932 resultados para Linear and multilinear programming
Resumo:
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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Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)
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Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)
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Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP)
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Estimou-se a herdabilidade da idade ao primeiro parto (IPP) a partir de quatro conjuntos com diferentes tipos de informação. A primeira estimativa (IPP1) foi realizada com as novilhas (n= 6.222) expostas apenas na estação normal, ou seja, aos 24 meses de idade. No segundo conjunto (IPP2), fizeram parte do arquivo todas as fêmeas (n= 15.746) com informação da IPP. No terceiro (IPP3), estimou-se a herdabilidade de um grupo mais restrito de novilhas (n= 9.524), as quais tiveram manejo diferenciado na fazenda; todas as fêmeas pertencentes a este grupo foram expostas mais cedo à reprodução, aproximadamente 18 meses de idade (estação de monta antecipada). Para o quarto grupo (IPP4), usou-se o arquivo completo de dados, ou seja, os registros de todas as fêmeas nascidas no rebanho (n= 40.954). Foram considerados no modelo o efeito aleatório de animal e os efeitos fixos de grupo contemporâneo e os efeitos linear e quadrático de idade da mãe ao parto. As herdabilidades estimadas para IPP1, IPP2, IPP3 e IPP4 foram, respectivamente, 0,00; 0,11; 0,20 e 0,36.
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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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Esta pesquisa foi conduzida com o objetivo de avaliar o efeito da endogamia e suas possíveis influências sobre o crescimento de bovinos de corte. Foram utilizadas 27.406 observações de peso à desmama, padronizado aos 205 dias (PD), e 14.317 informações de peso ao ano, padronizado aos 365 dias (PA), de animais da raça Gir, no período de 1970 a 1995. As análises foram feitas pelo método dos quadrados mínimos, incluindo-se o efeito aleatório de grupo contemporâneo e os efeitos fixos de geração (discreto), idade da vaca ao parto e taxa de endogamia do bezerro e da vaca como variáveis contínuas, considerando-se os efeitos linear e quadrático. Apenas 11,65% das vacas, 19,84% dos touros e 9,23% dos bezerros da raça Gir estudados apresentaram algum grau de endogamia e as estimativas das médias de endogamia foram de pequena magnitude, constatando-se valores de 1,04; 0,96; e 1,66% para vacas, touros e bezerros, respectivamente. O efeito da endogamia do animal foi significativo e quadrático para as duas características estudadas. Os resultados mostraram depressão endogâmica para ambas as características (PD e PA). Recomenda-se evitar os acasalamentos, intencionalmente, endogâmicos e monitorar os acasalamentos com base no parentesco entre os indivíduos, visando manter baixas as taxas de endogamia.
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Neste trabalho foram estudados os efeitos de idade e peso sobre o perímetro escrotal (PE) de touros jovens da raça Nelore e estimados os fatores de correção (FC) do PE para esses efeitos. As informações utilizadas pertencem aos Registros de Produção da Associação Paraguaia dos Criadores de Nelore, obtidos entre 1986 e 1997, de 110 criatórios, totalizando 7458 observações. Os coeficientes de regressão que permitiram o cálculo dos FCs para o PE foram estimados pelo método dos quadrados mínimos, empregando-se um modelo que considerou o grupo contemporâneo (animais nascidos no mesmo ano, estação, rebanho, avaliados na mesma data e do mesmo grupo de manejo alimentar na desmama e no sobreano), o efeito linear da idade em dias e os efeitos linear e quadrático do peso aos 570 dias de idade (P570). O efeito da idade sobre o PE foi igual a 0,0383(±0,0024) cm/dia e do P570 sobre o PE corrigido para essa idade, 0,0708(±0,0049) cm/kg, efeito linear, e -0,0000413(±0,0000074) cm/kg², efeito quadrático. A idade e o peso do animal foram importantes fontes de variação a serem removidas do PE, como indicativo da precocidade sexual de touros de sobreano.
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A utilização de dois critérios de seleção na pré-desmama, ganho médio diário do nascimento à desmama (GMD) e dias para ganhar 160 kg do nascimento à desmama (D160), foi estudada, analisando-se informações de 16.592 animais, provenientes do controle de desenvolvimento ponderal da Associação Brasileira dos Criadores de Zebu, nascidos no período de 1978 a 1994. Foram incluídos no modelo o efeito fixo de grupo de contemporâneos e os efeitos aleatórios genético aditivo de animal e materno, de ambiente permanente materno e o erro. A covariância entre os efeitos direto e materno foi considerada igual a zero. As estimativas dos componentes de variância e herdabilidade foram obtidas pelo método da máxima verossimilhança restrita e os valores genéticos preditos (VGs), por modelos animais uni-característica. As estimativas de herdabilidade foram: 0,12; 0,05; 0,10 e 0,05 para GMD (efeito direto), GMD (efeito materno), D160 (efeito direto) e D160 (efeito materno), respectivamente. Foram estimadas a correlação genética entre GMD e D160 (efeito direto e materno) e a correlação de classificação (Spearman) entre os valores genéticos para as categorias de touros, vacas e bezerros. As estimativas de correlação genética entre GMD e D160 foram 0,86 e 0,88, para o efeito direto e materno, respectivamente. As estimativas de correlação de ;rank;, também foram altas, entretanto, nenhuma foi igual a um, resultando em alterações na classificação dos animais. A relação entre as médias aritmética (A) e harmônica (H) e o desvio-padrão (S) do GMD ajustado para efeitos ambientais e maternos (GMDc) foi verificada utilizando-se um modelo restrito, sem intercepto, mediante as regressões linear e quadrática do S do GMDc sobre a diferença entre a média aritmética e média harmônica (A-H). Os resultados evidenciaram que, semelhantemente a H, o critério D160 apresentou a propriedade de discriminar touros com progênie mais uniforme.
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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)
Sistema de detecção e isolamento de falhas em sistemas dinâmicos baseado em identificação paramétrica
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The present research aims at contributing to the area of detection and diagnosis of failure through the proposal of a new system architecture of detection and isolation of failures (FDI, Fault Detection and Isolation). The proposed architecture presents innovations related to the way the physical values monitored are linked to the FDI system and, as a consequence, the way the failures are detected, isolated and classified. A search for mathematical tools able to satisfy the objectives of the proposed architecture has pointed at the use of the Kalman Filter and its derivatives EKF (Extended Kalman Filter) and UKF (Unscented Kalman Filter). The use of the first one is efficient when the monitored process presents a linear relation among its physical values to be monitored and its out-put. The other two are proficient in case this dynamics is no-linear. After that, a short comparative of features and abilities in the context of failure detection concludes that the UFK system is a better alternative than the EKF one to compose the architecture of the FDI system proposed in case of processes of no-linear dynamics. The results shown in the end of the research refer to the linear and no-linear industrial processes. The efficiency of the proposed architecture may be observed since it has been applied to simulated and real processes. To conclude, the contributions of this thesis are found in the end of the text
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O objetivo neste trabalho foi analisar as relações entre parâmetros da curva de crescimento (peso à maturidade e taxa de maturação) e medidas da eficiência produtiva de 333 vacas da raça Holandesa nascidas de 1992 a 2002. Dados de idade ao primeiro parto, produção de leite e duração da primeira lactação, primeiro intervalo de partos e produção de leite por dia de intervalo de partos foram analisados por meio de um modelo linear generalizado com o efeito fixo de grupo contemporâneo (ano-estação de nascimento), os efeitos aleatórios de pai da vaca e erro e os efeitos lineares e quadráticos do peso à maturidade e da taxa de maturação. Nas análises de longevidade e de duração da vida útil, incluiu-se o efeito fixo de motivo de descarte da vaca. Houve efeitos linear e quadrático da taxa de maturação sobre a maioria das características, exceto o primeiro intervalo de partos e a produção de leite por dia de intervalo de partos. As estimativas das taxas de maturação ótimas variaram de 0,0896 a 0,1187 kg/kg de peso vivo/mês. O peso à maturidade influenciou a longevidade de forma linear e quadrática. A combinação ótima foi de 701 kg de peso à maturidade e 0,0934 kg/kg de peso vivo/mês de taxa de maturação. O peso à maturidade correlacionou-se de forma desfavorável com a duração da primeira lactação (-0,11). Coeficientes de correlação significativos foram obtidos entre taxa de maturação e idade ao primeiro parto (-0,22), produção de leite na primeira lactação (0,18), duração da primeira lactação (0,18) e longevidade (0,14), o que confirma a hipótese de que vacas com taxas de maturação mais rápidas apresentam maior eficiência produtiva.
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Estimaram-se parâmetros genéticos e de ambiente para perímetro escrotal ao sobreano (PE) de 9.355 animais da raça Nelore. Foram considerados no modelo o efeito aleatório de animal e os efeitos fixos de grupo contemporâneo (GC) e os efeitos linear e quadrático das covariáveis idade ao sobreano (IDS) e peso ao sobreano ajustado aos 550 dias de idade (PSAJ). O grupo contemporâneo foi definido pelas variáveis: ano, estação e fazenda de nascimento, grupo de manejo ao nascimento, desmama e sobreano. As estimativas de herdabilidade foram 0,42 ± 0,04, quando considerados PSAJ e IDS como covariáveis; 0,41± 0,04, considerando-se PSAJ como covariável; e 0,35 ± 0,03, com apenas IDS como covariável.
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Estimaram-se parâmetros genéticos para idade ao primeiro parto (IPP) de, aproximadamente, 6.000 novilhas, utilizando-se três diferentes definições de grupo contemporâneo (GC). Foram considerados no modelo o efeito aleatório de animal e os efeitos fixos de GC, além dos efeitos linear e quadrático da idade da mãe da novilha ao parto (IDV). A primeira definição de grupo contemporâneo (GC1) considerou as variáveis fazenda, ano, estação de nascimento, grupo de manejo de nascimento, desmama e sobreano e tipo de serviço (monta natural, monta controlada ou inseminação artificial). A segunda definição de grupo contemporâneo (GC2) incluiu as mesmas variáveis de GC1, além de ano e estação do parto. A terceira definição de grupo contemporâneo considerou as variáveis ano e estação de nascimento, fazenda, ano e estação do parto e tipo de cobertura. As estimativas de herdabilidade para IPP foram de 0,16 ± 0,03, 0,09 ± 0,03 e 0,11 ± 0,02, considerando-se GC1, GC2 e GC3, respectivamente.