Estimation of individual cross-breeding effects on milk-production traits of the German Black Pied dairy cattle using different genetic models*

SUMMARY: Milk performance data of cross-breds in the synthetic breed German Black Pied Dairy Cattle (SMR), that had calved for the first time between 1970 and 1984, were used to estimate individual cross-breeding effects on milk production traits. Three million pure-bred and cross-bred cows that were in their first lactation and had originated from conventional housing systems were involved. For 1111331 cows genetic groups according to their respective ancestry could be formed. The additive breed differences and heterosis effects estimated by the Dickerson model correspond to those effects determined by the majority of other authors. For milk yield, highly significant negative effects were obtained for the Holstein-Friesian × Black Pied Cattle and Jersey, respectively. The estimates ranged between 4.8 % and 5.0 % of the mean of all cross-breeding groups. In cross-breds with Jersey the recombination loss for fat percentage was between 5.3 % and 6.0 %. These results support the theory that recombination loss occurs predominantly when breeds, which have been selected for a long period for certain traits, are crossed. The recombination loss for fat yield attains values between 1.9 % and 6.8 %. Different genetic models for the estimation of cross-breeding effects were compared. In contrast to the Dickerson model, the modified genetic models of Jakubec et al. (1991) and Mather and Jinks (1971) (models A, B, C and D) and those of Kinghorn (1980, 1982, 1987) enabled estimation of the genetic components underlying heterosis. Model A accounts for additive, dominant and additive × additive effects and this model can be transformed by linear functions into the Dickerson model. As model A shows an exact separation of the heterosis and epistatic effects, this model is preferred to that of Dickerson (1969, 1973). The estimated additive × dominance effects, obtained using model B, are significant and half as large as the additive × additive effects. The extent of dominance × dominance effects (models C and D) could not be determined with the restrictions used. If these epistatic interactions are taken into consideration, the standard errors of the estimates increase and the accuracy of the estimates decreases. ZUSAMMENFASSUNG: Sch?tzung individueller Kreuzungseffekte für Milchleistungsmerkmale beim Schwarzbunten Milchrind unter Verwendung verschiedener genetischer Modelle Die Untersuchung individueller Kreuzungseffekte für Milchleistungsmerkmale basiert auf den Milch-leistungsdaten von Rein- und Kreuzungszuchttieren der synthetischen Rasse Schwarzbuntes Milchrind (SMR), die zwischen den Jahren 1970 und 1984 zum ersten Mal abgekalbt haben. Insgesamt standen 3 Millionen Erstlaktierende aus herk?mmlichen Haltungssystemen zur Verfügung. 1 111 311 Kühe konnten entsprechend ihrer Abstammung eindeutig definierten Kreuzungsgruppen zugeordnet werden. Die Sch?tzwerte für die additiven Rassenunterschiede und Heterosis im Dickerson-Modell (1969) korrespondieren weitgehend mit den von anderen Autoren publizierten Ergebnissen. Hoch signifikante, negative Effekte wurden für die Kreuzungen von Holstein-Friesian mit dem Schwarzbunten Rind und Jersey gesch?tzt. Die Sch?tzwerte lagen zwischen 4,8 und 5 % des Mittels aller Generationsmittelwerte. Kreuzungen mit Jersey wiesen für den Fettgehalt einen Rekombinationsverlust zwischen 5,3 und 6 % auf. Diese Ergebnisse unterstützen die Theorie, da? Rekombinationsverluste vornehmlich dann auftreten, wenn Rassen, die für lange Zeit auf bestimmte Merkmale selektiert wurden, gekreuzt werden. Der relative Rekombinationsverlust für den Fettgehalt erreichte Werte zwischen 1,9 und 6,8 %. Die Untersuchung hatte auch zum Ziel, die Sch?tzwerte verschiedener genetischer Modelle zu vergleichen. Im Gegensatz zum Dickerson-Modell (1969) erm?glichten das modifizierte Modell von Jakubec et al. (1991), die Modelle von Mather und Jinks (1971) (Modelle A, B, C, D) sowie von Kinghorn (1980, 1982, 1987) die Sch?tzung von der Heterosis zugrundliegenden genetischen Komponenten. Das Modell A beinhaltete von den Zweiwege-Interaktionen nur die additiv × additive Komponente, es kann aber anhand von linearen Funktionen in das Dickerson-Modell (1969) überführt werden. Da Model A die Trennung der Heterosis von epistatischen Effekten erm?glicht, ist dieses Modell dem Dickerson-Modell (1969, 1973) vorzuziehen. Die gesch?tzten additiv × dominanten Effekte in Modell B waren signifikant und in etwa halb so gro? wie die additiv × additiven Sch?tzwerte. Es war schwierig, die dominant × dominanten Effekte in den Modellen C und D zu bestimmen, da sich die Standardfehler für die Sch?tzwerte erh?hten und damit die Genauigkeit der Sch?tzer abnahm.     

Optimum bias in selection index parameters estimated with uncertainty

SUMMARY: In the derivation of selection index weights it is typically assumed that population and economic parameters are known with certainty. In practice, however, estimates of selection index parameters must be used instead of the true parameters. It is shown that when errors in parameter estimates have asymmetrical effects on the efficiency of a selection index, the expected response from selection can be increased by biasing parameter estimates. In this way, the probability of making errors which result in large reductions in efficiency is reduced. A method of deriving optimum (biased) selection index weights when there is uncertainty in parameters is described. The method incorporates the error probability distributions of parameters estimated with uncertainty. In some examples, moderate (2-5%) increases in the expected response from selection occurred with uncertain heritability and economic weight estimates. Overall however, increases in selection response vary depending on the true index and are usually small (0 to .5 %) unless parameter estimates are extremely uncertain. Failure to account for uncertainty in unbiased parameters leads to over estimation of the value of selection. Applications of the method for both practical and theoretical purposes are discussed with specific reference to animal improvement programs. ZUSAMMENFASSUNG: Optimale Verzerrung von ungenau gesch?tzten Selektionsindex-Parametern Bei der Ableitung von Selektionsindex-Gewichten wird üblicherweise angenommen, da? die Populationsparameter und wirtschaftlichen Gewichte genau bekannt sind. In der praktischen Anwendung müssen jedoch Sch?tzwerte anstelle der wahren Parameter verwendet werden. über- und Untersch?tzungen der Parameter zeigen asymmetrische Effekte auf die Effizienz von Selektionsindices. Es wird gezeigt, da? der erwartete Selektionserfolg gesteigert werden kann, wenn verzerrte Parametersch?tzwerte verwendet werden. Dabei wird die Wahrscheinlichkeit von Fehlern, welche zu gro?en Effizienzverlusten führen, verringert. Es wird eine Methode zur Ableitung der optimalen (verzerrten) Selektionsindex-Parameter beschrieben. Die Methode berücksichtigt die Verteilung der Sch?tzfehler. In einigen Beispielen von ungenau gesch?tzten Heritabilit?ten und wirtschaftlichen Gewichten wurden bescheidene (2 bis 5%) Steigerungen des erwarteten Selektionserfolges gefunden. Im allgemeinen waren die erwarteten Effizienzsteigerungen jedoch klein (0 bis 0,5%), au?er bei Parametern mit extrem gro?en Sch?tzfehlern. Werden die Sch?tzfehler der im Selektionsindex verwendeten Parameter nicht berücksichtigt, wird der erwartete Selektionsfortschritt übersch?tzt. Praktische und theoretische Anwendungsm?glichkeiten werden diskutiert.     

Genetic parameters for growth performance of the Malaysian local goats and their crossbreds with the German (improved) Fawn goats

SUMMARY: Growth performance data of the local goats of Malaysia and their crossbreds with the German (Improved) Fawn goats were analysed using animal models with maternal effects, in order to estimate additive genetic and crossbreeding parameters. Two different genetic models, the Dickerson (1969, 1973) model and the Kinghorn (1980, 1983) model, were used to estimate crossbreeding parameters. Coefficients of additive breed, heterosis (dominance), and recombination (epistatic) loss were fitted in the animal models as covariates. In general, the individual breed effects for birth, 6-month, and 9-month weights, and maternal breed effects for traits until weaning, were significant, indicating large differences for growth performance between the German Fawn and the local breeds. Heterosis effects by the Dickerson model were small and non-significant, while dominance effects by the Kinghorn model, for some of traits, were large and significant. Highly significant individual recombination loss effects by the Dickerson model, and epistatic loss effects by the Kinghorn model, were obtained for birth and 9-month weights. The estimates of total heritability by an animal model incorporating maternal effects were moderate (0.18-0.35). The differences between heritabilities, estimated by different genetic models (the Dickerson model vs. the Kinghorn model), were small. ZUSAMMENFASSUNG: Genetische Parameter von Wachstumseigenschaften Malaysischer Lokalziegen und ihrer Kreuzung mit Deutscher Rehbrauner Ziege Die Daten wurden mittels Tiermodellen mit Maternalwirkung zur Sch?tzung additiv genetischer und Kreuzungsparameter analysiert. Zur Sch?tzung letzterer wurden Modelle von Dickerson (1969, 1973) und Kinghorn (1980, 1983) angewendet. Koeffizienten der additiven Rassenwirkungen, Heterosis (Dominanz) und Rekombinations-wirkungen wurden im Tiermodell als Kovarialbe berücksichtigt. Im allgemeinen waren individuelle Rassenwirkungen für Geburts-, 6- und 9-Monatsgewicht und maternale Rassenwirkungen für Merkmale w?hrend der S?ugezeit signifikant, eine Folge gro?er Rassenunterschiede. Das Dickerson Modell führte zu geringen, nicht signifikanten Heterosiswirkungen, w?hrend beim Kinghorn Modell diese sich für mehrere Merkmale als gro? und signifikant erwiesen haben. Hoch signifikante individuelle Rekombinationsverluste und epistatische Verluste ergaben sich bei beiden Modellen für Geburtsgewicht und 9 Monatsgewicht. Heritabilit?tswerte waren m??ig hoch (0.18 bis 0.35), enthielten auch die maternalen Wirkungen und unterschieden sich zwischen beiden Modellen nur geringfügig.     

Effects of mating structure in purebred populations on the estimation of crossbreeding parameters

SUMMARY: Usually a simple additive-dominance model is considered to be adequate for the explanation of the genetic basis of heterosis. From this model a linear relationship is expected between the heterosis and the degree of heterozygosity of crossbreds. Assuming Hardy-Weinberg equilibrium in parental populations, the increase in heterozygosity of the F1-generation can be calculated from the squared difference of the parental allele frequencies. This increase is halved in secondary crossbred generations such as F2 or backcrosses. If the parental generations are subdivided into subpopulations, there will be a deficit of heterozygous genotype frequencies at a locus compared to the Hardy-Weinberg proportions, whereas the allele frequencies for the population as a whole remain unchanged. Therefore, for most traits the mean of such a subdivided population is expected to be reduced due to inbreeding depression. When two parent populations structured into subunits are crossed, the reduction of heterosis in advanced crossbred generations will not follow the classical additive-dominance model. The results of crossbreeding experiments with structured parent populations may then cause misleading genetic interpretations and may lead to wrong decisions concerning the expected efficiency of crossbreeding programmes. The paper deals with the parametrization used to describe the performance of crossbred generations when reversible inbreeding due to subdivided parental populations is present. To combine the effects of inbreeding and crossbreeding in a comprehensive model, the genetic model of Dickerson (1969) was extended by a direct inbreeding parameter and an epistasis parameter in backcross generations. This extended model was checked by a crossbreeding experiment with the Japanese quail. ZUSAMMENFASSUNG: Auswirkungen der Paarungsstruktur von Reinzuchtpopulationen auf Sch?tzwerte von Kreuzungsparametern Im allgemeinen wird für die Interpretation von Heterosis ein einfaches Additiv-Dominanz-Modell als geeignet angesehen. Danach wird bei Kreuzungen eine lineare Beziehung zwischen Heterosis und Heterozygotiegrad erwartet. Wenn in den Elternpopulationen ein Hardy-Weinberg-Gleichgewicht unterstellt wird, ergibt sich der Heterozygotiezuwachs der F1-Generation aus der quadrierten Differenz der elterlichen Allelfrequenzen. In sekund?ren Kreuzungsgenerationen wie F2- und Rückkreuzung wird dieser halbiert. Wenn die Elterngenerationen in Subpopulationen unterteilt sind, ist für einzelne Loci der Anteil der heterozygoten Genotypen gegenüber dem Hardy-Weinberg-Gleichgewicht reduziert, wobei die Allelfrequenzen in der Gesamtpopulation unver?ndert bleiben. Für die meisten Merkmale ist deshalb für eine solche Population eine auf Inzuchtdepression beruhende Reduktion des Mittelwertes zu erwarten. Wenn zwei auf diese Weise strukturierte Elternpopulationen gekreuzt werden, entspricht die Reduktion der Heterosis in weiterführenden Kreuzungsgenerationen nicht dem klassischen Additiv-Dominanz-Modell. Die Ergebnisse von Kreuzungsexperimenten mit strukturierten Elternpopulationen k?nnen dann irreführende genetische Interpretationen verursachen und zu falschen Schlu?folgerungen im Hinblick auf die Effizienz von Kreuzungsprogrammen führen. Die Arbeit befa?t sich mit der Parametrisierung des Leistungsniveaus von Kreuzungsgenerationen, wenn eine durch Unterteilung der Elternpopulationen verursachte reversible Inzucht vorliegt. Das genetische Modell von Dickerson (1969) wurde durch einen Parameter für Inzucht und einen für Epistasie in Kreuzungsgenerationen erweitert. Das erweiterte Modell wurde durch ein Kreuzungsexperiment mit japanischen Wachteln überprüft.     

Genetic study of fertility traits and production in different parities in Italian Friesian cattle

ZUSAMMENFASSUNG: Genetische Analyse von Fruchtbarkeits- und Produktionsmerkmalen bei italienischen Schwarzbunten in verschiedenen Laktationen Produktions- und Reproduktionsdaten von italienischen Schwarzbunten sind für die Analyse von Wechselbeziehungen zwischen den Merkmalen Zwischentragzeit, Rastzeit, Tr?chtigkeitsrate bei Erstbesamung, Anzahl von Besamungen je Tr?chtigkeit einerseits und der 305 Tage Milchleistung andererseits verwendet worden. Die Milchleistung der Kühe wurde für Laktationsnummer, Kalbealter und Zwischentragezeit korrigiert. Die Analyse wurde für die ersten drei Abkalbungen getrennt durchgeführt. Die Sch?tzwerte für die Heritabilit?t liegen für die Fruchtbarkeitsmerkmale zwischen .01 und .03 und für die Milchleistungsmerkmale zwischen .16 und .22. Für die Wiederholbarkeiten wurden Werte zwischen .02 und .08 (Fruchtbarkeit) bzw. .49 und .59 (Milchleistung) gesch?tzt. Die genetische Korrelation zwischen Milchmenge und Zwischentragezeit, zwischen Milchmenge und Rastzeit sowie zwischen Tr?chtigkeitsrate bei Erstbesamung und Anzahl Besamungen je Tr?chtigkeit betr?gt .70, .92 und -.98, resp. Zwischen Fruchtbarkeits- und Milchleistungsmerkmalen wurden generell negative Korrelationen gesch?tzt, was als Antagonismus zwischen Fruchtbarkeit und Milchleistung interpretiert werden mu?. Dies bedeutet, da? bei ausschlie?licher Selektion nach Milchleistung negative Auswirkungen bezüglich der Fruchtbarkeit der Kühe zu erwarten sind. Als m?gliche Selektionsmerkmale für die Zuchtwertsch?tzung auf Fruchtbarkeit werden Tr?chtigkeitsrate bei Erstbesamung und Rastzeit (oder alternativ Anzahl Besamungen je Tr?chtigkeit) vorgeschlagen. SUMMARY: A data set of production records with breeding information was used to analyse the relationship between open period, days to first breeding, conception rate at first service, number of services per conception and 305 day milk yield adjusted for age/month of calving and open period in the Italian Friesian Cattle Breed. Separate analyses were performed for the first three parities. Heritability estimates for reproductive traits varied from .01 to .03 and for productive traits from .16 to .22 depending on parities. Repeatabilities for fertility traits were .02 to .08 while for milk yield they were between .49 and .59. Open period and days to first service were found to be highly correlated (genetic correlation: +.70 / +.92) as were conception rate at first service and number of services per conception (-.98). An antagonistic genetic relationship was found between all reproductive traits considered and production. The magnitude of the antagonistic genetic association between production and fertility indicate that genetic deterioration of fertility is to be expected if selection pressure continues to be applied to milk production only. For multiple trait selection, the reproductive measures which complement each other are days to first service and first service conception rate (or number of services per conception).     

Estimation of direct and maternal (co)variance components for growth traits in Australian Simmental beef cattle

SUMMARY: Field data on weight recordings provided by the Australian Simmental Breeders Association was analysed. From a data set of 64,962 animals, which had either birth (BW), weaning (WW), yearling (YW), or final weight (FW) records a subset of 17 herds comprising 18,083 animals was used to obtain uni- and bivariate estimates of variance components. This subset had to be subdivided into six further subsets, called group herds. The models used allowed for additive genetic, maternal genetic, and permanent environmental effects and for a covariance between additive direct and maternal genetic effects. Estimates were pooled across group herds. The results for BW, WW, YW, FW were .33, .35, .37, and .30, respectively, for heritabilities and .074, .18, and .11 for maternal heritabilities (not estimated for FW). Significant correlations between direct and maternal genetic effects (rAM) existed for WW and YW in the magnitude of -.39 and -.22. However, further research is needed due to the problems associated with the estimation of r(AM) . ZUSAMMENFASSUNG: Sch?tzung direkter und maternaler (Ko)Varianz-Komponenten für Wachstumsmerkmale bei australischem Fleckvieh Gegenstand der Untersuchung waren im Feld erhobene Gewichte, die von der Australischen Simmental Breeders Association bereitgestellt worden waren. Aus einer Datei von 64.962 Tieren, die entweder ein Geburtsgewicht (GG), ein Absetzgewicht (AG), ein J?hrlingsgewicht (JG) oder ein Endgewicht (EG) aufwiesen, wurde ein Teildatensatz von 18.083 Tieren extrahiert und einer uni- und bivariaten Sch?tzung von Varianzkomponenten unterzogen. Diese Datei mu?te weiterhin in sechs verschiedene Dateien aufgeteilt werden; diese wurden Gruppenherden genannt. Die verwendeten Modelle erlaubten additiv-genetische, maternal-genetische und permanente Umwelteffekte sowie das Vorhandensein einer Kovarianz zwischen additiv-genetischem und maternal-genetischem Effekt. Die Sch?tzwerte wurden über die Gruppenherden gepoolt. Die Ergebnisse in der Reihenfolge GG, AG, JG und EG waren 0,33, 0,35, 0,37 und 0,30 für die Heritabilit?ten sowie 0,074, 0,18 und 0,11 für die maternalen Heritabilit?ten (nicht gesch?tzt für EG). Signifikante Korrelationen zwischen direktem und maternal-genetischem Effekt (r(AM) ) existierten für AG und JG in der Gr??enordnung von -0,39 und -0,22. Trotz dieses Ergebnisses sind weitere Untersuchungen n?tig, weil die Sch?tzung von r(AM) problematisch ist.     

Estimation of variance components with dominance and inbreeding in dairy cattle

SUMMARY: The five variance components in the genetic (co)variance among inbred relatives for a quantitative trait with additive and dominance genetic variation were estimated by equating variances among and within different types of families of inbred cows to their expectations. The data used were milk and fat yields of 85,433 U.S. Holstein cows with inbreeding coefficients of 6.25% or higher. When all five parameters were estimated, unrealistic results were obtained. If all quantitative trait loci are biallelic, genetic (co)variance depends on only four parameters. More realistic estimates were obtained under this assumption. There was a substantial negative covariance among breeding values and dominance effects under inbreeding, and the dominance variance in inbred cows was larger than the dominance variance in the noninbred base population. ZUSAMMENFASSUNG: Varianzkomponenteneinsch?tzung bei Dominanz und Inzucht von Milchvieh Die fünf Varianzkomponenten in der genetischen (Ko)Varianz zwischen ingezüchteten Verwandten in einem quantitativen Merkmal wurden gesch?tzt durch Gleichsetzen von Varianzen zwischen und innerhalb verschiedener Familien von ingezüchteter Kühen zu ihren Erwartungswerten. Das Datenmaterial bestand aus den Milch- und Fettmengen von 85,433 U.S. Holstein Kühen mit Inzuchtkoeffizienten von 6.25% oder h?her. Die gleichzeitige Sch?tzung aller fünf Parameter führte zu unrealistischen Ergebnissen. Wenn an allen Genorten des quantitativen Merkmals nur zwei Allele vorkommen, gehen nur vier Parameter in die genetische (Ko)Varianz ein. Die Sch?tzwerte, die unter dieser Annahme berechnet wurden, waren plausibler. Eine betr?chtliche negative Kovarianz zwischen den Zuchtwerten und den Dominanzwerten bei Inzucht wurde gefunden, und die Dominanzvarianz war unter Inzucht gró?er als in der Basispopulation.     

Serum pyruvate kinase and its relation to stress susceptibility in pigs

SUMMARY: Four blood tests, complementary to the halothane test, have been screened for their capacity to discriminate between homozygous and heterozygous stress resistant and stress susceptible pigs: TBARS in plasma, lipid peroxides from erythrocytes and plasma creatine and pyruvate kinase activity. Blood samples were collected from homozygous (NN) and heterozygous (Nn) stress resistant and homozygous stress susceptible (nn) pigs, while subjected to the halothane test. Serum creatine kinase and pyruvate kinase tests were retained for a more elaborated study. Pyruvate kinase appears to be a more reliable indicator of stress susceptibility than the well-known creatine kinase. However both parameters display a considerable standard deviation. Consecutive assays show the pyruvate kinase activity to be dependent on age (weight), which accounts for part of the variation; other sources of variation are the conditions of the exeriment and the way the imposed stress is perceived by the animal. During this experiment a rapid and accurate DNA-test for HAL-genotype detection has been developed (Fujii et al. 1991; Otsu et al. 1991; Coppieters et al. 1992). In spite of this, the pyruvate kinase parameter is a much more discriminating and remarkable indicator for stress susceptibility than the, in previous years, widely used creatine kinase test. ZUSAMMENFASSUNG: Serum Pyruvat Kinase und seine Relation mit Streβanf?lligkeit bei Schweinen Vier Blutteste, komplement?r dem HAL-Test, wurden in einem Screening-Verfahren untersucht um homozygote und heterozygote stre?resistente und stre?anf?llige Schweine zu differenzieren: TBARS in Plasma, Lipid Peroxyde von Erythrocyten und Plasma Kreatine und Pyruvat Kinase Aktivit?t. W?hrend des Halothantestes wurde Blut entnommen von homozygoten (NN) und heterozygoten (Nn) stre?resistenten und homozygoten stre?anf?lligen Schweinen (nn). Mit Serum Kreatine Kinase und Pyruvat Kinase Aktivit?t Tests wurden eine umfassende überprüfung durchgeführt. Letztere zeigt sich als ein zuverl?ssiger Indikator der Stre?anf?lligkeit als die wohl bekanntere Kreatine Kinase. Mehrmalige Analysen zeigen, da? Pyruvat Kinase Aktivit?t vom Alter (Gewicht) abh?ngig ist, was teilweise die Variabilit?t verursacht; andere Quellen der Variabilit?t sind die experimentellen Umst?nde und die Weise, wie der auferlegte Stre? durch das Tier erfahren wird. W?hrend der Durchführung dieses Experimentes wurde ein schneller und akkurater DNA-Test für HAL-Genotyp Detektion entwickelt (Fujii et al. 1991; Otsu et al. 1991; Coppieters et al. 1992). Im Vergleich mit dem, in vorgehenden Jahren, h?ufig angewendeten Kreatine Kinase Test, ist der Pyruvat Kinase Parameter trotzdem ein bemerkenswerter und diskriminierender Indikator für Stre?anf?lligkeit.     

Comparison of computing properties of derivative and derivative-free algorithms in variance-component estimation by REML

SUMMARY: Computing properties of better derivative and derivative-free algorithms were compared both theoretically and practically. Assuming that the log-likelihood function is approximately quadratic, in a t-trait analysis the number of steps to achieve convergence increases as t(2) in 'better' derivative-free algorithms and is independent of that number in 'better' derivative algorithms. The cost of one step increases as t(3) . Consequently, both classes of algorithms have a similar computational cost for single-trait models. In multiple traits, the computing costs increase as t(3) and t(5) , respectively. The derivative-free algorithms have worse numerical properties. Four programs were used to obtain one-, two-, and three-trait REML estimates from field data. Compared to single-trait analyses, the cost of one run for derivative-free algorithms increased by 27-40 times for two traits and 152-686 times for three traits. A similar increase in rounds of iteration for a derivative algorithm reached 5 and 21, and 1.8 and 2.2 in canonical transformation. Convergence and estimates of derivative algorithms were more predictable and, unlike derivative-free algorithms, were much less dependent on the choice of priors. Well-implemented derivative REML algorithms are less expensive and more reliable in multiple traits than derivative-free ones. ZUSAMMENFASSUNG: Vergleich von Rechen (Computing) merkmalen von abgeleiteten und ableitungsfreien Algorithmen zur Varianzkomponentensch?tzung mittels REML Rechenmerkmale von verbesserten ableitungsfreien und Algorithmen, die Ableitung benutzen, werden theoretisch und praktisch verglichen. Unter der Annahme einer ungef?hr quadratischen log-likelihood Funktion, nimmt in der Analyse von t Merkmalen die Zahl der Rechenschritte bis zu Konvergenz mit t(2) in 'besseren' ableitungsfreien Algorithmen zu und ist davon unabh?ngig von dieser Zahl in der 'besseren' Ableitung. Die Kosten je Schritt steigen mit t(3) . Daher haben beide Berechnungsarten für Einzelmerkmale ?hnliche Rechenkosten. Bei mehreren Merkmalen steigen die Kosten mit t(3) bzw. t(5) und ableitungsfreie Algorithmen haben schlechtere numerische Eigenschagten. Vier Programme haben für ein-, zwei- und drei-Merkmale REML Sch?tzungen von Felddaten erzeugt. Im Vergleich zu Ein-Merkmal Analysen stiegen Kosten für einen Lauf bei ableitungsfreien Algorithmen um das 27-40 fache bei zwei- und um das 152-686 fache bei drei-Merkmalen. Die Steigerungen je Lauf bei auf Ableitung beruhenden Algorithmen waren 5-21 fach und 1.8 und 2.2 fach bei kanonischer Transformation. Konvergenz und Sch?tzwerte von Algorithmen mit Ableitung waren besser vorhersagbar und weniger von der Wahl der priors beeinflu?t. Gut ausgestattete REML Methoden, die Ableitungen benutzen, sind ?konomischer und verl??licher bei Mehrmerkmalsproblemen als ableitungsfreie.     

Disease resistance in Merino sheep. III. Genetic variation in resistance to footrot following challenge and subsequent vaccination with an homologous rDNA pilus vaccine under both induced and natural conditions

SUMMARY: Eight traits representing clinical indicators of resistance to footrot were examined in 1562 Merino sheep, representing the progeny from 162 sires in four major bloodlines. Over a 4-year period, sheep were exposed to virulent isolates of Dicbelobacter nodosus under both an experimental challenge in which footrot was induced, and a separate natural challenge involving a different isolate of D. nodosus. Five footrot traits and three healing traits were each recorded on seven occasions following induced challenge, and on five occasions following natural challenge. All sheep were vaccinated with a primary and booster injection of an homologous rDNA pilus vaccine, 9 and 6 weeks after initiation of the induced and natural challenge respectively. The major fixed effects which influenced variation in resistance were (in order of importance) time of inspection after challenge, year and group in which sheep were challenged, and sex of the animal. Date of birth, birth-rearing type and age or dam were unimportant in the expression of footrot. Half-sib heritability estimates of resistance to footrot were low to moderate for single observations recorded pre-vaccination (0.07-0.22), and slightly lower for inspections made after vaccination (0.07-0.15). Repeatability estimates for footrot traits during a challenge ranged from 0.31 to 0.70 for inspections pre-vaccination, and 0.19 to 0.35 for inspections post-vaccination. Genetic correlations among footrot traits recorded at repeat inspections were high for observations pre-vaccination (range 0.87-1.00) and slightly lower for observations made after vaccination (0.52-1.00). Heritability estimates derived from repeat measurements approached 0.30 for most traits, except for traits describing healing, which had a heritability of almost zero. Heritability estimates of liability to footrot ranged between 0.09 and 0.41 depending on the time after challenge when the inspections were made. The genetic correlation between induced and natural footrot ranged from 0.14 to 0.95, depending on the period over which inspections were made, with an average of 0.67. In addition to within-flock genetic variation in resistance to footrot, significant differences were observed between different bloodlines within the experimental flock. It was concluded that there is substantial genetic variation in resistance to challenge with virulent isolates of D. nodosus. However, practical restrictions of exploiting available genetic variation may limit the widespread adoption of direct selection. ZUSAMMENFASSUNG: Krankheitsresistenz in Merinos III. Genetische Variabilit?t in Moderhinke Resistenz nach Infektion und folgender Impfung mit homologer rDNA pilus Vakzine unter induzierten und natürlichen Bedingungen Acht Merkmale, die als klinische Hinweise auf Moderhinkeresistenz betrachtet werden, wurden in 1562 Merino Schafen aus 162 Vatertieren von vier wichtigen Linien untersucht. über eine 4-Jahresperiode wurden die Schafe virulenten Isolaten von Dichelobacter nodosus unter Versuchsbedingungen ausgesetzt und eine getrennte natürliche Infektion mit verschiedenen Isolaten von D. nodosus durchgeführt. Fünf Moderhinkemerkmale und drei Gesundungsmerkmale wurden nach Infektion bei sieben Gelegenheiten festgehalten und an fünf nach natürlicher Infektion. Alle Schafe wurden mit einer prim?ren und einer booster Injektion homologer rDNA pilus Vakzine geimpft, 9 und 6 Wochen nach der induzierten und natiirlichen Infektion. Die wichtigsten fixen Effekte, welche die Variabilit?t der Resistenz beeinflussen, waren, nach Wichtigkeit gereint, Zeit der Prüfung nach Impfung, Jahr und Gruppe in welcher Schafe geimpft wurden und Geschlecht. Geburtsdatum, Aufzuchttyp und Mutterschaf-alter waren im Hinblick auf Moderhinke unwichtig. Halbgeschwister-Heritabilit?tssch?tzungen ihrer Resistenz waren niedrig bis mittel für Einzelbeobachtungen vor der Impfung (0,07-0,22) und geringfügig geringer für Beurteilung nach Impfung (0,07-0,15). Wiederholbarkeitssch?tzungen für Moderhinkemerkmale bewegten sich von 0,31 bis 0,70 für Inspektionen vor und 0,19-0,35 für Inspektionen nach Impfung. Genetische Korrelationen zwischen Moderhinkemerkmalen bei verschiedenen Untersuchungen waren fur Beobachtungen vor der Impfung hoch (0,87-1) und geringfügig niedriger nachher (0,52-1). Heritabilit?tssch?tzungen von wiederholten Messungen erreichten 0,30 für die meisten Merkmale au?er für jene, welche Heilung beschreiben, die nahezu keine Heritabilit?t zeigen. Heritabilit?tssch?tzungen für Moderhinkeempfindlichkeit variierten zwischen 0,09 und 0,41 in Abh?ngigkeit von der Untersuchungszeit nach den Impfungen. Die genetische Korrelation zwischen induzierter und natürlicher Moderhinke schwankte von 0,14 bis 0,95 in Abh?ngikeit von der Dauer der Beobachtungsperiode, durschnittlich 0,67. Zus?tzlich zur genetischen Variabilit?t innerhalb der Herde wurden signifikante Unterschiede zwischen verschiedenen Linien innerhalb der Versuchsherde gefunden. Darauf wird es geschlossen, da? substantielle genetische Variabilit?t für Resistenz gegenüber virulenten Isolaten von D. nodosus existiert. Allerdings k?nnen praktische Hindernisse die Ausnutzung der vorhandenen genetischen Variabilit?t durch direkte Selektion einschr?nken.     

A simulation study on variation in response to selection and population size required for selection programmes

SUMMARY: To obtain a simple formula for predicting variation in selection response, the drift variance of selection response has been approximated by that under random selection. Using computer simulation, the validity of this approximation was examined under various combinations of population size, heritability, and proportion selected. It was shown that the approximation gives a good prediction when the heritability of the selected trait is low, but produces a serious error when applied to a trait with high heritability. However, when the approximation was used for the prediction of coefficient of variation of selection response, a satisfactory prediction was obtained in all cases studied. Although this predictor includes a coincidental factor, it may be used as a criterion for determining the population size required for selection programmes. ZUSAMMENFASSUNG: Simulationsuntersuchung über Selektionserfolg und notwendige Populationsgr??en für Selektions-programme Zur Sch?tzung der Variabilit?t von Selektionserfolgen wurde die Driftvarianz durch die bei Zufallspaarung erwartete approximiert. Die Gültigkeit dieser Approximation wurde an verschiedenen Kombinationen von Populationsgr??e, Heritabilit?t und Remontierungsprozentsat überprüft. Die Approximation ergibt gute Sch?tzwerte bei geringer Heritabilit?t, aber erhebliche Fehler bei hoher. Allerdings konnte der Variationskoeffizient des Selektionserfolges in allen F?llen zufriedenstellend gesch?tzt werden. Obwohl dies auf über-bzw. Untersch?tzung von Z?hler wie Nenner zurückzuführen ist, kann es als Kriterium zur Bestimmung der bei Selektionsprogrammen notwendigen Populationsgr??e verwendet werden.     

Animal model estimation of non-additive genetic parameters in dairy cattle, and their effect on heritability estimation and breeding value prediction

SUMMARY: First lactation production records of pedigree Holstein-Friesian cows in the UK were analysed by an animal model, in order to estimate effects of heterosis and recombination loss between North American Holstein and European Friesian cattle and the influence of these effects on breeding value prediction. Coefficients of heterosis and recombination loss were fitted in the animal model as covariables and unknown parents were assigned to a varying number of genetic groups. The estimates of heterosis effects were 104 kg, 4.3 kg and 2.9 kg for milk, fat and protein yield, respectively, while the corresponding coefficients for recombination loss were -135 kg, -2.6 kg and -3.7 kg respectively. Neither the sire component of variance nor the heritability estimates were appreciably affected by the inclusion of heterosis and recombination loss in the model. Including both these effects in the breeding value estimation increased the predicted sire proof for fat plus protein of a typical F1 Holstein × Friesian sire by 3 kg. ZUSAMMENFASSUNG: Tiermodellsch?tzungen nicht-additiv genetischer Parameter bei Milchrindern und ihre Auswirkung auf Heritabilit?tssch?tzung und Zuchtwertvoraussage Laktationsleistungen von Herdbuch Holstein-Friesen Kühen im UK wurden mittels eines Tiermodells analysiert zur Sch?tzung der Wirkungen von Heterosis und Rekombinationsverlust zwischen nordamerikanischen Holstein und europ?ischen Schwarzbunten und Einflu? dieser Wirkungen auf Zuchtwahlvorhersagen. Koeffizienten für Heterosis und für Rekombinationsverlust wurden im Tiermodell als Co-Variable berücksichtigt und unbekannte Eltern einer unterschiedlichen Zahl genetischer Gruppen zugeordnet. Sch?tzungen der Heterosiswirkungen waren 104 kg, 4,3 kg und 2,1 kg für Milch-, Fett- Proteinmengen, w?hrend die diesbezüglichen Koeffizienten für Rekombinationsverlust -135, -2,6 und -3,7 kg waren. Weder die Vatervarianzkomponente noch Heritabilit?tswerte wurden durch Berücksichtigung von Heterosis und Rekombinationsverluste im Modell tangiert. Berücksichtigung beider Wirkungen in der Zuchtwertsch?tzung erh?hte den gesch?tzten Vaterzuchtwert für Fett + Protein eines typischen F1 Holstein-Friesen-Stieres um 3kg.     

Comparison of prediction methodology for binary traits through Monte-Carlo simulation

SUMMARY: The purpose of this study was to evaluate simple alternatives to threshold models within the framework of a mixed-model procedure. Four models-linear model, threshold model, normit-transformation and pseudo-linear model-were compared by Monte-Carlo computer simulation. The normit-transformation model was based on simple normit transformation within a subclass while taking into account binomial error. The simulation experiments were carried out with combinations of five subclass sizes (5, 15, 25, 35, 45), five heritabilities (0.05, 0.15, 0.25, 0.35, 0.45) and 100 replications for each experiment. The loss of accuracy in the prediction models based on binary response was greater than that in the linear model based on continuous records. The accuracy of the threshold model was superior to that of the normit-transformation model and the pseudo-linear model in all the experiments. But the difference in accuracy between the threshold model and the pseudo-linear model was small when the heritability was low and the subclass size was small, while the difference in accuracy between the threshold and the normit transformation was small when the subclass size was large. ZUSAMMENFASSUNG: Vergleich von Michmodell-Voraussagen mittels Monte-Carlo Simulation Die Absicht dieser Untersuchung war die Bewertung einfacher Alternativen für Schwellenwert-Modelle im Rahmen von Mischmodell Methoden. Folgende vier Modelle wurden untersucht: Lineares, Schwellenwert, Normittransformation und pseudo-lineares Modell wurden mittels Monte-Carlo Computersimulation verglichen. Das Normittransformationsmodell beruhte auf einfachen Normittransformation innerhalb einer Unterklasse unter Berücksichtigung des binomialen Fehlers. Die Simulationsexperimente wurden mit fünf Unterklassen-Gr??en (5, 15, 25, 35, 45), fünf Heritabilit?ten (0,05, 0,15, 0,25, 0,35, 0,45) und 100 Wiederholungen für jeden Versuch durchgeführt. Der Genauigkeitsverlust in den Modellen für bin?re Ergebnisse war gr??er als in linearen Modellen mit kontinuierlichen Daten. Die Genauigkeit des Schwellenwert-Modells war der Normittransformation und dem pseudo-linearen Modell in alien Untersuchungen überlegen. Bei geringem h(2) und kleinen Unterklassen war die Genauigkeitsdifferenz zwischen Schwellenwert- und pseudolinearem Modell klein, ebenso wie die zwischen ersterem und Normittransformation bei gro?en Unterklassen.     

Stochastic simulation of dairy cattle nucleus breeding schemes: Influence of breeding strategy and biased breeding values in the population

SUMMARY: A stochastic simulation model of an open nucleus scheme was used to study the consequences of the breeding strategy and biased lactation records for population cows. Selection was for a single sex-limited trait with a heritability of 0.25 and based on animal model breeding value estimates. Selection of dams was across age classes while sires were required to have a progeny test before they could be selected as proven bull or bull sire. Dams to breed nucleus replacements and young bulls could be selected from the nucleus and the top population which contained 240 and 1600 replacement heifers annually. The first 15 years of the simulated period was used to reach a population with an equilibrium genetic progress for a progeny testing scheme. Comparisons were based on the 25 year period after an alternative breeding scheme was adopted. The annual genetic gain was calculated from the last 10 years of that period. The annual genetic gain in an open nucleus breeding scheme was .247 σ(a) . The annual genetic gain increased 5.4% when MOET was also used on cows selected to breed replacements for the top population. When, in addition the number of sires used on top population cows was reduced from 8 to 4, that being the number used in the nucleus, the annual genetic gain increased by another 2.8%. The reduction in annual genetic gain due to biased lactation records of top population cows ranged from 4.6 to 15.4%. The average bias in estimated breeding values of the top population dams selected to breed nucleus replacements ranged from 0.53 to 2,52 σ(a) . The regression coefficient of the EBV of the bull after progeny testing on the EBV of the dam at the time of selection was 0.55 without biased lactations and ranged from 0.10 to 0.27 with biased lactations. The reduction in genetic gain was especially related to the regression coefficient and to a lesser extent to the average bias. In practice, the expected reduction in annual genetic gain from biased lactation records of population cows is expected to be between 5 and 10 %. ZUSAMMENFASSUNG: Stochastische Simulation von Milchvieh-Nukleussystemen: Einflu? der Zuchtstrategie und verzerrter Zuchtwerte in der Population Eine stochastische Simulation eines offenen Nukleussystems wurde zur Untersuchung der Konsequenzen der Zuchtstrategie und verzerrter Laktationsabschlüsse für Populationskühe untersucht. Selektion bezog sich auf ein einzelnes weibliches Merkmal mit Heritabilit?t von 1/4 und gründete auf Tiermodell Zuchtwertsch?tzungen, Selektion von Muttertieren über Altersklassen, w?hrend Stiere vor der Selektion einen Nachkommenschaftstest haben mu?ten. Muttertiere für Nukleus- und Jungstiere kommen vom Nukleus und Spitzen der Population, die 240 und 1600 nachgestellte Kalbinnen umfa?ten. Die ersten 15 Jahre der simulierten Periode wurden zum Erreichen einer Population mit Gleichgewichtsfortschritt für ein Nachkommenschaftsprüfsystem verwendet. Vergleiche beruhten auf einer 25-Jahre-Periode nach Einrichtung des alternativen Zuchtsystems, und der j?hrliche Zuchtfortschritt wurde für die letzten 10 Jahre berechnet. Der j?hrliche Zuchtfortschritt im offenen Nukleussystem war 0,247 σ(a) und nahm um 5,4% zu, wenn MOETauch für Kühe zum Ersatz der Spitzenpopulation verwendet wurde. Wenn darüber hinaus die Zahl der Vatertiere in der Spitzenpopulation von 8 auf 4 reduziert wurde, die Zahl der im Nukleus verwendeten, konnte der j?hrliche genetische Fortschritt um weitere 2, 8% gesteigert werden. Die Verminderung des Zuchtfortschrittes auf Grund von verzerrten Laktationsabschlüssen der Spitzenkühe der Population variierte von 4,6 bis 15,4%. Die durchschnittliche Verzerrung der gesch?tzten Zuchtwerte der Populationsspitzenkühe für die Nukleusremonte bewegte sich von 0,53 bis 2,52 σ(a) . Der Regressionskoeffizient von EBV der Stiere auf Grund von Nachkommenschaftsprüfung auf EBV der Muttertiere beim Zeitpunkt der Selektion war 0,55 ohne verzerrte Laktationen und schwankte zwischen 0,10 und 0,27 bei verzerrten Laktationen. Die Verminderung des genetischen Fortschritts hing deutlich mit dem Regressionskoeffizient zusammen und weniger mit der durchschnittlichen Verzerrung. In der Praxis ist zu erwarten, da? die Reduktion des Zuchtfortschrittes durch verzerrte Laktationsabschlüsse der Population zwischen 5 und 10% liegt.     

Additive genetic and maternal effects on litter traits in rabbits*

SUMMARY: Additive genetic and maternal effects were estimated for several litter traits in rabbits. A total of 457 litters of 3267 animals from a reciprocal crossbreeding experiment were analysed by an animal model using a derivate-free REML procedure. Heritability estimates for litter size at birth, weaning and slaughter ranged from 0.09 to 0.25, for litter-weight traits from 0.00 to 0.13 and for preweaning and postweaning mortality rates from 0.00 to 0.19. Additive genetic contribution to the variation in a litter trait was found to be higher at birth and during the postweaning period than during the suckling period. Maternal effects accounted for approximately 10 % of the variation in most of the preweaning litter traits. Live litter size at birth was found to be the main source of variation in preweaning traits, explaining between 2.3 % and 43.2 % of the total variation. Heritability estimates and genetic correlations indicated live litter size at birth to be a useful selection criterion for the improvement of litter traits in rabbits. Our results indicated that a litter size of approximately 11 would be optimal before litter size at weaning and litter weight at weaning began to decline. Genetic selection for live litter size at birth would result in significant improvement in litter size and litter weight at later ages. ZUSAMMENFASSUNG: Sch?tzung additiv-genetischer und maternaler Effekte auf Wurfmerkmale beim Kaninchen An insgesamt 457 Würfen mit 3267 Einzeltieren, die aus einem reziproken Kreuzungsversuch stammten, wurden additiv-genetische und maternale Effekte für zahlreiche Wurfmerkmale anhand eines Tiermodells (DFREML-Methode) gesch?tzt. Heritabilit?tssch?tzungen wurden für Wurfgr??e und Wurfgewicht zu unterschiedlichen Zeitpunkten (Geburt, Absetzen und Erreichen des Schlachtgewichts) aurchgeführt. Der additiv-genetische Variationsanteil an der Gesamtvariation war dabei bei der Geburt und nach dem Absetzen h?her als w?hrend der S?ugezeit. Die Sch?tzungen schwankten bei der Wurfgr??e zwischen h(2) = 0,09 und h(2) = 0,19 und beim Wurfgewicht zwischen h(2) = 0,00 und h(2) = 0,13. Für die Verlustrate bis zum Absetzen betrug die Heritabilit?t h(2) = 0,00 und für die Verlustrate vom Absetzen bis zum Erreichen des Schlachtgewichts h(2) = 0,19. Durch maternale Effekte wurde bis zum Absetzen ungef?hr 10% der Variation in den untersuchten Merkmalen erkl?rt. Bei Einbeziehung des Merkmals Lebendwurfgr??e bei der Geburt in das Tiermodell lie?en sich 2,3-42,3 % der Gesamtvariation in den Wurfmerkmalen in der S?ugezeit beschreiben. Die Heritabilit?tssch?tzungen und die Sch?tzung genetischer Korrelationen deuten daraufhin, da? die Lebendwurfgr??e bei der Geburt ein erfolgsversprechendes Selektionskriterium für die Verbesserung von Wurfmerkmalen beim Kaninchen darstellt. Die vorliegenden Ergebnisse zeigen an, da? eine Lebendwurfgr??e von 11 Jungtieren anzustreben ist. Bei gr??eren Würfen nimmt die Wurfgr??e und das Wurfgewicht beim Absetzen wieder ab. Genetische Selektion auf Lebendwurfgr??e bei der Geburt verspricht eine signifikante Verbesserung der Wurfgr??e und des Wurfgewichts in sp?teren Lebensabschnitten.     

Relationships between breeding values and physiological responses to fasting and refeeding in dairy bulls: update for young animals

SUMMARY: Relationships between plasma concentrations of growth hormone (GH), free fatty acids (FFA), urea (UR), glucose (GL) and insulin (IN) and estimated breeding values (EBV) were examined for 213 Australian Holstein-Friesian diary bulls tested in 1985-1988 at four artificial breeding centres. Measurements were taken before and after 3 days of fasting and, for 124 bulls sampled in 1987 or later, 24 h after resumption of feeding. Results for 150 older bulls at two centres (V and N) are compared with those for 27 bulls averaging 27 months tested at centre N and of 37 yearling bulls tested at two other centres. Both younger and older bulls showed low positive correlations of around 0.25 between mean plasma GH and EBVs. However, earlier results from centre V suggesting relationships between EBVs and the increase in FFA with fasting, the subsequent decrease in FFA and increase in GL following resumption of feeding were not repeated for the younger bulls which exhibited substantially higher concentrations of FFA and lower concentrations of insulin after 3 days of fasting. ZUSAMMENFASSUNG: Zusammenh?nge zwischen Zuchtwerten und physiologischen Reaktionen auf Hungerperioden und Wiederaufnabme der Fütterung bei Milchviehbullen-aktualisierte Untersuchung fur jüngeren Bullen Die Zusammenh?nge zwischen Plasmakonzentrationen von freien Fetts?uren (FFA), Harnstoff (UR), Glukose (GL), Insulin (IN) und Somatrotopin (GH) und Zuchtwerten (ZW) 213 australischer Holstein-Friesian Bullen wurden untersucht. Die physiologischen Messungen wurden im Zeitraum 1985-1988 in vier KB Stationen vor und nach einer 3-t?gigen Hungerperiode durchgeführt. Für 124 Bullen, die nach 1986 geprüft wurden, wurden zus?zliche physiologische Messungen 24 Stunden nach der ersten Futteraufnahme durchgeführt. Die Ergebnisse von 150 ?lteren Bullen von 2 Stationen (V und N) wurden verglichen mit den Ergebnissen von 27 jüngeren Bullen mit einem Durchschnittsalter von 27 Monaten, die in der Station N geprüft wurden und weiterhin mit den Ergebnissen von 37 Bullen, die in zwei weiteren Stationen getestet wurden. Sowohl für die jüngeren als auch für die ?lteren Bullen wurden geringe positive Korrelationen von ungef?hr 0,25 zwischen dem durchschnittlichen Somatropin Gehalt und dem ZW festgestellt. Frühere Ergebnisse der Station V zeigten Beziehungen zwischen dem ZW der Bullen und einem Anstieg der FFA w?hrend der Hungerperiode mit einem anschlie?endem Absinken der FFA und einem gleichzeitigem Ansteigen des Glucosegehaltes nach der erste Futteraufnahme. Diese Beziehungen zwischen den ZW und den Gehalten an FFA und GL wurden für die jüngeren Bullen nicht beobachtet, die h?herere Konzentrationen von FFA und geringere Konzentrationen von IN nach einer 3-t?gigen Hungerperiode zeigten.     

On the use of marker information from granddaughter designs

SUMMARY: Selection indices were developed for combining marker information and animal model PTA for offspring, grandoffspring, and great-grandoffspring of sires. The sires had marker-QTL linkages identified in granddaughter designs (GDD). Effects of size and s. e. of marker effects and of weight given to own and progeny records in PTA on gain in accuracy of selection due to a marker were quantified. Gains were negligible for high weight or large s. e., even if the marker effect was substantial. Gains were compared among offspring (O), grandoffspring (GO), and great-grandoffspring (GGO), when the marker effect in the sire was the only marker information. Gains decreased strongly for GO and were smallest for GGO. Assuming that progeny test (PT) daughters of some sons of the sire were also marker genotyped, the selection index was mo dified to incorporate this marker information on sons in addition to that on the sire from the GDD for selection of GO. For the current size of the PT, gain from including marker data on PT daughters was negligible, requiring 200 to 1000 PT daughters. Polymorphism Information Content (PIC) was computed as the fraction of O, GO, and GGO with marker allelic inheritance traceable to the sire. PIC in GO exceeded .8 and approached PIC in O only if a marker had at least 10 alleles at equal frequencies. ZUSAMMENFASSUNG: Verwendung von genetischen Markern bei Enkelin-Selektionspl?nen Selektionsindices wurden hergeleitet, um Information von Markergenorten zu kombinieren mit Tiermodell-Zuchtwerten für Nachkommen der ersten, zweiten und dritten Generation von Vatertieren. Die Vatertiere hatten Marker-QTL Kopplungsbeziehungen, die in "granddaughter designs (GDD)" nachgewiesen worden waren. Die Einflüsse von Gr??e und Standardfehlern der Markereffekte und der Gewichtung von Eigen- und Nachkommenleistungen im Tiermodell-Zuchtwert auf die Verbesserung der Selektionsgenauigkeit durch die Markerinformation wurden ermittelt. Verbesserungen waren gering für hohe Gewichtung oder gro?e Standardfehler. Verbesserungen wurden verglichen für Nachkommen der ersten, zweiten und dritten Generation, wenn die Markerinformation nur aus dem GDD stammte. Verbesserungen waren stark reduziert bzw. sehr gering für Nachkommen der zweiten bzw. dritten Generation. Der Selektionsindex wurde modifiziert, um begrenzte Markerinformation von T?chtern aus der Nachkommenprüfung von S?hnen eines Vatertieres miteinzubeziehen. Diese Information war nur hilfreich, wenn mindestens 200 bis 1000 T?chter getestet waren. Der Polymorphismus-Informationsgehalt (PIC) wurde berechnet als der Anteil von Nachkommen der ersten, zweiten und dritten Generation, für den die Vererbung eines Markeralleles zum Vatertier zurückverfolgt werden konnte. Zumindest 10 Allele mit gleichen Frequenzen waren notwendig, um ein PIC von .8 und ein PIC in Nachkommen der zweiten Generation von ?hnlich hohen Wert wie für Nachkommen der ersten Generation zu erhalten.     

Genetics of racing performance in the Japanese Thoroughbred horse:: I. Description of the data

SUMMARY: The Japan Racing Association (JRA) operates 10 national racecourses with both turf and dirt tracks. JRA formulates the rules for horseracing; registers owners, colors, and horses using foal registration; and licenses all JRA trainers and jockeys. In 1990, at the 10 racecourses there were 288 racing days, 3,353 races, and some 38,397 horses. Horse breeding is concentrated in 7 locations with 93% of the Thoroughbreds foaled each year coming from Hokkaido. Thoroughbred flat racing comprise 92% of all races held. Two year olds race together and nearly 40% of their races are run at 1200 m. Some 39% of the three year olds races are at 1800 m. For 3 (and 4) year olds, the range in distances is from 1000 m to 3600 m. The average, over years, of the number of race records per race for 2 year olds is 10.0 and for 3 year olds and up is 11.3. The average for race records per horse for 2 year olds is 3.5 and for 3 year olds and up is 6.7. This average for horses raced per year for 2 year olds is 1,164 and 4,240 for 3 year olds and up. Horses raced per sire averaged over years was 4.6 for 2 year olds and 10.5 for the older ages. The linear regression of seconds per 100 m fit the average seconds reported for the several distances run almost perfectly with R(2) values greater than .99 for all horse ages on either turf or dirt. There is selection practiced as indicated by horse numbers registered and their numbers over ages for stallions and mares. Less than .2% of the horses raced are geldings. A high degree of control exists by JRA in horse stabling and distribution of racing by horses over racecourses. Jockeys are trained by JRA, ride at several race courses, and ride for many trainers. ZUSAMMENFASSUNG: Genetik der Rennleistung beim Japanischen Vollblut: I. Beschreibung der Daten Die "Japan Racing Association" (JRA) betreibt in ganz Japan zehn Pferderennbahnen sowohl mit Rasen- als auch mit Sandkursen. JRA legt die Regeln für Pferderennen fest, registriert die Eigentümer, Farben und Pferde mittels Fohlenregistrierung und vergibt die Lizenzen für alle JRA-Trainer und -Jockeys. Im Jahre 1990 verzeichneten die zehn Pferderennbahnen 288 Renntage, 3353 Rennen mit 38 397 Pferden; Pferdezucht ist an sieben Orten konzentriert, wobei 93% der Vollblutfohlen aus Hokkaido stammen. Bei 92% der veranstalteten Rennen handelt es sich um Nichthindernisrennen von Vollblutpferden. Dabei stehen die Zweij?hrigen im Wettbewerb, und fast 40% der Rennen gehen über 1200 m. Etwa 39% der Dreij?hrigen nehmen an Rennen über 1800 m teil. Bei den Dreij?hrigen (und Vierj?hrigen) liegen die Distanzen zwischen 1000 bis 3600 m. Der Durchschnitt der Zahl der Rennmeldungen über mehrere Jahre für die Zweij?hrigen betr?gt 10,0 und für die dreij?hrigen und ?lteren Pferde 11,3. Der Durchschnitt der Rennmeldungen pro Pferd bei den Zweij?hrigen betr?gt 3,5 und den dreij?hrigen und ?lteren Pferden 6,7. Durchschnittlich nehmen j?hrlich an Rennen 1164 zweij?hrige und 4240 dreij?hrige und ?ltere Pferde teil. Die durchschnittliche Zahl der Pferde über mehrere Jahre war 4,6 pro Vatertier für die Zweij?hrigen und 10,5 für ?ltere Pferde. Die lineare Regression von Sekunden pro 100 m pa?te sich mit R(2) -Werten über 0,99 fast genau den Durchschnittssekunden an, die für die verschiedenen Renndistanzen angegeben wurden, für die Pferde aller Altersgruppen sowohl auf Rasen- als auch Sandbahn. Selektion bei Hengsten und Stuten ergibt sich aus Zahl der registrierten Pferde mit verschiedenem Lebensalter. Unter den an Rennen beteiligten Pferden sind weniger als 0,2% Wallache. Bei JRA herrscht ein hoher Grad an Kontrolle in bezug auf St?lle und die Verteilung über die Pferderennbahnen. Die von JRA ausgebildeten Jockeys reiten auf verschiedenen Pferderennbahnen und für mehrere Trainer.     

Environmental limitation on fitness: Reproduction of laboratory mice in benign and stressful ("tropical") conditions

SUMMARY: In general, the environment limits the fitness of individual animals, and environmental limitation leads to selection for "optimal", intermediate values for all traits that matter, whether imposed by natural or artificial selection. We compared the reproduction of laboratory mice in a normal and a hot, humid environment to test this claim. Thirty males and 150 females from a non-inbred line adapted to normal conditions were mated twice (the second time after rerandomisation) to produce the experimental animals. Individual experimental mice from each litter were allocated from weaning (3 weeks) either to the normal or hot environment. At 9 to 12 weeks of age these mice were paired, 1 male with 1 female, until the female had a chance to have 2 litters. 354 pairs in the normal and 362 pairs in the hot environment were mated. All living progeny were weaned at 3 weeks. Average values of reproductive traits, phenotypic correlations between traits, and heritability estimates for many traits were found in each environment. Negative correlations (trade-offs) between litter number and weight of individual progeny in both environments demonstrated clearly that fitness was limited even in the normal laboratory situation. All quantitative measures of reproduction were lower in the hot room showing that it was more stressful. Yet size of individual young and their survival was not reduced. This may be an adaptive mechanism restricted to housemice. Lower heritability estimates in first than in second parities for quantitative measures of litter size show that while the mouse is still growing she has fewer resources available for reproduction, making her more susceptible to environmental stress. This challenges accepted wisdom that animal breeders should select their animals when they are young. They are least likely to respond then. We believe that natural selection causes animals always to push their fitness (reproduction and survival of the progeny) against a limit set by their particular environment. Each environment selects animals that optimally allocate environmental resources there. Problems arise when inappropriate genetic settings cause phenotypes to misallocate metabolic resources. In relatively difficult environments productive animals, including successful transgenics, allocate insufficient resources to fitness. ZUSAMMENFASSUNG: Begrenzung der Fitne? durch die Umwelt: Reproduktion von Laborm?usen in günstigen und schwierigen ("tropischen") Bedingungen Im Normalfall soll die Umwelt der Fitne? eine obere Grenze setzen. Diese Begrenzung führt zu Selektion auf mittlere "Optimalwerte" bei alien wichtigen Merkmalen. Wir untersuchten die Fortpflanzung von Laborm?usen in entweder normaler oder hei?er Umwelt. Aus einer an erstere angepa?ten, nichtingezüchteten Linie wurden 30 M?nnchen mit 150 Weibchen zweimal verpaart (beim zweiten Mal neu randomisiert) um die Versuchstiere zu erzeugen. Individuen aus jedem Wurf wurden zufallsm??ig an die zwei Umwelten verteilt, worin sie ab 3 Wochen aufgezogen wurden. Im Alter zwischen 9 und 12 Wochen wurden sie zufallsm??ig 1:1 verpaart bis die Paare Zeit für zwei Würfe gehabt hatten. An 354 und 362 Paaren im normalen und hei?en Zimmer wurden Daten ihrer Reproduktion erhoben. Alle lebendgeborenen Jungen wurden bis 3 Wochen alt verfolgt. In beiden Umwelten wurden Durchschnittswerte der einzelnen Merkmale, ph?notypische Korrelationen wichtiger Merkmale, und Heritabilit?tswerte der Merkmale errechnet. Starke negative Korrelationen zwischen Anzahl der Jungen im Wurf und Gewicht der einzelnen Jungen im Wurf, in beiden Umwelten, zeigen da? Fitne? auch in normalen Laborverh?ltnissen begrenzt war. Alle quantitativen Ma?e der Würfe waren betr?chtlich niedriger im hei?en Raum, was zeigt, da? diese Umwelt mehr Stre? bot. Jedoch die Gr??e und überlebensrate der einzelnen Jungen im hei?en Raum wurden nicht beeintr?chtigt. Diese adaptive Anpassung an schwierige Bedingungen k?nnte einmalig bei Mus musculus sein. Niedere Heritabilit?ten von quantitativen Ma?en der Wurfgr??e im ersten gegenüber dem zweiten Wurf zeigen, da? noch selbst wachsende Weibchen nur wenig Ressourcen für Fortpflanzung einsetzen k?nnen und deshalb mehr von Umweltdruck abh?ngen. Paradoxerweise versuchen Tierzüchter meistens so Jung wie m?glich Tiere zu selektieren, die solcher Selektion auf Reproduktion am wenigsten folgen k?nnen. Diese Situation sollte erneut durchdacht werden. Uns scheint, da? Tiere, weil natürliche Selektion andauernd fortwirkt, jederzeit ihre Fitne? bis an eine obere Grenze, von der Umwelt gesetzt, schieben. Jede Umwelt selektiert Tiere, die ihre metabolischen Ressourcen darin optimal einsetzen. Probleme entstehen, wenn genetische Information Ph?notype erzeugt, die Ressourcen fehl einsetzen. In relativ schwieriger Umwelt haben Leistungstiere, und auch erfolgreiche transgenische Tiere, ungenügend Ressourcen übrig für Fortpflanzung.