Figure 1. Figure 2. ON THE PROGENY-TESTING OF BOARS IN »FIELD CONDITIONS» Mikko Varo University of Helsinki, Department ofAnimal Breeding Received February 20, 1968 The writer has published earlier (Varo 1967) preliminary results of investigations on the progeny-testing of A. I. boars in conditions where progeny groups were gathered from the piglets reared on usual commercial farms. In these investigations the carcass weights were corrected to correspond with the average age of the material and the mea- surements of other characteristics to correspond with the average weight. The results presented here have been calculated by the method of the »least squares analysis» (Har- vey 1966), in which the variation due to different ages and weights has been eliminated 110 by the regression method from all the variables except the carcass weight. Naturally it was only the additional variation caused by different ages that was removed from the weights. In preliminary investigations the regression of the caracteristics on age and weight had been ascertained to be usually linear. Only the regression of weight on age has been slightly curvilinear in the youngest age classes. This connection, however, has been con- sidered linear, because the proportion of young animals, deviating from the regression line, has been very small, only c. 3 %. The total amount of offspring investigated has been 2 275, 1 772, i.e. 78 %, were Large Whites, and 503, i.e. 22 %, of native breed. The relation of the sexes was appro- ximately the same in both breeds, 43 % gilts and 57 % castrates. The number of boars was 36 and the average number of piglets in the progeny-groups 63.2. The progeny- groups consisted of 10.2 litters on an average. The mean age of the whole material was 177.8 days. The averages and the standard deviations of the whole material, the averages of the breeds and of the sexes are presented in Table 1. The fat-lean ratio has been calcu- lated on the basis of the smaller fat area (S 2) shown in the figure, because in the field material with the varying weights it has been considered better than the usual area (SI), which gives a ratio that places the small animals into an unfavourable position. In the variations of all characteristics the share of fathers, as well as that of sexes, was highly significant, P < 0.001. Excluding the weight and the fat-lean ratios, the variation caused by breeds was also very significant. In the variation of the length of side the share of breed was greater than that of sex. Sex influenced the other characteristics much more strongly than breed. Table 1. Averages and deviations. Characteristic Total material Large White Landrace x Ö total gilts castrates total gilts castrates Carcass weight, kg 68.6 10.7 68.9 67.9 69.8 68.4 67.4 69.4 Backfat, mm 30.6 4.1 30.0 39.0 31.0 31.1 30.1 32.1 Length of side, mm 750.8 25.7 744.4 747.4 741.4 757.3 760.3 754.3 Area of m.l. dorsi, cm 2 26.5 3.2 25.8 26.5 25.0 27.3 28.0 26.5 Area of fat, cm 1 25.7 4.6 24.7 23.7 25.7 26.6 25.6 27.6 Fat-lean ratio, % 98.0 22.1 97.1 90.7 103.4 98.9 92.6 105.3 Ham, p 11.9 0.8 11.8 12.0 11.7 12.1 12.2 11.9 When calculating the heritability coefficient the variation due to the breed was ignored because the selecting for breeding is carried out separately in both breeds. The same process was applied to the differences of sexes, ages and weights, because the erro- neous variation due to these causes has been tried to get eliminated. The coefficients of heritability received in this way are presented in Table 2. When calculating the coefficients of heritability the share of the variation between fathers in the total variation has been multiplied by 3.69 instead of the usual 4. This is 111 Table 2. Coefficients of heritability. Characteristic Coefficients with their errors Carcass weight 0.24 ± 0.07 Backfat 0.38 ±O.ll Length of side 0.49 -4- 0.14 Area of m.l. dorsi 0.50 ±0.14 Area of fat 0.38 ±O.ll Fat-lean ratio 0.47 ±0.13 Ham 0.13 ± 0.05 due to the fact that in the progeny-groups there have been so many full-sibs that each offspring has been compared with 5.2 full-sibs and 57.0 half-sibs, on an average. The standard errors have been calculated according to Robertson’s (1959) approximate method. The coefficients of heritability are smaller than those calculated on the experiment stations. Some coefficients, calculated by the writer (Varo 1962, Varo and Partanen 1965), have been taken from the earlier investigations on the Finnish Large Whites and are presented in Table 3 beside the new results. The coefficients of the thickness of fat, length of side and point evaluation of hams can be compared because they are based on the same measurements. But the heribility of carcass weight calculated Table 3. Coefficients of heritability in field and station conditions Field conditions Station conditions Characteristic Varo 1962 Varo & Partanen 1965 Carcass weight 0.24 0.37 1 ) 0.491 ) 0.33») 0.52 s ) Backfat 0.38 0.57 0.52 Length of side 0.49 0.74 0.82 Ham 0.13 0.25 0.26 *) growth between 20 —88 kg a) age at slaughter *) number of feeding days in »field-testing» cannot be compared with the corresponding coefficient of the station- testing, because in the experiments the piglets are reared up to the same weight. In field-testing the carcass weight is the measurement of growth and therefore the coef- ficients of growth and slaughtering age or number of feeding days have been taken from the station-testing and compared with the coefficient of heritability of weight in the field-testing. When the comparison is carried out in this way it is seen that though the coefficients in field conditions remain much smaller than in station conditions their order of largeness is quite consistent. 112 As far as the number of offspring can be at least as great as it has been in these in- vestigations, a relatively high reliability is reached in the progeny-testing of boars despite the smallness of the coefficients of heritability. If the reliability is estimated according to the formula 1 • h 2n 3.69 b - 1 1 + (n 1) ——h2' 3.69 the coefficients b of progeny-testing will be carcass weight 0.81 backfat 0.88 length of side 0.91 area ofm.l. dorsi 0.91 area of fat 0.88 fat-lean ratio 0.90 ham 0.70 It seems likely that the reliability could be further improved by reducing the number of the piglets taken from the same litter without reducing the number of offspring in the progeny-groups. REFERENCES Har WEY, W. R. 1966. Least-squares analysis of data with unequal subclass numbers. Ars 20 8 1960. Reprinted with corrections 1966. Agric. Res. Service, U.S. Dept, of Agric. Robertson, A. 1959. Populationsgenetik und quantitative Vererbung. Handb. Tierzücht. 2: 77—104. Hamburg und Berlin. Varo, M. 1962. Über die Begrenzung der Beurteilungseigenschaften bei der Eberauslese. Ann. Agric. Fenn. 1: 267—283. » 1967. Preliminary results of the »field testing» of A. I. boars. Acta Agr. Fenn. 109: 1, 105—109. Varo, M. und Partanen, J. 1965.Bewertung der Heritabilität von einigen Eigenschaften bei Schweinen. Ibid. 4: 46—48. SELOSTUS KARJUJEN JÄLKELÄISARVOSTELUSTA »KENTTÄOLOSUHTEISSA» Mikko Varo Helsingin Yliopisto, Kotieläinten jalostustieteen laitos Kirjoittaja on aikaisemmin (Varo 1967) julkaissut alustavia tutkimustuloksia keinosiemennys- karjujen 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 las- kettu pienimmän neliösumman menetelmällä (Harvey 1966), jossa teuraspainoa lukuunottamatta kai- kista muuttujista on poistettu regressiomenetelmällä eri-ikäisyydestä ja eripainoisuudesta johtuva lisä- muuntelu. Painoista poistettiin tietysti vain eri-ikäisyyden aiheuttama lisämuuntelu. 113 Alustavissa tutkimuksissa oli ominaisuuksien riippuvuus iästä ja painosta todettu yleensä suoravii- vaiseksi. 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 porsas- luku 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 (SI), josta laskettu suhde asettaa pienet eläimet varsin epäedulliseen asemaan. Isien, samoin kuin sukupuoltenkin, osuus oli kaikkien ominaisuuksien muuntelussa erittäin merkit- sevä, P < 0.001. Lukuunottamatta painoa ja silava liha-suhdetta oli myös rotujen aiheuttama muun- telu 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 poista- maan. 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 pak- suuden, kyljen pituuden ja kinkkujen pistearvostelujen kertoimet ovat täysin vertailukelpoisia, koska ne perustuvat samoihin mittoihin. Sen sijaan ei voi verrata kenttäarvostelussa laskettua teuraspainon heri- tabiliteettia vastaavaan koeasema-arvostelun kertoimeen, koska kantakokeissa porsaat kasvatetaan saman- painoisiksi. Kenttäarvostelussa teuraspaino on lähinnä kasvun mitta, ja sen vuoksi on painon heritabili- teettikertoimen rinnalle otettu koeasema-arvosteluista kasvun ja teurastusiän tai ruokintapäivien luvun kertoimet. Kun vertailu suoritetaan tällä tavoin, havaitaan, että vaikka kertoimet jäävätkin kenttäolo- suhteissa 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 1 n • • h a 3.69 b = 1 1 + (n—l) - h*v ' 3.69 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.