On the progeny-testing of boars in »field conditions»

Authors

• Mikko Varo University of Helsinki, Department of Animal Breeding

DOI: https://doi.org/10.23986/afsci.71705

Abstract

Kirjoittaja on aikaisemmin (VARO 1967) julkaissut alustavia tutkimustuloksia keinosiemennyskarjujen jälkeläisarvostelujen pysyvyydestä olosuhteissa, joissa jälkeläisryhmät on koottu tavallisissa tuotantosikaloissa kasvatetuista porsaista. Mainituissa tutkimuksissa oli teuraspainot korjattu aineiston keski-ikää ja muiden ominaisuuksien mittaluvut keskipainoa vastaaviksi. Nyt esitettävät tulokset on laskettu pienimmän neliösumman menetelmällä (HARVEY 1966), jossa teuraspainoa lukuunottamatta kaikista muuttujista on poistettu regressiomenetelmällä eri-ikäisyydestä ja eripainoisuudesta johtuva lisämuuntelu. Painoista poistettiin tietysti vain eri-ikäisyyden aiheuttama lisämuuntelu. Alustavissa tutkimuksissa oli ominaisuuksien riippuvuus iästä ja painosta todettu yleensä suoraviivaiseksi. Vain painon riippuvuus iästä on ollut nuorimmissa ikäluokissa lievästi käyräviivainen. Tämäkin yhteys on kuitenkin katsottu suoraviivaiseksi, koska nuorten, regressioviivalta poikkeavien, eläinten osuus on ollut hyvin pieni, vain n. 3 %. Tutkittujen jälkeläisten kokonaislukumäärä on ollut 2 275. Siitä oli 1 772 eli 78 % yorkshire- ja 503 eli 22 % suomalaista maatiaisrotua. Sukupuolisuhde oli molemmissa roduissa likimäärin sama, 43 % emakko- ja 57 % leikkoporsaita. Karjujen luku oli yhteensä 36 ja jälkeläisryhmien keskimääräinen porsasluku 63.2. Jälkeläisryhmät koostuivat keskimäärin 10.2 pahnueesta. Koko aineiston keski-ikä oli 177.8 päivää. Aineiston keskiarvot ja hajonnat sekä rotujen ja sukupuolten keskiarvot on esitetty taulukossa 1. Silava liha-suhde on laskettu piirroksessa kuvatun pienemmän silava-alan (S 2) perusteella, koska sitä on pidetty painoltaan vaihtelevassa kenttäaineistossa parempana kuin tavanomaista alaa (S 1), josta laskettu suhde asettaa pienet eläimet varsin epäedulliseen asemaan. Isien, samoin kuin sukupuoltenkin, osuus oli kaikkien ominaisuuksien muuntelussa erittäin merkitsevä, P < 0.001. Lukuunottamatta painoa ja silava–liha-suhdetta oli myös rotujen aiheuttama muuntelu erittäin merkitsevä. Kyljen pituuden muuntelussa oli rodun osuus suurempi kuin sukupuolen. Muihin ominaisuuksiin vaikuttivat sukupuolierot sen sijaan paljon voimakkaammin kuin rotuerot. Heritabiliteettikertoimien suuruutta arvioitaessa jätettiin ottamatta huomioon rodusta johtuva muuntelu, koska jalostusvalinta tapahtuu erikseen kummassakin rodussa. Samoin meneteltiin sukupuoli-, ikä- ja painoerojenkin suhteen, koska näistä syistä johtuva virhemuuntelu on arvostelussa pyritty poistamaan. Näin saadut heritabiliteettikertoimet on esitetty taulukossa 2. Kertoimia laskettaessa on isien välisen muuntelun osuus kokonaismuuntelusta kerrottu luvulla 3.69 tavanomaisen 4.00 asemasta. Tämä johtuu siitä, että jälkeläisryhmissä on ollut täyssisaruksia niin paljon, että kutakin yksilöä on jouduttu vertaamaan keskimäärin 5.2 täyssisarukseen ja 57.0 puolisisarukseen. Keskivirheet on laskettu ROBERTSONin (1959) likimääräisellä menetelmällä. Heritabiliteettikertoimet ovat pienempiä kuin koeasemaolosuhteissa lasketut. Eräät kirjoittajan (VARO 1962 ja VARO ja PARTANEN 1965) aikaisemmin suomalaisen yorkshireaineiston kantakoetuloksista laskemat kertoimet on koottu vertailun vuoksi taulukkoon 3 nyt saatujen tulosten rinnalle. Silavan paksuuden, kyljen pituuden ja kinkkujen pistearvostelujen kertoimet ovat täysin vertailukelpoisia, koska ne perustuvat samoihin mittoihin. Sen sijaan ei voi verrata kenttäarvostelussa laskettua teuraspainon heritabiliteettia vastaavaan koeasema-arvostelun kertoimeen, koska kantakokeissa porsaat kasvatetaan samanpainoisiksi. Kenttäarvostelussa teuraspaino on lähinnä kasvun mitta, ja sen vuoksi on painon heritabiliteettikertoimen rinnalle otettu koeasema-arvosteluista kasvun ja teurastusiän tai ruokintapäivien luvun kertoimet. Kun vertailu suoritetaan tällä tavoin, havaitaan, että vaikka kertoimet jäävätkin kenttäolosuhteissa paljon pienemmiksi kuin koeasemilla, on niiden suuruusjärjestys varsin yhdenmukainen. Heritabiliteettikertoimien pienuudesta huolimatta päästään karjujen jälkeläisarvostelussa kuitenkin varsin suureen luotettavuuteen, mikäli jälkeläisten lukumäärä voidaan pitää vähintään yhtä suurena kuin se on ollut selostetuissa tutkimuksissa. Jos luotettavuutta arvioidaan kaavasta b = [n * (1 / 3.69) * h2] / [1 + (n - 1) * (1 / 3.69) * h2] saadaan jälkeläisarvostelun varmuuskertoimiksi eri ominaisuuksille teuraspaino 0.81, selkäsilava 0.88, kyljen pituus 0.91, kyljyslihaksen ala 0.91, silavan ala 0.88, silava-liha-suhde 0.90, kinkku 0.70. On todennäköistä, että luotettavuutta voitaisiin vieläkin lisätä vähentämällä samasta pahnueesta merkittävien porsaiden lukua jälkeläisryhmien suuruutta vähentämättä.