GÈNES INFLUANT SUR LA VARIANCE PHÉNOTYPIQUE
DE L’ÂGE AU PREMIER ŒUF
ET LA COMPOSITION DE CETTE VARIANCE CHEZ LA POULE DOMESTIQUE
P.
MÉRAT
L. DURAND A. BOUDAS
Station centrale de Génétique animale,
Centre national de Recherches zootechniques, 78-J ouy-en- ] osas
Institut national de la Recherche agronomique
RÉSUMÉ
Pour
l’âge à la ponte du premier œuf des poulettes, une différence hautement significativede la variance a été trouvée, entre hétérozygotes et homozygotes récessifs, à trois loci : E (exten- sion /restriction du noir dans le plumage), C (présence /absence de mélanines dans le plumage),
R (crête en rose /simple). Les hétérozygotes pour le noir étendu, ou pour la présence de coloration, et les homozygotes pour la crête simple, ont un âge à maturité sexuelle moins variable, respec- tivement, que les poules à noir restreint, à « blanc récessif a ou à crête en rose. Dans ces trois cas, les moyennes ne diffèrent pas, et le génotype ayant la plus grande variance phénotypique s’accom- pagne d’une composante « père t de la variance proportionnellement plus élevée.
Aux loci R et C, la comparaison des croisements réciproques suggère un effet maternel
sur la variance de l’âge au le! oeuf.
INTRODUCTION
Dans les effets
quantitatifs
associés à ungène donné,
l’on ne mentionne trèsgénéralement
que son influence sur la valeur moyenne d’un caractère.Or,
il n’est pas inconcevablequ’un
locussimple,
ou unerégion chromosomique
d’étenduelimitée, puisse
avoir une action sur d’autresparamètres biométriques
ougénétiques
telles la variance
phénotypique,
sacomposition,
ou encore des corrélations entre caractères.Des
exemples
illustrant cespossibilités
sont rares; à vraidire,
ils ont été peu recherchés. Un fait au moins a été mis en évidence et soumis à de nombreusesvérifications
expérimentales :
ils’agit
de la variabilité attribuable à des causes nongénétiques,
souventplus grande
chez des animauxconsanguins, comparés
aux individus
plus hétérozygotes.
I,!RN!R( 1954 )
a rassemblé des résultats assezdivers à
l’appui
de cetteopinion,
suivi par d’autres chercheurs.De
même,
ladescription
de mutants « anormaux » ou létaux donne souventl’impression
d’une variabilité accrue de certainsaspects
dudéveloppement;
cedernier est « canalisé » de
façon imparfaite,
suivant laterminologie adoptée
par WA DDINGTON
(1957).
Par contre, il semble que l’on se soit
préoccupé
très rarement, enparticulier
chez les
espèces
d’intérêtéconomique,
de l’effet sur la variance degènes
que l’onpeut appeler
« normaux ».Chez la Poule
domestique,
divers auteurs, àpartir
depopulations indépen- dantes,
ont noté que lescoquelets hétérozygotes
Kk pour legène
lié au sexe respon- sable de larapidité d’emplumement
ont unpoids significativement plus
variableque les
homozygotes kk
versl’âge
de 8-10semaines,
sans que cecis’accompagne
d’une différence
importante
des valeurs moyennes(H URRY
etN ORDSKO G, 1953 ;
GLAZENER etJULL, 1946;
GODFREY etFARNSWORT H , 1952;
GOODMAN etMUIR, 19
65; MÉ R AT, 19 67a).
Un résultat
analogue
estsuggéré
par GOODMANet MUIR( I g65)
pour le locus P(crête
enpois /crête simple)
et par CROBERet HAWES( 19 66)
pour legène
R(crête
en
rose /crête simple).
Nous avons d’autrepart signalé
que l’extension du noir detype
« sauvage » pour leplumage,
attribuable sans doute enmajeure partie
à ungène simple, s’accompagnait
d’une variance réduite dupoids
à 8 semaines(MÉ RAT , 195
8),
et que le taux de fertilité des mâlesporteurs
dugène
« lisse » modifiant la texture des crêtes en rose était à la fois meilleur en moyenne etplus homogène
que celui desporteurs
de l’allèle « hérissé» (CAVAI,IE
etMÉ R AT, I9 65).
Nous donnerons ici d’autres
exemples
de loci associés à un effet relativementimportant
sur la variance d’un caractère ou lacomposition
decelle-ci;
ils se rappor-tent à
l’âge
de la maturité sexuelle despoulettes,
estiméd’après
laponte
dupremier
aeuf.
MATÉRIEL
ETMÉTHODES
Dans la population étudiée, issue d’un croisement de plusieurs races fait en 1954 (MÉRAT, 1962, 1967a), divers loci sont maintenus en ségrégation. C’est le cas pour C (présence /absence
de mélanines dans le plumage), E (Extension du noir dans le plumage /noir restreint), R (crête
en rose /crête simple). Ces gènes ont été décrits par HuTT(1949). La classification des génotypes
ne présente pas de difficultés, sauf parfois pour l’extension du noir, où le classement en deux caté-
gories comporte un certain pourcentage de cas douteux, et où l’expression du gène principal
en cause diffère suivant le sexe à l’état hétérozygote. De toute façon, nous ne prenons ici en considération que la différence entre noir complètement ou incomplètement étendu, le premier caractère pouvant raisonnablement être associé à un allèle dénommé E d’un locus présentant
sans doute toute une série d’allèles agissant en interaction avec d’autres loci (cf. par exemple K
IMBALL
, 1952; BRUbiBAUGH et HOLLANDER, 1963; SMYTH, 1965).
Cette population est reproduite en évitant toute consanguinité systématique. Elle a été
subdivisée à l’origine en deux troupeaux séparés, élevés l’un au printemps, l’autre à l’automne.
Pour chacun, le nombre de reproducteurs par génération est voisin de 20 aa et 160 Yy. Tous les
accouplements réalisés sont pedigree avec un seul coq accouplé à une poule déterminée et 8 à 10 poules par coq. L’élevage est fait au sol, pour les jeunes dont la croissance est enregistrée, puis pour les poulettes dont la ponte individuelle est contrôlée; les animaux des divers génotypes
et familles sont élevés dans les mêmes locaux.
Pour chaque locus, nous avons cherché les différences quantitatives pouvant lui être associées
dans les familles de soeurs dont un parent était hétérozygote et l’autre homozygote récessif.
La comparaison des moyennes des deux génotypes était faite sur des couples de sceurs nées le
même jour et élevées ensemble. C’est à partir de ces mêmes couples que la variance phénotypique
a été comparée. Une étude plus complète portant sur tous les descendants des familles présentant
une ségrégation aux loci en cause était refaite ensuite dans le cas du facteur u extension du noir » pour lequel les effectifs étaient moins nombreux.
Parmi les critères quantitatifs dont la variance était enregistrée, l’âge à la ponte du premier
oeuf des poulettes a donné des différences hautement significatives : comme nous l’avons dit plus haut, c’est lui, essentiellement, qui sera considéré ici. Il s’agit du premier œuf contrôlé
au nid-trappe, sujet à erreurs du fait d’un certain pourcentage de pontes non enregistrées, de
l’ordre de 1 à 3 p. 100 suivant l’année. Il est vraisemblable que la fréquence des erreurs ne diffère pas pour les génotypes comparés : si c’était le cas, les âges moyens observés devraient différer.
Pour chaque locus, nous ne mentionnerons que les résultats globaux, sur l’ensemble des
générations étudiées, n’ayant pas constaté de variations significatives du sens de ces résultats
suivant l’année.
Du point de vue statistique, pour les tests de comparaison de variances, nous avons dû dans quelques cas suppléer à l’imprécision des tables existantes, pour les grands nombres de
degrés de liberté, en utilisant le fait que la distribution de
l0 2 F
tend alors vers une distribution normale dont les moments sont donnés par KE!IDALL et ST(iART (1963).RÉSULTATS
a)
Noir étendu ou restreint dans lePlumage
Sur 168
couples
de soeurs nées le mêmejour,
l’une àplumage
noir étenduhétérozygote
pour l’allèle E(H UTT , Z949 ), l’autre
à noirrestreint,
nepossédant
pasE,
la moyenne del’âge
aupremier
oeuf et sa variance intra-année ont étécomparées (tabl. 1 ).
Les résultatsgroupent
9 années dutroupeau reproduit
àl’automne,
de1956
à19 64.
Alors que les moyennes sont
pratiquement identiques,
les variances diffèrent defaçon
hautementsignificative,
celle despoules
à noir limité(«
non E»)
étantdouble de l’autre.
Une certaine
proportion
d’entrées enponte spécialement tardives, qui
existedans tous les cas, entraîne une
légère dissymétrie
des distributions. Celle-ci n’était pas assezimportante
pourperturber
defaçon
notable les tests decomparaisons de
moyennes, dont la « robustesse » est assez
grande. Quant
auxvariances,
étant donné ledegré
élevé designification constaté,
le sens de la conclusion nepeut
être essen- tiellementmodifié, quoique
laprobabilité indiquée puisse
êtrequelque
peu inexacte(Box, ig5 3 ).
C’estpourquoi
nous n’avons pasjugé
nécessaire d’effectuer une trans- formation desdonnées,
transformation dont le choix aurait été difficile.D’autre
part,
la similitude des moyennessuggère
que la différence des variancesne
s’explique
pasuniquement
par une différence dans laproportion
d’entrées enponte
très tardives.L’examen,
année parannée,
deshistogrammes
defréquences
des
âges
à maturité sexuelle le confirme : il y arégulièrement
un étalementplus grand
des entrées enponte
chez lespoules
àpigmentation réduite,
aussi bien vers lagauche
que vers la droite de la distribution. On le vérifieglobalement
en transfor-mant les données brutes en écarts aux moyennes
annuelles,
et réunissant toutes les années en une distributionunique
pour chacun des 2 groupescomparés.
Parexemple,
le
pourcentage
despoules
d’au moins 30jours plus précoces
que la moyenne annuelle est, chez les «F »,
de 2,34, contre4 ,6 3
chez les « nonE »;
les valeurs corres-pondantes
pour les individus d’au moins 30jours plus
tardifs que la moyenne sontrespectivement
7,33 et 9,57 p. 100. Pour lespoules
de 40jours
au moinsplus
tardives que la moyenne, on trouve
4 ,6 9
et7 , 1 8
p. 100. Un test dey 2 permet
de vérifier que cesproportions
sont, àchaque fois, significativement
différentes l’une de l’autre.Au vu de ce
résultat,
nous avonsanalysé,
pour chacun des 2 groupes, la différenceglobale
de variance en fonction de 2 facteurs : la date d’éclosion d’unepart,
la famillepaternelle
de l’autre. Pour cetteanalyse,
nous avonsrepris,
danschaque année,
toutes lespoules
à entrée enponte contrôlée,
issues des famillesprésentant
uneségrégation
pour le facteur de coloration étudié. ’ Le tableau 2 donne le détail de lavariance,
pour lespoules
« E » ou « non E »,intra- et entre dates d’éclosion
intra-année, puis
entreannées,
ainsi que lesrapports
F des 2 dernières variances à lapremière.
Pour chacune des 3 variances
(résiduelle,
entre datesd’éclosion,
entreannées),
on retrouve une valeur
plus
faible pour le groupe à noir étendu que pour l’autre.Cependant,
il est intéressant de noter que la variance entre dates d’éclosion estproportionnellement plus augmentée lorsqu’on
passe du groupe « noir étendu » à celui à « noirrestreint
»; c’est ce que reflète d’une autrefaçon
lacomparaison
durapport
F de cette variance à la variancerésiduelle, rapport légèrement
différentde i, mais non
significativement,
pour lepremier
groupe,supérieur
à i au seuilde
probabilité
i p. 100pour le second. Autrementdit,
la varianceplus grande
de ladate d’entrée en
ponte
despoules
àpigmentation
restreintepeut s’expliquer,
aumoins
partiellement,
par une sensibilité accrue à des facteurs externes, associésen
particulier
à la date de naissance.Le tableau 3
indique,
demême,
le détail de la varianceintra-pères
et entrepères
intra-années.Ici encore, tant la variance
intra-pères
que celle entrepères
est indiscutable- ment inférieure chez lespoules noires,
mais la seconde estproportionnellement beaucoup plus augmentée
que lapremière lorsqu’on
passe duphénotype
« noirétendu » au « noir restreint ». Si l’on compare les 2 variances « entre
pères
» et«
intra-pères
» danschaque
classephénotypique,
lerapport
F passe de 1,52(à
lalimite de la
signification)
pour lespoules
« E » à3 ,6 4 (hautement significatif)
pour les « non E ».
Ou,
pour voir les choses d’une autremanière,
lerapport
F de la variance résiduelle chez les « non E » à celle des « E » est1 ,58 (avec
277et4 68 degrés
deliberté),
lerapport analogue
relatif aux variances entrepères
étant3 , 7 8 (avec
34 et 34d.l.).
On
peut
tester d’unefaçon approximative
la différence de ces 2 derniers rap-ports
F. Si l’onprend
comme « vraie valeur » durapport
des variances des « non E »aux « E » le
rapport
observé des variances résiduelleségal
à1 , 5 8,
enappelant respectivement SI
etSI
les variances observées « entrepères
», lerapport S2
1 1 2
y58 Si
devrait suivre
approximativement
une loi de F dansl’hypothèse
d’unrapport égal
pour toutes les
composantes
de la variancelorsqu’on
passe du groupe « noir res-treint » au groupe « noir étendu ».
Or,
sa valeur calculée àpartir
des observationsest 2,39,
significative
au seuil i p. 100, et il en est encore de mêmesi,
au lieu de1
,58,
onprend
l’une des limites de confiance au seuil 5 p. 100 du « vrai» rapport
des variances résiduelles.Si l’on estime
maintenant,
dans les donnéesprécédentes,
lacomposante
cc
père
» de la variance( 1 )
chez lespoules
« E » et « non E », on trouve les valeursrespectives
22,1 etio8,8.
’
Ces résultats
permettent
donc de conclure que laprésence
dugène
Eopposé
à ses allèles a pour
effet,
non seulement de diminuerglobalement
la variancephé- notypique,
mais aussi d’en modifier lacomposition,
en diminuant lapart
due à certains facteurs au moins del’environnement,
ainsi que celle attribuable à des différencesgénétiques
entre familles depères (les
effectifs très restreints par mèrespermettaient
difficilement uneanalyse
similaire sur cesdernières).
Enfin,
le tableau 4 donne lacomparaison,
àpartir
decouples
de soeurs néesle même
jour,
des moyennes et des variances despoulettes
cc E » ou « non E » pour le nombre d’oeufspondus
de l’entrée enponte
à l’arrêt ducontrôle, correspondant
à un
âge
de 9 à 10 mois.Il semble y
avoir,
iciaussi,
une varianceplus grande
pour lespoules
à noirlimité. Cette
tendance,
moins accusée que pourl’âge
à maturitésexuelle, peut
pro- bablements’expliquer
entièrement par la corrélation existant entre ce caractère et laponte
despremiers
mois.b)
Pyésence ou absence depigmentation
dans lePlumage (Ce /ee).
Le tableau 5
précise
la valeur moyenne et la variance del’âge
aupremier
oeuf pour les
poules pigmentées (Cc)
ou àpigmentation
inhibée(cc)
dans leplumage.
Il
s’agissait
encore decouples
de soeurscontemporaines,
issues del’accouplement
d’un
parent hétérozygote
Cc avec un récessif cc. Le détail est donné pour les2 croisements
réciproques.
Lesgénérations
étudiées sesituent,
comme pour l’extension dunoir,
entre195 6
et19 6 4 ,
mais lamajorité
des données est, cettefois,
tirée dutroupeau reproduit
auprintemps.
( 1
) Pour obtenir cette composante « père n, nous avons utilisé seulement les sommes de carrés « entre
pères » et « intra-pères », sans considérer le détail des familles de frères-soeurs (peu nombreuses). Une part de la composante « mère u est donc incluse dans la variance « entre pères n.
Alors que
l’âge
moyen ne diffère pas defaçon
sensible(un
trèsléger avantage
aux WW colorées existe pour les 2
types
decroisement,
mais n’est passignificatif
au
total)
on note, dans les 2 cas, une variancesupérieure
pour les filles cc, ceci étantsignificatif
àchaque
fois au seuil 2,5 p. 100. De même que pour l’extension de lacoloration,
l’examen des distributions defréquence
par année confirmequ’il
y a étalementplus grand
dans les 2 sens et non seulement vers les entréesen
ponte
tardives.En
regroupant
les 2croisements,
onobtient,
pour les fillescolorées,
une varianceégale
à42 8, 2 ;
la valeurcorrespondante
pour les filles cc est6 y , 3 .
I,es2 variances sont basées sur 305
degrés
deliberté,
et leurrapport
est t = 1,44, cequi correspond
à uneprobabilité
inférieure à i p. 100 si l’on fait abstraction del’hétérogénéité
existant entre croisementsréciproques,
dont nousparlerons plus
loin. De toute
façon,
le fait d’unrapport
Fsignificatif,
dans le même sens, pour les 2types
decroisement,
conduit à cette même conclusion en considérant le nombre de tels événements(niveau
designification 0 , 025 )
obtenus sur 2tirages
comme suivant une loi binômiale.
Comme pour l’extension du
noir,
nous avons fait le détail de la variance intra-pères
et entrepères intra-génération
pour les 2génotypes (tabl. 6).
Nous avonsomis les variances entre
années,
dont lerapport
à la variance résiduelle différait peu entregénotypes.
Il
existe,
ici comme pour l’extension dunoir,
une tendance àl’augmentation
de la
composante
«père
» de la variance chez les v lesplus
variables(cc),
mais elleest de toute
façon beaucoup
moins nette.Quant
au nombre d’oeufspondus
lespremiers mois,
sa variance neprésente
pas de différence sensible suivant le
génotype
au locus C(le rapport
F de la variance intra-année des cc aux Cc étant de 1,07 avec 152 et 152degrés
de liberté pour le croisement Cc x cc et 0,91 avec14 6
et14 6
d.l. pour le croisementréciproque).
c)
Crête en roseIcrête simple (Rr /rr).
Comme au locus
C,
nous comparons moyenne et variance de laprécocité
sexuellepour des
couples
de soeurs,l’une,
cette fois degénotype, Rr,
l’autre rr, issues d’unparent
Rraccouplé
à un rr. Le tableau 7 contient lesrésultats,
détaillés par croi- sement. Lesdonnées,
comme pour Cc et cc, serépartissent
entre letroupeau
élevéau
printemps (pour
lamajorité)
et celuireproduit
en automne.Ici,
encore, iln’y
a pas de différence sensible des moyennes.Pour les 2
types d’accouplement parental examinés,
la variance intra-années estsignificativement supérieure
pour les filles à crête en rose.Si l’on regroupe les 2 croisements
réciproques,
lerapport
de la variance des Rr à celle des rr estégal
à 1,40 pour 701 et 701degrés
de liberté. Cerapport
est d’un ordre degrandeur qui
seraitsignificatif
au-delà du seuil i p. 100 et lacompli-
cation introduite par
l’inégalité
de variance entre croisementsréciproques (cf. § d),
comme pour le locus
C,
nepeut
modifierbeaucoup
le sens de cette conclusion.Enfin,
les variancesintra-génération, intra-pères
et entrepères,
ont été estimées pourchaque génotype,
àpartir
des individus du tableau 7, engroupant
les croise- mentsréciproques (tabl. 8).
Les variances entre années sont omises comme au locusC,
leurrapport
à la résiduelle étant voisin pour les 2génotypes.
La même tendance se fait
jour
que pour les deux autresgènes :
legénotype
le
plus
variable(Rr)
est en mêmetemps
celui pourlequel
la variance « entrepères
»est la
plus grande
vis-à-vis de la variancerésiduelle,
ou, en d’autres termes, celui chezlequel
lacomposante
«père
» de la variance estproportionnellement
laplus
élevée.
Un test
approximatif
de la différence desrapports
F caractérisant les 2géno- types, analogue
à celui réalisé pour le facteur « extension du noir », conduit à conclure à une différence hautementsignificative
de cesrapports.
La
composante
«père
» de la variance( 1 ),
estimée àpartir
des données ci-dessus,
a pour valeur14 8, 7
et 37,3respectivement
chez lespoulettes
Rr et yy.Pour les nombres d’oeufs
pondus
durant lespremiers
mois deproduction,
leurmoyenne ne diffère pas sensiblement et leur variance est voisine et non
signi-
ficativement différente pour les
poules
Rr et rr.d)
Possibilitésd’effets
maternels.Nous
avons séparé
au tableau 7 les 2croisementsréciproques
relatifs augène
R.Il
apparaît
àpremière
vue, eneffet,
que leurs variances pourl’âge
aupremier
oeuf
diffèrent,
tant pour les filles Rr que pour les rr.(’) Contenant, comme pour le locus E, une fraction de la composante « mère e.
De
façon plus précise,
en negardant
que les années où les 2 croisements sontreprésentés,
les variances intra-années sur l’ensemble desdonnées,
par croisement etgénotype
desfilles,
sontindiquées
au tableau 9.Le
rapport
F de la variance du second croisement à celle dupremier
est respec- tivementégal
à 1,35 et à i,q.9 suivant que l’on considère àpart
les filles Rr ou les.filles yy. Le
premier rapport
estsignificatif
au seuil 5 p. 100 et le second au seuili p. 100. Au
total,
la différence entre croisementsréciproques paraît
donc réelle.Il est intéressant de remarquer
qu’au
locus C pourlequel
nous avons observé des différences « individuelles » dans la variabilité del’âge
à maturitésexuelle,
il y a
également
uneprésomption
de différence entre les croisementsréciproques
Cc X cc et cc X Cc : le
rapport
de la variance dupremier
au second estproche
dei, 37
si l’on considère les filles de
génotype Cc,
et de r,4o pour les filles cc, ordres degrandeur
voisins de ceux relatifs au locus R(ces rapports
étant tous deuxsigni-
ficatifs au seuil 5
%).
Pour l’extension du noir
(E),
les données étaient insuffisantes pour comparer des croisementsréciproques,
peu d’annéescomportant
les 2 à la fois avec des effec- tifs suffisants.Toutefois,
àpremière
vue, il ne semble pas y avoir de différence nette des variances suivant legénotype
maternel.Sans que l’on
puisse
avancer unehypothèse
sur la cause de ces différences entreaccouplements réciproques,
ilparaît plausible
de les attribuer à un effet maternel.Nous omettons le détail de la variance
intra-pères
etentre-pères
pourchaque
croisement
réciproque
au locusC,
les effectifs étant assez faibles si l’on se limiteaux années
présentant
à la fois les 2 croisements.Pour le
gène R,
on retrouve, pour lestypes d’accouplement
d Rr X Y Y rr et3 rr x ?! Rr,
un faitdéjà
observé dans lescomparaisons
entregénotypes
« indi-viduels » à
chaque
locus : le croisement leplus dispersé
au total est aussi celui où la variance « entrepères
» est, àproportion,
laplus grande, spécialement
chez lesenfants
Rr,
lesplus
variables(tabl. io).
e) Comparaisons
relatives à d’autresgènes.
’
Une
comparaison analogue
des variances intra-années pourl’âge
aupremier
oeuf entre
génotypes
individuels a pu être réalisée relativement à d’autresgènes,
les
comparaisons
étant les suivantes :Iilii (inhibition /présence
depigment
noir dans leplumage).
BI
bl /bl
bl(dilution
dunoir Jnon dilution).
S- /s- (plumage
«argenté » /«
doré»).
Ww /ww (absence /présence
dexanthophylles épidermiques).
K- /k- (emplumement lent/rapide).
Dans tous les cas il
n’y
avait pas de différencesignificative
pour la valeurmoyenne de
l’âge
au ier oeuf. Il en était de même desvariances,
àl’exception,
peut-être,
d’une différence au locusK, significative
au seuil g p. 100, mais assez faible(tabl. 11 ).
De
façon parallèle,
le tableau 12 concerne lescomparaisons
entre croisementsréciproques
là où elles étaientpossibles, toujours
limitées aux variances.Dans
l’ensemble,
en cequi
concerne les différences de variance attachées àl’individu, 4 comparaisons
sur 8 se sont donc révéléessignificatives,
dont 3 auseuil i p. 100 et i au seuil i p. i ooo.
Or,
la considération de la loi de Poisson montre que laprobabilité
d’obtenir du seul fait du hasardplus
d’unecomparaison
sur 10
significative
au seuil i p. 100 est inférieure à o,oi. Un raisonnement sem-blable vaut pour les
comparaisons
entre croisementsréciproques.
Il est doncraisonnable de penser que les différences trouvées
significatives
dans des compa- raisonsparticulières
sont bien réelles.Par contre
(MÉ RAT ,
données nonpubliées),
nous n’avons trouvé aucune diffé-rence
significative
desvariances,
aux mêmesloci,
pour les caractères suivants :poids
à 8 semaines dans les 2sexes, nombre d’oeufs(sauf
pourE,
comme nous l’avonssignalé), poids
desoeufs, poids
despoules
adultes.Seule,
la variance de l’écart dupoids
dupoussin
d’unjour
à sarégression
sur lepoids
de l’oeuf dont il est issuparaît,
dans nos
données, dépendre
de certainsgènes
« marqueurs ». Les résultats en serontpubliés
ultérieurement.DISCUSSION ET CONCLUSIONS
Un
premier fait,
commun auxexemples qui précèdent,
réside dansl’expression
de la différence de variance de
l’âge
aupremier
oeuf associée à certains loci connus :les
génotypes « plus
variables» comportent
uneplus
forteproportion,
non seulementde « retardataires », mais aussi d’entrées en
ponte précoces.
Dans les 3 casétudiés,
les 2phénomènes
secompensent
à peuprès,
de sorte quel’âge
moyen ne diffère pas defaçon appréciable.
L
OWRYet SCHUI.TZ
( 1050 )
ontsuggéré
lapossibilité
d’une différence de variancephénotypique
pour un caractèrequantitatif,
liée à ungène
marqueur, dans certainscas de
linkage
entre ce marqueur et ungène
à effet «quantitatif
»,accompagnés
d’effets non additifs relativement à ce dernier
gène.
Cette
explication
neparaît
pas très vraisemblable dans nosexemples.
Toutd’abord,
les différences de variance constatées neparaissent
pas avoir diminué aucours des
générations
dans notrepopulation :
s’il y a unlinkage,
il faudraitqu’il
soit assez étroit.
Ensuite,
comme iln’y
a pas de différencesappréciables
desmoyennes, l’effet « non additif
» postulé
pour le ou lesgènes
liés devrait être d’untype
trèsparticulier. P;nfin,
les différences decomposition
de la variances’expli- quent
mal par cettehypothèse,
et il y a, relativement au facteur « extension du noir », une différence dans la variance dûe à un facteur dumilieu,
la dated’éclosion, qui suggère
bien un effet sur lacapacité
de «tamponnement » ( 1 ).
Nous ne
disposons
pas, pourl’instant,
d’élémentsd’interprétation
du moded’action des
gènes
en cause. Onpourrait
penser à une sensibilitéplus
ou moinsgrande
à des facteurs de l’environnementcapables
d’influer sur laprécocité sexuelle, l’expression biométrique pouvant
en être une différence ducoefficient
derégression
del’âge
à maturité sexuelle parrapport
à ces facteurs.Du
point
de vuephysiologique,
onpeut
se demander si l’association entre l’extension des mélanines et legroupement
des entrées enponte
dans letemps
est fortuite. Leparallélisme
des résultats concernant 2gènes
différents de colora- tion(E
etC) pourrait,
àpremière
vue,suggérer
que non. Les observations relativesau locus I
(présence /absence
de mélanines noires dans leplumage)
ne révèlentpas de différence
significative
entregénotypes
à ce locus pourl’homogénéité
desâges
aupremier
oeuf(tabl. io); cependant,
la variance laplus grande
observée estcelle des animaux Ii
privés
de noir.Le second fait est la
modification,
enprésence
des mêmesgènes,
non seule-ment de la variance
totale,
mais de sacomposition.
Pour les 3lociétudiés,
legéno- type
donnant laplus grande
variances’accompagne
d’uneaugmentation impor-
tante de la «
composante père
» de celle-ci. Il est curieux de constaterqu’un phé-
nomène
d’apparence analogue
se révèle relativement à l’effet d’un facteur dumilieu,
la date d’éclosionplus
ou moins tardive auprintemps :
chez les animaux nés tard,l’âge
d’entrée en ponte estplus
variable, et en même temps la compo- sante «père
» de la variance a uneplus grande importance proportionnelle,
mani-festant
peut-être
l’action degènes
liés au sexe(MÉ RA T, 195 6, 19 68).
Ainsi,
tout lesystème
deparamètres génétiques quantitatifs
pour un carac- tèrepeut
être modifié par ungène simple,
ou au moins unerégion chromosomique
d’étendue restreinte.
C’est,
si l’on veut, un casd’épistasie,
entreun gène et l’expres- sion,
non d’autresgènes spécifiés,
mais du reste dugénome,
ou de classes entières degènes (liés
au sexe dans le casactuel?)
dansl’hypothèse
vraisemblable d’un déterminismepolygénique,
mis àpart
le locus enquestion.
Il
n’y
a pas, à notreconnaissance,
d’autres cas connus d’ungène
identifiémodifiant à lui seul l’héritabilité d’un
caractère;
mais unexemple
a étésuggéré
chez la
poule
d’unemodification,
associée augène
P de forme de lacrète, portant
sur un autre
paramètre biométrique,
la corrélationphénotypique
entre 2caractèresquantitatifs;
ils’agit
de la taille de la crête d’unepart,
de la vitesse de croissanceou de la fertilité de l’autre
(K A rr
etal., ig 5 g).
Nous avons nous-mêmes constaté (’) Ces derniers faits, de même, ne semblent pas favorables à l’hypothèse d’allèles n f » ou « c différant par leur effet moyen sur l’üge au ler oeuf mais indiscernables extérieurement.d’autres
exemples
de ce genre relatifs augène
dw réduisant la taille dans la mêmeespèce :
enprésence
de cegène apparaît
une corrélationpositive importante
entrele
poids
adulte d’unepoule
et son intensité deponte,
corrélationqui
n’existe pas chez des animaux de taille normale de mêmeorigine (MÉ RAT , ig6g).
Ces résultats sont intéressants pour la
compréhension
de l’effet d’une sélectionsur un caractère
métrique.
Ilsreprésentent
de nouveauxexemples
degènes
ayantune action notable sur la variance d’un tel
caractère,
et nous avons montré théori-quement
les résultatsparticuliers auxquels
une sélection soit « directionnelle », soit « stabilisante »,peut
conduire pour desgènes
de cetype (MÉ RAT , 19 6 7 b).
On
peut prévoir
que cesgènes,
à leur tour, auront, par la modification de la variance et de sescomposantes
dont ils sontresponsables,
un effet sur le résultat de la sélection aux autres loci. Alorsqu’il
est couramment reconnu(par exemple I,
ERNER
, 195 8)
que larapidité
desgains génétiques
et les limites de la sélection pour un caractèredépendent
de lacomposition
dedépart
d’unepopulation,
nosdonnées montrent que l’influence de cette
composition peut être,
pour unepart appréciable,
le fait d’unpetit
nombre de lociparticuliers.
Lesconséquences
de cettepossibilité
ne semblentjamais
avoir étéenvisagées théoriquement,
mais saprise
en considération nous
paraît
de nature àapporter,
au moins dans certains cas, un élément nouveau pour lacompréhension
de lagénétique quantitative.
Reçu pour pasblicnlion en octobre z96g.
REMERCIEMENTS
Nous remercions M. BOYFR, Station de Recherches avicoles, C.R.V.Z., 37-Nouzilly, et
M. RICARD, Station expérimentale d’Aviculture du Magneraud, 17-Saint-Georges-du-Bois, des critiques et remarques qu’ils nous ont apportées en relisant cc texte.
SUMMARY
GENES INFLUENCING PHENOTYPIC VARIANCE OF AGE AT FIRST EGG AND ITS COMPOSITION IN THE DOMESTIC HEN
In a &dquo;
synthetic &dquo; poultry population, issue of an initial cross between breeds, the variance of several quantitative traits was compared for heterozygous vs. homozygous recessive genotypes at loci with visible effect (colour or external morphology).
A highly significant difference was found at three loci for age at first egg laying of pullets:
E /other alleles (extension /limitation of black in the plumage), C (presence /absence of melanins in the plumage), R (rose /single comb). Birds heterozygous for extended black, or for presence of color (Cc), and recessive homozygotes for single comb (rr) have a less variable age, respectively,
at sexual maturity than pullets with restricted black, ‘° recessive white &dquo; plumage or rose comb.
The ratio of the higher to the lower variance is 2,0 in the first case (P < .001), 1.4 in the second
(P < .01), and 1.3 or 1.6 in the third, according to type of mating considered (P < .01). A
difference of variance in the same direction for egg production during the first laying months
was found for the &dquo; extension of black &dquo; gene. None of these differences is accompanied by
a detectable effect on mean values, and an examination of observed distributions within years confirms that, in each case, the higher variance reflects higher frequencies at both ends of the distribution.
Moreover, in the three cases concerning age at first egg, the genotype with the higher pheno- typic variance also shows a much higher &dquo; sire &dquo; variance component.