PREDICTIA VALORII DE AMELIORARE PENTRU CANTITATEA DE LAPTE INTR-O POPULATIE DE OVINE

Cuprins

Introducere

Cap. 1. Surse de informatii utilizate in predictia valorii de ameliorare la ovine

1.1. Performantele proprii ca sursa de informatie

1.2. Ascendentii ca sursa de informatie

1.3. Descendentii ca sursa de informatie

1.4. Colateralii ca sursa de informatie

Cap. 2. Realizari pe plan mondial si la noi privind predictia valorii de ameliorare la ovine

Cap.3. Scopul lucrarii , materialul cercetat

3.1. Scopul lucrarii

3.2. Materialul biologic cercetat

Cap.4.   Parametrii genetici ai caracterelor studiate

Cap.5. Predictia valorii de ameliorare

5.1. Predictia valorii de ameliorare dupa metoda oficiala

5.2. Predictia valorii de ameliorare prin metodologia BLUP

5.3.Corelatii parametrice de rang intre ierargizarea indivizilor dupa valorea de ameliorare predictata prin cele doua metode

Concluzii

BIBLIOGRAFIE

ANEXE

Introducere

Ameliorarea animalelor, una din cele mai importante laturi ale zootehniei, poate fi considerata ca fiind rezultanta a trei domenii de activitate strans legate intre ele: fiziologia reproductiei, genetica si ameliorarea propriu-zisa, adica aplicarea principiilor geneticii pentru gasirea celor mai bune procedee si metode de imunatatire a populatiilor de animale.

Scopul principal al ameliorarii il constituie maximizarea progresului genetic pe unitaeta de timp si pe unitatea de costuri. Directia in care se actioneaza o constituie marirea gradului de valorificare a conditiilor de hranire si de crestere intensive practicate azi. Legat de aceasta problema asigurarii informatiilor necesare si a modului de utilizare a acestora capata o importanta deosebita.

Se pot lua decizii in anumite situatii si fara a dispune de informatiile necesare; insa, in majoritatea cazurilor decizii eronate, uneori chiar cu urmari grave. Adesea analiza desfasurarii unor fenomene duce la concluzia ca principala cauza a neajunsurilor inregistrate consta in necunoasterea la timp a informatiilor necesare. Acuratetea datelor primare constituie o conditie primordiala pentru trecerea la prelucrarea si analiza lor. In caz contrar, chiar daca am aplica cele mei sofisticate metode statistice, informatia pe care o vom obtine va fi falsa, iar decizia pe care o luam pe baza unei informatii false este mai totdeauna impotriva propriilor noastre interese. O decizie neaplicata corect nu are nici o valoare si intreaga munca depusa pentru obtinerea informatiei devine fara sens. Din cele expuse rezulta importanta pe care o au sursele de informare in luarea unor decizii corecte in activitatea de selectie genetica. In programele de ameliorare a tuturor speciilor de animale exploatate intensiv si deci si la ovine, se acorda acestor probleme o atentie deosebita.

Problema stabilirii criteriilor de selectie si a metodelor de selectie constituie si in prezent o preocupare importanta pe plan mondial.

In primul capitol al lucrarii se face o prezentare a surselor de informatie care stau la baza predictiei valorii de ameliorare.

In capitolul al doilea se face o sinteza a realizarilor pe plan mondial si la noi in tara privind predictia valorii de ameliorare.

In capitolul trei se prezinta scopul lucrarii dupa care urmeaza analiza materialului biologic cercetat.

In capitolul patru sunt obtinute rezultate proprii cu privire la estimarea parametrilor genetici necesari in predictia valorii de ameliorare. Pentru a preveni obtinerea unor estimate negative, parametrii genetici au fost calculati prin metoda REML.

Rezultatele privind predictia valorii de ameliorare sunt prezentate in capitolul cinci.

Cap.1. Surse de informatii utilizate in

predictia valorii de ameliorare

la ovine

Precizia cu care prognozam valoarea de ameliorare a animalelor este principalul factor de care depinde progresul genetic. In consecinta, unul din mijloacele principale in cresterea vitezei progresului genetic il constituie imbunatatirea preciziei predictiei valorii de ameliorare, prin marirea corelatiei dintre aceasta si criteriul de selectie utilizat. Aceasta se poate realiza prin luarea in consideratie a unui numar cat mai mare de informatii cu privire la caracterele urmarite in munca de ameliorare.

Sursele de informatii folosite in predictia valorii de ameliorare sunt urmatoarele

- pedigreele - care ne informeaza asupra valorii de ameliorare a descendentilor si ceea ce animalul ar trebui sa fie ;

- performantele proprii - care ne informeaza asupra a ceea ce animalul pare sa fie;

- performantele descendentilor - care ne informeaza asupra a ceea ce este cu adevarat animalul ;

- performantele colateralilor - care aduc informatii pentru caractere care nu pot fi masurate pe animalul candidat la reproductie.

1.1. Performantele proprii ca sursa de informatie

In conditiile selectiei pe baza performantelor proprii animalele sunt retinute sau respinse de la reproductie pe baza fenotipului propriu pentru unul sau mai multe caractere. Preogresul genetic realizat este dependent de numarul de caractere luate in considetatie si de gradul de corelatie dintre genotip si fenotip.

Aceasta sursa de informatie este folosita in selectie pentru caracterele cantitative, precum: productia de lana, productia de lapte, procentul de grasime din lapte, dimensiunile corpului, sporul mediu zilnic, etc, fiind aplicata caracterelor nelimitate de sex, ce nu impun sacrificarea animalului, cu heritabilitate destul de mare.

Valoarea de ameliorare a unui individ se determina prin comparatie cu media fenotipica a grupului din care face parte. Pentru a fi eficienta comparatia trebuie efectuata pe animale de aceeasi varsta si in aceeasi perioada. Valoarea de ameliorare (a),a unui animal, estimata ca deviatie de la medie pentru un anumit caracter, poate fi determinata prin formula :

m_A + b(y_i - m_y Þ a = A - m_A = b(y_i - m b(y_i -y_c) (1)

b_X este coeficientul de regresie a valoarii de ameliorare (a) a individului fata de fenotipul propriu ;

y_i = performanta candidatului la selectie ;

y_c = performanta medie a grupului din care a fost selectionat individul.

Heritabilitatea definita ca regresie (b_AB) a valorii de ameliorare (#), fata de performanta femotipica (P), este redata in expresia :

b_AB = Cov_AP / V_P = Cov (A, A +P)/ V_P = V_A / V_P = h² (2)

b_X din expresia utilizata pentru predictia valorii de ameliorare, este egala cu valoarea h² a caracterului respectiv. In acest caz, pentru un animal oarecare, "i", formula (1) devine :

a_i = h² (y_i - y_c ) ; cand are o singura performanta proprie si

a_i = h²_m (y_im - y_ci ) ; cand candidatului i se cunosc mai multe performante ; in care :

- h²_m heritabilitate multipla ;

- y_ci performanta proprie a contemporanilor .

Si in predictia valorii de ameliorare, ca in orice prognoza intereseaza gradul de precizie. Pentru performanta proprie, corelatia dintre valoarea de ameliorare si fenotip ce constituie o masura a gradului de precizie a procnozei poate fi estimata ca radacina patrata a heritabilitatii (h) .

r _AP = b _AP .G_P / G_A = h² . 1/ h = h (3)

In aceasta situatie, precizia (r _AP) este h² = h sau, cunoscand ca h² = b _AP , h = b _{AP .}

Cu cat valoarea lui h² este mai mare cu atat precizia selectiei bazate pe performante proprii este mai mare. Spre exemplu, la o valoare a lui h² de 0.10 precizia selectiei (h) = 0.316 , iar la un h² = 0.70 ii corespunde o precizie (h)=0.836 .

Selectia bazata pe performanta proprie este cea mai aplicabila si metoda simpla, insa asa cum am amintit se poate aplica doar caracterelor nelimitate e sex, celor ce nu impun sacrificarea animalelor pentru evidentierea performantei, celor ce se manifesta timpuriu in viata animalului si celor cu un h² mare.

1.2. Ascendentii ca sursa de informatie

Pedigreul sau arborele genealogic este utilizat si pentru aprecierea valorii de ameliorare a indivizilor, in cazul in care, selectia se face pentru caractere cantitative. Stabilirea valorii de ameliorare a unui individ pe baza informatiilor pe care ni le ofera pedigreeul acestuia, consta in aceea ca performantele realizate de mama tatalui si a celor doua bunici, pot arata calitatile pe care le-ar avea fiul (fiica), sau nepotul (nepoata) acestora.

In predictia valorii de ameliorare a animalelor dupa performanta ascendentilor (pedigreu), se tine seama ca:

- intre individul analizat si unul din parintii gradul de asemanare genetica este de 0.50 ;

- intre individul analizat si bunicii sai exista un grad de asemanare genetica de 0.25 ;

- iar intre individul analizat si strabunicii sai, corelatia este de 0.125.

Deci, in concluzie, fiecare individ primeste 1/ 2 din genele sale de la fiecare parinte; aportul genetic al stramosului reducandu-se la fiecare generatie cu 1 / 2 . Aceste valori sunt valabile cand nu este implicata consangvinizarea.

Corelatia intre valoarea de ameliorare a individului analizat si valoarea fenotipului stramosilor sai depinde de valoarea coeficientului de heritabilitate a caracterelor luate in consideratie. Deci, regresia valorii de ameliorare a individului analizat si valoarea fenotipica a descendentilor este data de produsul dintre asemanarea genetica a acestora (gradul de inrudire) si valoarea coeficientului de heritabilitate a caracterului luat in considerare.

Atunci cand se folosesc informatii de la stramosi (inainte ca individul analizat sa fi avut performante proprii), valoarea de ameliorare a individului analizat se stabileste cu urmatoarea relatie :

a_i =rh² (y_ASC - y_cASC ) (4) in care :

r = coeficientul de inrudire dintre candidatul la selectie si ascendentul care ofera informatii despre individ ;

y_ASC = performanta ascendentului ;

y_cASC = performanta medie a contemporanilor ascendentului .

Utilizarea performantelor inregistrate de ascendentii unui individ poate ajuta la cresterea gradului de precizie a valorii de ameliorare. Performantele ascendentilor sunt exprimate ca abateri fata de media contemporanilor lor. Ponderea care se acorda acestei surse de informatii depinde de urmatorii factori :

- gradul de inrudire dintre ascendent si individ ;

- valoarea heritabilitatii pentru caracterul respectiv ;

- corelatiile de mediu dintre animalele folosite pentru prognoza

Aprecierea valorii de ameliorare a unui individ dupa rudele sale ancestrale poate fi facuta in momentul efectuarii potrivirii perechilor parentale si chiar inainte ca acestea sa se nasca. ea poate fi stabilita dupa nasterea individului, dar inainte ca acesta sa fi avut performante proprii, precum si dupa ce acesta a performat. In toate cazurile amintite, informatiile primite de la stramosi cu privire la performantele acestora ne sunt utile pentru prognoza valorii probabile de ameliorare a individului.

Cu cat h² este mai mic cu atat prezinta o importanta mai mare informatiile furnizate de ascendenti. In general se constata ca la caracterele cu h² ridicat plusul de precizie adus prin informatiile asupra ascendentilor este redus.

Avantajele pe care le prezinta aceasta sursa de informatii constai in costurile reduse pe care le implica, indicator pentru caractere exprimate la un singur sex si un raport in precizie pentru caractere cu h² mic.

1.3. Descendentii ca sursa de informatie

Principiul genetic implicat in evaluarea acestei surse de informatii consta in faptul ca, un descendent contine 1 / 2 din genele fiecarui parinte (copii ale acestor gene). Eroarea de proba datorata segregarii mendeliene a cromozomilor in meioza face ca fratii buni sa difere genetic unul fata de altul. Probabilitatea ca doi descendenti sa primeasca de la parintele lor acelasi set de gene este foarte scazut. Prin repetarea procesului de extragere de probe (reprezentat de "n" descendenti), creste probabilitatea ca printre ele sa se gaseasca majoritatea genelor stramosului. Prin urmare, media unui grup mare de descendenti poate, indeajuns de precis sa caracterizeze calitatea ereditatii unui parinte. Acest principiu poate fi reprezentat astfel :

y₁= ¹ T + ¹ M₁ + Æ + e₁

^{2 2}

y₂= ¹ T + ¹ M₂ + Æ + e₂

^{2 2}

:

:

y_n= ¹ T + ¹ M_n + Æ_n + e_n

^{2 2}

åy_n= å T +å ¹ M_n + åÆ_n åe_{n ;} in care

^{2 2}

y_i = fenotipul descendentului "I"

T = efectul valorii de ameliorare a berbecului;

M_i = efectul valorii de ameliorare a oii ;

Æ_i = efectul erorii de proba rezultat in urma segregarii mendeliene a genelor in gameti (denumit eroare mendeliana)

e_n = efectul erorilor determinate de mediu .

Performanta medie a celor n descendenti va fi

y = ¹ T + M_i + Æ_i + e_i (5)

^{2 2N N N}

Ultimii trei componenti au in medie valoarea zero, astfel ca valoarea de ameliorare a unui reproducator mascul este de doua ori deviatia medie a descendentilor sai de la media populatiei T = 2y

Predictia valorii de ameliorare a unui berbec pe baza fenotipului descendentilor sai se realizeaza pe baza relatiei :

a = n . 0.5 h² (y_S - y_cD) (6) in care :

1 + (n - 1) t h²

- y_S = media performantelor descendentilor berbecului testat ;

- y_{cD =} media performantelor descendentilor tuturor berbecilor (contemporanilor descendentilor) ;

- n = numarul de descendenti ;

- t = corelatia fenotipica dintre descendenti.

Precizia selectiei pe baza de descendenti poate fi obtinuta din radacina patrata a coeficientului de regresie :

r_ayd = h n______ (7)

2 1 + (n - 1) t h²

Astfel la o valoare a lui h² = 0.30 ; luand in calcul 10 descendenti si inlocuind in formula obtinem o precizie de :

r_ayd = h n______ = 0.5477 = 10_______ = 0.669

2 1 + (n - 1) t h² 2

Valoarea obtinuta de 0.669 ne arata ca media performantelor a celor 10 descendenti nu reda decat 66.9 din valoarea de ameliorare a tatalui lor. Acest grad de precizie nemultunind s-a marit numarul de descendenti da la 10 la 50 . In acest caz precizia a fost de :

r_ayd = h n______ = 0.5477 = 50_______ = 0.896

2 1 + (n - 1) t h² 2 1 + (50 -1) . 0.25 . 0.3

Se constata ca odata cu cresterea numarului descendenti testati creste precizia selectiei. In tabelul nr.1 prezentam evolutia preciziei selectiei in functie de nr. de descendenti si de valoarea heritabilitatii.

Tabelul nr. 1

Precizia selectiei (h) pe baza descendenti

in functie de n si de h²

Media fenotipica a 50 descendenti (semifrati) ne apropie cu aproape 90 ) de adevarata valoare de ameliorare a berbecului luat in testare.

Datele prezentata arata ca selectia pe baza de descendenti, comparativ cu performantele proprii este relativ mai precisa la valori scazute ale heritabilitatii. Metoda se poate aplica in amelorarea caracterelor limitate de sex, dar, este o metoda foarte costisitoare datorita intervalului de generatie foarte mare, a varstei inaintate a animalelor testate in momentul obtinerii rezultatelor si a cheltuielilor mari cu intretinerea candidatilor la selectie.

1.4. Colateralii ca sursa de informatie

Exista situatii in ameliorarea ovinelor cand trebuie sa predictam valoarea de ameliorare a indivizilor inainte ca acestia sa aibe performante proprii. In alte situatii trebuie sa estimam valoarea de ameliorare a masculilor pentru unele caractere care insa nu se manifesta decat la sexul femel (productie de lapte, prolificitate), sau caractere care impun sacrificarea animalului (calitatea carcasei, raportul carne / oase). In asemenea cazuri, cea mai buna cale de predictie a valorii de ameliorare a individului este sa luam informatia furnizata de media caracterului manifestat la rudele sale apropiate (surori, frati, semisurori, semifrati). Deci, informatiile obtinute in urma testarii colateralilor prezinta importanta pentru caracterele care nu se pot masura direct pe animal, caractere limitate de sex si cu heritabilitate scazuta.

In esenta, colateralii constituie un test al descendentilor unuia din parinti sau a ambilor, care este insa utilizat pentru prognoza valorii de ameliorare a unuia dintre frati sau semifrati. Ca urmare, si in acest caz regresia valorii de ameliorare a individului asupra mediei colateralilor, ponderata cu deviatia colateralilor de la media seriei, permite predictia valorii de ameliorare :

a = b_ay (y_c - y ) (8)

b_ay = r n_ h²_____ , in care :

1 + (n - 1) t

y - media performantelor tuturor indivizilor din serie ;

y_c- media performantelor colateralilor ;

r - coeficientul de inrudire (0.25 pentru semifrati si 0.5 pentru frati buni);

t - corelatia fenotipica dintre colaterali.

Precizia selectiei pe baza fenotipurilor colateralilor poate fi obtinuta din corelatia dinte genotipul candidatului si media fenotipica a fratilor.

r_ayc = r h n____ (9)

1 + (n - 1) t

In conditiile in care nu este implicata consangvinizarea si in ipoteza ca valoarea corelatiilor de mediu comun intre semifrati este egala cu zero, se obtin precizii diferite in functie de n si h² (tabelul nr.2).

Tabelul nr. 2

Precizia selectiei unui candidat pe baza performantelor semifratilor in functie de n si h²

Se poate observa ca precizia nu poate depasi valoarea de 0.5 deoarece testarea pe baza de colaterali este echivalenta cu testarea descendentilor pentru aprecierea parintilor. Corelatia dintre media semifratilor si valoarea de ameliorare a unui candiidat netestat reprezinta 1 / 2 din corelatia dintre media descendentilor si valoarea de ameliorare parentala. Ca urmare, si progresul genetic realizat pe generatie, folosind informatiile provenite de la semifrati va reprezenta 50 din cel realizabil de descendenti. Avantajul informatiei furnizate de semifrati este ca intervalul intre generatii nu este prelungit, fata de cel realizat in cazul descendentilor. Daca se face abstractie de efectele mediului comun, informatiile furnizate de fratii buni prezinta valori duble ale corelatiilor fata de semifrati.In acest caz, precizia are valori diferite de la n la h² diferit dar nu poate depasi valoarea de 0.7. (tabelul nr. 3.)

Tabelul nr. 3.

Precizia selectiei unui candidat pe baza performantelor fratilor diferit buni la n si h² diferit

In concluzie testul pe baza de colaterali poate prezenta importanta pentru :

- caractere legate de sex;

- caractere cu heritabilitate scazuta;

- caractere care nu se pot masura direct pe animal.

Cap. 2 Realizari pe plan mondial privind

predictia valorii de ameliorare

la ovine

In functie de obiectivele urmarite in cresterea animalelor, omul hotaraste care animale vor fi selectionate pentru a fi folosite la reproductie si care animale vor fi eliminate. Selectia practicata de om este un proces de discriminare reproductiva neintanplatoare a indivizilor. O etapa esentiala a selectiei artificiala o reprezinta identificarea celor mai bune animale.

Primele procedee de evaluare genetica au avut in vedere reproducatorii masculi. Cel mai simplu procedeu pentru cunoasterea valorii de ameliorare a unui reproducator se bazeaza pe relatiile de tipul mama-fiica (indicele Hansson-Yapp). Aceasta varianta este orientativa, deoarece nu tine seama de numarul descendentilor si de heritabilitatea insusirii analizate, iar pe alt! parte nu se asigura comparabilitatea datelor intru-cat performantele mamelor sunt realizate in perioade diferite.

In anul 1932 Write propune o metoda care elimina neajunsurile indicelui Hansson-Yapp, intrucat introduce in analiza si numarul de cupluri mama-descendenti.

Dupa utilizarea indicelui de selectie in ameliorarea plantelor de catre Smiith (1936), Hazel (1943), il extinde in domeniul ameliorarii animalelor. Bazandu-se pe aceasta teorie, Robertson si Rendel (1954) au propus metoda 'compararii cu contemporanii". In scopul cresterii preciziei evaluarii genetice a reproducatorilor matoda a fost perfectionata in diferite tari, in special de catre cercetatorii de la Universitatea Cornell New -York, realizandu-se mai multe variante ale acestei metode.

Henderson (1963, 1973) analizeaza teoria lui Hazel, o generalizeazae, iI da o forma matriciala si ii arata si posibiilitatile de aplicare. Indicele este criteriul de selectie cand toti candidatii sunt contemporani. V.Ducroq (1990), R. Burdon(1997). Odata cu extinderea insamantarilor artificiale , in special la taurine, reproducatorii masculi beneficiaza de o descendenta relativ numeroasa, adesea distribuita neuniform in timp (ani) si in spatiu (crescatorii). Indivizii nemaifiind contemporani, metoda BLUP- nu mai poate fi aplicata in forma ei initiala, fara a obtine rezultate eronate.

Cel putin doua din premisele pe care se baza matoda BLUP si-au incetat valabilitatea: reproducatorii testati nu mai sunt o proba aleatoare dintr-o singura populatie si distributia lor pe crescatorii nu este intamplatoare, implicit "contemporanii" au valori genetice diferite (Dickinson, 1967, Henderson 1974).

Aceste situatii noi care au aparut, in special dupa anul 1950, au impulsionat cercetarile in directia gasirii unor noi metodologii de lucru, care sa permita o descriere cat mai corecta a datelor din teren.

In aceste conditii o echipa de cercetatori de la Universitatea Cornell, New-York, in frunte cu profesorul Henderson, au dezvoltat o metodologie de lucru generala care inglobeaza de fapt teoria indicelui de selectie. Asa cum arata Henderson (1973), noua metodologie BLUP este un indice de selectie pentru efecte fixe necunoscute. Daca in cazul clasic al indicelui de selectie, media populatiei este presupusa a fi cunoscuta, in cazul metodologiei BLUP, efectele fixe (ex. mediile pe ferme, ani, sezoane) sunt necunoscute, ele urmand a fi estimate din datele primare. De precizat faptul ca, daca efectele fixe ar fi cunoscute, rezultatele BLUP sunt egale cu cele BLP.

Volumul mare de date primare necesar a fi prelucrat il determina pe Henderson sa gaseasca varianta de lucru mai usor de parcurs. Astfel, propune varianta numita "Mixed Model Methodology" care conduce la rezultatele BLUP (1973, 1974). Din punct de vedere matematic, metodologia modelului mixt nu este altceva decat o combinatie intre indicele de selectie si metoda celor mai mici patrate ponderate.

In lucrarile de ameliorare este intalnita frecvent situatia unei distributii inegale a valorilor observate in cadrul diferitelor clase de factori luati in considerare. Estimarea efectelor factorilor in aceasta situatie este posibila prin aplicarea metodologiei BLUP.

In marea lor majoritate cercetarile de acest gen au fost efectuate la taurine, in special la cele specializate pnetru productia de lapte, insa In ultimii 10 ani, metodologia BLUP a inceput sa fie aplicata si pentru predictia valorii de ameliorare la ovine.

In 1984, Blair si Pollak au aplicat metodologia BLUP pentru predictia valorii de ameliorare si a raspunsului la selectie (trendului genetic) intr-o populatie de oi selectionata pentru greutatea lanii la varsta de 14 luni. Au fost analizate 7 generatii de selectie (1956 - 1976). Modelul biometric utilizat a fost urmatorul:

y_ijklm = a_i+ b_j+c_k+d_l+f_lm+e_ijklm unde:

y_ijklm = valoarea fenotipica (performanta),

a_i = efectul fix al sexului,

b_j = efectul fix al vatstei mamei,

c_k = efectul fix al tipului de fatare (simpla sau dubla),

d_l = efectul fix al anului nasterii,

f_lm = efectul randomizat al animalului "m" nascut in anul "l",

e_ijklm = efectul rezidual asociat fiecarei performante.

Raspunsul la selectie a fost estimat in trei variante:

a) diferenta intre mediile fenotipice anuale, ajustate pentru efectul sexului, varstei mamei si tipului de fatare, dupa formula : P_sl - P_cl , in care:

P_sl = performanta medie a liniei selectionate (s) in anul l;

P_cl = performanta medie a liniei de control (c) in anul l.

b)diferenta intre media fenotipica anuala a grupului selectionat si efectele contemporane anului nasterii in grupa de control: P_sl - d_cl , in care:

P_sl = d_sl + BV_sl

d_sl = efectul anului "l" in linia selectionata

BV_sl = valoarea de ameliorare medie a animalelor nascute in anul "l", in linia selectionata

d_cl = efectul anului "l" in linia de control.

De remarcat, faptul ca performanta medie anuala include efectul anului nasterii candidatului la selectie, liber de influentele genetice si valoarea de ameliorare medie a animalelor nascute in anul respectiv.

c) valoarea de ameliorare medie a animalelor nascute in anul "l", in linia selectionata (BV_sl)

Au fost folosite doua valori ale heritabilitatii: 0.1 si 0.2. Utilizarea tuturor relatiilor de inrudire intre indivizi a permis separarea trendului fenotipic in cele doua componente: genetica si de mediu (tabelul nr.4). De remarcat faptul ca mediile fenotipice anuale (P_sl) si linia selectionata sunt in raport cu valoarea heritabilitatii utilizate. Rezultateale obtinute in varianta trei sunt dependente de valoarea heritabilitatii.

Autorii au concluzionat ca metodologia mediului mixt (BLUP) este o alternativa variabila metodei celor mai mici patrate, pentru analiza raspunsului la selectie. Metoda este insa dependenta de heritabilitatea utilizata.

In anul 1996 G. Fernandez si J.A.Baro au aplicat metodologia BLUP pentru predictia valorii de ameliorare la unele populatii de oi din rasele de lapte. Totodata au folosit rezultatele modelului animal pentru a estima parametrii genetici ai insusirilor ugerului.

Caracterele considerate au fost urmatoarele adancimea ugerului, prinderea ugerului, plasarea mameloanelor pe uger, marimea mameloanelor si forma ugerului). Pentru aprecierea acestor caractere s-a folosit metoda liniara, fiecare insusire fiind apreciata cu note de la 1 - 9 .

Modelul matematic utilizat a fost urmatorul:

y = A + PE + M _i+ HR_k+ e (35), unde:

y = valoarea fenotipica;

A = efectul genetic aditiv al fiecarui animal;

PE = efectul de mediu permanent, comun pentru toate masuratorile efectuate pe acelasi individ ;

M_i = efectul lunii de lactatie;

HP_k = efectul tipului de pasune;

e= eroarea asociata fiecarei valori fenotipice.

Mediile si deviatiile standard pentru caracteristicile liniare ale ugerului, productia de lapte si log SCC (log celulelor somatice) sunt redate in tabelul nr. 4 .

Tabelul nr. 4

Tabelul nr. 4

[WD1] 

Heritabilitatile, repetabilitatile si coeficientul de variabilitate pentru cele cinci caracteristici luate in calcul sunt aratate in tabelul nr. 5 .

Tabelul nr. 5

Marimea valorii coeficientului de repetabilitate sugereaza ca o singura masuratoare este suficienta pentru luarea deciziei de selectie.

Valorile corelatiilor genotipice si fenotipice dintre caracteristicile ugerului sunt prezentate in tabelul nr. 6 .

Tabelul nr. 6

Cele mai mari valori ale corelatiilor s-au inregistrat intre forma ugerului si plasarea mameloanelor si prinderea ugerului (0.96 si 0.55).

Tabelul nr. 7

b= coeficient de regresie;

t= constanta student

R²= 0.78

Corelatiile genetice dintre adancimea ugerului si toate celelalte caracteristici au fost negative. Corelatiile dintre insusirile ugerului si caracterele productiei de lapte (cantitatea de lapte si proteina) au fost de asemenea negative. Concluziile desprinse din acest studiu sunt urmatoarele;

variabilitatea genetica mare indica o baza pentru ameliorarea genetica a insusirilor ugerului.

forma ugerului este corelata genetic pozitiv cu plasarea mameloanelor si prinderea ugerului (0.96 sirespectiv 0.55) si moderat corelata cu marimea mameloanelor (0.35).

un antagonism genetic moderat intre conformatia ugerului si caracterele productiei de lapte.

In 1967 Wood a elaborat un model matematic de predictie a curbei de lactatie la taurine. Morant si Grossman ( ) au testat o serie de modele matematice (inclusiv varianta lui Wood), in scopul descrierii mai corecte a curbei de lactatie la oile Merinos.

La noi in tara, profesorul Th. Nica a elaborat metoda coeficientului de control a laptelui pe baza caruia se stabileste productia de lapte a fiecarei oi testate. Pe baza performantei fenotipice se ierarhizeaza animalele in ordine descrescatoare si se aleg cele mai bune animale, exprimand performanta lor ca abatere de la media contemporanilor.

Cap. 3. Scopul lucrarii, materialul cercetat

3.1. Scopul lucrarii

Modificarea bazei ereditare a populatiilor se realizeaza in momentul schimbarii generatiilor. Privita sub acest aspect ameliorarea genetica poate fi definitiva ca un proces de organizare a reproductiei populatiior, astfel incat fiecare generatie sa fie mai buna decat precedenta.

Pentru a realiza o imbunatatire genetica a populatiilor, trebuie sa se selectioneze in generatia curenta acele animale care au cea mai mare valoare genetica reala pentru caracterele importante economic. Dintre cele patru etape ale selectiei artificiale predictia valorii de ameliorare este cea mai importanta, de precizia predictiei ei depinzand progresul genetic in populatia cercetata.

Valoarea de ameliorare reprezinta criteriul de alegere a animalelor pentru reproductie.

Scopul prezentei lucrari il reprezinta aplicarea metodologiei BLUP la o populatie de ovine, in vederea unei mai corecte aprecieri a valorii de ameliorare a candidatilor la selectie.

Metodologia BLUP - modelul animal cu performante repetate - este comparata cu varianta oficiala in ceea ce priveste concordanta ierarhizarilor pe criterii diferite.

4.2. Materialul biologic cercetat

Datele au fost obtinute de la Institutul de Cercetari Pentru Cresterea Ovinelor si Caprinelor - Palas (ICPCOC-Palas)- Constanta. Institutul a luat fiinta la 7 octombrie 1897. Infiintarea si intreaga activitate s-a desfasurat de-a lungul anilor fiind determinata de conditiile social economice si climatice din Dobrogea.

Nicolae Filip (1864 - 1922), intemeietorul zootehniei romanesti, cel care a propus infiintarea oierii Palas, afirma in anul 1897 ca Dobrogea datorita conditiilor de clima, turmelor mari de oi existente, suprafetelor intinse de pasuni naturale si marilor resurse secundare agricole, este regiunea cea mai prielnica cresterii oilor.

ICPCOC - Palas, este amplasata in campia sudica a Dobrogei, in partea superioara a vaii Carasu, spre Marea Neagra, la sud de orasul Constanta, de-a lungul soselei si caii ferate Constanta - Bucuresti.

Relieful zonei este un podis tubular in trepte catre axul vaii Carasu, cu inaltimim medii cuprinse intre 100 - 200 m. Apa freatica se gaseste la mari adancimi, osciland dupa configuratia terenului intre 10 - 20 m pe vai si 40 - 50 m pe locuri mai inalte. Clima este temperat continentala caracterizata prin ierni scurte si cu zapada putina. Temperatura medie anuala oscileaza intre 10.1 - 12.4 ⁰C, iar cantitatea de precipitatii 274.8 - 562.4 mm. Tipul, de sol predominant este cernoziomul castaniu carbonat cu o structura luto - nisipoasa, carcacterizat printr-o fertilitate buna.

Rasa predominanta in Institut este Merinosul de Palas, rasa de ovine cu lana fina creata de profesorul N. Teodoreanu.

Cercetarea a fost efectuata pe date provenite din testarea populatiei de ovine Palas specializata pentru productia de lapte. S-a analizat caracterul cantitatea de lapte pe lactatie (primele 1-3 lactatii)

Populatia luata in studiu este alcatuita din 137 indivizi, cu urmatoarea structura:

10 berbeci nascuti in perioada 1982 - 1988

10 oi nascute in perioada 1985 - 1988

107 oi nascute in perioada 1986 - 1983

10 berbeci nascuti in perioada 1987 - 1990

Cei 10 berbeci nascuti intre anii 1987 - 1990 si cele 89 oi nascute intre anii 1986 -1993, sunt fiii si fiicele celor 10 berbeci nascuti in perioada 1982 - 1988. Marimea medie a familiei de SF/SS paterne a fost de 9,9 descendenti. Diferenta de 18 fiice din cele 107 nascute in perioada 1986 - 1993, sunt descendentele celor 10 oi nascute in perioada 1982 - 1988. Rezulta o marime medie a familiei de SS materne de 1,8 descendente.

Dupa cum s-a precizat, studiul si-a propus folosirea unei metodologii de lucru care sa permita o mai corecta apreciere a valorii de ameliorare a celor 10 berbeci nascuti in perioada 1987 - 1990. O apreciere corecta a valorii de ameliorare este corelata cu un progres genetic mare deoarece creste precizia selectiei exprimata prin corelatia intre valoarea de ameliorare adevarata si valoarea de ameliorare calculata.

Diferenta de 127 animale, reprezinta surse de informatie necesare aprecierii celor 10 berbeci dupa urmatoarea schema:

Mame Tati

(nascute in perioada 1985 - 1988) (nascuti in perioada 1982 - 1988)

SSM (18 materne) Berbeci SSP (89 paterne)

(nascute in perioada 1988 - 19982) (nascuti in perioada 1987 - 1990) (nascute in perioada 19986 - 1993)

Mediile performantelor pe ani de lactatie sunt prezentate in tabelul ..

Tabelul nr. 9

Mediile pe ani de lactatie

Analizand aceste valori, se poate observa o scadere productiei medii de lapte de la an la an.

Cap. 5. Parametrii genetici

Heritabilitatea si repetabilitatea sunt cei mai importanti parametri genetici ai caracterelor cantitative.

Heritabilitatea este si o proprietate a populatiei pentru ca valoarea ei depinde de frecventa si actiunea genelor si este influentata de variatia datorata mediului. Ea exprima proportia din varianta fenotipica sau totala atribuita efectelor medii ale genelor sau proportia din varianta totala care poate fi transmisa ereditar.

Heritabilitatea se exprima prin coeficientul de eritabilitate (h²), parametru care reflecta proportia variantei genetice aditive din varianta fenotipica:

h = V_A

V_F

D.S. Falconer precizeaza ca valoarea de ameliorare a unui individ pentru un anumit caracter poate fi estimata prin produsul dintre valoarea lui fenotipica si heritabilitatea caracterului respectiv a = h²y). Rezulta ca heritabilitatea are proprietatea de a exprima gradul de concordanta intre valoarea fenotipica observata si valoarea de ameliorare, respectiv siguranta cu care valoarea fenotipica poate constitui un element in determinarea valorii genetice de ameliorare.

Heritabilitatea este o proprietate a caracterului, a populatiilor si a conditiilor de mediu existente. Fiecare caracter are un anumit determinism genetic, deci si o marime a heritabilitatii diferita. Parametrul "heritabilitate" se poate determina doar la nivel de populatie, pe baza valorilor manifestate de fiecare individ si in acelasi timp fiind o functie a raporturilor de varianta, rezulta ca ordinul de marime depinde de varianta si componentele ei din cadrul fiacarei populatii. De asemenea, in cadrul aceleiasi populatii, ca urmare a actiunii factorilor modificatori (selectia, migratia, consangvinizarea), structura genetica va suferi variatii de la o generatie la alta. Componentii variantei de mediu sufera modificari consecutive schinbarii nivelurilor factorilor negenetici de care depind, cauzand si modificari ale raporturilor de varianta. Deci, orice modificare a elementelor care compun aceste structuri are drept consecinte modificarea componentelor variantei totale si prin acestea modificari ale heritabilitatii.

Coeficientul de heritabilitate poate lua valori intre 0 si 1. Daca valoarea s-a pentru un anumit caracter tinde spre zero inseamna ca variatia caracterului este determinata in mare masura de mediu, iar daca tinde spre 1 inseamna ca variatia caracterului este determinata mai mult de diferentele genetice dintre indivizi.

Cantitatea de lapte, fiind un caracter cantitativ, este influentata atat de actiunea genelor aditive cat si de efectele interactiunii dintre gene (dominanta, epistazie).

Una din conditiile esentiale care trebuie indeplinita in actiunile de ameliorare este stabilirea cat mai exacta a valorii indivizilor care urmeaza a fi selectionati. Certitudinea aprecierii este legata, in primul rand, de necesitatea ca nucleul de selectie sa fie constituit din cele mai valoroase genotipuri, insa valorile genotipice pot sa fie deviate de conditiile de mediu, astfel incat manifestarea lor fenotipica nu exprima potentialul ereditar. Pentru cresterea gradului de siguranta in aprecierea valorilor cantitative se folosesc datele medii ale mai multor performante ale aceluiasi individ, obtinute prin masuratori repetate ale aceluiasi caracter. Determinarea repetata a performantelor unui individ prelungeste timpul de cunoastere mai exacta si in consecinta timpul pentru luarea deciziei de selectie. De aceea pentru a beneficia de aceasta certitudine sporita, fara a mai apela la masuratori repetate in timp, se poate folosi un parametru genetic care da indicatii asupra gradului de asemanare a valorilor caracterelor intre o masuratoare si alta, parametrul genetic denumit repetabilitate.

In inteles larg, repetabilitatea se refera la manifestarea fenotipica a aceluiasi caracter in diferite perioade ale vietii individului.

Repetabilitatea este o proprietate a fiecarui caracter, a populatiei, a generatiei in care se determina si a conditiilor de mediu in care se dezvolta populatia.

Repetabilitatea se exprima prin coeficientul de repetabilitate (R);

R = V_A + V_A

V_F

Repetabilitatea poate lua valori intre 0 si 1 si avem caractere puternic repetabile, cand repetabilitatea este mai mare de 0.5, caractere intermadiar repetabile, cand repetabilitatea este cuprinsa intre 0.2 - 0.5 si caractere slab repetabile cand repetabilitatea este mai maca de 0.2. O valoare mare a rpetabilitatii desemneaza fluctuatii mici de la o performanta la alta in timpul vietii animalului, in timp ce o valoare mica a acestui parametru denota fluctuatii mari de la o performanta la alta. In acelasi timp valoarea mare a repetabilitatii arata ca factorii mediului temporal au o influienta redusa asupra performantelor individuale, pe cand o valoare mica semnifica influienta mare a factorilor de mediu asupra caracterului.

5.1 Metoda de lucru

Estimarea parametrilor genetici porneste de la componentii cauzali ai variantei. Acesti componenti pot fi cunoscuti direct dupa aplicarea metodei R.E.M.L. (Restricted Maximum Likelihood). Aceasta metoda elaborata de catre Patterson si Thompson (1971), este o varianta a metodei M.L. (Maximum Likelihood) conceputa de catre Ronald Fisher (1925). A fost aleasa aceasta metoda de lucru deoarece, in comparatie cu metoda analizei de varianta, produce totdeauna estimate ale heritabilitatii in intervalul [ 0; +1t.

Modelul biometric folosit pentru estimarea parametrilor genetici este urmatorul:

y_ijkl = m + A_i+ L_j+a_ijk+p_ijk+e_ijkl unde:

y_ijkl = performanta "l" a individului "k", realizata la lactatia "j" in anul "I";

m media generala comuna pentru toate observatiile;

A_i = efectul fix al anului i, i = 1, 11;

L_j = efectul fix al lactatiei j,j = 1, 3;

a_ijk = efectul genetic aditiv al individului k, k = 1.137;

p_ijk = efectul de mediu permanent al oii k, k = 1.117;

e_ijkl = reziduala modelului.

In notatie matriciala modelul poate fi rescris astfel:

y = Xb + Za + Zp + e

Este un model liniar mixt deoarece include efecte fixe (anul realizarii lactatiei si rangul fatarii) si efecte randomizate (efectul genetic aditiv pentru fiecare individ si efectul de mediu permanent pentru fiecare animal care are expresie fenotipica la caracterul considerat).

Ecuatiile modelului mixt asociate acestui model biometric sunt urmatoarele

X`X X`Z X`Z b X`y

Z`X Z`Z+A^-1*k1 Z`Z x a = Z`y

Z`X Z`Z Z`Z+I*k2 P Z`y

In care

k1 (1-R)/h2

k2 (1-R)/(R - h2).

Componentii cauzali ai variantei au fost obtinuti iterativ, prin metoda REML, pe baza urmatoarelor relatii

Varianta erorii = y y - b'* X'y - a'*Z'y - p'*Z'y

Nr. obs. - r (x)

in care

y'y = suma valorilor fenotipice ridicate la patrat.

b' = performantele medii pe ani si lactatii;

X'Z=suma observatiilor pe ani si lactatii;

a = valoarea de ameliorare;

Z'X = suma observatiilor pe animale;

p = efect de mediu permanent;

(b'* X'y - a'*Z'y - p'*Z'y) = corectia totala .

r (x) = rangul matricei X (numarul de coloane liniar independente);

2. Varianta aditiva = a` . A ^-1. a + Var. erorii * trace (A ^-1.C₂₂)

q

in care

trace (A ^-1.C₂₂)= suma elementelor aflate pe diagonala produsului (A ^-1. C₂₂) ;

q = nr. de animale;

3. Varianta de mediu permanent = p'*p + Var. erorii * trace (C₂₂)

q₀

q₀ = nr. de animale cu performante.

Varianta fenotipica se obtine prin insumarea celor trei tipuri de variante, dupa relatia

Var. fenotipica = Var. erorii + Var. aditiva + V ar. de mediu permanent

REZULTATE OBTINUTE

Efectuand inlocuirile necesare in relatiile si , am obtinut urmatoarele rezultate

Var. erorii = 10776000 - 9921300 = 2946

Var. aditiva = 54962 + 348262 x 2946 = 1107

Var. de mediu permanent

Suma acestor variante partiale este 4304. Pe baza acestor componenti cauzali au fost stabiliti cei doi parametrii ai populatiei pentru caracterul considerat

h2 = 1107 = 0,257

4304

R = 1107 + 251 = 0,315

Analizand valorile heritabilitatii si repetabilitatii (0,315 se poate constata ca acest caracter are un slab determinism genetic in populatia urmarita. In general, valorile stabilite se incadreaza in limitele valorilor semnalate in literatura pentru alte populatii (h² 0.2 - 0.4, R =

Valoarea mica de 0,257 a heritabilitatii ne arata ca variatia caracterului, cantitatea de lapte este determinata in mare masura de conditiile de mediu. Deci, selectia dupa fenotipul propriu devine insuficienta, fiind necesara luarea in considerare si a celorlalte surse de informate: contributia ascendentilor, a colateralilor si a descendentilor.

Valoarea mica a repetabilitatii (0,315), denota fluctuatii mari de la o performanta la alta si in acelasi timp o influenta mare a factorilor de mediu asupra manifestarii fenotipice a caracterului.

Determinismul genetic al caracterului fiind slab, se recomanda un control riguros al conditiilor de mediu in sensul imbunatatirii lor, pentru a pune in evidenta o cat mai mare parte din variatia genetica.

Literatura de specialitate citeaza la productia de lapte valori ale heritabilitatii cuprinse intre 0.12 - 0.42 pentru ovine.

Cap. 5. Predictia valorii de ameliorare

Tehnicile de evaluare genetica au evoluat constant in ultimele trei decenii sub influenta simultana a progresului inregistrat in statistica, informatica, genetica populatiilor si cantitativa.

La caracterele cantitative fenotipul se realizeaza printr-o puternica influenta a mediului asupra genotipului. Pentru astfel de caractere, dificultatea esentiala a evaluarii genetice consta in separarea obiectiva a efectelor genetice de cele de mediu. Alegerea efectelor de mediu trebuie facuta cu mult discernamant deoarece ignorarea unor efecte cu influenta reala asupra fenotipului, modifica clasamentul animalelor candidate la selectie, conducand la erori in operatiunile de selectie.

Metodologia BLUP permite o evaluare simultana a efectelor genetice si a celor negenetice. Efectele genetice (valorile de ameliorare) sunt nedeplasate, in sensul ca nu sunt influentate de efectele fixe. Aceasta inseamna ca un individ sa nu fie sistematic supraevaluat sau subevaluat in functie de perioada in care a avut loc testarea.

Pentru unele caractere care se repeta in cursul vietii animalului, cum este si cantitatea de lapte, folositea unor date medii determinate pe baza unui numar mai mare de performante, aduce un plus de precizie in stabilirea valorii animalului. Cresterea numarului masuratorilor reduce cantitatea de variantadatorata madiului special care aparein varianta fenotipica, acesta reducere reprezentand castigul in precizie, conform relatiei;

J y = J a + J p + J e

n

Se constata ca, cu cat numarul performantelor (n) este mai mare, cu atat contributia mediului special (e) la valoarea medie (y) este mai mica (Draganescu, 1979, Falconer, 1969; Popescu - Vifor, 1990).

5.1 Predictia valorii de ameliorare dupa metoda oficiala

Pentru varianta de lucru oficiala s-a utilizat tehnica prezentata in ,, Instructiunile tehnice pentru certificarea calitatii materialului de reproductie la animale'' elaborate in anul 1976.

Dupa metoda oficiala, la oi, valoarea de ameliorare se calculeaza dupa relatia

Pentru masculi, deoarece caracterul este limitat de sex, valoarea de ameliorare se caalculeaza pe baza performantelor medii ale descendentelor, potrivit relatiei

unde:

Pentru masculi, deoarece caracterul este limitat de sex, valoarea de ameliorare se caalculeaza pe baza performantelor medii ale descendentelor, potrivit relatiei

unde:

n = numarul de fiice;

r₁ = coeficientul de inrudire intre tata si fiice (0,5)

r₂ = coeficientul de inrudire intre fiice (0,25)

Berbecii care nu au avut fiice, au fost apreciati pe baza semisurorilor (colaterali), dupa relatia:

Rezultate obtinute

In urma aplicarii relatiilor de calcul prezentate mai sus am obtinut valorile de ameliorare exprimate in unitatea de masura a caracterului (kg.). Rezultatele sunt prezentate in tabelul .

Tabelul nr. ..

Valorile de ameliorare prin metoda oficiala

Ierarhizarea celor 10 candidati la selectie este prezentata in tabelul .

Tabelul .

Primii sase berbeci au avut valori de ameliorare pozitive, cel mai bun berbec este cel cu nr. matricol . 13,99 kg. , iar cel mai slab este berbecul cu nr. matricol . -9,11 kg.

5.2 Predictia valorii de ameliorare dupa modelul animal cu performante repetate

In cazul metodologiei BLUP, pentru predictia valorii de ameliorare s-a utilizat acelasi model matematic folosit pentru estimarea parametrilor genetici.

Modelul este valabil in ipoteza in care performantele repetate reprezinta acelasi caracter genetic (Van Vleck, 1974, Henderson 1975, Reents 1955, 1996).

Relatia generala pentru predictia valorii de ameliorare, stabilit[ pe baza solutiilor modelului animal cu repetabilitate este urmatoarea:

a_i =  1 ( yi - bi - mp ) + k1*d_i (a_T + a_M )/2 + å ¼* k1*d_f *2* (a_d - a_p/2)t

m + Rad_i +å1/4 Rd_f

unde:

a_i = valoarea de ameliorare a individului I;

m_j = numarul de performante al individului

d_{i ,} d_f = 2; 1.33; sau 1, dupa cum individul analizat are unul doi sau nici unul din parintii cunoscuti;

a_T , a_M = valoarea de ameliorare a tatalui, respectiv a mamei;

a_s = valoarea de ameliorare a descendentilor lui i;

a_p = valoarea de ameliorare a partenerului individului I.

Pentru efectul de mediu permanent s-a utilizat urmatoarea relatie

p_ijk = (yi - bi - m *a_i

m + k2

Se constata ca efectul de mediu permanent se obtine eliminand din fenotip contributia efectelor fixe.

Deoarece in practica se lucreaza cu probe de indivizi fiecare valoare de ameliorare are asociata o eroare de proba. Pe baza acestei erori se poate stabili intervalul de confidenta pentru valoarea de ameliorare adevarata, dupa relatia

IC =

in care

a_i= valoarea de ameliorare calculata pentru fiecare individ.

t = valoarea Student, extrasa din tabel in functie de G.L. si nivelul de semnificatie ales

SE = radacina patrata a predictiei erorii variantei (PEV - Prediction Variance Error).

PEV = sqrt(1- r²_a,I)* σ² a

a = valoarea de ameliorare adevarata.

r²_a,I = coeficientul de determinare.

Coeficientul de determinare este patratul acuratetei selectiei r_a,I si se foloseste pentru stabilirea intervalului e confidenta a valorii de ameliorare adevarate.

Coeficientul de determinare se calculeaza dupa relatia

r²_a,I = (1- k1* d_I

in care

d_I reprezinta diagonala matricei inverse a sistemului de ecuatii, corespunzatoare efectelor randomizate (valorile de ameliorare)

Elementele necesare estimarii intervalului de confidenta sun prezentate in Anexa.

Rezultate obtinute

Mediile pe ani de lactatie sunt prezentate in tabelul . Dupa cum era de asteptat exista diferente intre aceste rezultate si cele obtinute in mod curent. Aceste diferente se explica prin faptul ca, in cazul metodologiei BLUP, efectele fixe in acest caz anul realizarii lactatiei) sunt estimate ca medii aritmetice ponderate si sunt libere de efectele genetice aditive (valorile de ameliorare).

Tabelul nr. .

Mediile pe ani de lactatie

Se constata aceeasi tendinta generala, de scadere a productiei de la an la an.

Solutiile pentru rangul lactatiei sunt prezentate ca deviatii. Intrucat in sistemul de ecuatii exista initial dependenta intre linii si coloane (suma coeficientilor pe ani de lactatie era egala cu suma coeficientilor pe rangul lactatiei), sistemul nu admitea solutii deoarece determinantul lui era zero. In astfel de situatii, pentru obtinerea solutiilor se elimina o linie si o coloana implicate in procesul de dependenta. Am propus eliminarea randului si coloanei corespunzatoare rangului trei de lactatie, astfel ca solutiile pentru rangurile unu si doi sunt urmatoarele:

Lactatia 1 = -27,0475 kg. lapte

Lactatia 2 = - 3,1894 kg. lapte

Aceste rezultate ne arata ca productia de lapte este cu 27 kg. si respectiv 3,2 kg. mai mica la lactatiile 1 si 2 comparativ cu lactatia 3.

Valorilr de ameliorare si parametrii ei sunt prezentate in tabelul .

Tabelul.

Se constata ca valoarea de ameliorare a individului 137 a fost prognozata cu cea mai mare acuratete 0,7946, in timp ce individul 128 a fost evaluat cu precizie 0,7743. Acest lucru se explica prin numarul diferit de rude luate in considerare in procesul de evaluare genetica.

La valorile obtinute pentru heritabilitate si repetabilitate (0,315) s-au obtinut urmatoarele valori ale rapoartelor de variante

k1=2,67 si k2 = 11,81

Pentru cei 10 berbeci considerati vom prezenta in detaliu modul de constituire a valorii de ameliorare

1. Berbecul nr. matricol .

a = 1 x 2,67 x 2 x = 15.2994

2,67 x 2

a ₁₂₉ = 1 x 1 - 0.3 x 2 x = -2.4395

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₀ = 1 x 1 - 0.3 x 2 x = -2.1363

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₁ = 1 x 1 - 0.3 x 2 x = 5.9762

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₂ = 1 x 1 - 0.3 x 2 x =17.3566

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₃ = 1 x 1 - 0.3 x 2 x = - 17.5067

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₄ = 1 x 1 - 0.3 x 2 x = 21.3639

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₅ = 1 x 1 - 0.3 x 2 x = -22.1822

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₆ = 1 1 - 0.3 x 2 = -1.1182

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

a ₁₃₇ = 1 1 - 0.3 x 2 =4.5288

0 + 1 - 0.3 x 2 0.25 2

0.25

Pe baza acestor rezultate putem clasifica cei 10 berbeci in functie de valoarea lor de ameliorare, in ordine descrescatoare:

Se poate observa ca cel mai bun berbec este berbecul cu numarul matricol 94249 care are o valoare de ameliorare de 21.3639 kg, cuprinsa intre limitele - 9.3304 kg. si 52.0582 kg. lapte.

IC =

=

Aceasta inseamna ca la o probabilitate de 95 , berbecul 134 are 95 de sanse din 100 sa aibe valoarea de ameliorare adevarata cuprinsa in intervalul - 9.3304 sii 52.0582 kg lapte sii 5 sanse din 100 sa nu realizeze aceasta valoare in intervalul dat. Din cele 5 sanse exista 2.5 sanse ca valoarea de ameliorare sa fie cuprinsa intre - 9.3304 sii 2.5 ca ea sa se situeze peste 52.0582 kg lapte.

Cel mai slab berbec s-a gasit a fi berbecul cu numarul de ordine 135 (nr. matricol 94282) cu o valoare de ameliorare egala cu - 22.1822, cuprinsa in IC - 51.4297 sii 7.0653.

Mentionam ca, pentru cei 10 berbeci, indirect sunt luate in calcul si rudele colaterale, deoarece ele participa la evaluarea parintilor comuni. Astfel, pentru berbecul cu numarul matricol ., valoarea de ameliorare a tatalui 21.9107 kg.) este constituita pe baza tuturor descendentilor (14 fiice si un fiu) dupa cum urmeaza:

a 186.2 x 1 / 4 x 2.665 x 1.33 15.2948 x 2 x 1 / 2 x 2.665

2.665 x 1 / 4 x 2.66 x 1.33 1 / 4 x 2.66 x 2 x 1

= 164.994 + 20.379 = 21.9107

2.665 +

Mama berbecului .. a avut o valoare de ameliorare de 8, 6881 kg. lapte. Aceasta valoare este constituita pe baza contributiei celor trei lactatii (ajustate fiecare in functie de rangul fatarii, anul realizarii lactatiei si efectul de mediu permanent si a contributiei descendentilor sai

(Y_ij - åb - mp) = 186.3 - 207.4749 - (-3.1894) - 3 (-1.0191) = (653.3 -

218.8 - 197.7136 - 0

a = 13.6342 + (1 / 4 x 2.665 x 1.33 x 2 x 24.1494) = 56.4332 = 8.6881

3 + 2.665 x 1 1 / 4 2.665 x 1.33 6.551

5.3. Corelatii parametrice de rang intre ierargizarea indivizilor dupa valorea de ameliorare predictata prin cele doua metode

Predictia valorii de ameliorare foloseste ca regresie, intr-o forma sau alta, heritabilitatea, iar ca sursa informativa fie performanþa proprie, fie performanta diferitelor categorii de rude.

Se pune problema similitudinii intre ierarhizarile facute pe baza diferitelor procedee de predicþie a valorii de ameliorare. Propunem pentru compararea acestor iererhizari metoda corelatiilor neparametrice de rang.

Corelatia de rang este o corelatie intre locurile ocupate de aceeasi unitate de observare in doua clasificari facute pe criterii diferite. Asemenea clasificari au permis lui Spearman sa imagineze o formula pentru corelatia de rang,

(102)

in care:

d = diferenþa dintre rangurile ocupate de aceeasi unitate de observare in doua ierarhizari pe criterii diferite;

n = numarul rangurilor.

Corelaþia de rang poate lua valori intre - 1 (discordanþa completa) pana la + 1 (concordanta completa).

Ca orice corelaþie, ºi corelaþia de rang ne indica sensul ºi intensitatea legaturii dintre variabilele comparate, daca exista concordanþa sau discordanþa intre acestea.

Rezultatele cercetarilor

Prin aplicarea diferitelor procedee de predicþie a valorii de ameliorare, pornindu-se de la aceleasi date primare, s-au obtinut valori de ameliorare diferite, pentru acelasi individ, ceea ce a condus la schimbari in ierarhizare (tabelul.).

Tabelul nr. .

Ierarhizarea reproducatorilor

Intre cele doua ierarhizari pe criterii diferite valoarea corelatiei de rang a fost de 0,74 (tabelul .)

Tabelul nr. .

Corelatii parametrice de rang

Din analiza datelor din tabelul . se constata ca intre ierarhizarea berbecilor prin cele doua metode exista o concordanþa de + 074, asigurata statistic la un nivel de semnificaþie de 0,05. Se poate afirma ca exista o probabilitate de 74I ca ierarhizarea prin procedeul oficial sa coincida cu ierarhizarea dupa metodologia BLUP - modelul animal cu performante repetate.

Aceasta diferenta de ierarhiyare se explica prin faptul ca procedeul actual nu þine seama: a) de efectul perioadei in care are loc testarea atat a reproducatorilor cat ºi a descendenþilor; b) de gradul de inrudire intre reproducatori ºi descendenþi; c) considera femelele partenere de valoare medie; ºi d) de repartiþia descendenþilor pe efectele fixe (ani si lactatii)

Bibliografie

C. Draganescu - Ameliorarea animalelor, lito USAMV - Bucuresti

H. Grosu

H. Grosu - Modele liniare utilizate in ameliorarea genetica a animalelor,

S. Lungu  ed. Coral Sanivet - Bucuresti

V. Kremer

M. Mochnacs - Genetica si ameliorarea ovinelor, ed. Ceres - Bucuresti

V. Tafta

I. Vintila

4. St. Popescu - Vifor - Genetica animalelor, ed.

1978

5. St. Popescu - Vifor - Determinismul genetic al caracterelor de exterior la rasa BNR -

Gh. Marginean Revista Lucrari Stiintifice - USAMV, seria D - XXXVII

Bucuresti

6. St. Popescu - Vifor - Studiu comparativ al determinismului genetic al unor caractere

C. Tanasescu cantitative la doua linii materne de gaini - Lucrari Stiintifice -

1992 - 1993 USAMV, seria D XXXV - XXXVI - Bucuresti

7. St. Popescu - Vifor - Indice de selectie global pentru rasele materne de porcine - Lucrari

F. Popovici Stiintifice - IANB, seria D, vol. XXIX - Bucuresti

M. Petrache

I. Doringa

1986

8. Gh. Sandu - Modele experimentale in zootehnie, editura Coral Sanivet -

Bucuresti

9. Gh. Sandu - Corelatii neparametrice de rang intre ierarhizarile reproducatorilor

dupa valoarea de ameliorare estimata prin diferite metode - Lucrari Stiintifice - seria D - XXX - Bucuresti

10. V. Tafta - Productia, ameliorarea si reproductia ovinelor, editura Ceres -

I. Vintila Bucuresti

S. Zamfirescu

1997

11. H. T. Blair - Estimation of Genetic Trend in a Selected Population With and

E. J. Pollak Without the Use of a Control Population - Journal of Animal

Science - vol. 58, no. 4

12. G. Fernandez - Genetic Parameters for Linear Udder Traits of Dairy Ewes

J. A. Baro Dairy Science, vol. 80: 601 - 605

L. F. de la Fuente

F. San Primitivo

1997