Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:
контр.раб.Ветеринарная генетика.docx
Скачиваний:
21
Добавлен:
28.09.2018
Размер:
147.62 Кб
Скачать

Федеральное государственное бюджетное образовательное учреждение

высшего образования

«Приморская государственная сельскохозяйственная академия»

Институт животноводства и ветеринарной медицины

Кафедра: « Химии и генетики »

Контрольная работа

по дисциплине:

«Ветеринарная генетика»

Выполнил:

Уссурийск 2017 г.

4. Какие бывают типы распределения и вариационных кривых?

Нормальное распределение. Большинству количественных признаков и свойств сельскохозяйственных и биологических объектов с непрерывным характером варьирования присуще нор­мальное распределение.

Сущность нормального распределения заключается в том, что наибольшее число вариант расположено в центре распределения около среднего значения признака. Чем больше отклоняются значения отдельных вариант от среднего значения признака, тем реже они встречаются, т. е. вероятность встречаемости той или иной варианты уменьшается по мере ее удаления от средней величины. В любом стаде животных особей со средним значени­ем признака (удой, процент жира, процент белка, живая масса, настриг шерсти и т. д.) больше, чем с очень низкой или высокой величиной признака. Нормальное распределение полностью ха­рактеризуется средней арифметической и средним квадратическим отклонением.

С увеличением объема совокупности вариационная кривая приближается к идеальной кривой, называемой кривой нормаль­ного распределения или нормальной вариационной кривой (рис. 1). Если из наивысшей точки кривой нормального распределения опустить перпендикуляр, то получится ее ось симметрии. Осно­вание этого перпендикуляра совпадает со средним значением признака (х), медианой (Me) и модой (Мо). Весь диапазон из­менчивости признака от средней арифметической охватывается шестью^сигмами (х ± За). Отклонение в обе стороны от средней на ± 1ст"*содержит 68,3 % всех вариант данного ряда, на±2а — 95,5 и на ± За - 99,7 %.

Биномиальное распределение. Если вероятности появления от­дельных вариант выражаются величинами, соответствующими коэффициентам разложения бинома Ньютона, то такое распре­деление называется биномиальным. Оно относится к признакам, варьирующим дискретно, прерывисто (количество больных осо­бей, количество самок и самцов в помете и т. д.). В этом случае частоты отдельных классов пропорциональны коэффициентам разложения бинома Ньютона:

(Р + Ч)к,

где р и q — вероятности появления каждого признака; к — число классов, отлича­ющихся по появлению признака.

Рис. 1. Стандартизованная форма нормальной вариационной кривой

Если р = 0,5, q = 0,5, а к увеличивается, то биномиальная кривая приближается к нормальной кривой, которая является пределом биномиального распределения. Чем больше различают­ся значения р и q, тем значительнее асимметрия биномиальной кривой. Средняя арифметическая и среднее квадратическое от­клонение характеризуют биномиальное распределение.

Пример. В одном хозяйстве изучено распределение семейств по количеству больных туберкулезом коров (табл. 1). Каждое семейство состояло из S особей.

Таблица.1. Распределение семейств по количеству больных туберкулезом коров

Число бальных (v)

5

4

3

2 |

о

* = 5

Число семейств (/)

yf

1

5

1 4

3 9

12 24

5 5

3 0

2/=л = 25 Zi/=47

Среднее количество туберкулезных коров в семействе х = QLyf): л = 47 \_ 25 = = 1,88. По формуле х=кр доля больных коров в семействе равна р = х: к = = 1,88 : 5 = 0,38, а здоровых — а = 1 а == 1 — 0.38 = 0,62. Находим среднее квадратическое отклонение о = -fkpq = V5-0,38-0,62 = VI, 18 = 1,08. Так как данный ряд является рядом разложения бинома Ньютона (0,38 + 0,62) при л = 25, то можно вычислить теоретическую частоту распределения семейств по количеству больных туберкулезом коров. По треугольнику Паскаля коэффициенты бинома для к = 5:, 1, 5, 10, 5, 1. Получаем следующие показатели вероятности: (0,38 + 0.62)5 = l-d,385 + S-0,38^0,62 + 10,62s = 0,0079 + 0,0645 + 0,2106 + 0,3441 + 0,2808 + 0,0916. Чтобы получить теоретическое распределение семейств, нужно умножить полученные показатели вероятности на число исследованных семейств (л = 25):-= wi:0,0079-25 = 0,2; 0,0645-25 = 1,6; 0,2106-25 = 5,3; 0,3441-25 0,2808-25 = 7,0; 0,0916-25 = 2,3.

Фактическое распределение

1

1

3

12

5

3

Теоретически ожидаемое

0,2

1,6

5,3

8,6

7,0

2,3

распределение

Степень соответствия фактического распределения теоретически ожидаемому определяют с помощью метода хи-квадрат.

Распределение Пуассона. Это распределение относится к дискретной изменчивости, к редким событиям. Такими событиями являются мутации, наследственные дефекты, рождение троен у крупного рогатого скота и т. д. Поэтому при распределении Пуассона значение р очень мало (так как событие совершается редко), а значение q приближается к единице.

Распределение Пуассона характеризуется одним параметром — средней арифметической (х), потому что а 2 равна или мало отличается от х. С помощью распределения Пуассона можно рассчитать вероятность появления в стаде или породе наследственных дефектов. Для этого используют формулу= —,е-х, или Pm =где т — число появлений редко встречающегося события в я независимых по­вторных испытаниях; е = 2,7183... — основание натуральных логарифмов; х — среднее число появлений редкого события = пр); ! — факториал частоты, или произведение натуральных чисел (1 • 2 ■ З...т).

Если в популяции вероятность появления наследственного уродства р = 0,002, то можно определить вероятность появления 3, 2, 1, 0 уродов среди, например, 200 телят. Среднее число появления уродов х = пр = 200 ■ 0,002 = 0,4 головы в изучаемой совокупности. Вероятность рождения трех уродов

Рт3 = 0,0072.

о,43 _ 0,064 _ 0,064

3!-2,71830-4 1-2-3-2.71830-4 61,491

Таблица.2. Значение вероятности появления редких событий при распределении

Пуассона

Число редких

Среднее число редких событий (х)

событий (/я)

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5 | 1,0

1,5

2,0

0

9048

8187

7408

6703

6065

3679

2231

1353

1

0905

1637

2222

2681

3033

3679

3347

2707

2

0045

0164

0333

0536

0758

1839

2510

2707

3

0002

ООП

0033

0072

0126

0613

1255

1804

4

0000

0001

0003

0007

0016

0153

0471

0902

Примечание. В табл.2. нуль целых и запятая опущены. Когда известны х и т, то по таблице 15 находим, что при х = = 0,4 и т = 3 вероятность появления трех уродов Ртз = 0,0072. Вероятность появления двух уродов — Ртг = 0,0536, одного — Ргщ = 0,2681 и отсутствие уродов — Рто = 0,6703.

Трансгрессивные ряды. Они характеризуются тем, что две или несколько кривых вариационных рядов лежат не отдельно, а заходят в большей или меньшей части друг на друга. Если два трансгрессивных ряда объединить и построить вариационную кривую, то обычно образуется двухвершинная кривая (рис. 2). В данном примере она указывает на то, что бурые латвийские и джерсейские помесные коровы различаются по содержанию жира в молоке, но часть животных имеет одинаковую жирномо­лочность.

Бывают случаи, когда сильно различающиеся трансгрессив­ные ряды не обнаруживают двухвершинности. Чем больше трансгрессия, тем более сходны два вариационных ряда. Если

трансгрессия отсутствует, то кривые не соприкасаются друг с другом. При изучении изменчивости нель­зя объединять в одну группу животных разных пород, неодинако­вого возраста, выращенных в различных условиях среды и т. д.

ЖИРНОСТЬ МОЛОКА, % -

3, 4.

3, 6.

4, 0.

4, 6.

5, 0.

5, 4.

5, 8.

Рис. 2. Двухвершинная кривая распределения по содержанию жира в молоке коров одного хозяйства, построенная без учета их породы, и кривые распределения по каждой из двух пород в отдельности (по О. А. Ивановой, 1974):

1 — по всему стаду; 2 — помеси с джерсейской поро­дой; 3коровы бурой латвийской породы