| 概率分配值取决于犯罪嫌疑人的亲子鉴定基因类型和任何其他的条件基因类型 |
| 等位基因的遗失偶尔也会发生这样一种情况，即无论是否存在亲子鉴定第二个等位基因，我们都可以使用条纹形式对一个亲子鉴定等位基因进行可靠标记，但是这种标记却又是模糊不清的。英国的法医学界使用F垂指代这种情况，而新西兰的法医学界则用N来指代这种情况。使用乘积法... |
| 双样本所呈现的上海亲子鉴定中心等位基因频率很可能非常相似 |
| 这些双样本所呈现的等位上海亲子鉴定中心基因频率很可能非常相似。然而，如果我们从苏格兰人种群、英国人种群和意大利人种群中分别抽取可比较的样本，然后比较这些样本的等位基因频率，那么我们将会发现他们之间存在虽然较小但却真实存在的差异。从法医学角度来讲，专业... |
| 试验的目的是在上海亲子鉴定遗传层面上对种群遗传性再分进行评估 |
| 乘积法则和子种群模型的讨论通过上海亲子鉴定种群遗传学研究，如果我们能够表明上海亲子鉴定种群再分效应的影响非常小，以至于我们打算对其忽略不计，并且倘若认为在支持控方的问题上存在轻微偏差是可以理解的，那么将乘积法则作为首选的近似值计算方法就是允许的。Gill... |
| 就考察如下上海亲子鉴定问题的方式验证这些困难 |
| 这些年釆，面对上海亲子鉴定狃罪嫌疑人]-用这种修正方法的不利的批评意见。我们可以通过几乎每次抓住一个人就考察如下上海亲子鉴定问题的方式验证这些困难：他属于哪一个种群？。考察一个居住在新西兰的高加索居民，他出生在伦敦，后随父母移民到新西兰。他的先祖种族包... |
| 我们可以计算上海亲子鉴定犯罪嫌疑人所在子种群的基因类型概率吗？ |
| 因此这个方法仍然存在低估多基因座基因型概率的某些趋势。Curran等考察了一个上海亲子鉴定通过模拟创建的，且其近亲繁殖系数为8=0.03的种群，并将分配值和黄金标准图谱（profile)频率相比较，通过这种做法测试了建议4.1。图3.4再现了这个过程。在模拟中，54.4%的值小于1... |
| 乘积法则基因图谱频率对上海亲子鉴定真实基因图谱频率的比例 |
| 本图来源于CuVan等牡5◎2003并经过修正，引用本图得到了Elsevier的许可。图3.2给出了Curran等的计算结果。给定比值=1，直线之上的数据点表明，与真实值相比分配值是很保守的。直线之下的数据点则表明，估计值是非保守的。可以看到，(在给定上述条件下）在50 000 个仿真案... |
| 作为子种群之间上海亲子鉴定遗传距离的量度已经足够用 |
| 术语上通常将其称为不同个体之间的上海亲子鉴定共祖系数。这个参数对于刻画子种群效应来说是很有用处的；然而，这个参数是很难可视化和测量的，也就是说，这个参数既难以直接观察也难以量化。考虑到撰写本节的目的，将它作为子种群之间遗传距离的量度已经足够用了。我们... |
| 不同的基因座数目以及上海亲子鉴定处于考察中的种群人口数量的变化 |
| 此外，不同的基因座数目以及处于上海亲子鉴定考察中的种群人口数量的变化都会对概率评估产生影响，我们必须对这种影响进行预期。基因座数目越多，种群再分造成的潜在影响就越大。我们预期某个特定种群的偏差会比其他种群的偏差要大。更晚些时候，Gill等喆5调查了这些偏差... |
| 法医学界详细观察和上海亲子鉴定究的人类种群 |
| 不同子种群的比例和这些子种群在等位基因概率上的差异将影响这种不平衡的枢度。不同子种群之间在等位基因概率上的差异越大，则最终的不平衡幅度越大。Excoffier283注意到，种群的再分也会制造出大量已观察到的等位基因和更多罕见的等位基因。第一个被法医学界详细观察和... |
| 应该排除掉基因类型的上海亲子鉴定某些不经意选择 |
| 此我们应该不能通过一个人的外在上海亲子鉴定显形获知其基因类型。因此应该排除掉基因类型的某些不经意选择。然而，以此为出发点，假定随机交配这个 上海亲子鉴定 假设是一个公正客观的假设就可能是错误的。Crow和Kimura2论述了非随机交配的两个主要类型：近亲交配和选型... |
|
|
|
|
