Таким образом, можно заключить, что у овец обнаружен выраженный полиморфизм по ряду белков и ферментов. Все указанные выше типы этих соединений не изменяются в онтогенезе и наследуются кодоминантно. Это позволяет использовать их в качестве надежных генетических маркеров. Накопленная информация создает необходимые предпосылки для использования полиморфизма белков в решении многих задач биохимической генетики и селекции овец.
3. Генетико-статистический анализ
иммуногенетических данных
Полученные в результате проведенных исследований иммуногенетические данные анализируются нижеприведенными статическими методам.
Расчет частот аллелей полиморфных систем белков и ферментов крови позволяет судить о внутренней дифференциации породы (стада), их генеалогии, сходстве или различии и возможных перспективах селекции, о накоплении гетеро или гомозиготных особей под воздействием факторов отбора и подбора.
Элиминация одних аллелей и накопление других может свидетельствовать о направленности селекции. Селекционер, отбирая животных по определенному признаку, например, по живой массе, тем самым, отбирает и определенные аллели, изменяя аллелофонд. Контролируя состояние последнего, можно, в определенной мере, следить за ходом селекции. Частоты аллелей определяются по следующей формуле:
Р^=2АА+Аа/2М, где Р^ — частота аллеля A, АА - количество гомозигот,
Аа — количество гетерозигот, М — общее количество животных.
Для удобства расчетов мы взяли в качестве модели малочисленную группу животных (п=37).
Например, в исследованном стаде овец определяли полиморфизм сывороточной арилэстеразы — AEs, щелочной фосфатазы — Ap и трансферрина — ТЕ
Количество животных с фенотипами щелочной фосфатазы ВВ равно - 14, СС-2иВС- 21.
Частота аллелей составит:
Аллель В (Рв)=14х2+21/37х2=0,66216
Аллель С (Рс)=2х2+21/37х2=0,33784
Так как в локусе щелочной фосфатазы в данном случае выявлено 2 аллеля, то ошибка частоты будет одинаковой для обоих аллелей и составит:
Зр=\х (1-x)/2N SB=V0,662 (1-0,662)/2x37=0,055, где
Sp — ошибка частоты,
х — частота аллеля,
М — общее количество животных,
РиВразные аллели.
В случае многоаллельных систем ошибка частоты высчитывается для каждого аллеля по этой же формуле.
Расчет соответствия фактического распределения генотипов по закону Харди — Вайиберга необходим для определения сохранности генного равновесия в данной группе овец по исследованным локусам полиморфных белков. Для этого по формуле Харди — Вайнберга вычисляют ожидаемое (теоретическое) число овец с каждым фенотипом.
МНЕРРМ- для гомозигот,
Nij=Pi Pj 2N — для гетерозигот,
где Nii u Nij — теоретически ожидаемое число животных;
Pi, Pj — частота i и j аллелей,
М — общее количество животных.
Число степеней свободы f равняется К-п (число фенотипов минус число аллелей).
В нашем примере (по щелочной фосфатазе): Твв=0,43846х37=16,22; Тсс=0,11413х37=4,22281; Твс=0,66216х 0,33784x2x37=16,554105916
Для оценки значимости селективного различия между генотипами, обусловленного действием естественного отбора или селекции, необходимо проверить соответствие фактических частот генотипов теоретически ожидаемым, для чего воспользуемся критерием x (хи - квадрат, или иначе критерием соответствия К. Пирсона, 1900).
Величина хи — квадрат выражается любым положительным числом от0 до 00.
=r (O-TY/T,
где Ф — фактически наблюдаемое число овец для каждого фенотипа,
Т — теоретически ожидаемое число овец для каждого фенотипа.
В нашем примере:
у2вв= (14-16,2)?/16,2=0,3, Фсс= (2-4,2)214,2=1,15, Хвс= (21-16,67/16,6=1,17
¥ овш=х0,3+1,17+1,15=2,6688. При f=3-2=1 значение 7°=2,66 указывает на то, что отклонение фактически наблюдаемого числа фенотипов щелочной фосфатазы от теоретически ожидаемого расщепления незначительно.
