ЭлБиб

(17)

Затем дифференциацию

можно выразить относительно к общему

разнообразию:

(18)

В упрощенной модели эволюции популяций (без отбора), соглас-

но которой все популяции одного и того же размера обмениваются рав-

ным числом генов (островная модель

Wright, [406]),

ожидаемое значе-

ние вычисляют с помощью следующего уравнения, устанавливающего

отношения между миграцией и дрейфом

[274]:

(19)

где

— уровень миграции,

— количество субпопуляций эффективно-

го размера

, µ — частота (уровень) мутаций. Если уровень мутаций

много меньше, чем уровень миграции и если число собранных популя-

ций велик, то это отношение принимает более упрощенную форму

[168]:

(20)

Параметр дифференциации

был определен в рамках модели с фик-

сированными эффектами, т.е. учитывалась только дифференциация

внутри собранных популяций. Модель со случайными эффектами вве-

дена [

400, 402]

в виде параметра θ, эквивалентного

Wright [244]

. Па-

раметр θ, выраженный на уровне аллелей (θ

на уровне локуса), являет-

ся коэффициентом корреляций между генами различных особей одной

популяции. Две модели отличаются друг от друга по лежащим в их ос-

нове гипотезам, определению параметров дифференциации и методам

оценки. При этом одни исследователи [

400, 402]

разработали гипотезу,

согласно которой все популяции получены из одной популяции

предшественника и что эти популяции эволюционировали без мигра-

ций, мутаций или отбора, другой автор [

274]

, в противоположность

этому, не строил никаких гипотез по истории популяций. Однако, в ко-

нечном счете, ряд авторов, как в случае гаплоидных данных [

299]

, так и

в случае диплоидных данных [

298]

, распространили разложение по

Nei

[274]

(уравнение

(17)

) на модель случайных эффектов, без особо силь-

Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека