Täisõvede mudel

Juhul, kui indiviidi aretusväärtuse hinnang baseerub täisõvede analüüsil (analüüsitakse mõlema vanema aditiivgeneetilist mõju järglastele), on kasutatav mudel eelnevast pisut erinev. Nimelt peab arvestama, et samasse täisõvede gruppi kuuluvad loomad sarnanevad teineteisele vähemalt kolmel põhjusel. Need on ühine isa, ühine ema ning samad sünnieelsed ja vahel ka sünnijärgsed kasvutingimused. Viimased võetakse geneetilises mudelis kokku ühte, nn ühist keskkonnamõju iseloomustavasse liidetavasse E_C.

Eelnevat arvesse võttes avaldub isa i ja ema j järglase k fenotüübiväärtus P_ijk geneetilise mudelina järgmiselt:

.

(11)

Siin

on keskmine fenotüübiväärtus vaatlusaluses populatsioonis,
A_Si ja A_Dij on vastavalt i. isa aretusväärtus ja i. isaga ristatud j. ema aretusväärtus,
E_Cij on i. isa ja j. ema kõigile järglastele mõjunud ühised keskkonna mõjud,
MS_ijk ja E_ijk on vastavalt Mendeli valiku mõju ja juhuslik keskkonna mõju.

Seejuures on Mendeli valiku mõju täisõvedele erinev (kui see nii ei ole, on ilmselt tegu ühemuna-kaksikutega).

Statistilise mudeli kirjapanekul arvestatakse enamasti, et üks isaloom on paaritatud mitme emasega ning tihti on andmete struktuur hierarhiline, st iga ema on paaritatud vaid ühe kindla isaga. Sellisel juhul on ema j mõju d_i(j) allutatud isa i mõjule s_i. Täisõvede analüüsi statistiline mudel on järgmine:

.

(12)

Kõrvutades täisõvede mudeli geneetilise esituse (11) statistilise esitusega (12) ilmneb, et andmetest ei ole üheselt hinnatav ei Mendeli valiku mõju ega ka püsiv keskkonnamõju -- neist esimene ei ole statistilises mudelis eristatav mudeli jääkliikmest, teine aga ema mõjust. Seega on statistilisest mudelist võimalik üheselt hinnata vaid isa mõju.

Fenotüübidispersioon avaldub geneetilisest mudelist summana

.

Sarnaselt isa mudelile eeldatakse, et isade aretusväärtuste dispersioon on sama suur, kui kogu populatsiooni loomade aretusväärtuste dispersioon: , sama eeldus tehakse ka emade aretusväärtuste dispersiooni kohta: . Seega on ka poolõvede mudeli korral pool aditiivgeneetilisest varieeruvusest tingitud Mendeli valikust ja ei ole statistilise mudeliga hinnatav. Et püsiv keskkonnamõju ei ole eraldi vaadeldav ema mõjust, ei saa eraldi hinnata ka püsivast keskkonnamõjust tingitud varieeruvust. Seega võib fenotüübidispersiooni komponendid grupeerida:

.

(13)

Statistilisest mudelist avaldub uuritava tunnuse dispersioon summana

,

(14)

kus isa mõjude dispersioon mõõdab ¼ kogu aditiivgeneetilisest dispersioonist, ema mõjude dispersioon sisaldab nii ¼ aditiivgeneetilisest dispersioonist kui ka ühisest keskkonnamõjust tingitud varieeruvust.

Kõrvutades esitusi (13) ja (14) võib välja tuua kolm statistilisest mudelist hinnatavat populatsiooni geneetilist ja mittegeneetilist determineeritust kirjeldavat parameetrit:

• päritavus, mis mõõdab aditiivgeneetilise varieeruvuse osa kogu dispersioonist, on statistilisest mudelist arvutatav valemiga

(päritavus arvutatakse enamasti sarnaselt isamudelile vaid isast tingitud varieeruvuse alusel, emale vastava dispersiooni arvestamine võib tuua kaasa päritavuskoefitsiendi nihkega hinnangu mõlemas veel kõne alla tulevas h² arvutamise valemis ja sisaldab lugeja peale geneetilist varieeruvust kajastavate liikmete ja ka püsivast keskkonnamõjust tingitud dispersiooni, sest vastavalt valemeile (13) ja (14) );

• ühisest keskkonnamõjust tingitud varieeruvuse osakaal koguvarieeruvuses on statistilisest mudelist hinnatav suhtena

;

• juhuslikust keskkonnamõjust tingitud varieeruvuse osakaal koguvarieeruvuses on statistilisest mudelist hinnatav suhtena

.

Eeltoodud definitsioonide põhjal on selge, et h² + c² + e² = 1.