Бесплатный автореферат и диссертация по сельскому хозяйству на тему

Использование методов многомерного генетико-статистического анализа при оценке племенных качеств быков-производителей

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

Автореферат диссертации по теме "Использование методов многомерного генетико-статистического анализа при оценке племенных качеств быков-производителей"

На правах рукописи

ДЖАМАЛДИНОВ АБДУЛАЗИЗ ЧУПАНОВИЧ

ИСПОЛЬЗОВАНИЕ МЕТОДОВ МНОГОМЕРНОГО ГЕНЕТИКО-СТАТИСТИЧЕСКОГО АНАЛИЗА ПРИ ОЦЕНКЕ ПЛЕМЕННЫХ КАЧЕСТВ БЫКОВ-ПРОИЗВОДИТЕЛЕЙ

06.02.01. - Разведение, селекция, генетика и воспроизводство сельскохозяйственных животных

АВТОРЕФЕРАТ диссертации на соискание ученой степени кандидата сельскохозяйственных наук

п.Дубровицы, Московской области 1997

Работа выполнена на кафедре информационного обеспечения и генетико-статистических методов в животноводстве Российской академии менеджмента в животноводстве.

Научный руководитель: - кандидат биологических наук,

профессор А.П.ПЫЖОВ

Официальные оппоненты: - доктор сельскохозяйственных наук,

С.Н.ХАРИТОНОВ (ВНИЙплем) доктор биологических наук, Н.Г.БУКАРОВ (ВИЯ)

Ведущее учреждение - Московская сельскохозяйственная

академия им. К.А.Тимирязева

Защита диссертации состоится июля 1997 г.

в 10 часов на заседании диссертационного совета Д.020.16.01 при Всероссийском научно-исследовательском институте животноводства

Адрес: 142012, п. Дубровицы. Подольского района. Московской области.

С диссертацией можно ознакомиться в научной библиотеке института

Автореферат разослан " 29 " мая 1997 г

Ученый секретарь диссертационного совета, кандидат с.-х наук

Ю.И. ШМАКОВ

- 3 -

1. ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ

Актуальность темы. Важнейшим фактором успешного развития животноводства наряду с кормовой базой и внедрением интенсивных технологий производства молока является племенная работа.

При этом особое значение придается увеличению точности оценки племенных качеств быков, поскольку в условиях широкого использования метода искусственного осеменения коров, повышение продуктивности в популяциях молочного скота существенно зависит от генетического потенциала быков.

Для более точной оценки племенных качеств быка, прогноза его племенного использования, чтобы составить правильное представление о племенных качествах полученного от этого быка потомства, необходимо оценить как можно больше число производителей по как можно большему числу дочерей.

Вместе с тем, сложность достоверной оценки племенных качеств животных заключается в том, что на формирование основных хозяйственно-полезных признаков оказывает влияние целый ряд как генетических, так и паратипических факторов.

В целях повышения эффективности селекции появляется необходимость учета влияния на оценку таких факторов, как условия содержания и кормления, год рождения, возраст животного, сезон отела и т.д.

Для исключения влияния названных выше факторов при оценке быков необходимо использование современных генетико-статистичес-ких методов.

Цели и задачи исследований: Целью исследований была разработка модели оценки'племенных качеств производителей по комплексу признаков с использованием методов многомерного генетико-ста-тистического анализа, а также учет и исключение влияния паратипических факторов.

Для достижения указанной цели были поставлены следующие конкретные задачи:

- выявить факторы, в наибольшей степени влияющие на продуктивные качества дочерей оцениваемых производителей;

- разработать статистические методы, нивелирующие влияние указанных выше паратипических факторов на генетическую оценку быков;

- сравнить оценку быков традиционным и разработанным мето-

дом, учитывающим влияние паратипических факторов;

- применить современные методы многомерного генетико-ста-тистического анализа для оценки быков по качеству потомства по комплексу признаков;

- разработать методы прогнозирования молочной продуктивности дочерей быков.

Научная новизна заключается в том, что впервые предложены и применены поправки для оценки генетической ценности производителей, исключающие влияние средовых факторов с помощью регрессионных остатков, найденных с применением "фиктивных" переменных. Разработан метод оценки быков по комплексу признаков на основе показателя дискриминантного анализа - "расстояния Махаланобиса".

Практическая значимость работы. Результаты настоящей работы могут быть использованы для повышения точности существующей методики оценки быков по качеству потомства. Эти методы позволяют надежно спрогнозировать генетическую ценность производителей и оптимизировать систему отбора быков в группы отцов быков и отцов коров.

Апробация работы. Материалы диссертации были доложены на научно-практической конференции "Проблемы обогащения и эффективного использования генофонда в животноводстве и задачи кадрового обеспечения отрасли" (Быково, 1995 г.); на научно-практической конференции "Современные проблемы воспроизводства стада сельскохозяйственных животных и задачи кадрового обеспечения" (Быково, 1996 г.).

Публикации. По материалам диссертации опубликованы 2 работы.

Структура и объем работы. Диссертация состоит из введения, обзора литературы, материала и методики исследований, результатов исследования, выводов, предложений департаменту животноводства и списка литературы. Список литературы включает 167 источников, в том числе 42 на иностранных языках. В диссертации 145 страниц машинописного текста, 30 таблиц. 7 приложений.

II. МАТЕРИАЛ И МЕТОДИКА ИССЛЕДОВАНИЙ

В соответствии с поставленными задачами материалом для исследований послужили данные о коровах черно-пестрой породы. Исследования проведены в ГППЗ "Горки 2" Одинцовского района Московской области, охватывает материалы с 1980-1995 гг. За послед-

ние пять лет было проанализировано 7365 лактаций.

Средняя продолжительность производственного использования коров - 2.7 лактации.

Исходными данными продуктивности дочерей оцениваемых быков и их сверстниц служила информация карточек племенных коров (Форма 2-мол), журналов регистрации приплода и журналов осеменений.

В качестве данные о корове использовались: кличка и инвентарный номер, дата рождения, живая масса, дата плодотворного осеменения, номер быка, которым осеменялась корова, дата отела, номер лактации, удой за 305 дней, процент жира, кг молочного жира.

За последние пять лет в хозяйстве коров осеменяли спермой 62 быков. Для анализа учитывали быков, у которых было не менее 15 лактирующих дочерей. Генетические параметры изучали в динамике по годам с учетом продуктивности стада. Для использования качественных переменных: года рождения, сезона отела, фермы, на которой содержится животное (для их метрической оценки), было введено понятие "фиктивных" переменных. Далее были рассчитаны уравнения множественной регрессии и получены регрессионные коэффициенты, а затем найдены регрессионные остатки по каждой корове. Быков оценивали по разнице полученных регрессионных остатков между продуктивностью дочерей и сверстниц с учетом влияния перечисленных выше факторов.

Статистическую обработку числовых показателей, полученных в результате анализа данных, проводили на персональном компьютере. Были использованы следующие прикладные программы РАМЖ: GESTA, KARAT, GEDA.

Многомерный линейный корреляционно-регрессионный анализ параметров продуктивности крупного рогатого скота проводили уравнением множественной регрессии: у = а + fyx^ b2x2 +• ... +bmxm; где у - зависимая переменная; а - свободный член; XjXg-.-.Xj, -независимые переменные; fyЬ2...,bm - регрессионные коэффициенты.

Для удобства описания модели множественного корреляционно-регрессионного анализа вводится условная переменная х0, принимающая значение, равное 1, для всех i = 1..... п. эта переменная в дальнейшем используется для нахождения свободного члена а. Далее, результаты наблюдений У!_____ уп будут представлены в виде вектора-столбца ут размерности n х 1. Значения независимых переменных Xi _x2.....х„, представили в виде матрицы X размерности

п х (ш+1). Таким образом:

У1 Уг

Уп

X =

МО

ПО

XI1 Х21

М т

Далее находится вектор-столбец регрессионных коэффициентов:

ьт =

где: Ь0 равен свободному члену а.

Для нахождения"1 вектора Ьт вычисляли матрицу ХХТ, представляющую произведение матрицы X ка матрицу Хт, полученную в результате ее транспонирования, а также вектор Хтут, полученный в результате умножения матрицы Хт на вектор ут. п £ X! 1 ■ ■ ■ Ех,

хтх =

1 ^Х2 11

_Чт 1Х1 щ

1х1их11--- 2х2

1т

ХТУТ

|У1

Вектор Ь получается из уравнения: Ь = (ХТХ)-1 Хтут , где (Хтут Г1 - матрица обратная (Хтут). Использовали метод оценки достоверности различий двух выборок по комплексу признаков.

Рассчитывали внутригрупповую ковариационную матрицу ( ):

1

=

( 2 Схад-ха) (ха;)-ха)т + 2 (х03-х0)(х,

па+п0-2

3 = 1

3 = 1

о з

Х0)т)

где: ха;),ха,х0;),х0 - векторы признаков и их средние по данному быку и по всему стаду соответственно. Критерий достоверности разницы векторов двух групп определяли.по статистике:

па+п0-р-1

Р =

(ха х0)т Бы 1 (ха х0

р(па+п0-2) па+ п0 '

где: Б»,"1 - матрица, обратная внутригрупповой ковариационной матрице; р - количество признаков. Разница достоверна, если Р > Ра1, где - есть критерий Фишера для числа степеней свободы ^2=Па+П0-р-1.

Методы многомерной статистики позволяют рассчитать неизвестный в одномерной статистике показатель, называемый "РАССТОЯНИЕМ МАХАЛАНОБИСА": _ _ _

иг = (ха-х0)т Б/ЧХа-Хо) . Эта величина показывает, насколько велико "статистическое расстояние" между сравниваемыми генеральными совокупностями по комплексу признаков.

- 7 -

III. РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИЙ

3.1. Определение "фиктивных" переменных для обозначения качественных показателей

Факторами, влияющими на объективность оценки, могут быть как количественные (возраст животного в лактациях), так и качественные (год рождения,ферма,сезон отела). Учет фермы, на которой находятся коровы, был обусловлен различиями между ними по средней продуктивности коров. Они достигали 200-400 кг молока. В 1992 г. между фермами "Усово" и "Знаменское" разница составила 800 кг молока. Если с измерением количественных факторов проблем не возникает, то для количественного выражения качественных переменных (для метрической оценки)' мы использовали значения "фиктивных" переменных, которые могут иметь значения либо 0, либо 1.

На примере данных возраст животного в лактациях - количественная переменная, обозначена нами как L; год рождения - качественная переменная как Z; ферма, на которой находится корова, -качественная переменная как F; сезон отела - качественная переменная как S. В табл. 1, 2 и 3 представлены значения "фиктивных" переменных, которые мы присвоили качественным переменным - год рождения, ферма, сезон отела.

Таблица 1

Значения "фиктивных" переменных Ц), описывающих год рождения коров

Год рождения Zi z2 z3 z4 z5 z6 z7 Za zg

1980 0 0 0 0 0 0 0 0 0

1981 0 0 0 0 0 0 0 0 1

1982 0 0 0 0 0 0 0 1 1

1983 0 0 0 0 0 0 1 1 1

1984 0 0 0 0 0 1 1 1 1

1985 0 0 0 0 1 1 1 1 1

1986 0 0 0 1 1 1 1 1 1

1987 0 0 1 1 1 1 1 1 1

1988 0 1 1 1 1 1 1 1 1

1989 1 1 1 1 1 1 1 1 1

Таблица 2

Значения "фиктивных" переменных (Г), описывающих фермы, на которых находятся коровы

Ферма Fi F2

Барки 0 0

Знаменское 0 1

Усово 1 1

Таблица 3

Значения "фиктивных" переменных (Б), описывающих сезон отела коров

Сезон отела 3! Бз

Весна 0 0 0

Лето 0 0 1

Осень 0 1 1

Зима 1 1 1

Расстановка нулей и единиц может быть произвольной, главное, чтобы их расположение в различных градациях не совпадало.

Как видим, число "фиктивных" переменных всегда на единицу меньше, чем количество градаций фактора.

Допустим, нам нужна корова с фермы "Знаменское" 1987 года рождения, отелившаяся осенью. Она будет иметь параметры =0,

г2=о, г3=1, г4=1. г5=1, г6=1, г7=1, г8=1, г9=1. г^о,

Б^О, Б2=1, Б3=1

Далее показано, как использование "фиктивных" переменных упрощает построение подходящих моделей.

3.2. Регрессионный анализ показателей продуктивности коров стада

На основе полученных данных составлена регрессионная модель по учету влияния изучаемых факторов на продуктивность. Уравнение множественной регрессии имеет вид:

у = ь121+ь2г2+ьзгз+ь424+ь525+ь5г6+ь7г7+ь8г8+ь9г9+ь10г1 + +1>11 Гг +Ь12 ^ +Ь, 3 Б2 4 Б3 +Ь4 6 6 Ь2 + а, где: У - зависимая переменная молочной продуктивности (удой, процент жира или кг молочного жира);

Ь, . ,ь16 - коэффициенты регрессии;

21...2д -значения "фиктивных" переменных, описывающих год рождения коров; •••" значения "фиктивных" переменных, описывающих фермы, на которых находятся коровы; - Б!...Б3 - значения "фиктивных" переменных, описывающих сезон отела коров; Ь - номер лактации; а - свободный член. Влияние лактации (и описывали квадратичной моделью. В результате предварительных исследований было установлено, что наи-

лучшим образом зависимость молочной продуктивности от номера лактации описывается уравнением параболы второго порядка.

Вычисления на всем поголовье стада ГППЗ 'Торки-2" дали следующие значения регрессионных коэффициентов, свободного члена и коэффициента множественной корреляции (таблица 4).

Таблица 4

Регрессионные коэффициенты

NN Переменная по удою по % жира по кг М.Жира

1 -234. 683 0.0717 -6.3488

2 174.526 -0.0477 5.2901

3 й -280.185 0.0501 -9.0420

4 -316.053 -0.0158 -13.1565

5 А -320.177 0.0174 -11.8205

6 -159.901 • 0.0074 -6.3003

7 г 348.001 -0.0443 11.4146

8 А -163.839 0.1109 -0.9097

9 83.075 0.0077 3. 6738

10 356.132 0.1422 21.7064

И г 39.771 0.0239 2.5726

12 Б; 211.398 0.0013 8. 6497

13 Бг -163.907 0. 0283 -5. 0002

14 вз -92.692 -0.0044 -3. 9215

15 1 344.738 0.0689 17.1576

16 ь2 -44.411 -0.0087 -2.2062

свободный

член 4674.259 3.73414 174.2571

I? множ. 0.4667 0.2710 0. 4615

После подстановки соответствующих переменных в уравнение множественной регрессии, определяли зависимую переменную (У).

Коэффициенты множественной корреляции (И) оказались равными: для удоя - 0.4667; для процента жира - 0.2710; для выхода кг молочного жира - 0.4615. Следовательно, удой в большей степени подвержен влиянию изучаемых факторов, чем % жира и выход кг мо-;члочного жира.

3.3. Вычисления регрессионных остатков по показателям продуктивности дочерей оцениваемых быков

Так как уравнения регрессии позволяют корректировать различия в продуктивности, обусловленные факторами, включенными, в мо. дель, их можно использовать в оценке производителей по качеству потомства. Такую корректировку получили, используя метод "регрессионных остатков". Разницей между фактической продуктивностью и величиной, рассчитанной по уравнению множественной регрессии.

- 10 -

определяли по следующей формуле.

= ъ -

где: У! - реальная продуктивность животного: У*! - величина, рассчитанная по уравнению множественной регрессии путем подстановки значений соответствующих переменных; У^ - полученные регрессионные остатки по каждому животному.

Использование новых методических приемов показано на примере коровы Мила 75 (фермы "Знаменское"), родившей 21.06.89 г. После второго отела (15.09.92 г.) она имела удой - 4748 кг, с жирностью - 4.11% и выход кг молочного жира - 195,2 кг. В результате использования уравнений множественной регрессии получили следующие значения регрессионных остатков: Для удоя за лактацию (кг):

У*! = -234,7*1+174,5*1-280, 2*1-316,1*1-320,2*1-159,9*1+ +348,0*1-163,8*1+83, 1*1+356,1*0+39,8*1+211,4*0--163,9*1-92,7*1+344,7*2+-44,4*4 + 4674,3 = 4073,1 Для содержания жира за лактацию (55):

У*! = 0,072*1-0,048*1+0,050*1-0,016*1+0,017*1+0,007*1--0,044*1+0,111*1+0,008*1+0,142*0+0, 024*1+0,001*0+ +0,028*1-0,004*1+0,0689*2-0,0087*4 + 3,734 = 4,04 Для выхода молочного жира (кг):

У'! = -6,35*1+5,29*1-9,04*1-13,16*1-11,82*1-6,30*1+ +11,41*1-0,91*1+3,67*1+21,71*0+2, 57*1+8,65*0-5,00*1-3,92*1+17,16*2-2,21*4 + 174,26 = 166,20 После подстановки значений и фактически полученного

удоя получили следующие значения регрессионных остатков: Для удоя за- лактацию: 4748 - 4073 = 675 кг Для % жира за лактацию: 4,11 - 4,04 = 0.07 % Для кг молочного жира: 195,2 - 166,2 = +29,0 кг

Значения регрессионных остатков и служат основой для оценки производителей. Усреднив их по всем лактациям по каждой корове, а затем определив среднее полученных значений по дочерям того или иного быка, получили разницу "дочери-сверстницы". Такая разница характеризует ситуацию, которая сложилась бы при условии, что дочери этих быков и их сверстницы родились в один год, находились в один и тот же период лактации и были в одних и тех же условиях (табл. 5). Среднегодовой удой в анализируемом году составил - 4953 кг, с жирномолочностью - 4.0 % и выходом кг молочного жира - 198 кг.

Таблица 5

Усредненные регрессионные остатки по молочной продуктивности дочерей оцениваемых быков после исключения влияния паратипических факторов

m БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка, номер) КОЛ. доч. УДОЙ % 1ИРА кг М.Ж.

1 АЙСБЕРГ 735 26 -73.4 0. 009 -2.95

2 АНАНАС 736 18 536.1 -0.042 19.34

3 АНОНС 94 25 -64.9 -0.009 -2.14

4 АТОЛЛ 486 26 373.4 -0.019 13.69

5 БАРС 326089 74 114.5 -0.012 3.95

6 БОТЕРМИН 92120 40 -17.8 0.009 0.07

7 БУТС 1722137 259 107.8 ' 0.009 ' 4.65

8 ЗЕЛЬЦ 186 18 -207.2 0.007 -7.93

9 КАУТЛАНД 1675513 82 68.8 -0.003 2.49

10 КОМЕТ 1676887 15 -2'52.4 -0.041 -11.94

11 МАГИСТР 707 35 -115.5 -0.079 -7.88

12 МАСТЕР 001 45 161.6 0.012 6.75

13 ПОЛЕТ 326058 52 220.9 -0. 033 6.99

14 РУБЕН 324677 52 110.8 0.009 4.41

15 ТЕРСОАЛСТЕР 19396 39 -34.2 0.033 0.21

16 ФАРМ 1703981 59 -80.3 0.018 -2.53

17 ХИКМАРК 1688799 25 81.5 -0.003 2.84

18 ЭЛЛЕРД 23686 51 -83.5 0.072 0.26

19 ЯКОРЬ 154 53 -217.0 -0.003 -8.07

Примечание: В таблице показаны быки, у которых на данное время находилось не менее 15 лактирующих дочерей. .

Дальнейший анализ данных на основе расчета критерия Сть-юдента показал:

- достоверными улучшателями по удою - быки Черри 307, Полет 326058, Зйви 205, Барс 326089, Айсберг 735, Бутс 1722131, и достоверными ухудшателями по удою - быки Диор 8756, Якорь 154, Анонс 94;

- достоверными улучшателями по % жира - быки Диор 8756, Фарм 1703981, Эллерд 26686 и достоверными ухудшателями по % жира -быки Магистр 707, Черри 307.

Таким же образом оценивали и коров. Усредненные по лактаци-ям регрессионные остатки по каждой корове использовали как обычные показатели продуктивности, несмотря на то, что они часто будут иметь отрицательные значения. При этом регрессионный остаток интерпретируется как показатель того, насколько данное животное отличалось бы от среднего показателя по стаду, если бы все коровы этого стада были одного возраста, находились на одной и той же лактации, отелились бы в один сезон и содержались на одной и той же ферме. В результате проведенных расчетов были выявлены

коровы, которые имели регрессионные остатки по удою более 1000 кг, по проценту жира более 0,3% и по молочному жиру "более 50 кг. По этим результатам можно сформировать быкопроизводящие группы для лучшего использования генетического материала коров.

3.4. Прогнозирование продуктивности дочерей оцениваемых

быков

Наиболее надежным критерием адекватности предложенного нами способа определения племенной ценности производителей по качеству потомства явилось бы совпадение предсказанной разницы с фактическими результатами, полученными при дальнейшем использовании оцененных быков.

Через три года, после оценки предложенным методом, в ГППЗ "Горки 2" лактировали дочери И из 19 оцененных нами быков-производителей. Результаты сопоставления предсказанной разницы "дочери-сверстницы" и фактической разницы по удою (табл. 6), содержанию жира в молоке (табл. 7) и по выходу молочного жира (табл.8), полученной через три года, показаны ниже.

Таблица 6

Сопоставление разницы "дочери-сверстницы" по удою, предсказанной с фактически полученной (Р=0.95)

NN БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка, номер) прогнозируемый удои Фактич. удой через 3 года

предсказанная разница доверительный интервал ранг разница дочери-сверстницы ранг

1 АЙСБЕРГ 735 ' -73.4 -323 177 5 127.5 9

2 АНОНС 94 -64.9 -319"- 191 6 -102.2 2

3 БАРС 326089 114.5 -34 262 10 156.4 10

4 БУТС 1722137 107.8 28 186 8 110.7 8

5 КАУТЛАНД 1675513 68.8 -72 208 7 80.6 7

' 6 МАГИСТР 707 -115.5 -330 100 2 -32.3 5

7 ПОЛЕТ 326058 220.9 44 396 11 255.6 И

8 РУБЕН 324677 110.8 -66 286 9 5.3 6

9 ФАРМ 1703981 -80.3 -246 86 4 -32.4 4

10 ЭЛЛЕРД 23686 -83.5 -261 95 3 -44.4 3

И ЯКОРЬ 154 -217.0 -392 -42 1 -114.8 1

Так, например, для дочерей быка Бутс 1722137 была предсказана разница по удою минимум +28 кг максимум +186 кг молока за

лактацию. Фактически было получено +110.7 кг удоя. По быку Эл-лерд 23686 максимальная потеря молочной продуктивности у дочерей по сравнению со сверстницами предсказывалась минус -261 кг, фактический удой оказался равный минус -44.4 кг.

Таблица 1

Сопоставление разницы "дочери-сверстницы" по % жкра, предсказанной с фактически полученной (Р=0.95)

NN БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка, номер) прогнозируемая жирномолочность Фактич. % жира через 3 года

предсказанная разница доверительный интервал ранг разница дочери-сверстницы ранг

1 АЙСБЕРГ 735 0.009 -0.062- 0.080 8 0.009 7

2 АНОНС 94 -0.009 -0. 081J 0.063 4 0.011 8

3 БАРС 326089 -0.012 -0. 054- 0.030 3 -0.001 3

4 БУТС 1722137 0.009 -0. 013- 0.031 7 0.001 4

5 КАУТЛАНД 1675513 -0.003 -0.043- 0.037 6 0.008 6

6 МАГИСТР 707 -0.079 -0.140- -0.018 1 -0.076 1

7 ПОЛЕТ 326058 -0.033 -0.. 083- 0.017 2 -0. 043 2

8 РУБЕН 324677 0.009 -0. 041- 0.059 9 0.014 9

9 ФАРМ 1703981 0.018 -0. 029- 0.065 10 0.056 И

10 ЭЛЛЕРД 23686 0.072 0. 022- 0.122 И 0.050 10

И ЯКОРЬ 154 -0.003 -0. 052- 0.046 5 0.006 5

Таблица 8

Сопоставление разницы "дочери-сверстницы" по выходу кг молочного жира, предсказанной с фактически полученной (Р=0.95)

NN БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка, номер) прогнозируемый выход кг молочного жира Фактич.выход кг М. Ж. через 3 г.

предсказанная разница доверительный интервал ранг разница дочери-сверстницы ранг

1 АЙСБЕРГ 735 -2.95 -8.34+ 2.44 3 4. 97 9

2 АНОНС 94 -2.14. -13.21+ 8.33 5 -3.09 3

3 ЁАРС 326089 3.95 -2.31+10.21 8 6.23 10

4 БУТС 1722137 4.65 1.31+ 7.99 10 4.45 8

5 КАУТЛАНД 1675513 2.49 -3.14+ 8.44 7 3.65 7

6 МАГИСТР 707 -7.88 -16.98+ 1.22 2 -4.92 1

7 ПОЛЕТ 326058 6.99 -0.48+14.46 И 7.43 И

8 РУБЕН 324677 4.41 -3.06+11.88 9 0.70 4

9 ФАРМ 1703981 -2.53 -9.54+ 4.48 4 1.34 6

10 ЭЛЛЕРД 23686 0.26 -7.28+ 7.80 6 0.79 5

И ЯКОРЬ 154 -8.07 -15.47+-0. 67 1 -4.23 2

Как видим, разница по удою и по содержанию жира в молоке, где показано достоверное генетическое разнообразие среди быков, полученная через три года, ни в одном случае не выходила за рамки доверительного интервала предсказанной разницы. По выходу кг молочного жира лишь в одном случае у дочерей быка Айсберг 735, разница вышла за пределы доверительного интервала.

Ранговые коэффициенты по предсказанной и фактической разни-

це через год после оценки оказались в пределах - 0.9. Такой же

высокий коэффициент корреляции сохраняется даже через 3 года после оценки (табл. 9).

Таблица 9

Корреляция результатов племенной оценки быков по различным годам

ПРИЗНАК ГОДЫ

91-92 91-93 91-94 92-93 92-94 93-94

УДОЙ, кг 0. 920 0.852 0.809 0.901 0.876 0.948

ЖИРА, % 0.972 0.958 0.905 0.956 0.867 0.931

Выход М.Кира, кг 0.939 0.886 0.818 0.882 0.826 0.935

Ранг по удоя 0.873 0.798 0.778 0.922 0.898 0.948

Ранг по % жира 0.838 0.878 0.848 0.846 0.746 0.909

Ранг по вых.М. ж. 0. 909 0.822 0.676 0.809 0.706 0.895

Высокая ранговая корреляция оценок по годам показывает, что оценка быков-производителей по качеству потомства после корректировки на год рождения, номер лактации, сезон отела, ферму намного надежнее в прогнозировании уровня молочной продуктивности дочерей.-

3.5. Сравнение данных опыта с результатами оценки по действующей инструкции

При сравнении двух методов оценки быков по качеству потомства с учетом и без учета паратипических факторов, оказалось, что оценки ряда быков неадекватны (табл.10).

Например, дочери быка РУБЕН 324677 при оценке по действующей инструкции, с применением поправочных коэффициентов для приведения продуктивности к первой лактации, должны дать прибавку ' +380 кг молока, по сравнению со сверстницами, а с учетом комплекса^1 признаков, влияющих на оценку (сезон отела, ферма, год рождения) показатель его дочерей по сравнению со сверстницами, станет равным +5.3 кг. Дочери.быка ЭЙВИ 205 для удоя без учета' , влияния паратипических факторов - минус 491 кг молока, а с учетом - плюс 201,2 кг .

Ранговые коэффициенты корреляции между двумя оценками оказались травными: для удоя - (+0,47); для жирномолочности -(+0,36); для выхода кг М.Жира - (+0,42), что говорит о необходимости совершенствования методики оценки производителей по качеству потомства.

Таблица 10

Сравнение данных опыта с результатами оценки по действующей инструкции

NN БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка, номер) РАЗНИЦА Д - Св (по данным опыта) РАЗНИЦА Д - Св (по инструкции)

УДОЙ % 1ИРА КГ М.Ж удой % ЖИРА кг М. Ж

1 АЙСБЕРГ 735 +127.5 +0.009 +4.97 +257 0.00 +7.48

2 АНОНС 94 -102.2 +0.011 -3.09 -220 -0.02 -8.78

3 БАРС 326089 +156.4 -0.001 +6.23 +508 -0. 01 +9.61

4 БУТС 1722131 +110.7 +0.001 +4.45 +421 0.00 +16.66

5 ВЕСТЕРНЕР 212 +109.6 +0.008 +4.71 -124 +0.01 -4.90

6 ДЖЕФ 161 -2.6 +0.030 + 1.24 -366 +0.10 -10.63

7 ДИОР 8756 -252.2 +0.094 -5.95 -561 +0.15 -16.04

8 КАУТЛАНД 1675513 +80.6 +0. 008 +3.65 +168 -0.12 +0. 76

9 КОД 189 -89.1 +0.035 -1.99 -186 -0.05 -9.09

10 МАГИСТР 707 -32.3 -0/076 -4.92 -86 -0.10 -7.87

И МЕНТОР,4175 -91.1 -0.016 -4.09 -477 -0.04 -20.13

12 МОНАК 258 +34.3 +0.003 +1.34 -278 +0.09 -7.59

13 ПОЛЕТ 326058 +255.6 -0. 043 +7.43 +600 +0. 01 +24.32

14 РУБЕН 324677 +5.3 +0.014 +0.70 +380 +0.12 +20.51

15 СУВЕНИР 88- -40.2 +0.025 -0.36 -389 -0.01 -15.97

16 ФАРМ 1703981 -32.4 +0.056 +1.34 -129 0. 00 -4.88

17 ФИНАЛ 52 +57.4 -0. 037 +0.56 -390 +0.05 -14.24

18 ЧЕРРИ 307 +287.5 -0. 054 +8.58 -13 -0. 07 -3.35

19 ЭЙВИ 205 +201.2 +0.029 +9. 37 -491 0.00 -19.30

20 ЭЛЛЕРД 23686 -44.4 +0.050 +0.79 -6 . +0.03 +1.30

21 ЯКОРЬ 154 -114.8 +0.006 -4.23 +63 -0.03 +1.61

3.6. Расчет "расстояния МАХАЛАНОБИСА"

Средние арифметические по регрессионным остаткам могут служить для оценки разницы "дочери-сверстницы" по производителям по комплексу признаков. При этом в качестве одного из критериев племенной ценности производителя по комплексу признаков может служить "расстояние Махаланобиса".

Комплексный показатель - "расстояние Махаланобиса" - является теоретически хорошо обоснованным, и поэтому позволяет дать объективную оценку производителям по продуктивности их потомства по совокупности признаков.

Нами рассчитывались односторонние "расстояния Махаланобиса" между средними- арифметическими регрессионных остатков удоя и % жира по дочерям каждого быка и общими средними регрессионных остатков по всем быкам. При расчете одностороннего расстояния в учет принималась только такая разница между средней по быку и общей средней, . которая была положительной, если же эта разница оказывалась отрицательной, то она приравнивалась нулю. Таким образом, этот показатель характеризует степень отклонения племен-

ной ценности производителя в сторону возрастания продуктивности потомства по комплексу таких важных признаков, как удой и % жира.

В таблице И приведены результаты расчета "расстояния Маха-ланобиса" по быкам, работающим в ГППЗ "Горки 2".

Таблица И

Результаты расчета "расстояния Махаланобиса" по быкам

БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ колич. РАССТОЯНИЕ выход

NN (кличка, номер) дочерей МАХАЛАНОБИСА ранг кг U .Ж. ранг

1 АЙСБЕРГ 735 26 0.001174 14 -2. 95 15

2 АНАНАС 736 18 0.592980 1 19. 34 1

3 АНОНС 94 25 0.000000 16 -2. 14 13

4 АТОЛЛ 486 26 0.270368 2 13. 69 2

5 БАРС 326089 74 0.014831 7 3. 95 7

6 БОТЕРМИН 92120 40 0.001174 13 0. 07 12

7 БУТС 1722137 259 0.013380 9 4. 65 5

8 ЗЕЛЬЦ 186 18 0.001174 15 -7. 93 17

9 КАУТЛАНД 1675513 82 0.002660 12 2. 49 9

10 КОМЕТ 1676887 - 15 0.000000 19 -П. 94 19

И МАГИСТР 707 35 0.000000 17 -7. 88 16

12 МАСТЕР 001 45 0.038516 5 6. 75 4

13 ПОЛЕТ 326058 52 0.081437 4 6. 99 3

14 РУБЕН'324677 52 0.014428 8 4. 41 6

15 ТЕРСОАЛСТЕР 19396 39 0.020173 6 0. 21 И

16 ФАРМ 1703981 59 0.007770 10 -2 53 14

17 ХИКМАРК 1688799 25 0.005055 И 2. 84 8

18 ЭЛЛЕРД 23686 51 0.127854 3 0 26 10

19 ЯКОРЬ 154 53 0.000000 18 -8 07 18

Наибольшие значения "расстояния Махаланобиса" имеют быки АНАНАС 736, АТОЛЛ 486, ЭЛЛЕРД 23686, ПОЛЕТ 326058. Наименьшие значение "расстояния Махаланобиса" имеют быки - АНОНС 94, КОМЕТ 1676887, МАГИСТР 707, ЯКОРЬ 154.

При сравнении этого расстояния с показателем выход кг молочного жира, ранговые коэффициенты оказались равными - 0,87. Что говорит о практичности этого показателя. Но преимущество этого расстояния в том, что выход кг молочного жира в большей степени зависим от удоя, чем от % жира, а "расстояние Махалано-, биса" учитывает эти факторы в равной степени, во-вторых, в этот показатель можно включить и другие признаки, кроме удоя и процента жира (напр., живая масса, сухостой, сервис период и т.д.), и тем самым рассчитать различия между быками по целому комплексу признаков.

"Расстояние Махаланобиса" является проверенным показателем, с успехом применяемым в различных областях. В скотоводстве этот показатель применяется впервые. Признаки удой и % жира были взя-

ты для того, чтобы посмотреть работоспособность этого показателя в скотоводстве, поскольку его можно сравнить с достаточно эффективным показателем, применяемым в животноводстве как выход кг молочного жира.

ВЫВОДЫ

1. Разработана новая система использования методов многомерного регрессионного комплекса с элементами дискриминантного анализа для учета и исключения паратипических факторов при оценке быков-производителей. На основании анализа с использованием нового метода предложен показатель "расстояние МАХАЛАНОБИСА" - в качестве критерия оценки различий между быками.

2. Признаки, влияющие на продуктивные качества коров (год рождения, номер лактации, сезон отела, ферма, на которой лакти-руют коровы), были нивелированы с использованием методов многомерного регрессионного анализа. Оценка быков-производителей по качеству потомства после такой корректировки оказывается намного надежнее. Основанием этого является высокая ранговая корреляция оценок по годам ( гр = 0,7-0,9 ).

3. Применение современных генетико-статистических методов, в частности, методов многомерного регрессионного и дискриминантного анализа, позволили оптимизировать оценку быков-производителей по качеству потомства с учетом комплекса признаков, влияющих на оценку. Дисперсионный анализ показал:

- достоверными улучшателями по удою - быков Черри 307, Полет 326058, Эйви 205, Барс 326089, Айсберг 735, Бутс 1722131, Вес-тернер 212, Каутланд 1675513, Финал 52 и достоверными ухудшате-лями по удою - быков Диор 8756, Якоря 154, Анонс 94, Ментор 4175;

- достоверными улучшателями по % жира - быков Диор 8756, Фарм 1703981, Эллерд 26686 и достоверными ухудшателями по %жира - быков Магистр 707, Черри 307.

4. Проведенный анализ показал, что по предлагаемой методике в одном хозяйстве можно достоверно оценить намного больше производителей, чем по действующей в настоящее время инструкции, что положительно скажется на темпах генетического прогресса в популяциях животных.

5. Исследованиями установлена, высокая степень совпадения прогноза с фактической продуктивностью дочерей оцениваемых быков ( Гр = 0,9 ).

6. При сравнении двух методов оценки быков по качеству потомства: первого - с учетом комплекса признаков и второго, проведенного без учета паратипических факторов, оказалось, что оценки ряда быков не адекватны. Из этого следует, что методика оценки быков по качеству потомства нуждается в совершенствовании, в частности, путем привлечения методов многомерного генети-ко-статистического анализа.

7. Предлагаемые методы позволили выявить лучших в племенном отношении коров. Таких коров можно рекомендовать использовать в селекционно-племенной работе со стадом с максимальной интенсивностью .

8. В качестве показателя племенной ценности производителя по комплексу признаков использовано "расстояние МАХАЛАНОБИСА", представляющее собой объективный статистический критерий при оценке производителей по совокупности изучаемых признаков, а не каждого в отдельности. Максимальное "расстояние МАХАЛАНОБИСА" по признакам удоя и процента жира в молоке оказалось у быков: АНАг НАС 736, АТОЛЛ 486, ЭЛЛЕРД 23686, ПОЛЕТ 326058, МАСТЕР 001, ТЕР-СОАЛСТЕР 19396. Дальнейшее использование данных производителей приведет к повышению генетического потенциала в стадах по селекционируемым признакам.

ПРАКТИЧЕСКИЕ ПРЕДЛОЖЕНИЯ

Департаменту животноводства и племенного дела Минсельхозпрода РФ.

1. При совершенствовании методов прогноза племенной ценности быков-производителей по качеству потомства необходимо учитывать влияние паратипических факторов на продуктивность потомства. Для этого рекомендуем использовать метод многомерного регрессионного комплекса с элементами дискриминантного анализа.

2. При характеристике быков по их племенной ценности на различных уровнях управления селекционным процессом следует использовать показатель "расстояние МАХАЛАНОБИСА" как критерий оценки различий между быками.

По материалам диссертаци опубликованы следующие работы:

1. Джамалдинов А.Ч. Пыжов А. П. Использование многомерных генетико-статистических методов для учета факторов, влияющих на оценку племенных качеств производителей. // Тезисы докладов научно-практической конференции РАМШ. Быково, Мое. обл. -1995-.

2. Джамалдинов А.Ч. Пыжов А. П. Использование многомерного корреляционно-регрессионного анализа для оценки коров по комплексу признаков // Тезисы докладов научно-практической конференции РАМЗК. Быково, Мое. обл. -1996-.