PDF İndir - Selçuk Üniversitesi

ht.
un. nerg. (2005). 21 , 3-4 : 5-14
BILDIRCINLARDA CANLı AGIRLlGIN KALlTIM DERECESiNiN
HESAPLANMASıNA VERi SAYIS ININ ve FARKLI HESAPLAMA
YÖNTEMLERiNiN ETKisiTamer Çağlayan
Şeref lnalt
1@
Effect of Offspr ing Numbers and Different Mcth ods on Est imation of Herttability for
Body Wcight in J apanese Quail
Özel : Su çalışma, bıldıreınların 5. hafta canlı ağırlığının larklı sayıda veri kullanılarak kalltım derecesinin hesaplanmasında
"Baba-br kardeşler koreıasvonc", "Ebeveyn-yavru kcreıasvoou", "Yavru-ebeveyn regresyonu" ve "REML (Sınırlandırılmış
maksimum olabilirlik)" metotlarının karşılaştırılması amacıyla, Selçuk Üniversitesi Veteriner Fakültesi Araştırma ve Uygulama Unıtesınoe. aynı çevre şartlarında bulunan ve 5 haftalık yaşta olan 21 erkek ve 105 adet dişi Japon bıldıreınından
(Coturnix coturnix japonica) elde edilen 1752 adet brknrcm kullanılmıştır. Bıkhtcmlann 5. hafta canlı ağırlığına etki eden en
önemli taktönerden olan cinsiyel tası örüne göre canlı ağırlıklar düzeltildikten sonra hassas örnekleme metodu ile seçilen
945,840,735,630 ve 525 adet bıldıreından her metot için ayrı ayrı kalıtım dereceleri hesaplanmıştır. Cinsiyet faktörüne göre
düzeltilmemiş 5. hafta canlı ağırlıklarından elde edilen kalıtım dereceleri 0.089 ile 0.610 arasında değişen değerler almıştır
Cinsiyet faktörüne göre düzeltilmiş 5. hafta canlı ağı rlıklarından hesaplanan kalıtım dereceleri 0.091 ile 0.590 arasında
değişen değerler almıştır. Cinsiyet faktörüne göre ouzenümemlş ve düzeltilmiş S. hafta canlı ağırlıklarından elde edilen
kalıtım dereceleri arasındaki tarklrhklar önemsiz bulunmuştur. Baba-bir kardeşler koretasyonu metodu ile elde edilen kalrum
dereceleri genelolarak düşük, ebeveyn-yavru korelasyonu, yavru-ebeveyn regresyonu ve REML metotlarında elde edilen
kahtım derecelerinin ise orta ve yüksek derecede olduğu tespit edilmiştir. Baba-bir kardeşler koreıasyonu, ebeveyn-yavru
koreıasvonc ve REML metotlarında veri sayısı azaldıkça kahtım derecelerinin büyüdüğü , yavru-ebeveyn regresyonu rTM;Jtodunda ise veri sayısının fazla bir etkinliğinin olmadığı belirlenmiştir.
Anahtar
xenmeıer: Kalıtım derecesi,
Hesaplama metotları, Veri sayısı ,
Canlı ağırlık,
Japon
bıldırcını
Summary : The purpose ol this study is to compare halt-sib correıanons . parent-offspring ccrreıatons . parent-ottsorınç regresson and REML methods for estimating heritability for s -weeks body weight in Japanese quail. In this ınvestqauon . 1752
ene ks at 5-weeks old were obtained from 21 maıe and 105 temale quail and used as the animal rnaterıeı. Animals were reareo at the Veterinary Facutty Farm ol Selcuk University, Turkey. Arter correcting the s-weeks body weights ter sex ettect.
hentabüites were re-esümeteo. In aoeuon: 945, 840, 735, 630 and 525 quails were seıected from 1752 quans by using
sensmve-separaticn (sampling) method, and heritabilities were esımateo for eacn method. Heritabilitıes ol S-week body
weqnts Irom the non-stancaroıaeo and standardizOO data sets according to sex factor were estimated between 0.0890.610 and between 0.091-0.590 respectively. DiNererıces between the heritability esnmenons trom the standardlzec and
non-standardized S-week body weights were I'IOt stensncany important (P>O.05). Hentabüities esnmated by using hatt-sltı
correlations method were generally Icw. However, heritabilities esumateo by parent-offspring correıatons . parent-oNspring
reqression and REML methods were moderate or high. Estimated heritabilities were increased while oNspring numbers
were graduaııy oecreaseo in half-sib correıatons. parent-offspring correlations and REML methods . On the cmer'hano. we
coserveo that the number ol offspring had no significant effect on heritability esrimation in parent-offspring reqression method
Key Words : H ernaouıy. Estimation methods, Offspring number, Body weight, Japanese quan
Giriş
B ı ldırcınlarda
ağırlığ ı n
kahtım
tarafından
Gcnş
farklı
saptanan bu kalıtım derecelerinin büyük bir kı sm ının
değişik yaş dönemlerinde canlı
orta ve yüksek derecede olduğu belirtilirken, d ü şü k
dereceleri bir çok araştırıcı
metotlarla hesaplanmıştır. He-
kahtım dereceleri de bildirilmiştir. Japon b ıldırcınları
Tarihi : ().l,05.200 5
fiz yolojik özellikleri bakım ından tavuktara çok be n-
@: caglayanrsısclcuk.cd u. tr
*: Bu çalışma 'Bıldırcınlard a Canl ı A ğrrtr ğm Kalıtırn Derecesinin Hesapl anm as ınd a Veli Say ıs ın ın Etkisini n Farld ı Y öntemlerle
K a rş ı l a ştı rı l m a s ı '
I. Selçuk
isiml i doktora tezinden öze t l e n mi ş ti r.
Veteriner Fakültesi, Zoctekr uAnabilim
Umvcrsıte sr
Da lı.
KONYA
<;M iIAYAN. INAL
zamektedir. Dol ayı sıyla bu hayvanlarla yürütülen denemelerden elde edilen sonuçların tavuklar için de
geçerli ola bileceği bildirilmektedir (Ekmen Ile Bayraklar, 200 1).
dirmişlercir .
Dinç (1988), Japon tnknrcmlannoa kitle se·
leksiyonu uyg uladı !)ı çalışma sında 5. hafta can l ı
ağ ırlığ ını n k a h lı m derecesini baba-tüm döl regresyonundan erkeklerde 0.48:1 .88, dı şı lerde
0.66:2.24 ve erkek + d i şi (k ar ı şı k) grupta 0.78:164 .
baba-familya o rta la m as ı regresyonundan a ynı
s ırayla 0.32%0.38, 0.40%0,36 ve 0.36±O.26, babalar
içi tOm döllertn anaya regresyonundan 0 . 34~.02.
0.18±O.02 ve 0.48±O.008 ve babalar içi familya ortalamasının
anaya regresyonundan 0.18±O.16,
0.04±O.20 ve O.18 ±O,14 olarak b i ld irm iştir .
Özkan (1 999), Japon bı ldırcınlarında 4. hafta
göre 3 generasyon boyunca yaptı{ı ı
seleksiyon çalı şma s ı nd a . standardize edilmiş ve edilmemiş verilerden 4. hafta canlı a{ıı rlı{ıının kalıtım derecesini hesapladığ t baba-bir kardeşler koreıesyonu
metodu ile O.15±O.OO98 ve 0.13±O.OO71 olduqunu
ca nl ı aQ ırhQı na
büdirmişnr.
Japon bıld ırcın larında 5. hafta canlı aQırllQ ının
baba-bir kardeşler korelasyonu metodu ile hesaplanan kahlım derecesi erkeklerde 1. Ile 2. hatta
0.51±O.22 ve 0.57±O.17. d işi lerde D.49±O.22 Ile
0 .17±O.D7 olarak bi ld iri lmişt ir (Sefton ve Sieqet,
1974). Ya pılan bir başka çalı şmada , baba-bir
k ard eşl er korelasyonu metodu ile 5. hafta canlı
a Q ırhQ ının kahtım derecesi erkek, dişi ve karı ş ı k grupta sırasıyla 0.32j:().49. 0.24±O.5Q ve 0.32±O.26 olarak
bildi rilmi şti r ( Di rıç. 1988 ).
Sadiadt
ve
Becker
(1980),
Japon
bncrrcmlannda 58 gOnlük canlı ağırlıgın kaht ım derecesini baba-oQul ve baba-kız regresyonu yöntemi
ile sırasıyla 0.74±O.21 ve 0.69±O.22 olarak nesaptarmşlannr . Ayn ı yaşta ca nlı aOırt lO ın kahtım derecesinin he sapland ıg ı bir ba şka çalışmada
araştırıcılar (Becker ve ark., 1985), yavru-ebeveyn
regresyonu metodu ile 0.05 ile 0.72 arasında
de{ı işen deQerler bi ldirm işle rdir .
REML ( S ı n ı rta nd ı r ı l m ı ş maksimum olabilirlik)
metodu ile Japon b ıldırc ınlarında . canlı ağ ırl ığa ait
genetik parametrelerin Ile kal ıtım de recelerinın bı ­
reysel hayvan modeli kullanılarak h esaplandığı bir
çalışmada . kalrum dereceleri kuluekadan çrkrmoan
6. haftaya kadar sırasıyla , 0.51 ±O.05 , 0.32±O.06,
0.20::tO.05, O.21±O.06, 0.20±O,05, 0.1S±O.04 ve
0.14::tO.04 olarak tespit ed ilmiştir ( S aateı ve ark.,
2003).
Strong ve ark. (1978), Japon bıknrcmıannda cinsel olgunluk çağı ndaki canlı aQırhQ ın kahtı m derecesmı baba-bir kardeşler korelasyonu metodu ile
0.20'den d üş ük (0.02±O,45 ve 0.1010.45). anne-bir
kardeşler ko reıasvo nc metodu ile t .ö'oen büyük
(1.16±O.28 ve 1.16±O.28 ) olarak neseoıarr a şte rc n r .
Japon b ı ld ırc ınlannda canl ı ağ ırllQa göre yapılan
bir seleksiyon ça lışma sında 4. hafta can lı aQ ırl lQın ın
ana-yavru korelasyonu metodu ile standardize edilm i ş Ile ed il m e m i ş verilerden hesaplanan ka lıtım dereceleri 0.13±O.OO47 ve 0.11±O.0047. baba-yavru korelasyonu metodunda ise ayn ı sırayla o.On ±O.OO55
ve 0.06 hCl.0032 o l duğu bild iri l miştır (Özkan, 1999).
Özsoy (2000), Japon b ıld ırc ınlarında yaptlQı bir
4. hafta canlı ağ ırl lQ ının karıtım derecesini
REML metodu ile hesaplamışt ı r. Kahtım derecelerini
babalar arası farkhlıktan , erkek, d işi ve d i şi + erkek
(karı şı k) grupta sırasıyla 0.443, 0-339 ve 0.327, ayn ı
baba ile çmeşen analar arası farklılıktan sı ra s ı yl a
0.598, 0.600 ve 0.673 olarak bildirmiştir.
çalışmada
Japon b ıldı rcınlarında 4. hafta canlı ağırtlOI için
yavru-ebeveyn regresyonu metodu ile hesaplanan
kahum derecelerinin 0.15 ile 0.70 arasında de{ı iştiği
bil di ri l mi şt ı r (Marks, 1971; Darden ve Marks, 1988;
Ca me ı ve ark.', 1991 : Marks, 1991). Yapı lan bir başka
çalışmada (Özkan, 1999), standardize edilmiş ve
ed i lmem iş 4. hafta ca n l ı ağırlıklarından hesaplanan
kahtım dereceleri ana-yavru regresyonu metodu ile
O.18::tO.OOS6 ve 0.156::tO .OO57 , baba-yavru regresyonu metodu ile 0.11::tO.007 ve 0.089±O.OO5 olarak tespit ed i lmi ştir.
5. hafta canl ı aQ ırl ı ğ ın ın
derecesinin hesaplan masında . "Baba-bir kardeşler koretasyono".
"Ebeveyn-yavru koretasyonu". "Yavru-ebeveyn reqresyonu" ve ~ R E M L· metollar ının karş ı laştırı lması
Bu
çalışma , bıkhrc ı nların
farklı sayıda
veri
kullan ılarak kahlım
amacıyla yapılm ışt ır .
Materyal ve Metol
Konya bölgesindeki baz ı bıld ırcı n çiftliklerden
Japon bıldırcını yumurtalarının kuluçka edilmesi ile 49 erkek Ile 245 d i şide n o l u şa n bir
başlangıç
populasyonu ol uşturuld u .
Bu populasyondan toplam 333 1 adet 5 haftalık yaşa
ulaşan yavru brknrctn elde edildi. Ancak ba şlang ı ç
populasyonundan ba z ı erkek Ile dişüenn ölmesi ve
Chahil ve Johnson ( 1974), Japon bıldı rcınla rınd a
5. hafta canlı ağır i ıgının k aht ım derecesini yavruebeveyn regresyonu metodu ile nesapıarmşla rdrr .
Dişüenn annelerine ve erkeklerin annelerine regresyonu yoluvta hesaplanan kalrtırn derecelerini
s ır as ıyl a
0,44±O.31 ve 0.24±Q.22 olarak bil-
alı nan
6
IJ l ld, rClnl a r d lı Ca n lı .' tı r lııt ın K a lııım nereces tnın ...
ça lı ş ma n ın
prensibi gareoi 9 aderten az yavrusu olan
baba grupları ve bu baba grupları nda yer alan di{ıer dişI grupları ile bunlardan elde
edı len yavru bıkhrc ınlar çalışmadan çıkar ıld ı. Kalan
21 erkek ve 105 dişı b ıld ırcın ile bunlardan elde edi len 5 haftalık yaşa ulaşan 1752 adet yavru br ıdırcın.
kahhm derecesi hesaplamalarında kullanılan anaç ve
yavru bıld ırcı n populasyonlarını otuşturdu .
Yumurtadan ç ıkan ve kuluçka makinesind e bır
kuruma s ı için bekletilen civciv ler 0.0 1 grama
hassas elektronik teraziyte tart ı ld ı ve kanat numaraları
tak ı ldı .
CillCM er taban ı na
10 cm
yük sekl i{ıinde a~aç tataş ı senıen . cıvcv seviyesinde
35-37 "Clik ısının sa9lanch{ı 1 8.7 rn21ik odada
barındırıld ı. Odan ın ısr tıımastroa quartz sobalar kullanı ld ı. l ık 4 saatte civcivlere sadece % 5 oranı nda
şeket1i su verild i daha sonra Onleonde sürek li olarak
bÜYUtme yemi bulundurulc:lu . Tabii havalandırma ve
24 saat ayd ınlatma uygulanan odada, od a ı sı sı her
hatta 2.5-3 -c azalt ı larak 5. haftada yaklaşık 22·23
"C'ye düşürüld ü . Her hatta elektronik terazı ile
blld ırcıriarın canlı aQ ırhld an belir1endi.
d ı şi lerin bu lundu{ıu
Anaç
sere
24 saat açcmıenıen. doQal ha2.90 X 3.00 m bOyu1larındaki odarara
yerleştırikiı B ı ldır cı nlar 5 katiı . her katında 20 X 30 X
30 cm boyutları nda 9 gOzü bulunan kafesıere . her
qozde 1 dişI olacak şekilde S'erli d işi gruplarına
ayr ıla rak yerleştırıldi . Bu her kata yerleştirilen 5 dişil ik
grupIaI için 1 erkek tansrs edildi . Dişi b ıldırcınlar , yumcrtaıenr nn dOl sUı Oıması için ketesiere erkeklerden
iki hafta önce konuldu . Daha sonra kafesıere erkek
b ı ld ı rcı nl ar konularak çiftleşme d6nemıne başıardı.
Erkekler her gün bır baŞka dı şının gözüne konuldu ve
deneme süresınce bu yer de9iştirme uygulamasına
devam ecso. Böylece 5 d işi bı ld ırc ından otu şan gruplar kendııenne ayrılan sadece 1 erkek bıldırcın ile
bıldırcınlar ,
vaıaroırman.
Yem mareryef
Anaç b ıld ırcı ntarı n beSıenmesırıde S8'çuk
Üniversitesi Veteriner Peeünes Araştırma ve Uygulama Ü nıtesı nde haz ırlanan % 20 HP ve 2800
kcaltKg ME ıçet'en yumurtacı b ı ld ırc ın yemı ıle CIVcvıeri n beslenmesinde % 24 HP ve 2800 kcalı1ı.g
ME içeren bUYÜtme yemi kullanıldı (Marks, 19 71,
CoŞkun ve ark.• 1997).
çı ftle ştırildı .
Deneme düzeni
Kuluçka lı k yumurtaların toplanması
Araştırmanın
amacına uygun olarak, 1752
yavru populasyonunun 5. hatta canh
a~ ır1~1 bak ımından hassas ayı rma (Omekleme) metodu (lnat, 1998) kullanı larak , anne gruplarını n ortalamas ına ve ayrım sonucu oluşan yavru grupların ın standart hatalarma benzerl ik oluştu racak
şek ilde, her anne için 5, 6, 7, 8 ve 9 yavruda n
oluşan Orneklemler elde edildı. Bu örnekleme s0nucunda elde edilen yavruların 5. hafta canlı ağ ırlığ ı
için; Baba-bir kardeşler kcrelasyonu. Ebeveyn-yavru
koretasycnu. Yavru-ebeveyn regresyonu ve REML
metotl arı kUılanı larak ayr ı ayrı kahttm derece leri ~e·
Erkek bı ld ı rc ı nlar dışilann yanına konulduktan on
çun sonra kuluçkaltk yumurta lar gün lük olarak topla ndı, baba ve ana numaralarına gOre numaraıandı ,
ta rt ıldı , 13 "C ısı ve % 7Q.7S neme sahip depo lama
böımesmoe 10 gün süreyle depo edild ikten sonra
baba gruplarına ç öre kereveuere ayr ı ayrı diziletek
kuluçka makinesine yerleştır ild i . Kuluçka makinesinin
ısısı 37.8 °C'ye ve nemi % 60'8 ayarlanarak
kuluçkaya hazır hale get ırild i.
bıldırcınhk
Kuluçkamn 15. günü her baba ve anaya ait yumurtalar ayrı ayrı tül terbatara konuldu ve dikkatli bir
şeki lde aQ ız ları baQlanarak çık ış sepetlerine dizüdi.
Ç ı kım süresince makinenin ısısı 37.8 "C'ye ve nemi
% 70 'e ayarlana rak çıkım işlemi tamamland ı.
sapıardı.
Bıldı rc ı nlarda
çok faktör
vardır.
5. hafta
Tablo 1. Katılı m derecesi hesaplamalarında kullanılan btld ırcm sayıları
Baba
Her bir
Anne
Heranneye
sa"~
erkek iÇın
sa yıSı
duşen
dIŞi sayıs ı
21
5
105
Her babaya
yavru
duşen
yavru
Toplam
yavru
sa"~
sayısı
16.68
83 .37
1752
9
45
945
B
40
840
7
35
735
6
30
B30
5
25
525
7
(ko)
canlı ağı rlı~ını
Bu tekı örtenn
sayısı
in)
başında
etkileyen bir
cin.siyel gel-
Variyasyon
Serbestlik
Kareler
Kareler
Kareler Ortalamas ı
Kaynağı
Derecesi
Toplam ı
Ortalaması
Kompozisyonu
n-t
Genel
Babalar arası
III-I
k-'
L
Babalar içı
II-I
n-k
III-II i L n-k
III-II
mektedir. Canlı ağırlığ ı n ilk üç haftalık dönemde
erkek ve dişilerde birb irine benzer olduğunu daha
sonraki dönemlerde dişilerin lehine olan canlı ağırlık
a rt ı ş ı n ı n yumurta ve yumurta üretim i ile ilgili olan organlardan kaynaklandığını bildiren bir çok araştırıc ı
vard ır (Sefton ve Siegel , 1974 ; Akbaş ve Yaylak,
2000). Bu nedenle, 1752 bıldırcının 5. hafta canlı
ağırlığı
cinsiyetin etki payları dikkate alınarak
düzeltildikten sonra örneklemeler yapılarak ve aynı
metoııa rla kalıtım dereceleri hesaplandı.
0 12
(Alpan, 1990 ;
Abata, 2001) .
Anaların
hafta
Srxy= (1 - rxl)/
=(L X)2 / Ln
=L (Lxı) 2 / nı
ko = [Ln- (Ln 2 / Ln)] / k-ı
oa2
t
rxy = Korelasyon
(Arıtürk
=oa2 / (oa2+o12)
gruplarında yer alan bıldırcın sayıları
Sbyx = (1 /
Sh 2
yavru sayıs ı
Babalar içi variyans
Yalçın ,
1966; Vanlı ve ark., 2002).
byx =
LXY / LX2
(Lx 2L y2)- (Lx y) 2
LX 2)
(:En-k)
2Sbyx
byx = Regresyon
katsayıs ı
Sbyx = Regresyon
t = Baba-bir kardeşler arasındaki korelasyon kat-
katsayısının
standart
hatas ı
Sh2 = Ka lıt ım derecesinin standart hata sı
sayıs ı
x = Anaların 5. hafta canlı ağırl ığı
x = Her bir gözlem değeri
Y=
= Baba lar içi korelasyon katsayısının standart
Yavruların
5. hafta
can lı ağırlığ ı
Lx2 = Ebeveynler için baba lar içi kareler top-
ası
Ka lı t ı m
hatası
h2 = Kalıt ım derecesi
0 a 2 = Baba lar aras ı variyans
ha
ve
h2 =2byx = 2bEV
k = Baba grupları sayı sı
sı
standart
Yavruların 5. hafta canlı ağırlığı Ile anala rı n 5.
hafta canlı ağırlığı arasında regresyon uygulandı .
top la mı
0 12=
katsayısının
Yavru-ebeveyn regresyonu metodu
V112 ko(k o - i ) ( k- i)
ko =Her babaya düşen ağ ı rl ıklı
katsayısı
Sh 2 = Kalıtım derecesinin standart hatas ı
III =1)(2
(I - i) [ i +( ko - 1)/]
Ln = Baba
·,j''LxzlJy
VLn -k
Sr xy = Korelasyon
= (BAKA -BIKO) i ko
St =
=
h2 = Kalıtım derecesi
korelasyonu metodu
ii
ile yavruların 5.
korelasyon uygulandı.
Z
LXY /
Sh 2 = 2Sr xy
Ka lıt ım derecesinin hesaplanmasında kullanılan
variya ns analizi tablosu yukarıda verilmiştir.
i
canlı ağırlığı
5. hafta
canlı ağırlığ ı arasında
h2 = 2rxy = 2rEY r xy
rilmişti r.
kardeş ler
ve Akman , 1995;
Ebeveyn-yavru korelasyonu metodu
Kalturn derecesi hesaplamalarında kullanılan
baba, anne ve yavru bıldırcın sayıları Tablo l 'de veBaba -bir
Düzgüneş
lam ı
derecesi: h2 = 4t
Kahttm derecesinin standart hatası ; Sh2
Ly2
= 4Sı
8
=Yavrular Için babalar içi kareler top lam ı
Hıld ırcınlard a Ca nlı A tı rlıı1!: l n K alıtım
Derecesinin.••
Yijk=ıı
l'.xy =
Ebeveynler ve yavrular için babalar tçi
bı + cı + eik denklemi oluştu ruldu.
M0-
Yijk: i. baban ı n, j.cinsiyeneld k. yavrusunun 5.
ha"a canlı aQın lQına ait lenotıpik deOer,
çarpımıar toplam ı
ro • Baba gn.JP'annda yer alan bıldırcın sayılan
u:
topla mı
k ::ı Baba sayıs ı
+
deld e;
Beşinci
hafta canlı aOın lQının genel or·
tafamast,
(Becker. 1984 : Van!ı ve ark.,
1998).
bı: ı. baban ı n
Ebeveynler ile yav rula r a ras ı ndaki korelasyon ve
regresyon
hesaptamrken.
babalar
a rasında ki
laridı hklan elimi ne etmek için. hesaplamalar baba lar
içi ola rak yapıld ı . Bun un için. X ve Y genel kareler
topla mla rı ile XY genel çarptmtar top lamlanndan babala r a ras ı kareler toplamları ve ça rpı mlar topla mla rı
çrkaruarek babalar içi kareler toptamlan ve çarp ım la r
tcolarraan hesapland ı (Anteı rk ve Yalç ın. 1966).
cı:
rasgele etkisi.
j. cinsiyetın etkisi.
eiJl<: tesadOften ileri gelen hata terimidir.
DeQ işik
metotlar ile eld e edil en
kantım
de·
recetennln dej)enendirilmes inde
t
=
Xi - Xı
n+~
REMLmetod u
testinden ya ra na nıldı ( ı nal. 1998: Pet ne ve Wat son. 199 9).
REML metodu ile
kahlım
derecesi hesaplamalannda , 005 ortamında çalışan MTDFREMl
(SPA RSPAK Belease 4., 2000) prog ramı ndan yarartanıldı . Programın çalışma prensibi gerew. as ıl numaralar muhafaza ed ilme k kayd ıyla. yavru numarası
anne ve baba numarasından büyük olacak şekilde
düzen leme yapıldı . Program DAT uzantı lı dosyalan
ça!l ştı rabi ldiQi Için bıldırcınlara art verser M ınita b Relea se 12 .1 (1998). paket programında bu tıp dosyalara dönüŞlUruld u . DAT uzantıh dosyalar. pedi gri
ve veri dosyaları oorak ayn ayn oluş turuldu.
Bulg u lar
Cinsiyet laktOrüne göre düzeltme yapı lmadan
dişilerin 5. hafta canlı aO ınlQ ının or·
talamalan 142.33±Q.68 9 ve 149.39±0.88 g olmuş .
genel canlı aQırtık o rtalaması 1 45.7llıO.56 9 ile diğer
iki ortalama aras ında yer almış tır. Diş i ve erkeklere
ait ortalamalar aras ı nda kı 7.06 g'lı k fark Onemli bu ·
önce erkek ve
lunmuştu r
(P <O.0 1).
Cinsiyetin 5. hafta ca nh aQırtfQı üzerine olan etki
miktan 3.48 9 olarak hesaplanm ı ş ve cinsiyetio etkisi
ortadan kaldın lm ışt ı r. Düzeltme uygulanmadan önce
diş i ler lehine olan canh aO ı rlı k farkhll OI önemli iken
d üzelıme i ş lemi nd e n sonra bu farklıhOın öneminin
ortadan ka lktığı görülmüşt ür (Tablo 2) .
Bu metotta. bir ço k model (Baba Mod eli. Birey
Mod eli, Baba ve Ana MOdeli. Baba ve Malemal
Buyük Baba Mod eli) kullanılması na raQmen son
yıllarda en ço k kulla n ı lan . bülün hayvan lan ve ortak
ataları hesa ba katan bi rey mo deli tercih edildi.
Birey modelinin fo rmü lü:
Y1jk= c, + a, + e jjk dir.
Tablo 2. Yavru populasyorı unu n cinSiyel gruplanrıa göre
~ırlığının ortalamalan (g).
5. hatta canlı
Burada:
Yiık: L. ci nsiyelteki ve j. top lama h gen etkisine
sah ip bireyın fenotıpik deOeri
Cj:
i. cin siyetın etkisi
Bı :
J. top1amah gen e rkısı
Cinsiyet Toplam yavru
"'Y'S'
eıjlr: tesadüften ileri gelen hala terimidir.
lstatrsuk Analizler
M ınitab Release
OOzeltilrnemış
OOzehilmiş l
r ~ Sx
i' .t. Si'
145.81±O.68
E
D
896
142.33.t.O.68
856
149.J9±O.B8
ıaS.Y2fö.88
E_D
1752
145.78±O.56
145.86±O.5S
1: Cinsiyet lakl 6rü dikka te alınarak. hesaplanan elki payla n
12. 1 (1998 ). pa ket programında
kullan ılarak.
GlM (Gene ral l inear Model; Genel DoQrusal Mode O
ile 5. tıa na can lı aQ r rhQı üze nndeki cinsiyet etki mik·
tan hesaplanch ve düzelt me yapıldı (Tekin. 2003) .
dUzeltme uyguIarvnıştır
Araştırmada ayrı ca 1752 bı ld ı rc ından örnekleme
voltry1a elde ed ilen bı ld ırclO!a n n 5. hafta ca nlı aQır1ı0 1
ortala mala rı Tabl o 3'te ve rilmi şt ir.
Bu modele göre can lı a{ıınık orta la mala rı ıçın :
Tablo 3. Yavrulann 5. hatta can lı a~,rlı(ı' onalamala rı (g ),
9
ÇAGLAYA .1 AL
Düzeltil memiş
Toplam
x±Sx
yavru sayıs ı
x ±sx
945
146.39±0.68
146.27±O.64
840
146 2 6+063
14 6
735
146.23±0.61
146.33±0.61
630
146 23ffi 63
14629+060
525
146.25±0.62
146.26±O.60
B ıldırcınların
birlikte bu değişimin istatistiki aç ıdan önemsiz
olduğu
belirlenmiştir.
Baba-bir kardeş ler korelasyonu metodunda bulunan değerler kuvvetlerine
göre değerlendirildiğinde genelolarak düşüktür.
Ebeveyn-yavru korelasyonu metodunda da hesaplanan değerler kalıtım derecesi kuvvetine göre
değerlendirildiğ inde genelolarak orta derecede tespit ed ilmiştir.
Düzeltilmiş
33+0 6 4
faktörüne
d üzeltilmemiş
ve düzeltilmiş 5. hafta
ağırlığından değişik metotlar ile hesaplanan
dereceleri Tablo 4'te veri lmiştir.
Tablo 4 te göraldogo
gı bı
CinSiyet
Yavru-ebeveyn regresyonu metodunda hesaplanan değerler ebeveyn-yavru korelasyonu metodundaki gibi orta derecede be lirlenm işt ir. REML
metodunda bulunan kalıtım dereceleri ise kuvvetlerine göre değerlendirild iğinde genelolarak orta
ve yüksek derecede be lirlenmiştir.
göre
cinsiyet
can lı
kalıtım
lat<t örarıe göıe
düzelt i lmemiş
(1) 5. hafta canlı ağırlıklarından elde
edilen kalıtım dereceleri 0.089 ile 0.610 arasında
değişen değerler almışt ır. Cinsiyet faktörüne göre
düze lti lmiş (2) 5. hafta canlı ağırlıklarından hesaplanan kalıtım dereceleri 0.091 ile 0.590 arasında
değ işen değerler almışt ır. Cinsiyet faktörüne göre
d üzelt ilmemiş
ve düzeltilmiş 5. hafta canlı
ağ ı rlıklarından
elde edilen kalıtım dereceleri
arasındaki farklılıklar önemsiz bulunmuştur (P>0.05).
Yavru-ebeveyn regresyonu metodu ile hesaplanan kalıtım dereceleri ve standart hatala rı n ın
yavru sayısındaki azalış ile fazla bir değ iş ime
uğramadığ ı , REML metodunda ise yavru say ıs ı
azaldıkça
hesaplanan
kalıtım
derecelerinin
büyüdüğü tespit ed ilmiştir (P<0.05).
Örnekleme gruplarından farklı metotlar ile hesaplanan kalıtım derecelerinin. metotlara göre
büyükten küçüğe doğru yavru-ebeveyn regresyonu.
ebeveyn-yavru korelasyonu ve baba-bir kardeş ler
korelasyonu şeklinde olduğu bel irlenm iştir. REML
metodunda elde edilen kalıtım derecelerinin ise
diğer üç metot ile elde edilen kalıtım derecelerine
göre değişkenlik arz ett iğ i tespit ed i lm işt ir.
Tablo 4'e göre, değişen sayıda bı ldı rcından
örnekleme gruplarından baba-bir kardeşler ve
ebeveyn-yavru korelasyonu metotları ile elde edilen
kalıtım derecelerinin ve standart hatalarının , genel
olarak yavru sayısı azaldıkça yükse ld iğ i görülmekle
oluşan
Tablo 4. Cinsiyet faktörüne göre düzeltilmem iş (1) ve düzelti lmiş (2) canlı ağ ırlık değerle riyle hesaplanan kalıtım dereceleri
(h2 ) ve standart hata ları (sh 2)
n
BBK
EYK
YER
REML
1
1752
0.092±O.043 b
0.209±O.048 ab
O.377±O.086 a
0.220±O.050 ab C
2
1752
0.091±O.0 43 b
0.209±O.048 ab
0.373±O.085 a
0.220±0.050 ab B
1
945
0.089±0.055 b
0.212±O.065 ab
0.342±O.106 a
0.170±0.059 ab C
2
945
0.100±O.058 b
0.235±O.065 ab
0.355±O.099 a
0.230±O.067 ab B
840
0.126±O.069 b
0.271±O.069ab
0.382±O.097a
0.320±0.080 ab BC
840
0.112±O.065 b
0.256±0.069 ab
0.366±O.099 a
0.250±O.073 ab B
735
0.155±O.082 b
0.280±0.073 ab
0.356±O.094 ab
0.430±0.093 a AB
2
2
735
0.150±0.080
0.282±O.073
0.359±O.094
0.360i O.088 AB
1
630
0.171±O.092 b
0.277±O.079 ab
0.333±O.096 ab
0.460iO.101 a AB
2
630
0.193±O.098 b
0.314±O.079 ab
0.362±O.092 ab
0.530±0.104 a A
1
525
0.214±O.112 b
0.330±0.087 ab
0.352±O.094 ab
0.610±0.114a A
2
525
0.240±O.118 b
0.340±O.087 ab
0.355±O.092 ab
0.590±0.114 a A
BBK: Baba-bir kardeşler korelasyonu , EYK: Ebeveyn-yavru korelasyonu
YER: Yavru-ebeveyn regresyonu. REML: Sınırlandırılmış maksimum olabilirlik
a. b. c:
Aynı satırda farklı
harf taşıyan
değerler arası farklılıklar
önemlidir (P<0.05).
A. B. C: Aynı sütunda farklı harf taşıyan değerler arası farklı lıklar önemlidir (P<0.05).
10
B ı l dır cmi ard
0.700~~~
O.~ r~f'4ij
O.!IOO
0.700
-
0.000
0.500
. - ILBK
ı! 0,"00
0.300
0•• 00
0.200
0.200
0.100
0.000
0,000
0.300
0.100
re
i ım
dUzellilmemiş canlı ağ ı r1 1
dereceleri
Şe
ca
. 2. Cinsiyet i
riyle hesapla
i
a
rf ı
değe
Baba-bir kardeş r ore syonu me odunda kalı ım
dereceleri in s andart hatalarının i . katı genel olara endi değe erinden bUYÜ Çı mı ş, ebeveynyavru oretasyonu, yavru-ebeveyn regresyonu ve
RE L metotlannda ıse endi değerlerinden küçük
çıkmış ır.
Cinsiyet
düzelılmiş
kalı ım
faktörüne
canlı
ağırlık
göre
düzeltil memiş
değerleriyle
derecelen Şeki l 1 ve
Şe ki l
2'de
ve
hesaplanan
göste ri lmiştir.
Baba -bir ka rdeş / e r korelasyonu, ebeveyn-yavru
korelasyonu ve yavru-ebev eyn regresyonu metotla rı
Ile hesaplanan korelasyon ve regresyon katsayı ları
Tablo S'te ve rilmişt ir.
reg-
n
SSK (I)
1752
0.023±O.011 •
0.105 0.024'
0.189±O.043 •
2
1752
0.023±O.01 1 -
0.104±O.024 •
0.186±O.043 •
1
945
0.022±O.014 .
0.106 ±O.033 •
O. 171±O.053 •
2
945
0.025±O.015 -
0.117±O.032 •
0.178 10.049 •
1
840
0.032±O.017 -
O.136±O.034 •
0.191±O.049 •
2
2
2
2
EYK (rxy)
.034 •
YER (byx)
.050 •
840
0.028
735
0.039±O.020 .
0.140±0.037 •
735
0.037
0.141
630
0.043±O.023 .
O.138±O.040 •
0.166±O.048 •
630
0.048±O.024 -
0.157±O.040·
0.181 ±O.046 •
525
0 .05310.028 .
O.165±O.043 •
0.17610.047 •
525
0.060±0.030 -
0.170±O.043 •
0.ln±O.046 •
-: Önemsiz (P>0.05)
' : Önemlı (P<O.05)
.016 .020·
0.128
.03 7·
0.183
0 .17810.047 •
0.17
.047 •
cA(;LA YAN .I~AL
resyon katsayıları nı n istatistiki açıdan yapılan önem
kontrollerinde baba-bir kardeşler korelasyonu metodunda elde edilen korelasyon katsayıların m
önemsiz, ebeveyn-yavru korelasycnu ve yavruebeveyn regresyonu metotları ile hesaplanan korelasyon ve regresyon katsayılannın ise Onemli Çıktı~ ı
belirlenmiştir . Elde edilen en kOçük de~e rle r baba-bir
kardeşler korelasyonu metodunda gerçekleş mişti r.
Tartışma
ve Son uç
Araştı rmada
cinsiyet
faktörüne
göre
5. hafta canlı ağırlıklarından baba-bir
kardeş ler korelasyonu metodu ile 840 brlcnrcmoan
elde edilen 0.126±O.069 değerindeki kah tım derecesi, Özkan ( 1999)'ın standardize edilmem iş verilerden elde ettiği kahttm derecesi (0.13±O.OO71) ile
benzerlik göstermektedir. Baba-bir kardeşler koreıeevcn u
metodu ile cinsiyet faktörüne göre
düzel t ilm iş 735 budrrcınm 5. hafta canlı a~ırtıkla rından
elde edilen O.15Q±O.080 değerindeki kahtım derecesi
de Özkan (1999)'ln standardize edilmiş 4. hafta canlı
ağırlıklarından elde ettiğ i 0.15±O.OO98 de()eri ile benzerdir. Sltong ve ark (1978)'un 746 brldrrcm kullanarak hesapladığ ı 0.02±O,45 ve 0.10±0,45
deoerlerindeki kahtım dereceleri bu a raşt ımıada 735
budrrcmdan bulunan 0.15Q±O.080 ve 0.155±Q.D82
değerl e rinden düşüktür . Selton ve Sieqel (1974),in
530 erkek ve 521 dişi bıldırcından hesapladıklan
O.51±O.22 ve 0,49±O.22 de~erindeki kahtım dereceleri. araştımıada 525 btldrrcmdan tespit edilen
0.214±Q.112 d~erinden , 927 erkek ve 863 dişi
budrrcmdan belirledikleri Q.57±O.17 ve 0.17±O.Q7
deqer tennoeki kaht ım dereceleri de 945 ve 840
bıld ı rc ı nda n elde edilen 0.100±0.058 ve 0.112±O.065
değ erlerinden yüksektir. Dirç (1988)'in er1<ek + dişi
karışık gruptan elde elti~ i O.32±O.26 değenndeld
kahtım derecesi, bu araştırmada baba-bir kardeşler
k oreıas yonu
metodu
ile
hesaplanan bütün
değerlerden yüksektir.
düzeltilmem iş
O.24±O.22 değeri
ile
Dinç
(1988rin d i şi
brldrrcmtardan belirledi~i 0.18±O.02 deQeri ve Camo
ve ark. (tastj'nm bildjrdi~i 0.27 ve 0.15
değerlerindeki kahtım dereceleri, bu araştırmada
525 bıldırcından tespit edilen 0.3SS±O.092
değerindeki kahtım derecesinden düş üktür. Chahll
ve Johnson (1974)'un 198 dişi tnldırcm kullanarak
hesapladıkları
0.44±a.31. Sadjadi ve Becker
(19BO)'in 141 erkek ve 137 dişi bıldırcından be·
lirledikleri O.74±O.21 ve O.69±D.22, Becker ve ark.
( 1 985)' nı n
erkek ve d iş lierden hesapladıkları
O.55±a.12 ve 0.70±0.15 ve Mar1<s (1991 )'ln bildird iğ i
0,42 değerleri . a raştırmada yavru-ebeveyn regresyonu metodunda 525 budrrcmdan hesaplanan
0.355±a.092 de{ıerindeki kalıtım derecesinden
yüksektir.
REML metodu ile cinsiyet taktörüne göre
ve düzehilmiş 945 b ıld ırcından hesaplanan O.170±0.059 ve 0.23O±O.067 de{ıerindeki
kantım dereceleri. Saate: ve ar1< (2oo3)' nın 1108
brldrrcmdan tespit ettikleri 0.lS±O.04 ve 0.21±O.06
de~erindeki ka tıtım dereceleri ile benzerdir. Özsoy
(2000)'un erkek + dişi ka rışık 638 tnldrrcmdan belirledi~ i 0.327 d~erindeki kantım derecesi, bu
çalışmadaki
630
brldrrcmdan
hesaplanan
0.46O±O.101 ve 0.53O±O.104 değerlerind en. 322
erkek ve 316 d işi bıldırcından belirled i~j 0.443 've
0.339 de{ıe rindeki kahttm dereceleri de 525
bıldırc ından hesaplanan 0.S9O±O.lL4 değerinden
düzeltilmemiş
duşuktür.
Araştırmadan
elde
edilen sonuçlara göre
uygun olaca kt ı r .
aşa~ıdaki yorumları sıralamak
Baba-bir kardeşler koreıasyonu metodu ile elde
edilen kahtım dereceleri genelolarak düşük, Ebeveyn-yavru kcrelasyonu. yavru-ebeveyn regresyonu
ve REML metotlarında elde edilen kaht ım derecelerinin ise orta ve yüksek derecede old u{ı u tespit ed ilmiştir.
Ebeveyn-yavru korelasyonu metodu ile bu
elde
edilen
kahtım
dereceleri
(0.209±O.048 ile 0.340±0.087 arasında ), Özkan
( 1 999)' ın ana-yavru ve baba-yavru korelasyonu metodu ile standardize edilmem iş verilerden bildirdi~i
O.11±O.OQ47 ve O.061±O.OO32 ile standardize edilmiş
4. hafta can lı ağ ırlıklarından belirlediQi O.077±O.OOS5
ve 0.13±Q.Q047 de{ıerindeki katmm derecelerinden
yüksektir.
Baba-bir ka rdeşler korelasyonu. ebeveyn-yavru
korelasyonu ve REML metotlarında veri say ı sı
azaldıkça kahtım derecelerinin bÜYÜdüQü. yavruebeveyn regresyonu metodunda ise veri sayı s ının
lazla bir etkinli{ı in in ol mad l Q ı belirlenm işt ir.
araştımıada
Kendi standart hatasının iki
katından
büyük olan
edilebilir (Evrim ve Güneş, 1996; Vanh ve ark.. 2002).
Farklı metotlarla hesaplanan bazı kahttm derecelerinin standart hatalarının iki katı almdı ğ ında
genel olarak kendi de~erlerinden büyük ç ıkması nedeniyle baba-bir kardeşle r korelasyonu metoduyla
elde edilen kahtım derecelerinin güvenif irliğ in in
azald ığı dikkati çekmektedir. Ebeveyn-yavru koka ht ım derecesi (h~ S h2) güvenilir olarak ka bul
Yavru-ebeveyn regresyonu metodu ile elde edilen 0.355±O.092 değerindeki en küçük kah tım derecesi. Dinç (1988)'in erkek bıldı rcınların 5. hatta
canlı aQı rhklarından belirlediQi 0.34±O.02 değeri ile
benzerlik göstermektedir. Chahil ve Johnson
(1974)'un 215 erkek b ı ld ırcından tespit ettikleri
12
IIl l dı rcınl ard a Ca nlı Aiı rllt:ın
Kahttm
Derecesının.. .
Ieksiyon
ve Vücuı Korr..,ozisyonu.
Tavukçuluk Kongresi• .22-25 Mayıs. Istanbul
yavru-ebeveyn regresyonu ve REMl metcnanroa hesaplanan kahlım dereceeeı ise standart
hatala rı nı n iki katından büyıik çıkmıştır.
reıasyon u.
Araş t ırmada a naç sürüden bazı bıldırcınlann
ö lmesind en dolayı ko ntrol dıŞ ı olarak doOal sele ksiyo n yap ıl m ış olabili r. Ebeveyn-y avru korelasyonu metodunda ge rek analann gerekse yavtutann incelene n karakter bakımından sele ksiyona
tabi tutulmamış olması g e re kmekt edır. Pratikte ebeveynle r
incele ne n
ka ra kte r
bak ımında n
seçildi kle nnden
ecevevruenn
variy ansı
yavruları n kinden azdır. Bu durum, ebeveyn-yavru kore lasy onunun gerçekte olması ge rekenelen küçük
çı kmas ı na sebep olurken yavrutanrı ebeveynere regres yonuna etki etmez. B und an dolayı, h2 tahmininde
ebev eyn- yavru münasebeUerinden reg resyon metocu korelasyon metOduna tercih edilmelidir.
Ay rıca
yavru-ebeveyn regresyonu metodu ile
deQışen sayıda bıldırc ınla rdan he saplanan kahtım derecelen aras ı nda 'aı1dllık bulu n mamı ştı r. Fazla sayıda
veri ile uğraşmadan kolayhkla güvenilir kahtım
recesi elde edilebil mesi se be biyle yavru-ebeveyn
reg resyonu terc ih edile bili r.
ehahi!. P.S.• Johnson, W.A. (1974). lnrra-sse Regression
ol Offspring on Dam as a Measure of the Additive Genei lC
Variance for Frve Week Body Weighl in Columix columix
japonica. POUltry SCI., 53. 207()..2072.
Coşkun. B., Şeker. E., ı nal . Fatma . (1997). "Hayvan Besleme Ders Noılan". SelÇuk O nıve rsüest v etermer Faküttesi
Yayı n Ünitesi. Konya.
Darden, J .R.. Marks. H.L (1988). Divergenl
sereeton lor
Growth in Japanese QUajI Under $pIit and CompIele Nuı·
ntıOnaI Environments . 1. GeneliC and Corretaıed Responses to seıectıon. Poutıry Sci.• 67. 519-529.
Oinç, Z. (1988). Japon Bıldırcınlarında (Cotumix coturnıx
japonca) 5. Hafta Canlı Ağı rlığa AiC Genetik Varyans Unsurlannın Çeşitli Me!odarta Yapılan Tahmlnleri ArasındalU
uyum. Ankara Üniversitesi Fen &tımleri EnslılOsü , Ankara .
Düzgüneş.
O., Akman, N. (1995). '"Variyasyon Kay-
nakları". A,Ü. Ziraat Faküllesi Yayıman No: 1406. A.U. Z"
reet Fakültesı Halkla I lişkile r ve Yayın Ünitesi. Ankara.
oe-
Ekmen. F., Bayraktar, M. (200 1). Bıld ırcmla rda Kufuçka.
Tür!< v etermer H ekim l i~i Dergisi. 13:2.56-60.
Evnm, M., Güneş, H. (1996). "Hayvan Islahı". ı.Ü . Vetemer Faküflesl Yayınlan No: B7, IsıarOul Üniversrtesi Veleriner Fa klınesi Masausru Yayımcı lık Onrıesi. lstanbul. "
R EM L metodu ayrı nt ılı ista tistik sonuçlar ve rmesi, her zaman pozitif v ariyans unsurtan ve kalıt ı m
derecesi elde edilmesi. bireyler arasındaki bUtun a krabal ıkları
incelemesı
ve
kayı p
verileri
oegertendirebilmesinden dolayı lercıh edı lebilır bir
metotdur. Ancak, yavru numaralarının ebeveyn numaralarından büyük olması şa rtı, pedigri ve da ta dosyaları nı n
oluşturulması ndaki
zaman kayb ı , biLgisaya rda DOS ortamı nda yapı la n uz un ve karmaş ı k
kodla mala r ve bu işl emle r es n as ı nda ki hala nskle rini n yüks e k ol mas ı gibi ö zellikle re sahiptir.
ınal. Ş. (1998). "Biyometn" . S.Ü.
Onılasi. Konya
veteroee FakUllesi Yayın
Marfo;s. H.L (1971). Selectıon for Four-Week Body Weight
in Japanese Quail U nder Two Nutritiona! Environments.
Pouhry Set, 50. 93 1·937.
Marks. H.L (199 1). Divergent Selection lor Gro.....,h in Ja panese Ouail Under Split and öcmorete Numtional Envircnments. 4. Genetic and Ccr related Responses from
Generations 12 to 20. Pouhry Sci., 70. 453·46 2.
Kaynakla r
M ı niiab Releasa 12.1. (1998). Miniiab for Windows.
nitab Ine.
Akbaş ,
Y.• Yayıa k, E. (2000). Henlabilıty Estsnatea of
Growth c urve Peremerers and GeneIlC Correlalıons Between The GrowIh c urve Pererneters and Differenl Age of
Japanese Ouail. Arch. Gellügeık. , 64 (4). 14 1-146.
Mı·
Qbata. T. (2001). Introduction lo üvestock GeneliC lmprovernanl anel Curren t Status ol l.ivesıock Breedıng in
.ıacen. Textı:>oo« for JICA Iraining course.
A4>an. Q . (1990). "Hayvan Islah ında Genelık Esaslar. Uygulamalar ve Populasyon Geneti{j". Ankara ÜnNersitesi
Veleriner Fakültesi Teksir.6. Ankara.
A rıtü~. E.• Y~ IÇln. B.C. (1966). -..layvan Yetiştirmede
Ie~· . A-U. Vetenner Fa küneSı Yayı nlan No:l94.
Utustararası
ozkan.
E. (1999). Bıldırcınlarda (CoIumix COfUmix japonica) 4. Hatta Canlı Agırlığa Göre Yapılan Seleksiyonun
EIkiniği ve Çeşiti YLWTIUrta--Karkas Vemı OzeDıkleri
Üzerine Sekksiyoruı Elkisi . Trakya Oniversitesi Fen e+Iimleri Enstıtüsü. Teki~ _
seAn-
kara Universilesi Basunelli . Ankara.
Ozsoy, A.N. (2000). Bıld ıreınıarda Vücuı Ag1rllOının Kalıl ım
Becker, W A (1964). "Manual of ö uanntanv e Geneties".
Academic En ıerprises PosI Office Box 666-BA Pullman
WA 99163-0666. USA,
Derecesinin Farith Tekn iklerle Hesaplanan Varyans Unsu rla rından Tahmini. Gazıosmanpaşa Üniversı1esi Fen Bi·
limieri Enslitüsü. Tokal.
Becker, WA . Fagerlie. D.L.. Mirosh, L.W. (1985). Henıabd ıty of uve and Abdominal Fat Weight in Ooturnlx
OuaiL. pounry Sd.• 64. 1397·1398.
Petne. A.• wetscn P. (1999). "S tatıstcs lor Velerinary
and Animal Science". B1ackwell seeres. London.
se-
ot
Camcı .
O., Kanat,
R.. ŞengüI. T. (199 1), Bıldırcmlarda
Saateı. M.• Oewi. lA, Aksoy. A R (2003). Appficaııon
REM ı Procedure LO Eslımate The Genelic Parameters
13
ot
ÇACU\ YA.'II.I:I:AL
Tekin, M.E. (2003). "Örneklerle Bilgisayarda Istatistil(,
Weekly Liveweights in One-Tc-One Sire and Dam Pedigree Recorded Japanese Ouail. J. Anim. Breed. eenet.,
120.23-28.
Selçuk Üniversıtesi Veteriner Fakül1esi Yayın Ünitesi,
Sadıadı ,
M., Becker, W.A. ( ' 980). Heritability and Genetic
Co rre lat ıorıs of Body Weight and Surgicalty Removed Abdeminal Fal in Coıumix Quail. Poul1ry Scl., 59, 19n· 1984.
Konya.
s etren. A.E., Siegel, P.B. (1974). inharitance ol Body We-
Geneli"i", Trakya Üniversitesi Tekirda" Ziraat Fakül1esi
Vanlı ,
fghl in Japanese Quail. pounry SCt, 53, 1597-1603.
Yayın
SPARSPAK Release 4. (2000). Sparse Matrix Package,
University ol watedoo.
V.,
Kaygıs ız, A.,
omen. H, ( 1998). "Hayvan Islahı ve
No: 238, Tekirda".
Vanh, Y., Özsoy, MK , Baş, S., Kaygısız , A. (2002). "PO-
Strong, C.F., Nestor, K.E., Bacon, W .LO (1978). Inheritance
of Egg Production. Egg Weight. Body Weight and Cettain
Plasma Constituents in Coıu m i x. Poultry SCL, 57, 1-9.
pulasyon ve Biyometnk Genelil(, Trakya Üniversitesi Tekirdağ
14
Ziraat FakLinesi
Yayın
No: 286,
Tekirdağ.