导读:本文包含了遗传和非遗传效应模型论文开题报告文献综述、选题提纲参考文献及外文文献翻译，主要关键词:模型,基因,效应,如皋,株型,稠度,分枝。
遗传和非遗传效应模型论文文献综述
赵冉[1]（2019）在《带有遗传效应的单指标模型选择》一文中研究指出单指标模型是一种广泛应用的半参数回归模型,它既具有参数模型良好的可解释性,也具有非参数模型的灵活性,还避免了高维非参数的“维数灾难”问题.本文研究带遗传效应的单指标模型的变量选择与参数估计问题.与经典的单指标模型相比,在建模中,我们不仅研究各预测变量对响应变量的影响,还考虑变量间的相互作用.遗传约束条件是指模型中当主效应存在时,交互效应才可能存在;反之,若某交互效应存在时,与之对应的主效应一定存在.为使得模型满足遗传约束条件,我们重新定义了参数化模型.结合惩罚变量选择方法,所得估计量具有稀疏性,相合性,渐近正态性,即具有Oracle性质,同时还满足遗传约束条件.模拟研究表明,本文所提出的估计方法在有限样本下表现良好.本文分五章介绍了带有遗传效应的单指标模型.第一章介绍了带有遗传效应的单指标模型的背景,目前的研究成果和论文主要解决的问题.第二章介绍了带有遗传效应的单指标模型选择的方法以及参数系数的估计方法实现过程.第叁章讨论了带有遗传效应的单指标模型系数估计的渐近理论结果.第四章利用数值模拟来验证我们的参数估计方法是有效的.第五章给出了假设条件下定理的详细证明过程。(本文来源于《郑州大学》期刊2019-04-01）
冯云超,余志江,霍仕平,晏庆九,向振凡[2]（2019）在《玉米雄穗抽雄至散粉间隔时间主基因+多基因遗传模型及遗传效应》一文中研究指出以短抽雄至散粉间隔时间玉米自交系WZ08X38和长抽雄至散粉间隔时间玉米自交系BS1074杂交获得的6个世代(P_1、P_2、F_1、B_1、B_2和F_2)株系为材料,应用植物数量性状主基因+多基因遗传模型,对玉米抽雄至散粉间隔时间进行遗传分析。结果表明,春播和夏播玉米的抽雄至散粉间隔时间的最适遗传模型分别是E-0和E-3,即2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因和2对加性主基因+加性-显性多基因。春播结果中,2对主基因加性效应值均为-0.831,显性效应值分别是-0.679和-0.025,主基因遗传率在B_1、B_2和F_2中分别为40.955%、60.657%和52.325%,多基因遗传率分别为0.002%、14.298%和25.642%,环境方差占表型方差的比例分别为59.03%、25.03%和22.02%;夏播结果中,2对主基因加性效应值分别为0.180和-0.651,主基因遗传率在B_1、B_2和F_2中分别是27.295%、26.997%和39.052%,多基因遗传率分别为0.001%、0.001%和0.001%,环境方差占表型方差的比例分别为72.74%、72.95%和60.91%。(本文来源于《玉米科学》期刊2019年04期）
汪文祥,胡琼,梅德圣,李云昌,周日金[3]（2016）在《甘蓝型油菜分枝角度主基因+多基因混合遗传模型及遗传效应》一文中研究指出分枝角度是油菜株型重要性状,是油菜品种高产及适合机械化收获理想株型的基本组成之一。为明确油菜分枝角度的遗传,本研究选用油菜分枝角度大的松散型材料6098B和分枝角度小的紧凑型材料Purler配制杂交组合,采用主基因+多基因混合遗传模型方法对该组合6世代(P1、P2、F1、F2、BCP1和BCP2)的分枝角度进行了遗传分析。结果表明,上部第一分枝(顶枝)和基部第一分枝(基枝)角度的最适合遗传模型均为D-0(1对加性-显性主基因+加性-显性-上位性多基因)。顶枝角的主基因加性效应值为4.939o,显性效应值为–4.156o,主基因遗传率在BCP1、BCP2和F2中分别是34.08%、1.40%和14.99%,多基因遗传率分别为24.43%、61.72%和63.98%;而基枝角的主基因加性效应值为2.217o,显性效应值为–1.941o,主基因遗传率在BCP1、BCP2和F2中分别是7.86%、1.24%和4.84%,多基因遗传率分别为66.46%、58.49%和73.96%。结果发现油菜分枝角度明显存在主效基因,为油菜分枝角度的遗传改良奠定了基础。(本文来源于《作物学报》期刊2016年08期）
张玉英,张春花[4]（2015）在《具有反馈控制和遗传效应的单种群模型的概周期解》一文中研究指出讨论一类具有反馈控制和遗传效应的单种群模型.借助概周期函数的定义和微分方程比较原理,探讨具有反馈控制和遗传效应的单种群模型概周期解的存在性.在适当的条件下,运用新的证明方法,得到保证该模型的持久的判据.再结合概周期函数的定义,得到了该模型概周期解存在的充分性条件,获得了一些新的结果.(本文来源于《龙岩学院学报》期刊2015年05期）
曲亮,王克华,胡玉萍,沈曼曼,窦套存[5]（2015）在《应用动物模型和sire模型分析如皋黄鸡280日龄体重加性遗传效应》一文中研究指出为了估算如皋黄鸡280日龄体重遗传力,分析遗传模型的适用性,本研究收集2009-2013年如皋黄鸡生产记录,整理后得到8116条体重记录,对不同日龄体重进行了标准化。应用WOMBAT软件分析表型方差组分,计算遗传力时考虑了年、批次以及母本日龄对表型方差的影响,以AIC值、BIC值选择最优模型。结果表明:如皋黄鸡280日龄体重性状遗传模型应考虑批次效应和母本日龄效应;应用个体动物模型计算的如皋黄鸡280日龄遗传力为0.52±0.03,应用sire模型计算的如皋黄鸡280日龄体重遗传力为0.56±0.02。遗传分析结果显示,280日龄体重属于中等遗传力性状。应用BLUP方法预测育种值可以进一步提高如皋黄鸡280日龄体重整齐度。(本文来源于《石河子大学学报(自然科学版)》期刊2015年02期）
逯晓萍,刘丹丹,王树彦,米福贵,韩平安[6]（2014）在《高丹草遗传效应与杂种表现预测模型》一文中研究指出以5个高粱不育系材料为母本,18个优质苏丹草材料为父本,按照遗传交配设计(NCII)配制成90个杂交组合。分别在内蒙古呼和浩特和包头两地,利用与高丹草产量相关的QTL位点标记检测亲本间的遗传差异,并将F1的8个性状表型值对亲本材料进行标记位点的筛选,建立标记效应和标记型值估算体系。估算特异性位点对性状表现的效应及杂种标记型值,进而分析杂种标记型值与杂种表现的相关性,应用逐步回归分析法建立8个性状杂种表现的预测模型,并通过Jackknife抽样技术检测模型的精确度和稳定性。结果显示,在分别考虑显性、加性作用下8个性状的标记型值与表型值的相关系数平均为0.65,各性状的可决系数较大(0.51～0.88),而且两地结果趋势一致,表明该预测模型稳定性强,精确度较高。该模型对高丹草的杂种表现预测以及亲本选配都具有一定的指导意义。(本文来源于《作物学报》期刊2014年03期）
王海江[7]（2013）在《具有非线性免疫反应和遗传效应的病毒感染模型与计算机模拟》一文中研究指出研究了一类具有非线性免疫反应和遗传效应的病毒感染动力学模型,应用定性分析方法,讨论了模型未感染平衡点和无免疫病毒感染平衡点以及病毒感染平衡点的局部稳定性.通过构造适当的Lyapunov泛函,得到了未感染平衡点和无免疫病毒感染平衡点以及病毒感染平衡点的全局稳定性结果.(本文来源于《北华大学学报(自然科学版)》期刊2013年05期）
管延安,张华文,樊庆琪,杨延兵,秦岭[8]（2012）在《普通高粱与甜高粱杂交组合株高、糖度的主基因多基因模型遗传效应分析》一文中研究指出对普通高粱与甜高粱杂交组合(石红137×L-甜)的株高与糖度进行主基因多基因遗传模型分析,以期研究株高、糖度的遗传效应。获得了2个性状的最适遗传模型,株高的最适遗传模型为2对完全显性主基因+加性-显性多基因混合遗传模型,主基因遗传率为74.4%,多基因遗传率为22.1%;糖锤度的最适遗传模型为1对加性-显性主基因+加性-显性-上位性多基因混合遗传模型,主基因遗传率为65.72%,多基因遗传率为20.43%。主基因个数和基因效应的预测与分子检测的主效QTL个数和基因效应基本相符。(本文来源于《核农学报》期刊2012年01期）
韩立德,杨剑,朱军[9]（2007）在《数量性状的核质互作遗传效应分析:二倍体植株遗传模型(英文)》一文中研究指出提出了能分析二倍体植株数量性状核质互作效应的遗传模型,该模型把控制数量性状总的遗传效应分为核效应、质效应和核质互作效应,以及它们分别与环境作用的效应。其中,核质互作效应可进一步分解为加性核质互作与显性核质互作。基于平衡与非平衡两种双列杂交试验设计,蒙特卡罗模拟结果表明:采用混合线性模型方法进行统计分析,可以有效地估计各项遗传效应值及其方差分量。此外,运用该模型对棉花的4个数量性状(单株铃数、衣分、2.5%跨长和麦克隆值)进行了遗传分析。(本文来源于《遗传学报》期刊2007年06期）
蒋开锋,郑家奎,杨莉,张涛,赵甘霖[10]（2006）在《基于AMMI模型的籼型杂交香稻稻米胶稠度的遗传效应研究》一文中研究指出本文采用NCⅡ交配组合的多点试验设计,基于AMMI模型分析的基础上,研究了籼型杂交香稻稻米胶稠度的遗传效应。结果表明:①杂交稻的胶稠度同时受基因型、试点及二者的互作效应控制,以组合基因型效应为主;②组合基因型效应同时受不育系、恢复系的一般配合力及二者的特殊配合控制,以不育系的一般配合力最重要;③组合与试点的互作效应值的大小和方向与不育系的遗传背景有直接关系;④组合胶稠度值与其稳定性间相关不显着;⑤本试验中A1、A3和A6是培育较软胶稠度杂交香稻的优良香型不育系。最后对胶稠度的遗传与改良及与食味品质的关系等方面进行了讨论。(本文来源于《西南农业学报》期刊2006年02期）
遗传和非遗传效应模型论文开题报告
（1）论文研究背景及目的
此处内容要求：
首先简单简介论文所研究问题的基本概念和背景，再而简单明了地指出论文所要研究解决的具体问题，并提出你的论文准备的观点或解决方法。
写法范例：
以短抽雄至散粉间隔时间玉米自交系WZ08X38和长抽雄至散粉间隔时间玉米自交系BS1074杂交获得的6个世代(P_1、P_2、F_1、B_1、B_2和F_2)株系为材料,应用植物数量性状主基因+多基因遗传模型,对玉米抽雄至散粉间隔时间进行遗传分析。结果表明,春播和夏播玉米的抽雄至散粉间隔时间的最适遗传模型分别是E-0和E-3,即2对加性-显性-上位性主基因+加性-显性-上位性多基因和2对加性主基因+加性-显性多基因。春播结果中,2对主基因加性效应值均为-0.831,显性效应值分别是-0.679和-0.025,主基因遗传率在B_1、B_2和F_2中分别为40.955%、60.657%和52.325%,多基因遗传率分别为0.002%、14.298%和25.642%,环境方差占表型方差的比例分别为59.03%、25.03%和22.02%;夏播结果中,2对主基因加性效应值分别为0.180和-0.651,主基因遗传率在B_1、B_2和F_2中分别是27.295%、26.997%和39.052%,多基因遗传率分别为0.001%、0.001%和0.001%,环境方差占表型方差的比例分别为72.74%、72.95%和60.91%。
（2）本文研究方法
调查法：该方法是有目的、有系统的搜集有关研究对象的具体信息。
观察法：用自己的感官和辅助工具直接观察研究对象从而得到有关信息。
实验法：通过主支变革、控制研究对象来发现与确认事物间的因果关系。
文献研究法：通过调查文献来获得资料，从而全面的、正确的了解掌握研究方法。
实证研究法：依据现有的科学理论和实践的需要提出设计。
定性分析法：对研究对象进行“质”的方面的研究，这个方法需要计算的数据较少。
定量分析法：通过具体的数字，使人们对研究对象的认识进一步精确化。
跨学科研究法：运用多学科的理论、方法和成果从整体上对某一课题进行研究。
功能分析法：这是社会科学用来分析社会现象的一种方法，从某一功能出发研究多个方面的影响。
模拟法：通过创设一个与原型相似的模型来间接研究原型某种特性的一种形容方法。
遗传和非遗传效应模型论文参考文献
[1].赵冉.带有遗传效应的单指标模型选择[D].郑州大学.2019
[2].冯云超,余志江,霍仕平,晏庆九,向振凡.玉米雄穗抽雄至散粉间隔时间主基因+多基因遗传模型及遗传效应[J].玉米科学.2019
[3].汪文祥,胡琼,梅德圣,李云昌,周日金.甘蓝型油菜分枝角度主基因+多基因混合遗传模型及遗传效应[J].作物学报.2016
[4].张玉英,张春花.具有反馈控制和遗传效应的单种群模型的概周期解[J].龙岩学院学报.2015
[5].曲亮,王克华,胡玉萍,沈曼曼,窦套存.应用动物模型和sire模型分析如皋黄鸡280日龄体重加性遗传效应[J].石河子大学学报(自然科学版).2015
[6].逯晓萍,刘丹丹,王树彦,米福贵,韩平安.高丹草遗传效应与杂种表现预测模型[J].作物学报.2014
[7].王海江.具有非线性免疫反应和遗传效应的病毒感染模型与计算机模拟[J].北华大学学报(自然科学版).2013
[8].管延安,张华文,樊庆琪,杨延兵,秦岭.普通高粱与甜高粱杂交组合株高、糖度的主基因多基因模型遗传效应分析[J].核农学报.2012
[9].韩立德,杨剑,朱军.数量性状的核质互作遗传效应分析:二倍体植株遗传模型(英文)[J].遗传学报.2007
[10].蒋开锋,郑家奎,杨莉,张涛,赵甘霖.基于AMMI模型的籼型杂交香稻稻米胶稠度的遗传效应研究[J].西南农业学报.2006
论文知识图
