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19214 EE 6 LTÉE SRE 0 M2 0) 8

DA 2D MIS MILAN IEN DEN LT MOSS UNE 14 32 33 34 35 36 37 38 39 40 9% 41 42 43 44 45 46 6

tes série peut être diviséee en 4 Arte le 1er ATOS gta sa limite supérieure entre 13 et 14, dans la classe : 99 ; le 2e quart q° ou médiane Med.a sa limite entre 26 et 27 et le 3e quart q° entre 39 et 40, k Nous pouvons préciser davantage ces limites en considérant les intervalles entre les classes : 95, 5 à . 96,5; 96, 5 à 97,5 ; 97,5 à 98,5, etc. Nous pouvons dire : 1 individu ne dépasse pas la limite 96,5 de la 17e classe ; 5 individus ne dépassent pas la limite 97,5 e de la 2e classe, et ainsi de suite, 6 Appliquons cette façon de calculer aux différents k. quarts : 2 ‘1er quart. Il est formé de 13 individus dont le 132 représente le 1/8 de la classe 99, dont la limite infé- … rieure est 98,5. Nous dirons que ce 1®7 quart ne #

dépasse que de 1 /8 de classe la limite 98,5 : | S4 gt = 985 + 1/8 — 98,5 + 0,125 — 98,625 ee " +79

Médiane où 2* quart. Il est formé des individus 14 à 26 dont les 6 derniers représentent les 6/11 de 4 la classe 100 (limite inférieure 99,5) :

g® = 99,5 + 6/11 — 99,5 + 05454 — 100,045 È 3e quart. Il est formé des individus 27 à 39 dont Fe

- 8 derniers représentent les 8/9 de-la classe 101 % (limite inférieure 100,5) : ‘

Nous avons en résumé :

g! = 98,625 1 Med. = 100,045 Le gs = 101,389 00

qe l'intervalle compris ne g et g représente a moitié centrale de la population, la partie la plus caracéristique, celle qui dépend le moins du nombre otal des individus. , Le LR Q LAPS la moitié de cet L espace,

Lg gh à: 101,380 08,625 = ee | 101.380 — 98.625 = = + 1.382

50 Standard déviation. Cette mesure, qui exprime l’écart moyen par rapport à la moyenne, peut se calculer de diverses manières, par exemple en utili-

sant la formule :

dans laquelle p est la fréquence et « l’écart de part et d'autre de la moyenne de chaque classe, n le ombre total des individus. | Soit la courbe de variabilité suivante :

Classes 1 2 3 4 3 6 7 Fréquences 1 6215 2) SMS san 1

La moyenne est 4 qui, ici, coïncide avec le mode. 15 individus s’écartent de — 1 et 15 de +1, par rap- port à la moyenne : le produit pæ?, pour l'écart = +1 sera :

DRE MS NE 10 X AE 000) 6 | 6 individus, soit 12, s’écartent de + 2 : pa? — 12 X 2? = 48; 1 + individus s’écartent de + 3:

DA 2 x 32 Eee

entre elles.

se rapprochent d’une cloche de probabilité ; elles tra-

génétiquement homogène, des grains de haricots appar-

Ja dimension des graines, fonction de la quantité de

Epa? = 30 + 48 + 18 — 96; Epa? 96

\ ENT tn 5 — V Ep = (/15 = + 1,2247.

Telles sont quelques-unes des caractéristiques les plus utilisées en biométrie. Leur emploi permet de préciser ce qu’il y a d’essentiel dans une courbe de variabilité et de comparer utilement plusieurs courbes T4

D'une façon générale, les courbes que l’on obtient Fe

duisent l’action d’un nombre plus où moins grand. de causes, dont les unes agissent dans le sens ra

possibles.

Supposons, pour simplifier le problème, un rater ol n. 4

tenant à une race parfaitement pure, se reproduisant -ÉE par autofécondation. Comme l’a montré Baur (1919),

réserves formées, dépendra de nombreux face notamment :

19 le nombre de grains dans la gousse ;

29 le nombre de gousses par pied ;

30 le nombre de feuilles par plant ;

49 la dimension des feuilles ; | : 24 5° l'intensité d’insolation, etc. M

nl est evident que plus la plante recevra. une

ition intense (condition E), sur des feuilles grandes - (D) et nombreuses (C), plus elle élaborera de réserves. Par ailleurs, plus ces réserves devront être distribuées à moins de fruits (B) et, dans chaque fruit, à moins de graines (A), plus ces dernières seront volu- mineuses. ; Réciproquement, il est évident que les conditions inverses, a b c de, amenant la production de peu de réserves, à répartir entre un grand nombre de grains, aboutiront à la formation de Eos très petites. |

Or, les 5 conditions favorables À B C D E et les : 5 conditions défavorables a b c d e peuvent former, entre elles, au hasard, 32 combinaisons : supposons que chaque condition favorable vaille + 1 et chaque conditi n défavorable — 1 ; nous aurons la série de combinaisons suivante :

1 fois 5 facteurs favorables ABCDE —= "65

5 fois 4 » » ABCDe

à ABCdE

ABCDE, etc.= + 3(+4—1) 10fois3 » » ABcDe

aBcDE,

AbcDE etc. = + 1 (+ 3 —2) 0 fois 2 » » A Bcde

AbcDe

; abcDE, etc. = — 1 (+ 2 —3) 5 fois 1 » » Abcde

aBcde

abCde, etc. = — 3 (+ 1 —4)

ifoisO « » abcde = —5

Classes +5 +38 +1 —1 —3 —5 n … Fréquences 1 5 10 10 5 ER qui est une courbe typique de variabilité.

Nous pouvons donc prévoir que plus la courbe de variabilité se rapprochera d’une courbe, binomiale caractéristique, plus celle-ci dépendra de nombreuses causes intervenant dans le développement d’un carac 1 tère et en modifiant l’apparence, le phénotype, alors | . même que la constitution génétique sera constante. # Remarque importante, car elle nous indique que la . variation apparente n’est pas nécessairement corrélative d’une variation eonstitutionnelle germinale et, par suite, que la variabilité continue des caractères es Loin d’être la preuve d’une variabilité continue du patri moine hérédilaire.