дюрок т±›ымы мен шош›аныЈ ірі а› т±›ымына сынап кйруге болады.

Бастап›ы берілген екі факторлы› жалпы сызбасын 6 кестеде кйрсетуге болады.

Кесте 6

А- т±›ымыЕкінші фактор В рацион ›±рылымыТопта“ы

мал саныНЩтижелік сипат V- мегежінніЈ кйп тйлдеуіІрі а› А1В1- шйп ±ны жо› рацион29, 12В2- рацион ›±рамында 25% шйп ±ны 211,13Дюрок А2В1- шйп ±нсыз рацион28,12В2-рацион ›±рылымында 25% шйп ±ны210,12

НЩтижелік сипат кйлемініЈ ыЈ“айлы есебі Їшін санау“а ›олайлы етуге болады.Екі факторлы› дисперсиялы› кешен талдауы 9.13.п.(13 алгоритм) кйрсетілген.

НЩтижелік сипат кйлеміне жекеленген факторлар ЩсерініЈ расты“ын ФитердіЈ ›айта ›±рыл“ан критерйі бойынша аны›тайды:

F- Фишер критерийініЈ стандартты› маЈызы

V,V- фишер критерийініЈ стандартты› маЈызын кестеде табу“а болатын еркіндік дЩрежелері;

- Тандал“ан вариансылар(девианттар)

Екі факторлы› кешенде орнына алады, я“ни, на›ты фактор вариансасын.Егер маЈызы арты› болса, я“ни кездейсо› дисперсия факториалды›тан арты› болса, онда Фишер критерийініЈ конструкциясыныЈ тЇрі мынадай:

1) Щсер на›ты емес. Эмприкалы› критерий йз стандартты› маЈызына жетпейді. Біра› б±л басты жиынты›та дЩлелденеді деп т±жырым жасау Їнемі йзін йзі а›тамайды. Кері ›атынас бойынша талдау жасау ›ажет

F ;
2) Щсер д±рыс. Эмприкалы› критерийі(тура) талап етілген мЇмкіндікпен Фишер критерийі стандартты› маЈызына теЈ немесе араты›. Б±л зерделенітін фактордын нЩтежиелік сипат›а Щсер ететінін білдіреді. Кері критерий бойынша ЩсердіЈ на›тылы“ы белгілі бір мЇмкіндікпен фактордыЈ ша“ын Щсерін дЩлелдейді немесе нЩтежиелік сипаты бойынша градияцияныЈ на›ты ±›састы“ы.
5 °рпа››а берілу ›асиеті мен ›айталанудыЈ статистикалы› талдауы
МалдардыЈ шаруашылы› Їшін жекеленген пайдалы жЩне биологиялы› ›асиеттерініЈ кйрінуініЈ дамуы мен дЩрежесі т±›ымныЈ ±рпа››а берілу ›асиеті мен ймір сЇру ортасыныЈ на›ты жа“дайларына байланысты.

Мал шаруашылы“ы практикаснда бір ›асиеттіЈ йзгергіштігі кйбіне сырт›ы орта жа“дайына (сауым, ›ондылы“ы, тірі салма“ы жЩне т.б), ал бас›аларыныЈ аз шамада (экстерьер, конституция, майлы-сЇттілігі, тЇсі жЩне т.б) байланысты. Кейбір сипаттар т±›ым ›уалау детерминациясына аз дЩрежеде, ал бас›алары кйбірек тЩуелді.

Селекциялы› ж±мыста тіпті сырт›ы ортаныЈ кейбір йзгерісінде ата-анасыныЈ ›ажетті ерекшеліктері олардыЈ ±рпа“ына ›аншалы›ты т±ра›ты берілетініЈ білу маЈызды. Егер сипат кйлемі т±›ым ›уалау бойынша ›атты берілетін болса, онда ондай сипат оЈай селекцияланады. Фенотип бойынша іріктеу жасау“а болады, я“ни жаппай селекция жЇргізу.

Сипат дамуы кйлеміне т±›ым ›уалау ЩсерініЈ статистикалы› Їлесін аны›тау Їшін т±›ым ›уалау коэфицентін есептеп шы“арады.

Т±›ым ›уалау коэфициенті h сипаттардыЈ генетикалы› йзгергіштігін кйрсетеді жЩне осы сипаттыЈ жалпы йзгергіштігініЈ ›андай Їлесі т±›ым ›уалау“а байланысты екенін кйрсетеді.

Т±›ым ›уалау коэффиценті т±›ым ›уалау механизмі ар›ылы жЇзеге асатын т±›ым ›уалау шарасы. Т±›ым ›уалаушылы› гендердін аудитивтік (саналы›) Щрекеті, доминанттылы› пен эпизтазм“а байланысты барлы› генетикалы› Щр алуандылы›тыЈ кйлемі. Т±›ым ›уалаушылы› коэффициенті 0 ден 1-ге дейінгі аралы›та ауыт›иды. Санды› сипат не“±рлым генетикалы› йзгергіштікке ба“ынышты болса, со“±рлым т±›ым ›уалау коэффициенті жо“ары, Щрі б±л сипат сырт›ы орта ы›палына со“±рлым т±ра›ты.

Т±›ым ›уалау коэффициенттерін пайдаланыл“ан ал“аш›ы негізге ›арай ЩртЇрлі тЩсілдермен есептейді.

Тура сызы›ты› корреляция Щдісіне негізделген т±›ым ›уалаушылы› кйрсеткіштерін аны›та“анда мына формулаларды пайдаланады:

- бір белгідегі малдардыЈ сипаты ескерілсе (сауым, ж±мырт›ала“ышты“ы, сперма сапасы жЩне т.б) , h формуласы ›олданылады;

- корреляция коэффициенті шешесі мен баласыныЈ сипаттары арасында“ы ›олданылады

- екі ата- анасыныЈ сипаттарын ескеретін (жЇні ›ыр›ылуы, тірі салма“ы, т. б.) сипаттары Їшін формула; ата- аналары мен ±рпа›тарыныЈ арасында“ы корреляция коэффициенті. Шкелері туралы “ана мЩліметтер болып, шешелерініЈ сипаттары белгісіз болса,

- формуласы ›олданылады;

- полусибстар (жартылайа“алар мен жартылайЩпкелер) арасында“ы корреляция коэффициенті.

Ата-аналары мен балалары арасында“ы іріктеудіЈ бірдей емес дЩрежесінде сипаттыЈ Щр тЇрлілік кйрсеткіштері кЇрт айры›шаланады. Онда формуласын пайдалан“ан.

Тура сызы›ты› регрессияныЈ коэффициенті пайдалануда“ы формулалардыЈ арты›шылы“ы ата-аналардан алын“ан генетикалы› а›параттыЈ барлы› тЇрлерініЈ йзгеруіне кйЈіл бйлмеуінде.

КорреляцияныЈ екі еселенген жЩне тйрт еселенген коэффициенттері мен формулаларды пайдалан“анда бірліктен арты› немесе кері т±›ым ›уалау коэффициентініЈ биологиялы› абсурдты› маЈызын алады.

таЈдаудыЈ жеткіліксіз кйлемі;

туыстар арсында“ы корреляццияныЈ кері коэффициентіне Щкелетін ортамен генотиптіЈ йзара ы›палдасуы;

гендердіЈ адитивтік Щрекетіне ›ара“анда сипат›а ана“±рлым кЇшті Щсер етуші гендер, доминанттылы›, аса доминанттылы›, эпистазды› аллельаралы› йзара ы›палы:

ата- аналар популяциясы кездейсо› таЈдау болып табылмайды;

т±›ым ›уалаушылы› коэффициенттерін есептеу мысалдарын ›арастыралы›.

Майлы- сЇттіілік кйрсеткіші бойынша корреляция коэффициенті r= 0.27, ал т±›ым ›уалау коэффициенті (орташа т±›ым ›уалаушылы›)

Ата- анасы мен ±рпа›тарыныЈ тірі салма“ы арасында“ы корреляция коэффициенті 0,15 теЈелді. Б±л сипат екі ата-ансында да ескеріледі, ал т±›ым ›уалаау коэффициенті

ОныЈ абсурдты› кйрсеткіштерін алуды жоюшы т±›ым ›уалау коэффициенттік есептеудіЈ бас›а Щдістері бар.

Регрессия ›±былыстарына негізделген тйменде келтірілетін формула барысында жануарлардыЈ йнімділігініЈ орташа кйрсеткіштері назар“а алынады:
h² = (M_{тйлдіЈ тЩуірі} – М_{тйлдіЈ Щлсізі} / М_{анасыныЈ тіуірі} – М_{анасыныЈ Щлсізі})*2
б±нда М-Щлді жЩне Щлсіз аналы› пен оныЈ тйлдерініЈ топтарыныЈ орташа йнімделігі.

Мысалы, жас сиырлардыЈ Щлді тобыныЈ сауыны «Прогресс» шаруашылы› ›ожалы“ында“ы сауымдылы“ы жо“ары аналы›тардан игеріліп, орташа 3790 кг-ды ›амтиды, олардыЈ аналы›тарынды – 3600кг. Деректерді формула“а сала келе алынатыны

Мысал – Їлгі 2. А›, ірі текті шош›аныЈ орташа тірі салма“ы «Прогресс» шаруашылы› ›ожалы“ында бір жас мйлшірінде 148кг-ды ›±райды. Жас малдардыЈ кЇшті ЩлділерініЈ салма“ы б±л жаста – 188кг.

Б±дан шы“атыны

Тектік – м±рагерлік коэффициентін аны›тау Їшін дисперсионды талдау ›олданылады. Б±ндай факторлардыЈ ЩсерініЈ негізгі кйрсеткіштері м±рагерлік ыЈ“айын бай›атады. Б±дан шы“атын формула

Аталмыш жа“дайда факторлы дисперсия белеЈ алып, Щсер ету Їлесі жетіледі, осы орайда йнімділік кйлемі ай›ындалып, сауын мйлшірініЈ шамасы кйп факторлар“а ›атысты екендігі бай›алады аналы› тегіне, тама›тану деЈгейіне, кЇтілім ретіне байланысты. Селекциялы› ж±мыста текм±рагерлік коэффициетінде еЈ алдымен селекция Щдістері басты орын алады. Тйменгі (h² <0,4) тектік – м±рагерлікте арнаулы іріктеу жЇргізіледі, осы орайда ±рпа› сапасы ыЈ“айын ба“алау“а байланысты Щдістер ›олданылады. Егер м±рагерлік белгісі жо“ары болса, (h² >0,6), онда жаппай іріктеу жЇреді. Осы орайда сырт›ы факторлардыЈ Щсері белгілік шамалар йзгерісіне елеулі септігін тигізеді. Алайда популяцияныЈ генотипистік ›±рылымына жЩне орта факторларыныЈ ерекшеліктері h² шамасына йзіндік Щсерін тигізеді. Сол Їшін бір белгі бойынша да h² тЇрлі табындарда йзгеріске ±шырайды. Селекционер б±ны назарда ±стауы шарт. h² шамасыныЈ кйрсеткіштері аталмыш на›ты популяцияда дЩл кйрсеткішке ие. Популяция не“±рлым генетикалы› біртекті болса, со“±рлым м±рагерлік коэффициеті де тймен болады. Белгілі бол“андай, бір а“за ана“±рлым т±ра›ты тЇрде паратиптік факторлар йзгерісіне ›арамастан йз шамасын са›тайды, бас›аларында – ба›аша денгейде. Осы орайда бірсыпыра кере“арлы›ты да бай›ау“а болады.