Сандуєаш+озат

жүктеу/скачать 1,02 Mb.

бет	7/33
Дата	28.04.2023
өлшемі	1,02 Mb.
	#88075
түрі	Сабақ

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ... 33

. .

. .
.

. .
. .

.
.

Варианталарды кластарға түсіріп болғаннан соң, жиілік шифрларын сандарға айналдырып, вариациялық қатар алынады. Енді вариациялық қатар құрастыру принципімен жеке мысалда танысайық.
1-мысал. Шаруашылықта іріктемеге алынған 100 бас саулық қойдың тірілей салмағы өлшенді. Өлшеу нәтижесі мынадай болды:

61	73	74	64	81	81	76	65	57	74	77	60	69	73	80	73	76
73	65	56	63	65	53	58	65	61	60	72	81	77	68	73	65	54
72	65	68	85	67	56	67	68	79	89	67	71	76	68	80	69	62
72	75	83	69	59	68	70	77	61	58	66	67	62	55	68	64	69
66	70	84	65	63	85	65	67	85	53	52	57	61	57	68	65
63	67	65	69	60	63	58	64	71	67	88	57	67	62	60	69

Осы іріктеменің мәліметі бойынша вариациялық қатар құру керек. Белгі 52 – 89 кг аралығында үзілмелі өзгереді. Класс аралығының мәнін 6-кесте мәліметтерін формулаға қойып анықтаймыз:
Бірінші кластың төменгі шекарасын анықтаймыз, ол 50-ге тең болады (х_тіп– к/2 = 52 – 4/2). Онан соң оған k шамасын косып, екінші кластың төменгі шекарасын табады. Осындай жолмен келесі кластардың төменгі шекараларын табады: 50 – 54 – 58, т.с.с. Енді оларды белгінің өлшеу дәлдігінің бірлігіне азайтып, кластардың жоғарғы шекараларын табады. Көмекші есептеу кестесін сызып, барлық 100 варианталарды белгіленген кластар интервалдарына түсіреміз (7-кесте).

Саулық қойлардьң (n=100) тірі массасы бойынша вариациялық кесте

Класс шекарасы	Түсіру шифрі	Жиілік f	Ауытқу а	fa	fa²
50 – 53	: .	3	–4	–12	48
54 – 57		8	–3	–24	72
58 – 61	 . .	12	–2	–24	48
62 – 65		20	–1	–20	20
66 – 69	 : .	23	0	0	0
70 – 73	 . .	12	+ 1	12	12
74 – 77	9	+2	18	36
78 – 81	.6	+3	18	54
82 – 85	. .	5	+4	20	80
86 – 89	. .	2	+5	10	50
k = 4	Σf = п = 100			Σfa 22	Σfa²=420

Түсіру шифрларын санға айналдырамыз, олардың қосындысы іріктеменің көлеміне тең болады (Σf = п = 100). 7-кестеде кластардың орта мәні кластардың төменгі шекараларына класс аралығының жартысын (к/2 = 4/2 = 2) қосу арқылы табылады, мұның нәтижесінде интервалды вариациялық қатар интервалсызға айналады.

Саңдық белгілердің өзгеру заңдылығын көрнекті етіп көрсету үшін вариациялық қатарды график түрінде кескіндеу өте ыңғайлы. Абсцисса өсіне класс шекараларын, ордината өсіне интервалдар жиілігін түсіріп, гистограмма алынады. Абсцисса өсінен көтерілген перпендикулярлардың бастарын сызықпен қосса үлестірім алқабы деп аталатын вариациялық қисық сызық алынады. Қазіргі кезде вариациялық қатардың графиктерін компьютерде әр түрлі бағдарламалар көмегімен бейнелеу өте тиімді болып саналады (13-сурет). Вариациялық қатардың графигін компьютер арқылы өрнектеу әдістерімен арнайы лабораториялық сабақта танысамыз.

Гистограмма

Вариациялық қисық сызық

Саулық кой тірі массасы үлестірімінің гистограммасы және қисық сызығы

Тұжырым: Селекционер немесе ғылыми қызметкер өзінің практикалық әрекетінде алынған алғашқы мәліметтерді жүйеге түсіріп, өзіне қажет деген биометриялық өңдеуден өткізуі керек. Вариациялық қатар құрастыру арқылы зерттелген белгінің орта шамасын, өзгергіштігін, іріктеме қателігін және белгілер арасындағы байланысты анықтауға болады.

Бақылау сұрақтары:

Биометрия дегеніміз не?
Вариациалық қатарды құрастыру деп нені айтамыз?
Вариациялық қатар дегеніміз не?
Вариациялық қисық сызық дегеніміз не?

Ұсынылатын әдебиеттер тізімі

Бегімқұл Б.К. Генетика-А.: 2011.
Асылбек Р., Божбанов Б.Ж. Биометрия. -Шымкент: 2010.
Бегімқұл Б.К. Генетика-А.: 2002.
Бегімқүлов Б.К. Молекулалық генетика және биотехнология негіздері. -А. Білім, 1996.

Тәжірибелік сабақ №4

Тақырыбы: Көптік аллелизм..
Сабақтың мақсаты:Статистикалық көптік аллелизм критерийлері және оның деңгейлерін меңгеру.
Сабаққа қажетті көрнекі құралдар мен жабдыкқтар: плакаттар, схемалар, есептеу машинкасы, тақырыпқа сай фильмдер мен виртуалды схема түріндегі есептер.
Мазмұны: Статистикалық қателік. Статистикалық қателік болмауы үшін бас жиын зерттелуі керек (n_ірікт = N_бас), алайда практикада іріктеменің көлемі бас жиыннан аз болғандықтан (n_ірікт < N_бас) есептелінген көрсеткіштердің мәнінде әр кезде қателік пайда болады.
Белгінің көрсеткіштерін үлкен іріктемеде анықтау үшін қажет формулар:
Мысалы. Жоғарыдағы 100 саулық қойдың салмағының вариациялық қатары қарастырылды, оның көрсеткіштерін осы формулалар арқылы анықтайық. Формулаға қажет көмекші шамалардың (Σfa Σfa²) мәндерін есептеу жолы 7-кестеде көрсетілген.

Шаруашылықтағы өсірілетін қойлардың орташа салмағы 67,92 кг тең Арифметикалық ортаның қателігі ( ) мәнсіз деп ойлауға болады. Генотиптің мүмкіндігі арқылы қойдың орта салмағын 8,20 кг (σ) арттыруға болады. Бұл қойдың күтімі барынша жақсы болып, селекция жұмысы өз деңгейінде жүргізілгенде мүмкін болады. Қой салмағының генетикалық өзгергіштігі орташa деңгейде (Сv=12,07%).

Бақылау сұрақтары:

Статистика дегеніміз не?
Статистикалық қате критерийлер деп нені айтамыз?
Статистикалық қате критерийлер деңгейлерін қалай есептейміз?

Ұсынылатын әдебиеттер тізімі

Бегімқұл Б.К. Генетика-А.: 2011.
Асылбек Р., Божбанов Б.Ж. Биометрия. -Шымкент: 2010.
Бегімқұл Б.К. Генетика-А.: 2002.
Бегімбеков Қ.Н., т.б. Мал өсіру және селекция. -Алматы 2006.

Тәжірибелік сабақ №5

Тақырыбы: Көптік аллелизм.
Сабақтың мақсаты: Көптік аллелизм коэффициенттердің және әр түрлі арифметикалық орталардың айырмашылығының сенімділігін анықтауды үйрену.
Сабаққа қажетті көрнекі құралдар мен жабдыкқтар: плакаттар, схемалар, есептеу машинкасы, тақырыпқа сай фильмдер мен виртуалды схема түріндегі есептер.
Мазмұны: Селекционер, зоотехник немесе кез келген биолог өзінің күнделікті практикалық және ғылыми жұмыстарында әр түрлі топтарды, мысалы, екі іріктемені арифметикалық орта көрсеткіштері бойынша жиі салыстырады. Екі топтың орта көрсеткіштері өздерінің абсолюттік мәндері бойынша бір-біріне дәлме-дәл келмейді яғни олар арасында әр кезде айырмашылық байқалады. Сондықтан биометрия практикасында оны бағалану керек, ол екі бағытқа сүйенеді: 1) айырмашылығы кездейсоқ емес немесе мәнді яғни екі топтың орта көрсеткіштері сенімді айырмашылықта болады (Р ≥ 0,95) және 2) байқалынатын айырмашылық кездейсоқ немесе сенімді емес, демек, салыстырылатын топтардың орта шамаларының мәндері әр түрлі болғанына қарамай олар бірдей деп саналады (Р < 0,95).
Үлкен іріктеме. Орта шамалар арасындағы айырымның ( ) сенімді не сенімсіз екенін анықтау үшін айырымның сенімділік критерийі (эмпиризмдік) есептелінеді:

мұнда .Онан соң 6-кестеден оның

теориялық мәндері (t_meop) табылады. Сенімділік критерийінің теориялық мәндерін табу үшін еркін дәреже санын есептейді: v = n₁+ n₂ – 2. Егер t_эмп ≥ t_meop болса, онда арифметикалық орта көрсеткішітері арасындағы айырым сенімді болады. Айырым сенімді деп тұжырым жасағанда оның қателігі ең аз дегенде 5 %-дан аспауы керек (сенімділіктің бірінші деңгейі – Р = 0,95; t_эмп= t_meop_0,95). Эмпиризмдік сенімділік критерийі мәні бойынша өзінің кестелік мәнінен аз болып шықса (t_эмп < t_meop), онда айырым – сенімсіз болып саналады (өйткені Р < 0,95; қателік 5 %-дан асып түседі).
Мысалы. Гемоглобин типі бойынша генотипі әр түрлі қойлардан қырқылған жүн бойынша айырмашылық байқалды. Генотипі гомозиготалы қойлар: (АА) n₁= 116 бас, = 3,80  0,27 кг, ₁= 0,6 кг және генотипі гетерозиготалы қойлар: (АВ) n₂= 208 бас, = 3,12  0,22 кг, ₂= 0,58 кг. Орта шамалар айырымының сенімділігін анықтау керек. . v = n₁+n₂–2 = 116 + 208 – 2 = 322. t_meop= 1,97 – 2,59 – 3,32 (6-кесте). Қорытынды: Айырым сенімді емес (Р < 0,95). Генотипі әр түрлі қойлардан қырқылған жүн бойынша байқалатын айырмашылық кездейсоқ болып саналады.
Мысалы. Шаруашылықта өсірілетін өнімділік бағыттары әр түрлі екі сиыр тұқымдарын зерттеу барысында орташа сауылған сүт бойынша айырмашылық байқалды: симментал (n₁= 27 бас) – кг. және әулие ата (n₂= 312 бас) – кг. Орта шамалар айырымының сенімділігін бағалау керек.

Еркін дәреже саны v = n₁+ n₂ – 2 = 27 + 312 – 2 = 337 болғанда t_meop= 1,97 – 2,59 – 3,32 (6-кесте, Р > 0,99).

Фермадағы әулие ата сиырлары сүттілігі бойынша симментал сиырларынан 142 кг ( = 3727–3582) асып түседі деп сенімді тұжырымдауға болады (t_эмп_3,25 > t_meop_2,59, Р > 0,99) яғни айырмашылық екінші деңгейде мәнді (бұл әулие ата сиырларының 99 %-ы симментал сиырларынан айырмашылығы бар, ал қалған 1 %-ында – жоқ дегенді білдіреді. Былайша айтқанда айтылған тұжырымның қателігі өте аз – бір-ақ пайзға тең).
Шағын іріктеме. Орта көрсеткіштер айырымының қателігін (m_d) шағын іріктемеде дәлірек анықтау үшін арнайы формулалар қолданылады. Олар салыстырылатын іріктемелердің көлеміне байланысты әр түрлі болады:

n₁ = n₂ m_d .n₁ ≠ n₂ болса m_d

Мысал. Шаруашылықтағы екі қой тұқымын тірілей салмағы бойынша салыстыру керек: еділбай (n₁= 5): 80 – 76 – 76 – 66 – 77 және гиссар (n₂= 3): 68 – 65 – 71.
Қой тұқымдарының салмағы (кг)

Тірілей салмақ, кг
еділбай	гиссар	еділбай	гиссар	еділбай	гиссар
80 76 76 66 77	68 65 71 – –	+5 +1 +1 –9 +2	0 –3 +3 – –	25 1 1 81 2	0 9 9 – –
Σх_i = 375 75	Σх_i = 204 – 68 –		– –	112	18
				=130

Орта көрсеткіштер айырымының қателігін есептеу үшін қажет мәліметтер 9-кестеде берілген. Қой тұқымдарының орташа салмағы: еділбай = 375/5 = 75 гиссар = 204/3 = 68 кг. Айырымы 75 – 68 = 7 кг.
Енді осы айырымның мән- ділігін бағалау үшін алдымен орталар айырымының қателігін, онан соң айырымының эмпиризмдік критерийін есептеу керек:
Кестеде v = n₁+ n₂– 2 = 5+ 3– 2 = 6 болғанда t_st._0,95= 2,45. Эмпиризмдік t критерийдің абсолюттік мәні өзінің стандарттық мәнінен кем болып шықты.
Шаруашылықтағы еділбай және гиссар қойларының орташа салмағында сенімді айырмашылық жоқ яғни олардың салмағы бірдей, ал орта шамалар арасында байқалатын айырымашылық кездейсоқ болып саналады (Р < 0,95).
Мысалы. Жануардың фагоцитоздық активтілігі (1 мм³ қанға мың микробтың жұтылуы) жоғарылағанда оның ауруларға төзімділігі де артады. Осыған орай тәжірибе мен бақылау топтарына бөлінген бұғылардың орташа фагоцитоздық активтілігі бойынша байқалатын айырмашылықтың сенімділігін бағалау керек. Қажет мәліметтер 10-кестеде берілген.

Мысалда n₁ = n₂ сондықтан формуласын пайдаланамыз:

Еркіндік дәрежелер саны бойынша v = 6+ 6– 2 = 10 болғанда t_теор= 2,23 – 3,17 – 4,59 (8-кесте). Демек, тәжірибе тобы қанының орташа фагоцитоздық активтілігі бақылау тобынан асып түседі. Айтылған тұжырым ықтималдықтың бірінші деңгейінде сенімді (Р > 0,95).

жүктеу/скачать 1,02 Mb.

Достарыңызбен бөлісу:

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 ... 33