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"

к-ш-гъ

На правах рукописи

Д1ЛИАЛДИНОВ АБДУЛАЗКЗ ЧУПАНОВИЧ

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

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

АВТОРЕФЕРАТ диссертации на соискание ученой степени кандидата сельскохозяйственных наук

п.Дубровицы, Московской области 1997

WO.

о г- о

На правах рукописи

ДХАМАЛДИНОв АЕДУЛАЗИЗ ЧУПАНОВНЧ

ИСПОЛЬЗОВАНИЕ МЕТОДОВ МНОГОМЕРНОГО ГЕНЕТЯКО-СТАТИСТНЧЕСКОГО АНАЛИЗА ПРИ ОЦЕНКЕ

06.02,01. - Разведение, селекция, генетика и воспроизводство сельскохозяйствен них ЖИВОТНЫХ

АВТОРЕФЕРАТ диссертации на соискание ученой степени кандидата сельскохозяйственных наук

ПЛЕМЕННЫХ КАЧЕСТВ БШОВ-ПРОИЗВОДИТЕЛЕЙ

п.Дубровицы. Московской области

научная бмб.

центральная

-(чая бмбгпсгт!

ТЕКА

уэмии

Работа выполнена на кафедре информационного обеспечения и генетико-с тати с тиче ских 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 (ВНИИплем) доктор биологических наук, Н.Г.БУКАРОВ (ВДО)

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 инотитуте'животноводства

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

С диссертацией можно ознакомиться в научной библиотеке института

Автореферат разослан " 29 " мая 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 баков,' 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 необхо-' димость учета влияния на оценку таких факторов, как условия-содержания: и кормления, год. рождения, возраст -животного, оезогг отела и т.д. . •

Для исключения влияния названных вше факторов' при оценке быков необходимо использование современных генетико-статистичес-ких методов. ■ : ' ■ : ■ '• - '

. Црли и задачи иссдедоваицй: ..Целью исследований-была разработка, модели оценки1племенных качеств-производителей-по комплексу признаков с использованием методов многомерного генетико-ста-•гистического анализа, 'а такие учет и исключение влияния паратипических- факторов. V-' " ' ?' * ' '

Для достижения указанной ;цели были поставлены следущие 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" опенку:быков традиционным1и разработанным мето-

- 4- - ■ .

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 продуктивное--ти дочерей быков... '•

-- ■ , раучная новизна заключается в том,, .что впервые предложены и применены.поправки, для-оценки генетической ценности производителей, исклочающие влияние средовых факторов с помощью регрессной-' ных остатков, найденных с применением "фиктивных" •. переменных;. Разработац метод оценки быков по комплексу признаков. на. основе ■показателя дискриминантного анализа - "расстояния махаланобиса".

, ■ Практичес1сая значимость pftgQTM, 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 Z 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 ИССЛЕДОВАНИЯ

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. .. • 'i, ■

Исходники 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.^зси- .

За последние пять' лет в.хозяйстве.коров осеменяли спермой 62 быков. Для;аналкза учитывали быков." у, которых было не менее 15 лактирующих'дочерей. Генетические параметры изучали.в динамике по годам с учетом продуктивности стада. Для использования.ка-чественных 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 коэф-. фидаенты, га затем найдены регрессионные остатки; по каждой кора-' ве. Быков оценивали: по разнице полученных регрессионных остатков между продуктивностью дочерей и.сверстниц с учетом влияния.перечисленных1 выше факторов.

■ Статистическую обработку числовых показателей, полученных в результате анализа данных,, проводили'на персональном компьютере. Были использованы следующие ■ прикладные программы РАМ:''- GESTA, KARAT, GEDA.\ •' ' ' • , .....4

Многомерный линейный корреляционно-регрессионный анализ параметров продуктивности ' крупного рогатого скота 'проводили уравнением множественной регрессии: у-' а + bix1+ ь2х2.+ ... +Ь„ха; где у'-^зависимая переменная: а- .свободный член: х,хй.... . я,, -независимые.переменные;.'btba,... b^ - регрессионные коэффициенты.;

Для удобства' описания' 'модели множественного . корреляционно-регрессионного анализа .вводится.условная'переменная Xq,;принимающая значение,, равное 1,;для всех 1 = 1,..., п. Эта.перемен-, ная в дальнейшем используется для нахождения свободного члена а. Далее, результата наблюдений у:...у„'будут представлены в виде вектора-столбца уг размерности n х. i. Значения :•* независимых переменных xi.xz, представили в виде матрица X размерности

п х (т+1). Таким образом:

Далее находится Ьо

. Ьт -

Ч0: "20

Хц,--;; Х1т

V V * * , V

вектор^столбец регрессионных коэффициентов: ■ ;'• где: ; Ь0 равен свободному члену -а:

' Для нахождения вектора Ьт: вычисляли матрицу ХХТ, представляющую произведение матрицы' X на матрицу Хт,' полученную в'результате ее транспонирования, а также вектор Хтут, полученный в результате умножения матрицы X1 на вектор ут. -

ХТХ -

п

1х1(

ту?11 1у1тх

ХГУТ -

ХХПУ!

..Вектор Ь получается из уравнения:

Ь - СХТХ)-1 Хтут где; (Хтут)м матрица обратная' <Хтут)., Использовали метод оценки достоверности различий' двух выборок по комплексу признаков',' - [ - / \ ;" ;: _' ■ Рассчитывали внутригрупповую ковариационную матр!ицу' ( Б,"):

1 ' • Па • _ \ - П0 -М-:..

( I' Сха]-ха)(х0-ха)т+ 2 х)т) .■

п.+11,-2 ■ 3-»

где: ха3¿х^х^.х,, - векторы признаков и,их средние по данному быку и по всему стаду соответственно. Критерий достоверности разницы векторов двух групп определяли.по статистике: ; .:

, Ла+По-р-1 . ПаПф . : , ^ : . : •

. .^ - ----—..-- (Ха'Хо)* V-1 (Х^-Хо) . ■■ т.

/ 'р(па+По~2)" па+ п0 . .. , .. .... ..... ..

где: Б,"1 - матрица,, обратная внутригрупповой ковариационной матрице; р - количество признаков. Разница достЬверна,.если Р > Га1. где ( '- есть'критерий Фишерадля числа ^степеней свободы ^-р/ "Па +пд *-р-1. ' ' 7. . . " . ' ■

Методы многомерной статистики " ■позволяют рассчитать '1 неизвестный'в одномерной статистике показатель,' называемый "РАССТОЯНИЕМ МАХАЛАНОБИСА": • _ ' *. О2 - <ха-х0)т Б,*1 (х^-х») •• Эта величина показывает,- насколько • велико "статистическое расстояние", между сравниваемыми генеральными совокупностями : по комплексу признаков.

- 7 -

• ''• 1 III. РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИЙ

3.1'.: Определение "фиктивных" переменных для обозначения -•• ■ - -- ------ - качественных.показателей ;...*"...'.. . ...

Факторами, влияющими на объективность оценки, могут, быть как количественные (возраст животного в лактащях), . так и; ка---чественные (год рождения,ферма,сезон отела). Учет фермы., на ко-г торой находятся коровы, был обусловлен различиями между ними" по средней продуктивности' коров." ■ Они ¡достигали 200-400-кг молока. В ■1992 rv между фермами "Усово" и "Знамекское" разница, составила 800 кг молока. Если с измерением количественных1Факторов проблем не возникает, то для количественного выражения качественных пе-* ременных '(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 - качест-'. венная переменная как 2; ферма,на которой находится¡корова. -качественная переменная как F: сезон отела - качественная переменная как S. В табл. 1, 2 и з представлены значения "фиктивных" переменных,' которые 'мы присвоили• качественным переменным год рождения, ферма, сезон отела.'1"'''.

" 1 ' ' '.'V 1 Таблица 1

Значения-"фиктивных" переменных (г), . , . .,,- . описывающих год рождения коров ■

.Год рождения Л .V? Z5, v; г8 г.

- ■ 1930 1 0 -0 .. < о „" Оч 0* 0 0 0

1981. - ,0 0. -0 . 0 0 0 , 0

' 1982 0 0 • 0 ; 0* ' 0 0 о : * * < ■

■1983 0 0 ' ■о-" 0 >"' 0- - v 0 ■

1984 0 ■ 0 > 0- 0 1 1

1985 0 0"' 0 0"" l'

! 1986 " ■ • с: 0 -0 1

. 1987 0 0 . 1. .1 Г 1

1988 0 1 ' 1 1 ч

11989 ; "1 1 1 - ' 1

■ ^ А-' ■ . . Таблица 2

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

Ферма • Г2. ,

Барки -'-■'-■■ -' Знамекское Усово : .0 • ■ У ■. ,., ..о. ■-..,,... .. .. i ■ - .-:f, 0 -. t .. Г '

; ■ ■ ; ' ' Таблица 3

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

Сезон отела' X " . : . ■ V . - " ' Б*

Весна о . 0 0

Лето 0 .. 0 . \ 1' ■

осень ■ ' 0 . • ■ 1 . .

Зима.. 1 -

Расстановка нулей •и единиц может быть произвольной, главу ное,-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" 198?. года, рождения, отелившаяся осенью. Она' будет иметь параметры 2,ж0,-

2й-о„ ъ-х, г^-и г5-1, г^-и г2-1,

52-1. 5з-1 ; .. .. _ . -

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

3.2. Регрессионный анализ показателей продуктивноетиг

коров стада - , , ■

На основе полученных данных составлена регрессионная модели» по учету влияния изучаемых факторов на 'продуктивность. Уравнение

множественной регрессии имеет вид:- - .....

У - Ь121+Ьг2г+^2з+Ь424+Ь51а+Ь476+Ът^4-Ьв2в+Ьэ29+Ь10Г1 + 1 г +Ь| э ^ 4 ¿э +Ъ, 5 в + а, ■где: У - зависимая переменная ..молочной продуктивности (удой., процент жира или.кг. молочного-жира);' * , | „• Ь, .,Ь,в - коэффициенты регрессии: ■ 2,...29 - значения ^"фиктивных"'переменных, описывающих

. год рождения коров: 1 ■ , ' 'Г,..,Гй.'-значения "фиктивных" переменных, описывающих

" фермы,"-на которых находятся коровы; " 1 .. ■ Б!.., - значения "фиктивных" переменных, описывающих

"сезон отела коров: •

I - номер лактацииГ ■ ■ - .-'■' .. ..

ь .. ; а - свободный член. . ' '

Влияние лактации (и описывали квадратичной моделью, в результате предварительных; исследований было установлено, что наи-

- 9- .

лучшим образом зависимость молочной; продуктивности от^'номера лактации списывается уравнением* параболы второго порядка, ■ у'-:Вычисления"на- всем' поголовье стада.ТППЗ "Горки-2" дали следующие'1 значения регрессионных1 коэффициентов, ^ свободного члена и Коэффи1щента шожествешой'корреляции (таблица 4)

• ". - >■'.'.. ..■.■..: ■ '■. ■- •" • Таблица 4 •< . •< . ■■ Регрессионные коэффициенты ...

NN Переменная по удою^*-' по Ж1жира по кг М.Жира

" 1 . К -234'; 683 0.0717 " -6". 3488

г -174.526 -0.0477 1 •5.2901 '

3 г3 - -280.185 ■ 0.0501 . -9.0420- ■

4 -316.053 "" -0.0158 -13.1565

5 А -320.177 ' '0.0174 : -11,8205 -

6 Ц -159.901 • 0.0074 -6.3003-',.

7 г-, . 348.001 . -0.0443 , ."' 41.4146 ;.

'8 ■ -163.839 : - 0.1109 ■ ' ■ - -0.9097^ ^

9 ! * " * J . 63.075 , ,0.0077 >3.6738

10 " 356.132^'; - 0.1422,: ;''21.7064

11 ■ т1 ■■ 39.771"' 0.0239 ' - ■ г.'5726

12 51 211.398 ; 0.0013 :, 8.6497 -

13 , -163.907 .0.0283 , '.'.-5..0002 ,

14 •■--92.692- • ' -0.0044 - ■■' -3:9215 4

15 344.738 0.0689 , , .17.1576-

16 ь* . -44,411 . . -0.0087 .-2.2062

свободный ........ ....

член . 4674.259 . 3.73414 .174.2571.

к'множ,, . 0..4667;,ч 0.2710. ./. :. .0.4615

После подстановки соответствующих- переменных в уравнение множественной регрессии,' определяли.зависимую переменную (У).?' / Коэффициенты множественно^г корреляции? (II). 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.Ж.кира и выход-кг мо-* ¿очного жира. • - . .■■..'-... . . - . ,...,■„

3:3: Вычисления регрессиомнцх остатков по показателям . .продуктивности дочерей оцениваемых, быков .

■■■ Так как.уравнения регрессии.позволяют корректировать, разли-.> чия;в продуктивности, .обусловленные факторами,-.: включенными в модель, . их,можно.использовать в. оценке .производителей.по качеству - потомства.. - Такую корректировку .получили. ;, используя метод .^регрессионных остатков". Разницей меаду фактической продуктивностью и величиной, рассчитанной по уравнении множественной регрессии,

определяли по следующей формуле. -. ...... ,.;.,

.* « У! - У'!. Г ; ,

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.их ; 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'г " -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 :(Ж):'" • ■

1 -,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): ■ ■

. У1! - -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- У^ и фактически полученного удоя получили следующие значения'регрессионных остатков: - ■ ' Для удоя 'за'лактацию: -4748 - 4073"- 675 кг - Для 55 жира за лактацию:1'4.11 - 4,040.07;35 -Для кг молочного'жира: • 195.2 - 168,2 --+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 ¿ложилась':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 полочной продуктивноста

дочерей оцениваемых быков после исключения влияния -"-':.'. паратонических факторов ■

NN БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка, номер). кол.; доч. УДОЙ % ЖИРА 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 ' 1 -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 г 40 -17.8 0.009. " 0.07 ■

-7 БУТС 1722137 259 •,'107-8 0.009 " 4.85

8 ЗЕЛЬЦ 186 18 -207.2 0,007 ' -7; 93

9 КАУТЛАНД 1675513 82 68.8 -0,003 ■ : 2.49 ■■

10 КОМЕТ 1676887 15 ■ -252.4 ■ -0.041:' -11.94

11 МАГИСТР 707 35 . -115.5 . -0.079 . -7.88

12 МАСТЕР 001 1 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 т&вянк* локаэани быки, у коюриг на данное врем«' находилось не м«к«в 15 «автирувпнх дочерей.

' ; Дальнейший анализ данных на основе расчета критерия Сть-юдёнта показал: * : ■

.:.'■.г достоверными улучшателями по удою - быки Черри '307, Полет .326058, Эйви;205, Барс 326089, Айсберг 735,.Бутс,1722131. и дос:. товерныш ухудшателями по удою - быки Диор 8756, Якорь 154. Анонс 94; ■ ■ , . , ; '. t \ . . •' "j:^

- достоверными улучшателями по Ж , жира - быки Диор' 8756, Фарм ■ 1703981,1эллерд 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 использовали1 как 'обыч-...ные показатели продуктивности^ несмотря на то, что .они часто бу-•дут 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 н содержались на одной и той же ферме. В результате проведенных расчетов . были .выявлена

коровы,которые шели; регрессионные остатки по удою более 1000 кг, но проценту шра.более^ 0,3% и по молочному.'.жиру* более 50* кг. По этим результатам можно сформировать быке производящие группы для "лучшего' использовайя генетического материала >оров^^ 1' .

.. _ 3.4. Прогнозирование продуктивности дочерей.оцениваемых_ г

' ' ' ' ■'-- быков | 'V ■ ■. |

■ : Наиболее надежным критерием адекзатности предложенного,нами способа определения племенной ценности производателейшо качест- * ву потомства явилось бы совпадение предсказанной'разницы "о^фак-.тическими результатами; полученными при дальнейшем,использовании оцененных быков!;-, :- ' > -... -■-.. ■.-V \

>- Через;три:года, после'оценки предложенным методом;' в ГППЗ ¡"Горки. 2я :лактировали!дочери ;П из 19 оцененных.нами быков-прог !йзводителей. Результаты сопоставления ' предсказанной ,разницы 'идо-'чери-сверстницьГ ^фактической, разницы по;удою' (табл. ' 6). .содержанию жира: в молоке (табл..;7) и :.по; выходу молочного1 тара (табл','8), полученной через.три года, ;показаны ниже. ', ■

' 1 '•• ! '. ' :. . ■ Ь: : : Таблица 6

.....—Сопоставление разницы-"дочери-сверстницы" по удою. - ■■

-.предсказанной с фактически.полученной (Р-0.95).,,.

м БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка, номер) ' прогнозируемый' " • "-удой"'- Фактич. удой через З'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 -V - 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

11 ЯКОРЬ 154.. -217.0 - -392 + -12. . 1. . -114.8 .1

'-Так;.например.; -для дочерей быка.Бутс 1,722137.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 -2б1;кг,* фак-■ тический удой оказался равный минус -44.4 кг. ■<•■-■■

Таблица "5

сопоставление разницы "дочери-сверстницы" по % жкра,. предсказанной с Фактически полученной (Р*0.95)

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

предсказанная разница- довери-. тельный 1 интервал . ранг разница дочери-сверстницы ранг

1 АЙСБЕРГ 735 0.009 -0.062+ 0.080 8 0.009 7

г АНОНС 94 , -0. 009 -0.081+ 0.063 4 0.011 ■ -8

3 БАРС 326089 -0.012 -0.054+ 0.030 3 -0,001 Э

•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 -CU 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 11

10 ЭЛЛЕРД 23686 0.072 0.022+ 0-122 И 0.050 10

11 ЯКОРЬ 154 -0. 003 -0.052+ 0.046 5 0.006 5

........... Таблица 8

Сопоставление разницы "дочери-сверстница" 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.К. 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 БАРС 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 -16.93+ 1.22 г -4.92- 1

7 ПОЛЕТ 326058 . 6.99 ■ -0.48+14.46 Ii 7.43 11

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

11 ЯКОРЬ 154 .■ -8.07 -15.47+-0.67 1 -4.23 . 2

Как видим, разница по удо» 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 асе высокий коэффициент,корреляции сохраняется даже .через. 3 года после оценки -(табл. 91. • --..........

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, ■ ЖИРА, %' ■ Выход М.Жира, кг Ранг по удоя : Ранг по ж жира Ранг повых.М.И. 0.920 0.972 0.939 0.873. 0.838 0.909' 0.852 0.958 0.886 0.798 0.878 0.822' ' 0.809 0.905 0.818 0..778 0.848 0. 676 0.901 0.956 0.882 0.922 0. 846 0. 809 0.876 0.867 0.826 • 0.898 -0.746 0:706 0.948 0.931. .0.935 0.948 ■0.909 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 надёжнее.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 паратонических 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 +$80 кг молока,; по.сравнению со сверстницами, а с учетом комплекса признаков, 'влияющих, на оценку (сезон отела, ферма, .год. рождения) показатель1, 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; равными:-лдля удоя - (+0.47); для- жирномолочности -(+0,36);-для выхода;кг Н.Жира - (+0,42); что говорит о необходимости совершенствования' методики оценки производителей по качеству потомства. ''i • '*■.■•.; У

■■■':■ Таблица ю ,

- Сравнение данных опыта о.результатами оценки по действующей инструкции

ш БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ (кличка.' номер) РАЗНИЦА Д,- Св (по данным опыта) . РАЗНИЦА "Д - СВ (по инструкции)

УДОЙ ■: % ЖИРА кг М.Ж УДОЙ. Ж. ЖИРА КГ М.Ж

: 1 АЙСБЕРГ 735 +127.5 +о;ооэ +4.97 +257 .. о.оо +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

11 МЕНТОР.4175 -91Л ■ -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 8а .= -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 ЧЁРРИ 307 +287.5 -0.054 +8.58 -13 -0.07 -3.35

19 ЗЙВИ 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 1541 -114,8 +0.006 -4.23 +63 -0. 03 +1.61

3.6. Расчет "расстояния ИАХАЛАНОБИСА"

' 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"1-' является теоретически хорошо обоснованным, й 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 средники регрессионных1ос- ; . татков 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 56 жира.

В*таблице-11.приведены результаты расчета "расстояния Махаланобиса" по'быкам, работающим в ГППЗ Торки 2".; .. ^ .

. " - ■ ..... - :................; Таблица 1Г г I

■ " Результаты'расчета'"расстояния Махаланобиса" по быкам

* БЫК-ПРОИЗВОДИТЕЛЬ колич. РАССТОЯНИЕ выход.

WH (кличка, номер) дочерей МАХАЛАНОБИСА ранг КГ- М.Ж. ранг

1 ■АЙСБЕРГ 735 • 26 ■ -0.001174 14 '-2.95 ■15

г 2 ;АНАНАС 736 ' 18 -0.592980. 1 .19.34 ; 1'

3 АНОНС.94 АТОЛЛ 486 * - 25 >0.000000 16 -2.14 13-

4 - 26 ■0.270368 2 13.69-, г

5 БАРС 326089 • ' ■ 74'' ■-0.014831 > : 7' з;95 . "'Г

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: . i?.:

9 КАУТЛАНД 1675513 ■ 82 - 0.002660 12 - 2,49 , 9-

10 КОМЕТ-1676887 15 0.000000 19- -11.94- 5. 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

15 ■ТЕРСОАЛСТЕР 19396 39 : - 0.020173 6 ■ 0.21

16 ФАРМ 1703981 - ' 59'- .'■ 0.007770 10 -2.53- -14 i

17 ХИКМАРК 1688799 . ' .. 25 - 0.005055 11. ■2.84 8 ;

18 ЭЛЛЕРД 23686 ' ■. 51 0Л27854 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 бщцг - АНОНС 94, КОМЕТ 1676887. МАГИСТР 707, ЯКОРЬ 154. . " \ . .. ■ . ! ; ,

при сравнении этого расстояния с'показателем.выход кг,молочного жира,• ранговые, коэффициенты оказались равными1 -' 6,87.-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 Махаланобиса" учитывает эти факторы в равной степени, .^во-вторых, в "этот показатель' мояно включить.и другие признаки." "кроме'удоя й процента жира (напр.живая масса, сухостой; сервис период и т.дО. 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 удсй 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 мелочного жира. ■

выводы •

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 МАШАНОБИСА" - 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 1703Э81, ;эллерд 26686 и достоверными ухудшателями по ЗЕжира - 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 оцениваемыхбы-ксв ( 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, признакрв, -. а не каждого в отдельности. Максимальное "расстояние МАХАЛАНОБИСА" по признакам удоя и процента жира в молоке оказалось у быков: АНАт 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 Минсельхозп- -. рода РФ.:

1. При совершенствовании методов прогноза племенной ценное- * ти 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 ис- . пользовать показатель "расстояние МАХАЛАНОБИСА" как критерий, оценки различий между быками, .

По материалам диссертаии опубликованы следующие работа:

1. Джамалдинов А.Ч. Пыжов A.n. Использование многомерных генетико-статистаческях методов для учета факторов, влияющих на оценку племенных качеств производителей. // Тезисы докладов научно-практической конференции РАМЖ. 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 РАМЖ. Быково, мое. Обл. -1996-.

И «и Л r» и ts А ц t» к пмм«г И SSO « О 5 г4 .

Эм к - M 27Í.1 р тирмж 153О а» *с и» * J. ус п . п . п .

ип опирм-гишна^ пил и грлифи и РАМЖ • п - Языком» M • О -