Межі в генетиці

Еволюційна та популяційна генетика

Редаговано
Тянь Тан

Університет Сунь Ятсен, Китай

Переглянуто
Йоана І. Робало

Університетський інститут психологічних, соціальних та біологічних наук (ISPA), Португалія

Liping Zeng

Каліфорнійський університет, Ріверсайд, США

Приналежності редактора та рецензентів є останніми, наданими в їхніх дослідницьких профілях Loop, і вони можуть не відображати їх ситуацію на момент огляду.

кордонів

  • Завантажити статтю
    • Завантажте PDF
    • ReadCube
    • EPUB
    • XML (NLM)
    • Додаткові
      Матеріал
  • Експортне посилання
    • EndNote
    • Довідковий менеджер
    • Простий текстовий файл
    • BibTex
ПОДІЛИТИСЯ НА

СТАТТЯ Оригінального дослідження

  • 1 Департамент рибного господарства, факультет рибного господарства та природокористування, Університет сільськогосподарських наук та природних ресурсів Горган, Горган, Іран
  • 2 Факультет біологічних наук та аквакультури, Університет Норда, Бодо, Норвегія
  • 3 Департамент рибних наук, факультет природних ресурсів, Тегеранський університет, Карадж, Іран

Вступ

Генетичне різноманіття є однією з основних передумов збереження та виживання виду та його адаптації до середовищ існування, що зазнають різного тиску навколишнього середовища. Вважається, що високе генетичне різноманіття покращує компетентність особин і збільшує ймовірність виживання видів (Zoller et al., 1999; Hinten et al., 2003; Diz and Presa, 2009). Генетичне різноманіття, а саме, різниця в кількості та типі алелів у хромосомних локусах, є вирішальним у планах оцінки запасів (Waldman and Yammarino, 1999). Існує кілька маркерів, які використовувались для оцінки генетичної структури популяцій, і серед них мікросателіти або прості повтори послідовностей (SSR) є одними з найбільш часто використовуваних маркерів (Crooijmans et al., 1997; Li et al., 2007). В останні роки кілька видів і популяцій зазнали зникнення внаслідок надмірного вилову та втрати розсадників у Каспійському морі (Kiabi et al., 1999). Ці фактори мають значний вплив на зменшення генетичного різноманіття та гомогенізацію популяцій (McQuown et al., 2000).

Матеріали та методи

Відбір проб та вилучення ДНК

У грудні 2013 р. Загалом 140 екземплярів A. braschnikowi (28 особин на місце) відбирали проби у п’яти місцях на півдні Каспійського моря, включаючи Анзалі (E: 49 ° 26 ', N: 37 ° 25'), Гомішан (E: 54 ° 04 ', N: 37 ° 04'), Махмуд-Абад (E: 52 ° 15 ', N: 36 ° 37'), Міанкалех (E: 53 ° 35 ', N: 36 ° 48') і Сарі (E: 53 ° 03 ', N: 36 ° 33 ') (Малюнок 1), і жертвували передозуванням трикаїну метансульфонату (Pharmaq Ltd., Великобританія) при 300 мг/л протягом 5 хв. Потім спинний плавник кожної риби відсікали і зберігали в абсолютному етанолі до вилучення ДНК. Виділення ДНК проводили за допомогою DNeasy Blood & Tissue Kit (Qiagen, Валенсія, Каліфорнія, США) згідно з протоколом виробника. Цілісність ДНК перевіряли електрофорезом на 1% (мас./Об.) Агарозному гелі та визначали його концентрацію за допомогою NanoDrop (ND ™ -1000, Thermo Fisher Scientific, США).

Фігура 1 Місця відбору проб A. braschnikowi у цьому дослідженні на південному узбережжі Каспійського моря.

Посилення мікросупутників

Шість пар мікросупутникових маркерів (AsaD030, AsaD042, AsaC051, AsaC059, AsaD312 і AsaD392) з високим числом алелів та поліморфізмом були обрані з даних про Alosa sapidissima (Джуліан і Бартрон, 2007) (Таблиця 1). Ланцюгову реакцію полімерази проводили в міні-термоциклері MJ (Bio-Rad, США) з 25 мкл специфічних для ПЛР мікропробірок, що містять 30 нг ДНК (2 мкл), 0,5 мкл кожного праймера (10 пмоль/мкл), 1 мкл 10 мМ dNTP, 0,2 мкл ДНК-полімерази Taq (Fermentas, Thermo Fisher, Литва), 2,25 мкл 10 × буфера для ПЛР (Fermentas, Thermo Fisher, Литва), 1 мкл 50 мМ MgCl2 та стерильна дистильована вода. Етапи ампліфікації були наступними: На першому етапі денатурація при 94 ° C протягом 5 хв, потім 35 циклів по 45 с при 94 ° C, відпал при вибраній температурі (табл. 1) протягом 30 с і продовження при 72 ° С протягом 45 с, з остаточним продовженням на 5 хв при 72 ° С. Потім продукти ПЛР візуалізували електрофорезом на 6% (мас./Об.) Акриламідному гелі. ДНК-Драбина на 50 п.н. (Fermentas) була використана як еталон для визначення розміру алелів. Гелі фарбували методом нітрату срібла (Bassam et al., 1991), а для розрахунку довжин SSR використовували пакет аналізатора Gel Pro 3.9 (Gene, США).

Таблиця 1 Локуси РСР, що використовуються на A. braschnikowi та їх особливості. Також вказані послідовності праймерів та температури відпалу.

Статистичний аналіз

Спостережену гетерозиготність (Ho), очікувану гетерозиготність (He) та відхилення від рівноваги Харді-Вайнберга (HWE) визначали за допомогою GenAlex 6.5 (Peakall and Smouse, 2006). Помилки в оцінці алелів, відмова від великих алелів та нульові алелі досліджувались за допомогою Micro-checker 2.2.1 (Van Oosterhout et al., 2004). Непараметричний тест Вількоксона (Zar, 1999) у програмному забезпеченні SPSS Ver 20 був використаний для визначення рівня різниці між значеннями Ho та He. За допомогою програмного забезпечення FSTAT (версія 2.9.3) визначали значення багатства алелів та Fis (Goudet, 2002). Серед популяцій та між ними генетичне різноманіття та значення поділу між місцями на основі індексу Fst були отримані AMOVA за допомогою GenAlex 6.41 (Peakall and Smouse, 2006).

Тест на нерівновагу зв’язку між парами генетичних сайтів був проведений за допомогою програмного забезпечення GENEPOP 4.0.10 (Rousset, 2008). Незаангажовані генетичні відстані (D) та генетичні ідентичності (I) згідно з Nei (Nei, 1978) були розраховані в Popgene 1.0. Байєсівський підхід у STRUCTURE v.2.3.4 був використаний для визначення структури населення A. braschnikowi та зробити оцінку генетично відокремлених популяцій (Pritchard et al., 2000). Кількість популяцій (К) було розраховано з урахуванням 10 000 як тривалості періоду прогорання та 100 000 повторень MCMC після прогорання, з припущенням К = 1–5 та 100 ітерацій. Кращий К було вирішено на основі Дельти К метод, запропонований Evanno et al (2005). Програмне забезпечення «Вузьке місце» 1.2.02 було використано для визначення ймовірності останніх вузьких місць з 1000 повторень на основі або надлишку або дефіциту гетерозиготності (Cornuet and Luikart, 1996).

Результати

Ідентифікація алеля

Всі маркери SSR, використані в цьому дослідженні, показали високий рівень поліморфізму в A. braschnikowi (Таблиця 1). Всього 1680 фрагментів були ампліфіковані з п'яти популяцій A. braschnikowi з використанням шести маркерів SSR довжиною від 104 до 392 нт. Визначені 130 алелів були розподілені в діапазоні 13–30 на локус SSR. У всіх популяціях було 16 алелів через усі локуси, які були унікальними або приватними алелями (Додаткова таблиця S1). Загальне середнє значення спостережуваних алелей за всіма локусами становило 12,6; її діапазон становив 7–20 алелей, що належать до місць Сарі та Міанкале, відповідно (Таблиця 2).

Таблиця 2 Поліморфна інформація в шести локусах РСР п'яти диких популяцій A. braschnikowi.

Аналіз зв’язків та генетичні зміни популяції

Аналіз нерівноваги генотипових зв’язків Genepop у кожному локусі в кожній популяції виявив, що локусів поза рівновагою не було у всіх популяціях (P > 0,05).

Середня кількість ефективних алелей в Аназалі, Гомішані, Махмодабаді, Міанкалеху та Сарі становила відповідно 8,2, 8,65, 8,82, 7,56 та 9,07. Мікрочекер не показав жодних доказів великого випадання алелів та помилок в балах, але існувала ймовірність 0,24 за нульовими алелями. Найвищі (0,89) та найнижчі (0,21) значення Ho були виявлені у локусах AsaD392 (місцезнаходження Сарі) та AsaC059 (область Гомішан) відповідно (таблиця 2). Після корекції Бонферроні спостерігався високий відхилення від HWE. Загальне середнє значення спостережуваної гетерозиготності становило 0,58 з максимальними та мінімальними значеннями 0,67 та 0,50 у Сарі та Міанкале відповідно (Таблиця 3). Крім того, загальне середнє значення He становило 0,87. Загальне середнє значення коефіцієнта інбридингу (Fis) у локусах становило 0,34, з максимальними та мінімальними значеннями 0,43 та 0,26 у Міанкале і Сарі, відповідно (Таблиця 3). Максимальне значення (0,94) вмісту поліморфної інформації (PIC) спостерігалося в локусах AsaD392 та AsaC051, тоді як мінімальне значення було отримано для AsaD030 (0,85). Значення PIC для всіх досліджених локусів наведено в таблиці 4.

Таблиця 3 Спостережувані та очікувані значення гетерозиготності та індексу Fis в різних місцях A. braschnikowi. Також вказані середні значення.

Таблиця 4 Значення інформаційного вмісту поліморфізму (PIC) маркерів SSR, досліджених у A. braschnikowi.

Генетична диференціація населення та кластерний аналіз

Таблиця 5 Значення Fst (нижче діагоналі) та Nm (вище діагоналі) A. braschnikowi з різних місць.

Таблиця 6 Матриця генетичних відстаней (вище діагоналі) та тотожностей (нижче діагоналі) між різними місцями розташування A. braschnikowi.

Малюнок 2 Аналіз домішок A. braschnikowi в К = 2; кожен стовпчик представляє особину, а вісь Y показує ймовірність особин, що належать до ідентифікованих популяцій. Для кожного індивідуума різні кольори пов’язані з кількістю маркерів, що діляться з іншим кластером.

Малюнок 3 Баєсове дерево Росії A. braschnikowi населення з п’яти місць у Каспійському морі. Довжина гілок відображає чисту нуклеотидну відстань між групами.

Обговорення

Спостережувана гетерозиготність значно менша за очікуване значення в Росії A. braschnikowi (P 2.0.CO; 2

Мусаві-Сабет, Х., Хайдарі, А., Пакнежад, С. (2016). Довжина – вага та довжина – довжина відношень роду Алоза (Clupeoidei: Clupeiformes: Clupeidae) уздовж південного узбережжя Каспійського моря. J. Appl. Іхтіол. 32 (1), 129–130. doi: 10.1111/jai.12908

Ней, М. (1978). Оцінка середньої гетерозиготності та генетичної відстані від невеликої кількості особин. Генетика. 89 (3), 583–590.

Патімар, Р., Хабібі, С., Джафарі, Ф. (2011). Дослідження параметрів росту Alosa caspia caspia Айхвальд, 1838 р. на південному узбережжі Каспію. ІЧ. Дж. Риба. 64 (1), 15–26.

Пікалл, Р., Сміус, П. Е. (2006). GENALEX 6: генетичний аналіз у Excel. Популяційне генетичне програмне забезпечення для навчання та досліджень. Мол. Екол. Ресурс. 6 (1), 288–295. doi: 10.1111/j.1471-8286.2005.01155.x

Притчард, Дж. К., Стівенс, М., Доннеллі, П. (2000). Висновок про структуру популяції з використанням даних про багатолокусний генотип. Генетика. 155 (2), 945–959.

Руссе, Ф. (2008). genepop’007: повне повторне впровадження програмного забезпечення genepop для Windows та Linux. Мол. Екол. Ресурс. 8 (1), 103–106. doi: 10.1111/j.1471-8286.2007.01931.x

Скаала, О., Хойхайм, Б., Гловер, К., Дале, Г. (2004). Мікросателітний аналіз одомашненого та дикого атлантичного лосося (Salmo salar L.): алельне різноманіття та ідентифікація особин. Аквакультура 240 (1–4), 131–143. doi: 10.1016/j.аквакультура.2004.07.009

Sun, D.-Q., Shi, G., Liu, X.-Z., Wang, R.-X., Xu, T.-J. (2011). Генетичне різноманіття та структура популяції мармурових кам’яних риб, Sebastiscus marmoratus, виявлено маркерами РСР. J. Genet. 90, 21–24. doi: 10.1007/s12041-011-0022-9

Торп, Дж. П. (1982). Гіпотеза молекулярного годинника: біохімічна еволюція, генетична диференціація та систематика. Анну. Преподобний Екол. Сист. 13 (1), 139–168. doi: 10.1146/annurev.es.13.110182.001035

Ван Остерхаут, К., Хатчінсон, В. Ф., Уіллс, Д. П., Шиплі, П. (2004). Micro-Checker: програмне забезпечення для виявлення та виправлення помилок генотипування в даних мікросупутника. Мол. Екол. Ресурс. 4 (3), 535–538. doi: 10.1111/j.1471-8286.2004.00684.x

Вальдман Д. А., Яммаріно Ф. Дж. (1999). Харизматичне керівництво генерального директора: рівні управління та рівні аналізу. Акад. Управління. Преподобний. 24 (2), 266–285. doi: 10.5465/amr.1999.1893936

Зар, Дж. Х. (1999). Біостатистичний аналіз Вип. 12. Нью-Джерсі, Кап: Річка Верхня Седло. Зал Прентіса, 231–272.

Золлер С., Луцоні Ф., Шайдеггер К. (1999). Генетичні зміни в межах та серед популяцій лишайників, що перебувають під загрозою зникнення Lobaria pulmonaria у Швейцарії та наслідки для її збереження. Мол. Екол. 8 (12), 2049–2059. doi: 10.1046/j.1365-294x.1999.00820.x

Ключові слова: алельне багатство, Alosa braschnikowi, генетичне різноманіття, структура популяції, маркери РСР

Цитування: Jafari O, Fernandes JMdO, Hedayati A-A, Shabany A та Nasrolahpourmoghadam M (2019) Мікросателітний аналіз п'яти популяцій Alosa braschnikowi (Бородін, 1904) Через південне узбережжя Каспійського моря. Спереду. Genet. 10: 760. doi: 10.3389/fgene.2019.00760

Отримано: 22 квітня 2019 р .; Прийнято: 17 липня 2019 р .;
Опубліковано: 23 серпня 2019 року.

Тянь Тан, Університет Сунь Ятсен, Китай

Джоана Ізабель Робало, Університетський інститут психологічних, соціальних та біологічних наук, Португалія
Ліпінг Зенг, Каліфорнійський університет, США