di truyen hoc 2

LINK DOWNLOAD MIỄN PHÍ TÀI LIỆU "di truyen hoc 2": http://123doc.vn/document/554182-di-truyen-hoc-2.htm

37


P
n
(k) = C
k
n
.p
k
.q
n-k
; k = 0, 1, 2, , n.
trong đó, C
k
n
là hệ số nhị thức; ở đây C
k
n
= n!/ k!(n-k)!
Lưu ý: Dãy n phép thử này còn gọi là dãy phép thử Bernoulli, vì nó
thoả mãn ba điều kiện: (1) Nó là dãy độc lập; (2) Trong mỗi phép thử,
không gian biến cố sơ cấp chỉ có hai biến cố sơ cấp đối lập là S và N; và
(3) Xác suất của một biến cố S hoặc N là không thay đổi trong mọi phép
thử, P(S) = p và P(N) = q = 1 − p.
Ví dụ: Gieo một đồng xu liên tiếp ba lần, có thể xảy ra 2
3
= 8 khả năng
độc lập về thứ tự trong 4 nhóm sau đây:
3 mặt sấp 2 sấp và 1 ngữa 1 sấp và 2 ngữa 3 mặt ngữa
SSS SSN SNN NNN
SNS NSN
NSS NNS
Với giả thiết p = q =1/2, dựa vào công thức xác suất nhị thức ta dễ
dàng tính được xác suất của mỗi trường hợp trên như sau:

P(3 mặt sấp) = 1×(1/2)
3
×(1/2)
0
= 1/8
P(3 mặt ngữa) = 1×(1/2)
0
×(1/2)
3
= 1/8
P(2 sấp 1 ngữa) = 3×(1/2)
2
×(1/2)
1
= 3/8
P(1 sấp 2 ngữa) = 3×(1/2)
1
×(1/2)
2
= 3/8
2.5. Công thức xác suất toàn phần
Giả sử dãy B
1
,B
2
, ,B
n
là một nhóm đầy đủ các biến cố, nghĩa là chúng
có hợp là một sự kiện tất yếu (B
1
∪B
B
2
∪ ∪B
n
B
= Ω) và gồm từng đôi xung
khắc (B
i
∩B
B
j
= ∅, với i ≠ j; i,j = 1, 2, ,n); và gọi A là một biến cố bất kỳ.
Khi đó:
A = Ω ∩ A = (B
1
∪B
B
2
∪ ∪B
n
B
) ∩ A = (B
1
∩ A) ∪(B
2
∩ A) ∪ ∪ (B
n
∩ A)
Áp dụng các định lý cộng và nhân, ta có công thức xác suất toàn phần
P(A) = P(B
1
).P(A/B
1
) + P(B
2
).P(A/B
2
) + + P(B
n
).P(A/B
n
)
= ∑ P(B
i
).P(A/B
i
) ; với i =
1
, ,n.
2.6. Công thức Bayes
Với giả thiết như trên cộng thêm một điều kiện mới là phép thử được
tiến hành và kết quả là sự kiện A đã xảy ra. Vì các B
i
(i= 1, 2, ,n) lập
thành một nhóm đầy đủ nên cùng với A phải có chỉ một sự kiện B
k
nào đó
xảy ra. Vậy khi A xuất hiện thì sự kiện nào trong số các B
i
có nhiều khả
năng xảy ra hơn cả? Giải đáp câu hỏi này có nghĩa là cần tính xác suất

38


P(B
k
/A). Vận dụng định lý nhân xác suất, ta có:
P(A∩B
B
k
) = P(A).P(B
k
/A) = P(B
k
).P(A/B
k
)
Suy ra: P(B
k
/A) = P(B
k
).P(A/B
k
) : P(A) ; với P(A) > 0.
Thay P(A) từ công thức xác suất toàn phần ở trên, ta được công thức
Bayes như sau: P(B
k
/A) = P(B
k
).P(A/B
B
k
) : ∑ P(B
i
).P(A/ B
i
)
Trong đó các P(B
i
) được gọi là các xác suất tiên nghiệm (vì chúng
được xác định trước khi tiến hành phép thử), còn P(B
k
/A) được gọi là xác
suất hậu nghiệm (vì nó chỉ được xác định sau khi tiến hành phép thử).
Cần lưu ý rằng, các quy luật Mendel về thực chất là các định luật nhân
xác suất, cho nên để tiên đoán các nguy cơ di truyền cần sử dụng đến công
thức Bayes, tức là định lý xác suất của nguyên nhân. Và bài toán đặt ra chỉ
có thể giải quyết trọn vẹn một khi biết được các xác suất tiên nghiệm.
Ví dụ: Lấy ngẫu nhiên một cây đậu hạt vàng ở F
2
(trong thí nghiệm của
Mendel) cho lai với cây hạt xanh, và ở thế hệ lai nhận được tất cả là 6 cây
hạt vàng. Hãy tìm xác suất của cây hạt vàng F
2
đem lai là thể đồng hợp.
(Quy ước: Y- hạt vàng, y - hạt xanh).
Giải: Ta biết rằng ở F
2
có tỷ lệ kiểu gene là 1/4 YY : 1/2 Yy : 1/4 yy
và tỷ lệ kiểu hình là 3/4 vàng : 1/4 xanh. Vì cây hạt vàng (Y-) được chọn
ngẫu nhiên trong số các cây hạt vàng F
2
nên nó có thể là đồng hợp (YY)
hoặc dị hợp (Yy), với xác suất tương ứng là 1/3 hoặc 2/3.
Gọi B
1
- sự kiện "cây hạt vàng F
2
lấy ra là thể đồng hợp"
B
2
- sự kiện "cây hạt vàng F
2
lấy ra là thể dị hợp"; (B
B
1
∪B
2
B
= Ω)
và A là sự kiện "6 cây hạt vàng nhận được ở thế hệ lai".
Ta có các xác suất tiên nghiệm: P(B
1
) = 1/3 và P(B
2
) = 2/3
Và các xác suất điều kiện: P(A/ B
1
) = 1 và P(A/ B
2
) = (1/2)
6
= 1/64
Vậy xác suất (hậu nghiệm) cần tìm là:
P(B
1
/A) = P(B
B
1
).P(A/ B
1
) : [P(B
1
).P(A/ B
1
) + P(B
2
).P(A/ B
2
)]
= (1/3×1) : [(1/3×1) + (2/3×1/64)] = 32/33 = 0,97.
Lưu ý: Kết quả này cho thấy rằng cây hạt vàng F
2
(được lấy ngẫu
nhiên để lai phân tích) có kiểu gene đồng hợp là hầu như chắc chắn (đến
97%), với mức α = 0,05. Nói cách khác, chỉ với 6 cây hạt vàng đó thôi
cũng đủ để khẳng định sự đồng tính của đời con. Đến đây hẳn là chúng ta
đã thấy rõ công thức Bayes có tầm quan trọng như thế nào trong việc tiên
đoán nguyên nhân và nguy cơ di truyền, cũng như cho phép lý giải một số
tình huống phức tạp (xem Hoàng Trọng Phán 1995, 2000b).

39


VII. Phương pháp Khi-bình phương
(Chi-square method)
trong
đánh giá độ phù hợp giữa các số liệu quan sát và kỳ vọng
Nói chung, các số liệu thống kê thu được từ các thí nghiệm vốn sai
khác ít nhiều so với các con số mang tính chất lý thuyết, tuỳ thuộc chủ yếu
vào mẫu thí nghiệm và phương pháp lấy mẫu. Trong trường hợp đó, chúng
ta băn khoăn không rõ liệu sự giả định "xấp xỉ" của chúng ta có thật chắc
chắn không? Hay nói theo ngôn ngữ thống kê, "giả thuyết tương đồng H
0

được chấp nhận hay bị bác bỏ", nghĩa là kết quả thu được có thật nghiệm
đúng với tỷ lệ của một quy luật nào đó hay không?
Để có được câu trả lời rốt ráo cho vấn đề này chỉ có cách là sử dụng
trắc nghiệm Khi-bình phương (χ
2
-test). Đây là một công cụ toán thống kê
thông dụng cho phép kiểm tra độ phù hợp giữa các trị số thực tế quan sát
được (observed, ký hiệu: O) và các trị số lý thuyết được kỳ vọng
(expected, ký hiệu: E) của một giả thuyết hay phân phối thực nghiệm khoa
học nào đó, hoặc để kiểm tra tính độc lập của hai đại lượng ngẫu nhiên.
Nhờ đó ta có thể rút ra quy luật, hoặc hiệu quả của hai phương pháp thí
nghiệm nào đó. Đứng về phương diện thực hành, phương pháp này được
tiến hành đơn giản như sau:
Bước 1: Đặt giả thuyết tương đồng H
0
và sau đó tính trị số χ
2
thực tế
dựa theo công thức: χ
2
= ∑ [(O
i
− E
i
)
2
/ E
i
] ; i= 1, 2, ,n.
Bước 2: Tìm trị số χ
2
lý thuyết bằng cách tra Bảng các giá trị của
phân phối χ
2
α
với k bậc tự do. Thông thường người ta sử dụng mức xác
suất sai lầm P hay mức ý nghĩa α = 0,05 và k = n −1; trong đó n là số lớp
kiểu hình và nó còn tuỳ trường hợp cụ thể. Mức α = 0,05 thường được
dùng làm ranh giới phân chia giữa miền ấn định chấp nhận giả thuyết H
0

và miền ấn định bác bỏ giả thuyết H
0
. Để tiện lợi, dưới đây nêu ra một vài
trị số χ
2
α = 0,05
lý thuyết thông dụng ứng với một số bậc tự do k như sau:

Số bậc tự do (k)

1

2

3

4

Giá trị χ
2
α = 0,05
3,84

5,99

7,82

9,49


Bước 3: So sánh các giá trị χ
2
thực tế và lý thuyết.
- Nếu như trị số χ
2
thực tế nhỏ hơn trị số χ
2
lý thuyết, tức là có mức
xác suất P hay α > 0,05, giả thuyết H
0
được chấp nhận. Nghĩa là kết quả
thu được phù hợp với tỷ lệ được giả định.
- Ngược lại, nếu như trị số χ
2
thực tế lớn hơn hoặc bằng trị số χ
2
lý
thuyết, tức là có mức xác suất P hay α ≤ 0,05, giả thuyết H
0
bị bác bỏ.
Nghĩa là kết quả thu được không phù hợp với tỷ lệ được giả định.

40


Ví dụ: Trong thí nghiệm lai một tính của Mendel, ở F
2
thu được 705
hoa tím và 224 hoa trắng. Trên nguyên tắc, với hai kiểu hình ở F
2
khiến ta
có thể nghĩ tới một số tỷ lệ lý thuyết gần với nó như 2:1, 3:1 hoặc 9:7.
Nhưng ở đây tỷ lệ "tím : trắng" thực tế là 3,15:1 nên tỷ lệ kỳ vọng hợp lý
hơn cả là 3:1. Đó chính là giả thuyết H
0
cần kiểm tra.
Bây giờ ta có thể tính toán giá trị χ
2
thực tế như sau:
Kiểu hình Số quan sát (O
i
) Số kỳ vọng (E
i
)
(O
i
− E
i
)
2
/ E
i
Hoa tím 705
3/4 × 929 = 696,75
0,098
Hoa trắng 224
1/4 × 929 = 232,25
0,293
Tổng 929 929
χ
2
= 0,391

Bằng cách tra bảng các giá trị của phân phối χ
2
α = 0,05
với k = 2−1= 1
bậc tự do, ta tìm được trị số χ
2
lý thuyết là 3,84. Vì trị số χ
2
thực tế (0,391)
nhỏ hơn trị số χ
2
lý thuyết (3,84) rất nhiều, nên giả thuyết H
0
hoàn toàn
được chấp nhận. Nghĩa là kết quả thí nghiệm trên phù hợp một cách sít sao
với tỷ lệ 3:1. Điều đó có nghĩa rằng sự sai khác giữa các số liệu thực và
các con số lý thuyết tương ứng là rất không đáng kể, không có ý nghĩa về
phương diện thống kê.

Câu hỏi và Bài tập

1. Đối tượng và phương pháp thí nghiệm của Mendel có những đặc
điểm độc đáo nào mà từ đó Mendel đã khám phá ra các quy luật di truyền
cơ sở đầu tiên, đặt nền móng cho sự ra đời của di truyền học?
2. Khi lai giữa chuột đen và chuột nâu nhận được F
1
toàn chuột đen.
Sau đó cho các chuột này tạp giao với nhau thu được F
2
gồm 53 đen và 17
nâu. Hãy giải thích kết quả, viết các sơ đồ lai và tính xác suất của mỗi
trường hợp phân ly kiểu hình có thể có ở F
2
(biết rằng số chuột F
2
thu
được từ mỗi tổ hợp lai của các chuột F
1
trung bình là bốn con).
3. Từ kết quả lai ở cừu sau đây, hãy xác định kiểu gene của mỗi cá thể.
Phép lai Đời con
Trắng-1 x trắng-2 6 trắng : 1 đen
Trắng-1 x trắng-3 5 trắng
Trắng-1 x đen-1 3 trắng : 3 đen
4. Cho một ruồi giấm mắt nâu cánh dài giao phối với một ruồi giấm
mắt đỏ cánh dài. Đời con thu được gồm 51 đỏ dài, 53 nâu dài, 17 đỏ ngắn
và 18 nâu ngắn. Hãy xác định kiểu gene của các ruồi giấm bố mẹ.

41


5. Dựa vào các phép lai và kết qủa dưới đây, hãy biện luận để chỉ ra
các quy luật di truyền và kiểu gene của các bố mẹ trong mỗi phép lai.
Đời con

Phép lai
Vàng,
trơn
Vàng,
nhăn
Xanh,
trơn
Xanh,
nhăn
Vàng, trơn × vàng, trơn 45 15 16 5
Vàng, nhăn × vàng, nhăn 0 42 0 15
Xanh, trơn × vàng, nhăn 31 29 32 30
6. Giả sử đã thực hiện phép lai giữa con mèo lông ngắn, thưa, có đốm
trắng (llddSs) và mèo lông dài, rậm, có đốm trắng (LlDdSs). Hãy trình bày
các phương pháp nhân xác suất đơn giản và sơ đồ phân nhánh để tính tỷ lệ
kỳ vọng của mỗi một mèo con có kiểu hình sau: lông ngắn, thưa, không có
đốm trắng; lông ngắn, rậm, có đốm trắng; và lông dài, rậm, có đốm trắng.
7. Ở ruồi giấm, mắt đỏ (se
+
) là trội so với mắt màu nâu tối (se; viết tắt
của sepia). Cho hai ruồi giấm mắt đỏ dị hợp lai với nhau, và lấy một con
mắt đỏ đời con cho lai trở lại với một bố mẹ mắt đỏ. Cơ may để đời con
phép lai ngược đó xuất hiện ruồi giấm mắt màu nâu tối là bao nhiêu?
8. Để khẳng định các nguyên lý di truyền của Mendel, các nhà nghiên
cứu đã lặp lại các thí nghiệm ở đậu Hà Lan. Riêng các thí nghiệm về màu
sắc hạt, ở F
2
Correns thu dược 1.394 vàng và 453 xanh, trong khi
Tschermak quan sát thấy có 3.580 vàng và 1.190 xanh. Các trị số này có
phù hợp với nguyên lý phân ly không? Bạn hãy chứng minh điều đó bằng
công cụ toán thống kê thích hợp.
9. Giả sử người chồng bị bạch tạng, người vợ và các con của họ (một
trai và hai gái) đều bình thường. Khi lớn lên, chúng lập gia đình với những
người cũng không mắc bệnh này và mỗi gia đình này đều có một trai và
một gái bình thường. Giả sử xảy ra sự kết hôn đồng huyết giữa hai đứa
cháu có quan hệ cậu cô ruột, khi đó xác suất để sinh ra một trai đầu lòng
mắc bệnh này là bao nhiêu? Hãy vẽ sơ đồ phả hệ nói trên và giải thích.
10. Giả sử bạn có một cây đậu Hà Lan thân cao chưa rõ kiểu gene. Bạn
đem cây này lai phân tích với cây thân thấp hoặc cho nó tự thụ phấn và đã
thu được tất cả bảy cây đều có thân cao. Hỏi xác suất để cây thân cao đem
lai kiểm tra có kiểu gene đồng hợp là bao nhiêu?

Tài liệu Tham khảo
Tiếng Việt
Nguyễn Ngọc Kiểng 1996. Thống kê học trong Nghiên cứu Khoa học.

42


NXB Giáo Dục, Hà Nội.
Phạm Văn Kiều 1998. Lý thuyết Xác suất và Thống kê Toán học. NXB
Khoa học và Kỹ thuật, Hà Nội.
Hoàng Trọng Phán 1995. Đánh giá hiện tượng đồng tính trong lai phân
tích nhờ công thức Bayes. Thông tin Khoa học và Giáo dục số 11/1995, tr.
133-138, Trường ĐHSP Huế.
Hoàng Trọng Phán 2000a. Phép giải toán lai. Hoa học trò số 362, tr.40-41.
Hoàng Trọng Phán 2000b. Công thức Bayes và phép tính gần đúng trong
phân tích di truyền học. Thông báo Khoa học số 4/2000, tr. 65-76, Trường
ĐHSP Hà Nội.
Tiếng Anh
Brooker RJ. 1999. Genetics - Analysis and Principles. Benjamin/
Cummings Publishing Company, Inc., Menlo Park, CA.
Campbell NA, Reece JB. 2001. Essential Biology. Benjamin/Cummings,
an imprint of Addison Wesley Longman, Inc, San Francisco, CA.
Hartl DL, Freifelder D, Snyder LA. 1988. Basic Genetics. Jones and
Bartlett Publishers, Inc, Boston - Portola Valley.
Lewis R. 2003. Human Genetics: Concepts and Applications. 5
th
ed,
McGraw-Hill, Inc, NY.
Online Mendelian Inheritance in Man (OMIM
TM
):
<http://www.ncbi.nlm.nih.gov/Omim/mimstats.html>
Russell PJ. 2000. Fundamentals of Genetics. 2
nd
ed, Benjamin/ Cummings
Publishing Company, Inc, Menlo Park, CA.
Suzuki DT, Griffiths AJF, Miller JH, Lewontin RC. 1989. An Introduction
to Genetic Analysis. 4
th
ed, W-H Freeman and Company, New York.
Tamarin RH. 1999. Principles of Genetics. 6
th
ed, McGraw-Hill, Inc, NY.
Weaver RF and Hedrick PW. 1997. Genetics. 3
rd
ed, McGraw-Hill
Companies, Inc. Wm.C.Brown Publishers, Dubuque, IA.
Một số trang web
http://www.mhhe com/lewisgenetics5
htttp://www.ncbi.nlm.nih.gov/entrez/query.fcgi?db=OMIM
http://fpt.netspace.org/MendelWeb/Mendel.htm
http://www.nord-rdb.com/~orphan



43


Chương 2
Mở rộng và Áp dụng
của Di truyền học Mendel
Nét đặc sắc của các thí nghiệm Mendel là ở sự nhất quán hoàn toàn
giữa các quan sát và giả thuyết của ông. Tuy nhiên, kể từ sau khi các công
trình của Mendel được khám phá lại, người ta còn phát hiện ra nhiều ngoại
lệ suy rộng từ mô hình Mendel. Trong chương này, chúng ta sẽ tìm hiểu
các vấn đề sau: (i) Sự khác nhau giữa các kiểu trội hoàn toàn, trội không
hoàn toàn và đồng trội; (ii) Tác động của gene gây chết; (iii) Hiện tượng
đa allele; (iv) Tính đa hiệu của gene; (v) Các kiểu di truyền do nhiều gene
cùng tác động lên một tính trạng - tương tác gene; (vi) Cơ sở di truyền của
các tính trạng số lượng. Các kiểu di truyền liên kết và liên kết với giới tính
tuy cũng được xem như là sự mở rộng của các nguyên lý Mendel, nhưng
sẽ được trình bày trong một chương riêng, chương 4.
I. Các kiểu quan hệ giữa các gene allele đối với một tính trạng
1. Các kiểu trội hoàn toàn, không hoàn toàn và đồng trội
Kể từ sau năm 1900, người ta còn phát hiện thêm một số trường hợp
trội khác nhau, bổ sung cho tỷ lệ 3 trội :1 lặn của Mendel.
1.1. Trội hoàn toàn (complete dominance)
Đây là trường hợp di truyền trội-lặn Mendel. Trong hầu hết các trường
hợp, allele bình thường (hay kiểu dại) trội hoàn toàn so với các allele đột
biến. Điều này có thể lý giải dựa trên cơ sở di truyền sinh hóa ở chỗ, allele
trội cho sản phẩm protein hoạt động chức năng bình thường trong khi
allele đột biến không tạo ra được sản phẩm có hoạt tính. Do đó các cá thể
đồng hợp về allele lặn không hoàn thành được con đường chuyển hóa có
liên quan đến gene này. Ở người, đó là trường hợp của các allele đột biến
lặn gây bạch tạng, bệnh phenylxêtôn-niệu (phenylketonuria = PKU)
Tuy nhiên, ở một số trường hợp, allele đột biến trội hơn kiểu dại;
nghĩa là allele kiểu dại là lặn. Ví dụ: ở người, kiểu lùn phổ biến do không
tạo được sụn là trội, cho nên các thể dị hợp biểu hiện kiểu hình đột biến.
1.2. Trội không hoàn toàn (incomplete dominance)
Khi lai giữa hai giống hoa bốn giờ (four-o'clock; Mirabilis jalapa)
thuần chủng có hoa màu đỏ và hoa màu trắng, Carl Correns thu được tất
cả các cây F
1
có hoa màu hồng, kiểu hình trung gian giữa hai bố mẹ. Sau
khi cho các cây F
1
tự thụ phấn, tỷ lệ kiểu hình ở F
2
là 1 đỏ : 2 hồng : 1
trắng. Mặc dù tỷ lệ kiểu hình này có hơi lệch so với của Mendel, nhưng

44


thực tế nó tương ứng với tỷ lệ kiểu gene 1:2:1 (hình 2.1). Nếu sử dụng quy
ước gene A- đỏ là trội không hòan toàn so với a- trắng, ta có sơ đồ lai sau:
P
tc
Hoa đỏ (AA)
×
Hoa trắng (aa)
F
1
Aa (Hoa hồng)
F
2
Tỷ lệ kiểu gene ¼ AA : ½ Aa : ¼ aa
Tỷ lệ kiểu hình ¼ đỏ : ½ hồng : ¼ trắng

trội đồng hợp tử dị hợp tử lặn đồng hợp tử
Hình 2.1 Sự di truyền trung gian đối với màu sắc hoa ở nhiều thực vật.
Bởi kiểu hình của thể dị hợp là trung gian giữa hai thể đồng hợp, vì
vậy ta có thể lý giải trên phương diện sinh hóa rằng hàm lượng sản phẩm
tích lũy do một allele trội kiểm soát là không đủ để thể hiện kiểu hình màu
đỏ như trong trường hợp có mặt cả hai allelele trội.
1.3. Đồng trội (codominance)
Đồng trội là hiện tượng cả hai allele khác nhau trong một thể dị hợp
cùng biểu hiện ra các sản phẩm có hoạt tính khác nhau trong tế bào. Các
allele như thế được gọi là các allele đồng trội. Điển hình là trường hợp
nhóm máu AB của hệ nhóm máu ABO (hình 2.2; xem giải thích ở mục 3
bên dưới) và nhóm máu MN của hệ nhóm máu M-N ở người.


Hình 2.2 Kiểu hình các nhóm máu A, AB và B. (Ở đây cho thấy sự đồng
trội ở nhóm máu AB. Nhóm máu O không có kháng nguyên nào).
Hệ nhóm máu M-N (do một locus thuộc nhiễm sắc thể thường kiểm
soát) có hai allele L
M
và L
N
. Như thế, trong một quần thể sẽ có ba kiểu
gene L
M
L
M
, L
M
L
N
và L
N
L
N
(có thể viết gọn là MM, MN và NN) tương
ứng với ba kiểu hình hay nhóm máu là M, MN và N. Nếu cho rằng các
phép hôn phối thuận nghịch là tương đương, thì có thể có sáu kiểu hôn
phối với các tỷ lệ kiểu gene kỳ vọng ở đời con được cho ở bảng 2.1.

45


Bảng 2.1 Các tỷ lệ kỳ vọng ở đời con đối với hệ nhóm máu M-N
Đời con
Bố mẹ
L
M
L
M
L
M
L
N
L
N
L
N
L
M
L
M
×
L
M
L
M
1 ─ ─
L
M
L
M
×
L
M
L
N
½ ½ ─
L
M
L
M
×
L
N
L
N
─ 1 ─
L
M
L
N
×
L
M
L
N
¼ ½ ¼
L
M
L
N
×
L
N
L
N
─ ½ ½
L
N
L
N
×
L
N
L
N
─ ─ 1
Một ví dụ khác là allele lặn gây bệnh hồng cầu hình liềm. Ở những
người dị hợp tử về allele này (Hb
A
Hb
S
), cả hai allele đều được biểu hiện
và các tế bào máu của họ chứa cả hemoglobin bình thường và bất thường.
2. Tác động của gene gây chết (lethal)
Các allele gây chết là những đột biến có thể trội hoặc lặn làm giảm sức
sống hoặc gây chết đối với các cá thể mang nó và do đó, làm biến đổi tỷ lệ
3:1 của Mendel. Nhiều gene có các allele ảnh hưởng lên tỷ lệ chết chứ
không gây chết; các allele này được gọi là các allele có hại (deleterious).

Hình 2.3 Biến đổi màu lông ở chuột. Hình 2.4 Mèo Manx không đuôi.

Nói chung, các allele gây chết thường là lặn và gây chết ở các thể đồng
hợp. Ví dụ, đột biến bạch tạng ở thực vật làm cho cây chết ở giai đoạn non
vì không có diệp lục để quang hợp. Bệnh thiếu máu hồng cầu hình liềm ở
người (xem mục II) có thể gây chết với tỷ lệ đáng kể ở tuổi trưởng thành
khi allele đột biến lặn này ở trạng thái đồng hợp.

Tuy nhiên, một số allele gây chết là những đột biến trội. Điển hình là
thí nghiệm lai về màu sắc lông ở chuột của Lucien Cuénot năm 1904. Khi
lai giữa hai chuột thân vàng (allele vàng là trội; Hình 2.3), ông thu được tỷ
lệ xấp xỉ 2 vàng : 1 kiểu dại. Mặt khác, khi lai giữa các chuột vàng với
chuột kiểu dại (màu agouti), ông thấy rằng đời con có tỷ lệ xấp xỉ 1:1.

46


Cuénot kết luận rằng tất cả các chuột vàng đều là những thể dị hợp, còn
các thể đồng hợp về allele vàng đều bị chết ở giai đoạn phôi.
Bố mẹ Yy (vàng)
× Yy (vàng)
Đời con
¼
YY :
½
Yy :
¼
yy
(chết) 2 vàng : 1 agouti
Hiện tượng "không đuôi" ở mèo Manx (được phát hiện đầu tiên ở đảo
Manx năm 1935; Hình 2.4) là một tính trạng khác gây ra bởi một allele đột
biến trội M; nó có hiệu quả trội ở các thể dị hợp và gây chết ở các thể
đồng hợp. Vì vậy khi lai giữa các mèo Manx (Mm
×
Mm) bao giờ cũng
thu được ⅔ mèo Manx không đuôi và ⅓ có đuôi bình thường.
3. Hiện tượng đa allele (multiple allelelism)

Trên thực tế, mỗi một gene không chỉ có hai allele mà có thể có nhiều
hơn hai allele, gọi là đa allele. Các allele là những trạng thái cấu trúc khác
nhau của cùng một gene phát sinh do đột biến (xem chương 8).
Nói chung, nếu một gene trên nhiễm sắc thể thường (autosome) có n
allele khác nhau, thì trong quần thể có thể có n(n+1)/2 kiểu gene, trong đó
có n kiểu đồng hợp và n(n −1)/2 kiểu dị hợp (xem bảng 2.2). Đây chính là
cơ sở của hiện tượng đa hình (polymorphism) quan sát được trong các
quần thể tự nhiên.
Bảng 2.2 Mối quan hệ số lượng giữa các allele và các kiểu gene
Số allele Số thể đồng hợp Số thể dị hợp Tổng số kiểu gene
1 1 0 1
2 2 1 3
3 3 3 6
4 4 6 10

n n
n(n −1)/2

n(n+1)/2

Ví dụ: Sự di truyền hệ nhóm máu ABO ở người được kiểm soát bởi
một gen autosome có ba allele chính là I
A
, I
B
và I
O
; trong đó I
O
là lặn, còn
các allele I
A
và I
B
là đồng trội. Trong một quần thể, nói chung có sáu kiểu
gen tương ứng với bốn kiểu hình hay nhóm máu sau đây:
Kiểu hình A B AB O
Kiểu gene I
A
I
A
, I
A
I
O
I
B
I
B
,
B
I
O
I
A
I
B
I
O
I
O
Bây giờ ta hãy tìm hiểu cơ sở di truyền miễn dịch của hệ nhóm máu
ABO này. Sự khác nhau giữa các nhóm máu là do sự có mặt của các loại
kháng nguyên và kháng thể . Các kháng nguyên (antigen) ở đây là những
phân tử kết hợp protein-đường bám trên bề mặt của các tế bào hồng cầu và