(XI)
A >V*V.'l\v ' *VA \V*0<nW;łA
ivy*vW
covftfA ,<»J )
KU kvv\'W \ 0\t |
. ^,V(,V »w«rtv'^' kowarlanąle wartości hodowlanyeh cech V \ )\ #aś t ,H(
vS>iń> wskaźnikiem »,W*-'WIW standardowe odchy lenie każdej z cech
#\i s
aaci związku h\xk>\v taną dotninaegjnt i r •» ♦#!"»
Szacowanie parametrów genetycznych metodą regresji wewnątrz K litowej
kktwdy szacowania parametrów genetycznych oparte są m podobieństwie we MgrtMittwym wartości fenotypów ych w grapach krewnych lub w klasach wydajno! w k^> samego osobnika, gdy Z powodem podobieństwa w takich pupach są czynniki $t#kwz«e, Mennla regłejył wymHiłrzAłasow^j ma zastosowanie, ^vl\ obserwacje po tMg * klas dwueleinenlowych, jak pary potomek rodzic czy Wydajność późniejsza ąydijąeśś wcześniejsza osobnika, Ody v oznacza wcześniejszą, y późniejszą c pary wtedy współczynnik regceąjl ^ t, I nO) jest równy;
. covt,Y,n * * — -vi :
«\y
JL
łt
tV5>
lew wartości
Mahuic w populacji czynników dzielących ją na grupy (np, stada, grupy s\jc\wv-A*t«mzt obciążyć błedem szacowaną wartość współczynnika regreąjl, Jeśli np, analb itrowy W mdzic potomek, to wartości fenotypowe rodzica i potomka będą do sic kit kttdziąi podobne, gdy znąjdują sic w jednym stadzie, niż gdyby każdy1 z członków giy ittąjdowal sic w innym stadzie. Aby uniknąć biedo wywołanego wpływem gropy dłkzwM współczynnika regreąji należy przeprowadzić „wewnątrz grop", W każdej s
gtwp, wojskie dzieli sie próba, oblicza sic kowariancje cov\AV ¥& oraz wariancje sj*, a
t^pttle łączy sieje;
b«
t
joy czym a, oznacza liczebność r tej grupy.
^w, co\K V
(VÓ>
‘ /zkznwsc między wartościami fenotypów \ nu cech nurze tnie,' podłoże genetyczne i Mtwiskowe, /aloznosc miedzy wartościami ibnotypowymi dwóch cech tego mm|o osobnika mierzy współczynnik korelacji fenotypowej Analogicznie ?a fekttk między odchyleniami środowiskowymi tych cech min syć M* u> *>nni
lartlKjiii\dmigo\ięj, a zależność miedzy wartościami hodowlanymi ce\ \ WSpO ^wik korelacji genetyczne|. określony wzorem (5,7),