Možnosti využití Test Day Modelu pro predikci plemenných hodnot
26.04.2001 | Odborné konference
Vít Škaryd, Václav Jakubec
Katedra genetiky a obecné zootechniky, ČZU Praha
Základem šlechtění hospodářských zvířat je genetické ocenění jedince. Na sklonku minulého století se objevil nový přístup ke zpracování údajů kontroly užitkovosti Test Day Model - model kontrolního dne. PTAK and SCHAEFFER (1993) prokázali, že reziduální variance byla menší, pokud jako složený faktor byl uvažován faktor stádo-kontrolní den místo obvyklého faktoru stádo-rok-sezóna. V jejich díle pokračovali mnozí a dnes již máme různě komplikované modely (SWALVE, 1995).
Hodnocený soubor dat (15 724 záznamů) byl získán v rámci rozšířené kontroly užitkovosti ve dvouletém období (1991 - 1993) od 1 044 dojnic (různého pořadí laktace 1-11 a 9-ti plemenných skupin), chovaných v 16 stádech, po 281 plemenících. Měřením byly zjišťovány tyto ukazatele: nádoj mléka v kg - ML, %bílkoviny - B, %tuku - T, %laktózy - L a počet somatických buněk v 1ml mléka v tis. - PSB. K dispozici byly i následující údaje: datum kontrolního dne, datum otelení, datum narození, označení otce a plemenná příslušnost dojnice. Dále byl soubor doplněn o ukazatele: ECM (Energy Corrected Milk) a SCS (Somatic Cell Score).
ECM = ML * (0,25 + 0,122 * T + 0,077 * B)
úprava podle SJAUNJA et al. (1990 - cit. WASSMUTH et al., 1998)
SCS = log2 (PSB/100) + 3
úprava podle ALI et al. (1980)
Na základě shlukové analýzy vytvořit kategorie pro sezónu otelení a interval kontrolního dne. Pro každou kategorii zvlášť odhadnout parametry popisující laktační křivku. Pro odhad bylo použito SAS/STAT (1999) Cluster Analysis procedure a SAS/STAT (1999) Reg procedure.
yjklm pozorovaná denní užitkovost;
k kráva, náhodný efekt
l pořadí dnu testu, fixní efekt
j kategorie sezóny otelení a intervalu kontrolního dne, fixní efekt
m pořadí laktace
DIMklm počet dnů v příslušné laktaci, fixní efekt
c délka laktace c = 305
b1-4jm regresní koeficienty pro příslušný sdružený efekt - j * m
ejklm náhodná zbytková chyba zahrnující pevný efekt stádo-kontrolní den, náhodný aditivně-genetický, náhodný permanentní prostřeďový a náhodný zbytkový efekt
upraveno podle DANELL (1982) a SWALVE (1994)
Na základě shlukové analýzy, provedené podle jednotlivých měřených parametrů (ML, B, T, L, PSB) a při splnění požadavku na kompaktnost, byly vytvořeny tři kategorie pro ukazatel intervalu kontrolního dne a to: I - leden až duben, II - květen až srpen a III - září až prosinec. Kategorie pro sezónu otelení se, vzhledem k charakteru pokusu, vytvořit nepodařilo.
Regresní koeficienty pro sdružený efekt pořadí laktace a intervalu kontrolního dne jsou uvedeny v následující tabulce.
Odhadnuté regresní koeficienty - b pro příslušný sdružený efekt
Mléko | |||||||||
m | 1 | 2 | 3+ | ||||||
j | I - IV | V - VIII | IX - XII | I - IV | V - VIII | IX - XII | I - IV | V - VIII | IX - XII |
b1jm | 7,66658 | 8,796943 | 9,946202 | 10,09364 | 9,341499 | 6,362041 | 7,76033 | 8,323533 | 6,30692 |
b2jm | 1,163944 | 1,522751 | 0,368351 | -0,03442 | 1,591969 | 3,93431 | 1,863617 | 3,087297 | 3,937027 |
b3jm | 13,12486 | 16,42604 | 13,0591 | 16,74776 | 18,03023 | 16,70394 | 18,52394 | 19,78 | 18,08791 |
b4jm | -2,524 | -3,70146 | -2,4021 | -3,27447 | -3,63729 | -3,31289 | -3,77328 | -4,11112 | -3,62213 |
ECM | |||||||||
m | 1 | 2 | 3+ | ||||||
j | I - IV | V - VIII | IX - XII | I - IV | V - VIII | IX - XII | I - IV | V - VIII | IX - XII |
b1jm | 9,940783 | 10,53558 | 12,93969 | 13,78921 | 11,24174 | 9,499044 | 10,64401 | 10,82938 | 9,758201 |
b2jm | -0,03022 | 0,552252 | -1,54264 | -2,52999 | 0,051063 | 1,883219 | 0,301716 | 1,326123 | 1,617766 |
b3jm | 12,50566 | 15,50969 | 11,98922 | 15,37701 | 16,55088 | 15,50393 | 17,49154 | 18,1473 | 16,6706 |
b4jm | -2,23638 | -3,27086 | -1,99283 | -2,67282 | -3,10428 | -2,79522 | -3,27966 | -3,46311 | -3,05333 |
SCS | |||||||||
m | 1 | 2 | 3+ | ||||||
j | I - IV | V - VIII | IX - XII | I - IV | V - VIII | IX - XII | I - IV | V - VIII | IX - XII |
b1jm | 5,070432 | 5,361759 | 5,579295 | 6,791985 | 6,728818 | 7,420618 | 6,806887 | 8,592309 | 7,323258 |
b2jm | -1,53652 | -1,74157 | -2,06642 | -2,49433 | -2,37882 | -2,85356 | -2,40145 | -3,85229 | -2,7036 |
b3jm | 0,912901 | 1,282426 | 0,933938 | 0,903054 | 1,445201 | 1,052002 | 1,692489 | 1,023719 | 1,368545 |
b4jm | -0,07041 | -0,12098 | -0,09552 | -0,01777 | -0,25563 | -0,05548 | -0,2198 | -0,00205 | -0,14473 |
Odhadnuté regresní koeficienty jsou základem pro následné analýzy pomocí Test Day Modelu.
Literatura:
ALI, A. K. A., SHOOK, G. E.: An optimum transformation for somatic cell concetracion in milk. J. Dairy Sci., 63, 1980, 487-490.
DANELL, B.: Studies on lactation yield and individual test-day yields of Swedish dairy cows. Acta Agri Scan. 32, 1982, 84-92.
PTAK, E., SCHAFFER, L.R.: Use of test day yields for genetic evaluation of dairy sires and cows. Livestock Production Science. Amsterdam 34, 1993, 23-34.
SAS/STAT: Users guide (Release 6.11). Sas Inst.,Inc.,Cary, NC, USA, 1999.
SWALWE, H. H.: The effect of test days models on the estimation of genetic parameters and breeding values for dairy yield traits. J. Dairy Sci., 78, 1994, 929-938.
SWALWE, H. H.: Test day models in the analysis of dairy production data - a review J.Archiv Tierzucht, Dummersdorf 38, 1995, 591-612.
WASSMUTH, R., MADSEN, P., BOELLING, D., and JENSEN, J.: Genetic relationships between production traits of growing bulls and disease incidence of lactating heifers. 49th Annual meeting of the E.A.A.P., Warsaw 1998, Paper G2.3.
Tweet
