Бесплатный автореферат и диссертация по сельскому хозяйству на тему

ОЦЕНКА БЫКОВ ЧЁРНО-ПЁСТРОЙ ПОРОДЫ ПО ВОСПРОИЗВОДИТЕЛЬНЫМ КАЧЕСТВАМ

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

Автореферат диссертации по теме "ОЦЕНКА БЫКОВ ЧЁРНО-ПЁСТРОЙ ПОРОДЫ ПО ВОСПРОИЗВОДИТЕЛЬНЫМ КАЧЕСТВАМ"



Попов Дмитрий Альбе

Оценка быков чёрно-пёстрой породы по воспроизводительным качествам

06.02.01 — разведение, селекция, генетика н воспроизводство сельскохозяйственных животных

АВТОРЕФЕРАТ

диссертация на соискание учёной степени кандидата биологических наук

Дубровицы -2007

Работа выполнена на кафедре информационного обеспечения и генетико-статистических методов в животноводстве Федерального государственного образовательного учреждения дополнительного образования (повышения квалификации) специалистов Российской академии менеджмента в животноводстве

Научный руководитель: кандидат биологических наук,

Зашита состоится 03 июля 2007 г., в 10 часов, на заседании диссертационного совета Д006.013.02 при Всероссийском государственном научно-исследовательском институте животноводства (ВГНИИЖ).

Адрес института: 142132, Московская область, Подольский район, пос. Дубровицы, ВГНИИЖ; тУфакс: (4967)651-101.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке института. Автореферат разослан « 5<3> 2007 г.

профессор Пыжов Анатолий Петрович

Официальные оппоненты:

доктор биологических наук Попов Николай Александрович;

кандидат с.-х. наук, доцент Саморуков Юрий Владимирович

Ведущая организация:

ОАО «Московское» по племенной

работе

1. ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ Актуальность темы

Проблемы воспроизводства являются крайне актуальными в нашей стране. По официальным данным Министерства сельского хозяйства РФ, опубликованным на сайте МСХ РФ, выход приплода телят на 100 коров в 2003 г. уменьшился на три единицы по сравнению с 2002 г. и стал равняться 75. В 2004 г. ситуация с воспроизводством крупного рогатого скота несколько улучшилась, но по-прежнему ниже показателя 2002 г. и составляет 77 телят на 100 маток. Тенденция уменьшения воспроизводительных способностей молочного скота не является специфичной для нашей страны. Это проблема глобального масштаба. И данная ситуация вполне объяснима. Не секрет, что основной целью селекционеров во всём мире является повышение продуктивных качеств животных, поскольку именно продукция приносит доход хозяйству и фермеру. Поэтому показатели воспроизводства отходят на второй план. Естественно, такой подход, в конечном счете, привёл к тому, что проблемы воспроизводства во многих случаях стали крайне острыми.

В этой связи во многих странах мира при оценке животных в селекционные индексы стали включать показатели воспроизводительной способности животных. В нашей стране по большей части такая работа не ведётся. Поэтому мы поставили перед собой задачу определить эффективность описанных выше статистических методов для оценки воспроизводительных способностей быков. В связи с тем, что эти методы просты и доступны для применения на станциях искусственного осеменения и племп редпрн ятиях, они могут быть широко использованы для первоначальной оценки производителей. Критерием оценки воспроизводительных качеств в нашем случае стало количество абортированных и мертворожденных телят в потомстве от того или иного быка. Поскольку эти данные предоставляются на племпредприятня на регулярной основе в виде ежегодных отчетов, они легко доступны для проведения подобного анализа.

Цель работы: 1) определение генетических различий между исследуемыми быками по показателям абортов, мёртворожденнй и суммарному показателю по абортам и мёртворожденням (аномалий); 2) выявление быков, работающих или работавших на базе ЦСИО, которые достоверно давали / дают повышенный или пониженный выход абортированных и/или мертворожденных плодов, обусловленных летальными наследственными факторами, и З) оценка —

. ■ -т^л.

повторяемости этих признаков.

имени К.Л. Тимирязева ЦНБ имени Н И. Железное*

В этой связи нами были поставлены следующие задачи:

1) Определить достоверность различий как между хозяйствами, так и между быками по показателям абортов, мйртворожденнй и суммарному показателю по абортам и мёртворождения м;

2) Выявить степень влияния хозяйств и быков на изучаемые показатели;

3) Выявить быков, которые дают повышенный нли пониженный выход абортов и мертворожденных телят;

4) Определить, какую роль играет взаимодействие между хозяйствами и быками по исследуемым признакам;

5) Определить повторяемость изучаемых нами признаков.

Научная ношииа работы: Впервые предложен дешевый и доступный комплексный статистический метод, позволяющий выявлять влияние генотипа быка на показатель выхода абортов и мёртворождений и показана необходимость селекционной работы по этому показателю.

Практическая значимость работы: Предложены статистические методы мониторинга за летальными и полулегальными наследственными факторами абортов и мертворождений у крупного рогатого скота. Предложены методы выявления быков - носителей летальных наследственных факторов абортов и мёртворождений и мероприятия по работе на искоренение данных генетических аномалий из популяций селекционными методами.

Основные положения, выносимые на защиту:

1) Усовершенствованная методика выявления быков, которые имеют наследственные факторы, обуславливающие аборггы и мертворождения среди получаемого от них потомства;

2) Применение селекционных методов комплексной оценки быков, по наследственным факторам, обуславливающих появление абортов и мертворожден ий.

Апробация работы:

Основные положения диссертации доложены:

- на Ученом совете ФГОУ РАМЖ (2005, 2006 гг.);

- на международном научно-практическом семинаре по теме: «Генетические маркеры в селекции животных» в 2005 г.;

л

- на международно-практической конференции на тему: «Повышение кон курс нтошособности животноводства и задачи кадрового обеспечения» в 2006 г.

Публикации:

По материалам диссертации опубликовано 4 научные работы, в том числе одна в журнале «Молочное и мясное скотоводство».

Объём и структура работы:

Диссертация состоит из введения, трёх глав, обсуждения, выводов, практических предложений, списка используемой литературы. Материал изложен на 127 страницах машинописного текста, содержит 26 таблиц и 3 рисунка. Список литературы включает 101 источник, в том числе 40 на иностранных языках.

2. МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ ИССЛЕДОВАНИЙ Экс пернментальная часть работы проводилась в 2004-2006 гг. по схеме (рис.1) на базе Центральной станции искусственного осеменения сельскохозяйственных животных. Нами было проанализировано в 2003 г. 2125 потомков от 12 быков по признакам выхода абортов и мёртворождений. В 2004 г. исследованию было подвергнуто 1782 потомка от тех, быков, которые работали как 2003, так и в 2004 гг. Эти быки работали в хозяйствах восьми областей, включая Московскую, Пензинскую, Калужскую, Тульскую, Липецкую и других. Все хозяйства, в которых работали быки ЦСИО, отличались высокой культурой производства, хорошим уровнем кормления и высокой продуктивностью (не ниже 5000 литров/лактацию).

Для обработки данных были использованы следующие виды анализа;

1. Статистический анализ (его можно рассматривать в качестве первого этапа дисперсионного анализа);

2. Двухфахторный дисперсионный анализ;

3. Однофакторный дисперсионный анализ;

4. Многомерный корреляционно-регрессионный анализ.

Схема исследований

I Предварительная обработка данных

II Сравнение быков по показателям абортов, мёртворождений и аномалий со средней величиной по стаду и между собой

III Оценка повторяемости признаков

3. РЕЗУЛЬТАТЫ СОБСТВЕННЫХ ИССЛЕДОВАНИЙ

Поставленную перед нами задачу мы решали в три этапа, самым важным из которых стало сравнение быков со средней величиной показателей абортов, мертворождений и аномалий по всем производителям и попарное сравнение быков между собой по этим признакам. Предшествующие этому этапу различные виды анализа можно считать предварительными, поскольку они позволили получить необходимые данные для сравнения. Однако следует подчеркнуть, что, несмотря на то, что этот этап рассматривается в качестве предварительного, в ходе его был получен ряд данных, которые представляют немалый интерес сами по себе.

ЗЛ Определение влняния хозяйства и быков на выход абортированных н мёртво рожденных плодов

На первом этапе был проведан ряд анализов, первым из которых был статистаческий. Он позволил получить данные, которые подверглись дальнейшей обработке. Вместе с тем, в ходе этого анализа были рассчитаны средние значения показателей абортов, мёргворождений и суммарного показателя по абортам и мертворожден и ям, как по быкам, так и по хозяйствам.

Затем мы параллельно провели двухфакторный и однофакгорный дисперсионные анализы.

Двухфакторный дисперсионный анализ позволил нам определить сипу влияния быков н хозяйств на исследуемые нами признаки. Было показано, что н 2003 г. влияние хозяйства в 2,5 раза меньше влияния быка (Табл. 1).

Результаты двухфакторного дисперсионного анализа достоверности влияния хозяйства, быков и взаимодействия между быками и хозяйствами иа возникновение абортов и мёртворождений в 2003 г.

Фактор Число степеней свободы Средний квадрат Критерий Фишера

Хозяйство 20 2.713036 56,03В944

Ьык И «,736176 139.138689

Взаимодействие хозяйство-бык 220 -0,099222 -2,049482

Однако основной цепью этого анализа было определение значения взаимодействия хозяйства и быка в возникновении абортов и мёртворождений. В случае выявления подобного влияния нам было бы необходимо при анализе учитывать это обстоятельство. Это бы свидетельствовано с одной стороны о высокой доле пороговых признаков в возникновении абортов и мёртворождений, а с другой — о большом влиянии маточного поголовья хозяйства (его принадлежность к тем или иным линиям, размеры коров и т. д.) на возникновение абортов и мёртворождений. Но в наших исследованиях мы не выявили роли взаимодействия быков и хозяйства на возникновение описываемых патологий.

Наряду с двухфакторным нами был проведён и одиофакторный дисперсионный анализ. С помощью этого анализа было показано с высокой степенью достоверности, что как быки, так и хозяйства влияют на возникновения абортов и мёртворождений (Табл. 2-5).

Таблица 2

Результаты однофакторного дисперсионного анализа достоверности различий между хозяйствами по признаку абортов, мёртворождений, а также по суммарному показателю по абортам и мбртворождениям («аномалиям») по данным 2003 г.

Вариация Число степеней свободы (к) Сумма квадратов (девиата) Ю! Средние квадраты (М5) Дисперси -онное отношение (РсЬ) Уровень значимости

Аборты

Межгрупгювоя (факториалъная) к( 20 0| 4,74 М5т 0,237 Рф 5,274 <0,001

Внутригруппоеая (остаточная) ка 211 5 С* 93,2 М5з 0,045 -

Мертворожденна

Межгрупповая (фактори альная) 20 о. 2,3 М5, 0,115 2.997 <0,01

Бнутригруппоаая (остаточная) кз 211 5 80,4 МЗг 0,038 -

Аборты и мёртворождения (ономалии)

Межгруппоеоя (факториально«) к. 20 О! 9,84 0,492 Г ф 6,311 <0,001

Внутри групповая (остаточное) кг 2115 Оа Т £5 М5г 0,078 -

Таблица 3

Результаты однофакторного дисперсионного анализа достоверности различий между быками по признаку абортов, мёртворождений, а также по суммарному показателю по абортам и мертворождениям («аномалиям») по данным 2003 г.

Вариация Число степеней свободы (И Сумма квадратов (девиата) (01 Средние квадраты |МЗ) Дисперсионное отношение (Рф) Уровень значимости

Аборты

Межгрупповая (фа кториальнся] к, 14 & 4,89 М5| 0,444 6 Г* 9,946 <0,001

бнутригрупповая (остаточная) к» 177 3 Ог 95 М5г 0.044 7 -

Мё р!ворожле ния

Межгрупповая (факториальная) >1 0, 0,5 0,048 РФ 1,242

Внугригрупповая (остаточное) к) 177 3 82.8 МЗ) 0,039 -

Аборты и ллёртворождения (аномалии)

Межгрупповая (факториальна«| к. п 0, 4, ¿5 М3| 0,422 3 5,273 <0,001

Внутр игруп гювая (остаточная) ка 212 4 02 169,9 М5г 0,08 -

Таблица 4

Результаты однофакторного дисперсионного анализа достоверности . различий между хозяйствами по признаку абортов, мёртворождений, а также по суммарному показателю по абортам и мёртворождениям («аномалиям») по данным 2004 г,

Вариация Число степеней свободы (к) Сумма квадратов (девиата) И>1 Средние квадраты (М5) Дисперсионное отношение (Рф| Уровень значимости

Аборты

Мвжгрупповая (фа ктоснюл ьна«} к. 14 & 0.85 4 МЗ» 0.061 * 1,752 (Ь <0,05

Внугригрупповая (остаточная) к> 177 3 Ог 62,1 0,035 -

Мёртвораждения

межгрупповая (сЬакториальная) к. 14 0| 6,72 М5| 0,48 Ы 13,47 <0,001

Внутригруппоеая (остаточная) кг 177 3 02 63,8 МЭг 0.03 6 -

Аборты и мёртеорождения (аномалии)

Межгруппоеая (фактормальная} к| 14 01 15,2 М$, 0.372 РФ 5,4 <0,001

Внутригруппоеая (остаточная) кг 1773 п 1 ,22' 1 3 М5) 0,06? -

Таблица 5

Результаты одно факторного дисперсионного анализа достоверности различий между быками по признаку абортов, мёртво рождений а также по суммарному показателю по абортам и мёртворождениям («аномалиям») по данным 2004 г.

Вариация Число степеней свободы (к) Сумма квадратов (девиата) (0) Средни© квадраты (М5) Дисперсионное отношение №) Уровен ь значимое! и

Аборты

Межгруппоеая (факториальная) к, 6 0,61 8 М$1 0,103 р 2,96 <0,01

Внутригруппоеая [ос таточноя) кг 1781 0, ¿гз мз2 0,035 -

Мертворожденна

Межгруппо&ая (сЬсжториал ьна я) к] 6 01 1.6 0,26 8 р. <0.001

Внутр и групповая (остаточная) кг 173 1 Бг 47.7 MSг 0,03 8 -

Аборты и мёртво рождения (аномалии)

Межгрупповая (йхзкториальнао) к) & 1,12 ЧГ Г <0,01

Внутригруппоеая (остаточка*) кг 178 1 Ог ' 126. 5 -

Результаты однофакторного дисперсионного анализа позволяют сделать вывод о существовании достоверных различий как по признаку абортов, так и по признаку мёртворожденмй и аномалий между хозяйствами как в 2003, так и а 2004 гг. Те же самые выводы можно сделать и по быкам, за исключением признака «мертворожденна». По этому показателю в 2003 г. не было выявлено достоверного различия между быками. Однако обнаруженное в 2004 г. высоко достоверное различие между быками по показателю «мертворожден не» заставляет с осторожностью относиться к этому результату,

В ходе этого анализа белли также получены внутриклассовые коэффициенты корреляции (Табл. 6). Путём учетверения этих коэффициентов, нами были получены коэффициенты наследуемости в узком смысле, характеризующие аддитивное влияние в наследуемости признаков. Как видно из таблицы, коэффициенты наследуемости, характеризующие аддитивное влияние, относительно низкие. Поскольку аборты н мертворождения являются признаками, имеющими во многих случаях моногенный характер наследования, они отличаются невысокими показателями наследуемости в узком смысле. Эти результаты также говорят о неэффективности массовой селекции по изучаемым признакам.

Таблица 6

Значения коэффициентов наследуемости в узком смысле слова за 20032004 гг. по признакам абортов, мёртворождений и аномалий

Признак Внутриклассовый I Коэффициент наследования в коэффициент корреляции | узком смысие

2003 г.

Аборт 0.044 0,176

Мгртворождеиие 0,001 0,004

Аномалии 0.022 0,088

2004 г.

Аборт 0,007 0,028

М( ртво рождение 0,02 0,03

Аномалии 0.005 0.02

После определения достоверности влияния как быка, так и хозяйства, было проведено сравнение производителей, исключив действие фактора «хозяйства». Для этого были использованы методы многомерной статистики и, в частности, метода многомерного корреляционно-регрессионного анализа. Используя фиктивные переменные, мы придали соответствующие числовые значения таким качественным переменным, как принадлежность быка к конкретному хозяйству. Они позволили нам, вычислив параметры линейной регрессии, составить регрессионные уравнения зависимости количества абортов, мёртворождений и суммарного показателя по абортам и мертворождениям от принадлежности к определённому хозяйству.

Так как уравнения регрессии позволяют нивелировать различия по данным патологиям, обусловленные влиянием хозяйств, то их можно использовать для оценки производителей на носительсгоо летальных наследственных факторов.

Значения Ydc, служат для оценки производителей. Их можно использовать как обычные показатели выхода абортированных и мертворожденных телят и сравнивать эта величины между собой с целью определения достоверности различия между быками по описываемым показателям. В таблице 3.5 для примера приведены регрессионные остатки по быкам, достоверно дававших в

2003 г. повышенный или пониженный выход абортированных или мертворожденных телят. Полученные этим методом регрессионные остатки, характеризуют значение показателей абортов, мертворождений и аномалиям в ситуации, которая сложилась если бы все быки находились в одинаковых условиях.

Но поскольку влияние хозяйства не столь велико и не выходит за пределы статистической ошибки и, кроме того, любая поправка уменьшает точность анализа, мы отдали предпочтение сравнению в 2004 г. быков без учёта такой нивелировки.

Коэффициенты множественной корреляции, полученные из регрессионных уравнений в 2003 Г, по первому, второму и третьему признакам оказались равными 0,2179, 0,1660 и 0,2373 соответственно, В 2004 г. эти коэффициенты оказались равными: по абортам - 0,1163, по мёртворождениям — 0,3101 и по аномалиям — 0,2022. Если мы возведём в квадрат эти коэффициенты множественной корреляции, то получим коэффициент детерминации, характеризующий влияние хозяйства. В нашем случае коэффициенты детерминации в 2003 г. равняются 0,05,0,03 и 0,06 соответственно, В 2004 г. по трём анализируемым признакам они составляют следующие значения: 0,01,0,1 и 0,04. Достаточно низкие коэффициенты детерминации дают нам возможность пренебречь влиянием хозяйства.

После этого мы перешли ко второму этапу работы - сравнению быков со среней величиной и попарнму сравнению.

3.2 Сравнение групповой средней количества абортов н мёртворожденнй по быкам со средней величиной по всем производителям

Определение достоверности различий путём сравнения со средней величиной в 2003 г. было проведено с учётом и без учёта влияния хозяйства. В

2004 г. мы решили ограничиться только выявлением достоверности различий, сравнивая быков напрямую, без внесения поправок в связи с описанными выше соображениями. Естественно, что в случае, когда мы учитывали влияние хозяйства, мы проводили сравнение регрессионных остатков.

Определение достоверности разницы между быками по показателю абортов, мёртворождений и аномалий при исключении влияния хозяйства путём сравнения со средними показателями по всем быкам в 2003 г.

Бык Признак Число потомков Средне« Критерий достоверности

Байкер 7781 Аборт - 0,1585 1,69

Мер творожде пие 5 -0,0366

Аномалии -0,1951 1,57

Аборт 0.0750

Блюз 7774 Мйртворождснис Я 0,0750

Аномалии 0,1500 1,53

Аборт 0,0162

Бойер 7773 Мертворожден не 13 -0,0344

Аномалии

Гармоник 4 Аборт 0,2700 4,82"'

Мертво рождение 14 -0,0366

Аномалии 0,2335 3,14"'

Джаз 98 Лборг 0,0000

Мертво рождение 156 0,0000

Аномалии 0,0000

Джурор 7783 Лборт 0,1857 5,705'*''

Мертворожденне 42 -0,0853 2,81"

Аномалии 0,1000 2,32"

Аборт -0,0187

Ккзил 7792 Мертворожден не 32 -0,0187

Аномалии -0,0375

Клавир 1843 Аборт -0,0004 2.75"

Мертворожденна 257 0,0036

Аномалия 0,0082

Аборт 0,0000

Легаш 225 Мсртворожаекие 57 0.0000

Аномалии 0,0000

Лборг -0,0075

Лидер 129 МСрт&о рождение 1462 0,0018

Лномапин -0,0057

Л н май 1381 Аборт 0,0000

Мертворожден не 30 0.0000

Аномалии 0,0000

Аборт 0,0000

Робин 229 Мсртворождение 60 0,0000

Аномалии 0,0000

- разница достоверна при 5%уровне значимости (/¿1,96); **- разница достоверна при 1% уровне значимости {/¿2,58); - разница достоверна при 0,1% уровне значимости й 3,29); Как видно из Табл. 7 сравнения регрессионных остатков, быки Гармоник и Джурор имеют выскодостоверное генетическое отличие от других быков в

сторону повышения показателей абортов и аномалий. Однако при этом было показано, что Джурор давал пониженный выход мертворожденных телят.

Определение достоверности генетических различий между быками без исключения влияния хозяйства (методом прямого сравнение), показано в соответствующей Табл. В.

Таблица 8

Определение достоверности разницы между быками по показателю абортов, мёртворождений и аномалий без исключения влияния хозяйства путём сравнения со средними показателями по всем быкам в 2003 г.

Бык Признак Число потомков Среднее Ошибка Критерий достоверности

Гармоник 4 Аборт 14 0,42857 0,13725 б,«"'

Ме ртворпжиение 0 0 0.74

Аномалии 0,42857 0,13725 4.46"'

Джаз 98 Аборт 156 0,02564 0.0127 1,34

Ме ртеорождение 0,01282 0,00904 1.7

Аномалии 0,03846 0,1545 2,19'

Джурор 7783 Аборт 42 0.28571 0,07055 7,18"'

Мертворожденна 0 0 1,32

Аномалии 0,28571 0.07055 4,44""

Легенд 225 Аборт 57 0 0 1,73"

Мертворожденно 0 0 1,54"

Аномалии 0 0 2,37'

• разница достоверна при 5% уровне значимости (< г 1,96 ); ** - разница достоверна при 1% уровне значимости ((¿2^8); "'-разница достоверна при 0,1% уровне значимости (< £ 3,29); " - разница близка к достоверности.

Как следует из этой Табл. быки Гармоник и Джурор имели достоверные генетические отличия по выходу абортированных плодов и но суммарному показателю по абортам и мёртворождекиям. Что полностью соответствует данным, полученным при сравнении средних регрессионных остатков, при исключении влияния хозяйства.

В 2004 г. мы проводили сравнение методом без исключения влияния хозяйства. Бык Джурор не был выявлен в 2004 г. в качестве производителя, дающего повышенный выход абортированных и мертворожденных телят. Однако следует обратить внимание на тот факт, что разница по абортам у этого быка близка к достоверности (1(1=1,88).

2003 г. - 2004 г. Аномалии

Бык Среднее Хет, Год блюз бойер Джурор Кизил Клавир Легенд Лидер

Блюз 0,28 2003 г. -0,1 0,04 -0,187 -0,164 ■0,25* -0,155

0,071 200« г. -0,024 0,017 0,029 -0,021 -0,053 0,029

Бойер 0.16 2001 г, о,и -0.С87 -0,084 -0,15 -0,055

0,047 ¡004 г. - 0,041 0,053 0,003 •0,029 0,053

Джурор 0.29 2003 г, -0.227 •0.224 -0,29" -0,195

о,ом 2004 г. - 0,012 -0,038 ■0,07 0,012

Кизил о,овз ¡003 г. 0.003 -0,063 0,032

0,1 2004 г. - -0,05 •0,082 0

Клавир о,овв 2003 г. -0,066 0,029

0,05 2004 г. •0,032 0,0$"

Легенд 0 2003 г. 0,095'

0,018 £004 г. О.ОИ2*

Лидер 0,095 2003 г.

0,1 2004 г.

п 2003 г. в 13 42 32 257 57 1462

п ¡004 г. 70 64 360 69 561 55 71Э

* Разяща достоверна ггри 5% уроыю значимости (Р£1,96)

" Разница достоверна при 1%уроеве значимости (Р>2,58)

***Разнниа достоверна прн 0,1% урод« значимости (Р£Э,29)

33 Попарное сравнение групповых средних по быкам по исследуемым показателям

Наеобходимо отметить, что метод сравнения средних по количеству абортов, мёртворождений и по суммарной величине ло абортам и мертворожденнам со средними показателями по всем быкам является менее точным методом, чем метод попарного сравнения быков между собой. Поэтому нами была проведена работа по попарному сравнению быков по показателю абортов, мёртворождений и суммарному показателю по абортам и мертворожденна м.

Полученные результаты во многом подтверждают выводы, сделанные путём сравнения групповых средних, полученных по быкам, по анализируемым показателям, с общей средней статистических комплексов (Табл. 9). Суммируя результаты, полученные тремя методами ло этому быку, можно предположить, что Джурор, с одной стороны, даёт повышенный выход абортированных плодов, а с другой - пониженный выход мертворожденных телят. Это может быть связано с наличием летального наследственного фактора, одним (или единственным) из проявлений которого является аборт.

Схожую картину мы также получили и в случае быка Лидера. Этотбыктак же, как и Джурор, имел генетическую разницу при попарном сравнении его с другими быками. Но, в этом случае, всё было наоборот. С одной стороны, Лидер давал пониженный выход абортированных плодов, при повышенном количестве полученных от него мертворожденных телят. По суммарному показателю абортов и мёртворождений этот бык так же имел достоверную генетическую разницу в сторону увеличения этого показателя.

Наряду с этим, было показано, что бык Легенд давал достоверную генетическую разницу в сторону уменьшения по всем трём анализируемым признакам как в 2003, так и 2004 гг. Эти выводы полностью согласуются с данными прямого сравнения (то есть сравнения без исключения влияния хозяйства), полученными в 2004 г.

3.4 Опенка повторяемости признаков выхода абортированных и мертворожденных плодов

Заключительным этапом нашей работы стала оценка повторяемости изучаемых признаков в 2003-2004 гг. В результате этой работы нами была выявлена высокая повторяемость признаков абортов и аномалий. Количество совпадений по абортам составило 52%, в то время как по суммарному показателю по абортам и мёргворожденням количество совпадений составило

65%. Как видим, величина повторяемости для биологических объектов достаточно высокая. Однако повторяемость по признаку «мертворожден и я» была не столь высока и составила около 25%. Однако и эта величина для биологических признаков не столь низкая.

Выводы

1. Как между хозяйствами, так и между быками существуют достоверные различия по признакам абортов, мертворожден и й и по суммарному показателю по абортам и мёртворождениям.

2. Влияние хозяйства на возникновение аборта и мертворожден и й в исследуемых нами популяциях намного ниже влияния быков, о чСм свидетельствуют:

а) данные двухфакторного дисперсионного анализа за 2003 г., согласно которым влияние хозяйств почти в 2,5 раза (критерий Фишера - 56,038944) меньше, чем бьжов (критерий Фишера — 139,138689);

б) низкие коэффициенты детерминации (в 2003 г. онн равняются 0,05; 0,03; 0,06, в 2004 г. -0,01; 0,1; 0,04), полученные множественным корреляционно-регрессионным анализом.

3. Выявлены отдельные быки, дающие повышенный выход аномальных потомков. В частности, бык Джурор давал повышенный выход абортированных плодов и имел достоверную генетическую разницу по суммарному показателю по абортам и мёртворождениям по данным всех трёх видов анализа. Бык Лидер давал достоверную разницу по мёртворождениям и аномалиям в сторону увеличения этих показателей. В то же время бык Легенд давал достоверно меньший выход как абортированных, так и мертворожденных телят.

4. В ходе двухфакторного дисперсионного анализа нами не было выявлено взаимного влияния хозяйства и быков на возникновение абортов и мертворожден« й (критерий Фишера оказался отрицательным и равнялся -2,049482), Это свидетельствует, с одной стороны, об отсутствия влияния условий хозяйств на возникновение этих аномалий (главным образом влияния маточного поголовья), а с другой стороны об отсутствии существенного влияния пороговых признаков на возникновение абортов и мёртворождения. Этот вывод подтвердился при исследовании роли аддитивной компоненты в наследовании, которая выражается коэффициентом наследования в «узком смысле». В наших исследованиях они оказались очень низкими. Их значения находились в пределах от 0 до 0,002.

17

5. Повторяемость признаков абортов и суммарному показателю по абортам и мертворожден иям 52 и 65%, соответственно, что свидетельствует о высокой повторяемости этих признаков. Повторяемость мёртворождеиий составила 25%. Это также доказывает, что выявленная нами генетическая разница является неслучайной.

Практические предложения

Для выявления быков с нарушением воспроизводительной функции по

показателям абортов, мСртворождсний и суммарному показателю по абортам и мертворожденна м (аномалиям) госплемслужбам следует использовать предложенные нами ёстатистические методы комплексной оценки быков на носительство генетических факторов, обуславливающих эти патологии.

Список работ,, опубликованных по теме диссертации

1. Попов, Д. А. Оценка влияния условий хозяйства и генотипа быка на проявление абортов и мёртворождеиий / Д. А. Попов, А. П. Пыжов, Г. В. Ескин И Материалы международного научно-практического семинара. — Вып. 11.-ФГОУ РАМЖ, пос. Быково, Московская обл., 2005-С. 14-16.

2. Пыжов, А. П. Оценка влияния генотипических факторов на проявление абортов и мертворождений у крупного рогатого скота / А. П. Пыжов, Д. А. Попов, Г. В Ескин // Материалы международного научно-практического семинара. — Вып. 11. — ФГОУ РАМЖ, пос. Быково, Московская обл., 2005,-С. 11-13.

3. Попов, Д. А. Повторяемость оценки быков-производителей по выходу абортов и мёртворождеиий среди получаемого от них потомства / Д. А. Попов, А. П. Пыжов, Г. В. Ескин !(Материалы международного научно-практической конференции: «Повышение конкурентоспособное™ животноводства и задачи кадрового обеспечения» — Вып. 12. — ФГОУ РАМЖ, пос. Быково, Московская обл., 2006. - С. 37-44.

4. Попов, Д. А, Использование критерия выхода абортированных и мертворожденных плодов в селекции скота / Д. А. Попов, А. П. Пыжов, Г. В. Ескин // Молочное и мясное скотоводство. - 2007. - Кз 4. - С. 34-35.

Издательство РУЦ ЭБТЖ 142132, Московская обл.. Подольский р-н, п. Дубровины Таи. (8 - 27)65-14-24, (8 - 27) 65-14-07

Сдано в набор 28.05.2007. Подписано в печать 29.05.2007 Заказ № 10. I !еч. л. 1,0 Тираж 90 экз.

Отпечатано в типографии РУЭЦ