一种基于分布函数的基因数目估计方法

本文基于生物体性状的理论分布函数,提出一种新的基因（有效因子）数目估计方法。由于既考虑到了基因的加性作用,也包含了显性偏差和上位性偏差,使得理论分布函数能够较为全面地描述性状的实际分布。通过比较理论分与实测的经验分布,估计出控制该性状的基因数目。文章还讨论了估计方法的性质。应用新方法对许多例加以计算,并与Castle-Wright公式计算的结果比较,结果表明新方法明显优于Castle-Wright公式。     

数量性状相关时的基因(有效因子)模型及其参数估计

本文考虑到育种过程数量性状间的遗传相关和环境相关,我们把单性状的F2代有效因子模型推广到了多性状,并讨论了相关参数的辨识问题,其结果优于不考虑相关时的情况,更优于Castle-Wright公式．     

白菜和白菜型油菜角果相关性状遗传分析

以种荚差异显著的白菜自交不亲和系（P1）和白菜型油菜自交系（P2）为亲本及杂交获得的4个基本世代（P1、P2、F1、F2）为材料,应用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型对其种荚相关性状进行遗传分析。结果表明,芸薹种作物的种荚长度(SPL)性状及喙长（SBL）性状均受加性-显性-上位性多基因控制（C-0模型）,多基因遗传率分别为83.16%和68.67%;种荚宽度(SPW)性状受2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因控制（E-0模型）,其主基因遗传率为20.40%,多基因遗传率为78.34%。种荚相关各性状均以多基因遗传为主,种荚宽度性状受环境因素影响较小,为1.26%;种荚长度、喙长受环境因素影响较大,分别达16.89%和25.36%。针对芸薹种作物种荚性状的改良要以多基因为主,并注意环境条件影响。以种荚差异显著的白菜自交不亲和系（P1）和白菜型油菜自交系（P2）为亲本及杂交获得的4个基本世代（P1、P2、F1、F2）为材料,应用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型对其种荚相关性状进行遗传分析。结果表明,芸薹种作物的种荚长度(SPL)性状及喙长（SBL）性状均受加性-显性-上位性多基因控制（C-0模型）,多基因遗传率分别为83.16%和68.67%;种荚宽度(SPW)性状受2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因控制（E-0模型）,其主基因遗传率为20.40%,多基因遗传率为78.34%。种荚相关各性状均以多基因遗传为主,种荚宽度性状受环境因素影响较小,为1.26%;种荚长度、喙长受环境因素影响较大,分别达16.89%和25.36%。针对芸薹种作物种荚性状的改良要以多基因为主,并注意环境条件影响。     

甜瓜远缘群体果实糖含量相关性状遗传分析

以栽培甜瓜0246为母本,野生甜瓜Y101为父本,构建了P1、P2、F1、F2、B1、B26个世代,运用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型进行多世代联合分析,探讨了甜瓜果实糖含量相关性状的遗传特性。结果表明:果糖含量、葡萄糖含量和总糖含量遗传均受两对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因模型控制(E-0),主基因在F2中的遗传率分别达到90.32%、82.42%和94.66%。蔗糖含量受一对加性主基因+加性-显性多基因模型控制(D-2),主基因在F2中的遗传率达到83.76%。甜瓜果实糖含量相关性状遗传体系中主基因具有重要作用且环境方差所占比例较小,适宜早代选择。     

黄瓜雄花性状的遗传分析

为了解黄瓜雄花花器的遗传特性,该研究以雄花器官较小的华南型黄瓜二早子为母本,花器较大的加工型黄瓜NC-76为父本,构建4世代遗传群体,并采用多世代联合分离分析方法,分析黄瓜雄花花器性状的遗传特性。结果表明:分离群体的雄花花梗和花冠长2个性状均表现为单峰分布,表明两性状为数量性状且有主基因控制;花梗长性状符合2对完全显性主基因+加性-显性多基因(E-5)模型,花冠长性状符合2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因(E-1)模型;控制花梗长性状的两对主基因的加性效应相等,为0.573,多基因的加性效应和显性效应值相差不大,且均为负向;控制花冠长度性状的2对主基因的加性效应均为0,显性效应分别为-0.226和-0.472,在上位性作用中以加性×加性和显性×显性互作为主,多基因以显性效应为主,正向显性效应值为0.613,大于负向的加性效应值。花梗和花冠长度两个性状在F2群体中主基因遗传率分别为61.04%和69.60%,多基因遗传率均为0。由此看出黄瓜雄花花器性状为数量遗传,遗传率相对较高。该研究结果显示在黄瓜杂交育种中对花器大小选择可以在较早世代选择。     

“中国春”小麦双端着丝点染色体对数量性状效应的初步分析

早在1954年Searstltl就根据中国春小麦 的缺体、单体、端体和等臂染色体系统与性状表 现的对应关系,把一些控制质量性状和形态性 状的基因定位于具体的染色体或染色体臂上, 并且指出几乎所有中国春缺体的株高比正常中 国春都降低了。S. Jana等［[61也曾指出： 超级 非整倍体和次级非整倍体的育性均低于整倍 体。这是否能够认为几乎所有的染色体或染色 体臂都携带有控制株高或育性的基因呢？当然 不能这样认为,因为染色体组的不平衡和染色 体间互作状态的变化,不伴随有关基因的丢失, 也会影响到性状的表现,特别是数量性状的表 现。这种不伴随有关基因丢失的基因背景效应 和基因效应掺杂在一起,给利用非整倍体的表 现型分析控制数量性状基因所在的染色体带来 了困难。C. N. Law hl利用品种间代换系,基 本上排除了基因的背景效应,有效地克服了这 个困难,把若干小麦品种一些数量性状的基因 定位在具体的染色体上。本文分析了中国春小 麦双端体的数量效应,初步确定一些影响小麦 某一数量性状的染色体臂。双端体是在小麦的 21对染色体中某一对同源染色体只含有一个 臂,缺少了另一个臂,丢失了部分基因,这就必 然影响到性状表现,而反映在表现型于。为了 从表现型中排除由于缺少一对同源染色体臂所 产生的基因背景效应,我们让每个双端体某个 数量性状观察值的平均数与所有双端体该性状 总的平均数相比较,而不是仅仅与正常中国春 双体比较,这就能够使影响性状表现的纯基因 效应显露出来,从而把控制数量性状的一些基 因定位于具体的染色体臂＿L。     

植物数量性状遗传体系的分离分析方法研究

在传统的数量性状多基因遗传模型基础上提出主基因-多基因遗传模型具普遍性,纯主基因或纯多基因遗传模型只是其特例。由此初步建立了植物数量性状遗传体系分离分析方法。目前该方法可以检验2～3个主基因的个别遗传效应、多基因整体的遗传效应和两者的遗传率。本文介绍这种分离分析方法的研究经过、主要进展及应用效果,并以实例说明其分析步骤、方法和效果。     

不同生态环境下雌雄同株黄瓜单性结实性遗传的比较

以两个单性结实性不同的雌雄同株黄瓜自交系构建的4世代群体为试材,采用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型联合分析方法,对南京江宁和河北昌黎两地雌雄同株黄瓜单性结实性遗传进行了比较研究.结果表明：不同生态环境下,雌雄同株黄瓜单性结实性遗传均符合E-1-1模型,受2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性多基因控制,存在基因型与环境互作效应.但是,不同环境条件下F₁的遗传倾向和遗传参数不同,F₂的主基因遗传率为42.1%～97.5%,其遗传差异主要由黄瓜结果期两地日照和温度差异所致.强单性结实黄瓜品种选育以双亲均为强单性结实材料为宜,杂种后代宜在不同生态条件下选择鉴定.     

小麦雌性育性的主基因+多基因混合遗传分析

选用普通小麦中3种不同生态型育性正常品种与雌性不育系XND126杂交构建3个F2组合, 连续两年对3组合P₁、P₂、F₁和F₂雌性育性进行调查, 利用植物数量性状主基因+多基因混合遗传模型的4世代联合分析方法分析了小麦雌性育性的遗传。结果表明: 小麦雌性育性受两对主效基因+多基因联合控制, 两对主效基因之间存在互作效应。     

辣椒果实性状主基因+多基因遗传分析

以果实性状差异较大的一年生辣椒材料C.annuum B9431(P1)和灌木辣椒材料C.frutescens H108(P2)为亲本,构建4世代群体(P1、P2、F1、F2),应用数量性状主基因+多基因混合遗传模型方法对辣椒6个果实性状进行遗传分析,为辣椒果实性状QTL定位及分子标记辅助育种研究奠定理论基础。结果表明:6个果实性状均符合2对主基因+多基因遗传模型。其中,单果重量、果实纵径、果实横径、果形指数和果肉厚度5个性状均符合E-0模型,即2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因混合遗传模型;果柄长度最佳遗传模型为E-5,即2对完全显性主基因+加性-显性多基因模型。单果重量、果实纵径、果实横径、果形指数、果肉厚度和果柄长度主基因遗传率分别为87.64%、37.67%、82.46%、94.82%、83.33%和40.00%,多基因遗传率分别为7.50%、54.56%、10.53%、0.27%、12.96%和37.78%。     

利用DH或RIL群体检测QTL体系并估计其遗传效应

利用ＤＨ和ＲＩＫＬ群体并结合重复内分组随机区组设计对和物产量等遗传率较低的数量性状进行分离分析可提高遗传分析的精度。根据混合分布理论菜了利用ＤＨ或ＲＩＬ群体重复实验数据鉴定数量性状混合遗传模型的分离分析法,特别是２对链锁主基因＋多基因模型。该方法可鉴定数量性状的遗传模型和主基因的作用方式,估计主基因、多基因的遗传疚和遗传方差,在两主基因存在连锁可可估计其重组率。下面通过应用举例说明该方法。     

远交群体动态性状基因定位的似然分析Ⅰ.理论方法

受动物遗传育种中用来估计动态性状育种值的随机回归测定日模型思想的启发 ,将关于时间 (测定日期 )的Legendre多项式镶嵌在遗传模型的每个遗传效应中 ,以刻画QTL对动态性状变化过程的作用 ,从而建立起动态性状基因定位的数学模型。利用远交设计群体 ,阐述了动态性状基因定位的似然分析原理 ,推导了定位参数似然估计的EM法两步求解过程。结合动态性状遗传分析的特点和普通数量性状基因定位研究进展 ,还提出了有关动态性状基因定位进一步研究的设想     

家畜高繁殖力性状遗传机制的研究进展

家畜繁殖力是一个对畜牧生产有重要影响的数量性状,文章从基因组和mRNA表达两个水平综述了家畜高繁殖力性状遗传机理的研究进展。这些研究成果表明,家畜高繁殖力受许多基因影响,而该性状的形成是多个基因共同表达与相互作用的一个综合结果。两种水平的研究都取得了很大的进展,但同基因组水平的研究相比,mRNA表达水平的研究仅关注在某一时期某一组织表达的基因,从mRNA表达水平进行研究能够找到对性状形成有直接贡献的基因。现在的研究多采用基因组水平和mRNA表达水平,随着科学技术研究的发展,还会为这一性状提供新的研究方法,但将来更有效的研究方法可能是多个水平综合进行的。     

数量性状主要基因随机效应的分析

数量性状主基因在不同环境或遗传背景中表现随机效应。本文提出数量性状基因随机效应分析的试验设计和统计模型,以及对基因的分离比、平均效应和随机方差进行假设测验的方法．所述方法可用于借助标记基因对数量性状基因效应作类似分析．     

一个基于熵的精细定位数量性状位点的指数

针对数量性状位点的精细定位,本文采用群体的极端样本,利用稠密的标记位点,通过比较标记的熵和条件熵,给出了一个基于熵的指数。该指数是标记基因和性状位点间连锁不平衡系数的函数,它不依赖于标记基因的频率。该指数对应我们之前提出的数量性状位点精细定位的哈迪-温伯格不平衡(HWD)指数,但在精细定位数量性状位点时,本文提出的指数的效能要高于哈迪-温伯格不平衡(HWD)指数。通过计算机模拟,文章调查了不同遗传参数下该指数的性质。模拟结果表明该指数用作精细定位是有效的。     

试论生物中的兼性性状

生物界除了质量性状和数量性状外,还存在一种既可表现为质量性状、又可表现为数量性状的中介性状类型,称之兼性性状(或称“两性性状”)。兼性性状存在着三种可能的遗传基础:①由兼性基因控制的兼性性状。兼性基因是一种既具有主基因的显隐性特点,又具有微效基因的剂量累加效应的基因类型。②由并联式基因控制的兼性性状。某些抗性性状的多个基因K(K≥2)以并联方式协同控制性状的综合水平性表达,表现为数量性状的遗传特征。当K=1时,抗性基因系统中只有一个主基因——单个主基因控制性状的垂直性表达,表现为质量性状的遗传方式。③由主基因系统和微效多基因系统协同控制的兼性性状。其中微效基因系统参与性状数量表达     

加性基因效应与分子标记回归方程的关系

控制数量性状的基因作用历来是遗传学工作者所关注的重要课题．本文对以正交表形式表现的共显性动物分子标记资料,根据加性效应基因控制的数量性状遗传模型配合了动物分子标记回归方程通式．结果表明：对以正交表形式表现的加性效应基因共显性分子标记资料配合的分子标记回归方程,可对加性等位基因的相对作用差加以估计,并可作为育种的依据．     

数量性状各世代平均值的乘积式遗传模型

提出了数量性状遗传的基因效应乘积式数学表达式，公式中有基因显性效应参数．对power资料的处理方法提出异议，用我们提出的处理办法，资助吻合更好，模型更合适，p=O.6至0.7．另外本文还提出了乘积式遗传的A、B、C检验公式．     

远交群体动态性状基因定位的似然分析 I．理论方法

受动物遗传育种中用来估计动态性状育种值的随机回归测定日模型思想的启发,将关于时间(测定日期)的Legendre多项式镶嵌在遗传模型的每个遗传效应中,以刻画QTL对动态性状变化过程的作用,从而建立起动态性状基因定位的数学模型。利用远交设计群体,阐述了动态性状基因定位的似然分析原理,推导了定位参数似然估计的EM法两步求解过程。结合动态性状遗传分析的特点和普通数量性状基因定位研究进展,还提出了有关动态性状基因定位进一步研究的设想。     

冬小麦数量性状遗传力的初步研究

作物品种间有性杂交育种的任务之一是,首先通过杂交把分散在不同个体内的优良性状综合在一个个体内;然后通过基因重组而选育出在遗传上纯合的优良品种。但是,与优良品种直接或间接有关的性状,绝大多数属于数量性状。数量性状是受微效多基因控制的,对环境的反应规范又大,这都使得它在杂种后代的表现呈现着连续分布,模糊了性