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

ОБЗОРЫ / REV IE WS Аграрная наука Евро - Северо - Востока / Agricultural Science Euro-North-East. 2021;22(2):167-187 175 Рис. 2. Зависимость F ST(W&C) - и R ST -оценок от внутривыборочной гетерозиготности (cHs) (оценки по каждому локусу; r – корреляция по Спирмену, R 2 – коэффициент детерминации линейной модели) / Fig. 2. Dependence of F ST(W&C) - and R ST -estimates on intrasample heterozygosity (cHs) (estimates for each locus; r – Spearman correlation, R 2 – coefficient of determination of the linear model) С повышением сHs оценки F ST(W& C ) сни- жались , их диапазон сужался . Подобная зако- номерность имела место для полокусных Φ PT - оценок ( y = - 0,602x + 0,628, R 2 = 0,565; на ри- сунке нет) , но отсутствовала для R ST - оценок (рисунок 2 справа). Негативная зависимость F ST(W& C ) и Φ PT оценок от внутривыборочной гетерозиготности была достаточно высокой и статистически значимой. В случае с R ST такой зависимости не наблюдалось . Для устранения занижения оценок диф- ференциации при высокой внутрисубпопуля- ционной гетерозиготности Hedrick ввёл стан- дартизацию G ST - статистики на её возможное максимальное значение – G ST(max) [10] . Следуя за подходом Hedrick, Meirmans [27] предложил вычислять стандартизированную Φ PT - статис - тику: Φ′ PT = Φ PT /Φ PT(max) . Оценку Φ PT(max) полу- чают путём максимизации межпопуляционной вариансы, 2 AP σ , через межпопуляционную сум- му квадратов отклонений SS(AP) при факти - ческой внутрисубпопуляционной вариансе, 2 WP σ : ) σ σ/( σ Φ 2 WP 2 (max) AP 2 (max) AP (max) PT + = . Этот подход заложен в программе GenAlEx . В нашем случае оценка Φ PT (max) соста- вила 0,308, а стандартизированное значение Φ PT : Φ′ PT = 0,115/0,308 = 0,373 или ≈37 %. Стандартизированная оценка F ST(W& C ) , F′ ST(W&C) , была 0, 35 1 или ≈35 % от максималь- ного значения . Обе стандартизированные оценки более чем в три раза превышали ис- ходные . Сводная F ST - оценка по программе Arlequin v.3.5 была 10,8 % (как и F ST (W&C) ) с 95 % CI 8,6...13,3 % (табл . 3). Если стандар- тизировать значения доверительного интервала, то можно полагать, что с вероятностью 95 % истинная F′ ST(W&C) находится в диапазоне от 28 до 43 %. Эта интервальная оценка указывает на очень выраженную популяционную струк- туру анализируемых данных (в противополож- ность заключению по первичным оценкам ). На рисунке 3 показано распределение полокусных оценок F′ ST(W& C) в зависимости от внутривыборочной гетерозиготности. Коэф- фициент детерминации (R 2 ) линейной модели был 0,002, а коэффициент корреляции Спир- мена – - 0,05 при p value = 0,87 5. Стандартиза- ция устранила влияние внутривыборочной гетерозиготности на оценки дифференциации . Рис. 3. Зависимость F′ ST(W&C) -оценок от внутри- выборочной гетерозиготностью (cHs) / Fig. 3 . Dependence of F′ ST(W&C) estimates on intrasample heterozygosity (cHs) Аналогичные результаты были получе- ны в наших предыдущих исследованиях [22]. Так, сводные оценки генетической дифферен- циации методами Нея ( G ST и G ST(NEI) ) были 10,3 -11,8 %. После стандартизации по Hedrick [10 ] они составили 36,4 - 37,5 %. При использо- вании метода Джоста (Jost ) на базе эффектив- ного числа аллелей [12], результаты которого Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека