25 / 348
квадратическим уклонениям примерно отвечают три вероятных. Поэтому
уклонение можно считать достоверным, когда оно больше чем в 3 раза
превышает вероятное.
2. Различная жизнеспособность
Это самая обычная причина искажений отношений 1: 1, и для очень
многих случаев они возникают именно вследствие разницы в жизнеспособ-
ности тех или других классов. Здесь нужно различать два близких явле-
ния. Во-первых, могут быть различны жизнеспособности (или способности
к оплодотворению) уже гамет, из-за чего в образования зигот участвует
неравное количество гамет
А
и гамет
а
. Или же сами зиготы а и
аа
оказы-
ваются неодинаково жизнеспособными и часть их вымирает. Первый слу-
чай является редким, второй — очень частым.
Оба эти типа искажения можно отличить от очень важного четвертого
(участия других генов) по безрезультативности отбора. Какие бы группы
особей мы ни рассматривали, у них всегда будет получаться не 1 : 1 ,
а искаженное отношение, например 1 : 0,7.
В том случае, если искажение получается благодаря ослабленной жиз-
неспособности зигот, установить наличие этой причины можно в некото-
рых случаях по способу, предложенному Харрисом (Harris, 1918).
Способ этот основан на следующем. Пусть мы имеем группу семейств,
в которых потомство распадается на две категории:
Аалаа.
Так как рож-
дение тех или других основано на случайности, то менаду рождением А а
или
аа
не должно существовать никакой корреляции. Точно так же не дол-
жно существовать корреляции между общим числом детей в данной семье
и процентом
Аа
и а а в этой семье.
Не то получается, если, например,
аа
будут погибать, т. е. погибать
после зачатия, в состоянии зигот. Гибель их, во-первьп, уменьшит соот-
ветствующую семью и в то же время исказит отношение
А а
и аа в пользу
первых. Благодаря этому между отношением
Аа
и аа и величиной семьи
возникнет корреляция.
Открыть эту корреляцию можно вычислением ее между числом
аа
форм и числом потомков в семье, но для того чтобы не впасть в ошибку и
не понять неизбежную при этом корреляцию между величиной помета и чи-
слом
аа
и л иЛа в помете за искомую нами, необходимо пользоваться специ-
альной формулой:
А
Г
—
где г является коэффициентом корреляции между общим числом членов
семьи и числом членов семьи категории аа, очищенной от упомянутой кор-
реляции *; i*i
a
— тот же коэффициент, вычисленный обычными способами,
и, следовательно, еще не очищенный от участия другой корреляции;
v
i — °гЩг — отношение конкретного числа членов семьи (а
?
) к сред-
нему числу членов семьи
(М\); v
a
= oJM
a
—
отношение конкретного
числа
аа
членов в семье (сг
а
) к среднему числу аа членов в семье (М
а
).
Пример (Harris, 1918). Дербишайр, изучая наследование альбинизма
у мышей, вместо отношения 3 : 1 получил отношение 3,21 : 0,79. Получи-
лось ли это искажение в результате гибели альбиносов в стадии зигот или
нет?
* В данном случае применена модификация формулы для коэффициента частной корре-
ляции.—
Прим. ред.
24
Научная электронная библиотека ЦНСХБ