Katılım derecesi hesaplamasında kullanılan bazı metotların karşılaştırılması

Vet.mı.Derg,(2006), 22, 3-4: 35--12

KALlTIM DERECESI

HESAPLAMASıNDA

KULLAN

ILAN

BAZI

M

ETOT LAR ıN

KARŞ I LAŞTI R ILMASI

Tamer

Çağlayan

1

0

Şeref

Inal1

Compa riso n

of Some Methods

Use

d for Estima tion

of Heril ahility

Özet: Bu çalışmada. bıldırcınların farklı yaşlardaki canlı ağırlığının kahtım derecesi nin hesaplanmasında kullanılan "Baba-bir kardeşlerkcreıeeycou". "Ebe veyn-yavrukoreıasvcnu" ,"Yavru-ebev eyn regresyonu" ve -REMl-metotla rının karşılaştırılması amacıyla.6ha ftalı k yaşta20 erkek ve 100dişiJaponbı ldı rcınında n (Coturnix coturnix japonica) elde edilen 1647 adet

txldrrcm

kullan ı lm ı şt ır. Cinsiyetfaktörüne göreca n l ı ağırlıkl ardüze ltildikten sonra her metot içinayrı ayrı kahtım dereceleri hesaplanm ıştır. Baba-bir kardeşler korelasyonu, ebeveyn-yavru kcrelasycnu. yavru-ebeveyn regresyonu ve REMl melotları ile elde edilen karıtım dereceleri sıra sıyla 0.085 ile 0.954, 0.168 ile 0.442,0.030 ile

0.387ve 0.210 ile 1.000 arasındadeğişende{ıerler almışlardır. REMl metodundahesaplanan kalıtımderecelerik uv-vetlerine göre değerlendi rildiğinde ortave yüksek iken, diğer metotlarda düş ük kahtım dereceleri de hesaplanm ışt ır.

Genel olaraken kGçükkalıtımderecelerivestandarthatalarıbaba-birkardeşlerkorelasyonu metodunda.en büyük ka -Iıtımderecelerivestandarthata larıise REMLve yavru-ebeve ynregresyonumetot l arındaeldeedilmiştir.

Anahtarkeli meler :Kalıtımderecesi.Hesaplama metotla rı,Btldrrcm,Yaş,Canlı ağ ırl ık

Summary:The purpose ofthis study isto compare hall -sib correlations, parent-o!l springccrreıeucos.parenl- ofl spring

regressi onand REMl methodsfor estimalingheritabilityol body weight lordilferentage inJapanes e quail.In this in-vesligalion, 1647 chicks al6-weeks old were obtainedfrom20male and 100 lemale quailandused astheanima l ma

-t

enal.

Alter correcting the body weights lor sex ellect, heritabilıties were eslimated for

eacn

method. Half-sib

c

cr-reıencne. parent-olfspring ccrreıetlons, parent-ollspring regression and REMl methods lor the heritabilities were between 0.085-0.954 , 0.168-0.442. 0.030-0.387 and 0.210-1 .000 , respectively. Herne beıues estima ted by using

AEMlmethod were moderate or high .Hcwever,heritabilities estimated by otherrneıhcdswere 100lcw.Graduallymi -nimum ol heritabilily esumetes and standart errors were in hall-sib corretations method.maximum ol heritabilily es -timatesandstandart erters were in REMl and parent-oflspringregression methods.

Key Word8:Heritabilily,Estimationmethods,Ouail. Age.Bodyweight

Gırış

Kahhm derecesi (He

ritab

ilily),

genelipin l

enotipi

tayin etme derece

si

o

larak i

lade ed

ilebilir

ve

h

2 sem

-bolü ile g

österilir.

h2=(JA2/(Jp2 şeklinde

belirtili

r.

(JA2

i

op2

lenotipik

vaıiyansın

lertlerin

damrzuk

deOe

l1eri

arasındaki farklılıklardan

i

leri

gelen

kısrnını

ilade ede

r

(Düzgüneş

ve Akman

19 95 ,

lynch ve

W

alsh

1998).

Ekonom

ik

deAe

ri

olan

ö

zelliklerin

kalıtım

de

-recele

ri

,

b

i

r

çok

araştırıcı tarafından deAişik

t

ür

lerde

ve

farklı

met

otlarta

hesaplanmıştır.

Sellar ve

T

ürkmut

(1998), yumurtacı

tavuklarda

REML

(Smutandmlmış

mak

simum

olabilir1

ik)

metodu

i

le ebeve

yn

ve b

ireysel

ha

yvan

mod

elini

kullan

arak

ci

nsel olgunluk

canlı aOıl110ınıo kahtım

d

erecelerini

0.74

ve

0.75

olarak t

espit

etmiş l erdir.

Kan

yakınlıAının

etk

isinin

araştırıldıAı

bir

ç

a-lışmada,

RE

ML

metodu

il

e bireysel hayv

an mod

eli

kullanılarak

Wh

ite

leghom ve N

ew

Hampshi

re

ırkı yumurtacı

tavuklarda hesaplanan

kalıtım

derece

leri

canlı aOIı1 lk

ve cinse

l

olgunluk

yaşı

için

sıras ıyla,

O.46 1±O.030

v

e

0.421±Q.035

v

e

0.192±O.029

v

e

O.073±O.033

o

larak

belirlenmiştir

(S

zwaczkowski v

e

ark

2003).

Ü

nve

r

ve

ark (2004) ,

DFREML (I

üre

vstz

sı­

rurtandmlrmş

maks

imum

olabiliı1ik) programında

Baba +

'

ana mode

lini

ku

llanarak

tavuk

la

rda

22-30,

Gelii Tarihi:01.12,2006 . @: e~gl~ )'a n (lsck u k.edu.lr

ÇAGtA YAN.ISA!.

31-34,22-34,31-40

ve

22-40

.

haftalararasındaki

yu

-murta venmlennin kalıtım derecelerini sırasıyla,

0

.29±O

.02 ,

0

.2S±O.30

,

0

.26 ±O.11 ,

0

.62±O.OS

ve

0

.48±O

.12

olarakhesaplamışlardır.

Özkan

(

1999),

Japon bı ldırcınlannda

4

.

hafta canlı aOırlıj)agöre

3

generasyon

boyunca

yaptlQı

se

-leksiyon çalışmas ında, standardize edilmiş

ve

ed

il-memiş verilerden baba-bir kardeşlermetodu ile he-sapladl Qı

4

.

hafta canlı aQırll!)ln kahtım derecesini

0

.

15%0

.

0098

ve

0

.13±O.OO71

olarakbildirmiştir.

~uz ve Türkmut

(

1999).

Japon bıldırcınlannda 4. hafta canlı aOırllO' I bakımından

üç

kuşak sür-dürdükleri seleksiyon çalışmasında baba--bir kar-deşler koreıesvcoumetOduilekalıtımderecelerinisı­ rasıyla

1

.

ve

3

.

hattın erkeklerinde

0

.6O±O.66

ve

1.00±0

.50 ,

1.

,

2

.

ve

3

.

hattın dişilerinde

0

.68±O.40,

0

.61±O.37

ve

0

.66±O.29

düzeylerinde

he-saplamışlardır.

Japon bıldırcmlarında

5

.

hafta canlı aQırlıQın ka

-num

derecesininbaba-bir kardeşlerkorelasyonu

me-t

cdu

ilehesaplarıdlOI çalışmalarda. Sefton ve Siegel

(

1974)

iki ayn hattaki erkeklerde

0

.S

l±Q

.22

ve

0.

S7±O

.

17.

dişilerde

0

.4910.22

ve

0

.17±O.07.

Dinç

(

1988)

erkek, dişi ve karışıkcinsiyel gruplarında Sı­

ras

ryta

0

.32±O.49

,

0

.24

±O

.50

ve

0

.32±O.26 ,

Ç aQ-layan

v

e

ınal

(

2005)

ise standa rdizeedilmiş ve edil -memiş verilerden

0

.09

1±O

.043

ve

0

.089±O.055

olaraktesaoıemrşıannr.

Japon bı ldırcınlarında

16

generasyon boyunca yaptıkları seleksiyon çal ışmasında

T

oeüe

ve ark

(

1

99

1

), 5

.

hafta canlı aQırlıQın kahtım derecesini baba,anne

ve

baba

+

anne

verivans

unsurlarından sırasıyla

0

.4910.13,

O

.70±0

.14

ve

0

.5910.08

olarak hesaplarmşlarmr. DeQişkenve

sabit

çevre şartlarının bulunduQu iki odada , babaya ait

vanyana

u n-surlarından laydalanı la rak Japon bıldırcınlarında

6

.

hafta canh aQırllQı n kahtım dereceleri, erkeklerde

0

.

14±O

.

0 3

ve

0

.1

6±O

.0

2,

dişilerde

0

.46±O.12

ve

0

.

75±O

.

14

olarak bildi rilmişlir(Arıtürk

v

e

ark

1980

).

Japon budrrcınlannda baba-bir kardeşler k o-relasyo nu

me

todu

kullanılarak cinselolgunluk ça-Qındaki canlı aQıriıQın kahtım derecesi

O

.O2±O.

45

ve

0

.

10t0.45

(5trong

ve

ark

1978)

olarak oldukça

düşük hesaplanırken,

63

.

gün canlı aQırlıQın kahtım derecesi ise erkeklerde

1

.29±0

.28

ve

dişilerde

1.34±O

.2

8

(Garwood ve Diehl

1

98 7)

olarak normal sınırtanndışındabildirilmiştir.

Japon bıldırcınlarında ebeveyn-yavru

ko-relasyonu metodu kullanılarak hesaplanan kalıtım dereceleri çıkım aQırllOI yönünden standardize ed

il-mişveedilmemişverilerde

4

.

hatta canlı aQırlıQı için

0

.13±O.0047

ve

0

.

11±O

.0047 (

Ö

zka n 1999

)

ve

c

in-siyet faktörü yönürıden

5.

hatta canlı aQIMıQı için

O

.209±0.046

ve

O

.209±0 .048

olarak (Ça{)\ayan

ve

ınal

2005

)

bildirilmiştir.

Japon bıld ırcınlarında

4

.

hafta canlı aQırllOI

yö-nünden yapılan seleksiyon çal ışmalarında

ebe-veynin 4. hafta canlı aOırll Q ı na göre yavruların 4. haftacanlı aQu110ının regresyonu ile hesaplanan ka-htımdereceleri aOır ve halılhanasırasıyta

0

.42

-0

.7

0

ve

0

.22-0.33

arasında de{;işen deQeı1erde bii·

dinlmiştir(Darde n veMarks

1

988.

Marks

1

991 )

.

Yavru-ebeveyn regr esyonu melodu ile 4. hafta canlı aQırllQının kahlım dereceleri , iki hattın e r-keklerinde

0

.6910.5

5

ve

0

.

8O±O

.1

0 ,

dişilerinde

0

.70±0.32

ve

O

.

8O±Q.40

düz eylerindehesaplanmıştır (OQuı

ve

Tüı1<mUt

1

999)

.

Japon btldırcınlannda

4

.

hafta canhaOIMIO ı için yavru-ebev eyn regresyonu metod u ile hesaplanan kalılımdereceleri

0

.15

ile

0

.70

arasındade{ıişen

de

-Qerlerdebik1irilmişlir(Marks

1

971 ,

Darden

ve

Ma rks

1988

,

Camc:ı ve ark

1991

,

Marks

1991

)

.

Yapılan bir başka çalışmada(Ozkan

199

9)

.

standa rdizeedilmiş

'19 edilınern&ş

4

.

ha

fta

canlı aQırlıklarından he -saplanan kahtım dereceleri ana -yavru regresyonu melodu ile

O

.

18

±O

.00S6

ve

O

.

15

6±O

.

0057

olarak he

-saplanmıştır.

Chahil

v

e

Johnson

(

1974) ,

Japon bıt­

drrcmlarmda

5

.

haftacanlı aQırlı(ılnkahtımderecesini yavru-ebeveyn regresy onu metodu ile

he-saplarmştardtr. Dişuerin annele rine

v

e

erkeklerin an-nelerine regresyonu yoluyla hesaplanan kalıtım de-recelerini sırasıyla

O

.44±O

.31

v

e

O

.24±O.22

olarak bildirmişlerdir. Yine bir başka çalışmada

5.

halla canlı aQırlll)lnyavru-ebeveyn regresyonu metodu ile

cinsiyet

faktörü yönünden standardize edilmiş

v

e

edilme miş verilerden hesaplanan kahtım de -recelerinin

O

.

3 73±O

.

08 5

ve

0

.377±Q.086

oldu{ıu bil-dirilmiştir(Ça{ılayan

ve

ınal

2005)

.

Japon buorrcmıannoa

58

günlük canl ı aQırlıO ın kalıtım derecesinin hesaplandlQı bir başka ça-tışmada araştırıcılar

(Seck

er

ve

ark

1965

),

yavru -ebeveyn regresyonu metodu ile

0

.05

ile

0

.72

ara-sında deQişendeOerlerbildirmişlerdir.

REML

metodu ile bireysel hayvan modeli kul -lanılarak Japon bıldırcınları nda, canlı aOırll!:Ja ait ge

-reük

parametrelerin

ve

kalıi ım derecelerinin he

-saplandı!)ı bir çalışmada,

kalrum

dereceleri

kuluçkadan

çıkışdan

6

.

haftaya kadar sırasıyla.

0.51i0

.05.

0

.32±O

.06.

0

.20i0.05.

0

.21.0.06.

0

.20±0.05

,

0

.15±O.04

ve

0

.14±O.04

olarak tespit edilmiştir [Saatcı ve ark

2003

).

Yine

R

EML

metodu ile bireysel

hayçan

modeli kullanılarak (Mielenz ve ark

20(4

)

iki larklı

hatta

Japon bıldırcınlannın 6.

KahtınıDereceslHesa pla nrnasmd aKullanılan...

haft

a

canlı a{JırhOının kalıtım

derece

si e

rkeklerde

0.

64 ve 0

.65,

dişilerde

0.47 ve 0

.49 o

larak he

-sap la n m ı şt ı r.

Ö

zsoy (

2000),

Japon

t

nldrrcmtannda

4

. h

afta

canlı ağırlığın kantım

dereces

ini

REML metodu i

le

b

abalar

arası farklıhktan,

erkek

,

dişi

ve

dişi

+ erkek

(karı şık)

grupta

sırasıyla

0.443

,

0

.339

ve 0

.327,

aynı

bab

a i

le

çiftleşeri

anal

ar

arası farklı l ı ktan sırasıyla

0

.598,

0.600 ve 0

.673

olarak

bildirmiştir. Yapılan

bir

başka çalışmada

Japon

bıld ırcınlarında,

REML

me-t

odu i

le 5

.

hafta

canlı ağırlığın

cinsiyet fa

ktörü

yö-nü

nden

standardize

edilmiş

ve

edilmemiş

verilerden

hesap

lanan

kahtım

derecelerinin 0.220±0

.050

ve

0.2

20±0.050

olduğu bildirilmiştir (Çağlayan

ve

ınal

200

5).

Tığlı

v

e ark (

1996

),

Japon

bıldırcınlarının canlı ağırtı klarına

a

it

bazı

genet

ik

parametreleri, öz

kardeş

benzerl

iQinden

yararlanarak

tahmin

ellikleri

ça-lışmalarında çıkış ,

1

-6

.

hafta

canl ı ağırlığınkalıtım

de

-r

ecelerin i

sırasıyla

1.

13

6,0.605 .0.476 .0.538,0.573 ,

0.56

9

ve

0.462

bulmuşlardır.

Akbaş

ve Yaylak (

2000 ). J

apon tnldtrcmtannda

.

öz v

e

üv

ey

kardeşler

met

od u

i

le

baba

+

anne

va-nya

ns

unsurlarını

ku

llanara k.

çıkış,

1

·6.

hafta

canlı

ağırlığ ınınkahtım

derec

elerini

sırasıyla.

1

.201±O.0S4.

0

.632±O.085 ,

0,49

5±O.077 .

0

.535±O.080,

O

.586±O.082,

0

.690±0 .0S4 v

e

0.

567±O.,O81

o

la rak

bild irmişlerd ir .

Bu

çalışma. bıldırcınların farklı yaşlardaki canlı

ağırlığ ının kantım

der

ecesinin

hesaplanmasında

'

Baba-bir

kardeşler

k

crelasyonc". "

Ebeveyn-yavru

korelasyonu"

,

"

Yavru-ebeveyn

regres

yonu"

v

e

uR EM L~ metotlarının karşılaştırılması amacıyla

ya

·

pılmıştır.

Materyal v

e

Metol

Konya bölge

sinde

bu

lunan

bazı bıldırcın

ç

ift-l

iklerinden

toplanan

yumurtaların

S

elçuk Ünivers

itesi

V

eter

in

er

Fakültesi

Araşt ırma

ve Uyg

ulama

Üni-t

esinde

kuluç

kava

konulması

s

onucu e

lde

ed

ilen

6

haftal ık yaştaki

20 erk

ek

v

e

1

00

adet

dişi

Japon

tnl-dı rcını

(Coturnix

cotumix

j

aponica)

araştırmanın

a

naç popula

syo

nunu

oluşturmuştur.

Bu anaç

s

ü-r

üoen e

lde edil

en

yumurtaların

kuluçkasr

'

sonucu

üre

tilen

ve 6 hattattk

yaşa ulaşan

1647 adet tnlorrcm

ise

y

avru

p

opulasyon

olarak i

ncelemeye

alınmıştır.

A

naç

bıldırcınların

beslenmesinde Selçuk Ü

ni-ve

rsitesi Veter

iner

Fakülte

si

Araştırma

ve

U

ygulama

Ün

itesinde

haz

ırlanan

%

20 HP ve

2

800 kcallkg

ME

içe

ren

yumurtacı bıldırcın

y

emi i

l

e ci

vcivle nn

bes

·

l

enme sinde

%

24 HP ve 2800 kcallkg

ME

içeren

bü-yü

tme

y

emi

kullanılmıştır(Coşkun

ve ark

1

997)

.

37

Bı ldırcın

ç

iftliklerinden

t

oplanan

yumurtaların

k

u-luçkası

s

onucu

çıkan

civcivle

r

çıkıştan

i

tibaren 6 hal

-talık

oluncaya kadar

aşa{ııdadetaylı

ol

arak

beli rtildiği şekilde

yavru popu

lasyon ile

aynı şartlardayetiştinldt

ve bu

bı ld ırcınlar araştırmanın

a

naç

popu

lasyonunu

oluşturdu.

Anaç

buoırcmıar

s

ürekli

ayd ınlatma

u

v

-gulanan,

~al

bavelandmnan

3

X

3

m

bo-yutlarındaki

odalarda

barındırıldı. Bı ldırcınlar.

he

r ka

-tında

20 X 30 X 30 cm

boyutları nda

9 g

özü

b

ulunan

5

katlı

kafesle

ru

,

her

gö

zde 1

dişi

o

lacak

şekilde

yer·

leştiriidi.

Bu h

er

katta yer

a

lan 5

dişilik

g

ruplar

için

1

erkek tahsis ed

ildi.

Dişi

budrr

cmtar

yerleştirildikıen

2

hafta s

onra

erk

ek

bıldırcı nlar

k

onulmaya

başlandı.

Erkekler büt

ün

deneme s

üres i boyu

nca h

er

g

ün

k

en-di

lerine

tahs

is

ed

ilen

b

ir

başka dişinin

kal

es

g

özüne

konuldu

.

Böylece 5

dişi bıkhrcı ndan oluşan

grup

lar

kendilerine

ayrılan

sadece 1 erkek

bıldırcın

ile çi

ft-leştirildi.

E

rkek

büdrrcmtar

dışllerin yan ına

k

onulduktan on

g

ün

s

onra

kuluçkahk

y

um urtalar

t

optanmaya

baş­ Iandı.

A

naç

bıldırcınlardan

el

de

e

dilen yum

urtalar

günlük olarak bab

a

v

e

ana

numaralarına

gö

re

nu-maraıandmldı

ve her b

ir

y

umurtaya

ayrıca sıra

nu

-marası

verild

i.

Numaralama

işleminden

so

nra y

u-murtalar

toplanıp tartıldı,

13

"

C

sıcaklık

ve

%

70

neme sahip depolama bölrnestnoe

1

0 gün

sü

reyle

d

epo

edi

ldi. So

nra baba

gruplarına

göre kereve

uere

ayrı ayrı

diziterek

sıcaklığı

37.8

"

C'ye ve nemi

%

6O

'a

ayar/an

an

kuluçka m

akinesine

yerleştirildi.

Kuluçkanın

1

5

.

günü civciv

çıkışından

3 g

ün

önc

e her baba ve anaya a

it

y

umurtalar

ayrı ayrı

t

ül

t

erbalara

konu

larak

çıkış

sepetler

ine

dlzudt.

Çık ım

s

üresince mak

inenin

sıcaklıl:ıı

37

.8

°

C

'

ye ve n

em i

%

7

Q'e

ayarlanarak

çıkımişlemitamamlandı.

Yum

urtadan

çıkan

v

e

kutuçka

maki

nesind e b

ir

s

üre

kuruması

için bek

letilen civc

ivle r 0.0

1

g

rama

hassas e

lektronik

teraziy

le

tartıldı

ve kanat

numara sı takıld ı.

Civcivler

tabanına

10 cm

yüksekliğinde

ma-rang

oz

tataşı

s

erilen 9 m

z'lik od

ada

barı ndırı ld ı. Cıv­

elv

sev

iyesinde

35-37

"

C

'lik

sıcaklığın sağlandığı odanın ısıtılmasında

quartz

soba

lar

kulla nıldı.

ilk

4

s

aatle civcivtere sad

ece

"/o

5

oranındaşekerli

su

v

e·

ri

ldi daha s

onra ö

nlerinde

sü

rekli

o

larak b

üyütme

yem

i

bulunduruldu. Tab

ii

havaland ırma

ve 2

4

saa

t

aydınlatma

uygu

lanan

odada,

oda

sıcaklığı

he

r

ha

fta

2

.5-3

-

c

azaltılarak

6. h

aftada

yaklaşık

20-2

1

°

C'ye

düşürüldü.

Her hafta

el

ektronik l

erazi i

le

büdrrcmıann canlı ağırhl:ıı

belirlend

i.

Elde ed

ilen

yavruların

0-

6 . ha

fta

canlı aQır/IQı

i

çin; Baba-b

ir

kardeşler

k

orela syonu.

Ebeveyn-y

avru

korelasyonu, yavru

-ebev eyn

r

egresyonu

ve REM

L

m

etotlan

kullanılarak ayrı ayrı katıtım

d

ereceleri

he

·

saptandı.

ÇA(;IAYAN.ıNAL

Bıld ı rcınlan n canlı a~lrllQınl etkileye n birçok fa k-tör vardır. Bu faktörlerin başında cinsiyet gel· mektedi r. Canlı aOıı110ın ilk

üç

haftalı k döne md e

erxek

ve dişilerde birbirine benzer olduQunu daha sonraki dönemlerdedişilerinlehineolan canlı aOırlık artışının

yumurta

ve yumurta üretimi ile ilgili olan or-ganlardan kaynaklandıOini bildiren bir

çok

araştıncı

vardır (Sefton ve Siege l

197

4.

Akbaş ve Yaylak 2000). Bu

reoerse

.

bıldırcınlann canlı aOırllOI

en.

siyetin etki paylan dikka te alınarak düzeltikıikten sonrakahtımdereceleri hesaplandı.

Baba-bir kardeşler korelasyonu metodu Ue

ka-unm

derecesinin hesaplanmasında variyans analizi kutlanıldı (Düzgüneş ve Akman

1995)

.

E beveyn-yavru koreıasyoou ve yavru-ebeveyn regresyonu metotlannda analann

0-6

.

hafta canlı aOıı1101ile

y

av

-rulann

0-6

.

hafta canlı aOJrlı!)1arasındakorela syon ve regresyon uygulandı (Ob ata

200

1,

Vanh ve ark

2002

)

.

REML metodu ile kahlım derecesi

he-saplamalarındaise, MTDFREML (SPARSP AK R

e-lease 4.• 2000) programından yararlanıldı. Bu

me-totta bütün hayvanlan ve ortak atalan hesaba kalan birey modetitercihedildi(Meyer

1

998)

.

Bireymodelininformülü:

Yijk=G+8ı +eijkdir.

Burada:

Y

ilk:

i.

cinsiyeııeki ve

j

.

t

optarnan

gen etkisine sahipbireyinfenotipik deQeri

Cj:

i.

cins iye tinetkisi aj:

j.

t

oplaman

genetkisi

eijk:tesadüften ileri gelenhataterimidir.

Minitab

1

2

.1

(

1998)

,

pak et programında GLM (General

Lineer

Mod el; Genel Do{Jrusal Mod el) ile

0-6

.

hafta

canhaOırtlOI üzerindekicinsiyet etki miktarı hesaplandı

ve

düzeitmeyapıldı (Tekin,20(3).

Bu

modele görecanl ıaOırtıkortalama lan için: YIjk=~ + bı+cı + e~ denklemioluşturuldu. Mo·

delde;

Yijk:

i.

babanın, j.cinsiyenekik.yavrusunun 0-6.

hafta canlı aOIı1101naaitfenolipik dej)er,

~:

0-6

.

hatta canlıaOIı1IOlnıngenelortalaması, bj: I.babanınrasgeleetkisi,

Cı:

l

.

~iyetinetkisi.

ep:lesadüftenileri gelen hata tenrrsdir.

Dej)işik metotlar ile elde edilen kal ıtım

d

e

-recelerinindeoerfendirilmesinde

1

=

X

i ·

XZ

V

_

S

'

I+ ~

S

i

"

I

"

2

testinden yararlanıldı(Petrie ve

w

atson.

1999

;

ınal,

20(4)

.

Bulgular

Japon

bıldırcını ebeveynlerinin

ve

yavru

bu-dırcınların farklı yaşlardaki gelişim dOnemleri ne ait canlıaQIı1lkdOOerferiTablo 1'00verilmiştir.

Erkek,dişi ve karışıkgrupta çıkışteki varyasyon katsayıları sırasıyla

%

1

1.79

.

%

11.

52

ve

%

11

.

69

bu -lunmuştur. Birinc i hahada bu oeşerıer sırasıyla

%

22.99

.

%22

.55

ve

%

22

.

7

8

o

eöenne

yükselmiş.

6

.

haftada

ise

%

10

.25, %

1

5.

03

ve

%

14

.03

deQerine kadar düşmüştür. Gene lolarak en yüksek

var-yasyon

binne

t

ve ikinci

ha

ttalarda

gözlenmiş ve

Tablo 1.EbeveynlEtmve yavrubıldırcınlarınhattataragörecanlı ağırlıkonalamaları(g). Anaç populasyon Yavrupopulasyon

Baba

Anne Erkek . Dişi

Yaş

(

n=20)

(o

a

100)

(n

:.843)

%

V

.K.

(

n:.804 )

%

VK

(

Hafta

)

'i :1

Si"

"i

±

S

i"

"i :1

S

i"

"i :1

S

i"

ÇıkıŞ

8

.77

10.22

8

.5210.08

8

.

57±O

.04

1

1.79

8

.68tO.04

11

.52

1

23

.70t0.93

21.72

t<l.39

21

.62±O.17

22

.99

22.

00±Q

.

17

22

.55

2

51

.53t1.78

50

.50:10.68

44

.

2110

.

32

20

.79

44

.

8810

.

34

21

.28

3

85

.96:12.66

86

.41:11 .00

76

.SO±O.S4b

20

.39

78

.9OiO.63a

22.

69

4

122

.

18

.t3.45

1

22

.75

11.33

1

09

.

3010

.

61 b

1

6

.

29

113

.8O:1O.76a

18

.98

5

153

.0313.17.

156

.18

11.45

1

42

.

SOtO

.

69b

14

.

11

1

49

.50:10.908

17

.12

6

172

.04.12.61

189

.21:12

.04

1

65

.

8OtO

.

59 b 10

.25

1S3

.6O±O.97a

15

.

03

8.b:Ayn ı satırda faridı haı1 taşıyanOf1a1amalararası fa rid ılıklar6nemIidir(P<O.Ol).

Erkek+_Dişi

(

n=1647)

"i :1

S

i"

8.62±Q.02

21.81

tO.

12

44.5410.23

77.

65tO.41

111.5110

.49

145

.93tO.57

174

.51tO.6Q

%V.K.

11

.69

22

.78

21.05

21

.64

17

.80

15

.88

14

.03

Kahtım Dereccsl llcsaplanmasıııdaKull a nı la n•.. Yaş(Hafta) Çıkış 1

2

3 4 5 6 0.95410.246

a

A 0.44210.047b A 0.030i0 .003

c

C 1.000±0.056

a

A 0.15510.063abB 0.16810.049aB 0.06410.019bC 0.210±0.OSOaB 0.20610.078B 0.25O±O.049B 0.17810.035B 0.310i0.OS9B 0.09210.044b B 0.19110.049ab B 0.24710.064a AB 0.210i0.051ab B 0.10210.047b B 0.20110.049ab B 0.3D5tO.075a AB 0.270±0.056a B

0.085tO.042b B 0.195tO.D49abB 0.344tO.087a AB 0.230t0.0S2a B

0.139±O.0S8bB 0.221tO.049abB 0.387tO.086

a

A 0.33O±O.062

a

B

BBK:Baba-birkardeşlerkOfelasyonu .EYK:Ebeveyn-yavru kOfelasyonu

YER:Yavru-ebeveynregresyonu.REML:Sını r\andltılmı ş maksirnımolabilirlik

e.b.c:AynısabrdalarıdıharftaşıyandeOerlerarası larkJı lıklarOnemlidir(P<O.05 ).

A.B.C:AynısütuodafarldıharftaşıyandeOtıt1&rarası tarkJılıklarönemlidlr(P<O.05).

yaşta birlikte azalmıştır. Ayrıca dişilerdeki v ar-yasyonunerkeklerden fazlaolduı)ubelirlenmişti r.

Yavru populasyonda çıkış. 1.

ve

2. haftalarda

cinsiyetlerarası ndakı canlı aı)ırlık ortalamalarıönemli

farklılıkgöstermez ken (P>O.OS), 3. halladan itibaren dişilerlehine önemlifarklılıklar görülmüştür(P<0.01). Yavru populasyonda yer alan 1647bıldırcınaait canlı aı)ırlıklar Genel Doı)rusal Modelmetoduyla i n-celenmiş

ve

cinsiyetin canlı aQırlıklar üzerine etki

miktarları hesaplanmıştır. Elde edilen etkı

mik-tarlarına göre (Çıkış. 1,2.3,4,5

ve

6. hafta ıçın sı­

rasıyla 0.06,0.19, 0.32,1.14,2.20, 3.46 ve 6.63 g) düzeltmeler uygulandıktan sonra kalıt ım dereceleri hesaplanmıştır.

Araştırmada kullanılan 1647 adet yavru bıl­ dıreından her baba

v

e

anneye düşen aQ ı rlı kh yavru sayısı 62.29

ve

16.46olarakhesaplanmıştı r.

Heryaşdöneminde farkhmetotlarlahesaplanan kalıtım derece leri (Tablo 2) arasında yapılan is-tatistiki incelemede çıkış döneminde baba-bir kar-deşler korelasyonu ile REML metodunun birbirine benzer diı)er metotlarm ise farklı olduQu, 1.'haftada baba -bir kardeşler korelasyonu, ebeveyn-yavru k o-relasyonu

ve

REML metotlarının birbirine benz er yavru-ebeveyn regresyon u metodununise diQerme -totlardan farklı olduQu belirlenmişti r. Ikinci haftada tümmetotlararasındalarklılık bulunamamıştı r:Ü çün-cühallada baba-birkardeşler korelasyonu ile ya vru-ebeveyn regresyon u metodunun birbirinden farklı

diOermetotların ise benzer olduOugözlenmiştir. D

ör-düncü. 5. ve 6. haftada yavru-ebeveyn regresy onu

ve

REML metotları ile ebeveyn-yavru korelasy onu

v

e

baba-bir kardeşler korelasyonu metoııarının b ir-birine benzer olduOu diOermetotlar arasındaki tari<-hlıOıniseönemli olduOutespitedilmiştir(P<O.OS).

39

Her metodun kendi içinde farklı yaş dönemleri arası yapı lan istatistiki incelemesinde baba-bir kar-deşler korela syonu,ebeveyn-yavru koretasyc nu

ve

REML metotlarında çıkışdOnemindehesap lanan ka-Iıtı m derecelerinin di{ıer yaş dönemlerindekinden yüksek olduOu gözlenmiştir (P<O.OS). Yavru -ebeveyn regresyonu metodunda ise diOer me -totlardan farklı olarak enyüksek kalrum derecesi 6. haftadahesaplanmı ştır(Tablo 2).

Baba-birkardeşler korelasyonu metodu ilefarklı yaşlardaki bıldırcınlardan elde edilen en küçük ka-Imm derecesi ve standart hatası 5. hafta canlı aOı r­ lıklanndan (0.08S±O.042),en bUyükkahtım derecesi ve standart hatası ise çıkış aOırlıklarından

(0.954±O.246) hesaplanmıştır. Ebeveyn-yavru k

o-relasyonu metodunda iseen küçük kahttm derecesi

1.

·halta canlı aOırlıklarlndan (0.166), en büyük ka

-Iıtım derecesi çıkış aı)ırlı klanndan (0.442) he -saplanmıştır. Enküçük standart hata yineçıkış aOır­ hklannd an (0.047), en büyük standart hala ise 2. haftacanlı aQırlıklarından(0.049)hesaplanmıştır.

Yavru-ebeveyn regresyonu metodunda en kOçükkahtım derecesi ve standart hatası çıkış aOır­

Ilklanndan (0.03O±O.OO3), en bUyükkalıtım derecesi 6.haftacanl ı aO ırlık/arından(0.387)belirlenmiştir. En büyükstandarthata ise5.haftacanlı aOırlıklanndan

(0.087) hesaplanmıştır. REML metodu ile en küçük

kalıtımderecesi

v

e

standarthatası 1.haftacanlı aşn­ Iık/arından (0.210±0.050), en büyükkahtım derecesi iseçıkış aQırlıklanndan (1.000) tespitedilmiştir. Yine en büyük standart hata ise 6. hafta canlı aQır­ hklarından(0.062) hesaplanmıştır.

Hesaplanan enbüyük kahtımdereceleriniçıkış­ 2.hafta yaşdönemlerindeREML metod u, en küçük kalıtım derecelerini ise yavru-ebeveyn regresyonu

ÇACL\YAN.INAL

metodu

vermiştir.

3-6

.

hafta

yaş

dönemlerinde en

büyük

kahtım

dereceleri yavru-ebeveyn regresyonu

ve

en küçük

kanum

dereceleri ise baba-bir

kardeşler

korelasyonu metodu ile

hesaplanmıştır. Kalıtım

de-recelerin

in

standart

hataları incelendi{ıinde; çıkış-2 .

haftada en büyük

de{ıer

baba-bir

kardeşler

ko

-reıesvonc

metodu ve en küçük

de{ıer

de

yavru-ebeveyn regresyonu met

odu

ile

hesaplanmıştır.

Di{ıer yaş

d

önemlerinde

ise en büyük deQ

er

yavru-e

beveyn regresy

onu

ve

en küçük deQer ise

baba-bir

kardeşler

k

orelasyonu

metodu ile

belirlenmiştir.

REML

metodunda

hesaplanan

kantım

d

e-rece

leri

kuvvetlerine gör

e

dej)erlendirildi{ıinde

orta

ve y

üksek

iken

,

di{ıer

met

otlarda

düşük

kahttm

de-r

eceleri

de

hesaplanmıştır.

Tartışma

ve Sonuç

Araştırmada

baba-bir

kardeşler

korelasyanu

,

ebeveyn-yavru korelasyon u

,

yavru

-ebeveyn

reg-resyonu ve

REML

metotları

ile elde edilen

kalıtım

de

-receleri

sırasıyla

0.085

i

le 0

.954,

0

.168

ile 0

.442,

0

.030

ile 0

.387

ve

0.210 ile 1.000

arasında deQişen

dej)eı1er almışlardır.

Baba-b

ir

kardeşler

korelasyonu metodu ile 5

.

hafta

canlı a{ıIı1lklanndan

hesaplanan 0.085 de

-{ıerindeki

kanum derecesi, Strong ve ark

(1978)'nın

ci

nsel olgunluk

çaj)ındaki

746

bıldırcından

tespit

et-t

ikleri

0

.02

ve

Ça{ılayan

v

e

ınal

(2005

)'ln

1752 ve

945

bıldırcımn

5

.

hafta

canlı a{ıIı1lklarından be

-l

irledikleri

0

.089

ve 0.091

oeğerterl

ile benzerken

D

inç

(1988)'in

aynı yaşta hesapladı{ıı

0.24 ve 0

.32

de{ıerindendüşüktür.

Bu durum s

on

yıllarda yapılan

s

eleksiyon

çalışmalarından dolayı

ci

nsel olgunluk

ça-ğının

zaman

la

gerilemiş olabileceğim

dü-şündürmektedir.

Özkan (1999)'ln

4

.

hafta

canlı a{ıır­ Iıklarından belirledi{ıi

0

.

13

de{ıeri

bu

araştırmada

hesap

lanan

0

.

102

ve 6

.

hafta

canlı a{ıIı1lklanndan

hesaplanan 0

.

139

de{ıeri

de

Arıtürk

ve ark

(1980)'nın

6

haftalık

erkek bddtrcmlardan

belirledi{ıi

0.

14

de{ıeri

il

e benzerker

t

dişi

buotrcmtardan belirlenen 0

.46

ve

0

.75

değerlerinden düşüktür. O{ıuz

ve Türkmut

(

1999)'un 4

haftalık

erkek ve

dişi bıldırcınlardan

tes-pit ettiOi 0

.60 i

le 1

.00

ve

0.68 i

le

0

.86;

Sellon ve

Si-egel (1974)'in 5

.

halla

canlı ağırlığındaki

530 erkek

v

e 521

dişiden

bel

irlediOj

0

.51

ve 0.49 ile Toeue ve

ar

k

(199 1)'n ın

baba un

surtannden

tesp

i

t

ettiği

0

.49

;

G

arwood ve Diehl (1987

)'in

erkek

ve

dişi

brl-dırcınlardan

tespit

ett

ikleri

1

.29

ve

1

.34

de-ğerlerindeki kahtım

dereceleri bu

araştırmada

e

lde

ed

ilen

0

.102

v

e

0.085

değerlerinden

yüksektir. Ka

-hum

d

erecesi

tahminlerinde d

ikkate

alınması

ge

-re

ken

o

rtak çevrenin önemli

b

ir

kısm ının

annenin

ö

zel etkisinden meydana

geldiği

bild

irilmektedir

(Set-t

on

v

e

S

iegeI1974)

.

Baba

-bir

kardeşler

k

oretaevcnu

metodunda

diğer

me

totlardan

fa rklı kahtım

de

-recelerin

in

elde ed

ilmesi

anneterin

e

tkilerinin dev

re

dıŞı bırakılmasından

v

e

eklemeu

g

enetik

va

-ri

yasyondan kaynak

lanabilir

.

Ayrıca

baba-b

ir

kar

-deşler

k

orelasyonu

metod

u

s

apmasiz

tahm

inler v

er-mesi

avantaj ının yanı s ıra

negatif

tahm

inler

vereburtesi

gib

i b

ir

dezavant

aja

d

a s

ahiptir

.

Ebev

eyn

-yav

ru

korelasy

onu

m

etodu il

e bu

araş­

tırmada

4

.

hafta

canlı aOırllklarından

he

saplanan

0

.201

değerindeki xahnm

d

erecesi Ö

zkan

(

1999

)'l

n

bildi rdiğ i

0.

13 ve 0

.11

de~erferinden

y

üksek i

ken

,

5

.

hatta

canlı a{ıırlıklarından

hesap

lanan

0

.1

95 d

e-O

erindeki

kahtım

der

ecesi

i

s

e

Çağlayan

v

e

ınal (2005)'ın

1752

bıldırcından hesaplad ıkları

0

.209 d

e-~eri

ile

ben

zerdir

.

Yavru

-ebeveyn

regr

esyonu

m

etodu

i

le 4

.

hatt

a

canlı a~Iı1lklarından

h

esaplanan

0

.305

d

eqerindekt

kalıt ım

dereces

i,

Marks

(1 97 1)'ın bildirdi~i

0

.

29

v

e

y

ine

Marks (1991)'10

bildird i~i

0.

33

değe ri

i

le

be

n-zerken, Darden

ve

Marks

(1 988)' ın belirlediği

0

.

22.

eamcı

ve ark (1991)

il

e Özk

an (

1999)'ln tesp

it e

t-tikleri 0

.15

ile 0

.18

arasında de{ıişen değerlerden

yüksektir

.

Marks

(

1971)'ın

b

ildirdij)i

0

.34 i

le y

ine

Marks (1991

)'ln

bildirdi~i

0

.7

0,

Cameı

ve ark

(1991)'nın belirlediğ i

0

.69

il

e Da

rden

ve

Mark

s

(

1988)'ln tesp

it

ettiği

0

.48

ve

0

.

70 v

e

Oğuz

v

e Türk

-mut (1999)'un erk

ek

ve

dişi bı ldırcınlardan belirfediği

0.69

ve

0

.70

de{ıerleri

de b

u

araştırmada

be

l

irl

enen

0.305 deQer

indeki

kannm dereces

ind

en

yüks

ekt

i

r.

Araştınnada

5

.

hafta

canlı ağı rlıkları ndan

he

-saplanan 0

.344

değerindeki kahtım

d

erecesi,

Çağ­

layan ve

ınal (2005)'ın

945

budtrcmm

5

.

hafta

canlı a{ıIı1lklarından hesapladıkları

0

.342

v

e

0

.

355 d

e

-ğerleri.ile

benzerken, ChahH ve Johnson (1974

)'un

aym

yaşta

bildirdikle

ri

0

.44

de{ıeri

i

le B

ecker ve

ark

(1 985)'nın

58 gün

lük

yaştaki

brknrcmtaroa

n

b

e

-lirtedikler

i

0

.72

değerindendüşüktür.

Ebeveyn

-yavru

kcretasyonu ve yavru-e

beveyn

r

egresyonu

me

-totlannda

di{ıer

metollardan

farklı kahtım

de

-recelerinin

hesaplanması

baba

e

tk

il

erinin devre

dışı

brrakrhp

annelerin etk

ilerinin dom

i

nant hale g

el

-mes

inden

kaynaklanmış

ol

abilir.

Ebeveyn-yavru k

orelasyonu

met

odunda

g

erek

anaların

gerek

se

yavruların

i

ncelenen k

arakter

ba-kımından

s

eleksiyona

ta

bi

ıutulrnarmş olması

g

e-rekmekted

ir

(Vanh ve ark

200

2):

_Çoğunlukla

ebe

-veynler

i

ncelenen

k

arakter

bakımında n

s

eçildiklerinden

ebeveynle

nn

variyansı

y

av-rularınkinden

az

olmaktad ı r.

Bu d

urum,

ebeveyn

-yavru korelasy

onunun

gerçekte

olması

g

erekenden

küçük

çıkmasına

s

ebep

olurken

yavruların

ebe

-veynlere regre

syonuna

etk

i

etmez

.

Bundan

dolayı, kalıhm

d

erecesi

tahm

ininde

e

beveyn-yavru k

o

-KalııımDerecesl Hesaplanmasmdu Kulla nılan...

relasyonu yerine regresyon metodu tercih

edil-melidir.

RE

ML metodu ile bu araştırmada çıkış ve 2.

hafta canlı a(lırlıklarından hesaplanan 1.000 ve

0.310 de(lerlerinde klkalıtımdereceleri.

Saatcr

ve ark

(2oo3)'nıo 1108bıldırcının çıkışve 2.hafta canlı a(lır·

Iıklarından belirledikleri 0.51 ve 0.20 deQerlerinden

yüksektir. Araştı rmada 1. ve

3

.

hafta canlı a(lır·

Iıklarından hesaplana n 0.210 ve 0.210 oeğenen ise

Sa

atcr

ve ark (2003)'nın 1.hafta canlı a(lırlıklarından

bildirdikleri 0.32 deşemden düşOk iken,

3

.

hafta

canlı ağırlıklarından bildirdikleri 0.210 deQeri ile ay·

nıd ır .Buaraştırmada4.haüaca nlı a(lırlıklarından

he-saplanan 0.270 deo erind eki kalıtı mderecesi Özsoy

(2000 )'un

4

haftalık yaştaki

638

bıldırcından

b

e

-lirlediği 0.327 değerinden düşük iken, Saatcı ve ark

(2oo3)'nın aynı yaşta bildirdikleri 0.20 değerinde n

yüksektir. Çağlayan ve ınal

(

zoosj'm

945 ve 1752

bu

drrcmm

5.hafta canlı ağırlıklarından hesaplad ıkları 0.230 ve 0.220 değerleri bu araştı rmada aynı yaşta

elde edilen0.230 deQeri ile benzerken

S

aatct

ve ark

(2oo3)'n ın bildirdik leri 0.15 değerinden yüksektir.

Araştırmada

6.

haftacanlıağırlıklarındanhesaplanan

0.330 değerindeki kahtım derecesi Mielenz ve ark

(2004)'nın 6haftalı kerke k vedişi bıldırcınlardan

tes-pit ettüderi 0.65 ve 0.49 değerlerindendüşük iken

Saatcı ve ark (2oo3)'nın aynı yaşta belirledikleri 0.14

değerinden yükse kti r. REM L metodunda farklı

ka-htırn derecelerinin hesaplanması diğer'metotlarda

hesaba katılmayan birçok akrabalık ilişkilerin

de-Qerlendirilmesinde n kaynaklanmış olabilir. Ayrıca

REML metodu diQer metotlardanlarklıolarak kahtım

derecesi hesaplamalarında sabit etkilerin serbestlik

derecesini de dikkate almaktadır. Bu durum REML

metod una birüstünlüksağlamaktadır.

Genel olarak kal ılım derecesi tahminlerindeki

geniş

vanyasvo

n

.

kalıtım derecesi tahmin

yön-temlerinden, çevre şartlarınınve populasyonlarınde

-ğişkenllğinden. kalıtımderecelerininfarklı cinsiyetve

yaşlardaki canlı ağırlıklarilelarklı sayıda hayvan

ma

-teryali kullanılarak tahmin edilmesinden

kay-naklanabilir.

Buçalışma sonuçlarınagöreaşağıdakiyorumlar sırala na bili r.

1. Genelolarak çıkış ağırlıi:"Jının kahtım

de-recesinin diQeryaşlardakinden daha yüksek okluQu

söylenebilir. REML metod unda hesap lanan kahtım

derecele rikuvv etle rine göredeQerlendi rildii:"Jindeorta

ve yüksek iken,dii:"Jer metollarda düşük kahtım

de-receleri de hesaplanmıştır. Standart hatasının ken

-disinin yarı sından (h2~2Sh2) küçük olan kahilm de

-recesi güvenilir kabul edilebilir (Evrim ve Güneş.

1996). Bütün metallarda hesaplanan kahtım

de-4

'

recetedrsn

standart halalarının iki katı kendi

de-ğerlerinden küçükÇıktı{ıı için güvenli bir tahm in

ya-plldlQIsöy lenebilir.

2. Genel olarak en küçük kahtım dereceleri ve

standarthataları

baba-bir

kardeşlerkorelasyonu

me

-todunda,en büyük kahtımderecelerive standart

na-ıaları ise REML ve yavru-ebeveyn regresyonu

me

-ıollarında elde edilmiştir. Baba -bır kardeşler

ko

relasyonu.

ebeveyn-yavru korelasyonu ve REML

metotları nda yaş ilerledikçe hesaplanan

kalrum

de

-recelerin de inişlerveçıkışlar oldu{ıu,yavru-ebeveyn regresyon u metodunda ise düze nli bir artış olduğu

dikkatiçekmektedir.

3. Kalıt ım derecesi tahmininde ebeveyn-yavru

kcreıasvonu yerine regresyon metodu tercih edil·

melidir.

Ba

ba

-bir

kardeşler

k

o

rela

syonu

metodu sap

-masız tahminler vermesinin yanısıra negatif

katmm

derecesi tahminleri

ve

rebürres

i

gibi birdezavantaja

da sahiptir. REML metodu da ayrıntılı istatistik so

-nuçlar vermesi, bireyler arasındaki bütün ak

-rabalıkları incelemesi ve eksik verileri

de-{ıerlendirebilmesi , her zaman pozitif variyans

unsurlarıve pozitifkahlımderecesielde edilmesi gibi

özelliklerindendotayıtercih edilebilirbir

me

tottur.

Kaynaklar

Akbaş, Y., Yaytak, E. (2000). Heritability esumates ol

Growth Curve

Parerne

ters

and

Genete

öoneıaucns B

el-wee

n

TheGrowth

curve Pererneters

and Dillerent Ageol

Japanese

Ouan.

Arch.Gelıögelk.,64 (4),141 .146.

Antö r1ı, E.•Aksoy.F.T..Şengör , E.(1980). Bıldırc ınlarda

(Coıu mix cotumixjaponica) Kahlım Dereceleri

ve

Çeşitli

Korelasyonların Saplanmasında ÇevreŞartlarının Etkisi.

Ankara ÜniversitesiVeterinerFakültesi Dergisi.27 (3--4).

52.8-539.

Becker,

W

A ,

FagarJie, D.L., Mırosh , L.W.

(

1985)

.

H

e-ritabilityof Live and Abdominal Fal Weighl in Cotumix

QuaiL.PoultrySci.,64.1397-1 398.

Camcı,O.,Kanat, R.,Şengüı.T.(1991).Bıldırcınlarda

se-leksiyon ve Vücut Kompozisyonu. Uluslararası Ta

-vukçulukKongresi,22-25Mayıs.Istanbul.

Chalıil, P.S.,Johnson,W.A.(1974).totra-sue Regression

olOlfspringon Damas a MeasureoftheAddıhveGenetic

Variance lor Five WeekBodyWeight in Colurnix

cct

ume

japonica. Pou1tryseı.53.2070-2072.

Coşkun, B.,Şeker,E.,ınal, Fatma.(1997).-Hayvan

Bes-leme Ders Nottan".Selçuk Üniversitesivetermer Fakültesi

YayınÜnitesi,Konya.

Çagıayan, T.,lnal.Ş. (2005).Bıldırcınlarda Canlı Ağıılığın

Kahtım Derecesinin Hesaplanmasına Veri sayısının ve

FarklıHesaplama Yöntemlerinin Etkisi.Vet Bil.Derg., 21

(3-4),5·14.

Darden,J.R.,Marks.H.L.(1988).Divergenl Selecucn for

-ÇAGLAYAN.

i

AL

ritional Environments. 1. Genetic and Correlated

Res-ponses to Selection.Poultry Sci.,67,519-529 .

Dinç , Z. (1988). Japon Bıldırcınlarında(Coturnix coturnix

japonica) 5. Hafta Canlı Ağırlığa AitGenetik Varyans

Un-surlarının Çeşitli MetodlarlaYapı lanTahminleriArasındaki

Uyum . Ankara Üniversitesi Fen Bilimle ri Enstitüsü, An· kara.

Düzgüneş , O., Akman, N. (1995). "Variyasyon

Kay-nakları". A.Ü.Ziraat FakültesiYayınları No: 1408,A.Ü. Zi· raat Fakültesi Halkla IlişkilerveYayın Ünitesi, Ankara. Evrim. M., Güneş, H. (1996). "Hayvan Islahı". I.Ü. Ve-terinerFakültesiYayınları No:87, Istanbul Ünivers itesi Ve-terinerFakültesiMasaüstüYayımcılıkÜnitesi,IstanbuL.

Garwood,VA,Diehı,K.C.(1987).Body Volume and Den· sity of Live Coturnix Ouail and Assoeiated Genetic

He-lationships. Poultry Sci.,66. 1264-1271.

ınal, Ş.(2004). "Biyometri".S.Ü.Veteriner Fakültesi Yayın

Ünitesi,Konya.

Lynch, M., Walsh, B. (1998). "Genetics and Analysis of Ouant itative Traits". Sinauer Assoeiates , Inc. Publishers,

Sunderland .Massachusetts,U.S.A.

Marks. H.L.(197 1). Selection forFour-w eekBody Weight inJapanese Ouail Under Two Nutritional Environments.

PoultrySci.,50,931-937.

Marks,H.L.(199 1). Divergent Select ionfor Grow1hin

Ja-panese Ouail Under Split and Complete Nutritiona l

En-vironments . 4. Genetic and Correlated Responses from Generations 12 to 20.PoultrySci.,70,453-462.

Meyer ,K.(1998)."DFREM L Version3.0f3UserNotes".

Mielenz ,N.,Noor,RR,Schueler,L. (2004). Estimationof Additiveand Non-additiveGeneticVariances of Body

We-ight, Egg Weight and Egg Production in Ouail,Using An

i-mal Models.

XXii

World's Poultry Congress ,June 8-13 ,Is·

tanbuL.

Minitab Release 12.1. (1998) . Minitab for Windows, Mi·

nitabInc.

Obata, T. (200 1). Introduction to Livestock Genetic l rnp-rovemenl and Current Status of Livestock Breeding in

Japan,Textbook for JICAtrainingcourse.

Oğuz, ı', Türkmut, L. (1999). Japon Bıldırcmlannda(

Co-turnix coturnix japonica) Canlı Ağırlık Için Yapılan Se -leksiyonun Bazı Parametrelere Etkisi. 1. Genetik Pa -rametreler. Tr. J. of Veterinary and Animal Sciences,23.

215-224.

Özkan, E. (1999). Bıldırcınlarda (Coturnix coturnix [a-ponica) 4. HaftaCanlı Ağırl ığaGöreYapılanSeleks iyonun Etkinliği ve Çeşitli Yumurta-Karkas Verim Özellikleri

Üze-rine Seleksiyonun Etkisi.TrakyaÜnive rsitesi Fen Bilimleri

Enstitüsü,Teki rdağ.

Özsoy,A.N. (2000). BıldırcınlardaVücutAğırlığını nKahtım

Derecesinin Farklı Tekniklerle Hesaplanan Varyans U

n-surlarındanTahmini. GaziosmanpaşaÜnivers itesi FenB i-limleri Enstitüsü , Tokat.

Petrie, A., Watson, P. (1999). "Statistics for Veterinary

and AnimalScience".BlackwellScience,London.

Saatcı , M., Dewi, LA., Aksoy, A.R. (2003).Application of

REMLProeedure to Estimate The Genetic Parameters of Weekly Liveweights in One-To-One Sire and Dam P

e-digree Recorded Japanese Ouail.J.Anim.Breed .Genet.,

120,23-28.

Sefton,A.E.,Siegel,P.B.(1974). Inheri tance of Body W e-ightin Japanese Ouail.PoultrySci.,53,1597-1603.

Settar,P.,Türkmut,L. (1998).Method ComparisonforE

s-timalion of Breeding Values in Laye rs. WPSA·lsrael

Branch 10thEuropean Poultry Conference Jerusal em,I

s-rael.

SPARSPAK Releas e 4. (2000). Sparse Matrix Package,

Universityof Waterloo.

Strong , C.F., Nestor, K.E., Bacon, W.L. (1978).

In-heritance of Egg Production, Egg Weight, Body Weight

and CertainPlasmaConstituents in Coturnix.Poultry Sci.,

57. 1-9~

Szwaczkowski, T.,Cywa-Benko,K.,Wezyk,S. (2003). A

note oninbreeding effect on product ive andreproductive traits in layinghens.AnimalScience Papers and Repo rts

21(2), 12 1-129.

Tekin, M.E. (2003). "Ö rneklerle Bilgisayarda Istatistik".

Selçuk Üniversitesi Veteriner Fakültesi Yayı n Ünitesi.

Konya.

Tığlı , R, Yaylak, E. Balcıoğlu , M.S. (1996).Japon Bıl­

dırcınları nın ÇeşitliVerimÖzelliklerineAit Fenotipik veG

e-netikParametreler.

'

II.

BirErkek· BirDişi(Single Pair)

Çift-leşme Metoduyla Canlı Ağırlıkların Kalıtım Derecesi

Tahmini. Akd.Üniv.Ziraat Fak.Derg.,9:280·287.

Toelle,V.D.,Havenstein,G.B.,Nesto r,K.E.,Harvey, W.R. (199 1). Genetic and Phenotypic Relalio nships in J

a-panese Ouail. 1. Body Weight, Carcass, and Organ Me

-asurements.PoultrySci.,70:1679-1688 .

Ünver, Y., Akbaş, Y., Oğuz, ı. (2004). Yumurt a

Ta-vuklarında Box-Cox Transforma syon Uygulamasın ın Ge·

netikParamet re TahminlerineEtkisi.TurkJVetAnimSci.,

28,249-255 .

Vanlı , Y.,Özsoy,MK , Baş, S., Kaygısız, A. (2002). "

Po-pulasyonve BiyornetrikGenetik".Trakya Üniver sitesi