非平衡群体基因变异测量的Shannon信息量方法

在Shannon信息量的基础上,对非平衡群体建立了群体基因型相对信息量S′（G）,纯合体相对信息量S′J（G）、杂合体相对信息量S′H（G）的概念,并赋予它们以遗传学意义,与基因一致度J和基因多样度D进行了理论比较,结果表明,二者在数量规律上有很好的一致性,但又是相对独立的指标体系,且各相对信息量还有新的内涵。S′（G）既能表征基因变异,又能反映基因型水平上的遗传变异,S′J（G）主要反映纯合体的遗传变异,S′H（G）主要反映杂合体的遗传变异,各相对信息量既可反映群体的遗传变异程度,又能比较不同位点间的遗传变异程度。     

STR遗传多态性研究中样本数量对等位基因检出数量的影响

以30个不同民族9个常染色体STR基因座(D3S1358, vWA, FGA, TH01,TPOX, CSF1PO, D13S317, D5S818, D7S820)的群体遗传研究数据资料为例, 探讨群体遗传学研究中常染色体STR基因座等位基因检出数量与样本量之间的关系, 即样本量对等位基因检出数量的影响。结果显示, 在一定范围之内, 样本量的大小与所观测到的不同基因座等位基因检出数量之间存在正相关关系。当超过一定范围时, 样本量的继续增加不再明显影响等位基因的检出数量。杂合度较低的位点随样本量的变化波动较大, 杂合度较高的位点随样本量的变化波动较小。     

群体遗传平衡定律的应用

群体遗传平衡定律,即哈迪-魏伯格定律,是群体遗传学一个最基本最重要的定律,这是由英国数学家哈迪(Hardy)和德国医生魏伯格(Weinberg)在1908年先后独立地证明过的：在一个随机交配的大群体,如果没有其他因素(如突变、选择、迁移、漂变)的干扰,总是处于一种平衡状态,即从上一代到下一代基因型     

等位基因多态性群体遗传结构的多元非线性分析方法

长期以来,对于多维基因多态性数据的多元统计分析,如计算遗传距离时昕用的聚类分析、分析群体遗传结构时所用的主成分分析、因子分析和典型相关分析等,一直应用为无约束条件数据而设计的经典多元线性分析方法,并没有注意基因多态性数据的“闭合效应”所带来的问题。从分析基因多态性数据的分布和结构特征入手,文中指出了基因多态性分布具有“闭合数据”的特点,分析了由于“闭合效应”的影响,经典多元线性方法用于群体遗传结构分析昕面临的困难。根据成分数据统计分析的理论和方法,提出了基因多态性群体遗传结构的多元非线性分析基本方法。并以主成分分析为例,通过实例比较和分析了经典线性主成分分析和“对数比”非线性主成分分析的结果,证明“对数比”非线性主成分分析方法是研究基因多态性群体遗传结构的良好方法,具有特异、灵敏等优点,其结果符合群体遗传学规律。     

随机漂移亚群体等位基因频率分布的假定及在DNA指纹数据中的应用

研究影响计算两ＤＮＡ指纹偶然匹配率的亚群体结构,首次提出随机漂移各亚群体单个位点等位基因频率服朋参数为（ｐ１（１－θ）／θ,ｐ２（１－θ）／θ,…ｐｍ（１－θ）／θ）的Ｄｉｒｉｃｈｌｅｔ分布的假定（ｐ１,ｐ２,…,ｐｍ为随机漂移初始频率,θ为近交系数）,证明依分布产生亚群体,其结构、性质与群体遗传理论、样本理论一致;将该分布应用于ＤＮＡ指纹数据,得到了其它方法的类似结论。     

基于线粒体控制区的中华绒螯蟹群体遗传多样性分析

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群体融合对遗传方差的影响

探讨了群体融合对遗传方差的影响,无显性时基因型方差对群体中的基因频率为一凸函数,群体融合将导致它的增加,完全显性时,当群体中显性基因的频率时,群体融合导致基因型方差增加;而当时,融合导致基因型方差减小。超显性时,群体融合导致基因型方差增加,对加性方差和显性方差也分别进行了探讨。     

四个奥利亚罗非鱼群体的微卫星分析

应用筛选到的19对微卫星引物,对四个不同来源的奥利亚罗非鱼（Oreochromis aureus）群体（奥利亚罗非鱼83系、奥利亚罗非鱼02系、奥利亚罗非鱼05系和红色奥利亚罗非鱼）的基因组DNA进行PCR扩增,分析其群体遗传结构和亲缘关系。根据几个群体在19个位点上的PCR扩增图谱,统计计算各群体的遗传多样性指数。四个群体的平均观测遗传杂合度值在0．154—0．391间;平均预期杂合度在0．181—0．428间;平均多态信息含量值在0．1513—0．3882间,说明它们的遗传多样性水平较低。遗传偏离指数D的评估结果显示这4个群体有多个位点存在不同程度的Hardy—Weinberg遗传平衡偏离。运用MicroChecker软件进行零等位基因预测,结果显示除红色奥利亚罗非鱼群体外,其他3个群体中均可能存在零等位基因位点。各群体零等位基因的位点数分别为：83系1个,02系3个,05系7个,红奥群体为0。零等位基因位点的存在可能是导致位点发生Hardy—Weinberg遗传平衡偏离的原因之一。4个群体中,05系群体与83系群体间的遗传相似性系数最高（0．9422）,遗传距离最小（0．0596）,说明两者亲缘关系最近;83系群体与红奥群体的遗传相似性系数最低（0．6977）,遗传距离最大（0．3599）,可推断两者亲缘关系最远。根据群体间的遗传距离采用UPGMA法进行聚类,结果表明：83系首先与05系聚类为一支,然后与02系群体聚类,最后与红奥群体聚类。聚类结果说明红奥群体与其他三个群体亲缘关系最远;83系群体与05系群体亲缘关系最近,与02系群体次之。     

云杉天然群体遗传多样性的等位酶变异

采用等位酶淀粉凝胶电泳和聚丙烯酰胺凝胶电泳技术对中国西部亚高山特有树种云杉(Picea asperata)10个天然群体的300个个体的遗传多样性和遗传分化进行研究。对8个酶系统17个酶位点(27个等位基因)的检测分析结果表明,10个位点为单态位点,云杉具有中等偏低的遗传变异水平。群体水平上的遗传多样性指标分别为:多态位点的百分率P_P=29.41%~41.18%,等位基因平均数A_P=1.4~1.6,平均期望杂合度H_ep=0.06~0.131;种级水平的遗传多样性指标分别为:P_s=41.18%,A_s=1.2,H_es=0.138。10个群体的群体水平的观测杂合度为0.094 3,期望杂合度为0.096 4;10个群体中,7个多态位点的单位点的观测杂合度(H_o)的均值为0.229(变幅为0.142 9~0.342 9),期望杂合度(H_e)的均值为0.234 1(变幅为0.160 8~0.317 3), 云杉天然群体间遗传分化度(F_ST)为0.311,云杉群体间变异占总变异的31.1%,基因流低(N_m=0.553 9),说明群体间的基因交流有限。异交率高(t=0.957),近交率低(F_is=0.005),这些研究结果表明:云杉群体间等位基因的频率分化显著,其它云杉属树种基因的渐渗、群体微生境差异和不同强度的选择压力可能是造成群体间分化显著的主要原因;Fdh-2-B基因与综合生态梯度值呈显著的负相关(r=-0.661 1^*),H_e与经度呈显著负相关(r=-0.683^*),云杉群体间的地理和遗传距离相关不显著。10个群体均含有绝大部分等位基因,且群体间分化很大,应加以重点保护和管理,作为云杉种质资源原地保存的基地和该树种进一步遗传改良的重要育种群体。     

对高中生物课中群体遗传的应用分析

群体 ,是指一群可以相互交配的生物个体。在一个群体中 ,有许多性状表现 ,但各种性状绝不会在同一个体中同时出现。尤其是相对性状 ,不同表现类型由于在不同个体中出现 ,因而 ,各自具有一定的出现频率。据孟德尔定律 ,控制性状的基因在配子中也有相应的出现频率。因而可以进行有关群体遗传的数量及频率的测定和预算。下面仅就一对相对性状遗传进行分析。例 1　已知兔子的脂肪有白色和淡黄色两种 ,是 1对相对性状 ,属常染色体遗传 ,白色 (B)对淡黄色 (b)为显性。基因型为 BB和 bb的个体杂交 ,预测 F3 及以后的群体中 ,淡黄色脂肪个体占群体…     

湖南汉族人群MICB等位基因多态性与白血病的相关性研究

目的:研究湖南汉族人群MICB等位基因的多态性与白血病的相关性。方法:MICB等位基因分型用PCR-SSP和PCR-SBT的方法。结果:白血病患者中有13种MICB等位基因被检测出,其中MICB*005:02/010基因频率较对照组显著偏低(OR=0.416,P<0.05)。不同类别白血病之间MICB等位基因多态性没有显著差异。结论:MICB*005:02/010等位基因可能与白血病的保护相关。     

生物多样性的熵值结构

多样性一般定义为生物进化过程中物种表现型的丰富程度。从广义上讲,生物进化与环境归类作用的结构复杂性对生物为多样性的解释是很有益处的。我们认为区域水平与样地水平上的气候归类型与植被归类型是最基本的划分因子,本文以中国东北部黑龙江省的山地植被为例,采用多等级熵值分配的方法来证明所使用的方法。我们得出气候归类型与植被归类型所占有的熵值成分要弱于物种表现型丰富度所占有的熵值成份。值得注意的是其相对的熵值贡献率对每一个因子的最大熵值的变化规律。分析结果表明气候归类型占有较低的熵值而植被归类型占有较高的熵值。因此仅仅以在区域气候型为主要指标所划分的物种生态位是不够的,而以小区域内的植被型为指标所产生的物种生态位具有较高利用价值。     

Estimating Relatedness in the Presence of Null Alleles

Studies of genetics and ecology often require estimates of relatedness coefficients based on genetic marker data. However, with the presence of null alleles, an observed genotype can represent one of several possible true genotypes. This results in biased estimates of relatedness. As the numbers of marker loci are often limited, loci with null alleles cannot be abandoned without substantial loss of statistical power. Here, we show how loci with null alleles can be incorporated into six estimators of relatedness (two novel). We evaluate the performance of various estimators before and after correction for null alleles. If the frequency of a null allele is <0.1, some estimators can be used directly without adjustment; if it is >0.5, the potency of estimation is too low and such a locus should be excluded. We make available a software package entitled PolyRelatedness v1.6, which enables researchers to optimize these estimators to best fit a particular data set.     

A Note on Testing Segregation between Two Groups of Animals Using Entropy

A kind of sample entropy is used as a measure of segregation between two groups of animals. This index is used to perform a test of segregation under the supposition of samples coming from multinomial independent distributions. For a large sample test the asymptotic distribution is found. This test is asymptotically equivalent to the classical χ² for contingency tables. The exact test is developed in a less general situation.     

二个区域的封闭种群的标记重捕模型

通过引入区域的初始比例因子,考虑了二个区域A与B的封闭种群标记重捕模型,再利用完整的极大似然函数和多项分布函数的性质,给出了当个体在不同区域的个体捕捉率相等时的二个区域之间的转移概率与各区域的初始比例的求法,推导出在不同区域的个体捕捉率不相等但个体低转移率条件下二个区域的封闭种群的标记重捕模型的参数表达式,并用实例说明。     

The Distribution of Mutant Alleles in a Subdivided Population

The results are presented from a simulation study of the spatial distribution of mutant alleles in a subdivided population. Statistical measures of the spatial pattern are defined in such a way that the same quantities could be measured in a geographic survey of allele frequencies in natural populations. Two types of quantities are discussed in this paper: (1) the occupancy distribution provides information on the presence or absence of the mutant in different numbers of demes; and (2) the conditional frequency distribution provides information about the extent of local differentiation when the mutant is present in different numbers of demes. Properties of these distributions are found for different types of natural selection acting on the mutant. Some results are presented for the same statistical measures based on samples of individuals from a fraction of the total number of demes. The simulation results for intermediate levels of the migration rates are compared with analytic results obtained on the limits of high and low migration rates. The main conclusion is that these measures of the spatial distribution of mutants in a subdivided population have simple properties that could provide a new perspective on data from natural populations.     

四川小麦地方品种Gli-1、Gli-2和Glu-1位点的遗传多样性(英文)

运用APAGE和SDS_PAGE方法 ,研究了 89个四川小麦 (TriticumaestivumL .)地方品种Gli_1、Gli_2和Glu_1位点的遗传多样性。在这些地方品种中 ,总共发现 32种醇溶蛋白带型和 3种高分子谷蛋白带型。在Gli_1、Gli_2和Glu_1位点上 ,分别检测出 14、15和 5个等位基因。在每一个位点上 ,出现频率最高的等位基因分别为Gli_A1a(89% ) ,Gli_B1h (46 % ) ,Gli_D1a (6 5 % ) ,Gli_A2a (6 4% ) ,Gli_B2j (45 % ) ,Gli_D2a (48% ) ,Glu_A1c (99% ) ,Glu_B1b (99% )和Glu_D1a (10 0 % )。四川小麦地方品种的Nei’s遗传变异系数平均为 0 .370 6 ,变幅为 0到 0 .70 87;其中Gli_B2位点的遗传多样性最高 ,而Glu_D1位点最低。同时 ,Gli位点的遗传多样性高于Glu_1位点的遗传多样性 ,但又低于现代品种Gli位点的遗传多样性。这些结果说明四川地方小麦品种的遗传基础狭窄。在研究中 ,“成都光头”与“中国春”的醇溶蛋白和高分子谷蛋白的带型完全一致 ,进一步证实“中国春”是“成都光头”的一个选系。     

Entropy budget of conifer branches

From energy budget data for a branch of ponderosa pine given by Gates, Tibbals and Kreith, entropy fluxes into or out of the branch due to solar radiation, infrared radiation, transpiration and convection are calculated. Net entropy flow into the branch is negative. Assuming that the entropy in the branch is at steady state, the entropy production in the branch of ponderosa pine is calculated and shown to be positive. A positive entropy production indicates that the Second Law of Thermodynamics is certainly valid in the branch. Entropy productions in other conifers, blue spruce and white fir, and in a single pine needle in a horizontal position are also calculated. The entropy production (S_prod) increases linearly with the solar energy absorbed by the plant surface (E_solar); S_prod≈(30.6 E_solar)×10⁻⁴. The ratio (S_prod/E_solar) does not differ between deciduous leaves reported earlier and conifer branches. The theorem of oscillating entropy production proposed earlier holds also for conifer branches and will be of universal nature, applicable to all plant leaves.     

Genetic Diversity of Gli-1, Gli-2 and Glu-1 Alleles in Sichuan Wheat Landraces

Genetic diversity at Gli-1, Gli-2 and Glu-1 loci was investigated in 89 Sichuan wheat ( Triticum aestivum L.) landraces by using acid polyacrylamide gel electrophoresis (APAGE) and SDS-PAGE. In these landraces, a total of 32 gliadin and 3 high-molecular-weight (HMW) glutenin patterns were observed. In total, 14, 15 and 5 alleles were identified at Gli-1, Gli-2 and Glu-1, respectively. At each locus, the alleles in higher frequency were Gli-A1a (89%), Gli-B1 h (46%), Gli-D1a (65%), Gli-A2a (64%), Gli-B2j (45%), Gli-D2 a (48%), Glu-A1c (99%), Glu-B1b (99%) and Glu-D1a (100%). The Nei's genetic variation index (H) of Sichuan wheat landraces was 0.3706, varying from 0 to 0.7087. The highest genetic diversity was found at Gli-B2 locus, while the lowest was found at Glu-D1 . The genetic diversity at Gli loci was higher than that of Glu-1 loci among these landraces, but it was much lower than that of modern wheat cultivars. These results indicated a narrow genetic base of Sichuan wheat landraces. In this study, “Chengdu-guangtou” had the identical gliadin and HMW-glutenin patterns with “Chinese Spring”, further supporting the proposal that “Chinese Spring” is a strain of “Chengdu-guangtou”.