LENS

Et le coefficient de corrélation & s'écrit : Gs

Go 22 1/2 fret + 2 ot (re — set]

Ïl apparaît que 9 est toujours inférieur ou égal à po, l'égalité correspondant au cas oùiln y a pas

de dominance. ds Donc, un effet de la loi d'union ere adoptée est de réduire’ le coefficient de corrélation

père-fils s’il y a dominance.

Précisons davantage. L'équation (27°) s'écrit en tenant compte de Vo = 5° de 0 (a) : Dr en Ur D QU Li ni

et, comme :

L ne r— 52— (260 — |) So.

On obtient : Fe | pe

p=poll + 4e @ go — 1) #1] | dt et finalement : à FA | . Li 4 (28) pleo = 8 Hpotôt — 4 post + À

Le rapport ? .e o qui est maximum et à à He lorsque £o = 1/2 (absence de dominance). présente (pour une valeur donnée de 5) un minimum lorsque

da ae ; FEAR OS En résumé donc, pour une population donnée en ot le coefficient corrélation père-fils diffère, s’il y a dominance, de celui que l’on aurait dans le cas du random mating :

il est diminué ; et cette diminution est plus Pie lorsque le coefficient est voisin de L [42 on a alors sensiblement : M EU ee

Da

7° ; F fl à

\ es 4 x Corrélation entre frêres : É UE <

Nous ie par des lettres affectées des indices 1 et 2 les ee A aux deu frères, les lettres sans indice représentant les aléatoires analogues relatives aux parents.

dE MALÉCOT a montré () que, si l’on fixe les constitutions génétiques des parents, on a :

M(HH)= MH) «t MHH) — (M HE

(1) Cf. G. MaLécorT, Thèse, Paris, 1939, p. 92. F7 KL |

É non.

Ïl en résulte que la table d'association des phases du facteur (H) chez l’un des frères et du facteur (H”) chez l’autre frère est la même que la table d'association des phases de ces deux facteurs chez un même individu. D'autre part, pour calculer la moyenne M (H:H), il suffit de classer les parents suivant leurs génotypes et d'écrire les fréquences des enfants de génotype donné i ISSus des différentes catégories de couples : ces fréquences sont données dans le tableau III