HAL Id: hal-00894009
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Submitted on 1 Jan 1993
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Paramètres du croisement entre 3 souches de lapin et analyse de la réponse à une sélection sur la taille de
portée : caractères des portées à la naissance et au sevrage
Jm Brun
To cite this version:
Jm Brun. Paramètres du croisement entre 3 souches de lapin et analyse de la réponse à une sélection sur
la taille de portée : caractères des portées à la naissance et au sevrage. Genetics Selection Evolution,
BioMed Central, 1993, 25 (5), pp.459-474. �hal-00894009�
Article original
Paramètres du croisement entre 3 souches de lapin et analyse de la réponse à une
sélection sur la taille de portée :
caractères des portées à la naissance et
ausevrage
JM Brun
INRA, station d’amélioration
génétique
des animaux,BP 27, 31326
Castanet-Tolosan,
France(Reçu
le 30 décembre 1991 ;accepté
le 30 juin1993)
Résumé - Une
expérience
de croisement à doubleétage
a été réalisée entre trois souches delapins
de l’INRA, une souched’origine
raciale néo-zélandaise blanche maintenue sanssélection
(A),
et deux souches sélectionnéesdepuis
13générations
sur la taille de portée,l’une
(A’)
dérivée de A et l’autre(B) d’origine
raciale californienne. Les caractères de 1 853 portées de rang 1 à 3 et issues de 9 typesgénétiques
delapines
sontanalysés :
nombre de
lapereaux
nés totaux(NT),
nés vivants(NV),
sevrés(NS), poids
de laportée (PPS)
etpoids
moyen dulapereau
au sevrage(PIS).
Les effetsgénétiques
additifsdirects,
maternels,grand-maternels,
ainsi que les effets d’hétérosis directs et maternels sur cescaractères, considérés comme des attributs de la
portée,
sont estimés. On met en évidencedes effets additifs directs
significatifs
sur NT : lesgènes
B diminuent la viabilité avant la naissance deslapereaux
qui les portent. La souche A exerce un effet maternel défavorablesur
N’I’,
NV et NS mais non surPPS,
du fait d’un effet favorable sur PIS. Les effets d’hétérosis directs sont engénéral
nonsignificatifs
sauf sur NS et PPS dans le croisement A x B(6%).
Enrevanche,
les effets d’hétérosis maternels sur les tailles etpoids
deportée
sont importants, de l’ordre de 15%
quand
les deux souches enprésence
n’ont pas la mêmeorigine
raciale et de 7% entre les souches A et A!. La sélection en souche fermée A’s’est traduite par un
progrès génétique
qui, mesuré en souche pure, est relativement faible(+0, 6 NT,
+0,4 NS)
mais quis’amplifie
en croisement avec la souche B : la différence entre la moyenne des métissesréciproques
A’ x B et celle des métisses A x B est de 1,0 NT et 0,8 NS. Cette différenced’expression
duprogrès génétique
en pur et en croisement pourraits’expliquer
par un effet du contextegénétique (homozygote/hétérozygote)
surl’expression
de la variabilité
génétique.
La sélection sur la taille deportée
aaugmenté
la composante maternelle de la valeur de la souche A’( + 1, 0 NT,
+0,7 NS)
avec une tendance à la diminution de la composante directe(-0, 4 NT,
-0,3 NS)
liée auxgènes
de viabilité deslapereaux.
lapin / paramètre de croisement / réponse à la sélection / caractère de portée
Summary - Crossbreeding parameters between 3 rabbit strains and analysis of the
response to selection for litter size: litter traits at birth and weaning. A
crossbreeding
experiment involved 3 INRA rabbit .strains, an unselected strain(A) descending from
theNew Zealand white breed and 2 selected strains, one
(A’) deriving from
A and the otherfrom B,
theCalifornian breed,
both selectedfor
litter sizeduring
13 generations. Datafrom
185.! litters representing 9 breed types
of
dams over thefirst 3 paT-ities
wereanalysed:
litter size at birth
(total
born(NBT)
and born alive(NBA))
and atweaning (NW),
litterweight (LWW)
and average rabbitweight (IWW)
at weaning. Direct, maternal and,grand-
maternal additive genetic
effects together
with direct and maternal heterosiseffects for
these traits, considered as litter traits, were estimated.
Significant
direct additive geneticeffects
on NBT were shown: genesfrom
strain B decreasedprenatal viability of
the rabbitsbearing
them. Strain A hadunfavourable
maternaleffects
on litter size but not on LWW, becauseof
a positiveeffect
on IWW. Direct heterosiseffects
weregenerally
notsignificant except for
NW and LWW in the A x B cross(6%). Conversely,
mate17lal heterosiseffects
on litter size and
weight
were important, averaging 15% between strainsof different
breedsand 7% between strains A and A’. Selection response in the closed A’ strain was small when measured in
purebreds (+0.6 NBT,
+0.4NW)
but wa.slarger
in crosses with strainB; the
difference
between the averageof reciprocal
crossbred dams A’ x B and A x Bwas 1.0 NBT and 0.8 NW. Such a
different
expressionof
the genetic gain inpurebred
and crossbred dams
might
be due to aneffect of
the geneticbackground (homozygous
vsheterozygous)
on the expressionof genetic variability.
Selection on litter size increased the maternal componentof the
genetic valueof strain
A’( + -1.0
NBT, +0.7NW)
but tendedto decrease the individual component
(-0.4
NBT, -0.3NW),
linked to the viability genesof
the kids.rabbit / crossbreeding parameter / selection response
/
litter traitINTRODUCTION
Le schéma national d’amélioration
génétique
dulapin
mis enplace
par l’INRAdans les années 1970 repose sur l’utilisation d’un croisement à double
étage
pourproduire
leslapereaux
à viande. Ceux-ci résultent du croisement entre des mâles de souches àaptitudes
bouchères avec des femelles métisses issues du croisement entre souches de l’INRA à bonnesaptitudes reproductives,
les souches A1066d’origine
californienne et A1077
d’origine
néo-zélandaise blanche.Depuis 1976,
ces dernièressont sélectionnées sur la taille de
portée
par sélectionintra-population (Matheron
etRouvier, 1977).
La souche A1077 est sélectionnée enprésence
d’une souchetémoin,
la soucheA9077,
issue du mêmepool génétique (Matheron
etChevalet, 1977).
Laréponse
à la sélection a été mesurée en souche pure A1077après
9générations (Matheron
etPoujardieu, 1984).
Qu’en
est-il de laréponse
corrélative au niveau des femelles croisées ? Dans le but del’évaluer,
uneexpérience
decomparaison
entre des femelles métisses issues deparents
sélectionnés ou non sélectionnés a été réalisée. Cetteexpérience
de
croisement,
où les souchesA1066,
A1077 et A9077jouent
en fait des rôlessymétriques, permet
aussi d’estimer leursparamètres génétiques
en croisement etd’analyser
l’effet de la sélection en termes deréponse
sur les effetsgénétiques
directset indirects. Dans la suite du texte, les souches
A9077,
A1077 et A1066 serontrespectivement appelées A,
A’ etB,
cequi permet
dedistinguer
à la fois leurorigine
raciale(A
et A’ contreB)
et leur histoire selective(A’
dérive de A parsélection).
MATÉRIEL
ETMÉTHODES
Animaux et
protocole expérimental
L’expérience
a eu lieu entre les mois de mai 1987 etjuin
1989 àl’élevage expéri-
mental de l’INRA de Toulouse. Elle s’est déroulée en 3
étapes (tableau I).
Lors dela
première étape
est réalisé unplan
de croisement factoriel 3 x 3 entre les trois souches.Chaque
souche estreprésentée
par 70 femelles et 10mâles,
issus de la 13egénération
pour les souches sélectionnées et de la 8e pour la souche témoin. Lors de la 2eétape,
les 9types génétiques
delapines
issues del’étape 1,
3 purs et 6métisses,
sont croisés avec des mâles des trois souches étudiées selon un
plan
factoriel incom-plet.
Unepartie
de cetteétape
constitue unerépétition
del’étape
1.Enfin,
les9
types génétiques
delapines
utilisés àl’étape
2 sont de nouveau étudiés lors d’une 3e
étape,
en croisement avec 2 souches de mâles de croisement terminalappelées CI
i etC 2 . À chaque étape,
leplan d’accouplement
consiste en groupes dereproduction qui
restent stables tout aulong
del’étape :
ces groupes dereproduction
compor- tent 1 mâle et, selonl’étape,
entre 5 et 9femelles,
avec le soucid’équilibre
entre lestypes génétiques
de femelles affectés à un mâle donné. Un stock de mâles de rem-placement permet
de remédier à la mort ou à l’élimination des mâles titulaires.À chaque étape,
leslapines
sont contrôlées sur leurs 3premières portées.
Elles serontensuite
autopsiées
au15’ j
degestation
de leur 4eportée,
pour le contrôle du taux d’ovulation et de la viabilitéembryonnaire.
Les conditions de conduite del’élevage
sont les suivantes : la mise à la
reproduction
deslapines
a lieu àl’âge
de120 j.
En-suite,
leslapines
sontreprésentées
au mâle10 j après
la mise bas. Undiagnostic
degestation
est réalisé parpalpation 14 j après
la saillie et leslapines
sontprésentées
au mâle le lendemain en cas de saillie
négative.
Le sevrage deslapereaux
se fait à30 j d’âge.
Caractères
analysés
Nous avons
analysé,
sur lapopulation
desportées sevrées,
les nombres delapereaux
nés totaux, nés
vivants, sevrés,
lepoids
total de laportée
au sevrage et lepoids
individuel moyen du
lapereau
sevré. Ces caractères sont considérés comme des attributs de laportée
et non de la mère.Analyses statistiques
Estimation des valeurs des
types génétiques
deportée
Le
dispositif expérimental présente
une disconnexion entre lesétapes
1 et 2 d’unepart
etl’étape
3 d’autrepart.
Nous avonsanalysé
ces deux ensemblesséparément
selon les deux modèles suivants
d’analyse
de variance à effets fixés :- Modèle 1 : sur les
étapes
1 et2,
avec les effets fixés«génotype
de laportée»
(15 niveaux), «étape» (2 niveaux),
«numéro deportée» (3 niveaux)
et les interac- tions entre ces effets 2 à 2.- Modèle 2 : sur
l’étape 3,
avec les effets fixés«génotype
de la mère»(9 niveaux),
«génotype
dupère» (2 niveaux),
«numéro deportée» (3 niveaux)
et les interactions entre ces effets.Les variables
«poids
deportée
au sevrage» et«poids
individuel moyen dulapereau
sevré» ontégalement
étéanalysées
en introduisant la taille deportée
au sevrage comme covariable selon un modèle de
régression quadratique
avec descoefficients propres à
chaque génotype.
Estimation des
paramètres
du croisementLes
paramètres
du croisementqui
sont estimés sont ceux du modèle de Dickerson(1969) :
les effetsgénétiques
additifsdirect,
maternel etgrand-maternel (g i , 9 M
et9
N respectivement)
ainsi que les effets d’hétérosis direct et maternel(h’
ethm
res-pectivement).
Ils sont estimés àpartir
des estimées desperformances
moyennes destypes génétiques
deportées
selon la méthode des moindres carrésgénéralisés
ex-posée
par Fimland(1985)
et Eisen(1989).
Cette estimationglobale
desparamètres génétiques
n’est pas affectée par la disconnexion entreétapes
sousl’hypothèse
d’ab-sence d’interaction entre les effets
génétiques
etl’étape
del’expérience.
Le modèled’estimation des
paramètres
s’écrit :’
où y
désigne
le vecteur des estimées desperformances
moyennes destypes généti-
ques, p, le vecteur des
paramètres génétiques
etK,
la matrice dedécomposition
des valeurs moyennes des
types génétiques
en fonction de p(tableau II)
avecvar(e)
=V,
où Vdésigne
la matrice des variances et covariances des estimées destypes génétiques.
Les solutions dusystème [1]
sont :Les 18
types génétiques
de la bande 3 ont été ramenés à 9 en considérant comme une soucheunique (appelée «C»)
les deux souches de mâles de croisement terminal.Cette
simplification
est autorisée par l’absence d’interaction entre legénotype
dela mère et le
génotype
dupère
dans le modèle 2 et la distributionidentique
desgénotypes
depères
dans les différentsgénotypes
de mère. Les valeurs moyennes deces 9
types génétiques
fictifs sont estimées par l’effet dutype génétique
de la mèredu modèle 2. L’effet
gi n’a
donc pas designification génétique
et d’autant moinsqu’il
est confondu avec les effets de milieu propres àl’étape
3.Le modèle
[1]
estreparamétré
pour estimer deux contrastes(g B -g A )
et(gA!-gA)
pour chacun des trois
types
d’effets additifs ainsi que les contrastes(hC B - hC A ) et (h!AI - h!A)’
Ces derniers sont des combinaisons d’effets d’hétérosis direct obtenusavec les 2 souches de mâles de croisement terminal
(les
souchesCi
etC 2 )
et n’ontdonc pas de réelle
signification génétique.
RÉSULTATS
Souches pures, croisements
simples
et croisements à doubleétage
Les résultats
zootechniques
del’analyse
de cetteexpérience
de croisement ont étépubliés
par ailleurs(Brun, 1990).
Nous nous limiterons ici à donner les estimées des moyennes destypes génétiques
desportées (tableaux
III etIV)
et àsouligner
lespoints
essentiels concernant les effets du croisement et de la sélection.Le croisement
simple n’augmente
les tailles deportées
que pour les mères detype
B :accouplées
avec des mâles A ouA’,
elles donnentplus
delapereaux
néstotaux, et avec des mâles A
plus
de nés vivants et de sevréségalement.
Leslapines
de souches A et
A’,
enrevanche,
ont la mêmeprolificité
en pur et en croisementsimple,
même avec des mâlesB, d’origine
raciale différente. Contrairement aucroisement
simple,
le croisement à doubleétage
utilisant unelapine
croisée modifiesensiblement les caractères des
portées.
Cela laisseprévoir,
d’unepart, l’importance
de la
composante
d’effet maternel dans la détermination de la taille deportée
et, d’autrepart,
un déterminisme non additif de celle-ci.L’effet de la sélection
pratiquée
dans la souche A’peut s’évaluer,
en écart à lasouche témoin
A,
pour deux modes d’utilisation de la souche(tableau V) :
commefemelles pures utilisées en pur ou comme
composante
d’une femelle métisse obtenueen croisement avec la souche B et utilisée en croisement terminal. Les femelles pures de la souche sélectionnée font naître et sèvrent
plus
delapereaux
que celles de la souche témoin(0,6
à la naissance et0,4
ausevrage)
mais cettesupériorité
n’est passignificative.
Ceslapereaux
sontplus légers
au sevrage(-
40g).
L’écart observé entre les femelles métisses
demi-sang
B issues de la souche sélectionné(BA’
etA’B)
et celles issues de la souche témoin(BA
etAB)
estnettement
supérieur
à l’écart attendu sousl’hypothèse
où leprogrès génétique
réalisé dans la souche A’ se transmet de
façon
additive aux fillescroisées, auquel
cas l’écart observé serait de l’ordre de
0,2
à0,3 lapereau
parportée.
Paramètres
génétiques
du croisement entre les trois souches(tableaux
VI et
VII)
Effets liés aux
gènes
deslapereaux
Il
apparaît
un effet directsignificatif (P
<0,10)
sur le nombre delapereaux
néstotaux. Il
témoigne
d’un effet additif desgènes
desembryons
sur leur viabilité. Lesgènes
B ont ainsi un effetdéfavorable,
parrapport
auxgènes A,
sur la viabilitéembryonnaire.
Cela se traduit par une diminutionsignificative
de la taille deportée
à la
naissance,
de l’ordre de0,8 laperau
né total. Cet effet défavorable seprolonge jusqu’au
sevrage où il n’est toutefois passignificatif.
Lesgènes
A’ ontégalement
tendance à
diminuer,
relativement auxgènes A,
la viabilité desembryons qui
lesportent.
Comme les effets additifs
directs,
les effets d’hétérosis directs sur les tailles etpoids
desportées apparaissent parfois significatifs :
de 5 à6%
sur la taille et lepoids
deportée
au sevrage dans le croisement A x B. Dans les croisements A’ x B et A x B on noteégalement
un hétérosissignificatif
sur lepoids
deportée ajusté
pour lataille,
traduisant un effet d’hétérosis sur la vitesse de croissance deslapereaux (de
l’ordre de3%).
Effets liés aux
gènes
des mèresLes effets additifs maternels sur les tailles de
portées présentent
des différences entre souchesqui
sontfréquemment significatives.
La souche A’ montre unesupériorité
d’effet maternel sur la souche A à tous les stades de la
portée.
La souche Bprésente
une
supériorité
du même ordre sur le nombre de nés totaux mais laperd
ensuite àcause d’un effet maternel défavorable sur la viabilité des
lapereaux
à la naissance.Le classement des souches
pour
leur effet maternel est différent pour la taille et pourle
poids
deportée
au sevrage en raison d’effets maternelsspécifiques
sur lepoids
du
lapereau
au sevrage. La souche B exerce un effet maternel défavorable sur cecaractère. Le
poids
deportée
au sevrageajusté
montre une infériorité maternelle trèssignificative
de la soucheB,
traduisant vraisemblablement une moins bonneaptitude
laitière.Les effets d’hétérosis maternels sur les tailles de
portées
et sur lepoids
deportée
au sevrage non
ajusté
sont toussignificatifs
etvarient,
selon lecouple
de souchesconsidéré et le
caractère,
entre 5 et19%.
L’hétérosis maximal s’obtientlorsque
les2 souches en
présence
ont desorigines
raciales différentes. Sur les tailles deportées
à la
naissance,
lecouple (A’, B)
donnecependant plus
d’hétérosis(P
<0,10)
que lecouple (A, B).
On note un effet d’hétérosis maternelsignificatif
sur lepoids
deportée ajusté
dans le croisement A x B.On ne relève aucun effet
grand-maternel significatif
aveccependant
une tendancenégative
pour celui de la soucheB ;
cet effetapparaît plus
nettement dans ladifférence entre les femelles métisses BA et AB
qu’entre
les métisses BA’ et A’B.Cela semble
indiquer
que ces effets sont liés aux différences de taille deportée d’origine
deslapines
en fonction de la souche de leur mère : l’écart moyen de taille deportée d’origine
entrelapines
BA et AB est de l’ordre de0,7 lapereau;
celuiqui
existe entre
lapines
BA’ et A’B est de l’ordre de0,1 lapereau.
DISCUSSION
Le modèle
statistique
à effets fixésqui
est utilisé pour estimer les effets destypes génétiques
n’est pasoptimal.
On considère en effet que les observations sontindépendantes
alorsqu’il
existe entre elles des corrélations liées àl’apparentement
des animaux et à la
répétition
desperformances
d’une mêmelapine.
Lanon-prise
en
compte
desapparentements
fait que les estimées desperformances
moyennes destypes génétiques
ne sontplus
les meilleures estimations linéaires sans biais de ces effets(Komender
etHoeschele, 1989).
Laprise
encompte
desparentés,
mais aussi des
performances répétées,
se heurte aux différences de structure de la variabilitégénétique
entre typesgénétiques
et notamment entre typesgénétiques
purs et croisés
F I
issus de deuxpopulations (Brun
etRouvier, 1981) qui
rendentdifficile à admettre
l’hypothèse
d’une variancegénétique
additiveunique.
Le
progrès génétique
observé en souche pure A’ est faible parrapport
auprogrès espéré
audépart
del’expérience
de sélection et même parrapport
auprogrès
réaliséà la 9e
génération
de sélection(Matheron
etPoujardieu, 1984).
Leprogrès escompté
sur la base d’une
extrapolation
linéaire duprogrès
réalisé à G9 est de1,9 lapereau
né total et
1,0
sevré au lieu des valeurs de0,6
et0,4 qui
sont observées ici.Le modèle
génétique
utilisé(Dickerson, 1969)
nous permetd’analyser
l’effetde la sélection en termes de
réponse
sur les effetsgénétiques
additifs directs et indirects. Selon cemodèle,
la valeurglobale
d’unesouche, g!’,
est la somme detrois
composantes :
les valeurs additivesdirecte,
maternelle etgrand-maternelle : gT
-
g i
+g M
+g N .
L’écart6.g T = 9Â! - gT
est la somme des écarts6.g l , 6.g M
et6
. g
N
donnés au tableau VI. En cequi
concerne la valeur additivedirecte,
l’écartde la souche sélectionnée par
rapport
au témoin est de-0, 4 lapereau
nétotal, - 0,
6 névivant, -0, 3 sevré, -
280 g depoids
deportée
sevrée et - 110 g depoids
de
portée ajusté
pour le nombre delapereaux
sevrés. Cesécarts,
engénéral
nonsignificatifs, indiquent
une tendance à la diminution de la valeur additive directe de la souche sélectionnée pour la viabilité desembryons
et deslapereaux
et enparticulier
pour la viabilitépérinatale.
Parcontre,
la sélection asignificativement augmenté
lacomposante
maternelle de la valeur de la souche pour le nombre delapereaux,
de l’ordre de 1lapereau
à la naissance et0,7
au sevrage. On constateune tendance à une diminution de l’effet maternel sur le
poids
individuel moyen dulapereau
sevré. L’absence de différence maternelle sur lepoids
total deportée
à nombre constant de
lapereaux
sembleindiquer
une constance de laproduction
laitière sous l’effet de la sélection pour la
prolificité.
Outre ses effets sur les valeurs
additives,
la sélection de la souche A’ aégalement
modifié ses effets
génétiques
non additifs en croisement avec la souche B. L’hétérosis direct de l’ordre de 3 à5%
observé dans le croisement A x B sur les tailles deportée
à la naissance et au sevrage
n’existe,
dans le croisement A’ xB,
que sur le nombre delapereaux
nés totaux. Cette différence est cohérente avec ladisparition
de l’hétérosis direct sur les nombres delapereaux
nés vivants et sevrés dans le croisement A’ x Bdepuis
lesexpériences
de croisementprécédentes (Brun
etRouvier, 1984, 1988).
Comme l’hétérosis
direct,
l’hétérosis maternel aégalement
varié sous l’effet de lasélection,
comme entémoigne,
parexemple,
sasupériorité
sur la taille deportée
à la naissance dans le croisement A’ x B par rapport au croisement A x B. Cette différence
pourrait
être lacontrepartie
d’uneplus
fortedépression
deconsanguinité
dans la souche A’ que dans la souche A. Calculé en
1991,
le coefficient moyen deconsanguinité
de la souche A’ estsupérieur
à celui de la soucheA,
avec lesvaleurs
respectives
de 16 et10% (B Poujardieu,
communicationpersonnelle).
Cettedifférence résulte à la fois d’un renouvellement
plus rapide
de la souche A’ et du faitqu’elle
est sélectionnée. Une sélection sur index combinant desperformances d’apparentés
seraitparticulièrement propice
à uneaugmentation
du coefficient deconsanguinité (Wray
etThompson, 1990).
Depuis
leur création en1968,
les souches A’ et B ont faitl’objet
de 3expériences
de
croisement,
échelonnées à une dizaine d’années d’intervalle entre 1970 et 1989.Lors de
chaque expérience,
ces souches sont étudiées en pur, en croisementssimples
mutuels ainsi
qu’avec
une troisième souche et en croisement à doubleétage.
Du faitde l’absence de
témoin,
les valeurs destypes génétiques
ne sont pascomparables
entre
expériences
mais on peut comparer les écarts entretypes génétiques
intra-expérience
ou encore lesparamètres
du croisement. Surl’exemple
de la variable«nombre de
lapereaux
nésvivants»,
onpeut
observer(tableau VIII)
que(i)
l’écartentre les souches pures, initialement en faveur de la souche
B,
s’estinversé, (ii)
lecroisement
simple
sur leslapines
Baugmente
le nombre de nés vivants dans les troisexpériences
alorsqu’il
nel’augmente
que dans lapremière
pour leslapines A’,
et(iii)
l’écart entre les femelles métisses et les femelles pures
(hétérosis maternel) augmente
constamment. Ces faits
indiquent
que laréponse
à lasélection,
mesurée en souchepure, est moins élevée dans la souche B que dans la souche A’. L’effectif
plus
faiblede la souche
B,
entraînant unedépression
deconsanguinité plus forte, pourrait
contribuer à
expliquer
ce résultat.L’augmentation
de l’hétérosis maternel entre les 2 souchespourrait
n’être que lacontrepartie
de ladépression
deconsanguinité
affectant les souches pures. La
disparition
de l’effet du croisementsimple
dans lasouche A’ semble
indiquer
que la viabilité desembryons
ne seraitplus
dans cettesouche un facteur limitant de la taille de
portée.
L’observation d’une liaison nonlinéaire entre le nombre
d’embryons
et le nombre d’ovulespondus (Bolet
etal, 1988)
semble
indiquer
quel’augmentation
de la taille deportée
se heurte dans la souche A’ à une limitebiologique,
comme parexemple
lacapacité
utérine. Dans la soucheB,
aucontraire,
la viabilité desembryons
sembletoujours
constituer un facteur limitant de la taille deportée.
La différence
d’expression
duprogrès génétique
selonqu’il
est mesuré en souchepure ou en croisement mérite une discussion
particulière;
l’écart entre la valeur desfemelles de souches pures A et A’ est faible par rapport à l’écart observé entre leurs filles croisées
demi-sang
B.Remarquons
d’abord que ce résultat estoriginal
parrapport
à un ensembled’expériences
de sélection intrapopulation
revues par Brun(1985)
où l’on observait dans tous les cas unparallélisme
entre lesréponses
en pur et en croisement. Le modèlegénétique
de Dickerson permet certes de rendre compte des différences observées : l’écart à la relation!Gc = AGp/2 peut s’expliquer
par l’écarth[31A’ - h[31 A’
Eneffet,
leprogrès
mesuré au niveau des femellescroisées, supposées accouplées
avec des mâles testeurs d’une soucheC,
a pour
espérance :
Mesuré au niveau de femelles pures utilisées en croisement
simple,
ceprogrès, AGp
On= C x A’ - C x A,
a pourespérance : 0, 5 Ag i
+Ag m
+Ag N
+(h!A’ - hC A ).
peut
également
donner une autreinterprétation
auphénomène
observéd’une
expression
différente duprogrès génétique
en pur et en croisement. Cetteinterprétation
faitappel
à la notion d’interactiongénotype
x milieugénétique (Brun, 1982),
selonlaquelle
une même structuregénétique,
lesgènes
des souches A ouA’, s’exprime
différemment selon le contexte,reproduction
en race pureou en croisement. Utilisées en croisement avec la souche
B,
les souches A et A’présentent
unehétérozygotie plus grande
de l’ensemble deslocus,
ycompris
deceux
qui
ne sont pas directementimpliqués
dans la détermination du caractèrequantitatif
étudié maisqui
conditionnent les caractèresd’adaptation
des individus(Orozco
etBell, 1974).
Lesmétisses,
mieuxadaptées
du fait d’unehétérozygotie supérieure, expriment
mieux les différencesgénétiques
existant entre les souches pures A et A’. Un tel effet duback-ground génétique (homozygote
ouhétérozygote)
sur
l’expression
de la variabilitégénétique
a été observé par Mukai et al(1966)-chez
la
drosophile
et par Gallais(1984)
chez la luzerne. Cettehypothèse
aurait desimplications
sur la meilleure méthode de sélection des souches pures pour améliorer leur croisement. Le recours à des tests encroisement,
comme c’est le cas dans la sélection recurrente etréciproque,
serait alors nécessaire pour «libérer» la variabilitégénétique
que l’on veutexploiter.
CONCLUSION
Cette
expérience
de croisement entre trois souches apermis
de mettre enévidence,
en ce
qui
concerne les caractères desportées
à la naissance et au sevrage, des différencesgénétiques significatives, d’origine
additive et non-additive.É1
l’inverse de la soucheA,
la souche B exerce des effets additifs directs défavorables mais des effets maternels favorables sur la taille deportée
à la naissance. Si les effets d’hétérosis direct sont rarementsignificatifs,
les effets d’hétérosis maternel sur les tailles etpoids
deportées dépassent fréquemment 10% :
ces valeurs élevéess’expliquent
autant par la distance
génétique
entre les souchesparentales
que par ladépression
deconsanguinité qui
affecte ces souches d’effectiflimité,
ferméesdepuis
unevingtaine
de
générations
et éventuellement sélectionnées. La sélection dans la souche A’ s’est traduite par unprogrès génétique qui,
mesuré en souche pure, est relativement faible maisqui s’amplifie
en croisement avec la souche B. Cetteexpression
différente duprogrès génétique
en pur et en croisementpeut s’interpréter,
entre autres, par uneexpression
différente de la variabilitégénétique
selon ledegré d’hétérozygotie
duback-ground génétique.
REMERCIEMENTS
L’auteur remercie le
responsable
et les techniciens del’élevage expérimental
delapins
del’INRA de
Toulouse,
F Tudela, Y Andreuzza et J Falières pour la réalisation consciencieuse duprotocole expérimental
ainsi que les deux lecteurs anonymes de la revue pour leur lecture constructive qui a permis d’améliorer le manuscrit.RÉFÉRENCES
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