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Expérience de sélection sur la croissance du tissu maigre
chez le porc, avec des pères répétés : évolution génétique
des caractères soumis à la sélection
J Cañón, J Gruand, Jp Gutiérrez, L Ollivier
To cite this version:
Article
original
Expérience
de
sélection
sur
la
croissance
du tissu
maigre
chez le
porc,
avec
des
pères
répétés :
évolution
génétique
des
caractères
soumis à la sélection
J Cañón
J Gruand
2
JP
Gutiérrez
L
Ollivier
1
Facultad
de veterinaria,departamento
deproduccién animal,
28040 Madrid, Espagne;
2
Institut
national de la recherche agronomique,station
expérimentale
de sélection porcine,86480 Rouillé;
3
Institut national de la recherche agronomique, station de
génétique
quantitative et
appliquée,
78352Jouy-en-Josas, cedex,
France(Reçu
le 28juin
1991 ;accepté
le 10juin
1992)
Résumé - Une
expérience
de sélection sur la croissance du tissumaigre
chez le porcLarge
White a été réalisée au centre d’insémination artificielle porcine de l’INRA à Rouillé
(Vienne)
entre 1965 et 1989. Au cours de cettepériode,
24générations
de verrats ont été sélectionnées sur un indicecroissance-gras dorsal,
et leurs descendancescomparées
à l’aide d’undispositif expérimental
depères répétés.
Cet article concernel’analyse
des 2caractères mesurés sur les 2 987 verrats contrôlés au cours de
l’expérience :
legain
moyenquotidien
(GMQ)
de 30 à 80(ou 85)
kg
depoids vif,
etl’épaisseur
moyenne du lard dorsal(LM)
mesurée
à 80(ou 85)
kg
depoids
vif. Un modèle mixte individuel univariate a été utilisé. Il inclut des effets de groupegénétique
prenant en compte lesgéniteurs inconnus,
c’est-à-dire les parents despères
non contrôlés(fondateurs
ouimmigrants)
et des mères des verrats contrôlés. En fonction du sexe et de l’année de naissance de leursproduits,
35 groupes ont été définis et,
après
regroupement, les calculs ont été réalisés avec 27 ou8 groupes au total. Avec le modèle à 27 groupes, les
gains génétiques
annuels chez lespères,
sur lapériode
1965-1988, sont estimés à 11,4 g deGMQ
et -0,15 mm deLM,
soit respectivement 1,4 % et 0,9 % de la moyenne. Les gains’
génétiques
annuels chez lesmères,
sur lapériode
1959-1987, sont inférieurs d’environ 20 % à ceux despères
pour les2 variables. Le modèle à 8 groupes donne des
gains génétiques plus faibles,
notamment pour LM. L’évolutiongénétiques
de L31 est assezrégulière
sur l’ensemble del’expérience,
alors que celle duGMQ
estplus irrégulière,
avec une tendance à unplafonnement
au cours*
des 5 dernières années. L’incidence sur les évaluations du nombre de groupes
génétiques
pris
en considération dans le modèle est discutée, en relation avec ledegré
de connexionstatistique
dudispositif
qui en résulte.expérience de
sélection
/ pères répétés
/ croissance musculaire
/ porc
/ modèle
individuelSummary - A repeat-sire mating selection experiment on lean tissue growth in the pig : genetic trends of the traits selected upon. A selection experiment on lean
tissue
growth
inLarge
White pigs was carried on at the INRAartificial
insemination centerof
Rouille(Vienne, France)
from
1965 to 1989. Over thatperiod of
time, 24 boargenerations
were selected on agrowth-backfat
index and their progenycompared
using arepeat-sire mating
design.
The 2 traits measured on the 2 987 boars tested in the experimentare
analyzed
in this paper,namely
averagedaily
gain(ADG)
from
30 to 80(or 85)
kg
liveweight,
and averagebackfat
thickness(ABT)
measured at 80(or 85)
kg liveweight.
These traits, however, were not included in a repeat-sire
design
until 1977, and thedesign
was againmodified
in1984 by including
male progenyfrom
outside untested contemporaryboars. The schedule
of
the experiment is summarized in tableI,
which gives the numberof
boars tested,selected, repeated
and the numberof immigrants for
each year. An individual univariate mixed model has been used in theanalysis.
It includes genetic groupeffects
to deal with unknown(&dquo;phantom&dquo;)
parents. As described in thegeneral pedigree of figure
1,these are parents either
of
untested sires(founders
andimmigrants)
orof
the damsof
tested boars. On the basisof
the sex and yearof
birthof
theparents’
progeny, 35genetic
groups have been
defined. They
wereregrouped
in totalsof
27 or 8 groups, as shown in tableII,
for
2 separateanalyses.
Under the27-group model,
the estimated sire annual geneticgains for
theperiod
1965-1988 are11.4
g and -0.15 mmfor
ADG and ABTrespectively,
equivalent
to1.4
and 0.9 %of
the mean. Damgenetic trends, covering
theperiod
1959-1987, are about 20 % below sire trends
for
both traits. As shown in table III, the 8-group modelyields
lower sire and dam trends,especially for ABT,
but dam trends are below sire trendsonly for
ADG.Phenotypic
trends infigure
2 and genetic trends infigures
3 andl!
show similargeneral
patterns. Genetic trendfor fatness
is consistent over the wholeexperiment, but
genetic change
ingrowth
rate is lessregular
and tends toplateau
in the last 5 years. This may bepartly
due to a lowergenetic
meritof
the immigrants, as shownin table IV. The
effect of
the numberof
genetic groups chosen in the model isdiscussed,
in relation to the connectednessof
theensuing design.
selection
experiment
/ repeat-sire mating
/ lean growth
/ pig
/ animal
modelINTRODUCTION
La vitesse de croissance du tissu
maigre
est reconnuedepuis
longtemps
comme unobjectif
essentiel de sélection chez le porc(voir,
enparticulier,
Fowler etal,
1976).
Compte
tenu des évolutionsgénétiques
récentes despopulations porcines,
cet
objectif
devrait encore êtrel’objet
d’une attention accrue de la part dessélectionneurs à l’avenir
(Ollivier
etal,
1990).
Le critèregénéralement
utilisé pour sélectionner lesreproducteurs
dans ce but est un indice de sélection combinant 2 caractères aisément mesurables sur l’animalvivant,
la vitesse de croissance etl’épaisseur
du gras dorsal. Une telle sélection a été réalisée dans uneexpérience
de cette
expérience
ont étéprécédemment publiés,
pour lapremière
décennie del’expérience
(Ollivier,
1977)
puis
pour les 20premières
années(Ollivier,
1986).
L’objet
de cet article est dereprendre
l’ensemble des résultats del’expérience, qui
s’est terminée en 1989 etqui
couvre donc 24générations
de verrats de raceLarge
White sélectionnés sur un indice
croissance-gras dorsal,
mesuré dans des conditionsd’élevage
relativement constantes. Dans cetravail,
nous essayons d’utiliser toutel’information
disponible
sur lesparentés, grâce
à l’utilisation d’un modèle mixteindividuel,
avec constitution de groupesgénétiques
pour lesgéniteurs
inconnus. Dans lapremière partie
de cetarticle,
nous nous limiterons aux 2 caractères mesurés sur les verrats contrôlés et servant à lessélectionner,
c’est-à-dire la vitesse decroissance et
l’épaisseur
du gras dorsal.MATÉRIEL
ETMÉTHODES
Dispositif
expérimental
Le
dispositif expérimental
initial et les modifications survenues au cours del’expérience
ont étéprécédemment
décrits en détail(Ollivier,
1977 et1986).
Rap-pelons qu’il s’agit
d’undispositif
de«pères répétés», prévu
audépart
pour évaluerla sélection des
pères
(verrats)
sur des caractères X et lesréponses
à cettesélec-tion pour des caractères Y mesurés sur des descendants
(mâles
castrés etfemelles)
abattus. De 1966 à 1976
(phase 1),
les verrats contrôléschaque
année descendaienttous des verrats sélectionnés l’année
précédente,
et ledispositif
neprévoyait
donc pas de mesurer lesréponses
à la sélection pour les variables X. Mais àpartir
de1977
(phase 2)
les verrats contrôléschaque
année descendaient enpartie
des verratssélectionnés l’année
précédente
et enpartie
de ceux sélectionnés 2 ansauparavant.
Le
dispositif permettait
dès lors de mesurer lesréponses
à la sélection pour lesvariables X comme pour les variables Y. Le
dispositif
a de nouveau été modifié en 1984(phase 3)
en incluantparmi
les verrats contrôléschaque
année des fils deverrats extérieurs à
l’expérience.
Ces derniers verrats(immigrants),
issusd’élevages
de sélection de race
Large
Whiteappartenant
à l’UPRAporcine
(unité
nationale de sélection et depromotion
del’espèce
porcine),
étaientcontemporains
des verratscontrôlés l’année
précédente
dans le cadre del’expérience.
Ils étaient sélectionnésparmi
les meilleurs verrats dans les stationspubliques
de contrôleindividuel,
avec un seuil de sélection voisin de 2 écartstypes
au-dessus de la moyennecontemporaine
de station pour l’indice de sélection utilisé dans ces
stations,
telqu’il
est décrit parTibau i Font et Ollivier
(1984).
Le tableau 1 donne les effectifs des verratscontrôlés,
sélectionnés et
«répétés»
au cours del’expérience
ainsi que les années de naissancedes mères des verrats contrôlés.
Analyse statistique
Les variables retenues dans cette
analyse
sont legain
moyenquotidien
àpartir
de 30kg
(GMQ)
etl’épaisseur
moyenne du lard dorsal aupoids
de fin de contrôle(LM!.
Lapériode
decontrôle,
initialement de 30 à 80kg
depoids vif,
a été étendueLes valeurs
génétiques
des individus mesurés dans cetteexpérience
et de leursparents
ont été estimées parapplication
d’un modèle linéaire incluant des effetsgénétiques
individuels(modèle animal)
et des effets de groupegénétique,
selon uneprocédure
décrite par Westell et al(1988),
qui
elle-mêmereprend
un modèleinitialement
proposé
parThompson
(1979).
Le modèle
mathématique
est le suivant :où !2! est la variable mesurée
( GMQ
ouLM); ¡.LIa
moyenne ; AB
i
un effetannée-bâtiment
(fixé),
avec i =1, ... ,
57;
aà l’individu
j,
de varianceo,
2
;
G!
un effetgénétique
additif fixé relatif au groupek,
avec k =1, ... ,
g (le
nombre degroupes g est déterminé comme
indiqué plus
loin) ;
Pjk la contribution du groupe k à la valeurgénétique
del’individu j ;
ej uneffet milieu commun de la
portée
(aléatoire),
de varianceo,2 ;
eij un effet résiduel(aléatoire),
de varianceor2 e
Les
équations
du modèle mixte obtenues àpartir
de[1]
sont modifiées selon unetransformation décrite par
Quaas
et Pollak(1981)
qui
permet
d’obtenir directement les estiméesî!!
des valeursgénétiques
individuelles :Les calculs ont été réalisés selon la méthode de Misztal et Gianola
(1987).
Le pro-gramme d’ordinateur nous a été aimablement fourni par 1 Misztal(communication
personnelle).
On a utilisé des valeurs apriori
des héritabilitésh
2
=or2 a /(ô ’a 2 + oc 2 +Ore 2),
de
0,21
pourGMQ
et de0,61
pourLM,
et des parts de variance dues auxef-fets de milieu commun de la
portée
o,2/(0,2
+a2
+72) ,
de0,29
pourGMQ
et0,07
pourLM, paramètres qui
ont étéestimés
surles 10
premières
générations
del’expérience
(Ollivier, 1983).
Le critère de convergence utilisé àchaque
itération 1est
Ej (ûî
+1
-
Û})2 /!j(V!j)2.
Une valeur-limite de10-
10
a été retenue pour l’arrêt du processus itératif.Le modèle
(1)
permet
d’estimer à la fois les valeursgénétiques
des verrats,qu’ils
soient contrôlés ou non(verrats
fondateurs et verratsimmigrants),
et celles des mères des verrats contrôlés. Lesréponses
à la sélection sont obtenues parrégression
des valeursgénétiques
û
i
en fonction de l’année de naissance des individusconsidérés, qui
sont,
du côtépaternel,
les verrats fondateurs et les verratssélectionnés et
immigrants
(S
etI)
dechaque
annéejusqu’en
1988et,
du côtématernel,
les mères des verrats contrôlés nées de 1959 à 1987. Lesréponses
annuellessont calculées par
régression
linéaire ordinaire. Les variances des estiméesû
i
sontcalculées en faisant
l’approximation
d’unequantité
égale
d’information pour tousles verrats sélectionnés
(valeur
individuelle et moyenne de 11descendants)
ainsi que pour les mères(moyenne
de deuxdescendants),
sur la base desparamètres
génétiques indiqués
plus
haut.Définition des groupes
génétiques
Suivant la définition de Westell et al
(1988),
nous assimilonschaque
parent
inconnu(parent
«fantôme»)
à un groupegénétique,
en faisantl’hypothèse
que ceparent
estreprésentatif
d’un ensemble d’individus mis à lareproduction
au même moment.Sont considérés comme inconnus les
parents
des verrats non contrôlés dans le cadrede
l’expérience
(verrats
fondateurs et verratsUPRA)
et lesparents
des mères desverrats contrôlés
(bien
qu’une
certaineproportion
de celles-ci soient filles desver-rats de
l’expérience),
commeindiqué
dans lafigure
1. Les groupes deparents
sontdéfinis par l’année de naissance et le sexe de leurs
produits.
On voitd’après
leta-bleau 1 que les
parents
des mères des verrats contrôlés serépartissent
en 29 groupes,immigrants
(I)
nés de 1983 à1987,
soit un total g = 35. A titred’exemple,
lacontribution des groupes ainsi définis à la valeur
génétique
d’un verrat contrôléen
1967,
issu degrands
parents
paternels
nés tous 2 en 1964 et d’une mère néeen 1965 est
égale
à0,25 G
o
+0, 25 C
64
+0,
5 G
6
,,.
Lespères
et mères des verratsfondateurs
(tl
o
)
nés en 1964 sont ainsi considérés commeappartenant
à un groupegénétique
(G
o
)
différent de celui desparents
des mères(M)
nées en 1964(G
64
),
carV
descendants des verrats fondateurs ont tous été contrôlés la même année et dans le même
bâtiment,
cequi
induit une confusionstatistique
entre les niveauxAB
l
et
CI
du modèle(1),
confusionqui
n’existe pas pour les autres niveaux. Pour yremédier,
un groupegénétique unique
de fondateurs(verrats
V
o
et mèresM)
a dû être constitué. En outre, les groupes définisplus
haut contribuent trèsinégalement
à l’ensemble des individuscontrôlés,
cequi
justifie
aussi desregroupements.
Commeindiqué
au tableauII,
le nombre total de groupes a ainsi été ramenéà
g = 27 oug=8.
RÉSULTATS
L’évolution des moyennes
phénotypiques
annuelles est donnée dans lafigure
2. L’évolution des valeursgénétiques
moyennes annuelles estreprésentée
dans lesfigures
3 et4,
respectivement
pour lespères
sélectionnéschaque année,
de 1965(verrats
fondateurs,
regroupés
dans l’année1965)
à1988,
et pour les mères desverrats
contrôlés,
nées de 1959 à 1987. On note que l’évolutiongénétique
despères
est surtout
marquée
sur lapériode
1971-1982 pour la vitesse de croissance(GMQ),
alors que
l’épaisseur
du gras dorsal(LM)
suit une évolutionplus
régulière.
Les tendances
génétiques
linéaires sont données au tableau III. Avec le modèleà 27 groupes, les tendances maternelles sont inférieures aux tendances
paternelles
de l’ordre de
20%
pour les 2 caractères. Avec le modèle à 8 groupes, les tendancesL’analyse
permet
aussi de comparer le niveaugénétique
des verrats introduits del’extérieur,
de 1984 à1987,
à celui des verrats sélectionnés dansl’expérience.
Les résultats du tableau IV montrent que les verratsimmigrants
croissent moins viteDISCUSSION ET CONCLUSION
Le
dispositif expérimental d’accouplements répétés
(Goodwin
etal,
1955)
et sa versionsimplifiée
parrépétition
despères
seulement(Dickerson,
1960 :
Hickman etFreeman,
1969)
ont été peu utilisésjusqu’à présent
pour l’évaluation desréponses
à la sélection. A côté de
l’expérience analysée
ici,
qui
semble être la seule de cetype
pour les animaux deferme,
il faut mentionner que ledispositif
a aussi étéexpérimenté
sur animaux de laboratoire(Parker
etal,
1980).
Plusieurs méthodes s’offrent pour estimer les
réponses
à la sélection dans un telpuisqu’il
est conçu pour dissocier les effetsgénétiques
(générations
ou cohortessuccessives)
des effets de milieu par unesimple analyse
de moindres carrés. C’est laméthode
qui
a servi àanalyser
lapremière
décennie de cetteexpérience
(Ollivier,
1977).
L’application
d’un modèle «mixte»paternel,
paropposition
au modèle«fixé»
précédent,
offrel’avantage
d’estimer les valeursgénétiques
individuelles despères utilisés,
et ainsi d’éliminer d’éventuels biais consécutifs à la nonrépétition
decertains
pères.
C’est la méthodequi
a étéappliquée
àl’analyse
des 20premières
générations
(Ollivier, 1986).
L’utilisation d’un modèle mixte individuel(ou
modèleanimal),
appliqué
ici à l’ensemble del’expérience,
offrel’avantage
d’estimer la valeurcelle de tous ses
apparentés, après
élimination des effets de milieu. Lesgénérations
successives sont ainsi connectées entre elles à travers lespedigrees
et undispositif
derépétitions d’accouplements
n’estplus
alors strictement nécessaire. Cela apermis
enfait dans notre
analyse
d’évaluer les valeursgénétiques
relatives de l’ensemble des 24 cohortes de verrats(1965-1988),
alors quel’analyse
précédente
(Ollivier, 1986)
ne
permettait
pas de remonter avant 1975.En
contrepartie,
l’utilisation d’un modèle mixteimplique
un modèlegénétique
sous-jacent,
avec desparamètres génétiques supposés
connus. Nous avons choisi unmodèle
univariate,
avec 2paramètres
o,
et
a
/
pour
chaque caractère,
depréférence
à un modèle bivariatequi
auraitimpliqué
6paramètres
et une corrélationgénétique
pourlaquelle
des estimations assez peu concordantes avaient été obtenues sur les10
premières
générations
del’expérience
(voir
Ollivier, 1983,
p108).
L’intérêt des modèles mixtes dansl’analyse
desexpériences
de sélection a été discuté en détail parSorensen et
Kennedy
(1986)
etKennedy
(1990).
Soulignons
lanécessité,
en l’absenceNotons que dans notre
expérience.
avant1975.
il y avait seulement recouvrementdes
générations
maternelles.La
prise
en compte d’effets de groupesgénétiques,
tels que nous les avonsdéfinis dans
l’analyse
du modèle(1).
estjustifiée
par la structure de l’information recueillie dans cetteexpérience
de sélection. Contrairement auxexpériences
desélection
classiques,
celle-ci nepermettait
pas de contrôler la totalité de la sélectionpratiquée.
du faitdes
immigrations
(voir
Ollivier,
1985).
Lapopulation
considéréeest en effet ouverte à des
migrations
degéniteurs
issus depopulations
extérieures àl’expérience
et soumises à despressions
de sélectionqui
leur sont propres etqui
sont souvent inconnues. Tel est le cas d’une part des mères des verrats contrôlés dans leurmajorité, depuis
le début del’expérience,
et d’autrepart
des verratsimmigrants
introduits àpartir
de 1983.Ignorer
l’existence de groupes dans ce contexte reviendrait à considérer que tous les individus sanspedigree
(les
inconnusde la
figure
1)
appartiennent
à une mêmepopulation
de base.Ainsi,
parexemple,
les mères nées en 1987 seraient alors
supposées
provenir
de la mêmepopulation
queles mères nées en 1960. Comme
indiqué
par Westell et al(1988).
les effets de grouperendent compte d’une sélection
qui n’apparaît
pas dans lesdonnées,
à travers des relations deparenté
connues.Le
problème
pratique qui surgit
alors est de décider du nombre de groupesà
prendre
en compte et de la manière de les constituer. C’est unequestion
trèsdébattue et à
laquelle
on ne peut pas pour le moment donner deréponse précise
et suffisamment
générale.
Unrisque
à éviter estcelui,
souligné
parQuaas
(1988),
des confusions
statistiques qui
peuvent seprésenter
dans l’estimation des effets de groupe, si leur nombre esttrop
élevé. Laquestion rejoint
leproblème
plus général
de la «connexion»statistique
dans lesdispositifs
d’évaluationgénétique, qui
a étérécemment discuté de manière
approfondie
parFoulley
et al(1990).
La variance del’erreur de
prédiction
augmente
en effet dans lesdispositifs
à groupes nombreux etmal
connectés,
mais,
àl’opposé,
en réduisant le nombre des groupes pour améliorerles connexions on se heurte au
risque
de biais des évaluations. Dans notre cas,l’évaluation du niveau
génétique
des fondateurs estexposée
à cerisque, puisque,
comme on l’a vu, ledispositif expérimental
impose
de regrouper les fondateursmâles et femelles en un groupe
unique.
Nous avons, parailleurs,
choisi de comparer 2stratégies
de groupement dans notreanalyse,
avec d’une part un nombre total de groupes(27)
proche
du maximumpossible
en se basant sur les années denaissance,
et d’autre
part
une réduction de ce nombre à 8 en rassemblantplusieurs
années dans un même groupe. A défaut de critèresprécis
dudegré
de connexion tels que ceuxdécrits par
Foulley
et al(1990)
ou la mesureproposée
récemment parFoulley
et al(1992).
le nombre des itérations nécessaires pourparvenir
aux solutionspourrait
constituer un indicateur de la valeur relative des 2
dispositifs
que nous avonsconstitués. Il
apparaît
en effet que le nombre des itérations est considérablement diminué(de
26 et53%
pourGMQ
et LMrespectivement)
quand
on passe de 27à 8 groupes. En
contrepartie,
la réduction du nombre des groupesgénétiques
à 8 tend à surestimer le niveaugénétique
desparents
des fondateurs et à sous-estimer celui des mères en find’expérience.
Il en résulte un tassement des valeursgénétiques
extrêmes,
que montrent les évolutionsannuelles.
etqui
entraîne une sous-estimation des évolutionsgénétiques.
Onpeut
également
penser que ledegré
de connexion avariables
GMQ
et LM. Uneanalyse séparée
de lapériode
1966-1976(phase 1)
et de lapériode
1977-1988(phases
2 et3)
montre que la vitesse de convergence n’est quefaiblement ralentie dans cette dernière
période malgré
le doublement du nombre deséquations.
En
conclusion.
si on retient le modèle à 27 groupes,qui
minimise lerisque
debiais,
l’efficacité de la sélection se traduit par desgains génétiques
annuels moyensde
l
i
4
(11.4 g)
et0.9
(-0,15 mm)
%
de la moyenne,respectivement
pourGMQ
et
LM.
Sur les 24générations
de verrats de cetteexpérience,
legain
génétique
total pourGMQ
est d’environ 240 g et la réduction del’épaisseur
du tissuadipeux
dorsal sous-cutané est d’environ 4 mm. Le
gain
phénotypique
total observé pourGMQ
(fig
2),
d’environ 200 g, est inférieur augain génétique, malgré
le passaged’une alimentation restreinte à une alimentation à volonté
des
verrats en 1969et
l’augmentation
de 80 à 85kg
dupoids
de fin de contrôle en 1977. Il faut enrevanche noter que la réduction totale de
l’adiposité
dorsale est nettementplus
marquée
phénotypiquement
(environ
10mm)
quegénétiquement,
et cemalgré
l’augmentation
de 5kg
dupoids
vif au moment de la mesure(intervenue
en1977),
cequi
équivaut
à environ 1 mm deplus.
Cette différencepourrait provenir
d’un
changement
dans la méthode de mesure du grasdorsal, qui
s’est traduit par une diminution deplus
de 5 mm entre 1974 et 1976(voir
fig
2b).
Alors quel’évolution
génétique
del’adiposité
des verrats est assezrégulière
tout aulong
del’expérience,
unplafonnement
de la vitesse de croissance àpartir
de 1984 est à noter.L’introduction de verrats
extérieurs,
de niveaugénétique
inférieur en croissance àcelui des verrats sélectionnés dans
l’expérience
(tableau
IV).
pourrait
ne pas êtreétrangère
à l’infléchissement observé.L’analyse
de mesuresplus
détaillées recueilliessur les descendants des verrats considérés dans cet article devrait
permettre
depréciser
ces évolutionsgénétiques.
REMERCIEMENTS
Les auteurs remercient F Bariteau et J Bussières
(Station
expérimentale
d’insémination artificielle deRouillé)
pour le soinapporté
à l’utilisation des verrats sélectionnés et sontreconnaissants à H Bernardin, C
Felgines,
fiIJoseph
et HLagant
pour leur contribution au traitementinformatique
des données.Ce travail a bénéficié d’une aide accordée dans le cadre d’une action
intégrée
franco-espagnole
cofinancée par le ministèreespagnol
de l’Education et de la Science et le ministèrefrançais
des Affairesétrangères.
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