第3期 章元明等：利用回交B:和B2及P?群体鉴定数量性状两对主基因十多基因混合遗传模型363 其中，=/(o+)利用B,和B2群体鉴定多基因存在的算法可仿此进行 本文作者应用Turbo C+语言编制了以上全套IECM算法的软件F2.EXE和F2P.EXE(利 用F,群体鉴定主基因和利用亲本、F,与F,鉴定多基因的存在)、B.EXE(利用B,和B2群 体鉴定主基因的存在)和BP,EXE(利用亲本、F:、B,和B2群体鉴定多基因的存在)，由此 计算复杂的工作变得十分简单，读者如有需要可与作者联系. 4应用举例 根据水稻南京6号×广丛杂交组合B1,B2群体1，周鉴定主基因存在的结果见表2.由表2 可知，A-1和B-2棋型的AIC值相对较小，A一1模型为最优遗传模型，B-2模型为次优 模型.A一1模型鉴定出符合加性-显性的具有最大遗传效应的一对主基因的存在，B一2模 型鉴定出符合加性一显性的具有最大和次大遗传效应的两对主基因的存在 A一1模型分布 参数的遗传参数的极大似然估计值分别为：m4=124.61,m5=132.31,d=33.99,h=22.40,B1 群体的2成分分布比例不呈1：1的分离比(x2=818,P=0.0042),B2群体的2成分分布比例 呈1：1的分离比(X2=0.18,P=0.67).若株高符合B-2模型，其遗传参数估计值分别为： m4=124.59,m5=132.80,d=33.92,d6=0.72,ha=22.12,h6=-0.19. 在A-1模型基础上进行多基因存在的鉴定结果为：入=29.70(P=5.6×106),说明 多基因存在，其遗传参数估计为：m =130.0670,d=34.7233,h=21.7356,d= -5.440, -6.5717,c2=192493.c=10.5045,c0≈0.0，从而B1,B2群体多基因遗传力分别为19.78% 和0.0.在B-2模型基础上进行多基因存在也有类似的结果. 利用下2群体进行主基因存在鉴定的结果亦列于表2.成分分布数为4的2对完全显性主 基因遗传模型的A1C值最小，说明株高由表现为完全显性的2对主基因所控制。4个成分分布 平均数的极大似然估计值分别为158.48,14183,111.40和94.76，其方差均为65.36.由此可得 m6=126.62,两主基因的加性效应d,=23.54和d=8.32,主基因遗传方差g=467.4078 主基因费传率h2.=82.89%.4个成分分布所占比例并不呈9：3：3：1（入=56.19.P接近0） 这可能是由于第1与2成分分布平均数之间和第3与4成分分布平均数之间较接近，使相应的 观测值归组模糊，造成不呈分离比例。在B一5模型的基础上进行多基因存在的鉴定结果为 A=9.29(P=0.0023),说明多基因存在.若对F2群体的表型方差进行副分，则多基因的遗传 方差，=44.9244，多基因遗传率h品，=797%.以上述F2群体分离分析结果的4个成分分 布按9：3：3：1的分离比例混合构成样本容量为512的F2模拟群体，按E-5模型进行参数 估计.重复500次，得到分布参数和遗传参数的平均数与标准误（见表3）.从表3可知，①除 成分分布比例外，分布参数和遗传参数的模拟平均值与真值均较接近：@遗传参数的变异大于 分布参数的变异；③二阶参数的变异大于一阶参数的变异；④成分分布混合比例在500次中只 有53.2%是符合9：3：3：1的分离比例的，这可能是由于第1、2成分分布平均数之间和第 3、4成分分布的平均数之间较接近所造成的. 5讨论 比较本文中利用F2群体与利用B1和B2群体进行主基因鉴定的结果，发现两者的结果是 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http://www.cnki.net 第 期 章元 明等 利用回交 和 及 群体鉴定数量性状两对主基因 多基因混合遗传模型 其中 , 二奢 心 嵘 。 利用 和 群体鉴 定多基 因存在的算法可仿此进行 本文作者应用 十十 语言编制了以上全套 算法的软件 和 利 用 群体鉴 定主基因和利用亲本 、 与 鉴定多基 因的存在 、 利用 和 群 体鉴 定主基因的存在 和 利用亲本 、 、 和 群体鉴定多基因的存在 , 由此 计算复杂 的工作变得十分简单 , 读者如有需要可与作者联系 应用举例 根据水稻南京 号 广丛杂交组合 。 群体 ‘ , 鉴定主基因存在的结果见表 由表 可知 , 一 和 一 模型的 值相对较小 , 一 模型为最优遗传模型 , 一 模型为次优 模型 一 模型鉴 定出符合加性 一 显性的具有最大遗传效应的一对主基因的存在 , 一 模 型鉴 定出符合加性 一 显性的具有最大和次大遗传效应的两对主基因 的存在 一 模型分布 参数的遗传参数的极大似然估计值分别为 , , , 咒 , 群体的 成分分布 比例不呈 的分离 比 尸 , 尸 , 群体的 成分分布比例 呈 的分离 比 尸 , 尸 若株高符合 一 模型 , 其遗传参数估计值分别为 , , 。 , 。 , 。 , 。 一 在 一 模型基础上进行多基 因存在的鉴定结果为 入 了 尸 乃 火 一 “ , 说明 多基因存在 , 其遗传参数估计为 二 , 二 , , 司 一 ,【川 一 , 心 二 , , 军 。 。嵘 。 、 , 从而 , 群体多基因遗传力分别为 和 在 一 模型基础上进行多基因存在也有类似的结果 利用 群体进行主基因存在鉴 定的结果亦列 于表 成分分布数为 的 对完全显性主 基因遗传模型 的 值最小 , 说明株高 由表现为完全显性的 对主基因所控制 个成分分布 平均数的极大似然估计值分别为 , , 和 , 其方差均为 由此可得 , 。。 , 两主基 因的加性效应 。 和 。 二 , 主基因遗传方差 。轰 。 · , 主基 因遗传率 众 。 二 · 个成分分布所占 比例并不呈 入 , 尸接近 , 这可能是 由于第 与 成分分布平均数之 间和第 与 成分分布平均数之 间较接近 , 使相应的 观测值归组模糊 , 造成不呈分离 比例 在 一 模型的基础上进行多基因存在 的鉴定结果为 入 尸 , 说明多基因存在 若对 群体的表型方差进行剖分 , 则多基因的遗传 方差 咭 。 · , 多基因遗传率 嵘 。 · · 以上述 群体分离分析结果的 个成分分 布按 的分离 比例混合构成样本容量为 的 模拟群体 , 按 一 模型进行参数 估计 重复 次 , 得到分布参数和遗传参数的平均数与标准误 见表 , 从表 可知 , ①除 成分分布比例外 , 分布参数和遗传参数的模拟平均值与真值均较接近 ②遗传参数的变异大于 分布参数的变异 ③二阶参数的变异大于一 阶参数的变异 ④成分分布混合 比例在 次中只 有 是符合 的分离 比例的 , 这可能是 由于第 、 成分分布平均数之间和第 、 成分分布的平均数之 间较接近所造成 的 讨 论 比较本文中利用 群体与利用 和 群体进行主基因鉴定的结果 , 发现两者的结果是