Практикум Астана 2017 Қазақстан республикасы ауыл шаруашылығы министрлігі
жүктеу/скачать 3,86 Mb.
|
genetika prnov. kaz (1)
| 1.11 Дисперсиялық талдау
Сабақтың мақсаты: Дисперсиялық талдау әдістерін меңгеру және бұл әдістерді селекция сұрақтарын шешуде қолдану. Дисперсиялық талдау генетика мен селекцияда көптеген сұрақтарды зерттегенде: нольдік гипотезаны дәлелдегенде, аталықтардың генотипін бағалағанда, зерттелетін белгіге генотиптік және сыртқы орта факторлары ықпалының үлесін және олардың дұрыстығын анықтағанда қолданылады. Дисперсиялық талдау (лат. "дисперсус" - шашырау, яғни ортасынан ауытқу) Р. Фишер зерттеп дамытқан биометрияның ерекше бір бөлімі. Дисперсиялық талдау әсіресе зерттеуге алынған материал біркелкі болмағанда зерттеушінің мүмкіншілігін кеңейтеді. Оның мәні белгілердің өзгергіштігіне әсер ететін жеке факторлардың ролін анықтауда. Тірі организмдердің көптеген белгілері тұқым қуалау мен қоршаған ортаның әсеріне байланысты екені белгілі. Мысалы ауруға төзімділік, олардың ата-аналарынан алған нәсілдік қасиетіне, жасына, жынысына, азықтандыру деңгейіне және күтіміне байланысты. Бұл көптеген белгілердің өзгергіштігінің пайда болуына әкеп соғады. Дисперсиялық талдаудың көмегімен осы әсерлердің күшін, дұрыстығын, сондай-ақ салыстыру арқылы көптің ішінен қай фактордың белгінің жалпы өзгергіштігіне әсер еткенін айыруға болады. Дисперсиялық талдау үшін алынатын ішінара іріктелген жинақтарға қойылатын талаптар: а) іріктеу кездейсоқ әдіспен алыну қажет; б) іріктеу жалпы жинақтың бөлігі болатындықтан оны сипаттау қажет; в) нысандардың саны көп немесе аз болып келеді. Зерттелетін факторлардың санына байланысты бір факторлы, екі, көп факторлы дисперсиялық кешендер; дарақтардың кластарға (градацияларға) таралуына байланысты біркелкілі, пропорционалды және біркелкілі емес деп бөлінеді. Бір факторлы дисперсиялық кешенде бір фактордың белгіге әсері зерттеледі (мысалы, конституция типінің төлдегішке ықпалы) Әдістемелік нұсқаулар. Қаракөл тұқымы қойларының төлдегіштігі көптеген факторларға байланысты, соның ішінде генотип, физиологиялық күй, конституция типі және т.б. Бір факторға байланысты (мысалы, аналықтардың конституция типі) төлдегіштің әртүрлі болуын бір факторлы дисперсиялық талдау көмегімен анықталады. Дисперсиялық кешен келесідей құрылады. Зерттелетін белгілердің градациялары (кластар) болып төрт конституция типі алынады. Әрбір градацияға 5 қойдан алынды. Есептеу кестесін құрастырады (20 кесте). Кестеде қолданылған көптеген белгілер түсіндіруді қажет етпейді. Зерттелетін белгінің градациялары i символымен, торда, j- әрбір градация ішіндегі жеке варианттар. Сондықтан, ni - әрбір градациядағы варианттар саны, nij = N – осыған сәйкес барлық варианттардың саны, ∑хi - әрбір градациядағы варианттардың қосындысы, ∑хij – барлық градациялардағы варианттардың жалпы қосындысы және т.с.с. Зерттелетін фактордың градациялары бойынша кестеге варианттадың белгісі жазылады. Кестенің төменгі алты жолының атауларында белгіленгендей есептеулер жүргізіледі. Зерттелетін фактордың әрбір градациясының ni жолына қойлардың санын жазу керек. Бұл сандар қосылады ∑хij = N. Кешендегі барлық қойлардың саны N = 5 + 5 +5 + 5 = 20 Жолдың ∑хi мағынасын алу үшін әрбір градацияның варианттарын жеке қосады ∑хi = 2 + 2 + 1 + 1 + 2 = 8 және т.с.с. Содан кейін, кешендегі барлық варианттардың (яғни қозылардың) жалпы қосындысы (∑хij) есептеледі. ∑хij = 8 + 9 + 13 + 7 = 37. (∑хi)2 жолындағы санды алдыңғы жолдың сәйкес сандарын квадраттау арқылы алады (82, 92, 132, 72). Оларды қосады. ∑ (∑хij)2 = 363. 20-кесте. Дисперсиялық талдауда шағын топтар үшін бір факторлы кешендерді есептеу мысалы
Hi жолын алу үшін алдыңғы жолдың сандарын сәйкес келетін градация варианттарының санына бөледі 64:5 12,8, 81:5 және т.с.с. Одан кейін, оларды қосып Hi = 72,6 қосындысын алады. Варианттар квадраттарының қосындысын (∑хi)2 алу үшін градацияға сәйкес әрбір вариантаны квадраттап алынған квадраттарды қосады ∑хi2 = 22 + 22 + 12 + 12+ 22 = 14 және т.с.с. Бұл жолдың сандары қосылады ∑хij2. Ең соңында H∑ есептеу үшін (∑хij) варианттарының қосындысын квадраттап, барлық варианттардың санына бөледі. Бір факторлы дисперсиялық талдауда белгінің түрліше болуының өлшемі ретінде келесі дисперсиялар қолданылады: Су - жалпы дисперсия – белгінің орталық квадраттарының қосындысы (қойлардың төлдегіштігі), мына формуламен есептеледі: Су = ∑хij2 - H∑. Сх - факториалды (топ аралық) дисперсия. Ол зерттелетін фактордың (қойлардың конституция типі) ықпалын мына формула бойынша сипаттайды: Сх = ∑Hi - H∑ Cz – басқа факторлардың ықпалы әсерлерінен пайда болған кездейсоқ, қалдық (топ ішілік) дисперсия формула арқылы есептеледі: Сz = ∑хij2 – Hi. Дисперсиялардың мөлшері Cу = 77 – 68,45 = 8,55 құрайды; Сх = 72,6 – 68,45 = 4,15; Сz = 77 – 72.6 = 4.4. Сонымен, жалпы әртүрлілік көрсеткіш (Су) екі құрамдас бөлікке бөлінген: зерттелетін фактор (қойлардың конституция типі – Сх) және басқа факторлар жиынтығы (Сz). Осылай, әрине Су = Сх + Сz. Біздің мысалда 8,55=4,15+4,4. Зерттелетін факторға (қойлардың конституция типі) негізделген белгінің жалпы түрліше болуының үлесін бағалау үшін факториальдік дисперсияның жалпы дисперсияға қатынасын есептейді. Бұл арақатынас символымен белгіленеді: Талданған мысалда Сx : Су = 4,15:8,55=0,49. Сондықтан, қойлар төлдегіштігінің әртүрлі болуының 49% конституция типіне байланысты. Дисперсиялық талдау қорытындының дұрыстығын бағалауға мүмкіндік береді. Ол үшін үш әдіс қолданады: Фишер бойынша күш ықпалының орташа қатесін (Ғ) есептеу, Ө көрсеткішін (Н.А.Плохинскийдің мәлімет дұрыстығының көрсеткіші). Ең қарапайым үшінші әдіс бойынша тәжірибе мәліметтері арқылы алынған эмпириялық көрсеткіш Ө есептеп, оны 0,95 ықтималдылық дұрыстылықты қорытындылайтын стандартты мағынамен (Өst) саластырады. Өst стандартты мағынасы 3 қосымшада келтірілген. Дұрыстылықтың эмпириялық көрсеткішін мына формула арқылы есептейді: Стандартты мағына Өst табу үшін бостандық дәрежесінің саны (v) есептеледі. Сx үшін бостандық дәрежесінің саны v = r - 1 (градация факторы (х) санынан бірге санға кем). Сz үшін градация факторының санына азайтылған бостандық дәрежесінің саны жалпы варианттар санына тең: v2 = N - r. Өst стандартты мағынасы 3 қосымшадан v1 мен v2 жолдарының қиылысқан графасынан табылады. Қарастырылған мысалда эмпириялық мөлшер Ө = Сx; Сz = 4,15:4,4 = 0,94; бостандық дәрежесінің саны v1 = 5 - 1 = 4; v2 = 20 - 5 = 15 тең болады. 3 қосымша бойынша Өst = 0,82 (0,89 мен 0,75 ортасы). Берілген жағдайда эмпириялық мағана Ө стандарттан артық, бұл оның дұрыстығы 0,95 артық ықтималдылық екендігін көрсетеді. жүктеу/скачать 3,86 Mb. Достарыңызбен бөлісу:
| ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||