where: Yijk, is the observation of

where: Yijk, is the observation of the dependent variable of the Ith fish; a is the overall
mean; tj is the fixed effect of ith tank, (i = 1,2,3); h, is the fixed effect of jth health
score, (j = 1,2); mk is the fixed effect of the kth sexual maturation status, (k = 1,2);
uijk, is the random additive genetic effect of the Ith fish; cijk, is the random common
full-sib effects for Ith fish due to factors other than additive gene effects and eijkr =

random error. The additive genetic effects, the common full-sib effects due to factors
other than additive gene effects and the residual effects were assumed to have independent
normal distributions with zero means and variances of cr2 U, u2c and u*e
respectively. The (cohariance components were estimated from a derivative free
restricted maximum likelihood (df-REML) algorithm (Meyer, 1989; Meyer, 199 1 a)
using programs based on software written by Meyer (1991 b). Firstly, a univariate
analysis for each trait was performed according to the model; antibody concentration to
V. anguillarum and V. salmonicidu O-antigens and body weight at the three samplings.
Subsequently, a bivariate analysis was run on combinations of traits grouped in pairs to
estimate genetic correlations. The fixed effects were included in the analysis only when
they contributed significantly (P < 0.05). When estimating genetic correlations, the
common full-sib effect was not included. The sampling variances of the genetic
correlations were obtained according to Scheinberg (1966).
The survival data of each full-sib group were calculated from Material I as the
number of fish at slaughter relative to the number of fish transferred to sea water
(n = 2001, corrected for the number of fish in each group slaughtered one year after
transfer to sea water because of early sexual maturation. A model including the effect of
sire and dam nested within sire was used to estimate the least square means for half-sib
groups both for the traits estimated with Material I and with Material II data.
Product-moment correlations were estimated between survival rate and frequency of
early sexual maturation and weight at slaughter with data from Material I and using the
least square means of full-sib groups for traits studied in Material II.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ที่: Yijk จะเก็บข้อมูลของตัวแปรขึ้นอยู่กับระยะปลา เป็นโดยรวมความหมาย บริษัททีเจบริจด์เป็นผลถาวรของระยะถัง, (ฉัน = 1,2,3); h เป็นผลถาวร jth สุขภาพคะแนน, (j = 1, 2); เอ็มเคเป็นผลถาวรของสถานะทางเพศแก่ kth, (k = 1, 2);uijk เป็นลักษณะพิเศษทางพันธุกรรมสามารถสุ่มปลาระยะ cijk มีทั่วไปสุ่มผลเต็มสิบสำหรับปลาระยะเนื่องจากปัจจัยผลกระทบของยีนสามารถและ eijkr =ข้อผิดพลาดแบบสุ่ม ลักษณะทางพันธุกรรมสามารถ ผลเต็มสิบทั่วไปเนื่องจากปัจจัยนอกจากยีนสามารถ ลักษณะพิเศษและลักษณะพิเศษส่วนที่เหลือถูกสมมติให้มีอิสระการกระจายปกติกับศูนย์หมายความว่าผลต่างของ cr2 U, u2c และคุณ * eตามลำดับ การ (cohariance คอมโพเนนต์ถูกประเมินจากอนุพันธ์ที่ฟรีจำกัดความเป็นไปได้สูงสุด (df-REML) อัลกอริทึม (Meyer, 1989 Meyer, 199 1 ตัว)ใช้โปรแกรมโดยใช้ซอฟต์แวร์ที่เขียน โดย Meyer (1991 b) ประการแรก เป็นอย่างไร univariateทำการวิเคราะห์แต่ละติดตามรูป ความเข้มข้นของแอนติบอดีเพื่อV. anguillarum และ V. salmonicidu O antigens และน้ำหนักที่ samplings 3ในเวลาต่อมา วิเคราะห์ bivariate ถูกเรียกใช้บนชุดของลักษณะกลุ่มคู่ไปประเมินความสัมพันธ์ทางพันธุกรรม ผลถาวรรวมอยู่ในการวิเคราะห์เฉพาะเมื่อพวกเขาส่วนมาก (P < 0.05) เมื่อประเมินความสัมพันธ์ทางพันธุกรรม การผลเต็มสิบทั่วไปไม่รวม สุ่มตัวอย่างผลต่างของการทางพันธุกรรมความสัมพันธ์ได้รับตาม Scheinberg (1966)มีคำนวณข้อมูลการอยู่รอดของแต่ละกลุ่มเต็มสิบจากวัสดุฉันเป็นโอนจำนวนปลาที่ฆ่าเทียบจำนวนปลากับน้ำทะเล(n = 2001 แก้ไขสำหรับหนึ่งปีหลังจากฆ่าจำนวนปลาในแต่ละกลุ่มโอนย้ายไปยังน้ำทะเลเนื่องจากพ่อแม่เพศก่อน แบบจำลองที่รวมผลของใช้การประเมินวิธีการตารางอย่างน้อยในครึ่งสิบสิเหร่และเขื่อนที่ซ้อนอยู่ภายในเดินกลุ่มทั้งสองสำหรับลักษณะที่ประเมิน ด้วยวัสดุผม และข้อมูลวัสดุ IIความสัมพันธ์ขณะนี้ผลิตภัณฑ์ได้ประมาณอัตราการอยู่รอดและความถี่ของทางเพศแก่ก่อนกำหนดและน้ำหนักที่ฆ่า ด้วยข้อมูลจากวัสดุฉันและใช้การหมายถึงพื้นที่อย่างน้อยกลุ่มเต็มสิบสำหรับลักษณะศึกษาวัสดุ II

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ที่อยู่: Yijk คือการสังเกตของตัวแปรตามของปลา Ith; คือโดยรวม
เฉลี่ย; TJ เป็นผลคงที่ของถังที่ i (i = 1,2,3); ชั่วโมงเป็นผลคงที่ของการมีสุขภาพที่ j
คะแนน (ญ = 1,2); mk เป็นผลคงสถานะของการเจริญเติบโตทางเพศ KTH (k = 1,2);
uijk เป็นผลกระทบทางพันธุกรรมสารเติมแต่งแบบสุ่มของปลา Ith; cijk เป็นเรื่องธรรมดาสุ่ม
ผลกระทบเต็มสิบสำหรับปลา Ith เนื่องจากปัจจัยอื่น ๆ นอกเหนือจากสารเติมแต่งผลกระทบของยีนและ eijkr = ข้อผิดพลาดแบบสุ่ม ผลกระทบทางพันธุกรรมสารเติมแต่งผลกระทบเต็มสิบทั่วไปเนื่องจากปัจจัยอื่น ๆ นอกเหนือจากสารเติมแต่งยีนผลกระทบและผลกระทบที่เหลือได้รับการสันนิษฐานว่าจะมีอิสระการแจกแจงปกติที่มีศูนย์วิธีการและความแปรปรวนของ cr2 U, u2c และ U * อีตามลำดับ (ส่วนประกอบ cohariance ถูกประเมินจากอนุพันธ์ฟรีโอกาสสูงสุด จำกัด (DF-REML) อัลกอริทึม (เมเยอร์, ​​1989; เมเยอร์ 199 1) การใช้โปรแกรมบนพื้นฐานของซอฟแวร์ที่เขียนโดยเมเยอร์ (1991 ข) ประการแรก univariate. การวิเคราะห์สำหรับแต่ละ ลักษณะที่ได้ดำเนินการตามรูปแบบความเข้มข้นแอนติบอดีต่อ. V. anguillarum และ V. salmonicidu O-แอนติเจนและน้ำหนักตัวที่สามตัวอย่างต่อมาได้รับการวิเคราะห์ bivariate ทำงานในลักษณะการรวมกันของกลุ่มในคู่ที่จะประเมินความสัมพันธ์ทางพันธุกรรมคงที่. ผลกระทบถูกรวมอยู่ในการวิเคราะห์เฉพาะเมื่อพวกเขามีส่วนร่วมอย่างมีนัยสำคัญ (P <0.05). เมื่อประเมินความสัมพันธ์ทางพันธุกรรม, ผลเต็มรูปแบบ-SIB ร่วมกันไม่ได้รวม. ความแปรปรวนทางพันธุกรรมตัวอย่างของความสัมพันธ์ที่ได้รับตาม Scheinberg (1966). การอยู่รอด ข้อมูลของแต่ละกลุ่มเต็มสิบจะถูกคำนวณจากวัสดุผมเป็นจำนวนปลาที่ฆ่าเทียบกับจำนวนปลาที่โอนลงไปในน้ำทะเล(n = 2001 แก้ไขสำหรับจำนวนของปลาในแต่ละกลุ่มฆ่าหนึ่งปีหลังจากที่ถ่ายโอนไปยังทะเล เพราะน้ำของการเจริญเติบโตทางเพศในช่วงต้น รูปแบบรวมทั้งผลกระทบของพ่อและเขื่อนซ้อนกันภายในฝ่าบาทถูกใช้ในการประเมินวิธีการอย่างน้อยตารางสำหรับครึ่ง-SIB ทั้งสองกลุ่มลักษณะที่มีวัสดุที่คาดผมและมีวัสดุ II ข้อมูล. ความสัมพันธ์ของผลิตภัณฑ์ช่วงเวลาประมาณระหว่างอัตราการรอดตายและความถี่ ของการเจริญเติบโตทางเพศในช่วงต้นและน้ำหนักที่ฆ่ากับข้อมูลจากวัสดุผมและการใช้วิธีการอย่างน้อยสองของกลุ่มเต็มสิบสำหรับการศึกษาในลักษณะวัสดุครั้งที่สอง

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

สถานที่ : yijk คือการสังเกตของตัวแปรของ ith ปลา ; เป็นค่าเฉลี่ยโดยรวม
; TJ เป็นคงที่ผลของอ. ถัง ( i = 1 , 2 , 3 ) ; H , แก้ไขผลของคะแนน jth สุขภาพ
( j = 1 , 2 ) ; MK คือ แก้ไข ผลของ kth เพศอายุสถานะ ( k = 1 , 2 ) ;
uijk เป็นสุ่มเสริมผลของพันธุกรรม ith ปลา cijk เป็น
ทั่วไปแบบสุ่มเต็มสิบผลสำหรับ ith ปลาเนื่องจากปัจจัยอื่นมากกว่ายีนแบบผลและ eijkr =

สุ่มข้อผิดพลาด สารเติมแต่งพันธุกรรมลักษณะทั่วไปเต็มสิบผลเนื่องจากปัจจัย
นอกจากยีนแบบผลกระทบและผลตกค้างถูกสันนิษฐานว่ามีการแจกแจงปกติอิสระ
0 ค่าเฉลี่ยและความแปรปรวนของ cr2 U , u2c และ u * e
ตามลำดับ( ส่วนประกอบ cohariance ประมาณได้จากอนุพันธ์ฟรี
จำกัดความน่าจะเป็นสูงสุด ( df REML ) ขั้นตอนวิธี ( Meyer , 1989 ; Meyer , 199 1 )
ใช้โปรแกรมขึ้นอยู่กับซอฟต์แวร์ที่เขียนขึ้นโดยเมเยอร์ ( 1991 B ) ประการแรก เป็น 2
การวิเคราะห์สำหรับแต่ละลักษณะมีการปฏิบัติตามรูปแบบ ; แอนติบอดีที่ความเข้มข้น anguillarum และ V

Vsalmonicidu o-antigens และน้ำหนักตัวที่ 3 ครั้ง .
ต่อมาการวิเคราะห์ถดถอยคือวิ่งบนชุดของลักษณะที่ปรากฏในคู่

ค่าความสัมพันธ์ทางพันธุกรรม แก้ไขผลถูกรวมไว้ในการวิเคราะห์เมื่อ
พวกเขามีส่วนร่วมอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ( p < 0.05 ) เมื่อคำนวณสหสัมพันธ์ทางพันธุกรรม พบผล
ซิบเต็มไม่รวมศึกษาความแปรปรวนของพันธุกรรม
ความสัมพันธ์ได้ตาม scheinberg ( 1966 ) .
การอยู่รอดของแต่ละกลุ่มข้อมูลเต็มสิบได้จากวัสดุชั้นเป็นจำนวนปลาที่ฆ่า
เมื่อเทียบกับจำนวนปลาย้ายไปทะเล
( n = 2001 การแก้ไขสำหรับจำนวนของปลาในแต่ละกลุ่ม ฆ่าหนึ่งปีหลังจาก
ถ่ายโอนไปยังน้ำทะเลเพราะต้นเรื่องวุฒิภาวะ รูปแบบและผลกระทบของเขื่อนอยู่ภายในและ
ฝ่าบาทพะย่ะค่ะ เคยใช้วิธีกำลังสองน้อยที่สุดประมาณสักสิบ
กลุ่มทั้งคุณลักษณะกับผมและมีข้อมูลประมาณการวัสดุวัสดุ 2 . ช่วงเวลา
ผลิตภัณฑ์ประมาณอัตราการรอดตาย และความสัมพันธ์ระหว่างความถี่ของ
ทางเพศเร็วและน้ำหนักที่การฆ่าด้วยข้อมูลจากวัสดุที่ผมใช้วิธีกำลังสองน้อยที่สุด
ซิบเต็มลักษณะของกลุ่มเรียนในวัสดุ 2