DB65∕T 3991-2017 新疆褐牛种牛遗传评估方法(新疆维吾尔自治区).pdf

=二二iICS 65. 020. 30 B 43 DB65 新疆维吾尔目区地方标准b. J口DB 65/T 3991-2017 新疆褐牛种牛遗传评估方法Th巳T巳chnicalRegulation of G巳n巳ticEvaluation in Xi时iangBrown Cattle 2017一04-20发布2017 -05 -20实施新疆维吾尔自治区质量技术监督局发布1 08 65/T 3991-2017 目IJ1=1 本标准根据GB/T1. 1-2009 (标准化工作导则第1部分:标准的结构和编写的要求编写。本标准由新疆维吾尔自治区畜牧厅提出并归口。本标准由新疆农业大学负责起草。本标准主要起草人:黄锡霞、王雅春、付雪峰、田可川、郭志勤、谈锐、谭世新、刘丽元、程黎明、周靖航、再娜古丽君居列克、郭俊清、热西提阿不都热依木、帕尔哈提木铁力甫、张艳花、徐新明。-., -一-一二DB 65/T 3991-2017 新疆褐牛种牛遗传评估方法范围本标准规定了新疆褐牛种牛遗传评估的术语和定义、遗传参数估计和遗传评估方法的要求。本标准适用于新疆褐牛种牛主要性状遗传程度的评估。2 术语和定义下列术语和定义适用于本文件。2. 1 种牛Cattlestud 以繁殖后代为主要用途的公、母牛。应比同品种非种用的牛有较好的生产性能和遗传品质，但又能适应一定的经济自然环境。2.2 数量性状Quantitativetrait 性状遗传受微效多基因控制，易受环境影响，呈连续性分布，个体间表现的差异只能用数量来区别，如产奶量、乳脂率、瘦肉率、增重速度等。大多数经济性状都是数量性状。2.3 经济性状Economictrait 能够产生经济效益的遗传性状。2.4 重复力Repeatabi I i ty 衡量一个数量性状在同一个体多次度量值之间的相关程度的指标。2.5 遗传力Heredity亲代向后代传递基因的现象。一般指狭义遗传力，指数量性状育种值方差占表型方差的比例。2.6 遗传相关Geneticcorrelation 是对两个性状间遗传关系的强度和方向(正或负)的估计，是由于基因的一因多效和基因间的连锁不平衡造成的。2. 7 系谱Pedigree记载种牛的父母及其各祖先的编号、生产性能成绩及鉴定结果的记录文件。2.8 系谱鉴定Thepedigree appraising 根据祖先性能及品质的历史资料来选种的方法。2.9 育种值Breedingvalue 育种值是个体育种值的简称，又称为种用价值。是种用个体可遗传给下一代的控制一个数量性状的所有基因座上基因加性效应的总和。2.10 选择指数Selectionindex 在进行家畜选种工作中，经常需要同时选择几个性状，把所选择的几个性状根据其经济加权值综合成一个使个体间可以相互比较的数值，便于比较并据此来进行选种。这个数值称为选择指数。2. 11 BLUP法BestLinear Unbiased Prediction 也称最佳线性无偏预测法，是以线性混合模型为基础的育种值估计方法。BLUP法是可以将影响奶牛所有的效应都考虑进去，估计值是观测值的线性函数，有最小的误差方差，是无偏的。3 遗传参数估计3. 1 从统计学上讲，遗传参数估计可归结为方差组分的估计。3.2 遗传力估计基本方法参见附录Ao4 遗传评估方法4.1 单性状个体育种值估计育种值估计方法参照附录Bo4.2 多性状综合选择指数法4.2.1 突出主要经济性状，一般以2个-4个为宣;4.2.2 所选性状容易度量;尽可能选择早期性状;2 Il-lIll-NZDB 65/T 3991-2017 4.2.3 对希望数值变小的性状选择，加权值为负;4.2.4 对负相关的性状尽可能合并为一个性状来处理;4.2.5 选择指数法参照附录C。4. 3 最佳线性无偏预测法BLUP(Best Linear Unbiased Prediction ) 4. 3. 1 适用于大群体中的育种值估计;4. 3. 2 实际应用时可用相关软件进行计算和估测;4.3.3 BLUP育种值估计方法参照附录D。3 附录A(规范性附录遗传力估计基本方法A. 1 亲子资料估计遗传力A. 1. 1 种公牛内母女回归方法适用于母牛数普遍超过种公牛数的情况。A. 1. 2 种公牛内母女回归估计的方法当S头公牛，各配dj头母牛，各有一个女儿，dij和Ou分别表示第i头种公牛所配的第j头母牛表型值和其他女儿表型值。表1中列出了它们的平方和与乘积和。该性状的遗传力估计值如下:LOVUT/ r .:,r, h2 = 2brrT/r , = 2: W(D，OL=2.A. W(D,OL . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . (A. 1) W(O,D) - 2 SS W(D) .W(D) t.OVm/r , .:,r, h2=2rw(0,D)=2U W(O,DL=2, .A. W(O,D) . . . . . . . . . . . . . . . (A.2) 41 SSUT/ T SS W(D)- W(O) j IJIJ W(D) UIJ W(O) 表A.1种公牛内母、女平方和及乘积和自由度母亲平方和女儿平方和母女乘积和变异来源df SSW SSW SPW 2;(ZDu)2(ZZDu)2 三(L:Oij)2(L:L:乌)2立CIDij)(2:0ij)公牛间S-l dj L:d; dj L:dj di cIIDij)(LLOij) Idj Ldj-S IIDi二cI乌)2ZZD;-Z(ZDu)2 IIDu一公牛内2;(ZDu)(EJOU) di di di 式中:h2一一遗传力估计值:W一一公牛内的有关统计量;4 DB 65/T 3991-2017 rw一一为各测量的表型值间的表型相关，当信息来源是一个个体多次度量均值时，rp等于多次度量的重复率已;bw一一公牛内母女回归系数;SSw一公牛内组内乘积和平方和;SPW一一公牛内平方和;Dij一一为供测后裔该性状的表型平均值;Oij一一为供测后裔同期畜群该性状的表型平均值;示例1:材料来自新疆乌鲁木齐种牛场5头褐牛，与配母牛(X)和其女儿(Y)的产奶量，.n表示与配母女对数，经过资料整理，计算平方和、乘积，结果如下表2。试利用公牛内母女回归和相关估计分别估计产奶量的遗传力。表A.2产奶量统计种公牛n IX IY IX2 Iy2 IXY 24号52 233900.3 223823.2 1090171951.0 1030339063.3 1026050206.1 41号57 250235.4 264904.3 1105895898.0 1319019426.1 1170909148.4 233号12 57400.1 51712.2 276275491.8 226850600.5 248091075.9 274号16 78608.7 74970.8 387510051.3 359171865.4 366468877.4 435号19 95516.5 96624.5 482277305.4 506408382.5 484608941.2 5 由表1计算方差、协方差、自由度分析结果如下表A.3:表A.3公牛内女母平方和及乘积和变异来源自由度母亲平方和女儿平方和母女乘积和df SSw SSW SI1v 公牛间4 8465989.3 10086492.5 4660559.7 公牛内151 50519200.5 181743460.5 24957387.0 利用回归系数计算遗传力可得:h2 =2 SP,V(D,OL-2x4660559.7=0.1845z0.2 SSrr, 50519200.5 W(D) 利用相关系数计算遗传力可得:SPW(O,D) 2 x 24957387.0 h2 = 2 - I1U，LJ) JSSW(D)SSW(O) .J50519200.5 x 181叩460.50.52 0.5 A. 2 同胞资料估计遗传力一般有半同胞组内相关法和全同胞组内相关法两种，在牛的某些性状遗传力估计中，一般利用半同胞资料估计遗传参数。利用半同胞组内相关法估计遗传力，所有随机模型如下:Yij =u+sj +eij. (A.3) 式中:Yij为观测值;U为总体均值;Sj为公牛效应;eij为随机误差效应:各效应均以偏差形式表示，即，E (Sj) =0, E(eij)=0 , E(S2j )=2，E的)=?俨。=cy(SiJi)=巧，几如有S头公牛，每一头公牛有n;个半同胞子女，其中第j个子女的表型值为鸟，利用单因素方差分析方法得到表2的结果，ko是有效平均子女数，在近似条件下，因半同胞间的亲缘系数f(HS)= 0.25 ; 因此遗传力估计值为公式(A.4): MS,-MS h2 4tlOTSco = SSs 29830812.82 一一旦=-.-=1657267.38 dfs 18 (文Xjj)2SSw=IIX-I勾= 5711235287.71 -5681404474.89 = 235122229.27 n; Srrr =SS235122229.27 时=一-.-. = 883918.16 dfw 316 ) n. 1纠1_ _ _ 152 +152 +152 +152 + ko =一二一(N一丘一)=一-285-._-._-.=15 s -1 N 19 -1 285 表A.6 产奶量方差分析表变异来源自由度平方和均方期望均方公牛间18 29830812.82 1657267.38 ;+15J 公牛内266 235122229.27 883918.16 .2 因此遗传力估计值为:11 A MSs -MS h2 ;: 4tu = 4 u s = 4 1V.LUS -.lY.LUW = 4x 0.055;: 0.22. . . . . . . . . . (A.8) MAd+ MSS +(k。一l)MSwA.4 利用SAS最小二乘法分析非遗传因素对产奶量的影响，并利用MTDFREML软件对新疆褐牛进行遗传参数估计，模型如下:Yijklmn = U + ni + n1 j + lk + a/ + Cm + eijklmn. (A.9) 式中:YijkInm一一产奶量等观测值;u-一总体均值llj一一年度效应mj一一产棋季节效应;lk一一胎次效应;初产月龄效应;Cm一一产较间隔eijkIm/J一一随机残差效应。A.4.1 MTDFREML2000f软件的简介及操作步骤MTDFREML软件是一套用非求导的阻ML估计方差组分的软件，由美国农业部肉用研究中心和内布拉斯大学的Boldman语言编写而成。除动物模型之外，还支持公畜模型、公畜.外祖父模型以及公畜母畜模型，每种模型都可以处理大量的任意多个固定效应、不相关随机效应和协变量。该软件由3个程序组成，分别是MTDFNRM、MTDFPREP、MTDFRUNo其中，a)模块一，MTDFNRM是用来计算分子血缘相关矩阵的逆矩阵A-l，输出结果用于MTDFPREP、MTDFRUNo该程序的一个输出文件MTDF13给出了个体及亲本的近交系数。b)模块二、MTDFPREP用于构建混合模型方程组，输出结果用于MTDFRUN。c)模块三，MTDFRUN的主要功能是估计方差组分和遗传参数，并对混合模型方程组求解。固定效应、加性遗传效应和不相关随机效应的解分别存于输出文件MTDF77、MTDF78、MTDF79中.示例3:利用新疆乌鲁木齐种牛场1985年6月一2008年8月754头新疆褐牛4014个泌乳期和17962条月测定记录(数据来源于付雪峰收集的新疆乌鲁木齐种牛场生产性能测定记录)，运用MTDFREML软件对新疆褐牛305天产奶量进行遗传参数估计。解(1)应用SAS最小二乘方差分析GLM过程分析年度、季节、胎次、产银间隔、初产月龄等5个非遗传因素对305天产奶量的影响，并考虑各因素间的交互作用，结果如下:年度、胎次、产较间隔3个非遗传因素对产奶量有极显著影响(P0.05);年*季、年*胎次2组交互作用对产奶量有极显著影口向(P0.05)(2)利用单性状重复观测值模型，把所有个体的各种效应直接列入阳E(混合模型方程组)中，运用MTDFREML(2000f)软件对新疆褐牛的产奶量进行遗传参数估计，结果在66中，如下表A.7012 性状产奶量数录-JU 础-m平均数表A.7 产奶量平均数和标准差变异系数差-M准一们标-m22.55 二丁DB 65/T 3991-2017 值-9Jq-4 自取-n值-3大一们最一4735.07 (3)方差组分和遗传力估计值，结果在76，如下表A.8表A.8方差组分和遗传力估计值差一方境一环-2久-nv-AU 、-ZE1 差加一重复力0.36 Em 残差比例。.6413 B. 1 单一亲属信息育种值估计附录B(规范性附录育种值估计方法当仅利用个体本身或某一类亲属的性状表型值估计个体育种值时，最简单易行的方法是通过建立育种值对表型值的回归方程来进行估计，即:EBV=bAP(P* -:?) 式中:A一一个体估计育种值:bAP一-个体育种值对信息表型值的回归系数或加权系数;p*一一用于评定育种值的信息表型值;P一一与该信息来源处于相同条件下的所有个体的均值;回归系数的计算公式:式中:cov(A,P*) bdp=*. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . (B.2) 2p Co(A，p)一一被估价个体育种值与信息表型值的协方差;2P*一一信息表型值方差:信息表型值可剖分为决定该表型值的育种值和剩余值，P = A +R，一般情况下均设Cov = (A, A*) = 0，因此Cov= (A, p*) = Cov(A, A*) = rA;，口是提供信息的亲属个体与被估个体的亲缘系数，;是性状的加1生遗传方差由1+(k-1)rz-l十(n-l)rp y一.-/e V二可得.一 1k k P n Y 14 -句啕吗llil-liti-htl-1liL, DB 65/T 3991-2017 所以，式中:112一一性状遗传力;b. = _r, I1h2 AP =. ./A. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . (B. 3) 1 + (n-1)rp n一一提供信息的个体数;bAP一一回归系数，根据提供信息个体问亲缘关系不同而给予不同加权的遗传力;f己一一个体x某性状的表型值;P一一畜群该性状的平均数表型值;I一一表示提供信息的个体与估计育种值个体间的亲缘系数:rp一一为各测量的表型值间的表型相关，当信息来源是一个个体多次度量均值时，rp等于多次度量的重复率几:当信息来源是n个同类个体单次度量均值，fp等于同类个体间的亲缘系数与性状遗传力的乘积rAx h2。B.2 不同信息估计育种值的回归系数表B.1 不同信息估计个体育种值的回归系数信息资料类型一个体单次度量值一个体k次度量值n个同类个体单次度量均值kh2 本身1+(k-1)1 h2 (这时n=2)非近交，两亲本亲本0.5h2 0.5h2 平均值0.5h2 0.5kh2 0.5n112 半同胞兄妹1+(k-1)re 1+0.5(11一1)h215 0.25kh2 0.25n112 0.25h2 1 + 0.25(n -1)112 全同胞兄妹1+(k-1)几0.5kh2 0.512112 0.5h2 1十0.5(12一1)h2全同胞后裔1+(k-1)1 0.5kh2 0.5nh2 半同胞后裔0.5h2 1+(k-1)re 1 + 0.25(n -1)/ B. 2. 1 根据个体本身记录估计育种值育种值估计准确度直接取决于性状遗传力大小。示例4:一头母牛第一胎校正305天产奶量为6800kg，其所在牛群当年第一胎母牛平均校正305天产奶量为6400kgo己知产奶量的遗传力h2二0.25，求该母牛的估计育种值。解:代入公式(B.O: A=p(p*-p)=O万x(创00一则=10饨B. 2. 2 根据亲本资料估计个体育种值Ax =叫:仲凡)斗式中:乌一一为个体X的父亲该性状的表型值;IL-为个体X的母亲该性状的表型值;p-一畜群该性状的平均数表型值。示例5:一头褐牛，其父亲的305天奶产量为4200kg，母亲的305天奶产量为4500烛，与其父、母同期成年牛群的平均奶产量3900峙，若产奶量的遗传力按0.3计算，该牛成年时产奶量的估计育种值应是多少?解:根据己知数据代入公式(B.4): Ax fj仲凡)斗2=(4川500)一沙叶B. 2. 3 根据同胞资料估计个体育种值由于同胞资料一般分为半同胞和全同胞两种，根据通用公式中要求，个体问亲缘关系不同而给予不同加权的遗传力，在牛的育种中，一般用的最多的是半同胞资料:16 DB 65/T 3991一-2017根据半同胞表型值估算个体育种值的公式为:一-=.0.25nh2 一一Ax =bAP(Ps-P)=?(乌-P) . (B.5) 1 + (11 -1)0.25h . (B.6) 1 + (n -1)r(Hs)h2 r.n = r AP -A lA L 式中:1z2一一遗传力;11一一半同胞个数;bAP一一个体育种值对信息表型值的回归系数或加权系数;f飞一一供选个体该性状的平均表型值;P一一供选个体同胞同期畜群该性状的平均表型值;rAP一一育种值估计准确度;1飞HS)一一半同胞相关系数。根据后裔资料估计育种值B.2.4 根据后裔的生产性能和外貌等特征来估测种畜的育种值和遗传组成，以评定其种用价值，是家畜选种的重要技术和方法。同胞测定的最直数目，设测定总容量为T，若选留S头公畜，则每一公畜可测定的子女数，测定比为k=T/S若每一公畜测定n个子女，则可测定的公畜数为Sr=叹。因此公畜留种率p:/11 S nxS n p=一一=一-一=一. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . (B.7) Sr T k 式中:S一一选留的公畜数;17 Sr一一可测定的公畜数;k一一测定比。示例6:一头褐牛种公牛，其40头同父异母半同胞的305天平均产奶量为3975kg，其15头半同胞子女平均产奶量为4120kg。这些半同胞同期牛群的平均产奶量为3750烛，若该性状的遗传力按0.3计算，试估计该种公牛产奶量的估计育种值和估计准确度。解:将己知数据代入公式(B.S)、(B.6): 利用半同胞兄妹信息可得:一0.2511h2_ _ 0.25x40 xO.3 Ax =(乓-ID.， _.l (3975-3750)x. ，.- ._- = 171.97kg X ,-s =-/1+(n-1)0.25h2 ,-_.-/1+(40-1)xO.25xO.3 I1h 2 _ _ I 15 x 0.3 rAO = rA I=0.5AI =0.7155 Ar . A 1 + (n -1)r(Hs)h2 _.-11 + 05 -1)0.25 x 0.3 根据计算结果，可与其他个体相应的估计育种值进行高低对比，确定是否选留。8.3 多种亲属信息育种值估计利用各种亲属信息估计个体育种值时，单独利用一项信息总有一定的局限性，不能达到充分利用信息、尽可能提高育种效率的目的。利用多种亲属信息估计育种值时，可用多元回归的方法，公式如下:A=2;bixi=bX.(B8) 式中:Xi一一第i种亲属信息的表型值;bi一一被估个体育种值的偏回归系数;X一一信息表型值向量;b一一偏回归系数向量。示例7:某牛场1号青年公牛的母亲产奶量记录Pl=7020kg，对应的均值为6500 kg，祖母的产奶量记录P2=8050kg, 对应的均值为6450kg，假设母亲和祖母来自同一群体，且无亲缘关系。己知产奶量的遗传力为0.25，p= 600 kgo试估计1号青年公牛的复合育种值。解:先求矩阵V、C计算偏回归系数b;: v=1;l(p，p2)lc=1(A，lD 1 1(乓，乓);21,-L Co(a，P2)J 18 |卜仁r、3335川同民币-VMAU.-u-tVUUHH-HH-HH-F-UFFv-.、.、.DB 65/T 3991-2017 据己知条件，有:22= 6002k Pl P2 P -0 l;=h2.;二0.25x 360000 = 900kg Co(，马)=rA;=O Co(A，)二0.5*90000=45000信息个体间的亲缘系数。=0.5Cov(A，马)= 0.25 * 90000 = 22500被估个体与信息来源间的亲缘系数。=0.25估计鸟=v一IC，可得: 19 寸lIll-llJCJ 气d气，LqL/0 11AU AUAU 户llIlli-一一tIlli-tl-nunu nunu nHUP气JJ叫JLAUT气Ll|1|llltIll-气，&AU AU fhv 地JOfo 唱Eid-= L川寸Ill-lll,ooo -AUJ lllllllltJA斗=fo,6 叮川J川一一、L2AUAUPP25 39AUAU AA-78 /，.、/a飞、-tEE-Bltt|lll OOJ3. CC去lll-LfoAU 川|5叼2勺-pl 口nu-1JFEl-L JU= 叩2-P寸|1|c-phA-phb 飞.一-JD勺乓趴J才|L/1、ill-川V气，2pb c-|lIll-Lll一一一-b1A附录C(规范性附录综合选择指数估计方法C.1 综合选择指数公式1=于阪h主(C.1) i:i . p; 式中:I一一综合选择选择指数;w;一-第i个性状的经济加权值;hi一一第i个性状的遗传加权值(遗传力)p; 一第i个性状的个体表型值;Pi 第i个性状的群体均值;显然，多性状选择的目的是要获得一个指数/，用它可以准确估计综合育种值H，从而获得最大综合育种值进展.6.H，利用求极大值方法可以利用下面方程组求解偏回归系数b。pb =DAw或b=p一lDAw. (c. 2) 式中:b 一性状Xi的加权系数;P一一待评估性状表型值之间的方差一协方差矩阵;A 各信息性状与目标性状育种值之间的协方差矩阵;D 提供每一信息性状表型值的个体与被估计个体间的亲缘关系对角矩阵;w 经济加权值;X一一X1X2 Xm 20 DB 65/T 3991一-2017。叮-EEE-EdLU b2 hu r-EEEEAU 在制定选择指数时，首先获得性状遗传力、表型方差、经济加权值、表型相关和遗传相关等参数，然后建立性状表型方差、协方差矩阵和育种值方差，根据公式求解出各偏回归系数，最后将各个性状表型值Xi或它的离均差值代入公式计算个体的指数值。示例8:对某公牛站的青年公牛进行综合选择指数计算，目标性状为乳脂量和日增重。己知一公牛现有如下信息性状记录:母亲乳脂量PD1=170 峙，对应均数为140kg;父亲日增重PS2=1180 g，对应均数为1290g;本身日增重PE2 =1350 g，对应均数为1300g。两性状的经济加权值和有关遗传参数为:性状w P A 141，2 乳脂率(1)25 JC 25kg 12.5kg 0.1 日增重(2)1.3元80g 51g 解:先求矩阵V，D，A，w，结果如下:-ill-IIll-|、，气JHA A /t飞22 fuqLAAqLdHM C 、.，、E，句，但句hAA AA /E、/E飞、l 2AOO CC |llll|Illi-L一-A -Ill-、，J、，/22 PLi凡ph叮J，、/飞 002乌CC 、.，/匀，&肉、JP 刀2民&nRAaWJ /aE飞、-AUV O C 2丐lllIll-tlll一-y Co(码，A2)=rA12AlA2= 0.1 x 12.5 x 51 = 63.75 Co(鸟，乌)=0Co(凡，几)二rA(均占2).CO(Al AJ = 0.5 x 63.75 = 31.88 Co(气，fE2)=Co(AszJE2)=口的2也)xi=0.5512=1300.5 21 ，all-tIl-JF、J叮I呵，&气，&句、dEA-UJF飞dZF飞dcJ严377丁中句3句311/Ofo tllIll-tIli-L一-A Ill-lllIll-4J 1 创On-JU气，h-i叮30U叮3tIAOO0 802 sym 四、dqL |llIll-lil-Ly 臼足于1lIll-lJ F飞q321 lili-一-1lllaal-吭吭ill-llL一-W Ill-llll|FA 鸣&E P A Y FI 、，岛。P .dA t, rd a. P A Ill-il-L一-D 偏回归系数为:-Ill-Ill-JA-qL11句，h1i11叫Jh寸/句30UAUtall-111il一-1lZIl-lF飞d司3qL11 lllllLllttlllttlitJF气d呵/qLqL 呵JttAIAKUF飞dF飞】F气，VF气，vJ寸I呵I今中呵3句31Afofo lIll-ztlIll-L|-l唱，EAF飞dAU F、JAU ltIll-lftlLIll-lIll-F、d1 缸。n川U匀，11吨3AU句31100得吨，bFAUAU川83. qL CJ 7厂-ZIl-Illa-L一-W A D -a-y 一ro 综合选择指数为:评价综合选择指数准确度的指标:真实育种值与选择指数间的相关系数与;。I=JE=J需(C.3)CJ 叶，、Jfhu 叶飞AU BEA -寸llil-Ill-14F37气JOYOO呵/949 1i7-A吁14|llIll-L咱EaEJ气Jh-l 吁/-AU A汁匀，-7臼AU F气d喃自EA唱iq吨JrEE-EL 一W A D FO I= 井，加ny /O F飞ny Ei /O AU 唱Ei-寸lll-lll卢、J叮飞d。中1illlli-till-J 7I 2 1J唱1fhUF气J叮3A 一AU-00 00-OXu -F飞dnu一呵，h-A一叮3一M C. 2 本标准综合选择指数公式参照新疆褐牛综合选择指数公式如下:新疆乌鲁木齐种牛场1985年6月-2008年8月754头新疆褐牛4014个泌乳期和17962条月测定记录。求各性状平均数、标准差和遗传参数估计结果.参照2008年中国奶牛总性能指数公式(3-1)，如下:1_ PTAM _ _ PTAF _ _ PTAP _ PTASDC I TPI = 20 xl50 x一一一一一+22.5x一一一一十22.5x一一一一+5x -1. (C.4) 800 0.3 0.12 0.46 式中:PTAM一一产奶量育种值;PTAF-一乳脂率育种值;PTAP一一乳蛋白率育种值;22 一ttt DB 65/T 3991一一2017PTASDC一一外貌评分育种值;其中，公式中20为指数系数，50、22.5、5为各性状相对经济重要性加权指数，分母为各性状表型值的遗传标准差，分子为各性状估计育种值。:fJf.UUU口问川.JHH-曲.守12=-EI-fJEF-.334JJ-pdUz-2HH-川Ee-1EBUR-F.!buud-put.-vv.-可.-242.PE-.x-JU-ZE-:曰:二t-EULt民除陀、rRrhktvruvkhvh民HUhkpk-lhkFPHMH-hphpt-J-飞FfE3飞将产奶量、乳脂率、乳蛋白率和体型评分的EBV值CEstimatedBreeding Value)依据相对经济重Total Perfonnance Index), TPI值反映育种目标性状的综合育种值，要性加权构成一个总性能指数(TPr，公式如下:制定出新疆褐牛总性能指数如下:I _ EBVM _ _ EBVF _ _ EBVP _ EBVT I TPI = 20 xl50 x一一一一+22.5x一一一+22.5x一一一+5x一一一I. CC.5) 600 0.45 0.15 2.0 I 式中:EBVM一一产奶量育种值;EBVF一一乳脂率育种值;EBVP一-乳蛋白率育种值:EBVT一一外貌评分育种值;其中，公式中20为指数系数，50、22.5、5为各性状相对经济重要性加权指数，分母为各性状表型值的遗传标准差，分子为各性状估计育种值。23 附录D(规范性附录BLUP育种值估计方法D. 1 BLUP的混合模型公式y = Xb +孕1+. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . (D. 1) 式中:Y一一表型值向量;b一一固定效应向量;一一-个体随机遗传效应向量;e一一-随机残差效应向量;x一一对应于固定效应向量b的关联矩阵;Z一一对应于随机效应向量e的关联矩阵。D. 2 动物模型BLUP法D. 2. 1 无重复观察值时的动物模型BLUP当一个个体在所评估的性状上只有一个观察值，且不考虑显性和上位效应时，则该观测值用下面的模型来描述:y= Ibj + e . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . (D.2) 式中:bj一一第j个系统环境效应，一般都是固定效应;一一该个体的加性遗传效应育种值)，是随机效应;e一一随机残差(主要由随机环境效应所致。如有n个个体的观察值，需要对S个个体估计育种值(s三n)，则对这n个观测值用下面的以矩阵表示的模型来描述:y = xb + Za + e . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . (D. 3) 式中:y 一-一所有n个观测值的向量;b一一所有固定)环境效应的向量;24 -J DB 65/T 3991-2017 X一-b的关联矩阵;G一-s个个体的育种值向量;Z一-a的关联矩阵，当中的所有个体都有观察值时即S=1仆，Z=I，的协方差矩阵为va巾)=G=A;，其中A为S个个体间的加性遗传矩!埠，2为加性遗传方差;e一一随机环境效应向量，通常假设随机环境效应间彼此独立，且具有相同的方差e的协方差矩阵为va巾)=R=1;。与此模型相应的混合模型方程组为:1-dl巧yy X,Z 寸lllIll-lroUllall-Ll-d A -22+ lz1-d x-u l-2el-2吨XX X,Z :+Ak D.2.2 有重复观测值时的动物模型BLUP当个体在被考察的性状上有重复观察值时，个体的一个观察值y可剖分为y= :Lbj+ P +e . . . . . . . . . . . . . . . . (0.4) 式中:bj一一第j个系统环境效应，一般都是固定效应;一一该个体的加性遗传效应(育种值)，是随机效应;p一一随机永久环境效应;e一一随机残差(主要由随机环境效应所致。则表型方差可分解为:25 ;=;+.2. (D. 5) 对公式(D.5)用矩阵形式表示为Y = Xb+Z1a+Z2p+e. (D.6) Var() = A 0-; , Var(p) = J，竹，Var(e)= Jo-; 令Z= (Z1ZJ,U =1I，Var(中G=I;叫|I p r 10 A;1 得相应的混合模型方程组寸Ill-lllltlyyy x，7句，Z一lllIlla-L一一all-Illi-rodPIl-LlltIll-Ill-Ill-k yi 十三ZLLX石，K ZAA xhfg马Z XXX X，鸟，三laIIlli-|其中h=; /;二(1-r)/h2 =;/ =(1-r)/(r-h2) 重复力:r=(;+)/; h2 =;/;.(D7) 遗传力:其中，y一表型方差;a一育种值方差;p一一环境方差。D.2.3 多性状的BLUP育种值估计BLUP方法可直接应用于多性状模型。例如，设考虑两个性状，第一个性状模型为:写=X1b1 + Z1a1 + e1 . (D.8) 式中:Ei-所有n个观测值的向量;b1一一所有固定环境效应的向量;X1一-b1的关联矩阵;a1一-s个个体的育种值向量;26 -、tSFEE-trtl，PIt-，1 7 DB 65/T 3991-2017 Z一-a的关联矩阵;e一一随机残差效应向量。第二个性状的模型为= X2b2 + Z2a2 + e2(D.9) 式中:一一所有n个观测值的向量;b2一一所有(固定)环境效应的向量;X2一一切的关联矩阵;a2一-s个个体的育种值向量;Z2一-a2的关联矩阵;e2一一随机残差效应向量。.6、三Z，1l1llIll-l2 ee lat-|一-e l|l!A气，& |ll|L一-G Ill-ll气，LOZ ZO |lallL= Z 寸l1lIll-JA匀，&7070 P|lL一一，。Illi-tlOVLL Xo Ill-L一-X llil-JA气hvJVJ |L一一J 则y = Xb+Za十ey=Xb+Za+e -呼寸|ll|口nrr 且句rr lIli-L一一凡寸|ltllun gg A句，&。llE|L一-nU G 其中g和g22分别为第一个性状和第二个性状的加性遗传方差，g22为两个性状间的遗传协方差，27 r和r22为第一个性状和第二个性状的误差方差，r2为性状间的误差协方差。于是民)442;二，寸|llllqbq-k1穴，riri i句，MAV圳厂Ill-L一-R 一一、.，G ，.、y z y 其中A为个体间的加性遗传相关矩阵。-&. 寸ill-Ill-tJ口nrr A句bvv llIll-ll一-K 寸BItl-tIll-口2bb AqJh bb Ill-L一一何则llltill-Jun rr FAFi -句，yyb Ill-L-R l|ll|口ngg -AA -A句，bo。-AA Ill-L一-G 与此模型相应的混合模型方程组为:XJXIYII XJxr12 XFIFAll XJIJal2 b1 x;ll x;12 Ylr-+A1Y2r xjxlrll xjx2r22 xjzl r12 xlzlr22 b2 X;Y2r 一ZJXlrll zJXJ ZJZJ12+AV12 a1 ZllZJ12 ly1r + .61Y2r Z;X1卢。2zj l2Z22 Y2r十2Y2r最后可解得l和吨的BLUP估计值。示例9:材料取自新疆乌鲁木齐种牛场1985年6月-2008年8月754头新疆褐牛2670条产奶量记录(数据来源于付雪峰收集的新疆乌鲁木齐种牛场产奶量记录)。利用MTDFREML2000f软件对新疆褐牛305天产奶量进行遗传参数估计。解(1)利用SAS最小二乘分析年度、季节、胎次、产候间隔等5个非遗传因素对新疆褐牛305天产奶量的影响，并进行固定效应划分;年度、季节、胎次、产较间隔4个非遗传因素对产奶量有极显著影响(PO.Ol)(2)在excel表格里对新疆褐牛产奶量数据按照MTDFREML(2000)软件要求进行整理，分别建立系谱文件和数据文件，另存为文本文件。(3)利用单性状重复观测值模型，把所有个体的各种效应直接列入MME(混合模型方程组)，通过MTDFREML软件对新疆褐牛产奶量进行遗传参数估计，产奶量的遗传力结果在76中，为0.30;育种值结果在78中。28