pattes tordues » du poulet
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ESTTMATTON DES PARAMETRES GENETIQT ES DF,s DEFORMATTONS OBSERVEES DANS LE SYNDROME DIT DES "PATTES TORDUES" DU POULET DE CHAIR Le Bihan-Duval Elisabethr, Betumont Cetheriner, Colleau JJ.2 TINRA,Stationde Recherches Avicoles,37380Notuilly. î.lRA, Station de GénétiqueQuantitativeet Appliquée,78350 Jouy-en-Josas. Résumé ("valgus",'varus' et "cowdestois déformations Cefieétudea pourbut d'estimerles paramèfesgénétiques portÊntsurdeux dalrsle syndromedit de.s"pattestordues"du pouletde chair.Iæsanalyses boy") renconfrées lignéesde pouletde tl1e "chair".Dansla première,14264animauxdesdeuxsexesissusde lll pèreset 76 8164animauxissusde% pères grand-pères maternels et répartisdans14lots sontétudiéset, dansla seconde, avocun modèlelinéaire materîelset épartis dalrs ll loS. Iæs ônnês sont analysées et 7l grand-pères généralisé Le modèled'analysecomporteleseffetsfixésdes utilisantla fansfannationlogistiquemultinomiale. sontestiméspar Iæsparamères maæmels. los d'éclosionainsiqueleseffetsaléaoiresdespèreset grand-phes 'varus' et "cow-boy"ont de type t.esrésultatsobtenusmontrentquelesdéformations uneapproche bayésienne. génétique un déterminisme fès proche.b dr;gréde gravitéde la maladiepeutêtrenégligé. Introduction du pouletde chair se sontaccompagÉsde Les pog1èsspectaculairas réaliséssur la vitessede croissance dit des"PatlesTordtres".Celui+i enEaînerme du syndrome I'apparitionde houbleslocomoteurs et notamment qtt lmeaugmentation dela mortalitéet un tauxdesaisieæcrii.Quaf,eéhdesseulement baissedeperformance, génétiqræs de ce syndrome: cellesde llstmann et Flock QnD, étéconwréesà I'estimationdesparamèlres et llarlou (1984).Aucunene distingueles fois Leenstaet al. (1984), M€rceret Hill, (1984)et Sor€nsen I'objectifdenotre (valgus,varusoucow-boy)décritesparIætenieretNys(1992).Enconséquence, déformations préciser lesliaisons et de génétiques decesûoisdéformations étudeestd'estimer,sexeparsexe,lesparamères génétiques enFeles formeslégèreset grayesde chacuned'entreelles. Matériel et Méthodes de tlpe chair.Pendanttroutela Les donnéessontrecueilliessur desanimauxde deuxligréescommeiciales périoded'élevage,les animauxsontplæésau rcl et répartisselonla lignéedans14 ou 1l lots d'élevages différcnts.Dansla pemière ligrée, l'étudeptrte sur l42g animauxissusde 111pèreset 76 grand-pèrc.s animaux mat€rnels.Iæs maternels srn8.164animauxissusde94 pèraset 7l grand-pèr€s et, damla deuxièrne, parlæterrieret Nys pnoposés individrællement et classés, enseréférantarx critèrres sontexaminés à 6 semaines (1992),en sain,nalgus,varusou cow-boy. parcatégorie lesnombrestotauxd'observations Deuxdéfautsnepouvantêfe mesurés simulanément, (définieoommeunecombinaison de niveauxde variablesexplicativesdu de réponseet par sous-population modèle)suiventunedisfibution multinomiale.L'analysede ce typede donnéessort du cadreclassiquedes avecfonctionde lien logistique méthodeslinéaires.Nousavonsdonc utilisé un modèlelinéairegénéralisé défannations, la sensibilitéauxdifférenæs multinomial.L'objectif decetteétudeétantd'analyserconjoinæment durappoltente la probabilité logarithme pourchaquepathologie nousconsidérons et chaqrcsous-populuion,le du logit va ônc la maladieet celledercsærsain.Cerapportestappelélogit Uneaugmentatiott de déclencher auxcodes ptlrologiquesconespondent sesclass€s dansle sensd'uneplusforteseruibilité.Selonlesanalyses, de ces debasedéfinisau seindu syndrome"pattestordues"(valgus,ymn ou cow-boy)ou à dessubdivisions Le modèled'explicationdeslogitstientcompædes mêmescatégories en fonctionde la gfavitédu symptôme. desanimaux despèreset gand-pèresmatemels effetsfixésdu lot d'éclosionsurleslogib ef deseffetsaléatoircs mesurés. par le modede u sontestimésen utilisantuneapprochebayésienne Iæs effetsfixés b et génétiques la densitéconjointea posterioridu vecteru0 = ([', u'). Trouvercemoderevientà égalersadérivéeà zéro.]vlais 155 celle-ci n'est pas linéaire en 0. Un atgaithme itératif de Newton-Raphsona donc été utilisé. Pour un jeu de paramèhesde dispersiondonné,les itérationssur les paramèfresde position sont poursuiviesjusqu'à ce que la différence moyenneentre deux itérationssuccessivessoit inférieure à l0ro' Iæs paramètresde dispersionsont estiméspar la Métlrodede Maximum de Vraisemblarrcelvfarginale(MWD (Foulley et al., 1987).Cetteméthode correspondau REML dansle casde donnéesnormales(Foulley et al., 1987)maiselle entrafnede lourdscalculs infumatiques. Van Raden et Jung (1988) ont proposé, dans le caôe du modèle linéaire, d'utiliser une appoximæion du RE\,IL diæ "tilde-hat' pour I'estimationdesparamèr,asde dispersion.Celle+i rÉduitfqtement les co{itsde calcul : elle requiertuniquementI'inversionde matricesde taille trs réduite(ici, (c-l)x(c-l), où c est le nombrede catégoies considérées). Les paramètresgénétiquesdes trois déformationssont d'abord estiméssexe par sexe dans les deux lignées avec un modèle 'pèrc et grand-Sre" et I'appoximation "tilde-hat". Iæs itérations génétiquessont poursuiviesjusqu'à ce que la différencemoyenneenFedeux itérationssuccessivessoit inférieure à l0r0'. Puis les paramèhessont estimésen distinguantles déformationslégèreset gnves. Cetteanalysea été restreinteaux mâles du fait de la faible incidencedes défautsgaves chez les femelles.Cetæanalyseportant sur un total de six carætères,desdifficultés de convergenceont été rencontréesavecle tilde-hat Nous avonsdoncchoisi, pour cetteapplication,d'estimerles composantes de la variancepar le Maximum de Vraisemblarneldarginate(MVM) avec un algcithme de type EM. Cere méthodea oommedésavantageune vitessede convergencelente, mais garantitconhairementau tilde-hat une estimationdéfrniepositive de G. En raisonde coûtsde calcul imporans, cetteanalysea étéconduiæen considérantun modèlestatistiquesimplifié, danslequel les effets génétiquessont réduis aux effets pères (supposésnon apparentésdans ce cas particulier). Les itérations génétiqræssont poursuiviesjusqu'à ce que la différencemoyenneentredeux itérationssuccessives soientinférieuresà 2.10e. Résultats Il ressortde I'analyse réaliséeen utilisant un modèle "père et grand-pèrematernel"et en distinguantmâleset femelles que tous les défauts sont héritablesdans les deux sexes.Pour les valgus, les héritabilités estimées apparaissentsimilaires dans les deux sexes.Elles sont, respectivementchez les mâleset les femelles, & O.27 et 0.28 dans la lignée A et de 0.37 et0.4 dansla lignée B. Iæs estimationsdes héritabilités des déformations de type cow-boy et vanrs sont plus variables.L'tréritabilité du cow-boy est forte et varie de 0.50 à 0.69, à I'exception des fernellesde la lignée B pour lesquellesI'héritabililé estde0.22. L'héritabilité du varusvarie de 0.18 à 0.45 selonla lignéeet le sexe. Les résultatssouligrent égalementI'existenced'une corélation génétiquefortementpositive entre "vanrs' et "cow-boy". Dans la lignée A, cetle estimationvaut 0.75 dansles 2 sexes; dansla lignée B, elle vaut 0.80 et 0.71 pour les mâleset femellesrespectivement. Iæs liaisonsgénétiquesentrele valguset les deux autres déformationsvarient selon le sexe.Chez les femellesla sensibilitéau valgus est négativementcorréléeavec lia sensibilitéau varus : les estimationsde la corrélationgârétiqræsont de - 0.52 dansla ligrée A et de - 0.54 dans la lignée B. I.es corrélationsgénétiquesenre valgus et cow-boy sont hès faibles dans ce sexe(- 0.13 dansla lignéeA et 0.ll dansla lignéeB). Chezles mâlesde la lignéeB, valguset yanrssontpositivementcorrélés(r. de 0.50) ; il en est de mêmedes valgus et cotv-boy (r. de 0.53). Chez le.smâlesde la lignée A, la corrélation géttétiqueentre valgus et cow-boy est toujours psitive (0.28), celle entre valgus et van$ légèrementnégative ({.0e). L'héritabilité desdéfautssévèresest plus élev& que celle desdéfautslégers.Ces différencessont plus marquéespour les défmnrationsde t1ryevalguset cow-boy. L'héritabilité du valgusgraveest, dansles 2 lignées rcspectivement, de 0.39 et 0.53, celle du valguslégerde 0.09 et 0.18.Pour le cow-boygrave,elle est de l.l3 et 0.95 dansles deux lignéeset pour le cow-boy légerde 0.43 et 0.61.Par ailleurs,cetteéhrdemonhe I'existence d'une forte corrélationgénétiqueenhe les formeslégèreset gravesde chaquedéformation.Cescorélations sont estimées(respoctivementdansles lignéesA et B) à 0.91 et 0.96 pour le ralgus,0.95 et 0.74 pour le varus et 0.88 et 0.73 pour Ie cow-boy. Discnssion Les déformationséhdiées ici ne peuventêtre considér,ées c(mme des caractèresordonnés.Le modèle à seuil développépar Gianola et Foulley (1983) ne s'applique pas à c€ cas. hr conre le modèle logistique linéaire multinomial convient à des donnéesdiscÈtes rnn ordonnées.lvlais si de nombreusesapplicationsdu modèleà seuil avec un modèle mixte ont été décritesdans la littératue (Foulley et N[anfredi, 1991), I'utilisation d'un 156 modèlelogistiqueest rare.A noFeconnaissance du moins,seulGianola(1980)a utilisé unetransformation logistiquepourétudierdesdonnées polyûomiques discrèiesnonordonnées dansle casd'un modèlemixæ.Mais les logis considééscorespondent auxrapportsdeseffectifsobsenrés et nonaux rapportsde probabilités. Ia qualié desestimations obtenues avecnoEeméthode(expriméeen termed'unepart d'&araentremoyennedes estimations et valeurintroduitedansla simulation,de variancedesestimations d'autreprt) a étévérifiéepar simulationssur deuxcarætèrespour différentesvaleursd'incidenceet de pramètresgénétiques (Le BihanDuval,195). En particuliexles estimations sontpeuou pasbiaiséaslasque les incidences sontsuffis:mt€s. Læshéritabilitésdeshois déformations apparaissent élevês maisil est délicatde les compareraux résultatsde la litérature. Très peu de travauxont êtêconsærésà l'éûde du déærminisme génétiquedes différentstypesde défautsd'aplomb.Ceux-ciétaientdephs le plussouventconfondus dansun seulcarætère. La seuleexceptionsembleêtrel'étudede lvferceret Hill (1984)qui distinguentles angulations en valguset vanrs.Ceux-citavaillent sur plus de 25.000poulersmâIeset femellesissusde 3 lignées.Iæs pramères géttétiques de cesdeuxdéformations, ainsi qued'auûesdéfautsdu squelettasontestimésà la fois par une méthodelinéaire et la méthodedes "hobands" de Falconer(l%5). La moyennede leurs estimations d'héritabilitéest&,0.22 pourle valgusà de 029 pourle varus.Cesvaleurssontun peuplus faiblesqueles nôtesmaisobtenuss surdeslignéesdifférenæs et avecd'aubesméthodes Lescorélationsgénétiques d'analyse. ente vanrset corv-by sontélevées. génétiques Uneællesimilitudedesdéterminismes decesdeuxdéformations n'estguèresurprenante carcesdeuxdéfautssontcliniquement etépidémiologiquement rès similaires.Parcontne, le signede la corrélæiongénétique entrevaruset les deuxautresdéformations peutvarieravecle sexe.Pour I'instantdu moins,alrcuneinterprétation biologiquenepeutêtredonnéeà ce phénomène. It pounaitêtredû au hasardd'échantillonnage orrà desdifférences génétique de déterminisme enfe sexes. PourchaquedéformationI'héf,itabilitéde la fannelégèreestplusfaiblequecellede la formegrave. Cesdifférencessontimpatanæspourla déformation de t1çevalgusdansles 2 lignéeset pourla déformation de typecow-boydansla lignéeA. ta plusfaiblehéritabilitédesfanneslégèresestæs probablement dueà des confusionsentreanimauxsainset légèrement par aÉeints.Ceserreusde notationssontsansdouæaggravées la tendance du notateurà appliquerunenotationtrèssévère.Dansla pésenæétude,lescorélationsgénétiques estiméesente les formeslégèreset gravessontÈ.s élevées.Celajustifie le fait de considérerles animanx légèrementafieintscommemaladeset de confondreles deu formesde la maladie.Regrouperces deux catégories réduitle nombrede sors+lasses présentant desincidences Pourchæunedesdéformations extrêmes. I'héritabilitéestiméesurl'échellecontinueen regoupantlesformeslégèreset gnvesestdeplts assezélevée. Conclusion Cespremiersrésultatsmonhentqu'aumoinsle valgusderrraitêtredistinguédesdeuxautresdéformations. Il sembleen effet qu'utrcsélectionbaséesurle seulcritèrrede la pésence(ou absence) de roubleslocomoteurs réduiraitles valgusen raisonde leur incidencepépondéranæ. MaislesconsQuences surI'incidencedesvanrs ou cow-boypourraientêre faiblesvoircdéfavaables du fait desconélationsgélrétiquas négatives estimées chez les femelles.hr conberegrcuperv:rruset cow-boypeutêneenvisagé. Iæurfr{uence cumuléeestprochedu l0 7o,ce qui amèned'aprèsnossimulationsà unemeilleueprécisiondesestimations. Référenccs Falconer D.S.,1965.Ann.Hum.Genet.Lond.,29,5l-76. Foulby JI., Im S.,GianolaD., Hôschele I., 1987.Génét.,Sé1., Evol., lg,lg7-221. FoulleyJJ,.,Manfrredi E., l9l. GénéL,Sé1., Evol.,2g,ng43g. GianolaD., 1980.I. Anim.Sci.,51, ln2-1n6. GianolaD., FoulleyJJ.., 1983.GénétSé1.Evol.,llS,2Ol-22A. llarûnann\[r., Flock D. K., 1979.Proc.Brit. Foull BreedenRoundtable, Glasgow,GB. Iæ Bihan-DuvalE., 195. 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