228 resultados para variance estimates

em Repositório Institucional UNESP - Universidade Estadual Paulista "Julio de Mesquita Filho"


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A total of 15,901 scrotal circumference (SC) records from 5300 Nelore bulls, ranging from 229 to 560 days of age, were used with the objective of estimating (co)variance functions for SC, using random regression models. Models included the fixed effects of contemporary group and age of dam at calving as covariable (linear and quadratic effects). To model the population mean trend, a third order Legendre polynomial on animal age was utilized. The direct additive genetic and animal permanent environmental random effects were modeled by Legendre polynomials on animal age, with orders of fit ranging from 1 to 5. Residual variances were modeled considering 1 (homogeneity of variance) or 4 age classes. Results obtained with the random regression models were compared to multi-trait analysis. (Co)variance estimates using multi-trait and random regression models were similar. The model considering a third- and fifth-order Legendre polynomials for additive genetic and animal permanent environmental effects, respectively, was the most adequate to model changes in variance of SC with age. Heritability estimates for SC ranged from 0.24 (229 days of age) to 0.47 (300 days of age), remained almost constant until 500 days of age (0.52), decreasing thereafter (0.44). In general, the genetic correlations between measures of scrotal circumference obtained from 229 to 560 days of age decreased with increasing distance between ages. For genetic evaluation scrotal circumference could be measured between 400 and 500 days of age. (C) 2010 Elsevier B.V. All rights reserved.

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Este trabalho teve como objetivo principal avaliar a importância da inclusão dos efeitos genético materno, comum de leitegada e de ambiente permanente no modelo de estimação de componentes de variância para a característica intervalo de parto em fêmeas suínas. Foram utilizados dados que consistiam de 1.013 observações de fêmeas Dalland (C-40), registradas em dois rebanhos. As estimativas dos componentes de variância foram realizadas pelo método da máxima verossimilhança restrita livre de derivadas. Foram testados oito modelos, que continham os efeitos fixos (grupos de contemporâneo e covariáveis) e os efeitos genético aditivo direto e residual, mas variavam quanto à inclusão dos efeitos aleatórios genético materno, ambiental comum de leitegada e ambiental permanente. O teste da razão de verossimilhança (LR) indicou a não necessidade da inclusão desses efeitos no modelo. No entanto observou-se que o efeito ambiental permanente causou mudança nas estimativas de herdabilidade, que variaram de 0,00 a 0,03. Conclui-se que os valores de herdabilidade obtidos indicam que esta característica não apresentaria ganho genético como resposta à seleção. O efeito ambiental comum de leitegada e o genético materno não apresentaram influência sobre esta característica. Já o ambiental permanente, mesmo sem ter sido significativo o seu efeito pelo LR, deve ser considerado nos modelos genéticos para essa característica, pois sua presença causou mudança nas estimativas da variância genética aditiva.

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Foram utilizados 9.374 registros semanais de produção de leite de 302 primeiras lactações de cabras da raça Alpina. A produção de leite no dia do controle foi analisada por meio de um modelo animal, unicarater, de regressão aleatória, em que as funções de covariâncias para os componentes genéticos aditivos e de ambiente permanente foram modeladas por meio das funções de Wilmink, Ali e Schaeffer e por polinômios ortogonais, em uma escala de Legendre de ordens cúbica e quíntica. Assumiu-se, ainda, variância residual homogênea durante toda a lactação e heterogênea com três e quatro classes de variância residual. Os modelos foram comparados pelo critério de informação de Akaike (AIC), pelo critério de informação Bayesiano de Schwar (BIC), pela função de verossimilhança (Ln L), pela visualização das estimativas de variâncias genéticas, de ambiente permanente, fenotípicas e residuais e pelas herdabilidades. O polinômio de Legendre de ordem quíntica, com quatro e três classes de variâncias residuais, e a função de Ali e Schaeffer, com quatro classes de variâncias residuais, foram indicados como os mais adequados pelo AIC, BIC e Ln L. Estes modelos diferiram na partição da variância fenotípica para as variâncias de ambiente permanente, genética e residual apenas no início e no final da lactação. Contudo, a função de Ali e Schaeffer resultou em estimativas negativas de correlação genética entre os controles mais distantes. O polinômio de Legendre de ordem quíntica, assumindo variância residual heterogênea, mostrou-se mais adequado para ajustar a produção de leite no dia do controle de cabras da raça Alpina.

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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)

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Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)

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Objetivou-se com esse trabalho comparar estimativas de componentes de variâncias obtidas por meio de modelos lineares mistos Gaussianos e Robustos, via Amostrador de Gibbs, em dados simulados. Foram simulados 50 arquivos de dados com 1.000 animais cada um, distribuídos em cinco gerações, em dois níveis de efeito fixo e três valores fenotípicos distintos para uma característica hipotética, com diferentes níveis de contaminação. Exceto para os dados sem contaminação, quando os modelos foram iguais, o modelo Robusto apresentou melhores estimativas da variância residual. As estimativas de herdabilidade foram semelhantes em todos os modelos, mas as análises de regressão mostraram que os valores genéticos preditos com uso do modelo Robusto foram mais próximos dos valores genéticos verdadeiros. Esses resultados sugerem que o modelo linear normal contaminado oferece uma alternativa flexível para estimação robusta em melhoramento genético animal.

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Objective: To verify the behavior of the mineral bone content and density in male adolescents according to age and secondary sexual characters. Methods: 47 healthy adolescents between 10 and 19 years old were assessed according to weight, height, body mass index, puberty stage, calcium intake, bone mineral density and content in the lumbar spine and in the proximal femur. The bone mass was measured through bone densitometries. The intake of calcium was calculated through a 3-day diet. The BMI (body mass index) was calculated with the Quetelet Index and the puberty stage was defined according to Tanner's criteria. The analysis used descriptive statistics such as average and standard deviation, and variance estimates to compare the different age groups. Moreover, the Tukey test was used to determine the significant differences. Results: It was evident that the calcium intake in the different ages assessed has not reached the minimum value of 800 mg. The bone mineral density and content showed an increase after the age of 14, as well as when the teenagers reached the sexual maturation stage G4. The mineralization parameters showed a high level when the teenagers were in the G3 stage, however, without statistical significance. Conclusion: The results indicate an important level of bone mineralization during adolescence. Maturation levels superior to G3 have shown more mineralization. This study proves that the critical years for bone mass gain start after the 14-15 years old or older. Copyright © 2004 by Sociedade Brasileira de Pediatria.

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Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP)

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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)

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(Co) variance components were estimated for visual scores of conformation (CY), early finishing (PY) and muscling (MY) at 550 days of age (yearling), average daily gain from weaning to yearling (GWY), conformation (CW), early finishing (PW) and muscling (MW) scores at weaning, and average daily gain from birth to weaning (GBW) in animals forming the Brazilian Brangus breed born between 1986 and 2002 from the livestock files of GenSys Consultants Associados S/C Ltda. The data set contained 53 683; 45 136; 52 937; 56 471; 24 531; 21 166; 24 006 and 25 419 records for CW, PW, MW, GBW, CY, PY, MY and GWY, respectively. Data were analyzed by the restricted maximum likelihood method using single-and two-trait animal models. Direct heritability estimates obtained by single-trait analysis were 0.12, 0.14, 0.13 and 0.14 for CY, PY and MY scores and GWY, respectively. A positive association was observed between the same visual scores at weaning and yearling, with correlations ranging from 0.64 to 0.94. Estimated correlations between GBW and weaning and yearling scores ranged from 0.60 to 0.77. The genetic correlation between GBW and GWY was low (0.10), whereas correlations of 0.55, 0.37 and 0.47 were observed between GWY and CY, PY and MY, respectively. Moreover, GWY showed a weak correlation with CW (0.10), PW (-0.08) and MW (-0.03) scores. These results indicate that selection of the traits that was studied would result in a small response. In addition, selection based on average daily gain may have an indirect effect on visual scores as the correlations between GWY and visual scores were generally strong.

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Data comprising 53,181 calving records were analyzed to estimate the genetic correlation between days to calving (DC), and days to first calving (DFC), and the following traits: scrotal circumference (SC), age at first calving (AFC), and weight adjusted for 550 d of age (W550) in a Nelore herd. (Co)variance components were estimated using the REML method fitting bivariate animal models. The fixed effects considered for DC were contemporary group, month of last calving, and age at breeding season (linear and quadratic effects). Contemporary groups were composed by herd, year, season, and management group at birth; herd and management group at weaning; herd, season, and management group at mating; and sex of calf and mating type (multiple sires, single sire, or AI). In DFC analysis, the same fixed effects were considered excluding the month of last calving. For DC, a repeatability animal model was applied. Noncalvers were not considered in analyses because an attempt to include them, attributing a penalty, did not improve the identification of genetic differences between animals. Heritability estimates ranged from 0.04 to 0.06 for DC, from 0.06 to 0.13 for DFC, from 0.42 to 0.44 for SC, from 0.06 to 0.08 for AFC, and was 0.30 for W550. The genetic correlation estimated between DC and SC was low and negative (-0.10), between DC and AFC was high and positive (0.76), and between DC and W550 was almost null (0.07). Similar results were found for genetic correlation estimates between DFC and SC (-0.14), AFC (0.94), and W550 (-0.02). The genetic correlation estimates indicate that the use of DC in the selection of beef cattle may promote favorable correlated responses to age at first mating and, consequently, higher gains in sexual precocity can be expected.

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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)

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Foram estimados os coeficientes de herdabilidade e a mudança genética para peso à desmama (PD), peso ao sobreano (PS), ganho de peso do nascimento à desmama (GND), ganho de peso da desmama ao sobreano (GDS), perímetro escrotal (PE) e idade ao primeiro parto (IPP) em animais da raça Nelore. Foram utilizados dados de 128.148 animais nascidos entre 1984 e 2006. Os componentes de variância foram estimados pelo método da máxima verossimilhança restrita, e os valores genéticos foram preditos por modelos mistos aplicando-se modelo animal bicaracterística, incluindo peso à desmama em todas as análises. As tendências genéticas foram estimadas pela regressão dos valores genéticos sobre o ano de nascimento dos animais. Os coeficientes de herdabilidade do efeito direto estimados foram de 0,23 (0,07) (PD); 0,24 (0,02) (PS); 0,21 (0,01) (GND); 0,23 (0,01) (GDS); 0,46 (0,02) (PE) e 0,15 (0,01) (IPP). As tendências genéticas diretas estimadas foram de 0,171 (0,01); 0,219 (0,02); 0,186 (0,03) e 0,224 (0,02) kg/ano para PD, PS, GND e GDS, respectivamente, o que representa incrementos de 0,10; 0,08; 0,13 e 0,22% nas médias das mesmas características ao ano, respectivamente. Para o PE e a IPP no período de 1984 a 1995, as tendências genéticas foram nulas, com valores de 0,011 (0,03) cm/ano e -0,003 (0,06) dias/ano, respectivamente. No segundo período considerado (1996 a 2006), as tendências genéticas para PE e IPP foram de 0,069 (0,01) cm/ano e -3,024 (0,04) dias/ano, respectivamente, indicando melhorias consideráveis em tais características. Esses valores sugerem que características produtivas e reprodutivas, quando utilizadas como critério de seleção, proporcionam progresso genético no rebanho, sendo indicadas para seleção de animais da raça Nelore.

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Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP)

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