Аграрная наука Евро-Северо-Востока. Т. 22, N 2

ОБЗОРЫ / RE VI EW S Аграрная наука Евро - Северо - Востока / 168 Agricultural Science Euro -North-East. 2021;22(2):167-187 F ST(W&C) and Φ PT estimates according to Hedrick’s eliminated this dependence and raised the initial estimates to 0.35 and 0.37, respectively. The latter were comparable to the estimates obtained by the Nei-Hedrick’s (0.364-0.375), Jost’s (0.292), and Morisit-Horn’s (0.308) methods. The Mantel correlations between the matrices of paired genetic distances (GD) calculated by different measures were >0.9 in most cases. The projections of the GD matrices in the principal coordinate analysis (PCoA) on the 2D plane were generally similar. The PCoA identified a cluster of Holstein «ecotypes», a cluster of «Red» breeds, and a branch of the Jersey breed. In the two-factor AMOVA of data on clusters (as two «regions»), the interregional GD was 0.357; the differentiation of breeds within the «regions» did not exceed 0.027. Modeling the association of breeds with close to zero GD resulted in an increase in the number of alleles per locus in the «new» breeds by 29 %, and an increase in the combined estimate of genetic differentiation by 29-46 %. The results obtained can be used in the development of measures for the con- servation of endangered breeds. Keywords : animal breeding, microsatellites, diversity, genetic differentiation, genetic distance, AMOVA, principal сoor- dinate analysis, gene pool conservation Acknowledgement: The research was carri ed out under the support of the Ministry of Science and Higher Education of the Russian Federation within the state assignment of the Federal Agricultural Research Center of the North - East named N. V. Rudnitsky (theme No. 0767-2019-0089). The author t hank the reviewers for their contribution to the peer review of this work. Conflict of interest : the author declare no conflict of interest. For citation : Kuznetsov V. M. Assessment of genetic differentiation of populati ons by analysis of molecular v arianc e (ana lytical review) . Agrarnaya nauka Evro-Severo-Vostoka = Agricultural Science Euro -North- East. 2020;22(2):167-187. (In Russ.). DOI : https ://doi .org /10.30766/2072 -9081.2020.21.2.167-187 Received: 16.02.2021 Accepted for publicatio n : 02.04.2021 P ublished online : 19.04.2021 Каждый вид сельскохозяйственных жи- вотных подразделяется на породы. Породы , в свою очередь, подразделяются на стада, линии, семейства. С развитием молекулярно - генетических методов и ДНК - технологий стало возможным оценивать не только фено- типические различия между породами и их структурными элементами, но и непосред- ственно генетические различия ( дифференци- ацию ) . Последнее важно и необходимо знать для эффективного планирования разведения и селекции коммерческих, сохранения исчеза- ющих пород. Почти 80 лет назад W right [1] определил генетическую дифференциацию как различия частот аллелей между субпопуляциями, отра- жающие значительные отклонения генотипи- ческих частот от равновесия Харди - Вайнберга ( H ardy - W einberg E quilibrium, HWE ) в общей популяции. Для характеристики распределения генетической изменчивости (гетерозиготно- сти) внутри и между популяциями Райт ввёл индексы фиксации [2, 3 ]. Допускалась беско- нечная островная модель (I nfinite Islan d Model) структуры популяции, в которой диаллельные однолокусные субпопуляции равного размера обмениваются мигрантами в равных пропор- циях. Индексы фиксации Райта оценивали размеры эффектов, подобных инбридингу, в пределах субпопуляций (F IS ), во всей попу- ляции (F IT ) и между субпопуляциями (F ST ). Индексы не независимы и связаны отношени- ем (1 - F IT ) = (1 - F IS )(1 - F ST ), из которого сле- дует : F ST = (F IT - F IS )/(1 - F IS ) , что адекватно F ST = σ 2 q(ST) / [q T (1 - q T )], где q T – частота аллеля A в диаллельном локусе общей популяции, σ 2 q(ST) – дисперсия частот аллели по субпопуляциям. F ST есть мера степени завершения процесса фиксации аллелей в субпопуляциях («демогра - фическая дифференциация» [4]). Если во всех субпопуляциях аллели имеют равные частоты, то σ 2 q(ST) = 0 и F ST = 0. Если дисперсия равна биномиальному максимуму, σ 2 q(ST) = q T (1 - q T ), то F ST = 1, т . е. разные аллели фиксированы по субпопуляциям (в смысле фиксации одного аллеля в локусе для формирования гомозиго- ты). Значения F ST между этими двумя крайно- стями интерпретируют как «отображающие различные уровни структурирования» [5]: 0- 0,05 – незначительная, 0,05 - 0,15 – умеренная, 0,15- 0,25 – большая и > 0,25 – очень большая дифференциация субпопуляций [6]. Nei [7, 8, 9] представил « коэффициент генной дифференциации » G ST как адаптирован- ный для использования в мультиаллельных мультилокусных популяциях аналог F ST Райта: G ST = (H T - H S )/H T , где H T – генное разнообра- зие в общей популяции , H S – усреднённая гетерозиготность по субпопуляциям при HW E («генное разнообразие»). Статистика G ST выведена из аддитивного разложения гетеро- зиготности. G ST измеряет уровень вариации между субпопуляциями по отношению к общей вариации в популяции ( не устанавливая идентичность участвующих аллелей ). В отли- чие от F ST для диаллельного локуса, величина G ST зависит от уровня вариации полиморфных генов. Так, при анализе микросателлитов H S и H T могут приближаться к 1, а оценки G ST ограничиваться диапазоном от 0 до (1 - H S ) , Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека