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VARIABILITA’ GENETICA
Nelle popolazioni naturali la variabilità genetica (ovvero
ereditaria) può essere di tipo qualitativo o quantitativo
La variabilità qualitativa si riscontra in classi fenotipiche
discrete (caratteri alternativi con eredità mendeliana)
La variabilità quantitativa assume la forma di un intervallo
fenotipico continuo
La variabilità intra-specifica (tra individui) viene generata
da mutazione (geniche e cromosomiche) e ricombinazione
e viene valutata dal livello di polimorfismo genetico.
Il livello di polimorfismo genetico in una popolazione
viene valutato dalla frequenza degli alleli per specifici loci
Un esempio di variabilità qualitativa: l’emoglobina S
Variabilità qualitativa
Variabilità qualitativa
6° aa della catena 
globinica: Glu
Val
Variabilità quantitativa
Variabilità quantitativa
Istogrammi di frequenza con diverse
classi di intervallo
Curva della distribuzione continua:
Moda
Media
Varianza
Relazione tra carattere mendeliano e carattere quantitativo
Distribuzioni singoli genotipi
I 3 genotipi su cui l’ambiente ha
diversa influenza determinano
distribuzioni con diverse mode,
medie e varianze
Proporzioni diverse nella
popolazione 1:2:3 (A/A, a/a, A/a)
Distribuzione complessiva
Che genotipo hanno le piante
con quelle altezze?
Variabilità quantitativa
La maggior parte delle variazioni fenotipiche sono dovute a loci
quantitativi (Quantitave Trait Loci, QTL) che contribuiscono con
un certo effetto misurabile senza dimostrare dominanza o
recessività di uno rispetto ad un altro.
La maggior parte delle variazioni fenotipiche ha una eredità
multifattoriale, ovvero determinata dall’interazione tra più geni
(caratteri poligenici) con diversi fattori ambientali e di sviluppo
Determinazione fenotipica per interazione geni-ambiente
EQUILIBRIO DI HARDY-WEINBERG
Descrive la variabilità genetica nelle popolazioni e
permette di predire le frequenze genotipiche
conoscendo quelle alleliche
Popolazione mendeliana con accoppiamento
casuale per un gene con polimorfismo biallelico
Locus: A
Alleli: A1, A2
Genotipi: A1A1, A1A2, A2A2
Definiamo p la frequenza dell’allele A1
Definiamo q la frequenza dell’allele A2
Quadrato di Punnet
Spermatozoi
A1
p
A2
q
A1A1
p2
A1A2
pq
allele
frequenza
A2
q
Cellule uovo
A1
p
allele
frequenza
A1A2
pq
A2A2
q2
Frequenze genotipiche
della prole:
A1A1 = p2
A1A2 = 2pq
A2A2 = q2
Relazione tra frequenze alleliche
e genotipiche, locus biallelico:
quadrato del binomio
(espansione binomiale)
(p + q)2 = p2 + 2pq + q2 = 1
U
Dipartimento di Biologia
Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
U
Dipartimento di Biologia
Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
U
Dipartimento di Biologia
Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
2) La riproduzione sia sessuale.
U
Dipartimento di Biologia
Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
2) La riproduzione sia sessuale.
3) Le generazioni non si sovrappongano.
U
Dipartimento di Biologia
Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
2) La riproduzione sia sessuale.
3) Le generazioni non si sovrappongano.
4) L’accoppiamento sia casuale.
U
Dipartimento di Biologia
Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
2) La riproduzione sia sessuale.
3) Le generazioni non si sovrappongano.
4) L’accoppiamento sia casuale.
5) La dimensione della popolazione sia sufficientemente grande
U
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Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
2) La riproduzione sia sessuale.
3) Le generazioni non si sovrappongano.
4) L’accoppiamento sia casuale.
5) La dimensione della popolazione sia sufficientemente grande
6) La migrazione sia trascurabile.
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Università degli Studi di Roma “Tor Vergata”
Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
2) La riproduzione sia sessuale.
3) Le generazioni non si sovrappongano.
4) L’accoppiamento sia casuale.
5) La dimensione della popolazione sia sufficientemente grande
6) La migrazione sia trascurabile.
7) La mutazione possa essere ignorata.
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Conoscendo le frequenze alleliche di un locus genico è possibile
inferire la distribuzione delle frequenze genotipiche, a patto che:
1) L’organismo in questione sia diploide.
2) La riproduzione sia sessuale.
3) Le generazioni non si sovrappongano.
4) L’accoppiamento sia casuale.
5) La dimensione della popolazione sia sufficientemente grande
6) La migrazione sia trascurabile.
7) La mutazione possa essere ignorata.
8) La selezione naturale non abbia influenza sul gene in esame.
EQUILIBRIO DI HARDY-WEINBERG
Relazione tra frequenze alleliche e genotipiche, locus biallelico:
quadrato del binomio (espansione binomiale)
(p + q)2 = p2 + 2pq + q2 = 1
Pierce, GENETICA, Zanichelli editore S.p.A. Copyright
© 2005
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EQUILIBRIO DI HARDY-WEINBERG
per un locus autosomico con due alleli
(p + q)2 = p2 + 2pq + q2 = 1
q
q2 (aa)
p2 (AA)
2pq (Aa)
p
Se le frequenze alleliche sono comprese tra 1/3 (0,33) e 2/3 (0,66), gli eterozigoti
saranno il genotipo più comune della popolazione. Hz max per p=q=0,5
U
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Una popolazione si dice in equilibrio di Hardy-Weinberg per
un determinato locus se le sue frequenze genotipiche sono
distribuite secondo la legge, o principio, di Hardy-Weinberg
(1908).
Se sono valide le condizioni predette, le frequenze
genotipiche si mantengono costanti durante le generazioni
Una popolazione non in equilibrio lo raggiunge dopo una
generazione di matrimonio casuale
Se le frequenze alleliche di una popolazione vengono
stimate mediante l’analisi di un campione della popolazione
stessa, le frequenze genotipiche osservate possono essere
diverse da quelle attese per effetto del caso.
L’accordo tra le frequenze osservate e quelle attese può essere
stimato quantitativamente per mezzo del “test del 2”.
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Il valore di 2 si calcola come segue:
2 = 
(numero osservato  numero atteso)2
(numero atteso)
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GENOTIPO
+/+
+/-
-/-
totale
Numero di individui
16
28
20
64
Numero di alleli +
Numero di alleli -
32
0
28
28
0
40
60
68
Somma degli alleli + e -
32
56
40
128
Frequenza allelica di + = 60/128 = 0.469 = p
Frequenza allelica di - = 68/128 = 0.531 = q
U
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GENOTIPO
+/+
+/-
-/-
totale
Numero di individui
16
28
20
64
Numero di alleli +
Numero di alleli -
32
0
28
28
0
40
60
68
Somma degli alleli + e -
32
56
40
128
Frequenza allelica di + = 60/128 = 0.469 = p
Frequenza allelica di - = 68/128 = 0.531 = q
Frequenza attesa
p2
0.220
2pq
0.498
q2
0.282
1
U
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GENOTIPO
+/+
+/-
-/-
totale
Numero di individui
16
28
20
64
Numero di alleli +
Numero di alleli -
32
0
28
28
0
40
60
68
Somma degli alleli + e -
32
56
40
128
Frequenza allelica di + = 60/128 = 0.469 = p
Frequenza allelica di - = 68/128 = 0.531 = q
Frequenza attesa
es: 0.220 :1= x :64
x = 0.220 x 64 = 14.1
Frequenza attesa assoluta
Valore di 2 [(A - O)2/A]
p2
0.220
2pq
0.498
q2
0.282
1
14.1
31.9
18.0
64
0.256
0.477
0.222
0.955
Gradi di libertà  3 - 1 - 1 = 1
Gradi di libertà = n° delle classi - 1 - n° parametri stimati da questi dati
n° di classi = 3 (date 3 classi solo 2 sono libere di variare, la terza è
determinata)
n° parametri stimati = 1 (frequenza di p o q)
Gradi di libertà per l’equilibrio di H-W per due alleli = 1
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U
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12 = 0.955
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12 = 0.955
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12 = 0.955
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P > 0.05
non significativo
0,05 > P > 0.01
significativo
P < 0.01
altamente significativo
Il test del chi-quadro indica la probabilità che la differenza
tra i valori osservati e quelli attesi sia dovuta al caso,
ovvero permette di ottenere la probabilità che solo il caso
possa produrre la differenza tra i valori attesi e quelli
osservati
E’ stato arbitrariamente scelto il valore P=0,05 come limite
per accettare o rifiutare l’ipotesi nulla.
3,84
P 0,05
6,63
0,01
Quando la probabilità calcolata da tale test è alta
(P>0,05) si assume che sia solo il caso a dare ragione di
tale scarto, mentre, quando è bassa (P<0,05), si
presume che qualche altro fattore diverso da esso, ossia
un dato fattore significativo, abbia prodotto la differenza
Un valore di chi-quadro maggiore di quello corrispondente
a P = 0,05 significa che nel 5% degli esperimenti, con un
campione della stessa numerosità, la deviazione potrebbe
essere dovuta al caso.
Quindi, nel rifiutare l’ipotesi zero sbagliamo il 5% delle
volte
In assenza di forze perturbanti la quantità di
variabilità resta costante di generazione in
generazione, con piccole oscillazioni casuali delle
frequenze alleliche e genotipiche
Attraverso il campionamento casuale è possibile
stimare le frequenze degli alleli e calcolare la
frequenza dei genotipi attesi.
Il campione deve essere grande e rappresentativo
Deviazioni dalle attese in base al principio di HardyWeinberg suggeriscono la presenza di cambiamenti
genetici all’interno della popolazione (per es:
selezione naturale contro un genotipo, inincrocio,
deriva, mutazione direzionale)
Le forze che cambiano le frequenze alleliche
CALCOLO DEL CHI-QUADRATO
AA x aa
Aa x Aa
Oss.
Att.
AA + Aa
aa
Tot
105
112,5
45
37,5
150
chi-quadro = 2,0
gdl = 2 classi -1 = 1
Il test del 2
Ipotesi: i geni non sono associati e l’attesa dei genotipi è 1:1:1:1
2
AaBb x aa bb
AB
ab
Ab
aB
oss. att.
140 125
135 125
110 125
115 125
--------------500 500
2

=

2
(Oss-Att) 2
= -----------Att
2
2
2
2
(______________________________________
140 -125) + (135 -125) + (110-125) + (115 -125)
125
2
2
2
2
(+15) + (+10) + (-15) + (-10)
= -----------------------------125
gdl = 4-1 = 3
= 5,02
0,25>p>0,10
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Stima delle frequenze alleliche in presenza di dominanza
Le frequenze fenotipiche di un sistema biallelico in cui l’allele A è
dominante su a sono
Genotipo
Frequenza
Fenotipo A
AA + Aa
p2 + 2pq
Fenotipo a
aa
q2
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Ammettendo a priori che questo locus sia in equilibrio di HardyWeinberg, le frequenze alleliche possono essere inferite dalle
frequenze fenotipiche,
q =  freq. aa =  q2
e
p = 1 - q
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ESEMPIO
Nella popolazione caucasica la fibrosi cistica ha una
frequenza di circa un caso ogni 2000 nascite.
frequenza omozigoti 
1
——— = 0.0005
2000
quindi in condizioni di equilibrio di Hardy-Weinberg
q2 = 0.0005
da cui
q =  0.0005 = 0.022
U
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ESEMPIO
Nella popolazione caucasica la fibrosi cistica ha una
frequenza di circa un caso ogni 2000 nascite.
frequenza omozigoti 
1
——— = 0.0005
2000
quindi in condizioni di equilibrio di Hardy-Weinberg
q2 = 0.0005
da cui
q =  0.0005 = 0.022
e, per conseguenza, la frequenza dell’allele normale è
p = 1 - 0.022 = 0.978
la frequenza dei portatori di fibrosi cistica è quindi
2 x 0.022 x 0.978 = 0.043
U
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Poiché in questo caso sono individuabili solo due classi
fenotipiche, l’errore standard della stima delle frequenze è
e.s. =
 ————
4N
1 - q2
Loci associati al cromosoma sessuale X
con alleli codominanti
Fenotipi
Pelo nero Pelo variegato Pelo giallo
Femmine
Maschi
Totale
XnXn
277
XnXg
54
XgXg
7
338
XnY
311
-
XgY
42
353
(277x2) + 311 + 54
Alleli Xn = ---------------------------(338 x2) + 353
= 919/1029 = 0,893
Allele Xg = 0,107
Attesi: XnXn = 0,893 x 0,893 x 338 = 269,53
XnY = 0, 893 x 353 = 315,23
GRUPPO SANGUIGNO AB0
DONATORE
RICEVENTE