|
Resumen:
|
[EN] The main objective of this dissertation was to use different models to analyze reproductive traits (litter size) in four different lines of meat rabbits (A, V, H and LP). Traits studied were litter size (number) at ...[+]
[EN] The main objective of this dissertation was to use different models to analyze reproductive traits (litter size) in four different lines of meat rabbits (A, V, H and LP). Traits studied were litter size (number) at birth (NB), number of rabbits born alive (NA), litter size at weaning (NW) and number of rabbits slaughtered (NS).
Results of models that ignore the covariance of dominant deviations due to the presence of inbred relationships are presented:
M1: EF, YS; a, p, e; M2: EF, YS, F; a,p, e; M3: EF, YS; a,p,d_R, e
M4: EF, YS, F; ,p,d_R, e; M5: EF; a,p,ys, e; M6: EF, F; a,p,ys, e
M7: EF; a,p,ys, d_R, e; M8: EF, F; a,p,ys, d_R, e
Physiological state (PS); year-season (YS, fixed; ys, random); inbreeding (F); breeding values (a), permanent effect (p), "random" dominance deviations (d_R) and residual (e).
In models 1and 2 the variance estimates were very similar, as in models 3 and 4. In the latter models the estimate of the random dominance variance was higher in the H and LP lines for NB, NA and NW.
Inclusion of inbreeding in Model 6 resulted in an increase of the estimated additive variance and a decrease in the permanent variance. Including year-season as random effect alleviates colinearity with individual inbreeding.
Models 7 and 8 included, in addition to ys as random, the dominant deviations in random structure, d_R. When inbreeding depression was included in the model, the additive variance increased and the random dominance variance decreased.
When inbreeding depression was estimated in models 6 and 8 with random year-season gave logical results were obtained, due to the breakdown of colinearity between inbreeding coefficients and year-season.
Phenotypic, environmental and genetic trends were studied in two lines: H, in which ¿_DR^2 was estimated with high value, and A, in which the estimate had a small value. When both year-season (as random) and dominant deviations d_R were included, the genetic and phenotypic trends are similar, which suggest an unbiased estimate of the genetic trend. In line A, fitting year-season as random resulted in an estimated genetic trend of 0.10, more according to phenotypic trend and also to result from a control population.
A genetic analysis of NW in lines A, V and H for three increasingly complex models is presented: models with no dominance (model 6), with "random" dominance deviations in covariance structure considering non-inbred relationships (d_R, model 8), and dominance deviations in covariance structure including also inbred relationships (d_I), the latter being the so called "complete" model.
Using this complete model, estimates of random and inbred dominance variance were 0.09 and 2.15 in line A, 0.13 and 1.99 in line V and 0.13 and 1.99 3 in line H. The Covariance between additive and dominant effects was -0.65, -0.69 and -0.06 for lines A, V and H, respectively. The results with the full model are in reasonable agreement with those of the approximate models.
Estimates of population genetic variance, that is, the genetic variance of a certain set of individuals from each line, are presented. These individuals were generations 40 to 43, 37 to 39 and 11 to 14 in lines A, V and H. In line A, the decrease in the additive genetic variance in all models was observed. In population V heritabilities, additive, dominant and total variances decreased. In line H, total genetic variance increased from the base to the last generations, due to a buildup of inbred relationships across individuals.
[-]
[ES] El objetivo principal de esta tesis fue evaluar la aplicación de distintos modelos para analizar los caracteres reproductivos (tamaño de camada) en cuatro líneas de conejos para carne (A, V, H y LP). Los caracteres ...[+]
[ES] El objetivo principal de esta tesis fue evaluar la aplicación de distintos modelos para analizar los caracteres reproductivos (tamaño de camada) en cuatro líneas de conejos para carne (A, V, H y LP). Los caracteres estudiados fueron el tamaño de camada al nacimiento (NT), el número de nacidos vivos (NV), el número de gazapos destetados (ND) y el número de gazapos sacrificados (NS).
Se muestran los resultados de los modelos que no consideran la dominancia en estructura de consanguinidad completa.
M1: EF y AE; a, p y e; M2: EF, AE y F; a,p y e; M3: EF y AE; a,p,d_R y e
M4: EF, AE y F; a,p,d_R y e; M5: EF; a,p,ae y e; M6: EF y F; a,p,ae y e
M7: EF; a,p,ae, d_R y e; M8: EF y F; a,p,ae, d_R y e
Estado fisiológico (EF), año estación (AE, fijo; ae, aleatorio), consanguinidad (F), valor de cría (a), efecto permanente (p); efecto de dominancia "aleatorio" (d_R) y error (e).
Al comparar los modelos 1 y 2 no se observaron diferencias en las estimaciones de las varianzas. En los modelos 3 y 4, la inclusión de F tampoco modificó las estimas de las varianzas. En los modelos 5 y 6 se observaron cambios en las estimaciones de la varianza aditiva y permanent al incluir la consanguinidad. La inclusión del año-estación como efecto aleatorio, atenúa la asociación con F, al considerar la información a priori.
Cuando el año-estación fue aleatorio (ae) y se incluyó(d_R) (modelos 7 y 8), el ajuste de depresión consanguínea provocó una tendencia a aumentar la varianza aditiva, y disminuir la dominante aleatoria.
Cuando las depresiones consanguíneas fueron estimadas en los modelos 6 y 8 donde el año-estación es aleatorio, se observó un relajamiento en la asociación entre los coeficientes de consanguinidad y el año-estación, permitiendo una mejor interpretación de los resultados.
En relación a las tendencias genéticas, ambientales y fenotípicas se tomaron como referencia dos líneas: una en la cual lavarianza dominante aleatoria se mostró importante (línea H) y otra en la que no (línea A). Cuando ambos, año-estación aleatorio y d_R están presentes en el modelo, la tendencia genética se aproxima más a la fenotípica, lo que es un indicio de la falta de sesgo en la estimación de la primera. En el caso de la línea A la incorporación del año-estación como aleatorio estimó una tendencia más acorde a los resultados fenotípicos y a la estimada previamente empleando una población control.
Se presenta el análisis genético del carácter ND, en las líneas A, V y H, con modelos sin dominancia, dominancia en estructura aleatoria y dominancia completa (modelos 6, 8 y completo). Respecto al modelo completo, las estimas delas varianzas dominantes aleatoria y en consanguinidad fueron de 0.09 y 2.15 en la línea A, 0.13 y 1.99 en la V y de 0.3 y 4.99 en la H. La covarianza entre los efectos aditivos y dominantes en la población completamente consanguínea fue de -0.65, -0.69 y -0.06 para las líneas A, V y H, respectivamente. Los resultados con el modelo completo mantuvieron una concordancia razonable con los de los modelos aproximados.
Se desarrolló la estimación de la varianza genética poblacional. Las poblaciones las definen animales de las últimas generaciones de las líneas A, V y H. En tal sentido las poblaciones A, V y H se conformaron con las generaciones 40 a 43, 37 a 39 y 11 a 14, respectivamente. En la línea A se disminuyó la varianza genética aditiva en todos los modelos. En la línea V se redujo la estima de la heredabilidad y de las varianzas aditiva, dominante y total. En la línea H se observó un aumento de la varianza total impulsada por la la varianza dominante consanguínea.
Los resultados obtenidos aconsejan considerar el efecto año estación como aleatorio e incluir la dominancia en estructura aleatoria.
[-]
[CA] L'objectiu principal d'esta tesi va ser avaluar l'aplicació de distints models per a analitzar els caràcters reproductius (tamany de ventrada) en quatre línies de conills de carn (A, V,H i LP). Els caràcters estudiats ...[+]
[CA] L'objectiu principal d'esta tesi va ser avaluar l'aplicació de distints models per a analitzar els caràcters reproductius (tamany de ventrada) en quatre línies de conills de carn (A, V,H i LP). Els caràcters estudiats van ser tamany de ventrada al naixement (NT), número de nascuts vius (NV), número de deslletats (ND) i el número de sacrificats (NS).
Es mostren els resultats dels models que no consideren la dominància en consanguinitat:
M1: EF i AE; a, p i e;M2: EF, AE i F; a,p y e;M3: EF i AE; a,p,d_R i e
M4: EF, AE i F; a,p,d_R i e;M5: EF; a,p,ae i e;M6: EF i F; a,p,ae i e
M7: EF; a,p,ae, d_R i e;M8: EF i F; a,p,ae, d_R i e
L'estat fisiològic de la femella (EF); l'any estació (AE, fixo; ae, aleatori); l'consanguinitat (F); el valor de cria (a); l'efecte permanent (p), l'efecte de dominància (d_R) en estructura aleatòria i l'error (e).
Al comparar els models 1 i 2 no es van observar diferències en les estimacions de les variàncies. En els models 3 i 4, i igual que els models 1 i 2, la inclusió de F no va modificar substancialment les estimes de les variàncies. L'estima dela variància dominant aleátoria va resultar de major magnitud en les línies H i LP per a NT, NV i ND. En els models 5 i 6 es van observar canvis en les estimacions de les variàncies del valor de cria y permanent a l'incloure la consanguinitat (model 6). La inclusió de l'any-estació com a efecte aleatori, atenua l'associació amb F, al considerar de manera implícita una distribució normal per al seu efecte com a informació a priori.
Quan l'any-estació va ser aleatori (ae) i es va incloure d_R (models 7 i 8), l'ajust de depressió consanguínia va provocar una tendència a augmentar la variànsia del valor de cria, i disminuir la de la dominancia aleatòria.
Quan les depressions consanguínies van ser estimades en els models 6 i 8 on l'any-estació és aleatori, es va observar un relaxament en l'associació entre els coeficients de consanguinitat i l'any-estació, permetent una millor interpretació dels resultats.
En relació a les tendències genètiques, ambientals i fenotípiques es van prendre com a referència dos línies: una en la qual la variànsia dominante aleàtoria es va mostrar important (línia H) i una altra en què no (línia A). Quan ambdós, any-estació aleatori i d_R estan presents en el model, la tendència genètica s'aproxima més a la fenotípica, la qual cosa és un indici de la falta de sesgo en l'estimació de la primera. En el cas de la línia A la incorporació de l'any-estació com aleatori va estimar una tendència de 0.10 gazapos per generació, resultant més coincident als resultats fenotípics i la resposta estimada prèviament emprant una població control.
Es presenta l'anàlisi genètic del caràcter ND, en les línies A, V i H, amb models sense dominància, dominància aleatòria i dominància completa (models 6, 8 i complet). Respecte al model complet les estimes de les variàncies aleàtoria i consanguinea van ser de 0.09 i 2.15 en la línia A, 0.13 i 1.99 en la V i de 0.3 i 4.93 en la H. La covariància entre els efectes aditius i dominants en la població completament consanguínia va ser de -0.65, -0.69 i -0.06 per a les línies A, V i H, respectivament. Els resultats amb el model complet van mantindre una concordança raonable amb els corresponents als models aproximats.
Es va desenrotllar l'estimació de la variància genètica poblacional per a un cert subconjunt d'animals. Estos subconjunts els definixen animals de les últimes generacions de les línies A, V i H. En este sentit les poblacions A, V i H es van conformar amb les generacions 40 a 43, 37 a 39 i 11 a 14, respectivament. En la línia A es va observar una disminució de la variància genètica aditiva en tots els models. En la línia V es va observar una reducció de l'estima de l'heretabilitat i de les variàncies aditiva, dominant i total. En la línia H es va observar un augment de la variància total impulsad
[-]
|
