Бесплатный автореферат и диссертация по сельскому хозяйству на тему

ЭФФЕКТИВНОСТЬ ОЦЕНКИ БЫКОВ ПО КАЧЕСТВУ ПОТОМСТВА МЕТОДАМИ CONTEMPORARY COMPARISON И BLUP ПРИ РАЗНЫХ УСЛОВИЯХ СОДЕРЖАНИЯ ИХ ДОЧЕРЕЙ

ВАК РФ 06.02.01, Разведение, селекция, генетика и воспроизводство сельскохозяйственных животных

Автореферат диссертации по теме "ЭФФЕКТИВНОСТЬ ОЦЕНКИ БЫКОВ ПО КАЧЕСТВУ ПОТОМСТВА МЕТОДАМИ CONTEMPORARY COMPARISON И BLUP ПРИ РАЗНЫХ УСЛОВИЯХ СОДЕРЖАНИЯ ИХ ДОЧЕРЕЙ"

А-19942

МОСКОВСКАЯ ОРДЕНА ЛЕНИНА И ОРДЕНА ТРУДОВОГО КРАСНОГО ЗНАМЕНИ СЕЛЬСКОХОЗЯЙСТВЕННАЯ АКАДЕМИЯ имени К.А.ТИМИРЯЗЕВА

На правах рукописи

ПЕЙЧЕВ Кънчо Василев

УДК 636.237.21 :636.082.232

ЭФФЕКТИВНОСТЬ ОЦЕНКИ БЫКОВ ПО КАЧЕСТВУ ПОТОМСТВА МЕТОДАМИ

CONTEMPORARY COMPARISON И BLUP ПРИ РАЗНЫХ УСЛОВИЯХ СОДЕРЖАНИЯ ИХ ДОЧЕРЕЙ

Специальность 06.02,01 — разведение, селекция и воспроизводство сельскдхозяйственных животных

Автореферат диссертации на соискание ученой степени кандидата сельскохозяйственных наук

МОСКВА 1991

Работа выполнена в Московской сельскохозяйственной академии имени К А Тимирязева.

Научный руководитель — доктор сельскохозяйственных наук, член-корреспондент ВАСХНИЛ, профессор А. П. Сол-датов.

Официальные оппоненты доктор биологических наук, профессор Е. К. Меркурьева; кандидат биологических наук, доцент Г. П. Антипов. Ведущее праарпияг"^ - В^Т.

Защита диссертации состоится » . . ^-г .... 1991 г в «¿«/»часов на заседании специализированного совета Д 120.35 05 в Московской сельскохозяйственной академии имени К. А. Тимирязева, корпус 16

С диссертацией можно ознакомиться в ЦНБ ТСХА Ваши отзывы на автореферат просим наш !^ть по адресу 127550, Москва, у Тимирязевская, 4' ный совет

ТСХА. М^Л

Автореферат разосла « . . ТтЛ 1991 г.

Ученый секретарь специализированного сов доцент

шнина

ОЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА'РАБОТЫ Актуальность работы. В условия« интенсификации молочного

скотоводства и воспроизводства на основе, искусственного осеме-

/

нения основным источником генетического прогресса породи становится бык-производитель, проверенный по качеству потомства. По данным многих ученых (Милованов В.К., Кузнецов В.Ы., 1-апе1- . МгН., РоеииекИ), относительный вклад быков в эффект селекции превышает 60-70%. . ' " Успех непрерывного генетического совершенствования породы молочного скота определяется точным прогнозом наследственных задатков быков в процессе их испытания по качеству потомства. ГЪэ-тому с теоретической и с практической точки зрения большой интерес вызывает. вопрос о тАности и эффективности: применяемых методов расчета племенной ценности оцениваемых производителей.

В настоящее время почти во всех странах мира с высоко развитым молочным скотоводством в качестве основных методов племенного тестирования быков-производителей используют метод одновременного сравнивания (Сол{е/ПрОхаг(£ Ссиухп1$оп, известный в литературе как метод С&4ЪМ|»Д'< вше (наилучпий линейный несмеще-ный прогноз). '■,..'

; С точки зрения опубликованных материалов и математической постановки, метод ВШР отличается от метода СС и его модификаций бесспорными преимуществами. ^

, Тем не менее мы считаем, что в условиях молочного скотоводства Советского Союза вопрос о возможности использования метода фЦ/^ф остается нерешенным. . '

Необходимо отметить, что применение метода СС и метода^МС в СССР несет в себе ряд специфических проблем, одной из которых • следует считать'большую концентрацию животных на молочных комплексах и раБнообр^ёпгёотЫКЯЯческиЦ условий^ в которых содер-" • .'«РУЧНАЯ БИБЛИОТЕК с4льгкач5;зл ¡лдэмки

,. ¡с. /д Х^А^ЗЙЗг1 Мио.

жутся коровы.

Это создает объективную предпосылку возникновения ковариационных эффектов■между генотипами определенных производителей и хозяйственными условиями комплексов. При подобных обстоятельствах часто племенная оценка производителя существенно отличается от его действительного генотипического потенциала.

С особой остротой это относится к тем случаям, ког$,а ^о'че-ри одного и того же быка содержались-внутри одного хозяйства на фермах с привязйыы и беспривязным способом содержания»

Цель и задачи исследований. В связи с излйженнш, целью проведенных исследований явилось изучение влияния некоторых па-ратипических и генетических факторов на эффективность оценки быков по качеству потомства и сравнение точности методов СС и ВШР в зависимости от способа.содержания коров. Для реализации указанной цели были поставлены следующие задачи: ■

- изучить молочную продуктивность коров черно-пестрой породы в зависимости от способа их содержания, года и сезона отела, доля крови по голштинской породе и принадлежность к генетическим, группам быков;. ' ' ■•■■•''.-!

- оценить дол» влияния основных.паратонических и генатичес-■ких факторов, обуславливающих фенотипическую изменчивость признаков молочной продуктивности в изучаемой "популяции"; . .

- оценить быков-производителей по качеству потомства методами СС и ВШР;

-определить сходимость племенных оценок, полученных -зсиии методами, и вычислить их точность: ч*

- оценить быкоь-ЕфОиэБОДителей по качеству потомства в зависимости от способа содержания их1 дочерей.

Научная новизна. Доведенные исследования позволили опреде-

лить долю влияния основных факторов, определяющих вариабильность молочной продуктивности, и на этой основе модифицировать линейную модель для оценки быков по потомству методом Е>1*ЫР .

Проведена сравнительная характеристика результатов оценки быков, полученных методами СС и ВШР с точки зрения проблемы взаимодействия генотипа со средой. .

Практическая значимость работы. Доведенные исследования показали, что результаты оценки быков-производителей, полученные методами СС и ВШР , обладают идентичностью, в то же время доказано преимущество процедуры ВШР над методом СС, которое сохранялось во всех условиях оценки.

Выявлено, что различия в способах содержания коров-дочерей оцениваемых быков сильно снижали точность прогноза племенных качеств быков. Отмеченное снижение настолько велико, что даже применение таких мощных вычислительных методов как ВШР Не компенсирует смещение оценок.

Апробация работы. Основные положения диссертационной работы доложены и одобрены на заседании кафедры молочного и мясного ско товодства и межкафедральном заседании профессорско-преподаватель ского состава эооинженерного факультета ТСХА (1991).

. Объем работы. Диссертация состоит из введения, обзора литературы, материала и методик исследований, результатов собственных исследований, выводов, практических предложений, списка использованной литературы. Материал изложен на ¿50 страницах машинописного текста, содержит <36 таблицы и 2 рисунка. Список литературы включаетУУб источников, из нихна иностранных языках. - ■

■''.. ; ,МАТЕРИАЛ и.ь&тодаки КССЗДОВАНИЯ . Исследования провели на мегериэлах племенного учета ~'<£Ь0 ко

ров-первотелок черно-пестрой порода, являющихся дочерями 178 быков голштинской и черно-пестрой породи. Пзрвотелки лакировали на фермах совхозов "60-летия СССР" и "фть Ильича" Московской области ГЬдольского района в период с 19В0 по 1989. году.

Структура работы состоится из трех основных разделов.

В первом разделе дана статистическая характеристика исследуемого пассива информации. Анализ заключался в определении -и сопоставлении средних величин и показателей обцей вариабильности (Х^хСу}]*) удоя, содеряания -жира в молоке и общего жира.

Второй раздел посвяцен исследованиям факториальной'обусловленности молочной продуктивности с помощью Ь моделей дисперсионного анализа и метода наименьших квадратов со структурой:

1. у П + (стадо-год-сезон) + кровность коров + ДД + Е

2. у = П + (стадо-год-сезон} + кровность коров + ДЦ +■ ДД^ + Е

3; у = П + стадо + год ч- сезон + кровность коров V ДД + Е

4. у = П + совхоз стадо- + год + сезон + ДД + Е

а. у = П + стадо л- год + сезон + кровность коров + (стадо- :

-кровность коров) + ДД + Е

б. у = Л + (стадо-год-сезон) + Бык + Е

7. у - П + (стадо-год-сезон) + кровность коров + Бык -»-№+■

+ Е '_

8. у = П + (стадо-год-сезон) + ген.группа быков + ДД + Е у - продуктивность конкретной первотелки

П - средняя продуктивность по первой лактации в данной популяции (стадо-год-сезон) - влияние комплексного паратипического фактора, учитывающего взаимосвязь ыезду эффектами стад, ■ годов и сезонов отела первотелок стадо - влияние стада как независимый эффект год - влияние года отела как независимый эффект .

сезон - влияние сезона отела как независимый эффект совхоз - влияние хозяйственных условий в наблюдаемых совхозах ДД - влияние продолжительности лактационного периода

о

ДД - влияние продолжительности лактационного периода на основе

параболической зависимости ген.группа быков - влияние генетических групп быков в зависимости от породности и место происхождения кровность коров - влияние группы кровности коров по отношению к

голштинской породе (стадо-кровность коров) - влияние ковариационного эффекта между

стадами и группами кровности коров Бык - влияние генотипа конкретного производителя Е - влияние неорганизованных факторов .,

Расчет относительных и адцитивных вкладов наблюдаемых эффектов в общую изменчивость признаков проводили по алгоритму А HO VA (Наг RV ,1977).

Параллельно с изучением силы влияния исследуемых факторов, наблюдали каким образом изменение структуры Гфименяемых моделей сказывается на оценку исследуемых эффектов. На этой основе разработали линейную модель, которую использовали в третьем разделе работы как основу для оценки быков по качеству потомства методом' BLUP .

■ Третий раздел работы посвящен результатам оценки быков (102 гол.) по качеству потомства методом СС и двумя моделями процедуры BLUP . V; :

V, 'Расчет племенной ценности быков по методу СС проводили на основе форцулы Робертсона и Ренделя (19ЫЭ), учитывающей эффективное число дочерей оцениваемыхпроизводителей.

- б -

Оценка быков по первой модели процедуры ВШР основывается на линейной структуре в виде:

у = П + (стадо-год-сезон) +■ Бык + Е

Вторая модель в отличии от первой фиксирует влияние породности и происхождения быков как отдельный фактор. Таким образом, вторая модель приняла следующую форму:

у - П +• (стадо-год-сезон) + ген.группа быка Бык + Е В матричной записи обе модели выражаются как: у = х^ + 2ц Е

где:

у - вектор наблюдаемых переменных ^ - вектор фиксированных эффектов Ч - вектор случайного эффекта Б - вектор остаточных эффектов

X и ? - известные матрицы, относящиеся к оцениваемым эффектам

Расчет племенной'ценности по первой модели метода ВШР определяется как:

Щ - племенная ценность конкретного производителя

Б - оценка эффекта конкретного производителя

Ген. группа с»ка - оценка фиксированного ч^фекта группы

быка на основании их породной принадлежности и места происхождения Ла всех оиенанных производителей отобрачи £& быков, которое имели не менее 1о дочерей, лакировавших в ус^виях привязного и

Щ =

1Ь второй

виде:

где:

беспривязного способа содержания. Таким образом, для каждого быка определяли общую оценку и две."частные" оценки в зависимости от способа содержания.

Влияние условия лактации на постоянство племенных оценок быков определяли на основе рангового и парного корреляционного анализа между полученными оценками.

Аналогичным образом определяли степень идентичности племенных оценок в зависимости от применяемого метода расчета.

В виде критерия точности методов СС и вШР использовали величину коэффициента множественной корреляции между общими оценками и оценками внутри обоих способов содержания коров.

Обработку материалов, включенных в первый, второй и третий раздели, проводили в лаборатории популяционной генетики ВНИИРГЖ - г. %ткин, при использовании ЭВМ "ЕС - 1035". Заключительную часть работы провели на кафедре молочного и мясного скотоводства ТСХА с помощью стандартных программ на ПЭВМ "Электроника - 65".

РЕЗУЛЬТАТЫ СОБСТВЕННЫХ ИССЛЕДОВАНИЙ .

Молочная продуктивность первотелок изучаемой выборки в зависимости от хозяйственной принадлежности. Анализ молочной продуктивности коров выявил значительную изменчивость наблюдаемых признаков в зависимости от совхоза и фермы, в которых лактирова-ли дочери оцениваемых быков (табл. I).

Из приведенных данных видно, что по уровню удоя и выходу молочного жира первотелки совхоза "60-летия СССР" превосходят ■ на ,452 и 15 кг своих сверстниц из стада совхоза "%ть Ильича". В то* же время в стаде этого совхоза отмечалось более высокое содержание жира в молоке (+ 0,04$).

Таблице I

Средняя продуктивность первотелок по хозяйствам и фермам ±/П)

Объект исследований

Т.

т

т

• коров » уА°й ¡Сад.жира 'лл^ир (кг) -1-?-—1-1-

Сов."Ц/ть Ильича" 2ЛЗ Зо7ы-17 3,72±0,00о 14н±С,7

в том числе:

Выковка 433 3644±36 3,76*0,012 137*1,3

.Лалобрянцево 4Ь0 394Э±ЗЪ 3,69±0,012 14С-±1,4

■Видюково 1СЗЗ ЗСьб£2Ь З.б^.ОО? 13й±0,9

Шкровская 1Ь9 4И7*Д 3,70±0,020 Го2±2,4

Пи.ф.им.Макарова 276 4473±Ь1 3,ьо±0,01с. 172±2,0

Комплекс 102 4467^5 3,91±0,02о 174*3,1

Сов. "60-летия

СССР" 2166 4330±1Ь 3,Ье±0,0СЬ 1о9±0,7

в том числе:

Вороново 4Ь4 3,65±0,0Ю 170±1,о

Вдачовка 371 4297*41 3,70±0,011 1Ь9±1,Ь

Комплекс-Ворсино 1002 40б9±21 3,70±0,009 Ь0±0,о

Косовка 204 Ы39±б4 3,60±0,017 157*2,4

Контрольный двор 137 3960*71 3,73±0,016 14о±2,7

Уровень продуктивности коров по отдельным £ери&м /меч солее четкий характер и находился в границах от ЗЬ44 до 5153 „г молока и от 3,60 до 3,91% для признака *ирномслсчности.

Отмеченные различия высоко достоверны (Р<0,0001), «,-й указывает ни реально с^ествув.^ е различия как иея^, о- ,к<5?ь-ии, так и между фермерами внутри каждого хозяйстза.

Бо^ее подробно иы остановились на различиях прсзуктивнгсти коров, обусловленных способом их содержания (табл.

Таблица 2

Средняя продуктивность первотелок в зависимости от способа их содержания Ы ±т)

Объект наблюдений!^-' j Беспривязное содержание

! f !удоЙ (кг) fЗЬ05±17 • CoB."IfyTb Ильича"|сод.жира% }з,70±0,005 ! мол.жир (tr)î 141*0,7. ! ! 4473±51 3,66±0,016 172±2,0

Сов. "60-летия ¡УДой (кг) [4554^26 ССОР« fсод.жира % 13,6б±0,007 | мол.жир ter) 1167±1,0 г, » ....... ... 4069±21 3,70±0,009 150±0,В

¡удой (кг) 14062±1Ь lb всему массиву jсод.жира % |з,69±0,006 tмол.жир 4сг) ! 150*1,0 ! ! 4156*19 3,73*0,006 155*0,9

, Из приведенных в табл. 2 данных видно, что уровень продуктивности первотелок в зависимости от системы их содержания в среднем по всему массиву животных имеет незначительную разницу (94 кг), тогда как внутри каждого хозяйства эта разность сильно ощутима'и высоко достоверна.

Так в совхозе "60-летия СССР" первотелки, лактировавтие при беспривязных условиях, имели самые низкие показатели по • удою и выходу молочного жира и уступали своим сверстницам, содержащимся на привязи соответственно на 4В5 и 17 кг.

Однако в совхозе "Г^ть Ильича" тенденция средних показа. телей имеет альтернативный характер. Здесь в условиях беспривязного способа содержания первотелки имели самые высокие показатели по удою и выходу молочного жира (4473 и 172 кг).и превышали средний уровень первотелок, лактировавтих при традиционных

условиях на привязи, соответственно Ь6Ь и 31 кг.

ГЬ нашему мнению подобный "эксцес" определяется не настолько способом содержания*, а прекде всего комплексом ряда паратипи-ческих факторов, фи этом влияние конкретного способа содержания всего лишь усугубляет воздействие паратипа.

ьюлочная продуктивность первотелок в зависимости от календарного года отела (лактации). Из графика I видна тенденция возрастания средних показателей удоя из года в год внутри десятилетнего периода наблюдения. Только в рамках 1X2 и 19Ь7 годов наблюдается отрицательное отклонение продуктивности от возрастающей кривой, что вызвано неблагоприятными хозяйственными условиями этих лет, которые сдерживали реализацию наследственных задатков животных. При этом следует отметить, что до 19Ьй года возрастание определяется прежде всего за счет генетического улучшения популяции ( эмпирическая кривая находится ниже линии генетического тренда).

В рамках 19оо и I9cS года отмечен четкий "скачок" средних показателей удоя. Ib-видимому, в эти годы повышение уровня удоя обеспечивалось как за счет генетического тренда, так и за счет улучшения паратипических факторов.

В заключение следует отметить, что влияние года лактации является интегрирующим показателем, включаюцим в себя рчд хозяйственных факторов окружеаоцей среды, и тем самым в значительной степени детерминирует величину средних показателей молочной продуктивности.

фодуктивная характеристика дочерей оцениваемых быков з чависимости от породности и места происхождения их отцов. Оцениваемых производителей распределили в семь генетических групп.

Г(ри этом линейная лринадлекность быков не принималась во внимание. В качестве критерия распределения производителей использовали их породность и' часто происхождения (табл. 3).

Таблица 3

Средняя продуктивность дочерей, распределенных, по группам в зависимости от породности и места происхождения их отцов (Л ± Щ)

Группы оценива-емю; би-ков Количество быков {Число дочерей 1 {Колич. {дочерей 1на 1-го ¡быка Удой (кг) ! I Сод.кира .лол.жир {%) , (кг) I

ГФ - Си1А Г® - Кан га - СССР 21 14 Ь 1649 ьОо 01 /9 4Ь 14 40еЮ±20 433Ь±31 4744±о7 3,Се±0,01 3,02+0,01 3,6э±0,03 1^0*1,0 1^7+1.0 173*3,0

ЧП - Дат ЧП - Голл ЧП - СССР Неиэьест. 7 14 13 27 31 о боЗ 706 ЗЗЬ 4Ь> 47 а4 13 40оЬ±4В "363Ь±39 4222*36 37ъ4*47 3,63±0,02 3,6ъ±0,01 3,73*0,01 3,70±0,01 141*1,0 Ь7*1,0 140±2,0

'/"э приведенных данных в табл. 3 видно, что самой многочисленной группой по числу быков и их дочерей оказалась группа производителей голштинской породи американского происхождения, самой малочисленной была группа быков голштинской породи, рожденных в СССР. ГЬцсбную диспропорции можно объяснить тем, что начало голщтинизьции проводилось на основе импортных б»!нов американского и канадского происхождения. Голштинские быш советского происхождения начинали использоваться в качестве производителей в более позднее периоды.

Следует отметить, чао дочери голштинофризских быков достоверно превосходили своих сверстниц как по удою, так и по общему количестьу молочного жира.

- 13 -

Та ке самая закономерность выявлена среди черно-пестрых быков. 1Ь удою и выходу молочного жира дочери черно-пестрых производителей советского происхо-вденич достоверно превосходили дочерей быков датского и голландского происхождения.

ГЬ нашему мнению, отмеченные различия ио-шо объяснить ежегодной реализацией генетического тренда в популяции, поскольку быки американского, канадского и особенно датского происхождения относятся к генерациям конца шестидесятых и начала семидесятых годов, тогда как производители советского происхождения иохно рассматривать как их потомков, Лринадле-яацих к более "поздним" генерациям.

В плане такой логики следует, что продуктивное превосходство "молодых" быков определяется помимо собственного аддитивного потенциала еце и положительным генетическим сдвигом в популяции, реализованным в рамках генерационного интервала между поколениями. Б этой связи следует отметить актуальность учета генетического тренда популяции, в которой производят оценку быков по Качеству потомства, особенно в тех случаях, когда оценка проводится за ряда лет и ранжируются производители разных генераций.

Сценка фа сториальной обусловленности молочной продуктивности. В основном изучение этого вопроса провели на основании I, 3 и Ь моделей дисперсионного анализа и метода наименьших квадратов, структура которых описана в разделе "Материал и методики исследований". В известной мере эти 3 модели являются идентичными, поскольку они оценивают одни и те же факторы. Разница мевду ними состоит в интерпретации неггнизма влияния исследуемых эффектов.

В перво? модели влияния меистадных, иежгодовых л сесонных различий, моделировал»! как единый комплексный паратип.'ческиЯ

фактор (стадо-год-сезон) с 440 градациями (табл. 4). Влияние продолжительности лактационного периода (7 градаций) и кровнос-ти первотелок по голштинской породе (5 градаций) изучали как несопршенние иежду собой эффекты.

Таблица 4

Изучение силы влияния паратипических и генетических факторов по первой модели дисперсионного анализа

Исследуемые факторы | полочная продуктивность

! Удой I Сод.жира I Выход жира

_1 %г \ Р I \ Р I V 1 Р ~

(стадо-год-сезон) 76,5 0,0001 72,4 0,0001 79,2 0,0001.

кровность коров 0,14 0,01 0,24 0,01 0,12 0,01

лактационный период -2,5 0,0001 0,0 недост. 2,4 0,001

нворганизов.факторы 18,9 27,4 18,3 -

коэфф. детерминации 0,81 0,73 0,82

Из приведенных в таблице 4 данных видно, что наибольшая доля (72,4-79,2%) влияния на изменчивость наблюдаемых признаков приходится на комплексный фактор (стадо-год-сезон), при чем с достоверность» на четвертом уровне значимости. Пэдобный результат свидетельствует о том, что в исследуемой популяции основная часть фенотипичвского разнообразия молочности формируется под действием условий внешней среды.

В то же время сила влияния продолжительности лактационного периода, несмотря на то, что составляла всего лишь 2,4-2,5$; .была высоко достоверна. '

Интерес вызвал результат оценки фактора кровности первотелок по голштинской породе. Его относительный вклад.в;общую измен чивость наблюдаемых признаков был почти нулевым. Независимо от , этого он был достоверным на втором уровне значимости. Поэтому с

- и -

цель« более глубокого анализа мы провели оценку адд,1тивчого эффекта -это-чэ фактора методом наименьших квадратов.

3 результате оценки аддитивного эффекта влияния »ровности оказалось, что вклад чтого фактора в реализацию удор псрьотелок вполне о^цутщшй. Так коровы, имение 50-70$ крови голыт.шской породы, превосходят своих сверстниц (чистопородных черно-пестрых коров) на 1о0 кг. Превосходство первотелок с кровностью выше возрасло до 19? кг.

Отмеченные различия достаточно высокие и способны вызвать значительные снецения результата генетического прогноза в тех случаях, когда влияние кровности дочерей не принимается во внимание.

Третья модель дисперсионного анализа л метода наименьших квадратов а отличии от первой, моделировала злляния стада, года и сезона отела как независимые между собой парелтипические факторы С числом градаций соответственно II, 10 и 4 (табл. о).

Таблица о

Сила влияния изучаемых факторов по методу дисперсионного анализа (третья модель)

Исследуемые факторы

Удой

!олочная продуктивность

! п_______ 1

% > Р

Сод.чира

Выход жира

I Ф \ Р

Стадо 20,4 0,0001 0,6 0,0001 19,о 0,0001

Год отела /,е 0,0001 0,0001 9,Ь 0,0001

Сезон отела 3,3 0,0001 0,Ь 0,С001 2,с 0,0001

Кровность коров 0,1 недост. , 0,4 0,001 0.1 0,01

Лактац.период ~,9 С ,0031 0,0 недост. 5,4 0,0001

Нворганизов.факторы ьь,3 63,0

Коэфф.Да т ерминации 0,37 0,12 0,37

Судя по значениям коэффициентов детерминации, первая модель намного глубже описывает факториальную обусловленность молочной продуктивности. 1Ъ второму варианту исследований основная доля общей вариабильности наблюдаемых признаков приходится на случайные (неорганизованные) факторы.

Пэ нашему мнению установленное расхождение результатов в третьей модели определяется отсутсвием учета ковариационных эффектов между факторами "стадо", "год", "сезон отела", поэтому доля вариации фенотипа, вызванная эффектами взаимозависимости "поглощаете/Г неорганизованными факторами, что приводит к уменьшению коэффициента детерминации и снижению эффективности применяемой модели.

Особо велико было влияние изменения структуры модели на признак жирномолочности. ;

Независимо от этого надо отметить, что среди организованных эффектов влияние паратипических факторов сохранило свой приоритет, причем на высоком уровне достоверности (Р<0,0001).

В структурном отношении пятая модель идентична третьей модели с той разницей, что в оценку был включен фактор (стадо-кровность коров), объединяющий 55 градаций. Идея этой модели состояла в попытке изучить ковариационный эффект между паратипическими и генети ческими факторами с точки зрения проблемы взаимодействия генотипа со средой.

Оценки силы влияния всех факторов сохранили свои величины на том же уровне как и в третьей модели.

Доля влияния ковариационного фактора (стадо-кровность коров) составляла 1,1%, т.е. примерно в 10 раз:сильнее, чем при незави- • Симом моделировании влияния фактора "кровность коров". Это дает основание считать, что изучение влияния генетических факторов на фенотипическую изменчивость молочной продуктивности, более эффек-

тивно, »оли оно интерпретуется в виде комплексного ковариационного эффекта, происходящего на основе взаимодействия конкретного генотипа с условиями внешней среды.

На основе этой модели нами проведен расчет по иатоду наименьших квадратов. ГЬлученны» результаты непосредственно указывают на то, что оценка аддитивного вклада фактора "крорнсстъ" сильно вари-рует в зависимости от условий среды по отдельным стадам. Более заметно эта тенденция проярилась в группе коров с высокой долей крови по голштинской пород» ( > . !Ъ отдельным фермам аддитивный вклад фактора "кроеноетя" менял не только свою величину, но и направленность, что по-видимому является следствием взаимодействия иезду биологическьми требованиями еысококровных чиротных (по отношению к голштинской породе) и меняющимися условиями внешней среды.

Коэффициент наследуемости (А*) признаков молочной продуктивности. На основе шестой модели дисперсионного анализа и метода наименьших квадратов определили коэффициенты наследуемости по удою, содержанию ^ира в мо.Юлв и выходу молочного жира, которые ссответо-венно Оыли равные 0,13, 0,07 и 0,09.

Следует отметить, что величина установленных коэффициентов наследуемость оказалюь намного ниже средне-статистического уровня (особенно по жирномолочности).

«1ы. считаем, что сильная гетерогенность окружающей среды тормозит механизм генетической детерминации молочной продуктивности. 1ахим обр«г„си неа^и-за^нссть ив'вд/ пбратипом и генотипом приводит к обособлен.-г; особого с о да "фенотипической нормы реакции", в рамках которой ьц.^.г фактические показатели коров независуио от уровня их I »нет.и.есг.их потенциалов.

Вследстси» подобного эффекта проявление генвгического разнообразия .'нд.!3»доб с.-льно ограничивается и в эмпирическом плане:

это "резонирует" в низких значениях коэффициентов наследуемости наблюдаемых признаков.

Оценка быков по качеству потомства в условиях привязного и беспривязного содержания их дочерей. Из всех 102 быков, которых оценивали по качеству потомства методами СС и &ШР , отобрали 26 производителей, имевших не менее 15 дочерей в условиях традиционной эксплуатации на привязи и 15 дочерей в условиях беспривязного содержания на комплексе. Для каждого оцениваемого быка получали 3 оценки: первая - обцая, вторая - по данным его дочерей, лактировавших на привязи и третья оценка - на основании продуктивности дочерей в условиях беспривязного содержания.

Влияние способа содержания коров на племенную оценку их отцов изучали на основе парного и рангового корреляционного анализа между общими оценками и оценками, полученными внутри конкретного типа содержания (табл. 6)..

Таблица б

Коэффициенты корреляции между оценками быков в зависимое-?

ти от способа содержания их дочерей

Методы оценки быков 1 Общая оценка .Обцая оценка ^Оценка при беспри-» X «X |вязном содержании 1 оценка при при- |оценка при бес- } а ,вязном содержал..привязном содер»^оценка при привяз-; , 1 ном содержании

Г ts ' Ь f Zp f ъ ! ^

СС 6LUP ÙLUP _2 0,716 0,910 0,930 0,911 0,907 0,917 0,664 , 0,637 • 0,651 0,759 0,715 ■'; 0,711 0,404 0,377 ■ 0,392 • 0,472 ; 0,373' ! 0,392 -

fi -коэффициент ранговой корреляции по Слириену tf> - коэффициент парной лорреляцик по Пирсону . Анализ материала выявил ' беспорнуя взаимосвязь ыегду обцей оценкой быксЕ и ¿гс оценкой в'случае,•когда дочери'содержались"

в условиях привязного способа (^>0,50). В то ке время взаимосвязь ме*цу обцей о1генкой и оценкой по материалам дочеоеП, лавировавших при беспривязных условиях били существенно ните (на 205?).

Сравнение же оценок быков, полученных по материалам, когда его дочери лактировади при привязных и беспривязных условиях, выявило саму» низкую взаимосвязь (.Тр - 0,3^-0,4°^.

ГЬлученные результаты дают наи основание считан», что система содержания дочерей быков оказывает сильное влияние на конечные результаты л ранжирование производителей, фи -*том следует отметить, что племенная оценка получена в условиях присяжного способа содержания более реальна по сравнению с оценкой, полученной в условиях комплексов.

Отмеченные тенденции относятся с одинаковой сипой к методу СС и к процедуре ЬШР . Аналогичные результаты поручили и при оценке быков по признакам кнрномолочности и выходу молочного жира.

Сравнительная характеристика точности методов СС и ВШР. В целях выявления наиболре точного метода оценки быков по качеству потомства мы провели оценку каждого производителя тремя методами, а внутри каждого метода получали 3 оценки: I обцую и 2 "частные" в зависимости от способа содержания. Таким образом, для метод« СС и для обоих моделей ВШР определяла коэффициент множественной корреляции между этими тремя оценками (табл. 7).

Таблица 7

Коэффициенты множественной корреляции мезду обц.ши оценками и оценками пр.1 привязном и беспривязном способах содержания внутри каждого метода ^енки

¿етоды | по^Ьфи' 1бкты множественной порвал"^»! оценки_1_Удой_1 Сояерчлн^в »ига

СС 0,9о* 0,920

ВШР -I 0,59ч 0,9Ы5

БШЯ -2 0,*93 0,571

Об эффективности применяемых методов судили по величине коэффициентов множественной корреляции, исходя из предположения, что чем сильнее коррелирует мекду собой полученные оценки, тем точность метода, по которому они были расчитаны вше.

На основании полученных результатов моино утверждать,, что независимо от структуры модели процедура ВШР Превосходит метод СС по точности (респективно по эффективности) прогноза племенных качеств быков. Более четко это превосходство было по признаку содержания жира в молоке.

Анализ идентичности результатов оценки по методам СС и АШР. В целях определения совпадаемости результатов оценки между методом СС и процедурой &1-ЦР 9 иы провели ранговый и парный корреляционный анализ между оценками, полученными этими способами (табл. В). .

-Таблица Ь

Парные (над диагональю) и ранговые (под диагональю) коэффициенты корреляции между оценками племенной ценности бы- -ков, полученными методами СС и ВШР

Методы т г 1 Уцой | ' Содержание жира

оценки СС \BLUP-l \BLUP-Z Г СС \BLtlP-l I ВШР~2

Корреляция общих оценок

СС ВШР . вшр - -I -2 0,938 0,947^"~1^С0 0,827 0,824 0,912^^000 0,994 ; 0,800^-^00: . 0,995 0,696 0,^Х^ООО 0,743 ' 0,^4^-1,000

Корреляция оценок при привязном содержании

СС ВШР . ВШР. -I -2 ^000 . 0,929 • 0,93Ь " Т?0С0 0,870 0,832 0,92о"~Ь,0С0 0,9Ь0 0,ъ19^—-1«000 0,96Ь . 0.919 - 0.969^-^.000 ' 0.819 0.943.-.1.000

Корреляция оценок'при беспривязном содержании

СС ■ ВШР -ВШР . •I .о Ч-.СОО ■ 0,914, 0,917. '1~,СС0^.-. . 0,902. • 0,865 . 0,9^ -^000 0,969 0,£85. -1^000, . 0,966 0.923 О.98о~^--Д.0С0 ' 0,831 0.967" - 1.000

Данные таблицы 8 указывают на большую сходимость результатов оценки быков, несмотря на метод расчета. Все парные коэффициенты корреляции находились на уровне выше 0,930. Сопряженность племенных оценок между первой и второй модель» ВШР составляла выше 99^

У большей части быков.ранги изменились незначительно. Это нашло свое отражение в высоких коэффициентах ранговой корреляции между методом СС и процедурой ВШР. .

Отмеченная тенденция идентичности результатов сохранялась независимо от условий,' при которых проводилась оценка.

Полученные результаты свидетельствуют о том, что.изменения оценок и рангов производителей при расчете их племенной ценности методами СС и £>ШР невелики и на изменяют положение быков в системе отбора. . '

На основании парных коэффициентов корреляции определили, что точность процедуры ЬШРпо отношении метода СС выше на 3,1-3,4$ для признака удой и на для признака жирномолочности.

■ • выводы-

1. Основная доля фенотипической изменчивости признаков молочной продуктивности определяется (более чем на ВД£) факторами внешней среды. и!ежстадные различия, различия между годами и сезонами отела имеют широкий размах, что говорит о необходимости

их учета при использовании материалов для оценки быков по качеству потомства, ;■'■■■ \

2. Преобладающее влияние паратипических факторов усредняет все показатели в стадо, чтс снижает реализацию генетического потенциала индивидов, в результате чего величина коэффициентов наследуемости удоя, жирномолочности и общего количества молочного жира ниже среднепопуляционного уровня (0,13, 0,07, 0,09).

3. Эффективность оценки влияния факторной обусловленности

признаков в большей степени определяется структурой применяемой модели расчета. Луодим вариантом выявления средовых влияний следует считать моделирование паратипических факторов в виде ковариационного комплекса сопряженных эффектов, что в нашем случае обеспечило коэффициент детерминации вьапе Ь0%>.

4. Интегрированное моделирование паратипических и генетических факторов дает возможность изучать характер ковариационного эффекта мевду наследственными задатками индивидов и условиями внешней среды. Частные аддитивные оценки комплексного фактора (стадо-кровность коров) указывают на существование значительных внутри и межградационных различий, являющихся следствием взаимодействия конкретного генотипа со средой.

Ь. Наиболее надежным методом оценки быков по качеству потомства следует считать процедуру £>ШР по модели, определяющей факторную обусловленность молочной продуктивности на фоне комплексного паратипического фактора (стадо, год и сезон отела).

6. Использование линейной модели, учитывающей аддитивный -вклад группы дочерей (кровноеть по голштинской-породе) при оценке быков по качеству потомства, оказалось малоэффективным. '

7. Выявлена высокая идентичность ре зультатов парной корреля ции О^>0,90), полученных при использовании метода СС и ЬШР .

Ь. Результаты оценки производителей по продуктивности дочерей, лактируккцих при различных системах содержания (привязном и • беспривязном), в значительной степени отличались. Коэффициент парной корреляции между оценками, полученными в условиях привязного и беспривязного способа содержания независимо от используемого метода (СС и ВШР) находится на уровне 0,40-0,4о.

9. Проверенные наки исследования выявили,что Енедренио метода £>ШР в практику племенной работы в состоянии повысить эф^кт

.селекции на 3,1-3,по удою и на 9% по содержанию жира в молоке, фи унификации оценок быков с учетом условий, при которых содержались их дочери, эффект селекции повысится более чем на 37%.

. ГРАКТИЧЕСКИЕ ГРЕДОСНьЕНИЯ '

Рекомендовать племобъединениям, имеющим. ЭШ, использовать при оценка быков-производителей метод СС, требующий меньших затрат средств и времени, чем метод ВШР. •

фи интенсивной селекции репродуктов на повышение жирномо- . точности следует разработать программы и постепенно перейти к оценке производителей по качетсву потомства методом ЗШР при соблюдении требований полной рандомизации исоольауемого материала.

Список работ, опубликованных по теме диссертации I. Пайчев К.В., Эдель К.Е. Использование метода наилучшего линейного несмещенного прогноза (при оценке быков по качеству потомства.//Доклады ВАСХНИЛ, № 7, 1991.

- 2. ГЬйчев К.В. Влияние пвратипичвских и генетических факторов на молочную продуктивность голштинизированного скота.//Вест-. ник с.-х. неуки, № 9, 1991. .

Объем 11/г п л

Заказ 1218

Тираж 100

Типография Московской с х академии им К А Тимирязева 127550, Москва И 550, Тимирязевская ул, 44