implemented in Lositan vesion 1.44

implemented in Lositan vesion 1.44 (10,000 permutations assuming the infinite alleles model) (Antao et al., 2008).
To evaluate population differentiation, pairwise Fst between populations (with Bonferonni correction at the 5% nominal level), was calculated in FStat and an exact test for pairwise genotypic dif- ferentiation was done in Genepop. Both methods were used in order to distinguish whether population differentiation was a conse- quence of unique allelic combinations, as it has been argued that the exact test may provide a more powerful estimate in such cases (Balloux and Lugon-Moulin, 2002; Goudet et al., 1996). A locus by locus molecular analysis of variance (AMOVA, 10,000 permutations) was also computed in Arlequin; populations were grouped as either cultured or wild and to visualise population distinctness, a factorial correspondence analysis plot was drawn in Genetix (Belkhir et al.,
1996–2004).
Effective population sizes were calculated using the heterozygous excess test and the moment-based temporal test (using progenitor wild populations as generation zero) in NeEstimator version 1.3 (Peel et al., 2004); as well as a linkage disequilibrium test (minimum allele frequency, 0.02) in LDNe version 1.0 (Waples, 2006). To further investigate the occurrence of recent bottlenecks, the Wilcoxon signed rank test (Luikart et al., 1998), assuming the infinite alleles model, in Bottleneck version 1.2.02 (Piry et al., 1999) was used. Finally, mean relatedness was calculated for each population using the method of Queller and Goodnight (1989) in Kinship version 2.0 (Konovalov et al., 2004).

3. Results

3.1. Molecular marker development

From the 22,761 contig sequences, 869 microsatellite repeats were identified; however only 328 sequences were sufficient for primer design after flanking sequence evaluation and discarding re- dundant sequences. Of these sequences, trinucleotides were the most abundant (59%) repeat motif, followed by di- (21%), tetra- (15%), penta- (4%) and hexanucleotides (1%). In total, 92 pairs of primers could be optimised and 35 loci exhibited polymorphism on polyacrylamide gels (Supplementary Information, Table S1). These markers were subjected to segregation analysis and incorporated into the H. midae linkage map and will be used in future QTL analyses (Hepple, 2010; Jansen, 2012).

3.2. Genetic diversity within and between wild and cultured populations

Micro-checker indicated no significant genotyping errors while evidence of null alleles at few loci for particular populations was pre- sent. There were no significant differences (P > 0.05) in number of al- leles, allelic richness, observed- and expected heterozygosity across all populations, cultured and wild (Kruskal–Wallis test results: An: P = 0.992; Rs: P = 0.641; Ho: P = 0.907; He: P = 0.427), but significant
differences (P b 0.05) in estimates were detected between genomic-
microsatellites and EST-microsatellites except for observed heterozy- gosity (Ho) [An: P = 8.450e− 5; Rs: P = 1.784e− 5; Ho: P = 0.093; He:
P = 2.957e− 5]. Over all populations, the number of observed alleles
were more than the number of alleles in individual populations (e.g. locus HmRS27T: amongst populations An ranged between 23 and 32, total number of observed alleles across all populations was 52). Average Fis-values ranged from − 0.001 to 0.236 and most loci
conformed to Hardy–Weinberg expectations within populations.
However, over all populations 11 of the 16 loci showed deviations from HWE (Table S2, S3, S4). Lositan and Slatkin's exact test showed evidence of non-neutral behaviour at particular loci, with candidates for both balancing and directional selection (Table S2, S3, Fig. 1). Only five of the 120 pairs of loci demonstrated significant (P b 0.05) linkage disequilibrium: HmAD102T–HmLCS1T (P = 0.0101); HmAD102T–

Results (Thai) 1:

ดำเนินการใน Lositan vesion 1.44 (10,000 วิธีเรียงสับเปลี่ยนสมมติแบบ alleles infinite) (Antao et al. 2008)การประเมินความแตกต่างของประชากร Fst แพร์ไวส์ระหว่างประชากร (กับ Bonferonni แก้ไขที่ระดับที่กำหนด 5%), คำนวณใน FStat และการทดสอบที่แน่นอนสำหรับ pairwise ทำจีโนไทป์ dif-ferentiation ใน Genepop ทั้งสองวิธีใช้เพื่อแยกแยะว่าความแตกต่างของประชากรถูกซีเควนซ์เต็ม conse-เฉพาะชุด allelic ตามที่ได้มีการโต้เถียงที่ การทดสอบที่แน่นอนอาจให้การประเมินมีประสิทธิภาพมากขึ้นในกรณีดังกล่าว (Balloux และ Lugon-มูแลง 2002 Goudet et al. 1996) โลกัสโพลโดยโลกัสโพลโมเลกุลวิเคราะห์ความแปรปรวน (AMOVA วิธีเรียงสับเปลี่ยนที่ 10,000) ยังถูกคำนวณในบริการ ประชากรที่ถูกจัดกลุ่มเป็นอ่าง หรือป่า และสามารถดูภาพ distinctness ประชากร พล็อตวิเคราะห์ติดต่อแฟกมาใน Genetix (Belkhir et al.,1996-2004)ขนาดของประชากรมีผลคำนวณโดยใช้การทดสอบเกิน heterozygous และทดสอบสำหรับชั่วคราวตามช่วงเวลา (ใช้สืบป่าประชากรเป็นศูนย์) ใน NeEstimator รุ่น 1.3 (เปลือกและ al. 2004); รวม disequilibrium มาลัยทดสอบ (ความถี่อัลลีขั้นต่ำ 0.02) ใน LDNe รุ่น 1.0 (Waples, 2006) การตรวจสอบการเกิดขึ้นของคอขวดล่าเพิ่มเติม Wilcoxon การลง (Luikart et al. 1998), การสอบที่สมมติว่าการ infinite แบบ alleles ขวดรุ่น 1.2.02 (Piry et al. 1999) ถูกใช้ ในที่สุด ความหมาย relatedness ถูกคำนวณสำหรับแต่ละประชากรโดยใช้วิธีของ Queller และกู๊ดไนท์ (1989) ประสบรุ่น 2.0 (Konovalov et al. 2004)3. ผลลัพธ์3.1 พัฒนาโมเลกุลเครื่องหมายลำดับที่ contig 22,761, 869 ชนิด microsatellite ทำซ้ำได้ identified อย่างไรก็ตามเฉพาะ ลำดับ 328 ได้ sufficient สำหรับการออกแบบรองพื้นหลังจาก flanking ลำดับประเมิน และทิ้งเรื่อง dundant ลำดับ ของลำดับเหล่านี้ trinucleotides ถูกมากที่สุด (59%) ซ้ำลาย ตาม ด้วย di- (21%), เตตร้า- (15%), penta- (4%) และ hexanucleotides (1%) รวม 92 คู่ไพรเมอร์อาจจะเหมาะ และ 35 loci แสดงโพลิมอร์ฟิซึมใน polyacrylamide gels (ข้อมูล ตาราง S1) เครื่องหมายเหล่านี้ถูกต้องแยกวิเคราะห์ และประกอบเป็นมาลัย midae H. แผนที่ และจะใช้ในการวิเคราะห์ในอนาคต QTL (Hepple, 2010 แจนเซน 2012)3.2. พันธุภายใน และ ระหว่างกลุ่มป่า และเพาะเลี้ยงไมโครตรวจระบุไม่งมาก genotyping ข้อผิดพลาดในขณะที่หลักฐานของ alleles ว่างที่ loci น้อยประชากรเฉพาะก่อนส่ง มีความแตกต่างไม่งมาก (P > 0.05) จำนวน leles อัล ร่ำรวย allelic, heterozygosity สังเกต และคาดว่าในประชากรทั้งหมด อ่าง และป่า (ผลการทดสอบ Kruskal – วาล:: P = 0.992 อาร์เอส: P = 0.641 โฮ: P = 0.907 เขา: P = 0.427), แต่งมากพบความแตกต่าง (P b 0.05) ในการประเมินระหว่างการ-microsatellites และ microsatellites EST ยกเว้นสำหรับข้อสังเกต heterozy-gosity (โฮจิมินห์) [มี: P = 8.450e− 5 อาร์เอส: P = 1.784e− 5 โฮ: P = 0.093 เขา:P = 2.957e− 5] มากกว่าประชากรทั้งหมด จำนวนสังเกต allelesมีมากกว่าจำนวน alleles ในแต่ละประชากร (เช่นโลกัสโพล HmRS27T: ในหมู่ประชากรที่ ranged ระหว่าง 23 และ 32 จำนวนของ alleles สังเกตในประชากรทั้งหมดมี 52) Fis ค่าเฉลี่ยอยู่ในช่วงจาก− 0.001 0.236 และ loci ที่มากที่สุดตามความคาดหวังของ Hardy – Weinberg ในกลุ่มประชากรอย่างไรก็ตาม มากกว่าประชากรทั้งหมด 11 ของ 16 loci พบความเบี่ยงเบนจาก HWE (ตาราง S2, S3, S4) Lositan และ Slatkin ของการทดสอบที่แน่นอนพบหลักฐานของกลางไม่ใช่พฤติกรรมที่เฉพาะ loci กับผู้สมัครทั้งดุล และทิศทางการเลือก (ตาราง S2, S3 รูปที่ 1) เพียงให้คู่ 120 ของ loci แสดง disequilibrium มาลัยงมาก (P b 0.05): HmAD102T-HmLCS1T (P = 0.0101); HmAD102T –

Results (Thai) 2:

ดำเนินการใน Lositan vesion 1.44 (10,000 พีชคณิตสมมติว่าใน Fi รุ่น Nite อัลลีล) (Antao et al., 2008).
เพื่อประเมินความแตกต่างของประชากรจากจำนวน Fst ระหว่างประชากร (กับ Bonferonni การแก้ไขในระดับเล็กน้อย 5%) ที่คำนวณได้ใน fstat และ การทดสอบที่แน่นอนสำหรับคู่ ferentiation ต่างทางพันธุกรรมได้ทำใน Genepop วิธีการทั้งสองถูกนำมาใช้ในการสั่งซื้อที่จะแยกแยะความแตกต่างไม่ว่าจะเป็นประชากร quence conse- ของชุด allelic ที่ไม่ซ้ำกันในขณะที่มันได้รับการถกเถียงกันอยู่ว่าการทดสอบที่แน่นอนอาจจัดให้มีการประมาณการที่มีประสิทธิภาพมากขึ้นในกรณีดังกล่าว (Balloux และ Lugon-Moulin 2002; et Goudet al., 1996) กฎหมายควบคุมโดยสถานทีการวิเคราะห์ความแปรปรวนโมเลกุล (AMOVA 10,000 พีชคณิต) นอกจากนี้ยังได้รับการคำนวณใน Arlequin; ประชากรที่ถูกแบ่งเป็นทั้งการเพาะเลี้ยงหรือป่าและเพื่อให้มองเห็นความแตกต่างของประชากรพล็อตการวิเคราะห์ปัจจัยการติดต่อวาดใน Genetix (Belkhir et al.,
1996-2004).
ขนาดประชากรที่มีประสิทธิภาพได้รับการคำนวณโดยใช้การทดสอบส่วนเกิน heterozygous และช่วงเวลาตามกาลเวลา การทดสอบ (ใช้รากเหง้าประชากรป่ารุ่นศูนย์) ใน NeEstimator รุ่น 1.3 (ปอกเปลือก, et al, 2004.); เช่นเดียวกับการทดสอบการเชื่อมโยงสมดุล (ความถี่อัลลีลขั้นต่ำ 0.02) ในรุ่น LDNe 1.0 (Waples 2006) เพื่อตรวจสอบเพิ่มเติมการเกิดคอขวดที่ผ่านการทดสอบ Wilcoxon ลงนามยศ (Luikart et al., 1998) สมมติว่าใน Fi Nite อัลลีลรุ่นในคอขวดรุ่น 1.2.02 (Piry et al., 1999) ถูกนำมาใช้ สุดท้ายหมายถึงความสัมพันธ์ที่คำนวณได้สำหรับประชากรใช้วิธีการ Queller และราตรีสวัสดิ์ (1989) ในรุ่น 2.0 เครือญาติแต่ละ (Konovalov et al., 2004). 3 ผลการค้นหา3.1 การพัฒนาเครื่องหมายโมเลกุลจาก 22,761 คอน, 869 ซ้ำไมโครได้ระบุเอ็ด Fi; อย่างไรก็ตามมีเพียง 328 ลำดับถูก Suf Fi ประสิทธิภาพสำหรับการออกแบบไพรเมอร์หลังจากการประเมินผลตามลำดับชั้นและทิ้ง anking ลำดับ dundant อีกครั้ง ลำดับเหล่านี้ trinucleotides เป็นคนที่มีมากที่สุด (59%) บรรทัดฐานซ้ำตามด้วยดิ (21%), tetra- (15%), penta- (4%) และ hexanucleotides (1%) ทั้งหมด 92 คู่ของไพรเมอร์จะได้รับการปรับให้เหมาะสมและ 35 ตำแหน่งแสดงความแตกต่างในเจลอะคริเลต (ข้อมูลเสริมตาราง S1) เครื่องหมายเหล่านี้ถูกยัดเยียดให้วิเคราะห์แยกและรวมอยู่ในแผนที่ของการเชื่อมโยงเอช midae และจะถูกนำมาใช้ในการวิเคราะห์ QTL อนาคต (Hepple 2010; Jansen 2012). 3.2 ความหลากหลายทางพันธุกรรมภายในและระหว่างประชากรป่าและเพาะเลี้ยงไมโครตรวจสอบชี้ให้เห็นข้อผิดพลาด Fi ลาดเท genotyping นัยสำคัญขณะที่หลักฐานของอัลลีล null ที่ตำแหน่งไม่กี่ประชากรโดยเฉพาะอย่างยิ่งที่ถูกส่งไปก่อน ไม่มีนัยสำคัญแตกต่าง Fi ลาดเท (p> 0.05) ในจำนวนของ leles อัความร่ำรวย allelic, observed- และคาดว่า heterozygosity ทั่วประชากรทั้งหมด (Kruskal-Wallis ผลการทดสอบการเพาะเลี้ยงและสัตว์ป่า: เป็น: P = 0.992; อาร์เอส: P = 0.641 ; โฮ: P = 0.907; เขา: P = 0.427) แต่ Fi ลาดเทนัยสำคัญที่แตกต่างกัน (P B 0.05) ประมาณการถูกตรวจพบระหว่าง genomic- ไมโครและ EST-ไมโครยกเว้น gosity heterozy- สังเกต (โฮ) [an: P = 8.450e - 5; อาร์เอส: P = 1.784e- 5; โฮ: P = 0.093; เขา: p = 2.957e- 5] มากกว่าประชากรทั้งหมดจำนวนอัลลีลที่สังเกตได้มากขึ้นกว่าจำนวนของอัลลีลในประชากรของแต่ละบุคคล (เช่นสถานที HmRS27T: ในหมู่ประชากรอยู่ในช่วงระหว่างวันที่ 23 และ 32 จำนวนทั้งหมดของอัลลีลสังเกตทั่วประชากรทั้งหมด 52) เฉลี่ย FIS-ค่าตั้งแต่ - 0.001-0.236 และตำแหน่งส่วนใหญ่เป็นไปตามความคาดหวังของ Hardy-Weinberg ภายในประชากร. แต่กว่าประชากรทั้งหมด 11 จาก 16 ตำแหน่งแสดงให้เห็นว่าการเบี่ยงเบนจาก Hwe (ตารางที่ S2, S3, S4) Lositan และ Slatkin ของการทดสอบที่แน่นอนแสดงให้เห็นหลักฐานของพฤติกรรมที่ไม่เป็นกลางในตำแหน่งโดยเฉพาะอย่างยิ่งกับผู้สมัครทั้งสองตัวเลือกสมดุลและทิศทาง (ตารางที่ S2, S3, รูป. 1) เพียง fi ve 120 คู่แสดงให้เห็นถึงสถานะลาดเทมีนัยสำคัญ (P B 0.05) การเชื่อมโยงสมดุล: HmAD102T-HmLCS1T (p = 0.0101); HmAD102T-

Results (Thai) 3:

ดำเนินการใน lositan vesion 1.44 ( 10 , 000 วิธีเรียงสับเปลี่ยนสมมติว่าในรูปแบบไนท์จึงพบ ) ( Antao et al . , 2008 )ประเมินความแตกต่างของประชากร , f คู่ระหว่างประชากร ( bonferonni แก้ไขที่ 5% ระบุระดับ ) , คํานวณ fstat และทดสอบทางพันธุกรรมที่แน่นอนสำหรับคู่ดิฟ - ferentiation ได้ทำใน genepop . วิธีที่ 2 ใช้ในการแยกแยะความแตกต่างของประชากรว่าเป็น conse - quence ชุด allelic กัน ตามที่ได้รับการถกเถียงกันอยู่ว่าทดสอบที่แน่นอนอาจให้การประเมินประสิทธิภาพมากขึ้นในบางกรณี ( balloux และ lugon มูแลง , 2002 ; goudet et al . , 1996 ) มีความเชื่อโดยความเชื่อระดับโมเลกุลการวิเคราะห์ความแปรปรวน ( ANOVA , 000 กฎการสลับที่ ) ถูกคำนวณใน arlequin ; ประชากรมีประเด็นสำคัญให้เลี้ยงหรือป่า และเห็นภาพความชัดเจนของประชากร , พล็อตการวิเคราะห์ความสอดคล้อง ซึ่งถูกวาดใน genetix ( belkhir et al . ,1996 - 2004 )ขนาดประชากรที่มีศักยภาพ ) คำนวณโดยใช้การสร้างการทดสอบและช่วงเวลาที่ใช้เกินทดสอบชั่วคราว ( ใช้ให้เป็นป่าประชากรเป็นรุ่น Zero ) ในรุ่น neestimator 1.3 ( เปลือก et al . , 2004 ) ; รวมทั้งการเชื่อมโยงการเก็บน้ำทดสอบ ( ความถี่อัลลีลขั้นต่ำ 0.02 ) ในรุ่น ldne 1.0 ( waples , 2006 ) ศึกษาเพิ่มเติมการเกิดล่าสุดคอขวด , Wilcoxon signed rank test ( luikart et al . , 1998 ) , สมมติว่าไนท์อัลลีลในจึงเป็นรูปแบบ ของรุ่น 1.2.02 ( piry et al . , 1999 ) คือใช้ ในที่สุด หมายความว่าสัมพันธ์คำนวณสำหรับแต่ละประชากรโดยใช้วิธีการปราบปรามและ ราตรีสวัสดิ์ ( 1989 ) ในตระกูลรุ่น 2.0 ( konovalov et al . , 2004 )3 . ผลลัพธ์3.1 . การพัฒนาเครื่องหมายโมเลกุลจาก 22761 contig ดับก็ใช้ซ้ำเป็น identi จึงเอ็ด แต่เพียงแต่ลำดับเป็นซุฟจึง cient เพื่อการออกแบบไพรเมอร์หลังจากfl anking ลำดับการประเมินผลและการ re - dundant ลำดับ ของลำดับนี้ trinucleotides เป็นปริมาณมากที่สุด ( 59% ) ทำซ้ำรูปแบบตาม di - ( 21% ) , สี่ - ( 15% ) , ห้า ( 4% ) และ hexanucleotides ( 1% ) ทั้งหมด 92 คู่ไพรเมอร์ที่สามารถเพิ่มประสิทธิภาพและ 35 ตามลำดับ มีความหลากหลายในโพลีอะคริลาไมด์เจล ( เพิ่มเติมข้อมูล ตาราง S1 ) เครื่องหมายเหล่านี้จะถูกวิเคราะห์แยกและรวมอยู่ใน เอช midae การเชื่อมโยงแผนที่และจะถูกใช้ในการวิเคราะห์ QTL ในอนาคต ( hepple , 2010 ; Jansen , 2012 )3.2 . ความหลากหลายทางพันธุกรรมภายในและระหว่างประชากรสัตว์ป่าและการเพาะเลี้ยงไมโครตรวจสอบพบไม่มีจึง signi ไม่สามารถส่งเสริมข้อผิดพลาดในขณะที่หลักฐานในทางไม่กี่อัลลีลที่ประชากรกลุ่มเฉพาะ คือ ก่อนส่ง ไม่มี signi จึงไม่แตกต่างกัน ( P > 0.05 ) จำนวนของอัล - leles allelic richness , สังเกต , - โดยเฉพาะที่ทั่วทุกกลุ่ม เพาะเลี้ยง และป่า ( Kruskal – Wallis ผลการทดสอบ : : p : p = RS 0.992 ; 14 ; โฮ : p : p = 0.427 0.907 ; เขา ) แต่ signi จึงไม่ได้ความแตกต่าง ( P B ) ) ในการประมาณการพบว่ามีจีโนม - ระหว่างไมโครแซทเทลไลท์และ EST ไมโครแซเทลไลต์ยกเว้นสังเกต heterozy - gosity ( โฮ ) [ : p = 8.450e − 5 ; R : P = 1.784e − 5 ; โฮ : P = 0.093 ; เขา :P = 2.957e − 5 ] มากกว่าประชากรทั้งหมด จำนวน พบอัลลีลมีมากกว่าจำนวนประชากรแต่ละอัลลีล ( เช่นความเชื่อ hmrs27t : ในหมู่ประชากรที่อยู่ระหว่าง 23 และ 32 จำนวนพบอัลลีลในประชากร 52 ) ปรับค่าเฉลี่ยอยู่ระหว่าง− 1 จะ 0.236 ตามลำดับ และส่วนใหญ่สอดคล้องกับ Hardy Weinberg และความคาดหวังภายในประชากรอย่างไรก็ตาม กว่าประชากรทั้งหมด 11 16 โลกัสพบการเบี่ยงเบนจากฮเว ( ตาราง S2 S3 , S4 ) และ lositan slatkin แน่นอนการทดสอบพบหลักฐานของพฤติกรรมที่ไม่เป็นกลาง โดยเฉพาะตำแหน่ง มีผู้สมัครทั้งเพื่อความสมดุลและการเลือกทิศทาง ( ตาราง S2 S3 , รูปที่ 1 ) เท่านั้น จึงได้ของ 120 คู่ loci แสดง signi จึงไม่สามารถ ( P B 0.05 ) การเชื่อมโยงการเก็บน้ำ : hmad102t – hmlcs1t ( P = 0.0101 ) ; hmad102t จำกัด