Биометрия - Лакин Г.Ф.
Скачать (прямая ссылка):
s2<, = s2B+s2e=0,88-+ 1,07=1,95. Отсюда показатели силы влияния факторов:
Н2в= =s2B/s2"=0,88/1,95=0,451; h2e=s2els*y=1,07/1,95=0,549. Эп означает,
что 54,9 % общего варьирования результативного признака (плодовитость
дочерних особей) обусловлены влиянием неорганизованных (случайных)
факторов и 45,1% общей вариации признака определяется компонентом
материнских особей 1.
1 Разумеется, эта доля общей вариации результативного признака
опре деляется не только генотипическим разнообразием матерей, но и
совместны* влиянием родителей (хрякиХсвиноматки) на плодовитость дочерних
особей
204
Рассчитанные таким образом показатели силы влияния фак-"оров есть не
что иное, как коэффициенты внутриклассовой кор->еляции rw\ в селекционно-
генетических исследованиях их ис-юльзуют в качестве показателей
наследуемости /г2 в широком смысле *.
Таблица 92
St
Варьирование Степеии Девиаты Диспер Дисперсионное 5% 1%
свободы k D сии S2 отношение Fф
По фактору А 1 9,38 9,38 Fa= 7,71 21,20
(между хряка
ми) 4 18,33 4,58 =9,38/4,58= 2,93 4,58
По фактору В =2,0
(внутри групп
хряков) 18 19,25 1,07 =4,58/1,07=
Остаточное =4,3
Общее 23 46,96 --- --- --- ---
Пример 21. На основе данных родословных записей была составлена
выборка по такому признаку: процент жира в молоке коров дочернего
поколения по второму и третьему отелам (табл. 93).
Подвергнем двухфакторный неравномерный иерархический комплекс
дисперсионному анализу. Предварительно уменьшим каждую варианту xt на три
единицы, что облегчит расчет вспомогательных величин, нужных для
определения девиат (табл. 94).
Определяем общие девиаты комплекса: Dy=Hx2i-Я= = 34,50-
36,62/40=34,50-33,49 =1,01; = -Я =
=33,39-33,49=0,40; De=Dy-Dx-1,01-0,40=0,61. Перехо-
n ^ ХаР
дим к определению факториальных девиат: DA= >------ -
ПА
- 33,79-33,49=0,30i DB= V
=33,89-
^ п ПА
-33,79 = 0,10.
1 Если наследуемость в широком смысле определяют как отношение
дисперсии, характеризующей генетическое разнообразие Sg2, к сумме
генетической
sl
н паратнпнческои, нлн средовой se2, дисперсий, т. е. й2*=-о-2~ * то в
У3'
sg "^se
ком смысле наследуемость Л2 определяют отношением аддитивной дисперсии 2
к сумме трех компонентов изменчивости: генетической дисперсии, средовой
S^
и аддитивной, т, е,А2 = -5.
205
Таблица 9.'
Отцов* Материн Дочерние поколения Групповые
ское ское по средние
I 2 3 4 5 6 7 хв *Л
т 1 4,0 3,8 3,6 3,8 3,80
2 3,9 3,7 3,8 3,7 3,5 3,72
3 4,0 4,1 3,9 4,0 4,00
и 4 4,2 4,0 4,0 3,9 4,0 4,1 3,8 4,00 3,97
5 3,9 3,9 4,0 3,8 3,90
6 4,1 4,2 4,0 3,9 4,0 3,8 4,00
и 7 4,0 4,1 4,1 3,8 3,9 3,98 3,95
8 3,9 3,9 3,8 4,1 3,6 3,86
Устанавливаем числа степеней свободы: ky=N-1 =
= 40-1 = 39; kA = a-1 = 3-1 = 2; kB=b-a=8-3=5; fte=N-6=40-8 = 32.
Делим суммы квадратов отклонений (девиаты) на числа сть пеней свободы
и сводим результаты дисперсионного анализа г таблицу (табл. 95).
Статистически достоверным оказалось влия ние фактора А (Р<0,05).
Переходим к расчету факториальных девиат. Предварительж
находим усредненные значения Ьп и п: Ьп --Ц (40 -
з - 1 \
/42 + 52
92 + 152+ 162 \
40 )' 2 40 ' ' "л 3- Ц 9
42+72+42 . 62 + 52 + 52 42 + 52 + 42 + 72 + 42 + 62 + 52 + 52
:-1.40-562 2
:12,98"13;ял=з^
т
15 '16 40 У
= ^-^ = 7,66-5,20=2,46; пд==-!_(40- 15,33)=^!=
=3,52.
л - 2,46 + 3,52 л лл л
Отсюда /г= ----- ----=2,99
Определяем факториальные дисперсии:
0,150 -0,020
sa =
52 С2 *1 - *2
si-
Ьп
52_92 s2 se
