شناسایی جایگاه‌های ژنی مؤثر بر عدم تقارن اسکلتی در بلدرچین ژاپنی

سهرابی, سعید; اسماعیلی زاده, علی; محمد آبادی, محمدرضا; مرادیان, حسن; نصیری فر, احسان; خدابخش‌زاده, رسول

doi:10.22103/jab.2017.1634

تعداد نشریات	26
تعداد شماره‌ها	447
تعداد مقالات	4,557
تعداد مشاهده مقاله	5,379,992
تعداد دریافت فایل اصل مقاله	3,580,058

شناسایی جایگاه‌های ژنی مؤثر بر عدم تقارن اسکلتی در بلدرچین ژاپنی

مجله بیوتکنولوژی کشاورزی

مقاله 5، دوره 8، شماره 4 - شماره پیاپی 24، اسفند 1395، صفحه 69-84 اصل مقاله (395.99 K)

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.22103/jab.2017.1634

نویسندگان

سعید سهرابی^* ¹؛ علی اسماعیلی زاده²؛ محمدرضا محمد آبادی²؛ حسن مرادیان³؛ احسان نصیری فر⁴؛ رسول خدابخش‌زاده

¹1دانشجوی دکتری بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی و عضو انجمن پژوهشگران جوان، دانشگاه شهید باهنر کرمان

²استاد بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی دانشگاه شهید باهنر کرمان

³دانشجوی دکتری بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه شهید باهنر کرمان

⁴دانشجوی دکتری گروه علوم دامی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات تهران

چکیده

عدم تقارن که نشان‌دهنده استرس ژنتیکی یا محیطی در موجودات است، می‌تواند در ناپایداری تکاملی حیوانات نقش داشته باشد. ثابت شده است که این عدم تقارن می‌تواند عامل رشد کندتر، باروری کمتر و بقای محدودتر موجودات باشد. مطالعه حاضر به‌منظور شناسایی جایگاه‌های ژنی مؤثر بر این عدم تقارن در استخوان متاتارسوس بلدرچین ژاپنی صورت گرفت. بدین منظور از یک طرح سه نسلی F2 حاصل از تلاقی متقابل دوسویه متفاوت بلدرچین ژاپنی (تخم‌گذار یا سفید و گوشتی یا وحشی) و تشکیل نسل دوم استفاده گردید. با تلاقی 34 پرنده از نسل دوم با یکدیگر، 422 پرنده نسل سوم ایجاد شد. رکوردهای فنوتیپی مربوط به وزن و طول استخوان‌های مربوط به 403 پرنده ثبت شدند. 414 قطعه از پرندگان هر سه نسل (383 قطعه از نسل سوم) برای هشت نشانگر ریزماهواره تعیین ژنوتیپ شدند. داده‌های حاصل با استفاده از روش نقشه یابی درون فاصله‌ای آنالیز شده و QTL مربوط به 12 صفت شناسایی شد. در این تحقیق، شش جایگاه ژنی در فواصل 59، 70، 134، 156، 164 و 184 سانتی مورگان روی کروموزوم شماره یک شناسایی شد. واریانس ناشی از جایگاه‌های شناسایی شده، 37/0 تا 29/5 درصد از واریانس فنوتیپی صفات موردنظر را شامل می‌شد.

کلیدواژه‌ها

عدم تقارن؛ بلدرچین ژاپنی؛ جایگاه‌های ژنی مؤثر بر صفات کمی

اصل مقاله

شناسایی جایگاه‌های ژنی مؤثر بر عدم تقارن اسکلتی در بلدرچین ژاپنی

سعید سهرابی¹*،علی اسماعیلی زاده²،محمدرضا محمدآبادی³، حسن مرادیان⁴، احسان نصیری فر⁵، رسول خدابخش‌زاده⁶

¹دانشجوی دکتری بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی و عضو انجمن پژوهشگران جوان، دانشگاه شهید باهنر کرمان

²استاد بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی دانشگاه شهید باهنر کرمان

³استاد بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی دانشگاه شهید باهنر کرمان

⁴دانشجوی دکتری بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه شهید باهنر کرمان

⁵دانشجوی دکتری گروه علوم دامی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات تهران

⁶دانش‌آموخته کارشناسی ارشد بخش علوم دامی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه شهید باهنر کرمان

تاریخ دریافت: 14/11/1394، تاریخ پذیرش: 13/10/1395

چکیده

واژه‌های کلیدی: عدم تقارن، بلدرچین ژاپنی، جایگاه‌های ژنی مؤثر بر صفات کمی.

مقدمه

پرورش ماکیان در ایران و انتشار آن از طریق این کشور تاریخچهای بسیار کهن دارد. ایران (پرشیا) یک امپراطوری بزرگ از قرن 5 قبل از میلاد تا تقریبا قرن 7 میلادی بود و از هند (دهلی) تا دریاهای سیاه و مدیترانه گسترده بود. در آن زمان و بعد از آن، در قرون وسطی ایران در محل تقاطع راهها برای حمل و نقل محصولات، از قبیل ماکیان از شرق به غرب، هم از طریق خشکی و هم از طریق دریا قرار داشت. جنگ های زیادی در حوالی ایران و کشورهای همسایه در طی این دورهها نیز توسعه و گسترش جمعیتهای ماکیان را تسهیل کرد. حفاریهای باستان شناسی حضور ماکیان را در ایران در زمانهای باستان تأیید کرده است (Mohammadabadi et al., 2010). بر اساس تحقیقات West and Zhouاستخوانهای یافت شده در ایران در سه منطقه وجود داشتهاند: دو کشف در تپه یحیی (جنوب شرقی ایران) به ترتیب متعلق به 3800 تا 3900 قبل از میلاد و 1000 قبل از میلاد و دیگری در تخت سلیمان (شمال غربی ایران) متعلق به 1000 قبل از میلاد (Mohammadabadi et al., 2010). عدم تقارن دوطرفه[1] عبارت از انحراف اعضای متقارن الطرفین بدن یک موجود زنده از تقارن کامل است. می‌توان این انحراف را به عدم تقارن جهت‌دار[2]، ضد تقارن[3] و عدم تقارن نوسانگر[4] طبقه‌بندی کرد. عدم تقارن جهت دار به حالتی اطلاق می شود که در اعضای متقارن بدن، توسعه و نمو در یک سمت بیشتر از سمت دیگر باشد. در این نوع عدم تقارن، معمولاً تمایل به عدم تقارن فقط در یک جهت بدن دیده می شود مانند محل قرارگیری قلب درپستانداران (Van Valen, 1962). در حالت ضد تقارن، برهمکنش منفی بین میزان توسعه و نمو یک خصوصیت در دو سمت بدن وجود دارد. در این نوع عدم تقارن، برخلاف حالت قبل، سمتی که دارای رشد و نمو بیشتر است، در افراد مختلف متفاوت است. مثال بارز این نوع عدم تقارن، چپ دست یا راست دست بودن در انسان است (Van Valen, 1962). نوع سوم یا عدم تقارن نوسانگر، یک شاخص مناسب و توصیه‌شده برای ناپایداری تکاملی[5] حیوانات است (Palmer and Strobeck, 1992)، که به‌عنوان یک معیار معتبر و قابل‌اعتماد از استرس ژنتیکی و محیطی (Clarke et al., 1986; Leary and Allendorf, 1989; Parsons, 1990; Parsons, 1992) و همچنین آسایش و سازگاری فردی حیوان در طول نمو (Clarke, 1995; Jones, 1987; Moller, 1999; Tuyttens, 2003) در نظر گرفته می‌شود. بررسی عوامل ایجادکننده ناپایداری تکاملی در جانوران نشان می‌دهد که مجموعه‌ای از عوامل محیطی (مانند شرایط اقلیمی، تغذیه‌ای، بیماری و...) و ژنتیکی (مانند هم‌خونی، دورگ گیری، جهش‌های جدید و...) می‌توانند این ناپایداری را ایجاد کنند (Palmer and Strobeck, 1986).

میزان عدم تقارن در خصوصیات ریخت شناختی دوطرفه، می‌تواند منعکس‌کننده پاسخ موجود زنده به عوامل تنش‌زای ژنتیکی و محیطی و اثرات متقابل بین آن‌ها باشد (Campo et al., 2006; Yang et al., 1997). این نوع عدم تقارن با توزیع نرمال تفاوت‌های بین اندام‌های نیمه چپ و راست بدن با میانگین صفر شناخته‌شده و به‌صورت قدرمطلق اختلاف بین یک صفت در سمت چپ و راست بدن یک حیوان متقارن اندازه‌گیری می‌شود (Palmer, 1994; Palmer and Strobeck, 1986; Palmer and Strobeck, 1992; Polak and Trivers, 1994; Swaddle et al., 1994; Van Valen, 1962). ناپایداری تکاملی می‌تواند اطلاعات قابل‌اعتمادی در خصوص توانایی افراد و جمعیت‌ها برای تطابق بهتر با محیط اطراف با در نظر گرفتن سابقه ژنتیکی آن‌ها ارائه دهد. با بررسی‌های انجام‌شده در خصوص ارتباط بین عدم تقارن و خصوصیات مربوط به سازگاری زیستی حیوانات مشخص شده است که حیوانات دارای تقارن، رشد سریع‌تر، باروری بالاتر و بقای بهتری دارند و ضریب همبستگی بین عدم تقارن و رشد، باروری و بقا منفی است (به ترتیب 15/0-، 35/0- و 25/0-)(Moller et al., 1995).

در طی دهه‌های اخیر، مطالعات زیادی برای درک بهتر مکانیسم‌های دخیل در صفات مرکب انجام گرفته است. علاوه بر این، شناسایی ژن‌های تعیین‌کننده بیان صفات اقتصادی مهم در گیاهان و جانوران یکی از اهداف مهم مطالعات ژنتیکی در طی چند سال اخیر بوده است. تاکنون صفات متنوعی موردبررسی قرار گرفته‌اند که محدوده وسیعی از فنوتیپ‌های بیماری در انسان تا صفات تولیدی در حیوانات اهلی را شامل می‌شوند. بیشتر این ژن‌ها به‌واسطه تنوع وسیع در بیان ژن‌های موجود در جایگاه‌های مؤثر بر صفات کمی[6] شناخته می‌شوند. بسیاری از این جایگاه‌ها تاکنون مورد بررسی و شناسایی قرار گرفته و مکانیسم‌های درگیر در بیان تعدادی از آن‌ها شناخته شده است (Esmailizadeh et al., 2012; Jabbari et al., 2014; Minvielle et al., 2005).

در بین طیور، تاکنون عدم تقارن فقط در اجزای بدن مرغ در چندین مطالعه مورد آزمایش قرار گرفته و ارتباط آن با سایر صفات و آسایش پرنده و همچنین عوامل ژنتیکی و محیطی مؤثر بر آن بررسی شده است (Campo et al., 2006; Moller et al., 1995; Naas et al., 2008; Tu and Siegel., 2015; Yang et al., 1997). از سوی دیگر، تابه‌حال در هیچ‌کدام از مطالعات صورت گرفته، شناسایی جایگاه‌های ژنی مؤثر بر این خصوصیات مورد توجه واقع نشده است. بلدرچین ژاپنی یکی از پرندگانی است که به دلیل جثه کوچک، سن بلوغ پایین و فواصل نسلی کوتاه در بسیاری از مطالعات به‌عنوان یک مدل مناسب برای طیور مورد استفاده قرار می‌گیرد (Wakasugi and Kondo, 1973; Wilson et al., 1961). انجمن بین المللی ژنتیک حیوانی[7] ریزماهواره ها را به عنوان بهترین نشانگر جهت تعیین تنوع ژنتیکی گونههای حیوانی معرفی کرده است (Mohammadifar and Mohammadabadi, 2011). بر اساس بررسیهای ثبت شده توسط FAO، 66 درصد کل مطالعات تعیین فاصله ژنتیکی با استفاده از ریزماهوارهها انجام گرفته است و 70 درصد پژوهشگران ریزماهوارهها را انتخاب کردهاند (Mohammadifar and Mohammadabadi, 2011). شناسایی جایگاه‌های ژنی مؤثر بر برخی از صفات بلدرچین ژاپنی ازجمله صفات مربوط به رشد (Esmailizadeh et al., 2012; Jabbari et al., 2014) برخی صفات رفتاری و تولید تخم (Minvielle et al., 2005)، ژنتیک (Sohrabi et al., 2012; Jabbari et al., 2014; Moradian et al., 2014) و همچنین خصوصیات مرتبط با لاشه در چند مطالعه مورد بررسی قرار گرفته است. با توجه به اینکه کروموزوم شماره یک بزرگ‌ترین کروموزوم بلدرچین است (Kayang et al., 2004)، مطالعه حاضر با هدف شناسایی جایگاه‌های ژنی مؤثر بر خصوصیات مرتبط با عدم تقارن در استخوان تارسومتاتارسوس روی کروموزوم شماره یک بلدرچین ژاپنی صورت گرفت.

مواد و روش‌ها

تعداد هشت پرنده نر و هشت پرنده ماده به‌عنوان نسل والد (P) به تعداد مساوی از دو سویه سفید (S) و وحشی (W) انتخاب و تلاقی دوطرفه بین آن‌ها (نر سفید × ماده وحشی و نر وحشی × ماده سفید) انجام شد. برای تولید نسل F₁، هر پرنده نر در نسل P با یک پرنده ماده تلاقی داده شد و تخم‌ها پس از جمع‌آوری روزانه و ثبت شماره پلاک مادر بر روی آن، به مدت هفت روز تا تکمیل جمع‌آوری تخم در دمای 15 درجه سانتی‌گراد و رطوبت 70 درصد نگهداری شدند. جهت انجام جوجه‌کشی، تخم‌ها به دستگاه ستر منتقل شده و در پایان روز پانزدهم به دستگاه هچر انتقال داده شدند. در زمان تولد به پای جوجه‌ها پلاک متصل شده و در ده‌روزگی این پلاک از پا جدا شده و پلاک‌هایی با همان شماره به بال‌های پرنده متصل شد. جیره غذایی پرندگان در هر سه نسل یکسان و دارای 24 درصد پروتئین و 2900 کیلوکالری انرژی بود. غذا و آب به‌صورت اختیاری در دسترس پرندگان قرار داشت. تعداد 34 پرنده از بین پرندگان نسل اول (F₁) شامل 17 نتاج (SW) حاصل از تلاقی نر سفید × ماده وحشی (14 پرنده ماده و سه پرنده نر) و 17 نتاج (WS) حاصل از تلاقی نر وحشی × ماده سفید (هشت پرنده ماده و شش پرنده نر) برای تولید نسل دوم (F₂) انتخاب شدند. به‌منظور ایجاد اطمینان از بارور بودن تخم پرندگان، هر پرنده نر با سه پرنده ماده (به‌صورت چرخشی و هر سه روز یک‌بار با یکی از پرندگان ماده) تلاقی داده شد. از تلاقی نرهای SW با ماده‌های WS تعداد 153 (64 ماده و 89 نر) پرندهF₂ (SWWS) و از تلاقی نرهای WS با ماده‌های SW تعداد 230 (96 ماده و 134 نر) پرندهF₂ (WSSW) در طی پنج هچ متوالی تولید شدند (درمجموع 383 قطعه پرنده). به دلیل اهمیت پا در حفظ تعادل ظاهری و کمک به پرنده در برخورد با سایر پرندگان، تغذیه و موفقیت در تولیدمثل، اندازه‌گیری‌های فنوتیپی روی استخوان متاتارسوس[8] پرندگان نسل سوم (F2) انجام گرفت. برای اندازه‌گیری طول و وزن استخوان متاتارسوس، ابتدا تمامی قسمتهای عضله از استخوان جدا و با استفاده از کولیس دیجیتال، طول استخوان (برحسب میلیمتر) و به کمک ترازویی با دقت 01/0 وزن استخوان (بر حسب گرم) اندازه‌گیری و ثبت گردید. اختلاف بین طول، قطر و وزن استخوان متاتارسوس راست و چپ بعنوان عدم تقارن نوسانگر و و همچنین نسبت این عدم تقارن به متوسط دو مقدار به دست آمده چپ و راست بعنوان عدم تقارن نسبی محاسبه و به عنوان ورودی فنوتیپی برای نقشه یابی درنظر گرفته شد. نحوه محاسبه عدم تقارن نسبی در معادله زیر آمده است:

Relative Asymmetry = ((L-)/(L+R/2))×100

که در اینجا، L مقدار اندازه گیری شده مربوط به متاتارسوس چپ و R مقدار اندازه گیری شده مربوط به متاتارسوس راست است (Tu and Siegel, 2015). کشتار پرندگان با قطع گردن 414 پرنده از هر سه نسل انجام گرفت و در هنگام کشتار، از هرکدام از پرندگان هر سه نسل خون‌گیری شده و استخراج DNA از خون هر فرد با استفاده از روش استخراج نمکی انجام شد (Iranpur and Esmailizadeh, 2011). هرکدام از افراد هر سه نسل برای هشت نشانگر ریزماهواره موجود روی کروموزوم شماره یک بلدرچین (Kayang et al., 2002; Kayang et al., 2004) با استفاده از واکنش زنجیره‌ای پلیمراز تعین ژنوتیپ شدند. مشخصات آغازگرهای مربوط به این نشانگرها در جدول 1 آمده است. واکنش PCR در حجم نهایی 25 میکرولیتر و با غلظت‌های نهایی مواد به این شرح انجام شد: 2/0 میلی مولار از هر dNTP، 5/1 میلی مولار MgCl₂، پنچ پیکومول مخلوط جفت آغازگر اختصاصی، 100 میلی مولار Tris-HCl (با 8 pH=)، 100 نانوگرم از DNA الگو و یک واحد آنزیم Taq پلیمراز. محصولات این واکنش به‌منظور تفکیک باندها و مشخص شدن آلل مربوطه روی ژل پلی اکریل آمید هشت درصد بارگذاری شدند و با استفاده از جریان 150 ولت در مدت سه ساعت عمل تفکیک قطعات DNA صورت گرفت. جهت آشکارسازی باندها از روش رنگ‌آمیزی نیترات نقره استفاده شد (Han et al., 2008). شکل 1، چند باند مربوط به دو نشانگر GUJ0055 و GUJ0056 و نحوه تعیین ژنوتیپ‌های مربوطه را نشان می‌دهد.

جدول1- مشخصات پرایمرهای مربوط به نشانگرهای مورد بررسی در این پژوهش.

Table 1- Summary of general characteristics of the microsatellites markers on Japanese quail chromosome 1 used in this study.

نام نشانگر Marker name	موقعیت^A (سانتی مورگان) Position (cM)	توالی آغازگر Primer sequence		دمای اتصال^B (درجه سانتی گراد) Annealing temperature (°C)	تعداد آلل های شناسایی شده Number of detected alleles
نام نشانگر Marker name	موقعیت^A (سانتی مورگان) Position (cM)	پیشرو Forward	پیرو Reverse
GUJ0055	0	5′-TTGACATACTTGGATTAGAGA-3′	5′-GCATACTGCAATATACCTGA-3′	55	3
GUJ0052	19	5′-ATGAGATATATAAGGAACCC-3′	5′-AAACTACCGATGTAAGTAAG-3′	43	2
GUJ0048	57	5′-GGATAGCATTTCAGTCACGG-3′	5′-AACGCATACAACTGACTGGG-3′	55	2
GUJ0013	91	5′-AGCGTTCGCGTTCCTCTTTC-3′	5′-ACCAAACCCGAGATCCGACA-3′	55	2
GUJ0056	122	5′-CTCTTGAGCCTACCAGTCTG-3′	5′-GTTACATCCATCCTGCCTCA-3′	55	2
GUJ0098	172	5′-GCATCAGTTCCATCAGCTAG-3′	5′-GCATAACTGAACTACCACGC-3′	55	2
GUJ0068	197	5′-ATCTTAACTCGCCCAGCCTT-3′	5′-TAGGAGAGGTCACGATTTGC-3′	54	2
GUJ0090	206	5′-TCTCACAGAAACAGCTCC-3′	5′-GCCTTCAGAGTGGGAAAT-3′	55	3

^Aموقعیت نشانگر روی کروموزوم برحسب سانتی مورگان بر اساس نقشه پیوستگی بلدرچین (Kayang et al., 2002)

^Bدمای اتصال

^A Marker position on chromosome based on Japanese quail sex averaged linkage map (Kayang et al. 2004).

^BTA, annealing temperature (ºC).

شکل1- نمونه ای از ژل پلی اکریل آمید و نحوه تعیین ژنوتیپ نشانگر.

Figure 1- banding pattern of SSR markers on polyacrylamide gel.

به‌منظور شناسایی جایگاه‌های مرتبط با صفات موردنظر و مشخص کردن اثرات افزایشی، غلبه یا ایمپرینتینگ[9] از سه مدل آماری یک، دو و سه استفاده شد:

Y_ijk=µ+H_i+S_j+aP_ak+e_ijk(1)

Y_ijk=µ+H_i+S_j+aP_ak+dP_dk+e_ijk (2)

Y_ijk=µ+H_i+S_j+aP_ak+dP_dk+iPik+e_ijk(3)

که در این مدل‌ها، Y_ijk، مشاهده مربوط به i امین هچ، j امین جنسیت و k امین پرنده، µ، میانگین جمعیت، H_i، اثر هچ که دارای پنج تکرار می‌باشد، S_j، اثر جنس پرنده که دارای دو سطح (نر و ماده) می‌باشد، a، اثر افزایشی QTL، P_ak، احتمال شرطی دریافت آلل سویه وحشی توسط پرنده k، d، اثر غلبه ژنی QTL، P_dk، احتمال شرطی هتروزیگوت بودن پرنده k؛ i، اثر منشأ والدی آلل Q (ایمپرینتینگ)، P_ik، احتمال شرطی اینکه هم پرنده k هتروزیگوت باشد و هم آلل سویه وحشی را از والد پدری دریافت نماید. همچنین اثرات متقابل هچ و جنس با اثر افزایشی QTL نیز در دو مدل دیگر برآورد شد. برای شناسایی جایگاه‌های ژنی مرتبط با صفات مورد بررسی در این پژوهش، فایل‌های فنوتیپی و ژنوتیپی (به ترتیب حاصل از نتایج رکوردهای فنوتیپی و آلل‌های نشانگرها) و همچنین فایل نقشه نشانگرها روی کروموزوم شماره یک و فواصل بین آن‌ها به‌وسیله نرم‌افزار GridQTL، که به‌صورت آنلاین قابل‌دسترس است مورد آنالیز قرار گرفتند.

نتایج و بحث

خلاصه‌ای از مشخصات آمار توصیفی صفات موردبررسی در این مطالعه شامل تعداد، میانگین، حداقل، حداکثر و انحراف معیار در جدول 2 آمده است. درمجموع تعداد شش جایگاه مؤثر بر صفات موردبررسی در این پژوهش شناسایی شد. در جدول 3 موقعیت هرکدام از شش جایگاه شناسایی‌شده روی کروموزوم شماره یک برحسب سانتی مورگان (cM)، بالاترین آماره F حاصل از برازش مدل موردنظر، شاخص LOD، نزدیک‌ترین نشانگر به QTL شناسایی شده و درصد واریانس هریک از جایگاه‌ها برحسب اثرات افزایشی، غلبه و ایمپرینتینگ آمده است.

منظور از واریانس QTL، بخشی از واریانس فنوتیپی یک صفت خاص در جمعیت F2 است که به‌وسیله QTL موردنظر بیان می‌شود. به عبارت دیگر، مشارکت جایگاه مؤثر بر یک صفت خاص در واریانس فنوتیپی کل صفت را نشان می‌دهد (Jabbari et al., 2014).

درصد واریانس صفات بین افراد نسل F2 که به‌وسیله QTL های شناسایی شده بیان می‌شود (V_QTL) از فرمول شماره چهار محاسبه شد:

V_QTL=100×(RMS-FMS)/RMS (4)

که در اینجا، RMS میانگین مربعات باقیمانده از مدل کاهش یافته است که اثر QTL موردنظر از آن حذف شده است و FMS میانگین مربعات باقیمانده از مدل کامل است که شامل اثر QTL مورد نظر است.

همانطور که در جدول 3 مشاهده می‌شود، با توجه به اینکه جایگاه‌های شناسایی شده مؤثر بر صفات قطر متاتارسوس راست و قطر متاتارسوس چپ تقریباً در فاصله نزدیک به یکدیگر قرارگرفته‌اند، می‌توان چنین برداشت کرد که احتمالاً در این فاصله ژن‌ها و جایگاه‌های مشترکی وجود دارند که بر هر دو صفت موردنظر تأثیر می‌گذارند. با توجه به ماهیت این دو صفت، چنین مشاهده‌ای قابل‌انتظار بود. چراکه در هر دو صفت، قطر استخوان اندازه‌گیری شده است.

چنین تفسیری را می‌توان در خصوص صفات وزن متاتارسوس راست، وزن متاتارسوس چپ و عدم تقارن وزن متاتارسوس که در فاصله تقریباً نزدیک به یکدیگر قرار دارند نیز ارائه کرد. با برازش مدل شماره (1) که در آن فقط اثرات افزایشی در نظر گرفته شده بود، فقط QTL مؤثر بر صفت عدم تقارن وزن متاتارسوس شناسایی شد. این می‌تواند بیانگر این مطلب باشد که QTL شناسایی شده تنها دارای اثرات افزایشی بر صفت موردنظر می‌باشد. منظور از اثرات افزایشی، تفاوت دو ژنوتیپ هموزایگوت (QQ و qq) در تأثیرگذاری بر فنوتیپ موردنظر است.

جدول2- آمار توصیفی صفات مورد بررسی در این پژوهش.

Table 2- Summary statistics for the Japanese quail F2 birds data.

صفت Trait	تعداد Number	میانگین Mean	حداقل Minimum	حداکثر Maximum	انحراف معیار Standard Deviation	ضریب تغییرات Coefficient of variation
وزن متاتارسوس راست (گرم) Right metatarsus weight (gr)	403	0.29	0.13	0.61	0.05	0.19
وزن متاتارسوس چپ (گرم) Left metatarsus weight (gr)	401	0.29	0.19	0.50	0.05	0.16
عدم تقارن وزن متاتارسوس (گرم) Metatarsus weight asymmetry (gr)	401	0	-0.34	0.19	0.04	22.37
طول متاتارسوس راست (میلی‌متر) Right metatarsus length (mm)	403	31.39	25.13	39.21	1.34	0.04
طول متاتارسوس چپ (میلی‌متر) Left metatarsus length (mm)	402	30.91	3.42	34.00	2.97	0.10
عدم تقارن طول متاتارسوس (میلی‌متر) Metatarsus length asymmetry (mm)	402	-0.48	31/27-	4.95	2.77	5.75
قطر متاتارسوس راست (میلی‌متر) Right metatarsus diameter (mm)	403	2.48	1.64	3.06	0.19	0.08
قطر متاتارسوس چپ (میلی‌متر) Left metatarsus diameter (mm)	403	2.47	1.52	2.94	0.19	0.08
عدم تقارن قطر متاتارسوس (میلی‌متر) Metatarsus diameter asymmetry (mm)	403	-0.01	53/0-	0.71	0.13	18.71
عدم تقارن نسبی وزن (گرم) Weight relative asymmetry (gr)	401	-0.23	93/82-	84.44	11.89	52.03
عدم تقارن نسبی طول (میلی‌متر) Length relative asymmetry (mm)	402	-2.22	13/159-	17.87	15.67	7.05
عدم تقارن نسبی قطر (میلی‌متر) Diameter relative asymmetry (mm)	403	-0.26	11/20-	28.69	5.19	19.67

برازش مدل شماره (2) که اثرات افزایشی و غلبه به‌صورت توأم در آن گنجانده شده بود، QTL مؤثر بر صفات قطر متاتارسوس راست و قطر متاتارسوس چپ را شناسایی کرد که در هر دو صفت یادشده، سهم واریانس غلبه QTL موردنظر در واریانس فنوتیپی کل بیشتر از واریانس افزایشی بود.

جدول 3- موقعیت و مشخصات جایگاه‌های شناسایی شده در مطالعه حاضر.

Table 3- Position and properties of QTL detected in the present study.

صفت Trait	موقعیت (سانتی‌مورگان)^A Position (cM)	آماره ^BF F statistic	شاخص LOD LOD score	نزدیک‌ترین نشانگر Adjacent marker	درصد واریانس QTL QTL variance %
صفت Trait	موقعیت (سانتی‌مورگان)^A Position (cM)	آماره ^BF F statistic	شاخص LOD LOD score	نزدیک‌ترین نشانگر Adjacent marker	افزایشی Additive	غلبه Dominance	ایمپرینتینگ Imprinting
قطر متاتارسوس راست Right metatarsus diameter	59	^**4.4	5.569	GUJ0048	2.19	4.92	--
قطر متاتارسوس چپ Left metatarsus diameter	70	^**4.14	5.256	GUJ0048	0.39	4.56	--
وزن متاتارسوس راست Right metatarsus weight	184	^*2.3	5.859	GUJ0098	0.94	0.37	3.82
وزن متاتارسوس چپ Left metatarsus weight	164	^*2.04	6.491	GUJ0098	0.88	2.20	3.81
عدم تقارن وزن متاتارسوس Metatarsus weight asymmetry	156	^*4.53	1.943	GUJ0098	1.77	--	--
عدم تقارن طول متاتارسوس Metatarsus length asymmetry	134	^**2.47	7.813	GUJ0056	3.86	3.50	5.29

^A موقعیت جایگاه های شناسایی شده بر اساس فاصله از نشانگر اول (GUJ0055) بیان شده است.

^B: ^*= P و ^**= P

^APosition of detected QTL are based on their distance to the first marker (GUJ0055) on the chromosome.

^B *= P < 0.05, **= P < 0.01

انحراف میانگین ژنوتیپ‌های هتروزایگوت (Qq و qQ) از میانگین دو هموزایگوت (QQ وqq) اثر غلبه را برآورد می‌کند. حاصل برازش مدل شماره (3)، شناسایی QTL دارای اثرات ایمپرینتینگ پدری مرتبط با صفات وزن متاتارسوس راست، وزن متاتارسوس چپ و عدم تقارن طول استخوان متاتارسوس بود. این نشان‌دهنده مشارکت اثرات افزایشی، غلبه و ایمپرینتینگ در شناسایی QTL موردنظر می‌باشد که در این بین، واریانس ناشی از وارد کردن اثرات ایمپرینتینگ به مدل، اختلاف قابل‌توجهی با واریانس‌های ناشی از اثرات افزایشی و غلبه دارد. موقعیت نسبی جایگاه‌های شناسایی شده در شکل‌های 2، 3، 4 و 5 آمده است.

شکل2- موقعیت جایگاه‌های شناسایی شده مربوط به صفات قطر متاتارسوس چپ و قطر متاتارسوس راست.

Figure 2- Positions of detected QTL correspond to left and right metatarsus diameter.

از آنجاکه اثرات ایمپرینتینگ از اختلاف دو ژنوتیپ هتروزیگوت (Qq و qQ) ناشی می‌شود، شناسایی و برآورد این اثرات تنها در طرح‌های نقشه یابی F2 امکان‌پذیر است. زیرا در طرح F2 (مانند پژوهش حاضر)، امکان ایجاد تلاقی‌های متقابل در جمعیت والدین و تفرق جایگاه‌هایی با اثرات ایمپرینتینگ وجود دارد. ایمپرینتینگ فرآیندی است که در آن، بیان یک ژن وابسته به جنسیت والدینی است که ژن موردنظر از آن‌ها به ارث رسیده است. در بلدرچین ژاپنی، در یک پژوهش، QTL دارای اثرات ایمپرینتینگ برای صفات مرتبط با وزن‌های هچ تا چهار هفتگی و میانگین افزایش وزن روزانه شناسایی شد (Jabbari et al., 2014). مشخص شده است که عوامل ژنتیکی، مسئول عدم تقارن در اندام‌های جنین جوجه در مرحله لایه زایی و نورولا هستند (Yost, 1995).

بنابراین، می‌توان گفت عدم تقارن در صفات دوطرفه (صفات متقارن الطرفین) می‌تواند نشان‌دهنده استرس‌های درونی (ژنتیکی) و بیرونی (محیطی) باشد. در مطالعات انجام شده در بسیاری از گونه‌های جانداران نشان داده شده است که عدم تقارن در صفات دوطرفه می‌تواند به‌عنوان یک ابزار برای مطالعه تکامل، زیست‌شناسی محافظتی[10] و اصلاح دام به کار رود (Jones, 1987; Moller et al., 1995; Palmer, 1996; Palmer and Strobeck, 1986; Parsons, 1990; Van Valen, 1962).

شکل3- موقعیت جایگاه‌های شناسایی شده مربوط به صفت عدم تقارن طول متاتارسوس.

Figure 3- Position of detected QTL correspond to metatarsus length asymmetry.

شکل4- موقعیت جایگاه‌های شناسایی شده مربوط به صفات وزن متاتارسوس راست و وزن متاتارسوس چپ.

Figure 4- Positions of detected QTL correspond to left and right metatarsus weight.

شکل5- موقعیت جایگاه‌های شناسایی شده مربوط به صفت عدم تقارن وزن متاتارسوس.

Figure 5- Position of detected QTL correspond to metatarsus weight asymmetry.

عوامل استرس‌زای محیطی در طیور در چندین پژوهش مورد بررسی قرار گرفته است (Freeman, 1985; Siegel, 1995; Zulkifli and Seigel, 1995). در مقایسه، اطلاعات اندکی درباره عوامل استرس‌زای ژنتیکی مانند جهش‌های عمده، انتخاب، هم‌خونی و عدم تعادل کروموزومی وجود دارد. علاوه بر این، از آنجاکه تاکنون جایگاه‌های ژنی مؤثر بر عدم تقارن اسکلتی در طیور مورد بررسی و شناسایی قرار نگرفته است، امکان مقایسه این کار با سایر پژوهش‌ها از نظر موقعیت صفات شناسایی شده و همچنین اثرات این جایگاه ها، وجود ندارد.

نتیجه گیری

به دلیل وجود ارتباط بین خصوصیات عدم تقارن و ناپایداری تکاملی که می‌تواند بر شایستگی زیستی حیوان تأثیرگذار باشد، بررسی دقیق‌تر این جایگاه‌ها و شناسایی سایر جایگاه‌های احتمالی مؤثر بر این صفات می‌تواند برای تعیین معیارهای مناسب برای انتخاب در طیور مفید باشد. همچنین، بررسی جایگاه‌های موثر بر خصوصیات مرتبط با تنش در این پرنده و مقایسه این جایگاه‌ها با جایگاه‌های شناسایی شده در مطالعه حاضر می‌تواند تایید کننده تاثیر تنش بر عدم تقارن در این پرنده باشد.

منابع

Campo JL, Gil MG, Da vila SG, Munoz I (2006). Genetic and phenotypic correlation between fluctuating asymmetry and two measurements of fear and stress in chickens. Applied Animal Behavior Science 102: 53–64.

Clarke GM (1995). Relationships between developmental stability and fitness: Application for conservation biology. Conservation Biology 9: 18–24.

Clarke GM, Brand GW, Whitten MJ (1986). Fluctuating asymmetry: a technique for measuring developmental stress caused by inbreeding. Australian Journal of Biological Sciences 39: 145–154.

Esmailizadeh AK, Baghizadeh A, Ahmadizadeh M (2012). Genetic mapping of quantitative trait loci affecting body weight on chromosome 1 in a commercial strain of Japanese quail. Animal Production Science 52: 64-68.

Freeman BM (1985). Stress and the domestic fowl: Physiological fact or fantasy? World’s Poultry Science Journal 41: 45–50.

Han YC, Teng CZ, Hu ZL, Song YC (2008). An optimal method of DNA silver staining in polyacrylamide gels. Electrophoresis 29(6): 1355-8.

Iranpur M V, Esmailizadeh K A (2011). Rapid extraction of high quality DNA from whole blood stored at 4°C for long period. Available at http://www.protocol-online.org/prot/Protocols/Rapid-Extraction-of-High-Quality-DNA-from-Whole-Blood-Stored-at-4-C-for-Long-Period-4175.html.

Jabbari Ori R, Esmailizadeh AK, Charati H, Mohammadabadi MR, Sohrabi SS (2014). Identification of QTL for live weight and growth rate using DNA markers on chromosome 3 in an F2 population of Japanese quail. Molecular Biology Reports 41: 1049-1057.

Jones JS (1987). An asymmetrical view of fitness. Nature 325: 298–299.

Kayang BB, Inoue-Murayama M, Hoshi T, Matsuo K, Takahashi H, Minezawa M, Mizutani M, Ito S (2002). Microsatellite loci in Japanese quail and cross-species amplification in chicken and guinea fowl. Genetics Selection Evolution 34: 233-253.

Kayang BB, Vignal A, Inoue-Murayama M, Miwa M, Monvoisin JL, Ito S, Minvielle F (2004). A first generation microsatellite linkage map of the Japanese quail. Animal Genetic 35:195-200.

Leary RF, Allendorf FW (1989). Fluctuating asymmetry as an indicator of stress. Implications for conservation biology. Trends in Ecology & Evolution 4: 214–217.

Minvielle F, Kayang B, Inoue-Murayama M, Miwa M, Vignal A, Gourichon D, Neau A, Monvoisin J, Ito S (2005). Microsatellite mapping of QTL affecting growth, feed consumption, egg production, tonic immobility and body temperature of Japanese quail. BMC Genomics 6: 87.

Mohammadabadi MR, Nikbakhti M, Mirzaee HR, Shandi A, Saghi DA, Romanov MN, Moiseyeva IG (2010). Genetic variability in three native Iranian chicken populations of the Khorasan province based on microsatellite markers. Russian journal of genetics 46: 505-509.

Mohammadifar A, Mohammadabadi MR (2011). Application of microsatellite markers for a study of Kermani sheep genome. Iranian journal of Animal Science 42(4): 337-344 (In Persian).

Moller AP, Sanotra GS, Ves1ergaard KS (1995). Developmental Stability in Relation to Population Density and Breed of Chickens Gallus gallus. Poultry Science 74:1761-1771.

Moller AP (1997). Developmental stability and fitness: a review. The American Naturalist 149: 916–932.

Moller AP (1999). Developmental stability is related to fitness. The American Naturalist 153:556–560.

Moradian H, Esmailizadeh AK, Sohrabi SS, Nasirifar E, Askari N, Mohammadabadi MR, Baghizadeh A (2014). Genetic analysis of an F2 intercross between two strains of Japanese quail provided evidence for quantitative trait loci affecting carcass composition and internal organs. Molecular Biology Reports 41: 4455-4462

Nääs IA, Sonoda LT, Romanini CEB, Morello GM, Neves HAF, Baracho MS, Souza SRLS, Menezes AG, Mollo NM, Moura DJ, Almeida PI (2008). Morphological Asymmetry and Broiler Welfare. Brazilian Journal of Poultry Science 10(4): 209-213.

Palmer AR (1996). Waltzing with asymmetry. Bioscience 46: 518–532.

Palmer AR (1994). Fluctuating asymmetry analyses: a primer. In: Markow, T.A. (Ed.), Developmental Instability: Its Origins and Evolutionary Implications. Kluwer Academic, Dordrecht, the Netherlands, pp. 335–364.

Palmer AR, Strobeck C (1986). Fluctuating asymmetry: measurement, analysis, patterns. Annual Review of Ecology and Systematics 17: 391–421.

Palmer AR, Strobeck C (1992). Fluctuating asymmetry as a measure of developmental stability: implications of non-normal distributions and power of statistical tests. Acta Zool. Fennica 191: 57–72.

Parsons PA (1990). Fluctuating asymmetry. An epigenetic measure of stress. Biological reviews of the Cambridge Philosophical Society 65: 131–145.

Parsons PA (1992). Fluctuating asymmetry. A biological monitor of environmental and genomic stress. Heredity 68: 361–364.

Polak M, Trivers R (1994). The science of symmetry in biology. Trends in Ecology & Evolution 9: 122–124.

Siegel HS (1995). Stress, strains and resistance. British Poultry Science 36:3–22.

Sohrabi SS, Esmailizadeh AK, Baghizadeh A, Moradian H, Mohammadabadi MR, Askari N, Nasirifar E (2012). Quantitative trait loci underlying hatching weight and growth traits in an F2 intercross between two strains of Japanese quail. Animal production science 52: 1012-1018.

Swaddle JP, Witter MS, Cuthill IC (1994). The analysis of fluctuating asymmetry. Animal Behavior 48: 986–989.

Tu Y, Siegel PB (2015). Asymmetries in Chickens from Lines Selected and Relaxed for High or Low Antibody Titers to Sheep Red Blood Cells. Asian Australian Journal of Animal Science 28(3): 323-327.

Tuyttens FAM (2003). Measures of developmental instability as integrated, a posteriori indicators of farm animal welfare: a review. Animal Welfare 12: 535–540.

Van Valen L (1962). A study of fluctuating asymmetry. Evolution 16:125–142.

Wakasugi N, Kondo K (1973). Breeding methods for maintenance of mutant genes and establishment of strains in the Japanese quail. Experimental Animals 22(Suppl.): 151-159.

Wilson WO, Abbott UK, Abplanalp H (1961). Evaluation of Coturnix (Japanese quail) as pilot animal for poultry. Poultry Science 40: 651-7.

Yang A, Dunnington EA, Siegel PB (1997). Developmental Stability in Stocks of White Leghorn Chickens. Poultry Science 76: 1632–1636.

Yost HJ (1995). Vertebrate left-right development. Cell 82: 689–692.

Zulkifli I, Siegel PB (1995). Is there a positive side to stress? World’s Poultry Science Journal 51: 63–76.

Mapping quantitative trait loci affecting skeletal asymmetry in Japanese quail (Coturnix japonica)

Sohrabi S.S.¹* , Esmailizadeh A.K.², Mohammadabadi M.R.³, Moradian H.⁴, Nasirifar E.⁵, Khodabakhshzadeh R.⁶

¹Ph.D student, Department of Animal Science, Faculty of Agriculture, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran and the member ofYoung Researchers Society, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran.

²Professor, Department of Animal Science, Faculty of Agriculture, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran.

³Professor, Department of Animal Science, Faculty of Agriculture, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran. Phone

⁴Ph.D student, Department of Animal Science, Faculty of Agriculture, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran.

⁵Ph.D student, Department of Animal Science, Science and Research Branch, Islamic Azad University, Tehran, Iran.

⁶MSc graduate, Department of Animal Science, Faculty of Agriculture, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran.

Abstract

Asymmetry is an indicator of genetic and environmental stressors in organisms and plays an important role in developmental instability. It is suggested that symmetrical individuals do generally have faster growth, higher fecundity, and better survival. To identify Quantitative trait loci affecting some asymmetric traits in Japanese quail, a three-generation resource population was developed by using two distinct Japanese quail strains, wild and white. Eight pairs of white (S) and wild (W) birds were crossed reciprocally and 34 F1 birds were produced. The F1 birds were intercrossed to generate 422 F2 offspring. All of the animals from three generations (453 birds) were genotyped for eight microsatellite markers on chromosome 1. Bone length measured by a digital caliper and bone weighed with an accuracy of 0.1 g. QTL analysis was conducted applying the line-cross model and the least-squares interval mapping approach. Among 12 examined traits, 6 QTL were identified in 59, 70, 134, 156, 164, and 184 cM on chromosome 1. Variance of detected QTL was ranged from 0.37 to 5.29%.

Key words: Asymmetry, Japanese quail, Quantitative Trait Loci.

* نویسنده مسئول: سعید سهرابی تلفن: 09132402164 saeedsohrabi@agr.uk.ac.ir Email:

[1] Bilateral Asymmetry

[2] Directional Asymmetry

[3] Anti-asymmetry

[4] Fluctuating Asymmetry

[5] Developmental Instability

[6] Quantitative trait loci

[7] International society for animal genetics

[8] Metatarsus

[9] Imprinting

[10] Conservative Biology

^* Corresponding Author: Sohrabi S. Tel: 989132402164 Email: saeedsohrabi@agr.uk.ac.ir

مراجع