INDICE EVALUACIÓN Y CARACTERIZACION DE LOS RECURSOS

INDICEEVALUACIÓN Y CARACTERIZACION DE LOS RECURSOS GENETICOS ANIMALES

G1. EVALUACIÓN GENÉTICA DE LAS RAZAS VACUNAS DE CARNE EN CUBA.

G2. ESTIMAÇÃO DE PARÂMETROS GENÉTICOS PARA CARACTERÍSTICASPRODUTIVAS NA RAÇA NELORE I – FASE PRÉ-DESMAMA*

G3. ESTIMAÇÃO DE PARÂMETROS GENÉTICOS PARA CARACTERÍSTICASPRODUTIVAS NA RAÇA NELORE II – FASE PÓS-DESMAMA*

G 4. COMPONENTES GENÉTICOS EN EL CRUZAMIENTO ENTRE LAS RAZAS A.ANGUS Y HEREFORD PARA COMPORTAMIENTO DE LOS VIENTRES Y SUPROGENIE DURANTE LA LACTANCIA.

G 5 GANHO DE PESO E VARIAÇÃO DE MASSA MUSCULAR E GORDURA DECARCAÇA, MEDIDAS POR ULTRA-SONOGRAFIA, EM REPRODUTORES OVINOSDE DIFERENTES RAÇAS

G 6. CORRELAÇÕES GENÉTICAS ENTRE CARACTERÍSTICAS DE CARCAÇASMEDIDAS POR ULTRA-SONOGRAFIA E CARACTERÍSTICAS DEDESENVOLVIMENTO PONDERAL PARA BOVINOS DA RAÇA NELORE1

G 7. ANÁLISE MULTIVARIADA DE CARACTERÍSTICAS PRODUTIVAS EM BOVINOSDA RAÇA NELORE – PARÂMETROS GENÉTICOS

G 8. VARIABILIDAD GENÉTICA DE DIAS AL PARTO Y SUS RELACIONES CONOTROS RASGOS REPRODUCTIVOS Y DE CRECIMIENTO EN HEMBRAS NELORE

G 9. ESTUDIO DE DÍAS AL PARTO DE VACAS NELORE EN UN EXPERIMENTO DESELECCIÓN PARA CRECIMIENTO UTILIZANDO MODELO DE REGRESIÓNALEATORIA

G 10. ESTUDO DA INTERAÇÃO GENÓTIPO X AMBIENTE SOBRE O PESO AODESMAME DE ANIMAIS NELORE NO BRASIL

G 11. DESEMPENHO PONDERAL EM NOVILHAS COMPOSTAS MONTANATROPICAL, CRIADAS EM CONDIÇÕES DE PASTAGENS

G 12. EVALUACIÓN GENÉTICA PARA CARACTERÍSTICAS DE CRECIMIENTO ENGANADO TROPICARNE

G 13. TENDÊNCIA GENÉTICA EM BOVINOS DA RAÇA PARDO-SUÍÇA CORTE NOBRASIL (GENETIC TRENDS IN BRAUNVIEH CATTLE IN BRAZIL)

G 14. FACTORES QUE AFECTAN EL CRECIMIENTO PREDESTETE EN GANADOSANTA GERTRUDIS

G 15. COMPARAÇÃO DA CLASSIFICAÇÃO DE TOUROS DA RAÇA GIR CONFORMEDOIS CRITÉRIOS DE SELEÇÃO NA PRÉ-DESMAMA

G 16. INFLUÊNCIA DA ÉPOCA DE NASCIMENTO SOB AS PERCENTAGENS DECRESCIMENTO DO NASCIMENTO AOS 550 DIAS DE IDADE EM BOVINOS DARAÇA GUZERÁ CRIADOS EM DUAS REGIÕES BRASILEIRA.

G 17. PARÁMETROS GENÉTICOS DEL CRECIMIENTO PREDESTETE Y LA PRUEBADE COMPORTAMIENTO DEL MACHO CEBÚ CUBANO BLANCO DE LA EMPRESAGENÉTICA “RESCATE DE SANGUILY DE CAMAGÜEY

G 18. ESTUDO DE EFEITOS DE MEIO SOBRE O PESO AOS 205 E 365 DIAS EMANIMAIS DA RAÇA GUZERÁ EM TRÊS REGIÕES DO BRASIL

G 19. CONSERVACIÓN DE RECURSOS GENÉTICOS EN LA RAZA BOVINAMALLORQUINA: RESULTADOS PRELIMINARES PARA LA GESTIÓN DE LAVARIABILIDAD GENÉTICA

G 20. EFECTO DE EDAD, RAZA, SUPLEMENTACIÓN E IMPLANTES HORMONALESSOBRE EL CONTENIDO DE PROTEÍNA, CENIZA, MATERIA SECA Y HUMEDAD DELA CARNE DE RES

G 21. COMPARACIÓN EXPERIMENTAL DEL GANADO CHAROLAIS DE CUBA Y DEFRANCIA.

G 22. DIFERENCIAS RACIALES EN COMPOSICIÓN DE CARCASAS DE CORDEROS

G 23. DIFERENCIAS RACIALES EN DESEMPEÑO REPRODUCTIVO, PRODUCCIÓNDE LANA Y GANANCIA DE PESO DE CORDEROS. DATOS PRELIMINARES.

G 24. EFECTO DEL SEXO, RAZA Y PESO DE CARCASA SOBRE CORTESCOMERCIALES DE TRASEROS OVINOS.

G 25. ESTUDO ALOMÉTRICO DOS TECIDOS DA CARCAÇA DE CORDEIROSSANTA INÊS PUROS E CRUZAS COM TEXEL, ILE DE FRANCE E BERGAMÁCIA

G 26. ESTUDO ALOMÉTRICO DOS CORTES DA CARCAÇA DE CORDEIROS SANTAINÊS PUROS E CRUZAS COM TEXEL, ILE DE FRANCE E BERGAMÁCIA

G 27. ESTUDO ALOMÉTRICO DOS ÓRGÃOS INTERNOS DE CORDEIROSSANTA INÊS

G 28. RENDIMENTO DOS CORTES DA CARCAÇA DE CORDEIROS SANTA INÊS

G 29. COMPOSIÇÃO QUÍMICA DE CORTES DA CARCAÇA DE CORDEIROS SANTAINÊS E BERGAMÁCIA

G 30. CRESCIMENTO DE OVINOS BERGAMÁCIA ATÉ 365 DIAS DE IDADECRIADOS NO BRASIL CENTRAL

G 31. ESTIMATIVA DO PESO E DAS CARACTERÍSTICAS QUANTITATIVAS EQUALITATIVAS DA CARCAÇA ATRAVÉS DO PESO VIVO EM CORDEIROS DARAÇA IDEAL

G 32. ANÁLISIS DE REGISTROS DE OCHO EXPERIMENTOS DE CRUZAMIENTOSOVINOS EN EL URUGUAY. EFECTO DE LA RAZA EN LA RELACIÓN ENTRE PESODE CANAL FRÍA Y CORTES DE ALTO VALOR EN CORDEROS PESADOS PUROS YCRUZA DE 5 MESES DE EDAD.

G 33. EFECTO DE ALGUNOS FACTORES SOBRE EL PESO DE CORDEROS ALNACIMIENTO Y AL DESTETE

G 34. ESTIMACION DE PARAMETROS GENETICOS DIRECTOS Y MATERNOSPARA EL PESO AL NACER, PESO AL DESTETE Y PESO A LOS 18 MESES EN UNREBAÑO BRAHMAN REGISTRADO. I. INDICES DE HERENCIA

G 35. ADDITIVE AND NON-ADDITIVE, DIRECT AND MATERNAL GENETIC EFFECTSFOR GROWTH TRAITS IN CROSSBRED AND PUREBRED CATTLE INVOLVINGANGUS, GELBVIEH, POLLED HEREFORD, RED ANGUS AND SANTA GERTRUDIS

G 36. UNA APROXIMACIÓN BAYESIANA PARA LA ESTIMACIÓN DECOMPONENTES DE VARIANZA EN UN MODELO ADITIVO HETEROCEDÁSTICO. I.ASPECTOS TEÓRICOS.

G 37. INFERÊRENCIA BAYESIANA PARA PESO AO DESMAME EM BOVINOS DARAÇA NELORE

G 38. ALTERNATIVE ANIMAL MODELS TO ESTIMATE HERITABILITIES OF ANDGENETIC CORRELATION BETWEEN DIRECT AND MATERNAL EFFECTS FORWEANING WEIGHT OF TABAPUÃ CATTLE

G 39. ESTIMATIVAS DE HEREDABILIDAD Y CORRELACIONES GENÉTICAS PARAPESOS EN UN REBAÑO DE LA RAZA GUZERÁ

G 40. VARIANZAS GENETICAS Y AMBIENTALES PARA PRODUCION DE LECHEPOR REGION Y PERIODO EN GANADO HOLSTEIN EN MÉXICO

G 41. ESTIMAÇÃO DE HERDABILIDADE PARA CARACTERÍSTICAS PÓS-DESMAMAPELOS MÉTODOS REML E ℜ

G 42. ESTIMACION DE PARAMETROS GENETICOS DIRECTOS Y MATERNOSPARA EL PESO AL NACER, PESO AL DESTETE Y PESO A LOS 18 MESES EN UNREBAÑO BRAHMAN REGISTRADO. II. CORRELACIONES.

G 43. UNA APROXIMACIÓN BAYESIANA PARA LA ESTIMACIÓN DECOMPONENTES DE VARIANZA EN UN MODELO ADITIVO HETEROCEDÁSTICO. II.UN ESTUDIO DE SIMULACIÓN.

G 44. COMPARAÇÃO ENTRE MÉTODOS DE PADRONIZAÇÃO DOS PESOSCORPORAIS ÀS IDADES DE 205, 365 E 550 DIAS

G 45. PARAMETROS GENETICOS EN CARACTERISTICAS DE LONGEVIDAD YPRODUCCION DE LECHE EN GANADO HOLSTEIN EN MEXICO

G 46. INFLUENCIA DE EFECTOS AMBIENTALES EN LA LONGEVIDAD DELGANADO FRISÓN ESPAÑOL USANDO TÉCNICAS DE ANÁLISIS DESUPERVIVENCIA BAJO MODELOS ALTERNATIVOS

G 47. ESTIMATIVAS DE PARÂMETROS GENÉTICOS DA VIDA PRODUTIVA DEVACAS DA RAÇA CARACU

G 49. SYSCAPRI: PROGRAMA PARA CONTROLE DE REBANHOS CAPRINOS

G 50. DESENVOLVIMENTO PONDERAL E CARACTERÍSTICAS DE CARCAÇA DECABRITOS SAANEN, SAANEN X BOER E ALPINA X BOER

G 51. ALOMETRIA DO CRESCIMENTO DOS CORTES NA CARCAÇA DE CABRITOSDA RAÇA SAANEN

G 52. INDICES DE HERENCIA DE TRES CARACTERÍSTICAS DE CRECIMIENTOPOSTDESTETE EN CONEJOS

G 53. HERDABILIDADE DO TEMPO EM CORRIDAS DE EQÜINOS DA RAÇA PURO-SANGUE-INGLÊS NO BRASIL.

G 54. RELAÇÃO ENTRE O VALOR GENÉTICO E A ORIGEM DOS CAVALOS PURO-SANGUE INGLÊS VENCEDORES DE CORRIDAS CLÁSSICAS NO BRASIL

G 55. AVANCE DEL ESTUDIO DE LA PROLIFICIDAD A PRIMER PARTO ENBORREGAS PELIBUEY: EFECTO DE LA EDAD.

G 56. LA PROBABILIDAD DE PARTO MÚLTIPLE EXPLICADA POR EL TIPO DEPARTO ANTERIOR Y EL INTERVALO AL PARTO ANTERIORES EN BORREGASPELIBUEY

G 57. EVALUACIÓN DE RAZAS TERMINALES EN OVEJAS DE PELO F1EVALUATION OF TERMINALS BREEDS ON F1 HAIR EWES.

G 58. VARIABILIDAD INDIVIDUAL DE LA INFESTACIÓN POR LA GARRAPATAAMBLYOMMA VARIEGATUM EN VACUNO CRÉOLE DE GUADELOUPE

G1. EVALUACIÓN GENÉTICA DE LAS RAZAS VACUNAS DE CARNE EN CUBA.

Autores: Danilo Guerra1, Manuel Rodríguez1, Teresa Planas2, Franky Ramos3, Julián Ortiz1, Juan ArielTorres1 y Roxana Falcón1

CIMA1, ACPA2, DNG3

E mail: [email protected]

RESUMEN

Se estudiaron los datos de las pruebas de comportamiento de las cuatro razas vacunas de carne (Cebú, Charolaise,Criollo y Santa Gertrudis) del país. Los animales nacieron en el período comprendido entre los años 1981 y 1999.Los rasgos analizados fueron el peso al destete (PD) y el peso final a los 18 meses (PF). Para la estimación de loscomponentes de varianza y la estimación de los valores genéticos se utilizó el programa MTDFREML de Boldman ycol (1995). Las h2 para PD efecto directo oscilaron entre 0.05 y 0.14, para PD efecto materno entre 0.08 y 0.15 y paraPF entre 0.08 y 0.25, en todos los casos las h2 estimadas más bajas fueron las de la raza Santa Gertrudis. El rango delos valores genéticos (DEP) para las razas Cebú, Charolaise y Criollo estuvo entre –15 y +15 sin embargo, en laraza Santa Gertrudis este rango se redujo a la mitad. Con relación a las tendencias genéticas estas fueron positivaspero bajas (alrededor de 0.25) para las razas Cebú, Charolaise y Criollo y negativa para la raza Santa Gertrudis. Lautilización del procedimiento BLUP modelo animal en la estimación del valor genético de los animales incrementóla eficiencia de la mejora genética con relación al actual en 23; 8; 13 y 13% para las razas Cebú, Charolaise, Criolloy Santa Gertrudis, respectivamente. Esto se traduce en un incremento anual de 0.5 kg en el peso a los 18 meses poranimal.

INTRODUCCIÓN

En 1969, la Dirección Nacional de Genética Vacuna realizó los primeros esfuerzos para establecer más áreas de laspruebas de comportamiento en pasto de la raza Cebú. Lamentablemente este trabajo se interrumpió y no fue hasta1980 que la propia Dirección de Genética Vacuna reorganiza las pruebas de comportamiento en pasto, no solo en laraza Cebú sino en las otras razas especializadas en la producción de carne. Las pruebas de comportamiento se vienenrealizando en todas las empresas genéticas y se dispone actualmente de una información abundante y confiable desde1981 a la fecha (Planas y Ramos, 1990).

El propósito de este trabajo es hacer uso de toda la información disponible de las cuatro razas de carne para estimarla diferencia esperada en la progenie (DEP) haciendo uso del programa MTDFREML de Boldman y col (1995)mediante un modelo animal, así como estimar el progreso genético alcanzado en todo el período analizado.

MATERIALES Y MÉTODOS

Se utilizaron los datos de todos los toros Cebú, Charolaise, Criollo y Santa Gertrudis que incluyeron la prueba decomportamiento en pastos a los 18 meses de edad. Los animales nacieron entre los años 1981 y 1999, ambosinclusive. La raza Cebú es la principal en importancia en el país y representa el 70.4 % de la muestra total.

En la tabla 1 se muestran las características de cada una de las muestras consideradas en relación con la cantidadtotal de observaciones, número de padres y madres y pedigrí en general.

Para la predicción de los componentes de varianza se utilizó el programa MTDFREML de Boldman y col (1995)utilizando el siguiente modelo animal univariado con efectos maternales:

Y = Xb + Zu + Wm + edonde:Y = es el vector de las observaciones para PD y PFb = vector de los efectos fijos (combinación rebaño-año-época y la edad como covariable)u = vector de los efectos genéticos aditivos aleatorios de los animalesm = vector de los efectos genéticos maternales aleatorios de los animalese = vector de los efectos genéticos aleatorios residualesX, Z, W = son las matrices de incidencia que relacionarán a los registros con los efectos fijos, genéticos aditivos ygenéticos maternales, respectivamente

El progreso genético por unidad de tiempo para PD y PF se calculó promediando los valores genéticos de losanimales según el año de nacimiento y calculando la regresión lineal de los años en el valor genético.

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

En la tabla 2 se presentan las medias de PD y PF, además de las edades al destete (ED) y la edad promedio al final(EF) de la prueba. Estos valores están dentro de los objetivos esperados para estas razas, en las condiciones actualesde tenencia y para la raza Cebú coincide con lo publicado por Marcondes y col (2000) para el ganado Nellore enBrasil. Sin embargo, en el sumario de toros del 2000 de la raza Santa Gertrudis en Brasil, los resultados sonsuperiores.

Los índices de herencia (h2) se presentan en la tabla 3 y coinciden con los publicados por Eler y col (1996) en ganadoNellore. Con excepción de la raza Santa Gertrudis todos los índices de herencia son considerados muy buenos paraestas condiciones de pastoreo y por tanto, se espera una buena respuesta a la selección.

Los DEP para el PF en las razas Cebú, Charolaise y Criollo están en el rango de –15 a +15, sin embargo, la razaSanta Gertrudis es la excepción ya que estos toman valores entre –10 y +10, lo que representaría una menorrespuesta a la selección y se debe fundamentalmente a la baja heredabilidad (0.08) para PF en esta raza.

Los DEP de los individuos con datos fueron utilizados para estimar el progreso genético obtenido en PF durante los18 años de prueba de comportamiento mediante el cálculo de regresión del DEP en los años. Todas las razaspresentaron una tendencia ligeramente positiva y resulto la raza Charolaise la de mayor progreso genético (0.31 kg)anual y la Santa Gertrudis, nuevamente fue la excepción, alcanzando una tendencia ligeramente negativa. De manerasimilar Silva y col (1998) en cuatro razas Bos Indicus (Gir, Guzerat, Indubrasil y Nellore) encontraron una mejoradel orden del 0.09 % por debajo incluso del encontrado en el presente trabajo. Sin embargo, Plasse y col (1994)hallaron un incremento de 3.5 kg por año para el peso a los 18 meses en un rebaño cerrado de Brahman.

CONCLUSIONES

De los resultados encontrados en el presente trabajo se puede concluir lo siguiente:

1. Las medias encontradas para los rasgos de crecimiento están dentro de los objetivos propuestos para las razas yse encuentran dentro del rango publicado en la literatura internacional.

2. Los parámetros genéticos estimados demuestran que existe una gran variabilidad genética en la población delganado de carne cubano con excepción de la raza Santa Gertrudis y por tanto, se puede esperar una buenarespuesta a la selección.

3. El progreso genético calculado fue de aproximadamente 0.25 kg, lo que representa un 8 % del posible. Sinembargo, es bueno señalar que este progreso se obtuvo en condiciones de período especial con ambienteadverso, lo que demuestra el esfuerzo realizado y la posibilidad de hacer mejora genética en condiciones nofavorables.

4. La aplicación del BLUP modelo animal para la predicción del valor genético a las pruebas de comportamientodel ganado Cebú puede contribuir a lograr un incremento de alrededor de 3.5 – 6.5 kg por animal al año, a los 18meses de edad.

REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS

1. Boldman, K.G., L.A. Kriese, L.D. Van Vleck. A manual for use of MTDFREML: a set of programs to obtainestimates of variance and covariance (DRAFT) Lincoln: ARS, 120 p. 1995.

2. Eler, J.P., J.B.S. Ferraz, P.R. Silva. Parametros geneticos para peso, avalizao visual e circunferencia escrotal naraza Nelore, estimados por modelo animal. Arq. Bras. Med. Vet. Zootec., 48: 203 – 213, 1996.

3. Marcondes, C.R., J.A.G. Bergman, J.P.Eler, J.B.S. Ferraz, J.C.C. Pereira, V.M. Penna. Analise de algunscritérios de selecao para caracteristicas de crescimento na raza Nelore. Arq. Bras. Med. Vet. Zootec., 52: 83 –89, 2000.

4. Teresa Planas y F. Ramos. Cebú cubano. Una incursión en la promoción de sementales Cebú cubano. Rev.ACPA 2: 11 – 18, 1990.

5. Plasse, D.,O. Verde, J. Beltrán, N. Márquez y A. Benavides. Tendencias anuales de producción e influenciagenética y ambientales en un rebaño Brahman genéticamente cerrado. Archivos Latinoamericanos deProducción Animal. 2: 125 – 139, 1994.

6. Silva, L.O.C., K. Euclides Filho, G.R. Figueiredo, PRC Nobre and L.A. Josabbian. Genetic trends in Zebu (BosIndicus) breeds in Brazil. 6th Worl Cong. Genet. Appl. Livest. Prod, 1998.

ANEXOS

121815335991514StGert

504491665692Criollo

143711733491879Charol

7602377175679734Cebú

MadresPadresPedigreeDatosRazas

Rasgos

Tabla # 1: Número de observaciones de las muestras estudiadas.

500.4193.2325.3168.7StGert

551.9190.8340.4189.8Criollo

517.9187.3329.8181.8Charol

547.5191.3343.4170.3Cebú

EF (días)ED (días)PF (kg)PD (kg)Razas

Rasgos

Tabla # 2: Medias de las características estudiadas.

Palabras claves: ganado de carneBLUPprueba de comportamientomodelo animal

0.080.080.05StGert

0.250.100.14Criollo

0.240.130.12Charol

0.220.150.10Cebú

h2dh2mh2d

Peso finalPeso al destete

Tabla # 3: Indices de herencias (h2) estimadas para PD y PF en las razas estudiadas.

h2d – Heredabilidad para el efecto directo.h2m – Heredabilidad para el efecto materno.

RasgoRaza

G 29. COMPOSIÇÃO QUÍMICA DE CORTES DA CARCAÇA DE CORDEIROS SANTA INÊS EBERGAMÁCIA

Cristiane Leal Dos Santos 1 ; Juan Ramon Olalquiaga Pérez 2 ; Edson Ramos Siqueira3; Gabriel JorgeCarneiro De Oliveira4; Thais Romano De Vasconcelos E Almeida 5 ;

1 Doutorando do curso de Zootecnia da UFLA, Caixa postal, 37- CEP 37200-000. E-mail.: [email protected] Prof. do Departamento de Zootecnia, UFLA, Caixa Postal, 37 – CEP 37200-00. E-mail.: [email protected]

3 Prof. da Faculdade de Medicina Veterinária, UNESP- Botucatu. E-mail.: [email protected] Prof. do Departamento de Zootecnia, UFBA,CEP 44380-000. E-mail.: [email protected]

5 Bolsista do CNPq; Graduanda em Zootecnia/ UFLA, E-mail.: [email protected]

RESUMO

O experimento foi desenvolvido no Setor de Ovinocultura do Departamento de Zootecnia da Universidade Federalde Lavras com o objetivo de determinar a composição química dos cortes comerciais obtidos na carcaça de cordeirosdas raças deslanada Santa Inês (SI) e Bergamácia (BG) abatidos em diferentes pesos, 15, 25, 35 e 45 kg de peso vivo.Foram utilizados 36 cordeiros machos inteiros, sendo 24 da raça SI e 12 BG. Após o abate, a carcaça foi resfriadaentre 2º a 4ºC por 24 horas para posterior aplicação de um sistema de cortes adotado neste Setor de Ovinocultura, osquais foram analisados quimicamente (matéria seca (MS), proteína bruta (PB) e extrato etéreo (EE)). Para asanálises estatísticas foi usado o procedimento GLM do SAS (1996). A comparação dos valores médios dacomposição química entre os cortes foi feita através do teste Tukey (p<0,05), e entre raças pelo teste F. Verificou-seque a costela/fralda foi o corte que apresentou maior teor de MS (49,68%), seguido do lombo (44,36%) e perna(40,87%). Quanto ao valor médio da PB, a perna apresentou a maior percentagem (55,53%), seguida do lombo(41,52%) e da costela/fralda (35,88%). Comparando as raças, a SI supera a BG (p<0,05) quanto a PB nos três cortes;e a BG é a que apresenta os maiores teores de EE no lombo e costela/fralda. A raça BG, ao contrário da SI, não éuma raça exclusiva para produção de carne, sendo assim sua característica genética possa ter influenciado nadesaceleração rápida do desenvolvimento muscular, sendo este superado pela deposição de gordura na carcaça.

Palavras- Chave: cortes; cordeiros; composição; química.

INTRODUÇÃO

No Brasil, a produção e a comercialização da carne de ovinos está passando a ser mais organizada, mesmoenfrentando uma baixa oferta, a maioria dos produtores, estão mais conscientes da necessidade de produzir carne dequalidade, evitando colocar no mercado carcaças de animais com idade avançada, com péssimas características quedificulta o crescimento do consumo. Um outro aspecto que se soma a este, é a maneira pouco adequada deapresentação da carne ao consumidor que dificulta a expansão do consumo. Na maioria das vezes, os cortes não sãodefinidos e nem devidamente embalados. Normalmente, os mercados consumidores apresentam exigências de pesomínimo dos diversos cortes, evitando-se, portanto, o abate de animais em condições insatisfatórias dedesenvolvimento muscular e acabamento. Este peso mínimo influenciará diretamente na composição química que osmesmos apresentam em diferentes idades do animal. Para atender a exigência do mercado consumidor um dos pontosconsiderados de importância é estudo de características físicas, químicas e organolépticas da carcaça ovina. Deacordo com Prescott (1982), as mudanças predominantes à medida que o animal cresce são: o incremento detamanho corporal e o aumento da proporção de gordura no organismo. O conteúdo de gordura corporal édeterminado por dissecação ou análise química, sendo uma característica da composição da carne influenciadanotavelmente, tanto pelo genótipo como pela nutrição. A gordura influi no aspecto visual da carcaça, no rendimentoda porção comestível e na qualidade da carne, sendo seu acúmulo influenciado pela raça (Moletta e Restle, 1996) epelo sexo do animal (Robelin, 1986). A não existência de informações de resultados de pesquisas sobre as raçasBergamácia e Santa Inês, levou à realização deste estudo, objetivando verificar a percentagem de componentesquímicos presentes em alguns cortes da carcaça, como a perna, lombo e a costela/fralda de cordeiros abatidos comdiferentes pesos.

mailto:[email protected]





MATERIAL E MÉTODOS

O trabalho faz parte de um programa em desenvolvimento na Universidade Federal de Lavras - Setor deOvinocultura, Lavras, MG – Brasil, que tem como objetivo avaliar o potencial das raças Santa Inês e Bergamáciapara produção de carne. Foram utilizados 36 cordeiros machos inteiros, sendo 24 da raça SI e 12 BG em umdelineamento inteiramente casualizado e esquema fatorial 4 x 2, sendo 4 pesos de abate (15, 25, 35 e 45 kg de pesovivo) e 2 raças. A dieta experimental foi fornecida “ad libitum”, sendo constituída de feno de coast-cross, farelo desoja, milho moído e suplemento mineral e vitamínico, calculada com base nas exigências dietéticas estabelecidaspelo ARC (1980). O abate foi realizado à medida que os animais atingiam o peso pré-estabelecido. A carcaça foiresfriada (2º C) por 24 horas e após a retirada do pescoço, mediante um corte longitudinal iniciado na sínfese pélvicae finalizado na última vértebra cervical, obteve-se metades aproximadamente simétricas fazendo-se uso do ladoesquerdo para subdivisão em regiões anatômicas num sistema de cortes (Figura 1) adotado por este Setor deOvinocultura que inclui: perna, lombo, costeleta, paleta e costela/fralda, os quais foram analisados quimicamente(matéria seca (MS), proteína bruta (PB) e extrato etéreo (EE)). Para a analise estatística foi utilizado o procedimentoGLM do SAS (1996). A comparação dos valores médios da composição química foi feita através do teste Tukey(p<0,05), e entre raças pelo teste F.

RESULTADOS E DISCUSSÃO

Na Tabela 1, verifica-se que a costela/fralda foi o corte que apresentou maior teor de MS (49,68%), seguido dolombo (44,36%) e perna (40,87%). Quanto ao valor médio da PB (Tabela 2), a perna apresentou a maiorpercentagem (55,53%), seguida do lombo (41,52%) e da costela/fralda (35,88%). Comparando as raças, a SI supera aBG (p<0,05) quanto à percentagem de PB nos três cortes, sendo 56,86% para a perna, 43,93% para o lombo e 39,09% para a costela/fralda; e a BG é a que apresenta os maiores teores de EE no lombo (48,94%) e costela/fralda(57,46%). Considerando apenas os valores médios de MS aos 45 kg de peso vivo, o lombo (49,20%) e acostela/fralda (55,48%) não apresentaram diferença significativa (p>0,05). Essa diminuição no teor de umidade nacostela/fralda ocorreu pela acentuada deposição de gordura (Tabela 3), neste corte, 53,72% e 57,46% para SI e BG,respectivamente; sendo também, o corte que apresentou menores teores de PB, 38,09% e 33,68%, para o SI e BG,respectivamente, em todos os pesos estudados. A raça BG, ao contrário da SI, não é uma raça exclusiva paraprodução de carne, sendo assim a sua característica genética possa ter influenciado na desaceleração rápida dodesenvolvimento muscular, sendo este superado pela deposição de gordura na carcaça.

Figura. 1 Sistema de cortes adotado pelo Setor de Ovinocultura d Departamento de Zootecnia da UniversidadeFederal de Lavras.

Braço Posterior

Lombo

CosteletaCostela/Fralda

Paleta

PescoçoBraço Anterior

Perna

Tabela 1. Valores médios de matéria seca de cortes da carcaça de cordeiros Santa Inês e Bergamácia abatidos adiferentes pesos.

PABATE PERNA LOMBO COSTELA/FRALDA MÉDIASANTA INÊS

15 35,60 b 36,97 b 40,80 a 37,7925 36,88 c 43,88 b 48,99 a 43,2535 41,85 c 45,99 b 50,69 a 46,1745 45,44 b 48,96 a 51,48 a 48,63

BERGAMÁCIA15 34,45 c 37,13 a 38,16 a 36,5825 35,75 c 45,37 b 49,81 a 43,6435 40,49 c 47,14 b 58,05 a 48,5645 54,49 c 49,44 c 59,48 a 54,47SI 39,94 43,95 47,99BG 41,80 * 44,77 51,38 *

Valores médios dos cortes analisados entre colunas pelo teste de Tukey (p<),05)e comparação entre raças entrelinhas pelo teste F (p<0,05)

Tabela 2. Valores médios de proteína bruta de cortes da carcaça de cordeiros Santa Inês e Bergamácia abatidos adiferentes pesos.


15 58,47 a 52,30 b 46,36 c 52,3725 60,07 a 45,13 b 41,58 c 48,9335 55,38 a 41,30 b 35,02 c 43,9045 53,52 a 36,98 b 29,42 c 39,97

BERGAMÁCIA15 60,22 a 46,39 b 41,68 b 49,1325 53,93 a 40,57 b 38,66 b 44,3835 53,71 a 38,27 b 27,75 c 39,9145 48,84 a 31,20 b 26,63 b 35,55SI 56,86 * 43,93 * 38,09 *BG 54,20 39,11 33,68


Tabela 3. Valores médios de extrato etéreo de cortes da carcaça de cordeiros Santa Inês e Bergamácia abatidos adiferentes pesos.


15 33,22 b 35,69 b 39,96 a 36,2925 32,96 c 43,15 b 52,33 a 42,8135 39,32 c 50,48 b 58,46 a 49,4245 41,54 c 57,18 b 64,11 a 54,27

BERGAMÁCIA15 30,27 c 37,04 b 45,12 a 37,4725 37,72 b 43,89 b 53,56 a 45,0735 40,73 c 52,47 b 65,22 a 52,8045 46,80 b 62,35 a 65,96 a 58,37SI 36,76 46,63 53,72BG 38,99 48,94 * 57,46 *


REFERÊNCIAS BILBIOGRÁFICAS

1. AGRICULTURAL RESEARCH COUNCIL (ARC). The nutrient requeriments os farm livestock. London,1980. 351p.

2. BERG, R.I. , BUTTERFIELD, RM. New concepts of cattle growth. Sidney: Sidney University Press, 1976.240 p.

3. MOLETA, J.L., RESTLE, J. Características de carcaça de novilhos de diferentes grupos genéticos terminadosem confinamento. Revista da Sociedade Brasileira de Zootecnia, Viçosa, MG, v.25, n.5, p. 876 – 888.

4. PRESCOTT, J. H. D. Crecimiento y desarrollo de los corderos. In: Crescimento e Desarollo de los corderos.Ed. Acribia. Zaragoza ( Espanã). 1982. 351 – 369 (452 p ).

5. ROBELIN, J. Growth of adipose tissues in cattle, partitioning between depots, chemical composition andcellularity: a review. Livestock Production Science, Amsterdam, v. 14, n.4, p.349 –64., jun. 1986.

6. SAS, User’s Guide: Statistical Analysis System Institute. 5. Ed. North Carolina: Cary, 1996. 956p.

G 28. RENDIMENTO DOS CORTES DA CARCAÇA DE CORDEIROS SANTA INÊS

Cristiane Leal Dos Santos 1, Juan Ramon Olalquiaga Perez 2, Maria Cristina Bressan 3 ; Luciana CastroGerasev 4; Thais Romano Vasconcelos E Almeida 5 Ívina Paula Almeida Dos Santos 61 Doutoranda em Zootecnia (Produção Animal), DZO-UFLA-MG. e-mail.: [email protected]

2 Professor do DZO -UFLA-MG. e-mail.: [email protected] Professora do DCA- UFLA-MG. e-mail.: [email protected]

4 Doutoranda em Zootecnia (Nutrição Ruminantes), e-mail.: [email protected] Bolsista do CNPq- Graduanda em Zootecnia- UFLA, e-mail.: [email protected]

6 Doutoranda em Zootecnia (Forragicultura), DZO-UFLA-MG. e-mail: [email protected]

RESUMO

O experimento foi conduzido no Setor de Ovinocultura do Departamento de Zootecnia da Universidade Federal deLavras - UFLA, Minas Gerais, no qual foram utilizados 24 machos inteiros da raça Santa Inês abatidos a diferentespesos vivos: 15, 25, 35 e 45 kg, com o objetivo de estudar o rendimento dos cortes comerciais da carcaça. Após oabate a carcaça foi devidamente limpa, resfriada e após da retirada do pescoço, a meia carcaça esquerda foi divididaadotando um sistema de cortes que inclui: perna, lombo, paleta, costeleta e costela/fralda. Os rendimentos para opescoço e os cortes comerciais foram obtidos em função do peso da carcaça fria e 1/2 carcaça esquerda,respectivamente. Utilizou-se o programa estatístico "Table Curve" para determinação das equações de regressão quemelhor se ajustavam aos dados de rendimento dos cortes e o "Fcalc" para testar a significância do coeficiente dedeterminação. A perna e a paleta foram os cortes que apresentaram maiores rendimentos e a costela/fralda aumentouseu rendimento na faixa de 35 a 45 kg, quando se iniciou a deposição de gordura na carcaça.

INTRODUÇÃO

A necessidade de uma valorização do animal como um todo e não só de sua carcaça, está cada vez mais evidentepara alcançar uma eficiência produtiva, e um dos fatores que influencia neste resultado é o rendimento da carcaça equando apresentada como cortes, o rendimento destes passa também a ter influência nesta valorização. O rendimentoé um dos primeiros índices a ser considerado e que está relacionado diretamente a comercialização da mesma (Pérez,1995; Jorge, 1993 e Osório et al, 1998). O peso vivo ao abate e o peso da carcaça são características diretamenterelacionadas à produção e de suma importância na comercialização; de maneira que, buscar o peso adequado deabate é condição indispensável para obtenção de uma carcaça adequada ao mercado. Na avaliação das carcaças,como resultado da influência da nutrição, genética e ambiente, deve-se observar seu rendimento, os rendimentos doscortes básicos, a composição física, além de se considerar partes não-integrantes da carcaça que tenham influênciadireta sobre seu rendimento. Pérez (1995) cita que a comercialização de cordeiros na maioria das vezes é realizadacom base no peso vivo, devido à carência de um sistema de classificação de carcaças. O mercado consumidorapresenta exigência de peso mínimo de diversos cortes, sendo assim, os produtores mais especializados evitam abateranimais em condições insatisfatórias de desenvolvimento muscular e acabamento. Em relação ao rendimento decarcaça, vários pesquisadores têm observado diferenças, as quais são reais e que se verificam mesmo quando animaissão comparados a um mesmo peso vivo, no entanto, poucas são as pesquisas realizadas para avaliar o rendimento decortes comerciais de cordeiros, sendo assim, o presente trabalho objetiva determinar o rendimento médio e equaçõesde regressão simples para os cortes da carcaça de cordeiros Santa Inês.

MATERIAL E MÉTODOS

O trabalho faz parte de um programa em desenvolvimento na Universidade Federal de Lavras - Setor deOvinocultura, que tem como objetivo avaliar o potencial da raça Santa Inês para produção de carne. Foram utilizados24 cordeiros machos inteiros da raça Santa Inês, mantidos em gaiolas sob regime de confinamento, os quais foramabatidos a diferentes pesos vivos, 15, 25, 35 e 45 kg. A dieta experimental foi fornecida “ad libitum”, sendoconstituída de feno de coast-cross, farelo de soja, milho moído e suplemento mineral e vitamínico, calculada combase nas exigências dietéticas estabelecidas pelo ARC (1980). O abate foi realizado à medida que os animaisatingiam o peso final estabelecido. A carcaça foi resfriada (2º C) por 24 horas e mediante um corte longitudinaliniciado na sínfese pélvica e finalizado na última vértebra cervical, após a retirada do pescoço, obteve-se metades







aproximadamente simétricas fazendo-se uso do lado esquerdo para subdivisão em regiões anatômicas (“cortescomerciais”) adotando um sistema de corte (Figura 1) do Setor de Ovinocultura da UFLA que inclui: perna, lombo,costeleta, paleta e costela/fralda. Os cálculos dos rendimentos para o pescoço e para os cortes foram feitos em funçãodo peso da carcaça fria e peso da 1/2 carcaça esquerda, respectivamente. Utilizou-se o programa estatístico "TableCurve" para determinação das equações de regressão que melhor se ajustavam aos dados de rendimento dos cortes eo "Fcalc" para testar a significância do coeficiente de determinação.


Na Tabela 1 são apresentados os valores médios e respectivos erros padrão do rendimento dos cortes da carcaça decordeiros Santa Inês. Observou-se que cortes como a perna e paleta foram os apresentaram os maiores rendimentos,isso provavelmente possa ser explicado pela quantidade de tecido muscular que estes cortes possuem quandocomparados aos demais. No entanto, a costela/fralda teve um aumento de rendimento na faixa de peso de 35 a 45 kg,havendo explicação para isso, pelo fato deste cortes já possuírem um certo teor de gordura quando comparado aosdemais, desta forma com aumento do peso vivo a deposição de gordura aumenta significativamente influenciando novalor do rendimento. De acordo com o teste Tukey, os rendimentos dos cortes, com exceção da costela/fralda, forammaiores na faixa de 15 a 25 kg de peso vivo. Na TABELA 2 são apresentadas as equações de regressão que melhorse ajustaram aos valores de rendimento dos cortes da carcaça de cordeiros Santa Inês. Através dos coeficientes dedeterminação apresentados e as suas significâncias, é possível verificar a associação entre os rendimentos dos cortese seus estimadores, ou seja, à medida que aumenta o peso da carcaça fria e o peso da meia carcaça, ocorre umaumento do rendimento dos cortes com pouca variação. A perna e a paleta foram os cortes que apresentaram maioresrendimentos e a costela/fralda aumentou seu rendimento na faixa de 35 a 45 kg, quando se inicia a deposição degordura na carcaça.


TABELA 1 Valores médios e respectivos erros padrão do rendimento dos cortes da carcaça de cordeiros Santa Inêsabatidos em diferentes pesos.

PESO DE ABATERENDIMENTO 1CORTES 15 25 35 45 CVRPES a 7,37a (0,24) 7,19 a (0,26) 7,00a (0,23) 6,47a (0,22) 9,31RPAL b 18,37a (1,12) 17,93a (0,81) 16,96b (0,68) 17,21b (0,37) 11,54RBANT c 4,62a (0,30) 3,89b (0,11) 3,54b (0,08) 2,98c (0,23) 13,46RPFRAL d 17,26b (0,62) 18,14a (0,58) 18,58a (0,92) 18,83a (1,15) 11,24RCOST e 16,13a (0,91) 15,34b (0,43) 15,25b (0,57) 14,29c (0,89) 11,78RLOMBO f 8,38a (0,60) 7,41b (0,35) 7,25b (0,35) 6,54b (0,52) 15,60RPERNA g 29,13a (1,41) 28,24b (0,33) 27,95b (0,90) 26,54c (0,89) 8,25RBPOST h 6,71a (0,37) 5,37b (0,41) 5,55b (0,11) 5,10b (0,17) 12,87

Braço Posterior

Lombo


Paleta


Perna

a = rendimento do pescoço (feito em relação ao peso da carcaça inteira); b= rendimento da paleta; c= rendimento dobraço anterior; d= rendimento do peito/fralda; e= rendimento da costeleta; f= rendimento do lombo; g= rendimentoda perna; h= rendimento do braço posterior. Os cortes b, c, d, e, f, g, h (rendimento feito em relação à meia carcaça).1= (*) Significância verificada pelo Teste de Tukey.

TABELA 2 Equações de regressão simples para rendimento dos cortes da carcaça utilizando o peso da carcaça fria epeso da meia carcaça esquerda como estimadores para o pescoço e demais cortes, respectivamente.

EQUAÇÃO Nº (Y) EQUAÇÃO DE REGRESSÃO P>F R2

1 RPES a Y2= 54,795 -0,008 (PCF) 2ln (PCF) 0,0086 0,97 **2 RPAL b Y2= 393,591 - 33,143 (MCAR) 0,5 0,0182 0,80 *3 RBANT c Y2 =32,480 -10,068 ln (MCAR) 0,0003 0,98 **4 RPFRAL d Y2= 245,165 + 48,299 ln (MCAR) 0,0541 0,94 *5 RCOST e Y2= 279,849 - 7,132 (MCAR) 0,0145 0,92 *6 RLOMBO f Y2 =12,645 + 101, 283 / (MCAR) 0,5 0,0027 0,94 **7 RPERNA g Y2 = 852,441 - 1,382 (MCAR) 2 0,0088 0,95 **8 RPOST h Y-1 = 0,195 - 0,454 / (MCAR) 2 0,0034 0,92 **

(*) (**) Significativo ao nível de 5% e 1% de probabilidade pelo teste de F, respectivamente.a = rendimento do pescoço (feito em relação ao peso da carcaça inteira); b= rendimento da paleta; c= rendimento dobraço anterior; d= rendimento do peito/fralda; e= rendimento da costeleta; f= rendimento do lombo; g= rendimentoda perna; h= rendimento do braço posterior. Os cortes b, c, d, e, f, g, h (rendimento feito em relação à meia carcaça)

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

1. AGRICULTURAL, RESEARCH COUNCIL. The nutrient requeriments of farm livestock. London, 1980. 351p.

2. JORGE, A.M. Ganho de peso, conversão alimentar e características da carcaça de bovinos e bubalinos.Viçosa MG: UFV, 1993, 97p. Dissertação (Mestrado em Zootecnia)- Universidade Federal de Viçosa, 1993.

3. PÉREZ, J.R.O. Alguns aspectos relacionados com a qualidade da carcaça e da carne ovina. IN: SIMPÓSIOPAULISTA DE OVINOCULTURA, 4, CAMPINAS, 1995. ANAIS..., Campinas: ASPACO – CATI –FMVZ/UNESP – SENAR, 1995. P. 125 – 139.

4. OSÓRIO, J.C.S; OSÓRIO, M.T.M.; JARDIM, P.O C. et al. Métodos para avaliação da produção da carneovina: “in vivo”, na carcaça e na carne. Pelotas: Editora Universitária/UFPEL, 1998. 107p.

G 27. ESTUDO ALOMÉTRICO DOS ÓRGÃOS INTERNOS DE CORDEIROSSANTA INÊS

Cristiane Leal Dos Santos 1 ; Juan Ramon Olalquiaga Pérez 2 ; Julio César Teixeira 3 ; Gabriel Jorge CarneiroDe Oliveira4; Joel Augusto Muniz5

1 Doutorando do curso de Zootecnia da UFLA, Caixa postal, 37- CEP 37200-000. E-mail.: [email protected] Prof. do Depart. de Zootecnia, UFLA, Caixa Postal, 37 – CEP 37200-00. E-mail.: [email protected]

3 Prof. do Depart. de Zootecnia, UFLA, Caixa Postal, 37 – CEP 37200-00. E-mail.: [email protected] Prof. do Depart. de Zootecnia, UFBA, CEP- 44380-000. E-mail.; [email protected]

5 Prof. do Depart. de Ciências exatas, UFLA, Caixa Postal, 37 – CEP 37200-00. E-mail.: [email protected]

RESUMO

O experimento foi desenvolvido no Setor de Ovinocultura do Departamento de Zootecnia da Universidade Federalde Lavras, MG – Brasil, no qual foram utilizados 24 cordeiros machos inteiros da raça deslanada Santa Inês abatidosaos 15, 25, 35 e 45 kg de peso vivo. O objetivo foi determinar o crescimento dos órgãos pertencentes à cavidadetorácica e abdominal, em relação ao peso do corpo vazio. Após o abate, procedeu-se a evisceração e esvaziamento dotrato gastrintestinal para obtenção do peso corporal vazio (PCVZ). Os órgãos pertencentes à cavidade torácica,CTOR (coração, pulmões, traquéia e esôfago) e abdominal CABD (fígado, baço, pâncreas, rúmen/retículo, abomaso,omaso, intestino grosso e delgado) foram pesados separamente. O estudo do crescimento foi realizado através daequação alométrica de Huxley (1932) e do sistema SAS (1996). Os coeficientes de alometria obtidos foram: CTOR=0,6065, CABD= 0,9145, coração=0,8020, pulmões=0,565, traquéia=0,591, esôfago=0,6811, fígado=0,849,baço=1,092, pâncreas=0,599, rúmen/retículo=0,7128, abomaso= 0,486, omaso=0,590, intestino delgado=0,373,intestino grosso= 0,609. Verificou-se um desenvolvimento heterogônico negativo (β<1) para os conteúdos das duascavidades e para os órgãos analisados separadamente com exceção do baço, o qual apresentou uma intensidade decrescimento igual a do PCVZ. Os resultados permitiram concluir que, na faixa de 15 a 45 kg de peso vivo, a CABD eCTOR são de maturidade precoce em relação ao desenvolvimento corporal de cordeiros Santa Inês. Os componentesda cavidade torácica e abdominal apresentaram um menor ímpeto de crescimento em relação ao do peso corporalvazio, ou seja, o ritmo de crescimento passou a ser lento à medida que aumentou o peso vivo.

Palavras-Chave: alometria; órgãos Internos; santa Inês.

INTRODUÇÃO

O crescimento é definido por Hammond (1966) como sendo o aumento de peso até que o animal atinja tamanhoadulto. Para Carlson (1972), o crescimento animal pressupõe aumento correlativo da massa orgânica total,procedente de um incremento do tamanho dos tecidos e órgãos individuais, enquanto, para Kolb (1976), consiste emum incremento do tamanho do ser vivo por aumento do volume e número de suas células. No entanto, crescimentonão é simplesmente um aumento no tamanho, porque nem todas as porções do corpo se desenvolvem de formasemelhante, e isso acontece também com os órgãos internos. O crescimento dos componentes corporais do animal,em relação ao todo, segue o padrão de crescimento alométrico. A compreensão dos processos envolvidos nocrescimento, como mudanças no tamanho, forma e composição corporal dos animais domésticos é fundamental atodos os aspectos da produção animal. As alterações dinâmicas que ocorrem no tamanho, forma e alterações de umanimal, à medida que este cresce, são bastante complexas (Lawrence e Fowler, 1997). O crescimento das partes docorpo e dos tecidos que o formam é estudado alometricamente, uma vez que, desta maneira, pode-se explicar asdiferenças quantitativas que são produzidas nas distintas fases de vida do animal. A equação alométrica baseia-se emque o desenvolvimento corporal é mais uma função do peso, do que do tempo necessário para alcançar esse peso.Para o sucesso de um sistema de terminação de cordeiros, o conhecimento sobre o processo de crescimento e/oudesenvolvimento relativo das partes do corpo são de extrema importância, uma vez que informações deste tipoauxiliam na determinação do peso de abate. As raças de ovinos apresentam maturação fisiológica em distintasidades, e os órgãos tendem a crescer em velocidades diferentes, sendo assim, o crescimento dos órgãos podeapresentar coeficientes alométricos maiores, menores ou isométricos em relação ao corpo total. Portanto, o presentetrabalho objetiva estudar o crescimento alométrico ou desenvolvimento relativo dos órgãos das cavidades torácica eabdominal em função do peso corporal vazio de cordeiros da raça deslanada Santa Inês.






MATERIAL E MÉTODOS

O experimento foi desenvolvido no Setor de Ovinocultura do Departamento de Zootecnia da Universidade Federalde Lavras, Lavras, MG – Brasil, no qual foram utilizados 24 cordeiros machos inteiros da raça Santa Inês abatidosaos 15, 25, 35 e 45 kg de peso vivo. A dieta experimental foi fornecida “ad libitum”, sendo constituída de feno decoast-cross, farelo de soja, milho moído e suplemento mineral e vitamínico, calculada com base nas exigênciasnutricionais estabelecidas pelo ARC (1980). O abate foi realizado à medida que os animais atingiam o peso pré-estabelecido. Antes do abate, os animais foram pesados após o jejum sólido de 16 horas. Após o abate, procedeu-se aevisceração e esvaziamento do trato gastrintestinal para obtenção do peso corporal vazio (PCVZ). Os órgãospertencentes à cavidade torácica, CTOR (coração, pulmões, traquéia e esôfago) e abdominal CABD (fígado, baço,pâncreas, rúmen/retículo, abomaso, omaso, intestino grosso e delgado) foram pesados separadamente. O estudoalométrico foi feito em relação ao peso do corpo vazio (PCVZ) utilizando a equação potência, Y=αXβ, (Huxley,1932) logaritmicamente transformada num modelo linear (lnY = lnα + β lnX). Para a verificação da hipótese b =1 foiutilizado o teste “t” (Student), (p < 0,05 e p < 0,01).


Na Tabela 1 são apresentadas es equações alométricas correspondentes às cavidades torácica e abdominal e dosórgãos que a elas pertencem. Os coeficientes de alometria (β) obtidos, e seu desvio padrão foram:CTOR=0,606(0,06), coração=0,802(0,89), pulmões=0,565(0,84), traquéia=0,591(0,13), esôfago=0,6811(0,105),CABD=0,914(0,06), fígado=0,849(0,06), baço=1,092(0,10), pâncreas=0,599(0,18), rúmen/retículo=0,7128(0,05),abomaso= 0,486(0,06), omaso=0,590(0,27), delgado=0,373(0,08), grosso= 0,609(0,06). Verificou-se umdesenvolvimento heterogônico negativo (β<1) para o conteúdo das duas cavidades e para órgãos analisadosseparadamente com exceção do baço, o qual apresentou uma intensidade de crescimento igual a do PCVZ. Osresultados permitiram concluir que, na faixa de 15 a 45 kg de peso vivo, a CABD e CTOR são de maturidade precoceem relação ao desenvolvimento corporal de cordeiros Santa Inês. Osório et al. (1994) trabalhando com cordeiros daraça crioula, encontraram para o baço (β=1,11) e o fígado (β=1,0), revelando uma intensidade de crescimento igualou superior a do peso do corpo vazio. No presente trabalho os resultados foram diferentes, β=1,092 e β=0,849, para obaço e o fígado, apresentando pelo tanto crescimento isogônico e heterogônico negativo respectivamente. Em relaçãoa outros órgãos vitais, como por exemplo, o coração (β=0,802) e pulmões (β=0,565), os resultados se assemelhamaos encontrados por aquele autor. A cavidade torácica (β=0,600) e abdominal (β=0,914) apresentaram um menorímpeto de crescimento em relação ao do peso corporal vazio, ou seja, o ritmo de crescimento passou a ser lento àmedida que aumentou o peso vivo, isto leva a afirmar que o trato gastrointestinal e suas partes apresentam, de formageral, um crescimento heterogônico negativo, ou seja, desenvolvimento relativo precoce em relação ao peso corporalvazio.

TABELA 1 Equações de alometria para os órgãos da cavidade torácica e abdominal em relação ao peso corporalvazio (PCVZ) de cordeiros Santa Inês, e verificação da diferença do coeficiente de alometria com aunidade.

Componentes Corporais Equaçãoln Y = ln α + β ln X

Teste tHo: β=1 R2

CAVIDADE TORÁCICA (CTOR) ln CTOR= -2,474 + 0,606 ln PCVZ β < 1 (**) 82,0Coração (CO) ln CO = -4,784 + 0,802 ln PCVZ β < 1 89,0Pulmões (PU) ln PU = -2,860 + 0,565 ln PCVZ β < 1 84,0Traquéia (TR) ln TR = -4,327 + 0,591 ln PCVZ β < 1 46,0Esófago (ES) ln ES = -5,497 + 0,681 ln PCVZ β < 1 65,0CAVIDADE ABDOMINAL (CABD) ln CABD = -1,774 + 0,914 ln PCVZ β < 1 91,0Fígado (FIG) ln FIG = -3,393 + 0,849 ln PCVZ β < 1 90,0Baço (BA) ln BA = -6, 415 + 1,092 ln PCVZ β = 1 83,0Pâncreas (PA) ln PA = -5,220 + 0,599 ln PCVZ β < 1 29,0Rúmen/retículo (RR) ln RR = -2,8668 + 0,712 ln PCVZ β < 1 89,0Abomaso (AB) ln AB = -3,7070 + 0,486 ln PCVZ β < 1 71,0Omaso (OM) ln OM = -4,779 + 0,590 ln PCVZ β < 1 14,0Intestino Grosso (IG) ln IG = -3,063 + 0,609 ln PCVZ β < 1 78,0Intestino Delgado (ID) ln ID = -3,7070 + 0,486 ln PCVZ β < 1 43,0 (**) Significativo ao nível de 5% e 1% de probabilidade.

REFFÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

1. AGRICULTURAL RESEARCH COUNCIL. The nutrient requeriments of farm livestock. London, 1980.351 p.

2. CARLSON, J.R. Reguladores del crescimiento. In: HAPEZ, E.S. e DYER, I.A . Desarrollo y nutriciónAnimal .Zaragoza, Acribia, 1972. 472 p.

3. HAMMOND, J. Principios de la explotación animal . Reprodución , crecimiento y herancia. Zaragoza:Acribia, 1966 .p. 142 – 157.

4. HUXLEY, J.S. Problems of relative growth .London : Methuen.,1932.

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7. OSÓRIO, J.C.S.; SIEWERDT,F.; OSÓRIO, M.T.M. et al. Desenvolvimento alométrico das regiões corporaisem ovinos. In : REUNIÃO ANUAL DA SOCIEDADE BRASILEIRA DE ZOOTECNIA, 31, 1994, Maringá.Anais... Maringá: Sociedade Brasileira de Zootecnia, 1994, p.240.

8. SAS, User’s Guide: Statistical Analysis System Institute5. Ed. North Carolina: Cary,1985. 956p.

G 26. ESTUDO ALOMÉTRICO DOS CORTES DA CARCAÇA DE CORDEIROS SANTA INÊS PUROS ECRUZAS COM TEXEL, ILE DE FRANCE E BERGAMÁCIA

Juan Ramón O. Perez1; Iraides Ferreira Furusho Garcia1; Sarita Bonagurio1; Bruno Carneiro e Pedreira1;Alisson Luis Lima1

1Universidade Federal de Lavras - Lavras MG - Brasil; Fax (35)3829-1231; email: [email protected]

Palavras Chaves: alometria, carcaça, crescimento, ovinos.

RESUMO

O trabalho foi desenvolvido na Universidade Federal de Lavras, Lavras, MG - Brasil. Utilizou-se 103 cordeiros,machos e fêmeas, Santa Inês puros (SS) e cruzas Santa Inês com Texel (TS); Ile de France (FS) e Bergamácia (BS),confinados individualmente. Foram abatidos aos: 15, 25, 35 e 45 kg de peso vivo. Após resfriamento, a carcaça foidividida nos cortes: pescoço, costela/fralda, costeleta, lombo, paleta e perna, sistema de cortes proposto por estaUniversidade. Avaliou-se o crescimento alométrico de cada corte em relação ao peso do corpo vazio (PCVZ). Ocrescimento do pescoço para todos os grupos foi isogônico (b=1), crescimento semelhante ao PCVZ, com exceçãodos cordeiros cruzas BS, que mostraram crescimento heterogônico positivo (b>1), ou seja, tardio. Os machos TS eFS apresentaram ritmos de crescimento do pescoço menor que os machos BS. A costela/fralda para todos os gruposteve um crescimento tardio. Os grupos TS e FS mostraram ritmos de crescimento da costela/fralda maiores emrelação ao grupo SS. Para os machos, a paleta teve um desenvolvimento semelhante ao PCVZ, entretanto, as fêmeasapresentaram um crescimento tardio deste corte. O desenvolvimento da costeleta e do lombo foi tardio para todos osgrupos, com exceção das fêmeas FS, que mostraram desenvolvimento isogônico, sendo que para este grupo, oscoeficientes para a costeleta foram menores em relação aos demais grupos. O desenvolvimento da perna foisemelhante ao PCVZ para os machos SS, TS e FS e para as fêmeas FS e desenvolveu-se tardiamente para os machosBS e fêmeas SS, TS e BS.

INTRODUÇÃO

O sistema de produção e comercialização da carne ovina, em diversas regiões, ainda não está totalmente organizado,principalmente devido a falta de uniformidade e qualidade do produto colocado a venda. São necessários pesquisasque avaliem pesos de abate e grupos genéticos adequados que permitam atender as exigências dos consumidores,possibilitando uma máxima eficiência ao sistema produtor.

A raça deslanada Santa Inês, autóctona do Brasil, apresenta potencial para produção de carne magra, e sua utilizaçãoem cruzamentos industriais pode incrementar a produção. A avaliação do crescimento do produto dessescruzamentos é importante, para se verificar fases do desenvolvimento que apresentem produto de qualidade commelhores retornos econômicos.

Os fatores que podem influenciar nesta variabilidade são: porte, maturidade, raça, sexo, manejo alimentar, idade oupeso estabelecido (Sainz, 1996). A velocidade de crescimento de cada região corporal avança até alcançar omáximo, e começa a decrescer a medida que o animal vai adquirindo tamanho adulto (Hammond, 1966). Acomposição corporal modifica-se em função dos diferentes estágios de maturidade de cada genótipo (Silva, Pires,Zeppenfeld et al., 2000). De acordo com dados citados por Lohose, Moss e Butterfield (1971); Santos (1999) e Silva ePortugal (2000), os componentes ou cortes da carcaça podem possuir desenvolvimento tardio, precoce ou acompanhar odesenvolvimento corporal.

O presente trabalho teve como objetivo o estudo do crescimento alométrico dos cortes de cordeiros, machos efêmeas, Santa Inês puros e suas cruzas com as raças Texel, Ile de France e Bergamácia, abatidos em diferentes pesos.

MATERIAL E MÉTODOS

O experimento foi conduzido no Setor de Ovinocultura, do Departamento de Zootecnia, da Universidade Federal deLavras.


Foram utilizados 103 cordeiros, machos e fêmeas, provenientes de acasalamentos entre ovelhas da raça Santa Inês ereprodutores das raças Santa Inês, Texel, Ile de France e Bergamácia. Os cordeiros foram confinadosindividualmente, ao atingirem 15kg de peso vivo, em gaiolas com 1,3m2 de área. A dieta fornecida (ad libitum) eracomposta de 80% de concentrado e 20% de feno de coast-cross moído.

Foram considerados 4 pesos de abate: 15, 25, 35 e 45kg. Após o desmame todos os cordeiros permanecendoconfinados em grupo até atingirem 15 kg quando foram alocados aos diferentes tratamentos. Após a evísceração,pesou-se o trato digestivo, vesícula e bexiga cheios e vazios para determinação do peso corporal vazio (PCVZ).

A carcaça foi resfriada por um período de 24 horas (2 a 4oC), após o que foi retirado o pescoço e a mesma divididalongitudinalmente em duas metades, sendo que da esquerda retiraram-se os cortes: perna, lombo, paleta, costeleta,costela/fralda, braço anterior e braço posterior, segundo sistema de cortes proposto pelo Setor de Ovinocultura destaUniversidade.

O estudo alométrico do crescimento dos cortes em relação ao PCVZ foi realizado utilizando-se o modeloexponencial, Y = a Xb (Huxley, 1932), transformada logaritmicamente em um modelo linear. Os dados foramanalisados com o uso do procedimento REG do SAS. Para a verificação da hipótese de b=1, foi realizado o teste de"t".

O tipo de crescimento foi denominado isogônico, heterogônico positivo ou negativo quando as parte cresceram àsmesmas taxas, maior ou menores que o PCVZ, respectivamente.


As equações alométricas para o pescoço, costela/fralda e paleta estão na Tabela 1, e costeleta, lombo e perna sãoapresentadas na Tabela 2.

Para o pescoço, os animais do grupo BS obtiveram um crescimento heterogônico positivo (b>1), indicando umdesenvolvimento tardio deste corte, enquanto nos outros grupos apresentou um crescimento isogônico (b=1) com oPCVZ. Os valores de probalidade do teste de F comparando os grupos genéticos mostram que, os machos BSapresentaram menor ritmo de crescimento que os cordeiros dos grupos TS e FS para este corte. Desta forma, osanimais cruzas BS, além de apresentarem um desenvolvimento tardio do pescoço, o ritmo de crescimento do mesmoé menor. Este resultado explica-se devido ao grande porte da raça Bergamácia. Para as fêmeas, os ritmos decrescimento não diferiram entre os grupos.

Para costela/fralda, todos os grupos genéticos demonstraram um crescimento heterogônico positivo (b>1),desenvolvimento tardio deste corte. De acordo com algumas pesquisas (Santos, 1999; e Silva e Portugal, 2000), acostela/fralda, em função de fazer parte de uma região que se desenvolve mais tardiamente, aumentaproporcionalmente com o aumento do peso do animal. Os valores de probalidade do teste F para a comparação dosgrupos genéticos mostram que os machos não apresentaram diferenças para o ritmo de crescimento da costela/fralda,já as fêmeas do grupo SS, apresentaram um ritmo de crescimento menor que as dos outros grupos.

Com ralação a paleta, os machos de todos os grupos genéticos apresentaram um desenvolvimento semelhantementeao desenvolvimento do PCVZ (b=1). Esse resultado foi o mesmo encontrado por Santos (1999). Já as fêmeas, detodos os grupos genéticos apresentaram um crescimento heterogônico positivo (b>1), onde as paletasdesenvolveram-se mais tardiamente. Os resultados encontrados, tanto para machos como para fêmeas, discordam doscitados por Lohose, Moss e Butterfield (1971) e Silva, Pires, Zeppenfeld et al. (2000), os quais encontraram para apaleta um desenvolvimento precoce. Os valores de probalidade do teste F entre os grupos genéticos mostram que,tanto para os machos como para as fêmeas, não houve diferenças entre os grupos genéticos nos ritmos decrescimento da paleta.

O desenvolvimento da costeleta, tanto machos como fêmeas, de todos os grupos, foi heterogônico positivo (b>1),indicando desenvolvimento tardio para esse corte. Exceção feita para as fêmeas do grupo FS, as quais mostraram umcrescimento isogônico (b=1). Os valores de probalidade do teste F para a comparação dos grupos genéticos mostramque, os machos dos diferentes grupos genéticos mostraram ritmos de crescimento semelhante entre si. Entretanto, as

fêmeas do grupo FS apresentaram um valor médio menor do que dos outros grupos, indicando desenvolvimentorelativamente lento dessa região corporal para esse grupo.

Para o lombo, machos e fêmeas, dos grupos genéticos SS, TS e BS obtiveram um crescimento heterogônico positivo(b>1), desenvolvimento tardio, de maneira semelhante ao que foi citado por Berg e Butterfield (1976). Já os cordeiros dogrupo FS, machos e fêmeas, apresentaram crescimento isogônico (b=1). O crescimento do lombo dos cordeiros FScomportou-se de forma semelhante ao encontrado por Santos (1999). Os valores de probalidade do teste F mostram que,machos e fêmeas, apresentaram ritmos de crescimento semelhantes entre os grupos genéticos.

Com relação a perna, machos e fêmeas do grupo BS obtiveram crescimento heterogônico positivo (b>1),apresentando desenvolvimento tardio. Os machos e fêmeas, do grupo FS apresentaram crescimento isogônico (b=1),ou seja, semelhante ao peso vazio. Já, os machos e fêmeas, dos grupos SS e TS, apresentaram comportamentodiferente entre sexo, onde os machos obtiveram crescimento isogônico (b=1), e as fêmeas heterogônico positivo(b>1). O desenvolvimento tardio da perna neste trabalho, não concorda com o que é relatado por Lohose, Moss eButterfield (1971) e Silva, Pires, Zeppenfeld et al. (2000), os quais encontraram que a região do quarto posteriorpossui um desenvolvimento precoce. Santos (1999) encontrou para a perna de cordeiros Santa Inês e Bergamácia umcrescimento isogônico. O fato dos cordeiros BS e das fêmeas SS e TS apresentarem um crescimento tardio para aperna, pode ser explicado porque o grupo BS tenha uma tendência a depositar mais gordura, e em função das fêmeasSS e TS terem apresentado uma deposição maior de gordura neste corte, apresentando assim um desenvolvimentotardio. Os valores de probalidade do teste F mostram que o ritmo de crescimento entre os grupos genéticos foramsemelhantes, tanto para machos, como para as fêmeas, indicando que a genética dos animais estudados não interferena taxa de crescimento dessa região da carcaça.

REFERÊNCIA BIBLIOGRÁFICA

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Tabela 1 - Equação alometrica dos cortes da carcaça, verificação da diferença de seu coeficiente com a unidade peloteste t, coeficientes determinação (R2), e as diferenças entre os grupos genéticos pelo teste F, Santa Inêspuros (SS), e cruzas com Texel (TS), Ile de France (FS) e Bergamácia (BS).

Prob: Teste FGrupo genético Equação alométrica R2 Teste tHo: b=1 SS TS FS BS

PESCOÇOMachos

SS Y=0,026x1604 0,9534 b=1 - 0,1424 0,3861 0,1965TS Y=0,040x0,9973 0,9294 b=1 - - 0,6728 0,0068FS Y=0,034x1,0497 0,9453 b=1 - - - 0,0473BS Y=0,017x1,3080 0,9667 b>1** - - - -

FêmeasSS Y=0,0401,0276 0,9624 b=1 - 0,8919 0,5499 0,0847TS Y=0,0371,0087 0,7807 b=1 - - 0,4722 0,0607FS Y=0,0261,1228 0,9766 b=1 - - - 0,3870BS Y=0,0211,2522 0,9577 b>1** - - - -

COSTELA/FRALDAMachos

SS Y=0.018x1,3207 0,9842 b>1** - 0,7309 0,4144 0,2117TS Y=0.021x1,2967 0,9832 b>1** - - 0,5927 0,3413FS Y=0.022x1,2538 0,9705 b>1* - - - 0,7629BS Y=0.023x1,2302 0,9935 b>1** - - - -

FêmeasSS Y=0.027x1,2023 0,9567 b>1* - 0,0096 0,0385 0,1934TS Y=0.015x1,4161 0,9825 b>1** - - 0,8181 0,1126FS Y=0.015x1,3952 0,9899 b>1** - - - 0,2616BS Y=0.020x1,2988 0,9862 b>1** - - - -

PALETAMachos

SS Y=0.031x1,0741 0,9744 b=1 - 0,7577 0,7107 0,4378TS Y=0.037x1,0533 0,9769 b=1 - - 0,5144 0,6214FS Y=0.030x1,1030 0,9764 b=1 - - - 0,2902BS Y=0.039x1,0202 0,9854 b=1 - - - -

FêmeasSS Y=0.022x1,2043 0,977 b>1** - 0,3527 0,4246 0,0919TS Y=0.027x1,1458 0,9785 b>1* - - 0,9883 0,4821FS Y=0.025x1,1468 0,9865 b>1* - - - 0,5374BS Y=0030x1,1052 0,9902 b>1** - - - -

** P<0,01; * P<0,05

188

Tabela 2 - Equação alometrica dos cortes da carcaça, verificação da diferença de seu coeficiente com a unidade peloteste t, coeficientes determinação (R2), e as diferenças entre os grupos genéticos pelo teste F, Santa Inêspuros (SS), e cruzas com Texel (TS), Ile de France (FS) e Bergamácia (BS).


COSTELETAMachos

SS Y=x1,2480 0,9726 b>1** - 0,5135 0,9618 0,6076TS Y=x1,1897 0,9752 b>1** - - 0,5305 0,9000FS Y=x1,2530 0,9812 b>1** - - - 0,6135BS Y=x1,2008 0,9589 b>1* - - - -

FêmeasSS Y=x1,3087 0,9452 b>1** - 0,5558 0,0053 0,7097TS Y=x1,2504 0,9908 b>1** - - 0,0195 0,7884FS Y=x0,9795 0,9668 b=1 - - - 0,0074BS Y=x1,2747 0,9616 b>1** - - - -

LOMBOMachos

SS Y=x1,1874 0,9589 b>1* - 0,7953 0,7309 0,4820TS Y=x1,2190 0,9601 b>1* - - 0,9019 0,6403FS Y=x1,2359 0,8756 b=1 - - - 0,7773BS Y=x1,2758 0,984 b>1** - - - -


PERNAMachos

SS Y=x1,0172 0,9847 b=1 - 0,4446 0,6740 0,4045TS Y=x0,9756 0,9749 b=1 - - 0,2704 0,1081FS Y=x1,0437 0,9816 b=1 - - - 0,7465BS Y=x1,0640 0,996 b>1* - - - -


** P<0,01; * P<0,05.

G 25. ESTUDO ALOMÉTRICO DOS TECIDOS DA CARCAÇA DE CORDEIROS SANTA INÊS PUROS ECRUZAS COM TEXEL, ILE DE FRANCE E BERGAMÁCIA

Iraides Ferreira Furusho Garcia1; Juan Ramón O. Perez1; Sarita Bonagurio1; Júlio César Teixeira1; AlissonLuis Lima1

1Universidade Federal de Lavras - Lavras MG - Brasil; Fax (35)3829-1231; email: [email protected]

RESUMO

O trabalho foi desenvolvido na Universidade Federal de Lavras, Lavras, MG - Brasil. Utilizou-se 103 cordeiros,machos e fêmeas, Santa Inês puros (SS) e cruzas Santa Inês com Texel (TS); Ile de France (FS) e Bergamácia (BS),confinados individualmente. Foram abatidos aos: 15, 25, 35 e 45 kg de peso vivo. Após resfriamento, a carcaça foidividida e dissecada em músculo, osso e gordura. Avaliou-se o crescimento alométrico de cada tecido em relação aopeso da carcaça fria. O desenvolvimento do tecido muscular na meia carcaça, variou entre os grupos genéticos, semhaver um comportamento constante. Apenas os cordeiros SS mantiveram um crescimento do músculo semelhante aodesenvolvimento do corpo vazio. Os cordeiros BS, machos e fêmeas, apresentaram um desenvolvimento musculartardio. O desenvolvimento do tecido ósseo foi precoce. O desenvolvimento do tecido adiposo foi tardio para todos osgrupos genéticos, excetuando-se os machos BS, que apresentaram um desenvolvimento semelhante aodesenvolvimento do corpo vazio.

Palavras Chaves: alometria, crescimento, ovinos, tecido.

INTRODUÇÃO

Com mercado da carne ovina no Brasil, estando ainda em fase de expansão, são necessários pesquisas que avaliemaspectos relacionados a determinação de pesos de abate e grupos genéticos, adequados às condições nacionais, quepermitam atender as exigências dos consumidores de maneira que o produtor também atinja uma máxima eficiênciade produção. A avaliação do crescimento de animais que se adaptem as condições de produção no Brasil éimportante, principalmente, porque dessa maneira é possível verificar em qual fase de desenvolvimento é possível aobtenção de um produto com qualidade e que traga melhores retornos econômicos. Em função do tecido muscular,ser o componente de maior importância econômica e a gordura ser indesejável a partir de determinada quantidade,torna-se fundamental conhecer o crescimento desses tecidos para obtenção da melhor fase do desenvolvimento naqual os animais possam ser abatidos.

A curva de crescimento varia entre animais. Os fatores que podem influenciar nesta variabilidade são: porte,maturidade, raça, sexo, manejo alimentar, idade ou peso estabelecido (Sainz, 1996).

O conhecimento do ritmo de crescimento de cada constituinte corporal, do ponto de vista econômico, podeproporcionar com maior precisão o peso ótimo de abate para cada grupo genético, no qual se consiga a máximavalorização do produto (Silva, Pires, Zeppenfeld et al., 2000). Segundo Wylie, Chestnutt e Kilpatrick (1997), o nívelde gordura na carcaça é o principal determinante de um peso ótimo de abate, em função de ocorrer um aumento doconteúdo de gordura com o aumento do peso da carcaça.

Os componentes mais importantes da carcaça, músculo, osso e gordura, mostram, em suas curvas de crescimento,que as quantidades de músculo e osso aumentam com uma velocidade proporcionalmente menor comparadas a dacarcaça, enquanto que o peso de gordura aumenta mais rapidamente que o peso da carcaça (Sainz, 1996). A ordemde formação dos tecidos em escala crescente é: tecido ósseo, muscular e adiposo.

O presente trabalho teve como objetivo o estudo do crescimento alométrico dos tecidos da carcaça de cordeiros,machos e fêmeas, Santa Inês puro e suas cruzas com as raças Texel, Ile de France e Bergamácia, abatidos emdiferentes pesos.

MATERIAL E MÉTODOS


O experimento foi conduzido no Setor de Ovinocultura, do Departamento de Zootecnia, da Universidade Federal deLavras. Foram utilizados 103 cordeiros, machos e fêmeas, provenientes de acasalamentos entre ovelhas da raçaSanta Inês e reprodutores das raças Santa Inês, Texel, Ile de France e Bergamácia. Os cordeiros foram confinadosindividualmente, ao atingirem 15kg de peso vivo, em gaiolas com 1,3m2 de área. A dieta fornecida (adlibitum) foi balanceada e composta de 80% de concentrado e 20% de feno coast cross moído.

Foram considerados 4 pesos de abate: 15, 25, 35 e 45kg. Os cordeiros abatidos aos 15kg não passaram peloconfinamento individual, após o desmame, permanecendo confinados em grupo até atingirem o peso de abate. Noabate, após jejum de 16 horas, os animais foram atordoados e procedeu-se um corte na artéria carótida e nas veiasjugulares. O sangue e a pele foram coletados e realizou-se a evísceração, pesando o trato digestivo cheio e vazio paradeterminação do peso corporal vazio (PCVZ).

A carcaça quente foi resfriada por um período de 24 horas (2 a 4oC). Da carcaça fria foi dividida longitudinalmenteem duas metades e da metade esquerda da carcaça retirou-se os seguintes cortes: perna, lombo, paleta, carrê,costela/fralda, braço anterior e braço posterior. Esses cortes foram acondicionados em sacos plásticos e mantidos emfreezer até o momento da dissecação, quando foi separado os seguintes tecidos: músculo, osso, gordura (subcutânea+ intermuscular) e outros (veias, artérias, tendões, tecido conjuntivo e sangue coagulado).

Foi realizado um estudo do crescimento alométrico dos cortes em relação ao crescimento do corpo vazio. Para esseestudo foi utilizado o modelo da equação exponencial, Y = a Xb, transformada logaritmicamente em um modelolinear (Huxley, 1932). Os dados foram analisados com o uso do procedimento REG do SAS (SAS, 1999). Para averificação da hipótese de b=1, foi realizado o teste de "t".


Os dados de crescimento alométrico do músculo, osso e gordura, na meia carcaça em relação a carcaça fria, sãoapresentados na Tabela 1.

Com relação ao crescimento do tecido muscular, os machos e as fêmeas dos grupos SS e TS apresentaramcrescimento isogônico (b=1), demonstrando que o músculo da carcaça desses animais desenvolve-sesemelhantemente ao desenvolvimento da carcaça como um todo. Resultado semelhante foi obtido por Silva, Pires,Zeppenfeld et al. (2000), os quais estudaram o desenvolvimento de cordeiros cruzas Texel x Ideal. Para o grupogenético FS, machos e fêmeas apresentaram comportamento diferente. Enquanto os machos obtiveram umcrescimento isogônico (b=1), e as fêmeas apresentaram crescimento heterogônico negativo (b<1), demonstrando que,para esse grupo, enquanto nos machos o músculo acompanha o desenvolvimento da carcaça, nas fêmeas, o músculose desenvolve de maneira precoce. Isso pode ser explicado pelo fato das fêmeas apresentarem uma diferença maiornas percentagens de músculo entre os animais abatidos no início e no final do experimento, aliado a maiorpercentagem de gordura apresentada pelas fêmeas. Machos e fêmeas, do grupo BS apresentaram crescimentoheterogônico negativo (b<1), demonstrando um desenvolvimento precoce do tecido muscular para esse grupogenético. A diferença de comportamento deste grupo em relação aos demais é devido a menor deposição de músculo,principalmente na fase final de crescimento, na qual, a deposição de gordura maior deste grupo, faz com que apercentagem de músculo diminua ainda mais. Os valores de probalidade do teste F para a comparação entre osgrupos genéticos, do músculo na carcaça mostram que machos e fêmeas apresentaram ritmos de desenvolvimentomuscular semelhantes entre os grupos genéticos.

Para o crescimento do osso, tanto os machos como as fêmeas, dos quatro grupos genéticos estudados, os coeficientesde alometria foram diferentes de 1 (b<1), mostrando um crescimento heterogônico negativo, onde o tecido ósseo dameia carcaça desenvolveu-se de forma precoce em relação ao desenvolvimento da carcaça como um todo. Os valoresde probalidade do teste F, para os machos, não mostraram diferenças entre os grupos genéticos. Já as fêmeas FS,apresentaram valores inferiores aos observados para as cordeiras SS e BS, indicando que a raça Ile de France podeproporcionar um menor crescimento ósseo, comparado a outras raças.

O crescimento da gordura na meia carcaça, de machos e fêmeas de todos os grupos genéticos, apresentaramcoeficientes de alometria diferentes de 1 (b>1), mostrando um crescimento heterogônico positivo, ou seja, a gordurada meia carcaça teve um desenvolvimento tardio em relação ao desenvolvimento da carcaça como um todo. Osvalores de probalidade do teste de F mostram semelhanças, para os machos, entre os grupos genéticos, para o

desenvolvimento da gordura. Isso mostra que, para esse estudo, a genética não teve efeito sobre o ritmo decrescimento dos principais tecidos da carcaça dos machos. Esse resultado discorda com o que foi citado por Wood,MacFie, Pomeroy et al. (1980), onde relatam que a composição tecidual de diferentes grupos genéticos difere emfunção dos diferentes estádios de maturidade. O mesmo não pode ser dito para as fêmeas. De acordo com os dados,as fêmeas TS e FS obtiveram taxas semelhantes entre elas e maiores em relação as SS e BS, confirmando assim, aprecocidade das fêmeas, principalmente aquelas provenientes do cruzamento com raças especializadas Texel e a Ilede France, as quais são tidas como precoces de acordo com Kempster, Croston, Guy et al. (1987). Assim, essasfêmeas apresentaram taxas maiores para deposição da gordura, em função de que elas atingiram a maturidade maiscedo, a partir daí, só depositam gordura. Segundo Sainz (1996) o aumento no grau de maturidade dos animais leva àum aumento na proporção de gordura na carcaça.

De maneira geral, não foram encontradas grandes diferenças nas taxas de crescimento para os diferentes grupos deanimais estudados. Os dados crescimento dos tecidos na carcaça para os cordeiros do grupo TS foram discordantesdos encontrados por Kempster, Croston, Guy et al. (1987), e McClinton e Carson (2000), os quais constataram ummenor ritmo de crescimento para cordeiros resultantes de cruzamentos com Texel. Kempster, Croston, Guy et al.(1987) relatam que o baixo crescimento se deve ao baixo consumo alimentar dos cordeiros cruzas Texel, o que nãoocorreu no presente trabalho. Já McClinton e Carson (2000) relataram que, além do baixo consumo desses animais, ofato de apresentarem uma carcaça magra fez com que obtivessem uma baixa taxa de crescimento.


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slaughter weight lambs: effects of sire breed and sex of lamb and relationships to serum metabolites and IGF-1.Animal Science, v.64, p.309-318, 1997.

Tabela 1 - Equação alometrica dos diferentes tecidos da meia carcaça em relação a carcaça toda, verificação dadiferença de seu coeficiente com a unidade pelo teste t, coeficientes determinação (R2), e as diferenças entreos grupos genéticos pelo teste F, Santa Inês puros (SS), e cruzas com Texel (TS), Ile de France (FS) eBergamácia (BS).


MÚSCULOMachos

SS Y=x0,9568 0,989 B=1 - 0.9318 0.3325 0.4612TS Y=x0,9604 0,992 B=1 - - 0.3519 0.3868FS Y=x1,0015 0,987 B=1 - - - 0.0915BS Y=x0,9261 0,997 b<1** - - - -

FêmeasSS Y=x0,9586 0,986 b=1 - 0,4876 0,1888 0,1776TS Y=x0,9216 0,979 b=1 - - 0,4590 0,5015FS Y=x0,8767 0,979 b<1* - - - 0,8578BS Y=x0,8873 0,985 b<1** - - - -

OSSOMachos

SS Y=x0,6505 0,905 b<1** - 0.8123 0.7183 0.7596TS Y=x0,6683 0,9668 b<1** - - 0.5484 0.9432FS Y=x0,6206 0,963 b<1** - - - 0.5055BS Y=x0,6734 0,943 b<1** - - - -

FêmeasSS Y=x0,6820 0,976 b<1** - 0,1314 0,0063 0,4773TS Y=x0,5990 0,945 b<1** - - 0,1203 0,3859FS Y=x0,5020 0,989 b<1** - - - 0,0234BS Y=x0,6440 0,954 b<1** - - - -

GORDURAMachos

SS Y=x1,6634 0,943 b>1** - 0.0071 0.3203 0.9049TS Y=x2,1721 0,955 b>1** - - 0.1073 0.0033FS Y=x1,8612 0,974 b>1** - - - 0.2501BS Y=x1,6420 0,968 b>1** - - - -

FêmeasSS Y=x1,7435 0,973 b>1** - 0,0001 0,0004 0,1256TS Y=x2,3041 0,975 b>1** - - 0,8625 0,0019FS Y=x2,2805 0,995 b>1** - - - 0,0114BS Y=x1,9266 0,99 b>1** - - - -

** P<0,01; * P<0,05

G 24. EFECTO DEL SEXO, RAZA Y PESO DE CARCASA SOBRE CORTES COMERCIALES DETRASEROS OVINOS.

Kremer,R.; Barbato,G. Castro; L. Rosés,L.; Rista,L.Dep. Ovinos, Lanas y Caprinos - Facultad de Veterinaria - Montevideo, Uruguay

Fax (5982) 6280130 – email: [email protected]

RESUMEN

El objetivo de este ensayo fue el de estimar las variaciones en los cortes comerciales más valiosos de corderos dedistintas opciones genéticas y sexo. Se realizó el cruzamiento de ovejas Corriedale (n=300; 2 años) con machos delas razas Southdown (SOU), Hampshire Down (HAM) , Suffolk (SUFF), Texel (TEX) e East Friesian (EF) y conCorriedale (CORR) puro como control. Las carcasas (60 por genotipo, macho castrado y hembra) se agruparon enlotes livianos (8.0 a 12.9 kg), medianos (13.0 a 16.9 kg) y pesados (17.0 a 23.5 kg).

Se determinó peso del trasero, cantidad de lomo, cuadril, bife, pierna y garrón. Se calcularon los índices decrecimiento relativo de cada corte y el valor económico de los mismos.

El peso del trasero por kilo de carcasa fue afectado por la raza paterna (P< 0.01), siendo menor en el Corriedale puroy en la cruza TEX y más alto en SUFF y EF. En los cortes hubo diferencias entre razas, siendo superiores en TEX yEF.

Se encontró que el orden de desarrollo relativo de temprano a tardío son: Cuadril/Pierna, Bife, Garrón y por último elLomo. Si bien hay diferencias raciales (P<0.05) en los índices entre cortes, el orden de desarrollo de los mismos fuesimilar.

El uso de cruzamientos terminales incrementó el valor de la carcasa entre un 2.63 y un 8.90 % considerandosolamente los cortes comerciales del trasero.

Palabres claves: cordero, carcasa, cruzamiento, cortes comerciales.

INTRODUCCIÓN

La caída en el precio internacional de la lana, provoca que en Uruguay se esté incentivando la producción de lanamuy fina o de carne ovina a los efectos de reorientar 14 millones de ovinos, tradicionalmente destinados a laproducción lanera de 28 a 30 micras (Corriedale). Se busca producir una carne de calidad, en base a corderos que nohayan comenzado a cambiar la dentición de leche. Otro aspecto importante es el de aumentar el peso de carcasa(tradicionalmente 8 a 12 kg en Uruguay) para obtener cortes individuales. Existen distintos factores que puedenmodificar la cantidad de cortes, entre ellos la raza, sexo, crecimiento y año. Hay muchos reportes sobre el uso decruzamientos terminales (Clarke,et al., 1984; McEwan, et. al., 1995). aunque es más reciente el uso de la raza lecheraEast Friesian, también denominada Milchscahf o Frisona (Farid and Fahmy, 1996).

El objetivo de este ensayo fue el de estimar las variaciones en los cortes comerciales más valiosos de corderos dedistintas opciones genéticas, evaluando también el efecto sexo (macho castrado/hembra), año (2 años consecutivos) yel peso de carcasa (liviano, mediano y pesado). Los resultados de composición se presentan en otro trabajo en esteCongreso.


El ensayo se realizó durante 1995 y 1996 en el Campo Experimental de la Facultad de Veterinaria (Libertad),utilizándose como madres 300 ovejas Corriedale y padres de las razas Hampshire Down (3 padres), Southdown (4padres), Suffolk (4 padres), Texel (4 padres), East Friesian (4 padres) y Corriedale (6 padres). El diseño experimentaly manejo en general se describe en otra comunicación de este congreso.

Los corderos de las distintas razas se faenaron en una planta frigorífica comercial, en lotes balanceados por año, sexoy raza, para obtener carcasas livianas (8.0 a 12.9 kg), medianas (13.0 a 16.9 kg) y pesadas (17.0 a 23.5 kg). Lascarcasas se pesaron en caliente y nuevamente al día siguiente luego de permanecer en cámaras a 4 grados.

Se dividieron en delantero y trasero mediante un corte que comienza a la altura del ganglio precrural y continúa haciaadelante a través del flanco hasta la última costilla. Posteriormente se continúa por la unión costo-vertebral entre la13era y 8tava dorsal. Finalmente se realizó un corte perpendicular a la columna vertebral a la altura de la 8ava dorsal,separándose delantero de trasero, el cual se denomina corte pistola doble a 8 costillas, sin costillas ni flancos.

Los traseros así obtenidos fueron desosados obteniéndose y pesándose los siguientes cortes internacionalmentereconocidos: lomo, bife, cuadril, pierna y garrón.

Los datos se analizaron usando un modelo de covarianza con efectos fijos de tal manera que:

yijkl = + Yi + Bj + Sk+ Ll + eijkl

dondey = peso vivo(kg), peso carcasa enfriada (kg), corte pistola doble (g/kg carcasa). En corte pistola, peso del

lomo (g/kg trasero), bife (g/kg trasero), cuadril (g/kg trasero), pierna (g/kg trasero) , garrón (g/kg trasero). = media,Y = año (1995,1996),B = raza paterna (Corriedale, Southdown, Hampshire Down, Suffolk, Texel,, East Friesian) ,S = sexo (macho castrado, hembra) ,L = lote (carcasa liviana, media, pesada) ,e = error experimental

Se calculó para cada genotipo el coeficiente de crecimiento relativo (coeficiente alométrico) que relaciona el peso delcorte con el peso de la carcasa, linealizadas con base a logaritmo natural:

ln y = ln a + b ln x.:y = peso carcasa (kg)x = peso del corte (lomo, bife, cuadril, pierna, garrón) kgb = coeficiente alométrico de crecimiento.

Se calculó para cada genotipo el valor en dólares de los cortes sin hueso obtenidos de una carcasa de 20 kg. Elprecio de cada corte es el obtenido por frigoríficos exportadores: lomo, 9 dólares/kg; bife, 8 dólares/kg; pierna, 4dólares/kg; cuadril, 2.8 dólares/kg.


Al incrementarse el peso de carcasa (Lote 1, 2 y 3) se obtuvo proporcionalmente un menor rendimiento en trasero(g/kg carcasa), en carcasas livianas hubo un 4.8 % más rendimiento que en carcasas pesadas (Tabla 1). El peso de loscortes sin hueso por kg de trasero, va disminuyendo a medida que aumenta el peso de carcasa. El efecto año sedetecta en algunos de los cortes pero no en el rendimiento del trasero.

No hubo diferencias estadísticamente significativas entre sexos en las variables consideradas, excepto en la cantidadde garrón que fue superior en machos castrados que en hembras.

Tabla 1. Promedios cuadrados mínimos de cortes comerciales sin hueso del trasero (corte pistola) de corderos.Variaciones según peso promedio de carcasa (Lote 1; Lote 2 y Lote 3), año (1995/1996), sexo y raza paterna .CORR=Corriedale; SOU=Southdown; HAM=Hampshire Down; SUFF=Suffolk; TEX=Texel; EF=EastFriesian.

Carcasa Trasero Lomo Bife Cuadril Pierna Garrón RecortesVariable n (kg) (g/kg car) (g/kg Tra) (g/kg Tra) (g/kg Tra) (g/kg Tra) (g/kg Tra) (g/kg Tra)Lote 1 111 9.93a 488.67a 26.03a 74.61a 55.81 349.71a 31.92a 45.16aLote 2 92 14.05b 479.31b 24.27b 77.05b 55.81 350.29b 30.45b 42.98bLote 3 111 19.20c 465.99c 22.49c 70.71c 55.30 343.93c 28.78c 41.38c1995 146 14.37 476.52 23.76a 73.90 57.11a 351.36a 30.25 45.82ª1996 168 14.41 479.46 24.77b 74.34 54.17b 344.59b 30.52 40.52bCastrado 193 14.47 477.61 24.41 74.36 56.14 346.67 30.80ª 43.42Hembra 121 14.32 478.37 24.12 73.88 55.14 349.28 29.97b 42.29CORR 52 13.98 476.04ab 23.85bc 70.88ac 53.03b 337.51b 30.07b 44.09SOU 55 14.39 479.05a 23.27c 74.61b 54.89b 341.39bc 29.80b 43.87HAM 50 14.38 478.67a 23.48c 73.89c 54.83b 347.76cd 30.54b 43.17SUFF 53 14.70 480.52c 23.74c 73.50c 54.24b 345.34c 29.74b 41.40TEX 56 14.51 472.88b 24.69b 76.30b 56.86c 353.98e 30.30b 43.49EF 48 14.38 480.79c 26.55a 75.55b 59.98a 361.85a 31.83a 43.00Los promedios en la misma columna, con diferentes letras, son estadísticamente diferentes a P<0.05.

El peso del trasero por kilo de carcasa (rendimiento) fue afectado por la raza paterna (P< 0.01), siendo menor en elCORR puro y en la cruza TEX y más alto en SUFF y EF, dando rendimientos intermedios las otras razas carasnegras. Los cortes sin hueso mostraron diferencias entre razas, siendo superiores en TEX y EF, encontrándose en unnivel inferior el resto de los cruzas y por último el CORR puro.

El rango de variación de cortes entre razas oscila entre un 6 y un 11 %, que es mayor que lo reportado por Kirton etal, 1996 en una comparación de 15 razas paternas.

En una comparación entre razas Croston et al, 1987, no encontraron diferencias en la distribución de cortescomerciales entre HAM, SOU, SUFF y TEX y argumentaron que podría deberse a que el TEX era de variedadfrancesa, considerada diferente a la de Holanda, que es la que se encuentra en Uruguay. Latif y Owen, 1980 tampocoencontraron diferencias en cortes valiosos entre SUFF y TEX, aunque esta última tuvo una mayor proporción decarne magra.

El crecimiento relativo de los distintos cortes se describe por el coeficiente alométrico de crecimiento b (Tabla 2). Sieste es igual a 1, el desarrollo del corte es similar al peso de carcasa, si es mayor a 1, el desarrollo es más rápido, loque se denomina desarrollo temprano. Un índice menor a 1, indica un crecimiento lento o tardío. En general loscomponentes musculares son menor a 1 y los grasos mayor a 1.

En este ensayo se encontró que el orden de desarrollo de temprano a tardío son: Cuadril/Pierna, Bife, Garrón y porúltimo el Lomo. Si bien hay diferencias raciales (P<0.05) en los índices entre cortes, el orden de desarrollo de losmismos fue similar, siguiendo el esquema general antes descrito.

Tabla 2. Coeficientes de crecimiento relativo de cortes comerciales sin hueso del trasero(corte pistola) de corderos. b = coeficiente; EE = error estandar; r = ajuste.

LOMO BIFE CUADRIL PIERNA GARRÓNb 0.716 0.873 0.924 0.914 0.783EE 0.020 0.027 0.020 0.014 0.017

GENERAL

r 0.894 0.877 0.933 0.979 0.932b 0.695 0.887 0.895 0.897 0.759EE 0.056 0.078 0.051 0.030 0.044Corriedaler 0.866 0.848 0.927 0.971 0.921b 0.650 0.746 0.869 0.867 0.759EE 0.042 0.061 0.039 0.021 0.040Southdownr 0.906 0.860 0.948 0.982 0.931b 0.699 0.868 0.901 0.925 0.794EE 0.038 0.079 0.054 0.026 0.041Hampshire

Downr 0.932 0.843 0.922 0.979 0.938b 0.684 0.868 0.837 0.855 0.796EE 0.045 0.069 0.043 0.024 0.045Suffolkr 0.905 0.866 0.938 0.975 0.926b 0.729 0.892 0.917 0.919 0.747EE 0.039 0.056 0.037 0.019 0.035Texelr 0.927 0.905 0.959 0.983 0.944b 0.778 0.949 1.048 0.983 0.860EE 0.048 0.061 0.050 0.023 0.043East

Friesianr 0.922 0.917 0.949 0.982 0.946

En la Tabla 3, se presentan los resultados del valor de los cortes del trasero, calculados con precios internacionales ypara una carcasa de 20 kg.

El año y el sexo no influyeron sobre el valor económico de los cortes del trasero. El uso de cruzamientos terminalesincrementó el valor de la carcasa entre un 2.63 y un 8.90 % considerando solamente los cortes comerciales deltrasero. Los resultados sugieren que en hay un primer nivel incremental ( 2.6 a 4.8 %) con el uso de cruzamientoterminal con raza SOU, HAM, SUFF y TEX y un segundo nivel (8.9 %) con la raza EF, confirmando reportespreliminares de Allison,A.J.,1995 .

Tabla 3. Valor (dólares) por carcasa de 20 kg correspondientes a los lomos,cuadril, bife y pierna.VARIABLE Dólares/carcasa INDICE

Corriedale 21.71 100.00Southdown 22.28 102.63Hampshire 22.47 103.50Suffolk 22.44 103.36Texel 22.77 104.89

RAZAPATERNA

East Friesian 23.64 108.901995 22.59 104.06AÑO 1996 22.51 103.70Castrado 22.53 103.77SEXO Hembra 22.58 103.99

CONCLUSIONES

El incremento en el peso de la carcasa fue acompañado por una disminución en cantidad de cortes valiososobtenidos. Para un mismo peso la raza fue más importante que el sexo y el año. En general las raza EF y TEXtuvieron mayor proporción de cortes valiosos por kg de peso, lo que da una diferencia económica adicional a lo quepuede ser la velocidad de crecimiento y el rendimiento en segunda balanza.

AGRADECIMIENTOS

Este trabajo fue financiado por la Comisión Sectorial de Investigaciones Científicas (Universidad de la República), laComisión de Investigación de la Facultad de Veterinaria (CIDEC) y por la Sociedad de Criadores de las distintasrazas.

REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS

1. Allison,A.J. 1995. Importing sheep which offers more - East Friesian. Proceedings of the New Zealand Societyof Animal Production 55: 321-323

2. Brody, S. 1945. Bioenergetics and growth. Ed.Reinhold Publ.Co.N.Y.

3. Clarke,J.N., Bennett,G.L. and Kirton,A.H. 1984. Relative performance of meat breeds of sheep in NewZealand and overseas. Proceedings of the New Zealand Society of Animal Production 44:239-242

4. Croston,D., Kempster,A.J., Guy,D.R. and Jones,D.W. 1987. Carcass composition of crossbred lambs by tensire breeds compared at the same carcass subcutaneous fat proportion. Animal Production 44: 99-106.

5. Farid,A.H. and Fahmy, M.H. 1996. The East Friesian and other European breeds. In Prolific sheep (Ed.M.H.Fahmy), Wallingford, UK. CAB, International, pp. 93-108.

6. Kirton,A.H., Carter,A.H., Clarke,J.N., Sinclair, D.P., Mercer,G.J.K. and Duganzich,D.M. 1996.Acomparison between 15 ram breeds for export lamb production. 2. Proportions of export cuts and carcass class.New Zealand Journal of Agricultural Research 39:333-340.

7. Latif,M.G.A. and Owen,E. 1980. A note on the growth performance and carcass composition of Texel andSuffolk sired lambs in an intensive feeding system. Animal Production 30:311-314.

8. McEwan,J.C., Davis,G.H., Fennessy,P.F. and Clarke,J.N. 1995. Sires for more valuable lambs. Proceedingsof the New Zealand Society of Animal Production 55: 324-326

G 23. DIFERENCIAS RACIALES EN DESEMPEÑO REPRODUCTIVO, PRODUCCIÓN DE LANA YGANANCIA DE PESO DE CORDEROS. DATOS PRELIMINARES.

Barbato, G.; Kremer, R.; Rista, L.; Sienra, I.; Rosés, L.; Neimaur, K. y Neirotti, B.Depto. Ovinos, Lanas y Caprinos. Facultad de Veterinaria. Montevideo. Uruguay

Fax: 005982 628 01 30 email: [email protected]

RESUMEN

Se realizó un estudio para evaluar el efecto de la raza materna sobre: a) características reproductivas (fertilidad,fecundidad y sobrevivencia de corderos), b) características de producción de lana y c) características de crecimientode corderos. El ensayo se realizó en el Campo Experimental Nº 2 de la Facultad de Veterinaria (Libertad). Seutilizaron madres Corriedale y F1 resultantes cruza Texel y East Friesian con hembras Corriedale. Se determinó elporcentaje de parición y sobrevivencia. Para las características de crecimiento se utilizaron corderos machoscastrados y hembras hijos de estas madres con cruzamiento terminal con carneros Hampshire Down. Se detectómayor tasa reproductiva en las madres cruza East Friesian (96.9%) no siendo las diferencias estadísticassignificativas y mayor cantidad de kilos de corderos destetados por oveja parida ( P ≤ 0.05). En producción de lanano se observaron variaciones importantes entre los tres genotipos maternos. Se encontró efecto del sexo, tipo denacimiento en ganancia diaria hasta el destete (P ≤ 0.05). Los machos presentaron una ganancia diaria superior a lashembras en un 5% y los corderos nacidos de parto único superaron en 16% en promedio a los nacidos comomellizos. La raza materna afectó la ganancia diaria de peso hasta los 115 días de vida. Los corderos de razaCorriedale tuvieron menor ganancia de peso que los hijos de cruza East Friesian y Texel, no existiendo diferenciasestadísticas en ganancia de peso entre los hijos de las madres cruza.

Palabras claves: cruzamiento, reproducción, lana, crecimiento

INTRODUCCIÓN

La producción de carne ovina en Uruguay ha sido considerada desde siempre como un subproducto dentro delsistema lanero y ha estado compuesta tradicionalmente por una alta proporción de animales adultos y por unaproporción menor de corderos de mayor valor. El incremento de la producción de carne se basa en cambios en lacomposición de la majada (eliminación de machos castrados adultos), aumento de la fecundidad y sobrevivencia ymejoras en la velocidad de crecimiento de los corderos.

La fertilidad, la fecundidad y sobrevivencia de los corderos son los factores que más contribuyen a la tasa deextracción.

El aumento de la tasa mellicera puede lograrse por una excelente alimentación durante la encarnerada y mediante eluso de madres cruza. En este caso el cruzamiento debería realizarse con razas que no alteraran en gran medida laproducción de lana ( en cantidad y calidad), que eleven la tasa mellicera y la producción de leche en comparacióncon la raza pura. Al respecto se ha informado (Mann et al, 1984) que en cruzamientos donde se han empleadoejemplares madres cruza con padres de las razas Texel y East Frisian el desempeño en producción de lana no difirióen forma importante entre sí, siendo mejor el desempeño reproductivo de las hembras cruza East Frisian. En ensayosrealizados en Uruguay sobre corderas se determinó un mayor diámetro promedio de la lana de las cruzas East Frisiancon respecto a madres cruza Texel y Corriedale puras (Barbato et al, 2000).

La existencia de heterosis para características productivas y reproductivas en ovinos está documentada desde haceaños (Sidwell y Miller, 1971; Nitter, 1978).

Otro de los aspectos a considerar es la velocidad de crecimiento que estará indicando el tiempo que demoran losanimales en lograr los pesos de faena. En Uruguay existían pocos antecedentes de estudios de velocidades decrecimiento a través de cruzamientos hasta fines de los 90(Kremer,R., 1997; Barbato et al, 1999).

En Uruguay se encontró una mayor ganancia diaria en los corderos cruza Texel con respecto a los corderosCorriedale puros, hasta los 40 kg de peso vivo, del 22%. (Barbato et al, 1999).


El objetivo de este ensayo fue comparar el desempeño reproductivo, producción de lana de ovejas Corriedale, CruzasTexel y East Friesian y ganancia diaria de peso de corderos.


El estudio se llevó a cabo en el Campo Experimental Nº2 de la Facultad de Veterinaria (Libertad, San José) duranteel año 2000.

Se utilizaron 42 madres de la raza Corriedale, 80 cruzas F1 Texel x Corriedale y 86 cruzas F1 East Friesian xCorriedale encarneradas en los meses de marzo-abril con machos de la raza Hampshire Down. Los partos ocurrieronentre los meses de agosto y setiembre, realizándose el control de madres y corderos. Se pesaron al nacimiento loscorderos y luego cada 15 días hasta el momento de la faena, que se realizó en los meses de noviembre y diciembre.Se determinó el porcentaje de fertilidad (FERT) (ovejas paridas/ovejas encarneradas), fecundidad (FECUN)(corderos nacidos/ovejas paridas), sobrevivencia (SOBREV) (corderos señalados/corderos nacidos), tasareproductiva (T.REPR) ( corderos señalados/ovejas encarneradas) y como expresión final de productividad los kilosde corderos destetados a los 100 días con respecto al número de ovejas que estaban presentes al parto(KG.DEST/OP).

Las características de la producción de lana: peso de vellón sucio (PVS) (kg), peso de vellón limpio (PVL) (kg),diámetro (D) ( en micras) medido por ultrasonido, largo de mecha (LM) (cm) medida con regla milimetrada,resistencia (RES) (Newton/kilotex) medida con Satplebreaker se estudiaron en vellones provenientes de las madresCorriedale y cruzas.

La alimentación se realizó sobre praderas convencionales de trébol blanco (trifolium repens), lotus (lotuscurniculatus) y festuca( festuca arundinacea), con rotación en 5 potreros tratando de optimizar el crecimiento,.

Los datos fueron analizados por el método de mínimos cuadrados (Harvey, 1975).

Los efectos sobre características reproductivas (fertilidad, fecundidad y sobrevivencia) y para características de lanase estimaron a partir del siguiente modelo matemático general :

yij = µ + Ri + eijdonde

yij fertilidad, fecundidad, sobrevivencia, kg.corderos destetados, peso de vellón, diámetro, largo demecha, resistencia

µ promedio general Ri efecto de la iésima raza materna i = Corriedale, cruza Texel, cruza East Friesian eij error experimental

Los efectos para las características medidas en los corderos se estimaron a partir del siguiente modelo matemáticogeneral :

yijkl = µ + Ri + Tj + Sk + eijkldonde

yijkl velocidad de crecimiento µ promedio general Ri efecto de la iésima raza materna i = Corriedale, cruza Texel, cruza East Friesian Tj efecto del jésimo tipo de nacimiento j = único, múltiple Sk efecto del késimo tipo de sexo k = macho, hembra eijkl error experimental


En el cuadro 1 se presentan los resultados obtenidos en características reproductivas de las madres puras y cruzas.

La mayor tasa reproductiva se verificó en las madres cruza East Friesian, debido a la mayor cantidad de corderosnacidos y sobrevivencia hasta el momento de la señalada, no siendo las diferencias estadísticas significativas.Excepto en fertilidad, el comportamiento de las madres cruza Texel fue similar a las ovejas de la raza Corriedale. Lamejor producción de las Cruzas East Friesian con respecto a las Texel concuerdan con los presentados por Mann etal, 1984, donde se emplearon madres cruza Scottish Blackface con padres East Friesian (197% de fecundidad) yTexel (156 %).

La diferencia en kilos de peso de corderos destetados por oveja parida de los hijos de madres cruza East Friesian seexplicaría por una mayor tasa reproductiva y mayor peso de los corderos al momento del destete.

Cuadro 1. Promedios mínimos cuadrados de fertilidad (FERT), fecundidad (FECUN), sobrevivencia(SOBREV), tasa reproductiva (T:REPR) y kilos de corderos destetados por oveja parida (KG:DEST/OP) deovejas Corriedale (CORR), cruza East Friesian (C.EAST) y cruza Texel (C.TEX)

RAZAMATERNA

FERT(%)

FECUN(%)

SOBREV(%)

T. REPR(%)

KG.DEST/OP

X EE n X EE n X EE n X EE n X EE n

CORR 74.2a 6.6 31 130ab 10.3 23 80.4ab 7.5 23 74.2a 12.4 31 22.4a 2.8 23

C.EAST 75.3a 4.6 65 149b 7.1 49 89.8b 5.1 49 96.9a 8.5 65 31.8b 1.9 49

C.TEX 93.2b 4.3 74 130a 6.0 69 76.1a 4.3 69 91.9a 8.0 69 24.4a 1.59 69Promedios mínimos cuadrados (X), error estándar (EE) y número de observaciones (n).Letras diferentes en sentido vertical dentro de efecto indican diferencia estadísticas a P ≤ 0.05.

Las características de producción de lana de las madres puras y cruzas se presentan en el cuadro 2.

Cuadro 2. Promedios mínimos cuadrados de peso de vellón sucio (PVS), rendimiento al lavado (RIN), peso devellón limpio (PVL), largo de mecha (LM), diámetro de fibra (D) y resistencia a la tracción (RES) de ovejasCorriedale (CORR), cruza East Friesian (C.EAST) y cruza Texel (C.TEX)

PVS RIN PVL LM DRAZAMATERNA (kg) (%) (kg) (cm) (µ)

RES(N/ktex)

X EE X EE X EE X EE X EE X EE

CORRn=23

4.34a 0.14 72.3a 0.96 3.13a 0.12 11.8a 0.29 29.4a 0.54 27.3a 1.67

C.EASTn=57

4.08a 0.10 76.0b 0.68 3.05a 0.09 11.9a 0.21 31.9b 0.38 26.0a 1.19

C.TEX n=61 4.03a 0.09 74.1ab 0.64 2.99a 0.64 11.6a 0.19 31.5ab 0.34 28.3a 1.12

Promedios mínimos cuadrados (X), error estándar (EE) y número de observaciones (n).Letras diferentes en sentido vertical dentro de efecto indican diferencia estadísticas a P ≤ 0.05.

No existieron diferencias importantes en las características de producción de lana entre los genotipos maternosestudiados, salvo en diámetro de fibra. Se verificó un mayor rendimiento al lavado y mayor diámetro en las madrescruza East Friesian y Texel con respecto a las madres de la raza Corriedale. En trabajos anteriores desarrollados encorderas se observó una diferencia mayor en diámetro de fibras entre las cruzas y la raza Corriedale (Barbato et al ,2000).En el cuadro 3 se presenta la ganancia de peso de corderos hasta los 130 días de edad.

Se observó efecto del sexo, tipo de nacimiento en la ganancia diaria hasta el destete, siendo las diferenciasestadísticas significativas. Los machos presentaron una ganancia diaria superior a las hembras en un 5% y loscorderos nacidos de parto único superaron en 16% en promedio a los nacidos como mellizos.

La raza materna afectó la ganancia diaria de peso hasta los 115 días de vida. Los corderos hijos de madres Corriedaletuvieron menor ganancia de peso que los hijos de cruza East Friesian y Texel. No existieron diferencias estadísticasdurante todo el período analizado en ganancia entre los hijos de las madres cruza, similar a resultados anterioresdonde se evaluaron corderos cruzas nacidos de madres Corriedale y padres Texel y East Friesian (Barbato et al,1999).

Cuadro 3. Ganancia diaria de peso (kg/d) de corderos hijos de ovejas Corriedale (CORR), cruza East Friesian(C.EAST) y cruza Texel (C.TEX), desde los 50 a los 130 días de vida

Ganancia diaria a

50 días (kg/d)Ganancia diaria a

65 días (kg/d)Ganancia diaria a

85 días (kg/d)Ganancia diaria a100 días (kg/d)

Ganancia diaria a115 días (kg/d)

Ganancia diaria a130 días (kg/d)

X EE n X EE n X EE n X EE n X EE n X EE nSEXO

Macho 0.239a 0.006 85 0.231a 0.005 86 0.239a 0.004 84 0.218a 0.004 81 0.203ª 0.004 50 0.175a 0.004 42Hembra 0.229b 0.006 72 0.221b 0.005 74 0.229a 0.005 69 0.212a 0.005 69 0.199ª 0.004 54 0.179a 0.004 34

TIPO NAC. Único 0.259ª 0.006 76 0.246a 0.005 80 0.251a 0.004 80 0.230a 0.004 77 0.205ª 0.005 39 0.180a 0.004 34Mellizo 0.210b 0.006 81 0.206b 0.005 80 0.216b 0.005 73 0.200b 0.005 73 0.197ª 0.004 65 0.174a 0.004 42 RAZA MAT.

CORR 0.209ª 0.011 25 0.202a 0.008 25 0.211a 0.007 25 0.188a 0.007 24 0.180ª 0.006 20 0.169a 0.006 17C.EAST. 0.258b 0.007 68 0.244b 0.005 68 0.249b 0.005 63 0.232b 0.005 62 0.212b 0.005 39 0.183a 0.004 34C.TEX 0.236b 0.007 64 0.231b 0.005 67 0.242b 0.005 65 0.226b 0.005 64 0.210b 0.004 45 0.179a 0.005 25

Promedios mínimos cuadrados (X), error estándar (EE) y número de observaciones (n).Letras diferentes en sentido vertical dentro de efecto indican diferencia estadísticas a P ≤ 0.05

De acuerdo a estos resultados preliminares podría ser utilizada la raza East Friesian como raza paterna para laformación de madres F1 en un sistema de triple cruza para la producción de corderos ya que aumenta en formainteresante la cantidad de carne producida y no se ve alterada la producción de lana.

AGRADECIMIENTOS

Este trabajo fue financiado por la Comisión Sectorial de Investigaciones Científicas (Universidad de la República)


1. Barbato ,G. ; Kremer R. ; Rista L. ; Rosés L.; Sienra, I.; Neimaur,K. Y Neirotti, V. 2000. Comparaciónracial en un sistema de producción de carne ovina. Crecimiento, carcasa y producción de lana. Datospreliminares. Congreso Mundial de Buiatría. Punta del Este. 156. 4-8 dic.

2. Barbato ,G. ; Kremer R. ; Larrosa J. ; Rosés L. ; Rista L. y Herrera V. 1999. Efecto de la raza paterna yfactores ambientales sobre peso y crecimiento de corderos en pastoreo. Avances en Producción Animal. Chile.67-74.

3. Harvey, W.R. 1975. Least-squares analysis of data with unequal subclass numbers. U.S.Dep.Agric.Agric.Res.Serv., ARS H-4.

4. Kremer, R. 1997. Evaluación de cruzamientos terminales para la producción de carne ovina. IV Jornada deCampo. Migues. Facultad de Veterinaria. 1-9.

5. Mann, T.J.L.; Smith, C.; King, J.W.; Nicholson,D y Sales, D. 1984. Comparison of crossbred ewes from fivecrossing sire breeds. Animal Production. 39: 241-249.

6. Nitter, G. 1978. Breed utilisation for meat production in sheep. Anim.Breed.Abst. 46: 131-143.

7. Sidwell, G.M. and Miller, L.R. 1971. Production in some pure breed of sheep and their crosses. II. Birthwights and weaning weights of lambs. Journal of Anim. Science. 32. 1090-1094.

G 22. DIFERENCIAS RACIALES EN COMPOSICIÓN DE CARCASAS DE CORDEROS

Kremer,R.; Barbato,G.; Rosés,L.; Rista,L.Dep. Ovinos, Lanas y Caprinos - Facultad de Veterinaria - Montevideo, Uruguay

Fax (05982) 6280130 – email: [email protected]

RESUMEN

El objetivo de este ensayo fue evaluar carcasas de corderos obtenidas por el cruzamiento de ovejas Corriedale(n=300; 2 años) con machos de las razas Southdown (SOU), Hampshire Down (HAM) , Suffolk (SUFF), Texel(TEX) e East Friesian (EF) y con Corriedale (CORR) puro como control. Las carcasas (60 por genotipo, machocastrado y hembra) se agruparon en lotes livianos (8.0 a 12.9 kg), medianos (13.0 a 16.9 kg) y pesados (17.0 a 23.5kg).

Se determinó rendimiento (%), GR (mm), peso trasero (kg) y por disección, carne, hueso y grasa del trasero.

Hubo diferencias significativas (P>0.05) en rendimiento, siendo más alto el TEX, luego se ubica el grupo de razascaras negras (SOU, HAM y SUFF), le sigue la EF y por último la CORR. En GR hubo diferencias entre razas,siendo la EF la de menor valor. En las carcasas livianas, la EF tuvieron GR muy bajos (1.46 mm) y en las carcasaspesadas los valores promedio fueron mayores a 15 mm en todos los genotipos, excepto en EF. La EF es la queproduce mayor proporción de carne y la menor cantidad de grasa, con un alto índice carne:hueso y carne:grasa, laTEX en segundo lugar, no hay diferencias entre el resto de las razas estudiadas. El incremento de grasa por kilo deaumento del peso de carcasa fue mayor en las razas SOU y SUFF y menor la TEX y EF. El incremento de grasa (g)por kilo de carcasa fue de 5.18 a 8.77, dependiendo de la raza

Palabres claves: cordero, cruzamiento, composición de carcasa, grasa.

INTRODUCCIÓN

En Uruguay hay una tradición de cría ovina, orientado principalmente a la producción lanera, con 14 millones deovinos de los cuales más de la mitad son de la raza Corriedale. Al disminuir el precio internacional de la lana, seintenta incentivar la producción de carne a través de mejoras en los índices reproductivos, mayor crecimiento decorderos y el desarrollo de sistemas comerciales que mejoren la presentación del producto (principalmente carne decordero).

El uso de cruzamientos terminales es una opción complementaria bien documentada en los sistemas productivosmundiales y en la bibliografía científica (Clarke,et al., 1984; McEwan, et. al., 1995). A pesar de esto se creeconveniente evaluar los posibles cruzamientos a utilizar en cada país considerando los cambios genéticos que seproducen con la permanente importación de carneros de diferentes países y de la introducción de razas que noexistían en el país. En Uruguay existen de hace más de 30 años el Southdown, Hampshire Down y el Texel, aunquese han incorporado nuevas líneas desde Nueva Zelanda, Australia y Brasil. En los últimos años se introdujo elSuffolk y el East Friesian (conocido también como Frisón o Milchschaf), esta última con un objetivo productivolechero (Allison,A.J., 1995).

El objetivo de este ensayo fue el comparar las características de carcasas ovinas producto del cruzamiento de ovejasCorriedale con machos de las razas Southdown, Hampshire Down, Suffolk, Texel e East Friesian y a su vezcomparándolos con Corriedale puro. Los resultados de crecimiento de los corderos fueron ya publicados (Barbato,G.et al., 1999).


El ensayo se realizó durante 1995 y 1996 en el Campo Experimental de la Facultad de Veterinaria (Libertad),utilizándose como madres 300 ovejas Corriedale. Durante todo el ensayo los animales se encuentran en pastoreo. Sedividieron en 5 grupos balanceados por peso y edad, los cuales se encarneraron con machos Hampshire Down (3padres), Southdown (4 padres), Suffolk (4 padres), Texel (4 padres), East Friesian (4 padres) y Corriedale (6 padres).Se identificaron los corderos al nacer y se pesaron cada 15 días. La faena se realizó a peso fijo, para obtener una

amplia gama de pesos se planificaron tres grupos de carcasas: livianas (8.0 a 12.9 kg), medianas (13.0 a 16.9 kg) ypesadas (17.0 a 23.5 kg). En promedio se sacrificaron 10 corderos por cada raza por grupo y por año (total de 60 porraza), con aproximadamente la misma cantidad de machos castrados y hembras.

La faena se realizó en una planta frigorífica comercial, se pesó cada carcasa en caliente y al día siguiente luego depermanecer en cámaras a 4 grados, se determinó el espesor (mm) de la grasa a nivel GR (Kirton and Johnson, 1979).Se dividieron en delantero y trasero mediante un corte que comienza a la altura del ganglio precrural y continúa haciadelante a través del flanco hasta la última costilla. Posteriormente se continúa por la unión costo-vertebral entre la13era y 8tava dorsal. Finalmente se realizó un corte perpendicular a la columna vertebral a la altura de la 8ava dorsal,separándose delantero de trasero, el cual comercialmente se denomina corte pistola doble a 8 costillas, sin costillas niflancos. Los traseros fueron desosados obteniéndose hueso, carne magra (incluye recortes) y grasa (subcutánea,intermuscular y parte de la cavitaria), pesándose cada uno de estos componentes.

Los datos se analizaron usando un modelo de covarianza (edad de faena) con efectos mediante el siguiente modelo:yijkl = + Yi + Bj + Sk+ Ll + eijkl, ;dondey = peso vivo(kg), peso carcasa en caliente (kg), rendimiento (%), peso carcasa enfriada (kg), GR (mm),

corte pistola doble (g/kg carcasa). En corte pistola, carne magra (g/kg carcasa), hueso (g/kg carcasa), grasa (g/kgcarcasa), relación carne:hueso y carne:grasa.

= media,Y = año (1995,1996),B = raza paterna (Corriedale, Southdown, Hampshire Down, Suffolk, Texel,, East Friesian) ,S = sexo (macho castrado, hembra) ,L = lote (carcasa liviana, media, pesada) ,e = error experimental

Los resultados fueron corregidos por año y sexo a los efectos de aislar la diferencia racial. Se realizaron análisis deregresión sobre los datos corregidos, para relacionar el peso de carcasa enfriado con el GR y la cantidad de grasadisecada.


Algunos de los corderos faenados (60 por raza) quedaron fuera del rango de carcasa esperado por lo que no seincluyeron en la Tabla 1. El peso promedio de los corderos y de las carcasas de los distintos padres fue similar. Hubodiferencias significativas en rendimiento, siendo superior en TEX, luego se ubica el grupo de razas caras negras(SOU, HAM y SUFF), le sigue la EF y por último la CORR. Este es un factor de importancia económica ya que elpago al productor se realiza en base al rendimiento (2nda balanza).

En GR hubo diferencias entre razas, siendo la EF la de menor valor. Esto es similar a la tendencia reportada porGaribotto, et al, 2000. La importancia del GR radica en que se requiere un mínimo para evitar el secado de lascarcasas en las cámaras de enfriado y hasta un máximo de 15 mm, a partir del cual se considera que hay un exceso degrasa que debe ser retirado antes de su venta. Se encontraron valores promedios bajos en EF en carcasas livianas(1.46 mm) y en las carcasas pesadas valores promedio mayores a 15 mm en todos los genotipos, excepto en EF.

Las razas EF y SUFF, tuvieron una proporción mayor de trasero (corte pistola), el cual es el corte más valioso de lares. En referencia a la distribución carne magra, grasa y hueso en el trasero, la raza EF es la que produce mayorproporción de carne y la menor cantidad de grasa, con un alto índice carne:hueso y carne:grasa. La raza TEX seencuentra en este aspecto en segundo lugar y en un nivel similar y de menor proporción de carne, el resto de lasrazas.

La cantidad de grasa está relacionado principalmente con el peso de la carcasa, aumentando a medida que ésta seincrementa, en un fenómeno bien conocido en el cual hay paralelamente una disminución en la proporción de carne.El GR además de su valor comercial, es un indicador de la cantidad de grasa de la carcasa (Kirton, A.H. and Johnson,D.L., 1979). Este parámetro se incrementó con el peso (Tabla 2), entre 0.98 y 2.06 mm por kilo de peso, condiferencias entre razas. El SOU y el SUFF fueron los de incrementos mayores, lo cual coincidió con el aumento de lacantidad de grasa separable obtenida de los cortes pistola. El incremento de grasa (g) por kilo de carcasa fue de 5.18

a 8.77, dependiendo de la raza. Las razas EF y TEX, fueron las que tuvieron menores (P<0.05) incrementos de grasapor kilo de aumento de peso de carcasa (5.18 y 5.80 respectivamente).

Tabla 1. Promedios mínimos cuadrados ajustados por año y sexo, de características de carcasas de corderos de diferenteorigen genético. CORR=Corriedale; SOU=Southdown; HAM=Hampshire Down; SUFF=Suffolk; TEX=Texel; EF=EastFriesian.

RAZA PATERNAVariable CORR SOU HAM SUFF TEX EFN 52 55 50 53 56 48Peso vivo (kg) 34.43 34.03 34.09 34.53 33.09 33.67Peso carcasa caliente(kg) 14.35 14.79 14.78 15.09 14.89 14.75Rendimiento (%) 41.44b 43.34c 43.21c 43.43c 44.93a 43.61cPeso carcasa enfriada(kg) 13.98 14.39 14.38 14.70 14.51 14.38GR (mm) 9.66a 9.89a 8.94a 9.01a 9.50a 6.99bPeso trasero, corte pistola (g/kg carcasa) 476.02ab 479.14a 478.69a 480.46c 472.90b 480.83c Carne magra (g/kg trasero) 565.31a 567.74a 573.84a 567.60a 586.14b 599.85c Hueso (g/kg trasero) 304.74cda 301.38ad 299.02d 306.42ca 296.42bad 293.86bad Grasa separada (g/kg trasero) 129.81c 129.87c 125.59bc 124.47bc 118.39b 103.86a Relación carne:hueso 1.88bd 1.90d 1.93cd 1.87b 1.99c 2.06a Relación carne:grasa 4.80b 4.97b 5.01b 5.24b 5.52c 6.22aLos promedios en la misma fila, con diferentes letras, son estadísticamente diferentes a P<0.05.

Estos resultados confirman lo reportado sobre la raza TEX (Ellis et al. 1997), de corderos más magros dentro de unacomparación con otras razas terminales.

En referencia a la raza EF, esta puede considerarse como de tipo lechero, por lo que se puede esperar un buenrendimiento en cantidad de carne magra, lo que concuerda con datos preliminares publicados por Zygoyiannnis et al,1990 y Allison,A.J. 1995.

Tabla 2. Parámetros de las regresiones entre peso de carcasa enfriada (CE), GR y contenido de Grasa (G)en trasero (corte pistola). Datos corregidos por año y sexo. . CORR=Corriedale; SOU=Southdown;HAM=Hampshire Down; SUFF=Suffolk; TEX=Texel; EF=East Friesian.

RAZA PATERNAGR/CE CORR SOU HAM SUFF TEX E.FRISa -6.00 -11.81 -8.17 -15.10 -8.20 -7.36s.e.a 1.50 1.80 1.61 2.06 1.75 1.35b 1.01b 1.43a 1.14b 1.42a 1.18ab 0.98bs.e.b 0.11 0.12 0.11 0.13 0.11 0.09r 0.795 0.852 0.822 0.842 0.813 0.858G/CEa 25.66 8.77 6.17 -18.12 35.13 24.56s.e.a 13.13 9.16 10.14 10.48 10.86 8.46b 7.25acd 8.69a 7.74bd 8.77a 5.80bc 5.18bs.e.b 0.95 0.61 0.72 0.65 0.71 0.54r 0.734 0.889 0.841 0.884 0.743 0.815Los valores en la misma fila, con diferentes letras, son estadísticamente diferentes a P<0.05.

CONCLUSIONES

Las distintas opciones genéticas planteadas incidieron en la composición de las carcasas de corderos. Las razas TEXy EF resultaron las de mayor proporción de carne magra y de menor grasa. El espesor de la grasa (GR) y la cantidadde grasa obtenida a nivel de frigorífico, se incrementó con el peso de las carcasas, en el rango estudiado de 9 a 20 kg.

Este incremento fue menor en TEX y la raza lechera EF. Esta última es una opción interesante sobre todo paracarcasas pesadas, ya que en carcasas livianas el GR es demasiado bajo como para protegerla del enfriado en lascámaras.

AGRADECIMIENTOS

Este trabajo fue financiado por la Comisión Sectorial de Investigaciones Científicas (Universidad de la República), laComisión de Investigación de la Facultad de Veterinaria (CIDEC) y por la Sociedad de Criadores de las distintasrazas.


1. Allison,A.J. 1995. Importing sheep which offers more -East Friesian. Proceedings of the New Zealand Societyof Animal Production 55: 321-323

2. Barbato,G.; Kremer,R.; Larrosa,J.R.; Rosés,L.; Rista,L. y Herrera,V. 1999. Efecto de la raza paterna yfactores ambientales sobre peso y crecimiento de corderos en pastores. Avances en Producción Animal.24: 67-73.

3. Clarke,J.N., Bennett,G.L. and Kirton,A.H. 1984. Relative performance of meat breeds of sheep in NewZealand and overseas. Proceedings of the New Zealand Society of Animal Production 44:239-242.

4. Ellis,M., Webster,G.M., Merrell,B.G. and Brown,I. 1997. The influence of terminal sire breed on carcasscomposition and eating quality of crossbreed lambs. Animal Science 94:77-86.

5. Garibotto,G.; Bianchi,G.; Caravia,V.; Oliveira,G.; Franco,J. y Bentancour,O. 2000. Desempeño decorderos Corriedale y cruza faenados a los 5 meses de edad. 3. Características de la canal. Agrociencia. 4: 64-69.

6. Kirton, A.H. and Johnson, D.L. 1979. Interrelationships between GR and other lamb carcass fatnessmeasurements. Proceedings of the New Zealand Society of Animal Production 39: 194-201.

7. McEwan,J.C., Davis,G.H., Fennessy,P.F. and Clarke,J.N. 1995. Sires for more valuable lambs. Proceedingsof the New Zealand Society of Animal Production 55: 324-326

8. Zygoyiannis,D., Stamataris,K., Kouimtzis,S. and Doney,J.M. 1990. Carcass composition in lambs of Greekdairy breeds of sheep. Animal Production 50:261-269.

G 21. COMPARACIÓN EXPERIMENTAL DEL GANADO CHAROLAIS DE CUBA Y DE FRANCIA.

G. Renand1, A. Menendez-Buxadera2, D. Krauss3, F. Menissier1

(1) INRA, Station de Génétique Quantitative et Appliquée, 78352 Jouy-en-Josas, Francia.(2) Centro de Control Pecuario, Ministerio de la Agricultura,C. De La habana, Cuba. Cuba

(3) INRA, Domaine Expérimental de Bourges, 18520 Avord

RESUMEN

En Cuba existe una población importante de animales Charolais que manifiestan un adecuado comportamiento.Estos animales han evolucionado de una manera diferente a su población de origen después de casi un siglo deadaptación a condiciones ambientales adversas, sin una nueva introducción de animales de Francia. En particular,la facilidad al parto y la precocidad manifiestan resultados superiores al Charolais actual de Francia. Con el obje-tivo de evaluar el merito de ambos genotipos, se realizó una experiencia donde se compararon el comportamientode las progenies de 8 toros Charolais nacidos en Cuba, pero de origen frances y 10 toros Charolais nacidos enFrancia. Un total de 277 terneros nacieron en condiciones de un rebaño experimental del INRA en Francia. No semanifestaron diferencias significativas en 18 de las 30 medidas individuales controladas. En general el Charolaisde Cuba superó al de Francia en facilidad al parto, en crecimiento diario no se encontraron diferencias, pero losanimales de origen cubano fueron menos eficientes que los de Francia en consumo de alimento y en la composi-ción de la canal.

Palabras claves : Charolais Cubano/ Charolais Frances/caracteres de crecimiento/facilidad al parto/composicionde la canal.

INTRODUCCIÓN

Cuba fue uno de los primeros países de América que importó animales Charolais directamente de Francia, a ini-cios del siglo xx. Desde entonces esta población se ha mantenido aislada con muy poca introducción de otrosanimales de esta raza. En la actualidad los efectivos de esta raza en Cuba son de aproximadamente 8000 hem-bras distribuidas en una docena de rebaños. Esta población se ha adaptado bien a las condiciones tropicales, pu-diéndose considerar que las selección llevada a cabo, por mas de 90 años, ha modificado las características deeste tipo de animal respecto a los de su origen francés.

En tal sentido, se puede indicar un primer parto mas precoz ( 31.8 meses contra 34.1 meses), con solo el 16% delas primíparas pariendo después de los 36 meses de edad en comparación a un 26 % en Francia. Por otra parte,su potencial de crecimiento es inferior con 34.6 kg de peso al nacer y 158 kg de peso a 180 días de edad, lo cualcontrasta con 48 kg. y 253 kg. para los mismos rasgos en Francia (Institut de l’Elevage, 2000).

Estos resultados están en función de las condiciones de producción de Cuba, pero también de un potencial gené-tico diferente respecto a los animales Charolais de Francia. Con el objetivo de comparar el comportamiento deambas poblaciones se llevó a cabo una experiencia sobre caracteres de crecimiento y composición de la canal cu-yos principales resultados se presentan en este informe.

MATERIAL Y MÉTODO.

a) Muestras de sementales Charolais comparados.

Las progenies de 10 sementales Charolais Cubano (CC) y de 8 sementales Charolais de Francia (CF) se compa-raron mediante el comportamiento de 277 animales nacidos entre 1991 a 1996 en las condiciones de1 rebaño ex-perimental del INRA, Francia. Las sementales CC nacieron entre 1980 y 1989 y estaban en servicio de insemina-ción artificial (IA) en Cuba a inicios del 1990. Los CF nacieron entre 1979 y 1984 y provienen de los programasoficiales de selección establecidos en Francia, los cuales fueron evaluados por progenies ( 40 sementales en la se-rie) para facilidad al parto (100 terneros de ambos sexos solamente hijos de novillas), crecimiento y composi-ción de la canal (25 machos sacrificados entre 16 y 17 meses de edad). Los valores genéticos (Gi) para estos tres

grupos de caracteres se estimaron mediante el procedimiento BLUP, modelo padre, y los resultados se expresanen unidades de desviación estándar fenotipicas. Los Gi de cada semental se combinan mediante un índice parafacilidad al parto (IFN), índice para rasgos de crecimiento (ICR) y otro sobre composición y conformación de lacanal (ICA). Los sementales CF fueron seleccionados sobre la base de que no produzcan dificultades al parto y unvalor aceptable para rasgos del crecimiento y canal. Los índices de los CF utilizados en esta comparación res-pecto al resto de los sementales de la misma serie fueron IFN =115.9 vs. 99.6; ICR =101.9 vs. 104.2 y ICA = 99.6vs. 103.0. Las inseminaciones realizadas con los sementales CC y CF fueron realizadas en forma contemporá-neas sobre las hembras del rebaño experimental.

b) Caracteres registrados.

Todos los terneros fueron pesados al nacer y se clasificó el grado de dificultad al parto con una nota que variaentre 1= parto sin asistencia; 2 = poca asistencia; 3= extracción forzosa y 4 = cesárea. Al mismo tiempo se reali-zaron las siguientes mediciones corporales: largo del cuerpo; profundidad del tórax; ancho de las espaldas; an-cho del isquion y ancho del ilion. El destete se realiza a los 221 días de edad y se estima el peso vivo de cadaanimal. Los machos de ambos orígenes ( n = 138 animales) se envían a un cebadero donde se alimentan a volun-tad con un concentrado de alfalfa y maíz. Después de un período de adaptación se registra el crecimiento diario yel consumo de alimento a partir de 278 días de edad. La mitad de los animales ( n = 68) fueron sacrificados a451 días de edad y el resto ( n = 70) a 574 días. Para cada animal se registró, el peso vivo al inicio y fin del en-gorde, ganancia diaria, consumo de alimento diario y conversión. Al final e se realizaron las siguientes medicio-nes corporales: altura de la cruz; largo del cuerpo; profundidad del tórax; ancho de las espaldas; ancho del is-quion y ancho del ilion:

Al sacrificio se estimó el peso de la canal fría; rendimiento con relación al peso vivo antes del sacrificio. Lacantidad de músculo y grasa se estimó a partir de la disección de la 6ma costilla y del peso de la grasa interna deacuerdo al método de Robelin and Geay (1975). La conformación de la canal fue evaluada en una escala del 1 al15 y se realizaron las siguientes mediciones sobre la canal: largo de la canal; largo y grueso de la pierna y el áreadel músculo longissimus dorsi (media de 4 medidas entre la 3ra y la 6ra vértebras lumbares).

c) Método de análisis estadístico.

El comportamiento de los animales de ambas líneas se analizaron simultáneamente con los terneros hijos de va-cas multíparas y de una tercer línea paternal con el objetivo de tener una mejor corrección de los efectos am-bientales: años (1991- 1996); sexo; gemelaridad y edad de la madre (3, 4, 5, 6 y 7 o mas años al parto). En totalse disponía de 848 registros de nacimiento y 366 datos del crecimiento y canal, los cuales se estudiaron según elsiguiente modelo lineal generalizado:

Yijklm = añoi + *sexoj + gemelaridadk + edad de la madrel + **edadijklm + líneam + residual

* Para el comportamiento del nacimiento al destete

** Edad al destete; edad al inicio y fin del engorde para rasgos de crecimiento y edad al sacrificio

para los rasgos de la canal.

RESULTADOS Y DISCUSIÓN.

Las medias mínimos cuadradas de los efectos de línea paterna, ajustadas para los otros efectos, se presentan en latabla 1. Debe señalarse que las diferencias entre ambas líneas expresan solamente la mitad de las diferencias en-tre ambas poblaciones, aquellas que corresponden con los efectos paternales ya que las madres son todas de ori-gen francés.

Los datos de la tabla 1 representan 162 y 84 animales antes y después del destete para CC mientras que los co-rrespondientes a CF fueron 115 y 54 respectivamente. No existieron diferencias significativas entre líneas pater-nas para la gran mayoría de los caracteres medidas en el momento del nacimiento, ni tampoco en la nota sobrefacilidad al parto. Las únicas diferencias significativas fueron para el ancho de la espalda (-1.9 % P<.10) y el an-cho del isquion ( -1.6 % P<.05) indicando menor desarrollo para CC respecto a CF; para peso al destete tampocoexistieron diferencias significativas.

Posterior al destete los animales de padres CC manifiestan la tendencia a un menor crecimiento diario (-3.3%NS) debido a una eficiencia inferior en el índice de consumo ( + 4.9% P<.01) aunque no se diferencian el con-sumo diario total (+1.6% NS). Al final de la etapa de ceba los animales de CC no difieren de sus contemporáneosCF aunque son mas ligeros en peso vivo (-1.4% NS), por el contrario presentan una morfología significativa-mente diferente. Los CC son mas altos (+1.5 % P<.05), mas estrechos de espalda ( -4.4% P<.001) y el ancho delisquion es menor (-3.5 % P<.001).

El peso frío de la canal y su rendimiento no difieren entre ambas líneas, aunque los CC manifestaron ser ligera-mente inferiores. En composición de la canal presentaron diferencias altamente significativas, los CC tienen mascantidad de grasa ( + 7.9 % P<.05) y menor cantidad de músculo (- 3.1% P<.10). El patrón de diferencias mor-fológicas medidas en el animal vivo se mantuvo en la conformación de la canal, los toros de CC presentan menorconformación ( - 4.9% P<.05), con menor espesor de las piernas ( - 3.1% P<.001) y sobretodo un menor área delmúsculo longissimus dorsi (-8.0% P<.001).

CONCLUSIÓN.

La comparación realizada permite indicar que la población de Charolais de Cuba difiere del la francesa en las si-guientes características:

Los CC son claramente superiores a los CF respecto a facilidad al parto. Debe tomarse en cuenta que los CF ma-nifestaron un IFN =116 el cual es muy superior al del conjunto de toros de esta raza empleados en IA en Francia.En este sistema de alimentación intensiva, no se manifestaron diferencias significativas entre las dos poblacionesde Charolais, por el contrario, los animales descendientes de CC fueron menos eficientes, la cual se manifiesta enuna menor capacidad de desarrollo muscular y mayor precocidad en términos del nivel de adiposidad.

Las diferencias mas evidentes entre CC y CF se encontraron en la morfología de los animales. Los CC son masestrechos respecto a los CF, lo cual se traduce en una canal de menor conformación.

Tabla 1. Medias mínimos cuadradas entre los efectos de línea paterna.

Características nCharolCubano

CharolFrancés eta Dif.b Dif/mc

probabili-dadd

Peso al nacer kg 277 42.2 42.1 5.7 0.1 0.3% nsDificultad al parto /5 277 2.0 2.1 0.8 0.0 -1.2% nsLargo del cuerpo cm 277 49.2 49.4 2.7 -0.2 -0.5% nsAncho del tórax cm 277 27.5 27.5 2.4 0.0 0.0% nsAncho de la espalda cm 277 19.2 19.6 1.6 -0.4 -1.9% tAncho del isquion cm 277 20.4 20.8 1.3 -0.3 -1.5%Ancho del ilion cm 277 16.2 16.0 1.0 0.2 1.0% NSPesos al destete kg 273 262.9 263.1 30.4 -0.3 -0.1% NSPeso inicial kg 138 329.2 326.2 36.6 3.0 0.9% NSPeso final kg 138 653.9 662.9 53.7 -9.0 -1.4% NSGanancia diaria g/j 138 1391 1437 164 -46 -3.3% NSConsumo diario kg/j 138 10.7 10.6 1.1 0.2 1.6% NSÍndice de Consumo kg/kg 138 7.8 7.4 0.8 0.4 4.9%Altura de la Cruz cm 137 117.5 115.8 4.1 1.7 1.5%Largo del Cuerpo cm 137 159.0 158.2 5.6 0.8 0.5% NSProfundidad del Tórax cm 137 69.6 68.9 2.7 0.7 1.0% NSAncho de la Espalda cm 137 61.8 64.6 3.9 -2.8 -4.4%Ancho del Isquion cm 137 54.6 56.5 3.2 -2.0 -3.5%Ancho del Ilion cm 137 49.0 48.6 2.8 0.5 0.9% NSRendimiento % 138 58.5 58.6 1.9 -0.1 -0.1% NSPeso de la canal kg 138 383.4 388.8 35.0 -5.4 -1.4% NSPeso del músculo kg 138 271.4 279.8 26.6 -8.5 -3.1% TPeso de la grasa kg 138 62.9 58.1 11.7 4.8 7.9%% de Músculo % 138 69.7 70.8 2.3 -1.1 -1.6%% de Grasa % 138 16.0 14.6 2.4 1.4 9.1%Largo de la Canal cm 138 132.8 132.4 4.0 0.4 0.3% NSLargo de la Pierna cm 138 83.3 83.0 2.4 0.3 0.3% NSAncho de la Pierna cm 138 30.8 31.8 1.4 -1.0 -3.1%Conformación 1 a 15 137 9.3 9.8 1.2 -0.5 -4.9%Área del músculo LD cm 134 9.6 10.5 1.1 -0.8 -8.0%a desviación estándar residual ; b Diferencia Cuba – Francia ; c Diferencia dividida entre la media ; d NS : nosignificativo ; t : P<10% ; : P<5% ; : P<1% ; : P<1‰.


1. Institut de l’Elevage, 2000. Résultats du contrôle des performances bovins allaitants. Institut de l’Elevage,Paris, compte rendu n° 3003, 94 pp.

2. Robelin et Geay, 1975. Estimation de la composition de la carcasse des taurillons à partir de la composition dela 6ème côte. Bull. Techn. C.R.Z.V. Theix, INRA, 22, 41-43.

G 20. EFECTO DE EDAD, RAZA, SUPLEMENTACIÓN E IMPLANTES HORMONALES SOBRE ELCONTENIDO DE PROTEÍNA, CENIZA, MATERIA SECA Y HUMEDAD DE LA CARNE DE RES

S. Uzcátegui-Bracho1, A. Rodas-González2, G. Pirela3, F. Rangel3, N. Huerta-Leidenz4

1 Departamento de Biología Animal, Facultad de Ciencias Veterinarias; 2Departamento Producción e IndustriaAnimal, Facultad de Ciencias Veterinarias; 3 Facultad de Ingeniería Química. Escuela de Ingeniería Química.

4Facultad de Agronomía. Instituto de Investigaciones Agronómicas. La Universidad del Zulia, Maracaibo, Edo.Zulia, Venezuela

Fax: 58-261-7596100; E-mail: [email protected].

RESUMEN

Se sacrificaron 50 toros después de cebarlos a pastoreo para evaluar el efecto del tipo racial (¾ Bos taurus; F1 AngusNegro; Cebú Mestizo Comercial; Brahman; F1 Romosinuano; F1 Senepol; F1 Simental), edad (2 a 2.5 años vs. 2.5 a3 años), suplementación (proteína de degradación lenta + Salorcin vs. testigo), régimen de implante (Ralgro-Ralgrovs. Revalor-Ralgro) y las interacciones edad x suplementación y edad x implante sobre el contenido de proteína,ceniza, materia seca y humedad en sus carnes de solomo (músculo Longissimus dorsi). Los datos fueron analizadospor el método de mínimos cuadrados. El tipo racial, el régimen de implante y la interacción edad x implante noafectaron (P>0.05) la composición química de sus carnes. Los bistés de animales suplementados obtuvieron mayorproporción de proteína (más del 0.70%) con respecto a los toros que no recibieron la suplementación estratégica. Sinembargo, el contenido de ceniza fue afectado por la interacción edad x suplementación (P<0.05). Las carnes deanimales mayores a 2.5 años y suplementados mostraron un aumento del 0.15% en el contenido de cenizas, perocuando los toros no se suplementan, el contenido de cenizas de la carne no varia con la edad. En conclusión, elcontenido de proteína y ceniza de la carne de solomo de toros, pueden ser afectados positivamente si los animales sesuplementan estratégicamente durante la fase de finalización de la ceba a pastoreo; y que el tipo racial y el régimende implantes no altera el contenido químico estudiado.

Palabras claves: Composición química, suplementación, implantes hormonales, longissimus dorsi.

INTRODUCCIÓN

La población mundial, en constante crecimiento, reclama un aumento sostenido de la producción de alimentos. Paraello, la búsqueda de técnicas de manejo que permitan incrementar la producción y productividad del ganadodestinados a la alimentación humana (proteína de alto valor biológico), es una necesidad constante. Lasuplementación estratégica está destinada a complementar los elementos nutritivos deficientes en los pastos, parapoder alcanzar índices de producción acordes con la rentabilidad esperada de los rebaños que se explotan a pastoreo(Rowe et al.,1999). De la misma manera, el uso de anabolizantes se han venido utilizando como una técnica demanejo para incrementar la taza de crecimiento y mejorar la eficiencia alimenticia del bovino destinado a laproducción de carne a pastoreo (Araujo y Pietrosemoli, 1991). Los esfuerzos por mejorar la productividad delganado vacuno a través de las razas, nutrición y manipulación del crecimiento no puede ser completa cuando no setoma en consideración la composición de las carnes que se producen, ya que cada día el consumidor de carnes exigeque vayan en beneficio de la salud. Por tal motivo, el presente trabajo planteó la evaluación del efecto que ejercen laedad, tipo racial, suplementación estratégica y el régimen de implante sobre el contenido de proteína, ceniza, materiaseca y humedad de la carne de res.


Se seleccionaron 50 vacunos no castrados de genética conocida (¾ Bos taurus; F1 Angus Negro; Cebú MestizoComercial; Brahman; F1 Romosinuano; F1 Senepol; F1 Simental), y con un manejo pre y post destete uniforme, elcual incluyó desparasitación cada 90 días, programa de vacunación y suministro de una mezcla mineral. Cuando losanimales alcanzaron un promedio de 22 meses de edad (310-440 Kg), los toretes entraron en los módulos de ceba,que comprendían una área total de 418 hectáreas; subdivididas en 51 potreros de 7.4 hectáreas cada uno. El pastomejorado predominante es el pasto Tanner (Brachiaria radicans), y en menor proporción los pastos Estrella(Cynodon nlemfuensis), Pará (Brachiaria mutica) y Alemán (Echinochloa polystachia) con un valor nutritivoestimado de 50% de nutrientes digestibles totales; 7.5% de proteína cruda; 3% de extracto etéreo. Se realizó unaceba semi-intensiva en potreros bajo un sistema rotacional en ciclos de 28 días. Los animales fueron divididos en 2


grupos constituidos por 21 toros suplementados y 29 toros no suplementados. Los animales no suplementadosrecibieron el sistema tradicional de suplementación con minerales, mientras que los animales suplementadosrecibieron dos tipos de raciones estratégicas:

* De 0-58 días: 10% Harina de plumas, 5% melaza, 77.9% harina de arroz, 7% minerales, 0.10% Salorcin.*De 58-114 días: 10% Harina de plumas, 5% melaza, 28% harina de arroz, 49.9% semilla de algodón, 7% minerales,0.10% Salorcin. Esta suplementación estuvo a razón de 1.0 kg./animal/día que garantizaba el suministro de losnutrientes y aditivos requeridos.

Dos programas de regímenes de implantes hormonales, se ejecutaron: se implantaron 22 toros a doble dosis deRalgro (72 mg Zeranol) con reimplante a los 90 días. Igualmente, se implantaron 28 toros con tratamiento mixtoconsistente en Revalor (8 mg 17β-estradiol y 40 mg acetato de trembolona) durante los primeros 90 d yreimplantando con Ralgro a doble dosis (72 mg Zeranol) al día 90.

El envío de animales al matadero se hizo sin fijar un peso especifico para la matanza sino, tomando el momento en elcual el animal alcanzaba un acabado satisfactorio, determinado por la evaluación visual de tres jueces y/o bien laestabilidad de la ganancia/pérdida de peso. Con estos criterios de salida al matadero, el peso final promedio fue de500 Kg, aproximadamente. Después de 48 h post-mortem, se extrajo un bistec de 2.5 cm de espesor de cada canal,para ser empacados al vacío y congelados a -20 ºC, para su posterior análisis. Los análisis se realizaron con muestrasdel longissimus crudo totalmente desprovistas de tejido adiposo circundante subcutáneo y tejido conectivo. Lasdeterminaciones para los análisis de proteína, ceniza, materia seca y humedad se realizaron de acuerdo a lametodología descrita por la A.O.A.C.(1990).

Los datos experimentales se sometieron a un análisis de varianza utilizando el procedimiento PROC GLM del S.A.S(1996) tomando como fuente de variación edad, raza, suplementación estratégica, régimen de implante, interacciónedad x suplementación e interacción edad x implante. Al ser detectado el efecto significativo (P< 0.05), las mediasfueron comparadas por el método de mínimos cuadrados.


Efecto del tipo racial: Mediante el procedimiento GLM, el análisis de varianza no detectó diferenciassignificativas del efecto del tipo racial sobre el contenido próximal. Mills et al.(1992), utilizando novillos Holsteinpuros y novillos mestizos con Angus, Charolais y Simmental suplementados, no detectaron ninguna variación en lacomposición química de las carnes de estos tipos raciales. Lawrie (1981) indica, que la principal diferencia queexiste entre las razas vacunas es el porcentaje de grasa intramuscular, y esta dado entre las razas hacia la producciónlechera vs razas destinadas a la producción de carne; donde la raza cárnica aumenta su proporción de grasaintramuscular a partir de los 18 meses.

Efecto de los implantes: Los resultados indican que no hubo efectos significativos (P>0.05) en el régimen deimplantes sobre el contenido próximal, como su interacción con la edad. Lee et al.(1990), trabajando con toros ynovillos (Angus o Angus x Brahman) implantados con acetato de trembolona (200mg) y 17-β estradiol (24mg)reportaron que los implantes en la fase de crecimiento causaron una disminución de la materia seca y contenido degrasa en novillos pero no en toros, pero en la fase de ceba, tanto los toros y los novillos no variaron en sucomposición próximal.

Efecto de la Edad: El Cuadro 1 muestra los valores promedios para humedad, proteína, materia seca y cenizas de lascarnes provenientes de los toros según la edad. El análisis de varianza solo reveló efectos significativos (P< 0.05) dela edad sobre el contenido de cenizas. El contenido de ceniza por ser afectado por la interacción edad xsuplementación, los efectos principales de edad o suplementación para esta variable no serán discutidos.

Efecto de la Suplementación: El análisis de varianza solo reveló diferencias significativas (P< 0.05) de lasuplementación sobre el contenido de proteína y ceniza (Cuadro 2). El contenido de ceniza fue afectado por lainteracción edad x suplementación, por consiguiente, los efectos principales para esta variable no será discutido. Losbistés obtenidos de los toros suplementados presentaron mayor proporción de proteína (más del 0,70%) que los nosuplementados. Resultados reportados por Mills et, al. (1992), indican que no hubo efectos significativos al

suplementar novillos con ensilaje (maíz o alfalfa) o al suministrar una fuente proteica (harina de pescado o soya)sobre el contenido de proteína, humedad y grasa.

Efecto de la Interacción Edad x Suplementación: El análisis de varianza reveló efecto significativo de lainteracción edad x suplementación sobre el contenido de ceniza (Cuadro 3). Las carnes provenientes del grupo deanimales menores a 2.5 años, no presentaron variación en el contenido de ceniza al estar suplementado o no. Encambio, las carnes de animales mayores a 2.5 años la proporción de ceniza aumentó en 0.15% cuando fueronsuplementados. Al comparar los animales de diferentes edades, pero bajo un mismo régimen de alimentación, seobservó que los animales suplementados y mayores a 2.5 años de edad presentaron un aumento en el contenido deceniza con respecto a su contraparte (suplementado y menor de 2.5 años) . Por otra parte, animales no suplementadosde diferentes edades no mostraron diferencias significativas. Estos resultados coinciden con lo reportado por Heli et,al. (1996), comparando Mithuns de 1 a 10 años de edad, donde observaron, un aumento en el contenido de ceniza alincrementarse la edad; mientras que la proteína y la humedad disminuyó ligeramente. Generalmente, el incrementoen edad trae como consecuencia un aumento en el contenido mioglobina debido, posiblemente, a un incremento dehierro y de grasa intramuscular, con una disminución en la humedad y proteína (Lawrie, 1981).

CONCLUSIONES

La edad, la suplementación estratégica y su interacción afectan positivamente el contenido de cenizas de la carne detoros en fase de finalización bajo condiciones de pastoreo. A través de la suplementación estratégica, basada enproteína de degradación lenta se puede obtener un aumento en el porcentaje de proteína de la carne. El tipo racial y eluso de implantes hormonales no altera el contenido de ceniza, proteína, materia seca y humedad de la carne de res.


1. A.O.A.C. 1990. Official Methods of Analysis (15th Ed). Association of official Analytical Chemists.Washington DC.

2. Araujo-Febres, O; Pietrosemoli, E. 1991. Estudio Comparativo de Implantes Hormonales vs. no Hormonales enNovillos comerciales a Pastoreo con Suplementación. Rev. Fac. Agron. (LUZ). 8: 209-217.

3. Heli, T; Saikia, S; Bora, N. N. 1996. Proximate composition and fiber diameter of Mithun meat under differentage groups. Indian Journal of Animal Production and Management. 12, 3-4: 192-194.

4. Lawrie, R. A. 1981. Chemical and biochemical constitution of muscle. Reflected in specialized muscle functionand constitution. Meat Sci. Pergamon Press. Oxford. New York. 48-81.

5. Lee, C.Y.; Henricks, D.M.; Skelley, G.C. and Grimes, L.W. 1990. Growth and hormonal response of intact andcastrate male cattle to trembolone acetate and estradiol. J.Anim.Sci. 68:2682-2689.

6. Mills, E. W; Comerford, J. W; Hollender, R; Harpster, H. W; House, B; Henning, W. R. 1992. Meatcomposition and palatability of Holstein and beef steers as influenced by forage type and protein source. J.Anim. Sci. 70 (8): 2446-2451.

7. Rowe, A.; Macedo, F.A.F.; Visentainer, J.V.; Souza, N.E.; Matsushita, M. 1999. Muscle composition and fattyacid profile in lambs fattened in drylot or pasture. Meat Sci. 51:283-288.

8. S.A.S. 1996. System for Windows (Release 6.12). Statistical Analysis System Institute Inc. Cary, NC.

Cuadro 1. Medias cuadráticas ± error para el efecto de la edad sobre el contenido deproteína, ceniza, materia seca y humedad

Variables Edad 1(n=28)

Edad 2(n=22) Valor (P)

Proteína 21.66 ± 0.20 21.63 ± 0.19 NS

Humedad 75.79 ± 0.34 75.80 ± 0.32 NS

Materia Seca 24.19 ± 0.34 24.19 ± 0.32 NS

Cenizas 1.09 ± 0.01 1.15 ± 0.01 0.02NS: no significativo (P> 0.05);Edad 1: Animales menores a 2.5 años, Edad 2: Animales mayores a 2.5 años.

Cuadro 2. Medias cuadráticas ± error para el efecto de la suplementación sobre el sobreel contenido de proteína, ceniza, materia seca y humedad

Variable Suplementados(n=21)

No Suplementados(n=29) Valor (P)

Proteína 22.00 ± 0.19 21.30 ± 0.19 0.01

Humedad 75.37 ± 0.33 76.23 ± 0.33 NS

Materia Seca 24.62 ± 0.33 23.76 ± 0.33 NS

Cenizas 1.15 ± 0.01 1.08 ± 0.01 0.008

NS: no significativo (P> 0.05)

Cuadro 3. Efecto de la Interacción edad x suplementación sobre el contenido de Ceniza.Edad 1 Edad 2

Variable Suplementados(n=6)

No Suplementados(n=22)

Suplementados(n=15)

No Suplementados(n=7)

Cenizas 1.08 ± 0.01a/d 1.10 ± 0.03a/c 1.22 ± 0.03a/d 1.07 ± 0.01b/c

Edad 1: Animales menores a 2.5 años, Edad 2: Animales mayores a 2.5 años.a,b/: Letras distintas entre diferentes regímenes de suplementación dentro de una misma edad indican diferenciassignificativas (P< 0.05)c,d: Letras distintas entre diferentes edades dentro de un mismo régimen de suplementación indican diferenciassignificativas (P< 0.05)

G 19. CONSERVACIÓN DE RECURSOS GENÉTICOS EN LA RAZA BOVINA MALLORQUINA:RESULTADOS PRELIMINARES PARA LA GESTIÓN DE LA VARIABILIDAD GENÉTICA

José Aranguren-Méndez1,2,Jordi Jordana1, Rosa Avellanet1 y Miquel Torrens3

1.- Universidad Autónoma de Barcelona. Facultad de Veterinaria. Dpto. de Ciencia Animal y de los Alimentos.08193 Bellaterra. Barcelona. España

2.- Universidad del Zulia. Facultad de Veterinaria. Dpto. Prod. e Ind. Animal, Aptdo. 4005-A Maracaibo.Venezuela.

3.- Veterinario ejercicio libre. c/. Gabriel Miró, 11. 07011 Palma de Mallorca. EspañaFax: 34-935812106 E-mail: [email protected]

Palabras Clave: Bovino, recursos genéticos, extinción, microsatélite, variabilidad genética.

RESUMEN

Se ha estudiado la variabilidad genética de la raza bovina Mallorquina a través del análisis de 15 marcadores deADN de tipo microsatélite. Para ello se muestrearon 26 individuos, 12 de ellos de la variedad castaña clara y los 14restantes de la castaña oscura. Los niveles de variabilidad genética fueron muy similares para las dos variedades, ycomparables a los obtenidos para otras razas, tanto españolas como europeas. El valor de diferenciación genética(FST) entre las dos variedades fue bajo (0.3%), indicándonos la existencia de un elevado flujo génico entre los dosgrupos, lo que conllevaría a una gran similitud genética entre ellas. Por otra parte, los valores de FIS y FIT obtenidosfueron del 1.9% y del 1.6 %, estadísticamente no diferentes de cero, mostrando por tanto dicha población equilibriogenético de Hardy Weinberg. La probabilidad de exclusión (PE) fue del 99.9%, lo que permite utilizar estos sistemasde marcadores como una buena herramienta para la identificación individual y la verificación de paternidades. Eldendrograma obtenido, representación diagramática de las relaciones genéticas existentes entre las razas, muestrauna clara separación entre las poblaciones bovinas españolas peninsulares y las dos variedades de mallorquinas (Islade Mallorca). Para finalizar, y a modo de resumen o conclusión, indicar que las dos variedades de la raza (castañaclara y castaña oscura) representan una misma entidad genética, por lo que en futuros programas de conservaciónambas variedades deberían ser tenidas en cuenta.

INTRODUCCIÓN

La vaca mallorquina es una raza bovina local de aptitud cárnica sita en la isla de Mallorca (España), localizada alnoreste de la Península Ibérica en el Mar Mediterráneo. Aunque esta considerada una única raza, existen dosvariedades claramente diferenciadas dentro de la misma, siendo su principal distintivo el color de la capa; variedadde capa castaña clara o rubia y variedad de capa castaña oscura, esta última de más reciente origen.

Morfológicamente es una raza subeumétrica, de perfil convexo o subconvexo y de proporciones longilíneas.Afectada por un marcado dimorfismo sexual, llegando a pesar la hembra unos 300 a 350 kg y alrededor de los 450los machos (Payeras y Falconer, 1998). A pesar de su reducido peso, en comparación a otras razas especializadas,presenta una característica que la hace especial, y es su gran rusticidad y adaptación al medio ambiente de la isla,constituyéndose indispensable para el control biológico de la vegetación ambiental y así poder evitar posiblesincendios forestales, ya que en la isla no se cuenta con herbívoros silvestres de mediana o gran talla que pudiesenrealizar este control de forma natural.

La raza, según baremo de la FAO (Organización de las Naciones Unidas para la Agricultura y la Alimentación), seencuentra catalogada en el estatus de raza crítica en grave peligro de extinción, dado que actualmente existen pocomás de 90 hembras reproductoras y unos 15 machos (http://www.fao.org/dad-is/). Sin ningún tipo de acción, sutamaño efectivo de población es inadecuado para prevenir continuas pérdidas genéticas en generaciones futuras(Bodó, 1992).

Según algunos autores (Puigserver y col., 2000; Sánchez-Belda, citado por Puigserver y col., 2000; Payeras yFalconer, 1998) el origen de la raza podría ser de orden difilético. En primer lugar se cita un primer ancestro a partirdel Tronco Turdetano (bovino rojo convexo), y de otro segundo, de una influencia más contemporánea, que se


http://www.fao.org/dad-is/)

correspondería con ancestros del Tronco Castaño ultraconvexo africano, atribuyéndose a este ultimo el serresponsable de un mayor peso genético en la formación de los bovinos mallorquines actuales.

En la conservación de los recursos genéticos, el principal objetivo consiste en preservar la variabilidad dentro de laspoblaciones, bajo la hipótesis de existencia de correlación entre la variación genética y la viabilidad de la población.Por ello, la necesidad de cuantificar dicha diversidad (variabilidad), para así poder realizar una mejor y más acertadapolítica de conservación. Consecuentemente, una de las principales etapas de un programa de conservación, consisteen la evaluación de la diversidad genética y su distribución en la población (Aranguren-Méndez, y col., 2001).

En los últimos años, la FAO, ha propuesto para el manejo de los recursos genéticos, metodologías moleculares parael análisis de los llamados loci microsatélites. Los microsatélites son un tipo de marcador de ADN, de 1 a 6 pares debases (pb) que se repiten aleatoriamente en el genoma, hasta unas 60 veces, y están considerados como una de lasmás poderosas herramientas para estudios genético-poblacionales.

De aquí, que el principal objetivo de este reporte preliminar, sea el estudio de la variabilidad genética en la razaMallorquina a través del análisis de un conjunto de microsatélites, como punto de inicio para la futura puesta enmarcha de un programa de conservación genética para la raza.

MATERIAL Y MÉTODOS

Se obtuvieron muestras sanguíneas de 26 vacas mallorquinas, pertenecientes a un rebaño producto de un programade recuperación de la raza que se inició en 1982 por parte del PRAM (Patronato de Razas Autóctonas de Mallorca), yque contó en sus inicios con la reagrupación del poco ganado existente en ese momento en la Isla, procedente dediferentes explotaciones ganaderas. Actualmente dicho rebaño, que se corresponde con el mayor núcleo de la raza, seencuentra pastoreando en el Parque Natural de “S’Albufera” de Mallorca, propiedad del Gobierno Balear. Del totalde individuos muestreados 12 correspondían a la variedad castaña clara y los otros 14 a la variedad castaña oscura. ElADN se extrajo a partir de glóbulos blancos, de acuerdo al método estándar que incluye el lisado celular y laextracción con la mezcla de fenol-cloroformo-isoamiloalcohol, en una proporción 25:24:1.

Los 15 marcadores microsatélites utilizados fueron: CSSM66, ETH10, ETH152, ETH225, ETH3, HEL1, HEL5,HEL9, ILST5 INRA23, INRA35 INRA37, INRA5, INRA63 y TGLA44, todos ellos marcados fluorescentemente.Las secuencias de los “primers” y las condiciones de las reacciones de PCR (Polymerase Chain Reaction) pueden serencontradas en http://www.ri.bbsrc.ac.uk/cdiv_www/. Todos los loci, excepto el TGLA44, están incluidos en la“European Concerted Action AIRE2066 list” (lista FAO). Los productos amplificados de PCR fueron analizadosmediante electroforesis capilar, con un secuenciador de ADN Applied Biosystems 3100 (ABI 3100), e interpretadosposteriormente mediante el software de análisis GENESCAN, utilizando para ello un marcador estándar de tamañoscon fluorescencia TAMRA 350.

El análisis genético-estadístico se realizó a partir de las frecuencias alélicas aportadas por los marcadores. Secalcularon los estadísticos de variabilidad genética, heterocigosidad esperada (HE) y observada (HO) y se realizó eltest de equilibrio de Hardy-Weinberg usando el método de la Cadena de Markov. Así mismo, se calculó el índice decontenido polimórfico (PIC) y la probabilidad de exclusión de cada uno de los marcadores y su combinada (PE). Laestructura genético-poblacional se analizó mediante los F-estadísticos (FIS, FIT y FST), implementados en el programaFSTAT. Para el estudio de las relaciones genéticas entre las subpoblaciones y la posterior construcción deldendrograma se utilizó la distancia DA de Nei y el algoritmo NJ (neighbourn-joining method), usando para ello elprograma DISPAN. Como referencia y entronque para el diseño de las relaciones filogenéticas de la razaMallorquina, se utilizó la información de las frecuencias génicas de otras razas españolas (Avileña, Bruna delsPirineus, Morucha, Pirenaica y Retinta) procedentes del trabajo realizado por Cañón y col. (2001).


Todos los marcadores amplificaron correctamente y fueron polimórficos en la raza Mallorquina. El número de alelosdetectados por locus osciló de 2 (ILST5 y INRA5) a 9 (EHT3) (Tabla I), sin diferencias significativas entre las dosvariedades de la raza (datos no mostrados). El promedio de diversidad genética poblacional (HE), sobre todos losloci, fue de 0.618±0.033, mientras que para cada locus individualmente osciló entre 0.278 (INRA5) y 0.758 (ETH3).

http://www.ri.bbsrc.ac.uk/cdiv_www/

El PIC y la PE por locus se muestran en la Tabla I, siendo la PE combinada del 99.9%, confirmando los marcadoresgenéticos utilizados, su utilidad, tanto para la identificación individual como para la verificación de paternidades.

Tabla I. Diversidad genética en la raza bovina Mallorquina.

Locus Nº Alelos Rango HE HO PIC PECSSM66 5 181-199 0.686 0.669 0.625 0.422ETH10 4 215-223 0.676 0.670 0.615 0.411ETH152 5 189-205 0.701 0.680 0.646 0.452ETH225 5 139-151 0.661 0.648 0.598 0.389ETH3 9 97-127 0.758 0.738 0.734 0.571HEL1 5 103-113 0.642 0.640 0.585 0.385HEL5 5 149-169 0.670 0.692 0.631 0.458HEL9 5 151-163 0.667 0.655 0.604 0.402ILST5 2 184-186 0.464 0.464 0.356 0.178INRA23 5 197-213 0.538 0.527 0.598 0.390INRA35 3 102-110 0.440 0.426 0.376 0.204INRA37 4 124-136 0.538 0.530 0.493 0.308INRA5 2 139-143 0.278 0.263 0.245 0.123INRA63 3 175-183 0.575 0.567 0.485 0.284TGLA44 4 164-172 0.643 0.639 0.578 0.372MEDIA 4.4 ± 0.4 0.618 ± 0.033 0.608 ± 0.046 0.999

Todos los estadísticos de variabilidad genética (heterocigosidades, número de alelos por locus,...) fueron similarespara las dos variedades de la raza Mallorquina, no mostrando diferencias estadísticamente significativas entre ellas,indicando que no existen diferencias a este nivel entre ellas. Estos niveles de variabilidad genética fueroncomparables, asimismo, a los obtenidos en otras razas bovinas europeas (Kantanen y col., 2000; Cañón y col.,2001).

La Tabla II muestra la estructura poblacional de la raza Mallorquina a través de los F-estadísticos, computados sobrelas dos variedades y para todos los loci. El valor promedio de diferenciación génica (FST), nos indica que no existendiferencias entre las dos variedades, ya que tan solo un 0.3% del total de la varianza genética puede ser atribuible adiferencias entre las variedades (siendo además este valor, no estadísticamente diferente de cero), correspondiendo el99,7% restante a diferencias entre los individuos. Esto nos confirma, que muy posiblemente sean tan solo uno opocos genes, que codifican para el color de la capa, los máximos responsables de las diferencias observadas entrevariedades, ya que el resto del genoma parece ser bastante similar entre ellas. Como promedio, cada una de las dosvariedades presentó un 1.9% de déficit de heterocigotos, siendo el déficit promedio de la población global del 1.6%,estadísticamente no significativo en ambos casos (P>0.05). Una posible explicación, a que esta población, dereducido tamaño censal, se halle en equilibrio genético de Hardy-Weinberg, podría deberse al hecho de que dichorebaño (Parque Natural de S’Albufera) se ha ido constituyendo, desde 1982 hasta la actualidad, por parte del PRAMy el Gobierno Balear, a partir de la reagrupación de individuos, coincidentes con el prototipo racial, de diferentespropietarios de diversos lugares de la Isla (Payeras y Falconer, 1998; Puigserver y col., 2000). Posiblemente, la pocoestrecha relación de parentesco existente entre ellos, y la más que probable programación aleatoria de losapareamientos, ha comportado que esta reducida población de vacas mallorquinas muestre un nulo nivel deconsanguinidad, indicado por la ausencia de déficit de heterocigotos que hemos obtenido en el presente estudio conlos 15 marcadores analizados. El elevado déficit de heterocigotos que muestran los loci ETH3 y INRA35 en las dossubpoblaciones (datos no mostrados), se debe muy probablemente a la presencia de alelos nulos no detectables enestos dos marcadores.

El bajo valor de FST (0,3%) nos indica que existe un elevado flujo génico entre las dos subpoblaciones, habiendojugado la migración génica (intercambio de reproductores) un importante papel de ecualizador genético entre las dosvariedades. Resultados e interpretaciones similares de flujo génico intrarracial, en poblaciones bovinas, fueron losobtenidos por Jordana y Piedrafita (1996) en la raza Bruna dels Pirineus y por Jordana y col., (1999) en la razaAlberes.

Tabla II. Análisis de la estructura poblacional mediante los F-estadísticos

Locus FIS FIT FSTCSSM66 -0173 -0153 0.017ETH10 0.003 -0.018 0.020ETH152 0.129 0.145 0.018ETH225 -0.145 -0.135 0.009ETH3 0.361*** 0.360*** 0.002HEL1 -0.242 -0.252 0.008HEL5 -0.014 -0.037 0.023HEL9 -0.322 -0.310 0.009ILST5 -0.206 -0.244 0.031INRA23 0.025 0.034 0.009INRA35 0.327** 0.331** 0.005INRA37 0.096 0.094 0.002INRA5 -0.233 -0.153 0.065INRA63 0.289 0.272 0.023TGLA44 0.255* 0.227* 0.037MEDIA 0.019 ± 0.059 0.016 ± 0.058 0.003 ± 0.058

* P<0.05 ** P < 0.01 *** P <0.001

En la Figura 1 se pueden apreciar las relaciones existentes entre las dos variedades de la raza Mallorquina y otrascinco razas de la Península Ibérica (datos obtenidos a partir de Cañón y col., 2001). Las cinco razas peninsularesforman un grupo extremadamente consistente (100% confianza) y perfectamente diferenciado del grupo o cluster queconforman las dos variedades de la raza Mallorquina.

A la vista de los resultados cabrían dos posibles interpretaciones: la primera de orden filogenético, que indicaría elgran aporte genético de origen africano de la raza Mallorquina a partir de ancestros del Tronco Castaño ultraconvexo,origen que no tiene ninguna de las otras cinco razas analizadas. El dendrograma mostraría claramente el diferenteorigen de las razas peninsulares y de la raza isleña Mallorquina.

Sin embargo, cabría otra posible interpretación. Sabemos que, a nivel taxonómico de raza, se hace extremadamentedifícil realizar aseveraciones filogenéticas, debido fundamentalmente al poco tiempo que ha transcurrido en laevolución independiente de estas poblaciones. Por tanto, la disposición obtenida de las diferentes razas en el árbolpodría llevarnos a malinterpretaciones evolutivas, ya que, y tal como se ha comentado en la introducción, parece serque también existió un aporte genético inicial del Tronco Turdetano (bovino rojo convexo), con representantes eneste estudio como las razas Pirenaica, Bruna dels Pirineus o la Retinta. Filogenéticamente la raza Mallorquina podríaestar relacionada con este tronco ancestral, y sin embargo el dendrograma obtenido nos estaría indicando locontrario. No podemos desechar esta posibilidad, ya que, al fin al cabo, con el estudio genético de los marcadoresmicrosatélites utilizados estamos analizando las similitudes o divergencias genéticas existentes entre poblaciones enla actualidad, y en el caso de la raza Mallorquina podría haber actuado de forma muy importante la deriva genética.Esta, a través de fenómenos de “cuellos de botella” e incluso de “efectos fundadores” (no debemos olvidar que seempezó a recuperar la raza a partir de muy pocos individuos; Puigserver y col., 2000), habría actuado sobre lasfrecuencias génicas provocando la gran disimilitud actual de las mismas que existe entre la raza Mallorquina y laspeninsulares. Esta gran diferenciación entre ambos grupos (100% de replicaciones bootstrap) se habría idoincrementando a lo largo de los años, debido a la ausencia de migraciones génicas (aislamiento reproductivo oausencia de intercambio de reproductores entre la Isla y la Península). Estudios adicionales que incluyeran un mayornúmero de razas (a ser posible de diferentes troncos), así como el análisis del polimorfismo del ADN mitocondrial,podrían ser de ayuda para clarificar este punto.

Figura 1. Dendrograma con DA y NJ de las dos variedades de la raza Mallorquina y su relación con otrasrazas bovinas españolas de la Península (Los valores de las bifurcaciones representan el % de replicacionesbootstrap).

No obstante, para finalizar, y a modo de resumen o conclusión, indicar que las dos variedades de la raza (castañaclara y castaña oscura) representan una misma entidad genética, por lo que para futuros programas de conservación,ambas variedades deberían ser tenidas en cuenta. Los marcadores microsatélites son una herramienta de gran utilidadpara los estudios de variabilidad genética en poblaciones de animales domésticos, y el estudio de los mismos puedecontribuir en un alto grado a la puesta en marcha y a la futura gestión de los programas de conservación.


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Puigserver, G.; Lliteres, B. y Barceló, T. 2000. Criterios a seguir en la selección de la raza Bovina Mallorquina conrelación a su filogénesis. Archivos de Zootecnia, (49) 63-69.

G 18. ESTUDO DE EFEITOS DE MEIO SOBRE O PESO AOS 205 E 365 DIAS EM ANIMAIS DA RAÇAGUZERÁ EM TRÊS REGIÕES DO BRASIL

Jonatas Wolf1 , Júlio César E Souza2 , Luiz Távio Campos Da Silva3 , Carlos Henrique Mendes Malhado1 ,Paulo Bahiense Ferraz Filho4

1.Acadêmico UFPR/Palotina; 2. Prof. Adjunto UFPR/Palotina – E-mail: [email protected]; 3. PesquisadorCNPGC/EMBRAPA; 4. Prof. Adjunto UFMS/Três Lagoas

RESUMO:

O objetivo do presente estudo foi avaliar a influência de efeitos de meio sobre o peso aos 205 e 365 dias de idadepara animais da raça Guzerá em três regiões distintas do Brasil. Os dados foram fornecidos pelo convênio ABCZ –CNPGC/EMBRAPA, e fazem referência a 11144 bezerros, nascidos no período de 1975 a 1995, criados na região deGado-Algodão (25), Alto São Francisco (36) e Região Leiteira (39). As análises estatísticas foram realizadas peloprocedimento GLM do programa SAS. O modelo estatístico continha os efeitos fixos de região (3), sexo (2), mês(12) e ano de nascimento (21). A idade da vaca foi utilizada como covariável (linear e quadrática). Os pesos médiosajustados para os 205 dias de idade foram 137,0; 147,0 e 142,0 kg; para os 365 dias, encontrou-se peso de 198,3;203,8 e 210,4 kg, respectivamente para as regiões 25, 36 e 39. Os machos foram 9,4 e 24,1 kg mais pesados do queas fêmeas aos 205 e 365 dias (P<0,0001); os maiores pesos aos 205 e 365 dias foram de bezerros nascidos entreagosto-outubro e julho-agosto, respectivamente (P<0,0001). Os pesos analisados foram influenciados (P< 0,0001)pelo ano de nascimento. A idade da vaca influenciou as características estudadas (P< 0,001). Os pesos aos 205 e 365dias foram influenciados pelos efeitos de meio, devendo esses fatores ser considerados ao se elaborar um programasde melhoramento genético. As diferenças obtidas nos pesos para as três regiões estudadas, evidenciam as diferentesrespostas de animais de uma mesma raça quando avaliados em ambientes diferentes.

Palavras-chave: parâmetros genéticos, peso, zebu

SUMMARY:

The objective of the present study was to evaluate the influence of the environment effect on the weight to the 205and 365 days of age in the Guzera breed in three distinct regions it Brazil. The data had been supplied by accordABCZ - CNPGC/EMBRAPA, and make reference the 11,144 at weaning (205 days) and year-old calves, born in theperiod of 1975 at 1995, created in the region of Gado-Algodão(25), Alto Sao Francisco (36) and Regiao Leiteira(39). The statistical analyses had been carried through by procedure GLM of SAS program. The statistical modelcontained the fixed effect of region (3), sex (2), month (12) and year of birth (21). The age of dam was used as a co-variable (linear and quadratic). The ajusted average weights for the 205 days of age had been 137,0; 147,0 and 142,0kg; for the 365 days the weight of 198,3; 203,8 and 210,4 kg, respectively for regions 25, 36 and 39. The males hadbeen 9.4 and 24.1 kg more weighed of the than females to the 205 and 365 days (P<0,0001); the biggest weights tothe 205 and 365 days had been of year-old calves born between August-October and July-August, respectively(P<0,0001). The analyzed of variance showed the weights had been influenced (P< 0.0001) per the year of birthcalves. The age of the cow influenced the studied features (P< 0.001). The weights to the 205 and 365 days had beeninfluenced by the environment effects, having these factors to be considered in programs of genetic improvement.The differences gotten in the weights for the three studied regions, evidence the different responses for animal thesame breed.

Word-key: genetic parameters, weight, zebu

INTRODUÇÃO

A atividade agropecuária brasileira, principalmente o setor de pecuária de corte, necessita maximizar o potencial dosistema de produção, a fim de se ajustar aos grandes impactos políticos, econômicos e sociais que vêm ocorrendo nomundo. Na prática pecuária, isso significa identificar os animais geneticamente superiores para as característicasvisando elevar a eficiência e tornar os sistemas de produção de gado de corte competitivos e sustentáveis. Noentanto, deve-se também levar em conta os efeitos do ambiente, uma vez que esses podem influenciar o peso debovinos em diferentes idades. O objetivo do presente estudo foi avaliar a influência de efeitos de meio sobre o pesoaos 205 e 365 dias de idade de animais da raça Guzerá, criados em três regiões distintas do Brasil.


MATERIAIS E MÉTODOS

Os dados foram fornecidos pelo convênio ABCZ – CNPGC/EMBRAPA, e fazem referência a 11144 bezerros,nascidos no período de 1975 a 1995, criados na região de Gado-Algodão (25), Alto São Francisco (36) e RegiãoLeiteira (39). As três regiões utilizadas são caracterizadas por ARRUDA & SUGAI (1994); essas, de maneira geral,diferem entre si por situações pertinentes ao sistema de produção, nível de tecnologia da fazenda/região, tipo racialdo rebanho bovino, bem como características associadas a recursos naturais, como condições climáticas,pluviosidade, topografia e qualidade do solo. As análises estatísticas foram realizadas pelo procedimento GLM doprograma SAS (1996). O modelo estatístico continha os efeitos fixos de região (3), sexo (2), mês (12) e ano denascimento (21) e a covariável idade da vaca (linear e quadrática) além dos efeitos aleatórios de touro e o erro.


As análises de variância dos pesos aos 205 e 365 dias de idade, quando analisadas para as três regiões em conjunto,encontram-se resumidas na Tabela 1. O valor médio ajustado pelo método dos quadrados mínimos, para as trêsregiões analisadas conjuntamente para peso aos 205 dias de idade foi de 145,85 kg. Quando analisadasseparadamente, o efeito de região foi significativo (P<0,001); as regiões 25, 36 e 39 apresentaram média de pesoajustada para a característica de 137,0; 147,0 e 142,0 kg, respectivamente. Tal variação deve ocorrer em função davariação genética existente entre os animais, manejo e da qualidade da alimentação que varia de região para região,de fazenda para fazenda, além de que há variações quanto aos objetivos dos diferentes programas de seleção emelhoramento genético utilizados. SOUZA et al. (2000) estudando animais da raça Guzerá nos Estado de Goiás eMinas Gerais, observaram peso médio para os 205 dias de idade de 152,23 kg e 154,20 kg, respectivamente.

Para o peso aos 365 dias de idade, o valor médio ajustado pelo método dos quadrados mínimos, encontrado nas trêsregiões conjuntamente, foi de 206,5 kg. Na análise individual de cada região, encontrou-se média de peso ajustadapara a característica de 198,3; 203,8 e 210,4 kg, respectivamente para as regiões 25, 36 e 39. NOBRE et al. (1990)encontraram aos 365 dias, a média geral de 186,0 kg para rebanhos da raça Guzerá. As médias variaram de 166 kgno Ceará, a 237 kg, para animais de Mato Grosso do Sul.

Conforme os resultados, observa-se que a região de criação é um fator que pode atuar de forma a interferir no pesodos animais. Isto decorre das variações e perturbações no manejo geral da fazenda, além de fatores relacionados alocalização geográfica da fazenda, que promovem diferenças em precipitação, variação de temperatura e nascaracterísticas físicas e químicas do solo que, por conseguinte, refletem diretamente na quantidade e qualidade deforrageiras disponível. SOUZA (1997) estudando a interação genótipo x ambiente em bovinos de corte, constatouefeito significativo (P<0,001) de região de criação sobre o peso ao desmame.

Quanto ao sexo, os machos foram 9,4 e 24,1 kg mais pesados do que as fêmeas aos 205 e 365 dias quando analisadospara as três regiões(P<0,0001). A região 25 revelou machos mais pesados 8,8 kg (6,23%) e 21,2 kg (10,14%) do queas fêmeas; na região 36 a superioridade foi de 8,9 kg (5,86%) e 22,4 kg (10,41%); para a região 39 foi de 10,2 kg(6,95%) e 28,6 kg (12,71%), respectivamente para o peso aos 205 e 365 dias de idade. Os machos são comumentemais pesados que as fêmeas, provavelmente em razão da maior capacidade de ganho de peso apresentada pelosmachos. Nesse sentido, SOUZA et al. (1999) encontrou efeito de sexo sobre diferentes pesos em animais Guzerá,sendo a superioridade observada dos machos em relação as fêmeas de 6,9 e 12,5, respectivamente, para as idades de205 e 365 dias.

Outro fator que influenciou significativamente o peso aos 205 e 365 dias foi o mês de nascimento (P<0,0001). Asmaiores médias de pesos obtidas para as três regiões analisadas juntas foram de 154,2 kg para o mês de agosto e214,7 kg para o mês de julho, respectivamente para peso aos 205 e 365 dias de idade. De maneira geral, os maiorespesos médios aos 205 e 365 dias foram de bezerros nascidos entre agosto-outubro e julho-agosto, respectivamente.Na região 25 os maiores pesos médios aos 205 e 365 dias de idade foram obtidos, respectivamente, no mês de janeiro(149,7 kg) e agosto (206,0 kg); para a região 36, maiores pesos no mês de agosto (160,2 kg) e junho (214,3 kg); epara a região 39, maiores valores obtidos no mês de agosto (153,8 kg) e abril (219,4 kg). Os resultados referentesaos pesos para cada mês por região de criação podem ser observados na Figura 1. Os dados confirmam o trabalho deSOUZA et al. (1999) que estudando animais da raça Guzerá, obtiveram como o maior peso aos 205 dias 155,2 kg(setembro); para o peso aos 365 dias, o valor máximo foi 215,9 kg (julho). O efeito de mês de nascimento dosanimais decorre em função das diferenças de condições de meio, principalmente temperatura e precipitação, sendo

que estes fatores exercem influência direta na disponibilidade de alimentos e suplantação nutricional. De modo geral,os animais que atingiram os 205 dias de idade com peso mais elevado foram os nascidos no final do período de seca,provavelmente porque as vacas e suas progênies tiveram o período pré-desmame na estação de águas, comdisponibilidade superior de alimentos. Com a variação de condições climáticas nas distintas regiões brasileiras, oscriadores devem adequar e estabelecer estação de monta de modo a concentrar o nascimento na época maisapropriada à sua região.

Os pesos analisados foram significativamente influenciados (P< 0,0001) pelo ano de nascimento. Na análiseindividual para cada região obteve-se maior peso aos 205 dias de idade, nos anos de 1993 (151,69 kg), 1976 (165,26kg) e 1978 (152,64 kg). Para o peso aos 365 dias, os maiores valores, foram obtidos nos anos de 1981 (230,47 kg),1975 (226,08 kg)) e 1979 (252,58 kg), respectivamente para as regiões 25, 36 e 39. Os resultados encontradosressaltam as diferenças entre as médias dos pesos obtidas dentro de cada ano. Sua influência sobre o desempenho dosanimais se dá na medida em que as variações ocorridas de ano para ano, particularmente oscilações climáticas,promovem modificação na qualidade e disponibilidade dos alimentos. O desempenho ponderal também pode sofrerinfluência do ano de nascimento em função de mudanças genéticas decorrentes da seleção de um ano para o outro.OLIVEIRA et al.(1998) verificaram que o ano de nascimento foi importante fonte de variação (P<0,01), afetando ospesos à desmama e a um ano de idade em animais da raça Guzerá, na região Nordeste do Brasil.

A idade da mãe ao parto, quando inserida no modelo como covariável, exerceu influência (P<0,001) sobre ascaracterísticas estudadas. A idade da vaca ao parto revelou influência significativa sobre o crescimento de suaprogênie, principalmente pelo ambiente materno propiciado desde o momento da concepção até o desmame.

CONCLUSÃO

Os pesos aos 205 e 365 dias de idade foram influenciados pelos efeitos de meio, sendo que os resultados mostramvariação no desempenho dos animais nos diferentes ambientes estudados, sugerindo a necessidade de ajustes dospesos em função desses efeitos de modo a minimizar suas influências sobre as características avaliadas, e assimrealizar a seleção com maior precisão e poder então identificar os animais geneticamente superiores. A influência domês (estação) de nascimento sobre os pesos estudados sugere que a adoção de uma estação de monta, com o objetivode concentrar os nascimentos em uma época propícia para a região de criação, quanto a disponibilidade de alimentos(quantidade e qualidade) pode aumentar o peso dos animais ao desmame.


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G 17. PARÁMETROS GENÉTICOS DEL CRECIMIENTO PREDESTETE Y LA PRUEBA DECOMPORTAMIENTO DEL MACHO CEBÚ CUBANO BLANCO DE LA EMPRESA GENÉTICA

“RESCATE DE SANGUILY DE CAMAGÜEY

M.Sc Ing Angel Ceró Rizo *, Dr. C Ing Rodolfo Corvisón Morales *Dr. C Ing Roberto Vazquez Montes de Oca *, M.Sc Ing Guillermo Guevara Viera *

Ing. Martha del Pino Varela **, Ing. Cesar Vega Ramirez ***Dra. Olimpia Núñez Morante *, M.Sc MV Alfredo Viamontes Millares **

* Universidad de Camagüey, ** Empresa Rescate de Sanguily, ***Cencop de Camagüey

RESUMEN:

Se utilizó la información de 1548 terneros machos Cebú Cubano Blancos nacidos entre julio de 1981 y junio de 1996en la Empresa Genética “Rescate de Sanguily” de la Provincia de Camagüey con el objetivo de determinar, desde elnacimiento hasta los 18 meses de edad, la influencia de los factores genéticos; semental y línea del semental; y losambientales; rebaños, números de pastos, época (bimestre) y año de nacimiento.

Los rasgos estudiados fueron peso al nacer (PN), peso al destete(PO), ganancia media diaria al destete (GMDD) enlas etapas predestete; peso final (PF), ganancia total (GTP), ganancia de peso diario (GPD) y peso por edad (PPE) enla prueba de comportamiento. Los datos se analizaron mediante un modelo lineal por los métodos de los númeroscuadrados (HARVEY, 1987), estimándose las heredabilidades para cada rasgo estudiado, así como las correlacionesgenéticas, fenotípicas y ambientales. Los mejores pesos al nacer se alcanzan entre los años 1981 a 1984 y los peoresdesde 1989 hasta 1996. Los animales nacidos en el bimestre marzo-abril en el período comprendido de 1981 a 1984tuvieron los mejores pesos y ganancia media diaria al destete que los nacidos de septiembre a octubre de 1993 a1996. Mientras los nacidos en marzo-abril del 1985 al 1988 fueron los de mejores resultados en la prueba decomportamiento respecto a los nacidos desde septiembre a octubre de 1993 a 1996. Las heredabilidades estimadasen la etapa predestete fueron: PN (0.49 _+ 0.09); PD (0.29_+ 0.07), GMDD (0.30 _+ 0.07) y para la prueba decomportamiento, PF (0.72 _+ 0.11); GTP (0.76 _+ 0.11); GDP (0.69 _+ 0.10) y PPE (0.50 _+ 0.10). Lascorrelaciones genéticas fueron superiores a 0.96, las fenotípicas a 0.85 y las ambientales a 0.60, lo cual permite eluso de la selección indirecta con buenos resultados.

Palabras Claves: Cebú Cubana Blanco, Crecimiento Predestete, Prueba de Comportamiento y heredabilidades.

INTRODUCCIÓN:

La raza Cebú esta ampliamente difundida en varios continentes y constituye la base sobre la que se erige la políticade cruzamiento de nuestro país. Dentro de las principales ventajas se encuentran sus bajas tasas de mortalidad,incidencias de crías muertas, alta eficiencia en el consumo de dietas fibrosas y buena habilidad materna,manteniendo como principio básico, aumentar la frecuencia de genes que gobiernan la adaptabilidad al ambientetropical. Se utiliza no solo como raza pura sino también en la ejecución de programas de cruzamientos con elobjetivo de mejorar el rendimiento y su adaptabilidad a nuestro clima.(Teresa Planas y Ramos, 1994).

Si valoramos los planteado por varios autores en cuanto a que es necesario generar estrategias de utilización de losrecursos genéticos en sistemas de producción sostenibles, de manera que la importancia económica que tiene estaraza es su gran adaptabilidad a condiciones tropicales donde las principales limitantes son los recursos alimenticiospara los animales.

En el Noveno Congreso Mundial de la raza Cebú celebrado en Colombia, Ramos y Torres(1998), explicaron elprograma de mejoramiento genético que se lleva a cabo en nuestro país, haciendo énfasis en las pruebas decomportamiento en pastos y pruebas de progenie, lo que ha corroborado desde 1982 la bondad de la raza Cebú comoproductora de leche y carne, así como la necesidad de proteger y mejorar uno de los más grandes patrimonios quetiene nuestra ganadería como lo es el Cebú cubano. Apoyándonos en los elementos mencionados, pretendemos conel desarrollo de este trabajo alcanzar los siguientes objetivos:

1. Determinar los parámetros genéticos de los principales rasgos del crecimiento pre-destete y la prueba decomportamiento.

2. Analizar los factores genéticos y ambientales que influyen en la etapa pre-destete y la prueba decomportamiento.


Se utilizaron los registros de 1548 terneros machos Cebú cubano blanco, hijos de 83 sementales nacidos bajo sistemade inseminación artificial procedentes de 12 rebaños con crianza natural entre julio de 1981 y junio de 1996 en laEmpresa Genética Rescate de Sanguilí. de Camagüey. Estos animales fueron alimentados con pasto Tejana(Paspalum notatum) y Guinea común (Panicum maximum), con destete a los 180 días hasta los año 1992 y a partirde 1993, destete a los 200 días de edad que fueron ajustados por regresión.

La prueba de comportamiento se desarrolló en condiciones de pasto Tejana y Guinea con leguminosas arbóreascomo Albicea saman (Algarrobo), Gliricidia sepium (Piñón) y leguminosas nativas. Se suplementó con 1 Kg. Demiel urea, 2 Kg. De concentrado y sales minerales a voluntad entre 1981 y 1990. A partir de 1991 en seca sesuprimió el concentrado. Los rasgos medidos fueron:

• Peso al nacer (PN)• Peso al destete (PD)• Ganancia media diaria al destete. (GMDD).

Mientras que en la prueba de comportamiento se estudiaron:

• Peso final (PF)• Ganancia total (GTP)• Ganancia de peso diario (GPD)• Peso por edad (PPE)

El análisis estadístico se basó en seis modelos lineales ajustados por el método de los mínimos cuadrados (Harvey,1987), tres de ellos de efectos fijos para evaluar los factores no genéticos y tres defectos mixtos para parámetrosgenéticos, para las etapas del crecimiento, peso al nacer, peso al destete y prueba de comportamiento. Las causas devariación fueron:

Factores genéticos 83 sementales y cuatro líneas de sementales, no genéticos 12 rebaños, 6 épocas de nacimiento enbimestres, 16 años de nacimientos agrupados en cuatro cuatrienios y las covariables peso al nacer (PN) y peso inicial(PI) a la entrada de la prueba de comportamiento.

RESULTADOS Y DISCUSIÓN:

Crecimiento pre-destete:EL peso al nacer ajustado (Tabla No 1) fue de 29,53 ± 1,65 Kg el cual al valorar su errorestándar, tiene alta coincidencia con cinco reportes en México, Brasil y Venezuela en ganado Gir y Brahaman ysuperior a lo reportado por Plasse (1994) en un rebaño genético en Venezuela en Brahaman, Guzerat y Nellore. Losfactores genéticos y ambientales que mas afectaron el peso al nacer fueron : El semental empleado, el rebaño y el añode nacimiento (para p< 0,001), el resto de los efectos fueron no significativos lo que coinciden con varios autores dela región.

El peso del destete ajustado: Fue de 184, 83±17,75 Kg., (Tabla No 1) lo que resulta intermedio a los reportados por11 autores en México y Venezuela; donde es de considerar que los que reportan pesos superiores son en condicionesde manejo y alimentación diferente a los nuestros que es a base de pastos. Los factores ambientales que másafectaron al rebaño fueron: época y año de nacimiento, así como la interacción época x año de nacimiento y el pesoal nacer como covariable (p< 0,001), y efecto genético el semental, el resto fue no significativo coincidiendo con lamayoría de la literatura consultada. Arango (1994) en Venezuela reporta la no incidencia de la edad de la madresobre el peso al destete.

La ganancia media diaria al destete ajustada: Fue de 828±8,79 g/día (Tabla No 1) siendo intermedia entre loreportado en razas españolas y mexicanas, que utilizaron concentrados superiores a los que se emplearon en estetrabajo, e inferior a 5 reportes mexicanos con ganancias entre 508 y 727 g/día. Los factores genéticos y ambientalesque más influyeron fueron el semental utilizado, época y año de nacimiento, así como la interacción época x año denacimiento. El resto resultó no significativo, lo que coincide con la literatura consultada.

Prueba de comportamiento: Los principales factores genéticos y ambientales fueron el semental dentro de línea y lalínea del semental, el rebaño. Época y año de nacimiento, así como la interacción época x año de nacimiento (p<0,001), con excepción del número de partos que no afectó ningún rasgo ni la regresión del peso inicial a la entrada dela prueba; tampoco la ganancia total ni la ganancia diaria en la prueba. Se aprecian buenas determinaciones con R2

entre 42,6 y 61, 2 %.

El peso final ajustado: Fue de 373,78±36,99 Kg. (Tabla No 1). La ganancia total de 196±35,8 Kg. La ganancia depeso diaria fe 562±10,43 g/día. Estos resultados coinciden con los reportados en el país en iguales condiciones emanejo y alimentación, que resultan inferiores a los de otros países que utilizan alimentación con concentrados. Elpeso por edad ajustado fue de 674±7,22 g/día, que es ligeramente inferior a lo reportado por Carmen Rico y TeresaPlanas (1994).

Parámetros genéticos: Como puede apreciarse en la tabla No 2, con excepción del peso al destete y la gananciamedia diaria al destete, todos son altos para el resto de los rasgos estudiados. Los valores de heredabilidades de 0,72;0, 76 y 0, 69 para peso final, ganancia total y ganancia diaria. En la prueba son en general muy altos y superiores alos reportes de la literatura, no obstante Torner, Pérez, Berruecos y Vazquez (1984), reportaron en México 0,70 parapeso final, y Willis y Preston (1970), reportaron en México y EEUU valores desde 0,68 hasta 0,77 para este rasgo.Para la ganancia de peso diaria, estos autores reportaron entre 0,68 a 0,70 que es similar al nuestro. Las correlacionesgenéticas, fenotípicas y ambientales todas fueron altas y positivas, lo que evidencia el uso de la selección como víapara el mejoramiento genético.

Tabla No 1. Crecimiento pre-destete y prueba de comportamiento. Análisis de varianza.

Fuente devariación

PN PD GMDD PF GTP GPD PPE

Semental *** *** *** *** *** *** ***Línea NS NS NS *** *** *** ***Rebaño *** *** *** *** *** *** ***Época denacimiento

NS *** *** *** *** *** ***

Año denacimiento

*** *** *** *** *** *** ***

Época x añonacimiento

NS *** *** *** *** *** ***

Número departos

NS NS NS NS NS NS NS

R2 (%) 34,8 22,4 29,7 61,2 50,4 42,6 56,5Regresión ** NS *** NS NS ***

MMC±ES 29,53±1,65 184,83±17,75 828±8,79 373,78±36,9

9196,36±35,81 562±10,43 674±7,22

CV (%) 5,59 9,61 10,61 9,90 18,23 18,56 10,71

Tabla No 2. Heredabilidades de los rasgos estudiados y correlación genética y fenotípica.

G P

PN PD GMDD PF GTP GPD PPE

PN 0,49±0,09PD 0,29±0,07 0,96

GMDD 0,92 0,30±0,07PF 0,72±0,11 0,99 0,97 0,98GTP 0,93 0,76±0,11 0,98 0,98

GPD 0,91 0,95 0,69±0,10 0,98PPE 0,85 0,86 0,89 0,58±0,10

CONCLUSIONES

1. Las heredabilidades estimadas en la etapa pre-destete fueron de medias a altas y para la prueba decomportamiento todas resultaron altas.

2. En la etapa pre-destete los factores que mas influyeron fueron el semental, rebaño y año de nacimiento para elpeso al nacer, mientras que para el peso y ganancia media diaria al destete incidieron el semental, rebaño épocay año de nacimiento, así como la interacción época x año de nacimiento.

3. En la prueba de comportamiento influyeron el semental, línea, rebaño, épocas, año de nacimiento y lainteracción época por año de nacimiento.

4. Para ambas etapas el número de partos no fue significativo.5. Todas las correlacionas genéticas entre los rangos estudiados fueron superiores a 0,96; las genotípicas a 0,85 y

las ambientales a 0,60; lo que permite la selección indirecta con buenos resultados.


1. Arango,J. (1994). Estudio genético de características del crecimiento en Brahaman y sus cruces con Guzerat yNellore. Universidad de Venezuela. .Maracay. Venezuela. pp 154.

2. Harvey, W. (1987). Mixed model least squares and maximum computer programs. Ohio. Uiversity. pp 76.

3. Planas teresa y Ramos. F. (1994). Cebú cubano. Origen y principales resultados. Revista ACPA (1): 10.

4. Plsse, D. (1994). Producción de un rebaño genéticamente cerrado. X Curso sobre bovinos de carne. Universidadcentral de Venezuela. Facultad de Ciencias Veterinarias. Maracay. Venezuela. Pp 1.

5. Ramos, F. Y Torres, L. (1998). Colombia. IX Congreso Mundial de Cebú Brahaman y exposición Nacional de laRaza. Revista ACPA (4): 13.

6. Rico Carmen y Planas Teresa. (1994). Influencias ambientales y genéticas en el desarrollo del bovino Cebú,Revista cubana de Ciencias Agrícolas. Tomo 19 (2): 129.

7. Torner, María de los Angeles; Pérez, L; Berruecos, J y Vázquez, C. (1984). Efectos Ambientales que influyen enel peso al destete, al año y 18 meses. Estimación de heredabilidad para estas características en un hatoBrahamam comercial en el trópico mexicano. Revista Técnica Pecuaria, México (46): 58.

8. Willis, B y Preston, T.(1970).Producción intensiva de carne. Mejoramiento genético. Educación Revolucionaria.Instituto del libro. pp 135.

G 16. INFLUÊNCIA DA ÉPOCA DE NASCIMENTO SOB AS PERCENTAGENS DE CRESCIMENTO DONASCIMENTO AOS 550 DIAS DE IDADE EM BOVINOS DA RAÇA GUZERÁ CRIADOS EM DUAS

REGIÕES BRASILEIRA.

Carlos Henrique M. Malhado1, Júlio César De Souza2, Luis Otávio Campos Da Silva3, Paulo Bahiense FerrazFilho4, Jônatas Wolf 1 E José Antônio De Freitas2

1. Acadêmico UFPR/Palotina [email protected]; 2. Professor UFPR/Palotina; 3. Pesquisador EMBRAPA -Campo Grande/ MS; 4 Professor UFMS/MS

RESUMO:

A realização deste estudo teve como objetivo avaliar a influência da época de nascimento sob as percentagens decrescimento do nascimento aos 550 dias de idade em bovinos da raça Guzerá, criados em condições de pasto emduas regiões brasileira. As analises estatísticas foram realizadas utilizando o método dos quadrados mínimos,procedimento GLM (SAS, 1996). O modelo estatístico continha os efeitos fixos de sexo (2), ano de nascimento (20),época de nascimento (maio a setembro = 1; outubro a abril = 2), a covariável idade da vaca ao parto (linear equadrática), como efeito aleatório touro aninhado dentro de fazenda e o erro. A época de nascimento (EN)influenciou (P<0,05) as percentagens de crescimento do nascimento aos 550 dias de idade na região 26. Entretantopara a região 38, o mesmo efeito influenciou (P<0,05) apenas as percentagens de crescimento do nascimento aodesmame. As percentagens de crescimento para a região 26 do nascimento ao desmame, 205 aos 365 dias de idade edos 365 aos 550 dias de idade, foram iguais a 27,0%, 17,2% e 16,0%, respectivamente. Para a região 38, aspercentagens de crescimento das mesmas características foram iguais a 27,4%, 13,2% e 13,8%, respectivamente. Osresultado obtidos indicam a necessidade de se ajustar os pesos em relação a época de nascimento dentro de cadaregião, quando pretende-se estimar parâmetros genéticos ou comparar animais de diferentes regiões.

Palavras chaves: Brasil, estação de nascimento, ganho de peso, zebu.

SUMMARY

The accomplishment of this study had as objective to evaluate the influence of the season of Birth under thepercentages of growth of the birth to the 550 days of age in bovines of the Guzerá race, created in conditions of grassin two Brazilian regions. The statisticians analyze had been carried through using the method of the Last SquareMeans, procedure GLM (SAS, 1996). The statistical model contained the fixed effect of sex (2), year of birth (20),season of Birth (May at September = 1; October at April = 2), the covariable age of dam to the calve (linear andquadratic); as random effect nestled sire inside of farm and the error. The season of Birth (EN) influenced (P<0,05)the percentages of growth of the birth to the 550 days of age in region 26. However for region 38, the same effectinfluenced (P<0,05) only the percentages of growth of the birth to weaning it. The percentages of growth for region26 of the birth to weaning it, 205 to the 365 days of age and of the 365 to the 550 days of age were 27,0%, 17,2%and 16,0%, respectively. For region 38, the percentages of growth of the same trait had been equal 27,4%, 13,2% and13,8%, respectively. The result gotten indicates the necessity of if to inside justify to the weights in relation theseason of Birth of each region, when it is intended to estimate genetic parameters or to compare animals of differentregions.

Words keys: Brazil, station of birth, weight gaing, zebu.

INTRODUÇÃO

O Brasil com 8.511.965 Km, possui o segundo maior rebanho bovino do planeta, com cerca de 157,5 milhões debovinos (ANUALPEC, 2000). Devido sua vasta extensão territorial, o país ostenta diversos sistemas de exploraçãopecuária resultante da várias condições climáticas, econômicas, históricas e de disponibilidade de recursos naturais(ARRUDA e SUGAI, 1990). Sob este ponto de vista, estes autores, caracterização 44 diferentes regiões de produçãono Brasil, que se diferenciam entre si pelo sistema de produção, nível de tecnologia, qualidade e disponibilidade dosrecursos e tipo racial do rebanho bovino.

O desenvolvimento corporal dos bovinos é influenciado pelo mês ou época de nascimento, devido as variaçõesedafo-climáticas existente que variam mês a mês. Estas diferenças alteram-se em período de grande quantidade de


alimentos de boa qualidade com período de escassez. Por esta razão, ao selecionar animais é importante levar emconsideração os efeitos de meio (ajuste) para que se possa identificar aqueles geneticamente superiores. (SOUZA,1997).

O objetivo deste trabalho é avaliar a influência da época de nascimento sob o ganho de peso e estudar aspercentagens de crescimento do nascimento aos 550 dias de idade, para animais da raça Guzerá, no Brasil, criadosnas regiões 26 (Mata e Agreste) e 38 (Araraquara).

MATERIAL E MÉTODOS

Os dados analisados são proveniente de rebanhos bovinos da raça Guzerá, nascidos no período de 1975 a 1995,criados em regime de pasto, nas regiões 26 e 38, cedidos pela Associação Brasileira de Criadores de Zebu (ABCZ) epelo Centro Nacional de Pesquisa de Gado de Corte (CNPGC) da Empresa Brasileira de Pesquisa Agropecuária(EMBRAPA). As regiões foram caracterizada segundo Arruda e Sugai, 1990. Para região 26 (Mata e Agreste),utilizou-se 4.940, 3.675 e 2.709, pesos aos 205, 365 e 550 dias de idade, e para a região 38 (Araraquara),disponibilizou-se de 2693, 2341 e 2011 pesos, para as mesmas idades, respectivamente. As análises estatística foramrealizada pelo método dos quadrados mínimos, utilizando-se o procedimento GLM do programa SAS (1996). Omodelo estatístico continha os efeitos fixos de sexo (2), ano de nascimento (20), época de nascimento (maio asetembro = 1; outubro a abril = 2), a covariável idade da vaca ao parto (linear e quadrática); como efeito aleatóriotouro aninhado dentro de fazenda, e o erro.

Para o estudo da percentagem de crescimento em relação a uma unidade animal (450kg) para os períodos; donascimento ao desmame, desmame aos 365 dias de idade e dos 365 aos 550 dias de idade, utilizou-se as seguintesfórmulas: Cr_ND = ((PD - PN) / 450) x 100;

Cr_D365 = ((P365 - PD) / 450) x 100;Cr_365_550 = ((P550 - P365) / 450) x 100.

Cr_ND = percentagem de crescimento do nascimento ao desmame; percentagem de crescimento do desmame aos365 dias de idade; Cr_D365 = percentagem de crescimento dos 365 aos 550 dias de idade.


O efeito de época de nascimento influenciou significativamente (P<0,0001) a percentagem de crescimento donascimento ao desmame nas duas regiões. Para a percentagem de crescimento do desmame aos 365 dias de idade edos 365 ao 550 dias de idade, a época de nascimento teve influência significativa (P<0,05) apenas sob a região 26.FERRAZ FILHO (1996) analisando o desenvolvimento de animais da raça Nelore Mocha criados a pasto, relatouque a época de nascimento foi altamente significativa (P<0,001) sobre o peso aos 205, 365 e 550 dias de idade.Segundo OLIVEIRA et al. (1993), o efeito da época de nascimento deve estar relacionado com as condiçõespropícias ou adversas, em relação a época das chuvas e à da seca, a que os animais ficam exposto ao alcançarem umadeterminada idade. Estas variações climáticas sucedidas entre as diferentes épocas implicam mudanças nascondições nutricionais das matrizes e de seus produtos (SILVA, 1990).

O ganho de peso ajustado e o respectivo erro padrão para o período do nascimento até o desmame, para região 26 foide 119,5 kg ± 0,41e 123,9 kg ± 0,40, para a época de nascimento 1 (maio a setembro) e 2 (outubro a abril), compercentagens de crescimento de 26,55% e 27,54% em relação a unidade animal, respectivamente. Quandocomparado a diferença de ganho de peso neste período para as duas estações de nascimento, observou-se umasuperioridade de 3,6% (4,4 kg) da época 1 sobre a época 2. Para a região 38, obteve-se resultados inversos, ou seja,os animais nascidos na época 1 apresentarem ganho de peso superior (6,1 kg) aos nascidos na época 2, com ganhode peso no período de 126,1 kg ± 0,73 e 120,0 kg ± 0,72, com as percentagens de crescimento iguais a 28,03 % e26,67%, respectivamente

Os animais nascidos na região 26, obtiveram desempenho superior em 22,2 kg no ganho de peso no período dodesmame aos 365 dias de idade, quando comparado com a região 38. O ganho ajustado e o erro padrão neste períodopara a região 26 foi 79,06 kg ± 0,66 e 75,29 kg ± 0,64, com as percentagens de crescimento iguais a 17,58% e16,73%, respectivamente para a época de nascimento 1 e 2 O resultado obtido para região 38 foi de 53,91 kg (11,98%) ± 1,11 e 56,07 kg (12,46%) ± 1,10, respectivamente para a época de nascimento 1 e 2. Para a região 26 a época

de nascimento 1 foi superior neste período em 4,77 % em relação ao ganho de peso da época de nascimento 2.Entretanto para a região 38 a época de nascimento 2 foi superior (3,86%) em relação a época 1.

No período entre os 365 e 550 dias de idade,o ganho de peso ajustado e o erro padrão para a região 26 foi de 68,18kg ± 0,83 e 75,73 kg ± 0,80, com percentagens de crescimento iguais a 15,15% e 16,83%, respectivamente para aregião 1 e 2. Os animais nascidos na região 38, apresentaram crescimento inferior, para a época de nascimento 1 e 2os ganhos foram de 61,56 kg (13,67 %) ± 1,48 e 62,91 kg (13,98 %) ± 1,47, com percentagens de crescimento iguais13,67 e 13,98 %, respectivamente.

Os resultados obtidos neste trabalho são justificados em parte pela grande diferença edafo-climática entre as duasregiões. A região 26 localiza-se no Nordeste Brasileiro, o período chuvoso é o de abril a julho, o inverso do queocorre no Brasil Central. Seu clima é considerado do tipo quente, úmido e semi-árido, mediterrâneo, com período deestiagem variando de três a cinco meses. Por sua vez, a região 38 localiza-se no Sudeste Brasileiro, nesta região oclima é classificado como tropical, concentrando-se o período de estiagem no inverno (ARRUDA e SUGAI, 1990).

Os animais criados na região 26, embora submetidos às diversidades climáticas da zona semi-árida, obtiveramdesempenhos superiores a o bovinos criados na região 38, com diferença de 35,6 kg ( 293,1 kg x 257,5) no pesoajustado aos 550 dias de idade.

CONCLUSÃO

Neste estudo ficou constato a grande diferença entre duas regiões distintas, principalmente em relação a época denascimento, evidenciando que o uso de uma estação de monta pode aumentar a produtividade do rebanho. Devido agrande diversidades de regiões brasileira, a comparação dos animais devem ocorre dentro da mesma época e regiãode nascimento, por ocasião da comparação de animais de diferentes regiões e épocas de nascimento, deve-se utilizarajuste prévios para a época de nascimento dentro de cada região.

O período de maior crescimento dos animais em relação a Unidade Animal (450 kg) se dá na fase de cria (27,2%).Para as fases futuras os ganhos tendem a ser menores ± 14,7% e ± 14,9%, respectivamente para os 12 meses e 550dias, necessitando por tanto que o criador de um tratamento especial para os animais na fase de cria.


1. ANUALPEC - Anuário Estatístico da Produção Animal. São Paulo, FNP, 2000. 311 p2. ARRUDA, Z.J. e SUGAI, Y. Regionalização da pecuária bovina no Brasil. Campo Grande,

CNPGC/EMBRAPA, 1994. 144p.3. FERRAZ FILHO, P. B. Análise e Tendência Genética de pesos em bovinos da raça Nelore mocha no Brasil.

Dissertação (Mestrado). Universidade Estadual Paulista. Câmpus de Jaboticabal, 1996.4. OLIVEIRA, J.A., LÔBO, R.B., GONÇLVES, A.A.M. Estimativas de parâmetros genéticos e fenotípicos de

pesos e ganhos em pesos do nascimento aos 365 dias de idade em um rebanho da raça Guzerá. B. Industr.Anim., Nova Odessa, SP, 50 (2), p. 119-23, jul/dez. 1993.

5. SAS. Institute Inc. Statistical Analysis System Introductory guide for personal computers. Release. Cary,(NC:Sas Institute Inc.), 1996.

6. SILVA, L.O.C. Tendência genética e interação genótipo x ambiente em rebanhos Nelore, criados a pasto noBrasil Central. Viçosa, 1990, p. 113. Tese (Doutorado) – Universidade Federal de Viçosa.

7. SOUZA, J.C. Interação genótipo x ambiente sobre o peso ao desmame de zebuínos da raça Nelore no Brasil.Botucatu, 1997, 122p. Tese (Doutorado em Genética). Universidade Estadual Paulista.

G 15. COMPARAÇÃO DA CLASSIFICAÇÃO DE TOUROS DA RAÇA GIR CONFORME DOISCRITÉRIOS DE SELEÇÃO NA PRÉ-DESMAMA

Carolina Amália de Souza Dantas Muniz, Sandra Aidar de Queiroz,Roberto Carvalheiro e Luiz Alberto Fries

Departamento de Zootecnia - Melhoramento Genético AnimalFaculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias - Universidade Estadual Paulista, Brasil

e-mails: [email protected], [email protected]; [email protected]

RESUMO

A população da raça Gir, considerada de dupla aptidão, encontra-se em processo de declínio, sendo, porém umrecurso genético importante devido a sua boa adaptação às condições de criação no Brasil. Este trabalho objetivouestimar componentes de variância para as características ganho médio diário do nascimento à desmama (GMDND) edias para o animal ganhar 160 kg do nascimento à desmama (D160); e comparar o efeito do uso dessascaracterísticas como critério de seleção com base nos valores genéticos preditos (VG) de bovinos da raça Gir. Osresultados evidenciaram que a velocidade de crescimento em bovinos da raça Gir pode ser modificada por meio daseleção, embora com pequena eficiência. A classificação dos animais foi influenciada pelo critério de seleçãoadotado para melhorar a velocidade de crescimento e a seleção para GMDND e D160 produziriam respostassemelhantes mas não coincidentes, apresentando maior uniformidade as progênies dos touros selecionados por D160.

Palavras-chave: dias para ganhar 160 kg do nascimento à desmama, efeito materno, ganho médio diário

INTRODUÇÃO

A determinação de critérios de seleção que sejam adequados para a maximização da eficiência do sistema deprodução tem sido muito discutida atualmente. Em bovinos, critérios de seleção baseados em pesos ajustados adeterminadas idades apresentam o problema de aumento de peso adulto e do peso ao nascer. Os pesos ajustados adeterminadas idades consideram basicamente, o ganho em peso no período avaliado no numerador e a diferença emdias entre as pesagens consecutivas no denominador, gerando como resultado a taxa ou velocidade de crescimentoexpressa como ganho médio diário (GMD). O uso do GMD permite eliminar parte do problema (aumento do peso aonascer). FRIES et al. (1996) propuseram, como critério alternativo, o número de dias para o animal ganhardeterminado peso, no caso do período pré-desmama, D160, objetivando chegar a pontos de comercialização comunidades de mercado bem definidas o mais rápido possível, ao invés de buscar aumentos indefinidos de peso.

MATERIAL E MÉTODOS

Foram utilizadas 16.592 observações do GMDND de animais nascidos entre 1978 e 1994 criados sob diversascondições no Brasil, filhos de 10.195 vacas e 507 touros, provenientes dos arquivos de controle de desenvolvimentoponderal de bovinos da raça Gir da Associação Brasileira dos Criadores de Zebu (ABCZ). As observações de D160foram obtidas pela equação: D160=160/GMDND. O GMDND foi pré-ajustado para a idade e data juliana denascimento do bezerro e para a idade da vaca conforme o sexo do bezerro.

As estimativas dos componentes de variância e os VG para GMDND e D160 foram obtidos pelo método da máximaverossimilhança restrita com a aplicação de um modelo animal unicaracterística, utilizando o programacomputacional MTDFREML (BOLDMAN et al. 1993). Considerou-se no modelo, para ambas as características,grupo contemporâneo (GC – animais nascidos no mesmo ano e estação, pertencentes ao mesmo rebanho, de mesmosexo e regime alimentar) como efeito fixo e os efeitos genéticos aditivos direto e materno, de ambiente permanente eo resíduo como aleatórios. Assumiu-se covariância igual a zero entre os efeitos genéticos aditivos direto e materno,entre os efeitos genéticos e ambientais e entre os efeitos ambientais de diferentes animais. Cabe salientar que apesarda distribuição dos dados da característica D160 não ser simétrica, a pressuposição de normalidade dos dados não érequerida para a obtenção de estimadores/preditores com propriedades BLUE/BLUP (melhor estimador/preditorlinear não viesado) (McCULLOCH & SEARLE, 2001).


mailto:[email protected];


Os critérios de seleção foram comparados com base no VG dos indivíduos. Para tanto, realizou-se a classificação dosanimais conforme os valores genéticos aditivo direto e materno em ordem decrescente. Para D160, estes valoresforam multiplicados por (–1), com o objetivo de se obter dias a mais de precocidade. Para a comparação daclassificação dos touros avaliados foi realizada a análise de correlação de classificação ou “rank”, utilizando–se acorrelação de Spearman (SAS, 1998). Pela classificação dos animais foi verificada a proporção de animaiscoincidentes. Foi analisada a alteração na classificação dos touros dentro de classes percentuais de 10 em 10%,denominadas decas ou decis, verificando-se a frequência de animais que estavam entre os 10% melhores para umacaracterística (deca 1) e que não estavam entre os 10% melhores quando a outra característica foi utilizada comocritério de seleção.


A média fenotípica observada para GMDND foi igual a 0,495 kg/dia. Com base neste valor, um bezerro Gir com opeso padronizado para 205 dias estaria sendo desmamado, em média, com 101 kg, ou seja, 59 kg abaixo da unidadede mercado definida em D160. A média de D160 foi de 353 dias, variando de 123 dias (animal com GMDND igual a1,300 kg/dia) a 1521 dias (animal com GMDND igual a 0,105 kg/dia).

As herdabilidades estimadas para GMDND e D160 foram semelhantes para o efeito genético direto (0,12 e 0,10,respectivamente) e iguais para o efeito genético materno (0,05). A contribuição do efeito genético materno para avariação total das características analisadas foi de pequena magnitude, o que indica que a habilidade materna temmenor importância que o efeito direto para as características da pré-desmama, neste conjunto de dados. Mesmo comestimativas de pequena magnitude, existiu variabilidade de origem genética, o que possibilitaria aumentar avelocidade de crescimento na pré-desmama, utilizando-se tanto GMDND como D160.

As estimativas de correlação de “rank” entre GMDND e D160 foram altas, com valores próximos a um (0,90 e 0,89),para os efeitos direto e materno de touros. Entretanto, em nenhum dos casos chegou a um, o que indica que aclassificação dos animais sofreu alteração quando um ou outro critério foi adotado.

Na Figura 1 é apresentada a dispersão dos VG diretos e maternos de GMDND e D160 dos touros Gir. Verifica-seque a classificação dos touros foi alterada, principalmente, nos extremos, onde situam-se animais com melhor ou piorclassificação para GMDND ou D160. Observa-se na Figura 1, que vários animais que foram melhores para umacaracterística, não foram para a outra e animais que mostraram valor genético semelhante para uma característicaapresentaram valores diferentes para a outra. Para os VG aditivos materno, ocorreu grande concentração de pontospara valores muito próximos de zero e para valores iguais a zero. Esse resultado deve-se, em grande parte, ao fato dacovariância entre os efeitos aditivos direto materno ter sido considerada como zero. Para touros que não tem filhasdesmamando qualquer bezerro, o efeito materno foi estimado como função linear do efeito direto (SCHAEFFER,1996). Dessa forma, esses touros tiveram VG para efeito materno, igual a zero e, praticamente não houve dispersãodos VG aditivo direto materno, o que resultou na grande coincidência na classificação dos touros.

Na Figura 2, pode ser verificada a freqüência da mudança de deca um para as demais decas, para o efeito direto,conforme o critério de seleção. Observa-se que houve coincidência de classificação para deca um em 43,7%, ostouros que foram classificados como deca um para GMDND, também foram touros deca um para D160 (1-1). Assim,a maior parte dos touros classificados com base no VG direto para D160, também estão entre os 10% melhores paraGMDND. Dos touros classificados como deca um para D160, 16,9% foram classificados como deca dois paraGMDND (2-1). Foi verificado valor igual (16,9%) para os touros classificados como deca um para GMDND e decadois para D160 (1-2). Quando o critério de seleção foi D160, houve maior deslocamento para decas inferiores, detouros que foram classificados como deca um para GMDND, chegando até a seis decas de diferença (1-6). Assim,um animal que foi classificado como elite para GMDND pode estar entre os animais que, provavelmente, seriamdescartados para D160, embora nestes casos, as freqüências sejam bem menores. Pode-se verificar que, mesmo queuma fração maior de indivíduos não tenha mudado de classificação ao considerar-se o outro critério, existiu umaproporção considerável de não coincidência, evidenciando que a característica adotada como critério de seleção temimpacto importante na escolha dos animais que serão pais na próxima geração.

Figura 1 – Dispersão dos valores genéticos dos efeitos diretos e maternos dascaracterísticas GMDND e (D160) para os touros da raça Gir.

-100 ,0000

-80,0000

-60,0000

-40,0000

-20,0000

0,0000

20,0000

40,0000

60,0000

80,0000

100,0000

-0 ,0800 -0 ,0600 -0 ,0400 -0 ,0200 0,0000 0,0200 0,0400 0,0600 0,0800

valor gen ético para G M D N D (efe ito d ireto )

valo

r ge

néti

co p

ara

D16

0 (e

feit

o di

reto

)

-60,0000

-40,0000

-20,0000

0,0000

20,0000

40,0000

60,0000

-0,0200 -0,0150 -0,0100 -0,0050 0,0000 0,0050 0,0100 0,0150 0,0200

valor genético para GMDND (efeito materno)

valo

r ge

néti

co p

ara

D16

0 (e

feit

o m

ater

no)

1,4 1,4 1,4

7

16,9

43,7

16,9

9,9

1,4

0

5

10

15

20

25

30

35

40

45

50

1-6 1-5 1-4 1-3 1-2 1-1 2-1 3-1 4-1

deca GMDND - deca D160

freqüência(%)

Figura 2 – Freqüência da mudança da deca um para as demais, para os touros Gir,para efeito genético direto das características GMDND e D160.

Os resultados indicaram que a velocidade de crescimento em bovinos da raça Gir pode ser modificada por meio daseleção considerando qualquer uma das características, GMDND ou D160. Entretanto, por apresentar propriedadesde robustez (MUNIZ, 2001; CARVALHEIRO et al. 2001), possibilitando a seleção de animais que produzemprogênie mais homogênea e com menor tempo para atingir determinado peso ou unidade de mercado, o critériobaseado em D160 é recomendado.

CONCLUSÕES

1. A velocidade de crescimento em bovinos da raça Gir pode ser modificada por meio da seleção.2. A classificação dos animais foi influenciada pelo critério de seleção adotado para melhorar a velocidade

de crescimento.3. A seleção para GMDND e D160 produzem respostas semelhantes mas não coincidentes.


1. BOLDMAN, K. G.; KRIESE, L. A.; VAN VLECK; L. D. et al. A Manual for Use MTDFREML. USDA-ARS. Clay Center, NE. 120p. 1993.

2. FRIES, L. A., BRITO, F. V., ALBUQUERQUE, L. G. Possíveis conseqüências na seleção para incrementarpesos às idades-padrão vs. reduzir idades para produzir unidades de mercado. In: REUNIÃO DA SOCIEDADEBRASILEIRA DE ZOOTECNIA, 30, 1996, Fortaleza. Anais...Fortaleza: SBZ, 1996. p.310-312.

3. CARVALHEIRO, R., FRIES, L. A., MUNIZ, C.A.S.D., QUEIROZ, S. A. Estudo de simulação das relaçõesentre a média aritmética, a média harmônica e o desvio-padrão do ganho médio diário de peso do nascimento aodesmame de bovinos. In: REUNIÃO ANUAL DA SOCIEDADE BRASILEIRA DE ZOOTECNIA, 38, 2001,Piracicaba, SP, Anais... (aceito para publicação).

4. McCULLOCH, C.E., SEARLE, S.R Generalized, Linear and Mixed Models. Wiley, NY. 325p. 2001.

5. MUNIZ, C.A. S.D. Estudo de dois critérios de seleção na pré-desmama de bovinos da raça Gir. Tese(Doutorado em Zootecnia), Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias - Universidade Estadual Paulista,Jaboticabal - SP. 130p. 2001.

6. SAS Institute Inc., SAS/STAT. User’s Guide, version 6.12, Cary:SAS Institute Inc., 1998. 842p.

7. SCHAEFFER L.R. Tópicos avançados em melhoramento genético animal. Notas do mini-curso,Departamento de Melhoramento Animal, FCAV/UNESP, Jaboticabal – SP, 1996.

G 14. FACTORES QUE AFECTAN EL CRECIMIENTO PREDESTETE EN GANADO SANTAGERTRUDIS.

Manuel Rodríguez1, Danilo Guerra1, Teresa Planas2 y Franky Ramos3.CIMA1, ACPA2, DNG3

RESUMEN

Con el propósito de conocer la influencia de algunos factores ambientales sobre el comportamiento predestete enganado Santa Gertrudis, se tomó una muestra de 8 520 terneros nacidos entre los años 1988 y 1998, de la EmpresaGenética de la Isla de Turiguanó. Los rasgos estudiados fueron el peso al nacer (PN), la ganancia media diaria hastael destete (GMD) y el peso al destete (PD). Los datos se analizaron mediante el procedimiento GLM del SAS (1996)teniendo en cuenta los efectos de la vaquería (12), el año de nacimiento (11), el mes de parto (12), el sexo de la cría(2), la edad de la madre en clases (12) y la edad al destete como covariable lineal y cuadrática (2). Se incluyeronademás, los efectos de algunas interacciones. Los resultados del análisis de varianza arrojaron diferencias altamentesignificativas (p<0.001) para todos los efectos principales considerados. Las medias encontradas fueron de 31.5 kg,673 g y 160.5 kg para PN, GMD y PD, respectivamente. Los machos superaron a las hembras en 0.7 kg, 42 g y 8.8kg para PN, GMD y PD, respectivamente. Los terneros que nacieron en los primeros meses del año tuvieronganancias y pesos al destete superiores, en 150 g y 20 kg, a los que nacieron en los últimos 6 meses, marzo y abrilfueron los mejores meses. Con relación a la edad de la madre GMD y PD se incrementaron hasta que la madrealcanzó una edad entre 85-96 meses, a partir de ahí comenzaron a decrecer. De los resultados aquí encontrados sepuede concluir que todos los efectos considerados son muy importantes y deben ser considerados en el modeloestadístico para la estimación del valor genético.

INTRODUCCIÓN

El ganado Santa Gertrudis es una de las razas de carne de importancia en Cuba. Esta fue creada en el Sur de Texascon el propósito de lograr una raza adaptada a las condiciones ambientales tropicales.

Los trabajos científicos relacionados con el comportamiento productivo (Suárez, 1981) y reproductivo en Cuba(Suárez, 1987) de esta raza son muy escasos.

El presente trabajo tiene como propósito estudiar la influencia de los factores ambientales sobre el comportamientopredestete, en las condiciones del rebaño de la Isla de Turiguanó.


Se tomó una muestra de 8 520 terneros de la raza Santa Gertrudis, nacidos entre los años 1988 y 1998, de la EmpresaGenética de la Isla de Turiguanó. Los rasgos que tu conoces fueron el peso al nacer (PN), la ganancia media diaria(GMD) y el peso al destete ajustado (PD) según la edad al destete lineal y cuadrática.

Los datos se analizaron mediante el procedimiento GLM del SAS (1996) teniendo en cuenta los efectos de lavaquería (12), el año de nacimiento (11), el mes de parto (12), el sexo de la cría (2), la edad de la madre (12), seconformaron estos a partir de los 32 meses de edad a intervalos de 12 meses, la edad al destete como covariablelineal y cuadrática (2) y los efectos de las interacciones.


Todos los efectos principales incluidos en el análisis fueron altamente significativos (p<0.001). Cuando seincluyeron en el análisis solamente los efectos principales los R2 para PD, GMD y PD, tomaron valores de 20.1, 37.5y 28.8. Sin embargo, cuando las interacciones fueron incluidas, estos se incrementaron en 39.4, 46.5 y 38.5 para PN,GMD y PD.

En la tabla 1 se presentan las medias, desviación estándar y coeficiente de variación de los rasgos considerados.Estas medias son inferiores a las presentadas por Rizo y col (2000) para la misma raza pero para los animales

seleccionados que pasaron a la prueba de comportamiento. También fueron inferiores a las publicadas por Ferraz ycol (2000) en la raza Santa Gertrudis en Brasil.

La influencia del sexo se puede observar en la tabla 2. En la misma se aprecia que los machos resultaron 0.7 kg, 42 gy 8.8 kg superiores a las hembras. Resultados similares fueron encontrados por Rizo y col (2000), Lleretny y col(2000) y Guerra y col (2000) en las razas Santa Gertrudis, Charolaise y Cebú, respectivamente.

La tabla 3 presenta la tendencia de PN, GMD y PD respecto a los meses de nacimiento. En la misma se observa quelos meses favorables fueron los 6 primeros del año y en el caso de PD, las diferencias con los meses restantes fuesuperior a los 20 kg. Esta misma tendencia ha sido encontrada para las razas Cebú, (Guerra y col, 2000) y laCharolaise (Lleretny y col, 2000).

Finalmente la tabla 4 muestra la tendencia de PN, GMD y PD con relación a la edad de la madre. GMD y PDincrementaron su valor hasta que las madres tenían una edad entre los 85-96 meses y a partir de entonces,comenzaron a decrecer.

De los resultados anteriores se concluye que los factores estudiados (vaquería, mes de nacimiento, sexo de la cría yedad de la madre) constituyen causas importantes en la variabilidad del PN, GMD y PD, así como algunas de lasinteracciones, las cuales deben ser tenidas en cuenta en el modelo estadístico para la estimación del valor genético delos padres de las siguientes generaciones cuando se pretendan evaluar para estos caracteres.


1. Ferraz, J.B.S., Eler J.P y Horimoto ARVR Avaliasao genetica da raza Santa Gertrudis in: Simposio Pecuaria2000 – perpectivas para o III milenio. Pirassununga 2000.

2. Guerra, D., Teresa Planas y F. Ramos. Efectos directos y maternos del peso al destete en ganado Cebú cubano. ICongreso Internacional sobre Mejoramiento Animal. C. Habana 3 –5 mayo, 2000.

3. Lleretny Rodríguez, D. Guerra, Sandra Rizo, Teresa Planas y F. Ramos. Factores genéticos y ambientales queafectan el comportamiento de los rasgos de crecimiento en machos de la raza Charolaise. I CongresoInternacional sobre Mejoramiento Animal. C. Habana 3 –5 mayo, 2000.

4. Rizo, Sandra, D. Guerra, Lleretny Rodríguez, Teresa Planas y F. Ramos. Factores genéticos y ambientales queafectan el comportamiento de los rasgos de crecimiento en machos de la raza Santa Gertrudis. I CongresoInternacional sobre Mejoramiento Animal. C. Habana 3 –5 mayo, 2000.

5. SAS: User’s Guide for Personal Computer, SAS Institute Inc., 1996.

6. Suárez, M.A. Parámetros genéticos y fenotípicos de la raza Santa Gertrudis en Cuba. Tesis Doctoral. C. Habana,1981.

7. Suárez, M.A., H. Soler, Teresa Planas, T. Pérez y R. Rodríguez. La Santa Gertrudis: una raza de reproduccióneficiente. Revista ACPA, 2: 18 – 22, 1987.

Anexo

Tabla 1: Media (M), desviación estándar (σ) y coeficiente de variación (CV%) de los rasgos estudiados.

Rasgos n M σ CV%PN 8 520 31.5 2.9 9.3

GMD 8 520 673.0 179.0 26.7PD 8 520 160.5 34.2 21.3

Tabla 2: Medias de PN, GMD y PD según el sexo de la cría.

Sexo n PN (kg) GMD (g) PD (kg)macho 4 395 31.7 ± 0.1 637 ± 3 156.9 ± 0.7hembra 4 125 31.0 ± 0.1 595 ± 4 148.1 ± 0.7

Tabla 3: Medias de PN, GMD y PD según el mes de parto.

Mes n PN (kg) GMD (g) PD (kg)1 656 31.2 ± 0.1 628 ± 6 153 ± 12 583 31.2 ± 0.1 668 ± 7 161 ± 13 713 30.9 ± 0.1 703 ± 6 168 ± 14 954 31.3 ± 0.1 701 ± 5 169 ± 15 1000 31.5 ± 0.1 679 ± 5 166 ± 16 638 31.4 ± 0.1 645 ± 6 159 ± 17 829 31.4 ± 0.1 601 ± 6 151 ± 18 783 31.4 ± 0.1 565 ± 6 143 ± 19 703 31.5 ± 0.1 533 ± 6 134 ± 1

10 517 31.6 ± 0.1 551 ± 7 141 ± 111 541 31.5 ± 0.1 550 ± 7 140 ± 112 603 31.2 ± 0.1 566 ± 7 143 ± 1

Tabla 4: Medias de PN, GMD y PD según la edad de la madre.

Edad madre(meses)

n PN (kg) GMD (g) PD (kg)

< 36 1240 30.1 ± 1 591 ± 7 148 ± 236 – 48 1003 31.0 ± 1 614 ± 5 152 ± 149 – 60 851 31.3 ± 1 629 ± 5 155 ± 161 – 72 910 31.2 ± 1 637 ± 5 157 ± 173 – 84 809 31.6 ± 1 649 ± 6 159 ± 285 – 96 745 31.4 ± 1 655 ± 6 160 ± 1

97 – 108 705 31.5 ± 1 643 ± 6 158 ± 1109 – 120 576 31.4 ± 1 633 ± 7 156 ± 1121 –132 915 31.4 ± 1 622 ± 7 153 ± 1133 – 144 452 31.3 ± 1 598 ± 7 149 ± 1145 – 156 341 31.5 ± 1 572 ± 8 144 ± 2

> 156 373 31.2 ± 1 548 ± 8 140 ± 2

Palabras claves: Santa Gertrudisganado de carnerasgos predestete

G 13. TENDÊNCIA GENÉTICA EM BOVINOS DA RAÇA PARDO-SUÍÇA CORTE NO BRASIL1

(GENETIC TRENDS IN BRAUNVIEH CATTLE IN BRAZIL)1

José Bento Sterman Ferraz2, Joanir Pereira Eler2, Luis Gustavo Girardi Figueiredo2, Elisângela Chicaroni deMatos2 e Argeu Carlos Lima Silveira3

1Pesquisa apoiada pela FAPESP e CNPq2Grupo de Melhoramento Animal, Faculdade de Zootecnia e Engenharia de Alimentos da USP

Cx. Postal 23 - 13630-970 - Pirassununga, SP, Brasil. e.mail: [email protected] ou [email protected]úcleo Brasileiro de Criadores de Pardo Suíço Corte, Associação Brasileira de Criadores de Pardo Suíço, Campo

Grande, MS.

Palavras-chave: avaliação genética, tendência genética, desenvolvimento ponderal, BraunviehKey-words: genetic evaluation, genetic trends, growth, Braunvieh

RESUMO:

A raça Pardo-Suíça tem crescido de maneira acentuada no Brasil nos últimos dois anos e recentemente teve seusdados de desempenho organizados e os animais geneticamente avaliados, através de metodologia de modelos mistossob modelos animais uni-característica. Foram avaliadas observações de 3.537 animais, com 7.276 informações depedigree. As características avaliadas foram peso ao nascer (PN), pesos aos 120 dias (P120), desmama (PD) e 12meses (P12), além dos perímetros escrotais medidos à desmama (PEDES) e 12 meses de idade (PE12). Astendências genéticas médias dos últimos 10 anos foram de 0,06kg/ano (PN), 0,08 kg/ano (P120), 0,44 kg/ano (PD),0,34 kg/ano (P12), 0,01 cm/ano (PEDES) e –0,01 cm/ano (PE12), o que aponta para a baixa eficiência dos processosseletivos aplicados na população estudada. As médias dos valores genéticos dos últimos dos anos, para todos ospesos, apresentaram uma tendência de crescimento, embora a tendência genética tenha sido pequena.

INTRODUÇÃO

A raça Pardo-Suíça tem crescido de maneira acentuada no Brasil nos últimos dois anos, principalmente em suavariedade especializada em produção de carne e o Núcleo Brasileiro de Criadores de Pardo-Suíço Corte, soborientação do Grupo de Melhoramento Animal da Faculdade de Zootecnia e Engenharia de Alimentos daUniversidade de São Paulo, tem desenvolvido a colheita de dados de genealogia e desempenho dos animais de seusassociados, o que já resultou em dois Sumários Brasileiros de Touros Pardo-Suiço Corte. A raça Pardo-Suíça Corte,conhecida também como Braunvieh é talvez a mais antiga raça pura, com registros de sua existência até 800 a.C. eachados arqueológicos que comprovam sua existência na região suíça do Lago Dwellers desde a à idade do bronze.(http://www.braunvieh.org/whybraunvieh.htm). A raça, introduzida na América no fim do século XIX foiselecionada para dupla aptidão em vários países do mundo. Em meados da década de 1980, houve importações degado Braunvieh Original da Suíça e foi retomado o potencial dessa raça para produção de carne, particularmente noMéxico, Estados Unidos e Canadá. Essa pureza racial pode se tornar um poderoso argumento para o uso dessa raçaem cruzamentos, o que já tem ocorrido em muitos programas de produção de gado de corte.

O conhecimento dos parâmetros genéticos e da evolução dos ganhos genéticos envolvidos das característicasutilizadas nos programas de seleção dentro desta raça é uma das condições para a correta monitoração dos processosde seleção. Poucos são os estudos realizados com essa raça, mas dentre eles destaca-se o estudo realizado noUSDA/MARC em Clay Center, por Bennet & Gregory (1996) e os realizados na Suíça, analisando característicasleiteiras da raça, por Casanova et al. (1992).

O uso das Diferenças Esperadas de Progênie (DEP’s), de maneira adequada, constitui-se me poderosa ferramentaauxiliar dos pecuaristas na definição de seus critérios de escolha e utilização de touros na reprodução. A utilizaçãodas DEP’s vem se tornando regra geral entre os pecuaristas e um importante fator de aumento de produtividade,competitividade e lucratividade.

A estimação de tendências genéticas permite avaliar a eficiência dos processos de seleção a que foi submetida apopulação analisada. O procedimento de regredir os valores genéticos aditivos, ou breeding values, sobre o ano de



http://www.braunvieh.org/whybraunvieh.htm

nascimento do animal tem sido bastante utilizado para demonstrar o progresso genético em várias raças no Brasil,inclusive na raça Pardo-Suíça Corte (Ferraz et al., 2000).

MATERIAL E MÉTODOS

Material

Foram avaliados registros de produção de 3.537 animais, nascidos entre janeiro de 1992 e janeiro de 2001, cujosdados genealógicos levaram a uma matriz de parentesco de 7.276 animais puros da raça Pardo-Suíça Corte. Osdados foram colhidos nas dezesseis fazendas participantes do Programa de Avaliação Genética da Raça Pardo-SuíçaCorte, organizado pelo Núcleo Brasileiro de Criadores de Pardo-Suíço Corte e executado pelo Grupo deMelhoramento Animal da Faculdade de Zootecnia e Engenharia de Alimentos da Universidade de São Paulo.Os dados relativos aos animais controlados foram mantidos em bancos de dados, onde, além das informações dedesenvolvimento ponderal e de medidas de perímetro escrotal, foram controladas informações sobre a genealogiados animais e diversos dados relacionados ao ambiente onde os mesmos foram criados.As características avaliadas foram:

o Peso ao nascer (PN) = peso real ao nascimento, em kg;o Peso aos 120 dias (P120) = peso, em kg, medido ao redor dos 120 dias de idadeo Peso à desmama (PD) = peso, em kg, medido na desmama do bezerro;o Peso aos 12 meses (P12) = peso, em kg, medido ao redor da idade de 12 meses doanimal;o Perímetro Escrotal (PEDES e PE12) = essas medidas, expressas em cm, foramtomadas nos machos na época das pesagens de desmama e 12 meses de idade.

Métodos

Os dados foram analisados segundo metodologia de modelos mistos, considerando-se um modelo animal completo,específico para cada variável, em análises uni-característica.Os modelos animais consideraram os seguintes efeitos:o efeitos fixos de grupo de contemporâneos: fazenda, o sexo, o grupo de manejo doanimal, a estação de nascimento e a safra e se o animal era, ou não, de transferência de embriões. Ainda foramconsideradas as covariáveis idade da vaca ao parto e idade do animal quando da mediçãoo efeitos aleatórios dos genes do animal (efeitos genéticos diretos) e de suas mães ereceptoras (efeitos maternos), além dos efeitos permanentes que as receptoras propiciam aos seus bezerrosForam utilizados parâmetros genéticos obtidos através do uso do sistema MTDFREML (Boldman & Van Vleck,1993), conforme apresentado na TABELA 1.

Tabela 1. Coeficientes de herdabilidade para efeitos diretos (h²) e efeitos maternos(h²m) para as características analisadas na avaliação genética de animais Pardo-SuíçoCorte 2001Característica h² h²m

PN 0,37 0,09P120 0,25 0,07PD 0,27 0,07P12 0,30 0,04PEDES 0,49 0,03PE12 0,51 -

Em notação matricial, o modelo matemático genérico utilizado foi:y = Xβ + Za + Zm +Zc + e, onde:

y = vetor das variáveis dependentes, as observações;X = matriz de incidência de efeitos fixos;

β = vetor dos efeitos fixos, incluindo grupo de contemporâneos e as covariáveis de idade às medições e depercentagens de cruzamentos;Z = matriz de incidência dos efeitos aleatórios;a = vetor dos efeitos aleatórios genéticos aditivos diretos dos animais (para todas as características);m = vetor dos efeitos aleatórios genéticos aditivos maternos dos animais (apenas para características observadas aonascimento e ao desmame);c = vetor dos efeitos aleatórios permanentes de ambiente de vaca;e = vetor dos erros aleatórios inerentes a cada observação, NID (0, σ²).

A solução das equações de modelos mistos foi obtida por meio do ABTK (Golden et al., 1992) e TKBLUP (Goldenet al., 1995). Essas soluções para os efeitos aleatórios genéticos diretos, que são soluções BLUP (best linearunbiased predictors), são equivalentes aos valores genéticos aditivos dos animais e foram plotadas contra o ano denascimento do animal para visualização das tendências genéticas, conforme proposto por Eler (1994).Os valores genéticos aditivos foram ajustados para uma base genética, que, neste caso foi considerada a média dasDEP’s de todos os animais nascidos antes de 1990 na população avaliada.As tendências genéticas médias, que são apresentadas nos gráficos correspondentes, foram calculadas pela regressãodo valor genético aditivo médio dos animais nascidos sobre o ano de nascimento.


A tabela 2 apresenta os números de observações e média das diversas características analisadas.Tabela 2. Número de observações e média das características observadas nos animaisutilizados na avaliação genética de animais Pardo-Suíço Corte 2001Característica Número de

observaçõesMédia

Idade da vaca, meses 3.537 57,7Peso ao nascer, kg 2.570 41,4Peso aos 120 dias, kg 1.287 150,5Peso à desmama, kg 2.257 202,9Idade à desmama, dias 2.257 186,1Peso padronizado para 205 dias, kg - 219,3Peso aos 12 meses, kg 1.585 324,0Peso padronizado para 365 dias, kg - 354,4Perímetro escrotal à desmama, cm 196 24,9Perímetro escrotal aos 12 meses, cm 336 30,4

Os gráficos que representam o valor genético aditivo médio de cada característica em relação ao ano de nascimentodos animais, em unidades de cada uma das características, que foram verificadas na população analisada, bem comoas tendências genéticas das mesmas, expressas em unidades/ano são apresentados e discutidos a seguir.

A Figura 1 apresenta a evolução dos valores genéticos observada para a característica peso ao nascer. A análisedesse gráfico e da tendência genética mostra que essa população vem apresentando flutuações de valores genéticospara peso ao nascimento, mas o resultado final, ao longo dos últimos dez anos é de um ganho genético de 0,06kg/ano, o que equivale a cerca de 0,15% do valor médio da característica, um ganho de pequena expressão.Recomenda-se, no entanto que os criadores passem a monitorar o problema de perto, já que o peso médio aonascimento de bezerros desta raça já é bastante elevado, de cerca de 41,4 kg.

A Figura 2 mostra o comportamento dos valores genéticos aditivos para a característica peso aos 120 dias, talvez acaracterística que mais representa a habilidade materna em bovinos de corte. A flutuação anual é semelhante aoobservado para o peso ao nascer e a tendência genética, de 0,08 kg/ano representa cerca de 0,05% da média dacaracterística, um ganho genético de cerca de 1 kg ao longo de 10 anos, virtualmente nulo, o que demonstra que aseleção realizada foi bastante ineficiente.

A Figura 2 representa a tendência genética observada para a característica peso aos 120 dias de idade.

A Figura 3 exibe a tendência genética para o peso à desmama. Neste caso, embora o resultado da seleção tenha semostrado mais eficiente que nos pesos anteriores, apontando um ganho genético de cerca de 4,4 kg ao longo de 10anos, ele foi de apenas 0,20% da média da característica, ou cerca de 15 a 20% do ganho possível em processosseletivos bem conduzidos.

A Figura 4 descreve o ganho genético observado no peso aos 12 meses. Novamente, a exemplo do que aconteceucom o peso à desmama, o ganho genético de cerca de 3,4 kg ao longo de 10 anos foi de apenas 0,10% da média dacaracterística por ano, ou cerca de 10% do ganho potencial.

Figura 1. Tendência Genética de Peso ao Nascer, entre 1990 e 2000, em bovinos Pardo-Suíço Corte

Tendência genética = + 0,06 kg/ano)

0,00

0,05

0,10

0,15

0,20

0,25

0,30

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000

Ano de Nascimento do Animal

Val

or G

enét

ico

Figura 2. Tendência Genética de Peso aos 120 dias, de 1990 a 2000, em bovinos Pardo-Suiço

CorteTendência genética = + 0,08 kg/ano

-0,20

0,00

0,20

0,40

0,60

0,80

1,00

1,20

1,40

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000


Val

or G

enét

ico

As tendências genéticas dos pesos têm um ponto em comum: apresentam-se mais acentuadas, e positivas, seanalisados os últimos dois anos. Essa tendência coincide com o início do processo de organização do dados por partedos criadores.

As Figuras 5 e 6 expõe a tendência genética observada nos perímetros escrotais medidos à desmama e aos 12 mesesde idade. As tendências genéticas, de +0,1cm para PEDES e –0,01cm para PE12, ou seja variações de +0,04% ou –0,03% da característica demonstram que o efeito da seleção foi nulo em ambas as características.

Figura 3. Tendência Genética de Peso à Desmama, entre 1990 e 2000, em bovinos Pardo-Suíço Corte

Tendência Média = + 0,44 kg/ano

-1,00

0,00

1,00

2,00

3,00

4,00

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000


Val

or G

enét

ico

Figura 4. Tendência Genética de Peso aos 12 Meses, entre 1990 e 2000 em bovinos Pardo-Suíco Corte

Tendência Média = + 0,34 kg/ano

-1,00-0,500,000,501,001,502,002,503,003,504,00

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000


Val

or G

enét

ico

Figura 5. Tendência genética de perímetro escrotal à desmama, em bovinos Pardo-Suíço Corte

Tendência Média = + 0,01 cm/ano

-0,20

-0,10

0,00

0,10

0,20

0,30

0,40

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000


Val

or G

enét

ico

CONCLUSÕES

A análise das tendências genéticas observadas na população de bovinos da raça Pardo-Suíço Corte demonstram queos processos seletivos que têm sido conduzidos nos últimos 10 anos têm sido muito ineficientes e que os criadoresdeverão intensificar o uso das avaliações genéticas como ferramentas auxiliares dos processos seletivos nessa raça.


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Figura 6. Tendência genética de perímetro escrotal aos 12 meses de idade, em bovinos Pardo-Suíço

CorteTendência Média = - 0,01 cm/ano

-0,60

-0,40

-0,20

0,00

0,20

0,40

1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000


Val

or G

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ico

G 12. EVALUACIÓN GENÉTICA PARA CARACTERÍSTICAS DE CRECIMIENTO EN GANADOTROPICARNE

J. Domínguez Viveros*, R. Núñez Domínguez, R. Ramírez Valverde y A. Ruiz Flores

RESUMEN

Los objetivos del presente estudio fueron: estimar parámetros genéticos, determinar el mejor modelo de predicciónde valores genéticos, y estimar las tendencias genéticas para características de crecimiento en ganado Tropicarne.Las características analizadas fueron pesos al nacimiento (PN, n=1524), al destete (PD, n = 1523), al año (PA, n =1524) y a los 18 meses (P18M, n = 1143), incluyendo datos de 1977 a 1998, y 1895 animales en el pedigrí. Se utilizóun modelo animal univariado considerando los efectos fijos de rancho-año-estación-sexo, y las covariables lineal ycuadrática de edad de la vaca y proporción de genes Tropicarne; y como aleatorios los efectos genéticos directos ymaternos, y el ambiente permanente de la vaca. Para la elección del mejor modelo se utilizó la prueba deproporciones de verosimilitud. Las heredabilidades directa y materna para PN, PD y PA fueron 0.11 y 0.10, 0.08 y0.12, y 0.16 y 0.10. La heredabilidad de efectos directos para P18M fue 0.27. La correlación entre efectos genéticosdirectos y maternos para PN fue -0.96. Las predicciones de los valores genéticos directos y maternosrespectivamente, para PN, PD y PA variaron de –1.05 a 0.82 kg y de –0.72 a 1.00 kg; de –5.77 a 9.70 kg y de –10.55a 13.05 kg; y de –13.99 a 24.57 kg y de –11.11 a 14.69 kg; para P18M, variaron de –31.69 a 45.75 kg. Lastendencias de los valores genéticos directos y maternos fueron respectivamente 0.0018 y –0.0013 kg/año para PN;0.0491 y 0.0165 kg/año para PD; 0.1567 y 0.0424 kg/año para PA; y 0.2410 kg/año para P18M.

Palabras clave: evaluación genética, bovinos para carne, características de crecimiento, Tropicarne.

INTRODUCCIÓN

La variabilidad entre razas puede ser aprovechada en el desarrollo de razas sintéticas, con la ventaja de utilizar unalto porcentaje de heterosis y combinar las características deseables de las razas fundadoras. Además los productorespequeños, que son la mayoría, pueden aprovechar las ventajas del cruzamiento sin tener que utilizar sistemas mascomplejos.

Un grupo de ganaderos de la región tropical de México, en los límites de Tamaulipas y Veracruz, diseñaron una seriede cruzamientos, involucrando varias razas bovinas, basando sus decisiones en el comportamiento productivo yreproductivo de los animales y en su capacidad para adaptarse a los sistemas de producción de carne en regionestropicales. Después de muchos años, lograron desarrollar la primer raza de ganado bovino mexicana, Tropicarne, conuna composición aproximada de 63% Senepol, 23% Barzona, 9% Brahman y 5% Charolais.

En los programas de selección de bovinos para se requiere de criterios de selección que permitan la identificación delos mejores animales de acuerdo con los objetivos de selección, con el propósito de que sean utilizados comoprogenitores de las generaciones siguientes. Uno de estos criterios es la obtención de los mejores predictores linealesinsesgados (BLUP) de los valores genéticos de los animales, involucrando la información de todos los parientes, através de la matriz de relaciones genéticas aditivas (A) entre ellos, mediante el modelo animal (Van Vleck y Núñez-Domínguez, 1992). Además, es de interés conocer el comportamiento que han tenido los valores genéticosprovocados por un programa de selección en una población a través del tiempo, lo cual se puede cuantificar medianteel cálculo de las tendencias en los valores genéticos, permitiendo evaluar y mejorar los esquemas actuales deselección. Para características de crecimiento en bovinos para carne, potencialmente existen varias fuentes devariación que deben ser consideradas en el modelo de predicción de valores genéticos, por lo que un paso importanteen el análisis de estas características es la identificación del mejor modelo.

Por lo anterior, los objetivos del presente trabajo incluyeron: estimar parámetros genéticos, determinar el mejormodelo de predicción de valores genéticos, y estimar las tendencias genéticas para características de crecimiento enganado Tropicarne


La Asociación Mexicana de Criadores de Ganado Tropicarne, proporcionó la información para este estudio. LaAsociación Tropicarne lleva tres libros de grados de pureza (1/2, 3/4 y 7/8 de Tropicarne) y dos libros de pureza deraza (15/16 y 31/32 de Tropicarne), donde se registran los antecedentes genealógicos de los animales, laidentificación del animal de acuerdo con el propietario, el número de registro asignado por la Asociación, lascaracterísticas consideradas para su inscripción de acuerdo con el patrón racial, y las características de crecimientode acuerdo con los pesos a diferentes edades. El sistema de producción que utilizan los criadores de esta raza estípico de las regiones tropicales, y se caracteriza por alimentación con base en pastoreo, empadre durante el año contendencia a concentrarse en los meses de julio y agosto, y febrero y marzo, utilizando una relación de 25 a 30vientres por semental. Se realiza desparasitación externa según la incidencia, sin embargo, este ganado rara vez sedesparasita internamente. El destete de los becerros se realiza aproximadamente a los ocho meses de edad. Una vezdestetados, se separan los machos de las hembras, alimentándose sólo a base de pastoreo, más el suministro de salesminerales y vitaminas.

La región en donde se desarrolló la raza Tropicarne tiene un clima tropical seco, caracterizados por temperaturasmínimas menores de 15º C que ocurren en el invierno y las máximas arriba de 40º C que se presentan en primavera yverano. La precipitación promedio anual varía de 700 a 1 200 mm, con una marcada estacionalidad en la presenciade lluvias (de junio a octubre), nortes (de noviembre a febrero) y secas (de marzo a junio).

La características evaluados fueron peso al nacimiento (n = 1524), peso al destete ajustado a los ocho meses de edad(n = 1523), peso al año (n = 1524) y peso a los 18 meses (n = 1143); estos registros cubren el período de 1977 a1998. El archivo de pedigrí incluye 1895 animales nacidos de 1965 a 1998. Para la formación de gruposcontemporáneos se consideraron subclases involucrando los efectos fijos de año y época de nacimiento, rancho deorigen y sexo de la cría, con un mínimo de cuatro observaciones por grupo. Las características bajo estudio fueronanalizadas a través de varios modelos animales univariados, partiendo del siguiente: y = Xb + Zg + Mm + Wp + e,donde: y = vector de registros de peso al nacimiento, al destete, al año, o a los 18 meses; b = vector de efectos fijosincluyendo los grupos contemporáneos y las covariables lineal y cuadrática de edad de la vaca y proporción deTropicarne; X = matriz de incidencia que asocia b con y; g = vector de valores genéticos aditivos directos; Z =matriz de incidencia que asocia g con y; m = vector de valores genéticos aditivos maternos; M = matriz de incidenciaque asocia m con y; p = vector de efectos de ambiente permanente de la vaca; W = matriz de incidencia que asocia pcon y; y e = vector de efectos residuales. E[y] = Xb, E[gg’] = σ2

g A, E[mm’] = σ2 m A, E[gm’] = σg,m A, E[pp’] =

σ2 p I, E[ee’] = σ2

e I.

Cada característica se analizó considerando los siguientes modelos: DMCP = modelo con efectos genéticos directosy maternos y la covarianza entre éstos, y efectos de ambiente permanente; DMC = modelo con los efectos genéticosdirectos y maternos y la covarianza entre éstos; DMP = modelo con efectos genéticos directos y maternos, efectos deambiente permanente, considerando la covarianza entre efectos genéticos y directos igual a cero; DM = modelo conefectos genéticos directos y maternos, considerando la covarianza entre efectos genéticos directos y maternos igual acero; DP = modelo con efectos genéticos directos y de ambiente permanente; y D = modelo con sólo efectosgenéticos directos.

Para la elección del mejor modelo se utilizó la prueba de proporciones de verosimilitud (Mood, 1974), la cual se basaen las diferencias de los valores de la función de verosimilitud –2[log Li – log Li’] y que se distribuye como jicuadrada, con grados de libertad equivalentes a la diferencia en el número de parámetros en Li vs Li’.

Los análisis estadísticos se realizaron utilizando el programa de máxima verosimilitud restringida, sin el uso dederivadas y multivariado (Multiple Trait Derivative Free Restricted Maximum Likelihood, MTDFREML, Boldmanet al., 1995). El programa contiene un conjunto de subprogramas para la estimación de componentes de varianza ycovarianza de los efectos aleatorios, a través de Máxima Verosimilitud Restringida (REML) sin el uso de derivadas;posterior a la estimación de componentes de (co)varianza, procede a obtener soluciones a las ecuaciones de modelosmixtos de Henderson, con propiedades de mejores predictores lineales insesgados (BLUP) de los efectos aleatorios.

Para el cálculo de las tendencias genéticas, se estimó la regresión de los valores genéticos predichos para cadacaracterística, en el año de nacimiento del animal.


En el Cuadro 1 se presentan las estimaciones de los componentes de (co)varianza y de parámetros genéticos para lascaracterísticas estudiadas, de acuerdo con cada uno de los seis modelos analizados, junto con los valores de lafunción de verosimilitud. En general, se buscó elegir el modelo más simple, partiendo del modelo más completo, queincluyera sólo los efectos aleatorios que significativamente mejoraran el ajuste a los datos para cada característica.Por lo anterior, se procedió a realizar los contrastes que se muestran en el Cuadro 2.

Considerando la característica peso al nacimiento, se observó (Cuadro 2) que los efectos ambientales permanentes dela vaca no contribuyeron a explicar la variabilidad entre registros, pero sí la covarianza entre efectos genéticosaditivos directos y maternos, por lo que el mejor modelo fue DMC. Para peso al destete y peso al año, la adición delos efectos permanentes de la vaca o de la covarianza entre efectos genéticos directos y maternos no explicaronmejor la variación en los datos respectivos, seleccionándose el modelo DM. Finalmente, para peso a los 18 meses,tanto los efectos genéticos maternos como la covarianza entre efectos genéticos directos y maternos no fueronimportantes, por lo que el mejor modelo fue DP.

Cuadro 1: Estimación de componentes de (co)varianza y parámetros genéticos1 de acuerdo con los modelos DMCP,DMC, DMP, DM, DP y D, para las características de pesos al nacimiento, al destete, al año y a los 18 meses.

σ2g σ2

m σgm σ2p σ2

e σ2f h2

g h2m rgm -2 log L

Peso al nacimientoDMCP 0.370 0.325 -0.336 0.015 2.843 3.217 0.12 0.10 -0.97 3381.57DMC 0.369 0.336 -0.340 ----- 2.852 3.217 0.11 0.10 -0.96 3381.59*DMP 0.023 0.006 ----- 0.052 3.092 3.174 0.01 0.00 ----- 3387.02DM 0.022 0.022 ----- ----- 3.134 3.177 0.01 0.01 ----- 3387.25DP 0.025 ----- ----- 0.057 3.092 3.174 0.01 ----- ----- 3387.03D 0.028 ----- ----- ----- 3.146 3.173 0.01 ----- ----- 3387.39Peso al desteteDMCP 56.13 85.02 -31.10 0.04 362.62 472.71 0.12 0.18 -0.45 10502.79DMC 55.55 85.40 -31.10 ----- 363.15 473.00 0.12 0.18 -0.45 10502.80DMP 37.60 44.17 ----- 16.90 370.67 469.34 0.08 0.09 ----- 10504.48DM 36.66 57.66 ----- ----- 377.61 471.93 0.08 0.12 ----- 10505.25*DP 51.36 ----- ----- 49.51 365.08 465.95 0.11 ----- ----- 10511.05D 77.81 ----- ----- ----- 392.89 470.70 0.17 ----- ----- 10523.17Peso al añoDMCP 149.84 73.42 -36.27 25.30 475.37 687.66 0.22 0.11 -0.35 11039.12DMC 142.57 93.77 -36.09 ----- 489.30 689.55 0.21 0.14 -0.31 11040.05DMP 112.39 51.87 ----- 23.44 498.14 685.84 0.16 0.08 ----- 11040.58DM 109.84 69.67 ----- ----- 509.54 689.06 0.16 0.10 ----- 11041.41*DP 137.19 ----- ----- 54.44 491.69 683.32 0.20 ----- ----- 11045.89D 163.39 ----- ----- ----- 525.05 688.43 0.24 ----- ----- 11053.16Peso a los 18 mesesDMCP 222.10 4.22 30.60 82.23 673.35 1012.48 0.22 0.00 1.00 8712.88DMC 193.05 42.10 41.59 ----- 736.05 1012.79 0.19 0.04 0.46 8716.85DMP 275.31 0.22 ----- 91.44 649.06 1016.03 0.27 0.00 ----- 8713.63DM 221.42 80.74 ----- ----- 712.48 1014.64 0.22 0.08 ----- 8717.47DP 275.08 ----- ----- 91.70 649.35 1016.12 0.27 ----- ----- 8713.63*D 295.90 ----- ----- ----- 720.99 1016.89 0.29 ----- ----- 8719.771 h2

g = Heredabilidad de efectos genéticos directos; h2m = Heredabilidad de efectos genéticos maternos; rgm =

Correlación entre efectos genéticos aditivos directos y maternos.* Mejor modelo.

Cuadro 2. Prueba de proporciones de verosimilitudes para componentes de (co)varianza, utilizando ji cuadrada, paralas características de pesos al nacimiento, al destete, al año, y a los 18 meses.

Probabilidad –2[log Li – log Li’] > X2(1)

Contraste entremodelos

Peso alnacimiento Peso al destete Peso al año

Peso a los 18meses Hipótesis

DMCP vs DMC P > .88 P > .92 P > .33 P < .05 σ2p = 0

DMCP vs DMP P < .02 P > .19 P > .22 P > .38 σgm = 0DMC vs DM P < .02 P > .11 P > .24 P > .43 σgm = 0DMP vs DM P > .63 P > .38 P > .36 P < .05 σ2

p = 0DMP vs DP P > .92 P < .02 P < .03 P > .98 σ2

m = 0DM vs D P > .70 P < .01 P < .01 P > .12 σ2

m = 0DP vs D P > .54 P < .01 P < .01 P < .02 σ2

p = 0

La producción de leche en bovinos para carne es el mayor componente del efecto materno sobre el crecimientopredestete y es considerado en los programas de selección. Los resultados del presente estudio indican que lainfluencia de los efectos de la madre estuvieron presentes desde el nacimiento y hasta los 18 meses de edad. Meyer etal. (1991) en un estudio con bovinos para carne de diferentes razas, observó que los efectos maternos aún persistenhasta los 400 d de edad. Similares resultados fueron encontrados por Ferraz et al. (2000) al evaluar pesos delnacimiento a los 18 meses en ganado Santa Gertrudis, y por Robinson (1996) analizando datos de crecimiento enganado Angus australiano.

La heredabilidad de efectos maternos para pesos al destete y al año, fue de similar magnitud a la de efectos directos,además de que la covarianza entre efectos genéticos directos y maternos fue cero; estos resultados sugieren que esposible mejorar el crecimiento de los becerros, mediante la selección simultánea para los efectos genéticos directospara crecimiento y para el mejoramiento del comportamiento materno. Sin embargo, para peso al nacimiento lacorrelación entre efectos genéticos directos y maternos fue alta y negativa, indicando un antagonismo genético entreambos efectos (Ferraz et al., 2000). Algunos estudios han encontrado que las correlaciones entre efectos genéticosdirectos y maternos, negativas y altas, no son únicamente producto del antagonismo genético, sino también de lainfluencia de la interacción entre semental y hato (Berweger Baschnagel et al., 1999), o probablemente de lavariación adicional entre sementales o de la interacción del semental con la estación de empadre (Robinson, 1996).

Utilizando los componentes de (co)varianza del mejor modelo para cada característica, se predijeron los valoresgenéticos de los animales, así como las tendencias genéticas para las características de crecimiento. Las prediccionesde los valores genéticos directos y maternos respectivamente, para pesos al nacimiento, al destete y al año variaronde –1.05 a 0.82 kg y de –0.72 a 1.00 kg; de –5.77 a 9.70 kg y de –10.55 a 13.05 kg; y de –13.99 a 24.57 kg y de –11.11 a 14.69 kg. Para peso a los 18 meses, las predicciones de los valores genéticos directos variaron de –31.69 a45.75 kg. Las estimaciones de las tendencias genéticas se presentan en el Cuadro 3.

Cuadro 3. Estimaciones de las pendientes para las tendencias de los valores genéticos predichosCaracterística Valores genéticos directos Valores genéticos maternosPeso al nacimiento 0.0018 ± 0.0011 kg/año -0.0013 ± 0.0010 kg/añoPeso al destete 0.0491 ± 0.0102 kg/año 0.0165 ± 0.0175 kg/añoPeso al año 0.1567 ± 0.0234 kg/año 0.0424 ± 0.0132 kg/añoPeso a los 18 meses 0.2410 ± 0.0418 kg/año ----------

Las tendencias de los valores genéticos directos y maternos para peso al nacimiento y maternos para peso al desteteno fueron diferentes de cero (P > 0.09). Aunque las demás tendencias genéticas fueron diferentes de cero (P < 0.01) yen la dirección favorable, su magnitud fue muy pequeña.

CONCLUSIONES

Existe suficiente variabilidad genética para incrementar la tasa de crecimiento en becerros Tropicarne, si la selecciónde los reemplazos se basa en las predicciones de los valores genéticos de los animales. Los efectos de la madreestuvieron presentes desde el nacimiento y hasta los 18 meses de edad. Las tendencias genéticas para peso alnacimiento son adecuadas. Sin embargo, para las demás características las tendencias genéticas estuvieron en ladirección deseable, pero su magnitud fue pequeña.

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5. Meyer, K., K. Hammond, M.J. Mackinnon, and P.F. Parnell. 1991. Modelling direct and maternal effects forgrowth traits in beef cattle. In: Proceedings for Profit and Prophets for Genetics. 24th – 27th June, Australia. Pp212-215.

6. Mood, A.M., F.A. Graybill,, and D,C. Boes. 1974. Introduction to the theory of statistics. Third edition. Edit.McGraw Hill. U.S.A. 564 p.

7. Robinson, D. L. 1996. Estimation and interpretation of direct and maternal genetic parameters for weights ofAustralian Angus cattle. Livest. Prod. Sci. 45:1-11.

8. Van Vleck, L.D. y R. Núñez-Domínguez. 1992. Evaluaciones genéticas de toros y vacas lecheras con el modeloanimal. Agrociencia Serie Ciencia Animal: 2(1) 33-57.

G 11. DESEMPENHO PONDERAL EM NOVILHAS COMPOSTAS MONTANA TROPICAL, CRIADASEM CONDIÇÕES DE PASTAGENS

Erica Perez Marson1, José Domingos Guimarães2, João Carlos Pereira da Silva2, Tamires Miranda Neto3,Geraldo José de Toledo Martins3, Rodrigo Luis Diniz dos Santos3, José Bento Sterman Ferraz1

1 Departamento de Ciências Básicas – Grupo de Melhoramento Animal - Faculdade de Zootecnia e Engenharia deAlimentos (FZEA) - Universidade de São Paulo (USP), Pirassununga-SP, Brasil - Fax 005519561-8606;

e-mail: [email protected] Departamento de Veterinária - Universidade Federal de Viçosa de Viçosa (UFV) – Viçosa – MG

3 Agro-Pecuária CFM Ltda.

RESUMO

Procurou-se neste estudo, avaliar o desempenho ponderal de novilhas compostas Montana Tropical, criadas emcondições de pastagens e suplementadas no período das secas, por meio de mensuração do peso corporal, bem comoestabelecer a influência da taxa de crescimento, em ganhos de peso diários, sobre a manifestação da puberdade.Foram utilizadas 226 novilhas sendo 163 compostas Montana Tropical, 24 ½ sangue Red Angus, 16 ½ sangue SouthDevon, oito de raças Adaptadas e 15 da raça Nelore. O peso corporal mostrou um aumento progressivo, para todosos grupos, apresentando um comportamento linear em função dos meses do período experimental (P<0,05).Similarmente observou-se efeito do ganho de peso corporal sobre os grupos estudados, porém foram registradossomente nos meses de outubro e novembro (P<0,05). As novilhas apresentaram desempenho produtivo satisfatório(ganhos de peso de 0,75 kg/dia), manifestando a puberdade aos 426,11 dias de idade com peso de 309,49 kg. Estesresultados permitem afirmar que o peso corporal é o principal fator que afeta a idade à puberdade em fêmeas bovinase sua mensuração constitui-se em alternativa de manejo relativamente simples, podendo ser conduzida para avaliaçãoda puberdade em novilhas de corte.

Palavras-chave: novilhas, compostos, peso corporal,ganho de peso

INTRODUÇÃO

Atualmente tem-se constatado que a competitividade e a oferta de produtos menos onerosos revolucionaram omercado. Contrastando com o avanço econômico, a pecuária de corte no Brasil ainda se depara com baixos índicesprodutivos, embora se destaque pela magnitude do rebanho.

Há, portanto, necessidade de se obter ganhos em produtividade, que permitam tornar a pecuária de corte maisrentável e competitiva. As raças bovinas compostas, oferecem excelente alternativa de cruzamento contínuo, poisutiliza os efeitos da heterose e da complementaridade entre raças, para diversas características de interesse, mantendouma composição genética aditiva desejável em suas gerações (GREGORY et al., 1991).

A idade à puberdade é inversamente relacionada à taxa de crescimento. O nível nutricional afeta o peso corporal e ataxa de ganho de peso, influencia, por sua vez, a idade em que a puberdade é manifestada (SHORT e BELLOWS,1971; PERON e FERNANDEZ, 1986). O manejo nutricional adequado após a desmama otimiza o desempenhoprodutivo de novilhas e associado à seleção genética do rebanho garante que a puberdade seja manifestadaprecocemente e em pesos corporais adequados (PATTERSON et al., 1992).

Em razão da real necessidade em se obter melhorias na produtividade do rebanho como um todo e de se conhecer opotencial produtivo de novilhas compostas Montana Tropical, procurou-se, neste estudo, avaliar o desempenhoponderal dessas fêmeas, em regime de pasto, por meio da avaliação do peso corporal, bem como estabelecer ainfluência da taxa de crescimento, em ganhos de peso diários, sobre a manifestação da puberdade.

MATERIAL E MÉTODOS

O presente experimento foi conduzido na fazenda Posses, Agro-Pecuária CFM Ltda., entre agosto de 1999 afevereiro de 2000. Utilizou-se 226 novilhas sendo 163 compostas Montana Tropical, 24 ½ sangue Nelore x RedAngus, 16 ½ sangue Nelore x South Devon, 8 filhas de raças Adaptadas e 15 da raça Nelore, escolhidasaleatoriamente, e distribuídas de acordo com a composição genética em 16 grupamentos (G1 a G16), dispostos na

Tabela 1, caracterizados de acordo com o sistema N.A.B.C., onde o grupo N representa os animais Bos taurusindicus; grupo A, Bos taurus taurus de origem européia adaptados aos trópicos; grupo B, taurinos de origembritânica e finalmente grupo C, taurinos da Europa continental.

As novilhas compostas e ½ sangue apresentavam idade e peso médio inicial de 11,1 meses e 232,9 kg,respectivamente, e as Nelores, introduzidas no experimento em dezembro, 14,9 meses e 287,2 kg, respectivamente.Foram mantidas em piquete, formado por pasto de Brachiaria brizantha e receberam suplementação diária compostapor cana-de-açúcar picada e ração à base de grão de milho moído, sorgo, farelo de soja e suplemento Lambisk(Bellman), que se encerrou no final de dezembro, quando as novilhas foram transferidas para outros piquetes,formados por Panicum maximum cv. Mombaça, permanecendo nestes até o final do experimento. As fêmeas tiveramacesso a cochos cobertos, contendo sal mineral ad libitum e aguadas naturais.

As novilhas foram pesadas individualmente no nascimento e na desmama e durante o período experimental,mensalmente, entre os meses de agosto de 1999 a fevereiro de 2000. O ganho diário de peso foi calculado dividindo-se a diferença dos pesos obtidos entre duas pesagens com o número de dias entre as respectivas pesagens.

As observações de estro foram feitas diariamente, das 6:00 às 7:00 e das 17:00 às 18:00 horas, durante todo oexperimento. As fêmeas foram submetidas à avaliação ginecológica por meio de palpação transretal, em intervalosde 10 dias. Para caracterização da puberdade considerou-se o primeiro estro ovulatório, acompanhado ou não dossinais externos de estro, confirmado posteriormente pela formação de corpo lúteo e presença de progesteronaplasmática acima de 1 ng/mL, em três coletas de sangue consecutivas crescentes (PERON e FERNANDEZ, 1986).

Tabela 1 – Caracterização dos grupos genéticos (G1 a G16), de acordo com o sistema de tipos biológicos N.A.B.C.Grupos Animais n N.A.B.C. Origem

G1 MT1 15 4 8 0 4 Pai BR2 x mãe ½ Continental e ½ Nelore (Nel)G2 MT 15 4 8 4 0 BR x ½ Britânico (Brit) e ½ NelG3 MT 15 4 8 4 0 BZ3 x ½ Brit e ½ NelG4 MT 14 6 2 7 1 MT 44XX x ½ Nel e ½ Europeu (Eur)G5 MT 15 6 4 5 1 MT 48XX x ½ Nel e ½ EurG6 PMT4 12 8 4 3 1 MT 48XX x ¾ Nel e ¼ EurG7 F1RA5 15 8 0 8 0 RA x NelG8 PUNel6 15 16 0 0 0 Pai e mãe 100% NelG97 MT 17 2 ≥10 X X MT ou Adaptado x ≥ ¼ Adaptado e EurG10 MT 08 4 ≥ 4 X X8 MT x MT (2a geração)

06 4 8 0 4 BR, BZ ou MT x ½ Continental e ½ Nel01 4 8 4 0 Tuli x ½ Brit e ½ Nel05 4 12 0 0 MT x Adaptada (01600)

G11 MT 30 4 8 4 0 BR x ½ Brit e ½ NelG12 MT 06 4 8 4 0 BZ x ½ Brit e ½ NelG13 MT 02 5 6 2 3 MT x 6442

01 6 8 2 0 MT x F1 Nel01 7 0 8 1 RA x F3 Nel

G14 F1SD9 16 8 0 8 0 SD x NelG15 F1RA 09 8 0 8 0 RA x NelG16 Adp10 08 0 16 0 0 Pai e mãe 100% Adaptados11

1 Montana Tropical; 2Belmont Red; 3Bonsmara; 4Produtos de Montana; 5 ½ sangue Red Angus (RA); 6Puro sangueNelore; 7Grupo com N.A.B.C.= 2 10 2 2; 2 10 4 0; 2 12 0 2; 2 12 2 0; 8N.A.B.C. = 4 4 6 2; 4 6 2 4; 4 6 4 2; 4 8 2 2;4 8 3 1; 9 ½ sangue South Devon (SD); 10Adaptado; 11Senepol, Tuli, Pitangueiras, Caracu.

Na análise estatística, utilizou-se o programa SAEG 8.0 (RIBEIRO Jr., 2000), aplicando-se análise de variância paramodelos lineares e as médias, quando apresentaram significância, foram comparadas pelo teste de Tukey, em nívelde 5%. Realizou-se análise de regressão para pesos e ganhos de peso corporal, em função dos meses do períodoexperimental.


Observou-se efeito (P<0,05) dos pesos corporais em função dos grupos genéticos. Em todos os grupos, o pesoapresentou comportamento linear ascendente, em função dos meses (Figura 1). Os coeficientes de determinação paraas equações de regressão que se ajustaram para esse efeito foram superiores a 0,63 (dados não mostrados).

As novilhas manifestaram a puberdade precocemente, aos 426,11 dias de idade, pesando 309,49 kg, entretanto não seconstatou diferenças entre os grupos, tanto para idade como para peso. A elevada retenção de heterose, associada àalimentação adequada após a desmama, podem ter contribuído para essa resposta. Em contrapartida, GREGORY etal. (1991) constataram diferenças raciais, em novilhas compostas, para idade à puberdade.

O peso assim como a idade foi importante na determinação da puberdade, portanto, neste estudo um peso de 300 kgpode ser apontado como o mínimo a ser atingido para que este evento seja manifestado. Segundo PATTERSON etal. (1992) o peso é o principal fator que afeta a idade à puberdade e sua mensuração constitui-se numa excelentealternativa para a predição deste evento. Em novilhas criadas em condições de pastagem, ORMAZABAL et al.(1996) relataram que pesos entre 250 e 300 kg, ou superiores a 300 kg, proporcionaram início de atividade cíclica,respectivamente, em 85% e 91% das novilhas.

A probabilidade das novilhas alcançarem a puberdade, precocemente, depende do ganho de peso após a desmama.SHORT e BELLOWS (1971) relataram diminuição da idade à puberdade, de 411 para 380 dias, quando os ganhosaumentaram de 0,45 para 0,68 kg/dia. PERON e FERNANDEZ (1986) observaram redução de 169 dias na idade àpuberdade em novilhas, submetidas a ganhos diários de 0,50 a 0,60 kg.

Figura 1 – Peso corporal em novilhas compostas MT (G1 a G6; G9 a G13), F1SD (G14), F1RA (G7 e G15), Nel(G8) e Adp (G16), em função dos meses, criadas em condições de pastagens e suplementadas no períododas secas.

Neste estudo, os ganhos de peso mostraram-se influenciados pelos grupos, nos meses de outubro e novembro(P<0,05). Em janeiro, caíram abruptamente em relação ao mês anterior, excetuando-se o G13, elevando-seefetivamente em fevereiro (Figura 2). Embora os coeficientes de determinação tenham sido baixos (dados nãomostrados), o modelo de regressão que melhor representou esse efeito exibiu um comportamento quadrático para osG14 e G16 e cúbico para os demais. Todavia, não conseguiu explicar o efeito para os G12, G13 e G15. No G8observou-se um comportamento linear, pois os ganhos de peso foram obtidos somente nos meses de janeiro efevereiro.

0,0050,00

100,00150,00200,00250,00300,00350,00400,00450,00

Ago Set Out Nov Dez Jan FevMeses

Peso

cor

pora

l (kg

)

G1 G2 G3 G4G5 G6 G7 G8G9 G10 G11 G12G13 G14 G15 G16

0,00

0,20

0,40

0,60

0,80

1,00

1,20

Set Out Nov Dez Jan FevMeses

Gan

ho d

e pe

so d

iári

o (k

g)

G1 G2 G3 G4 G5G6 G7 G8 G9 G10G11 G14 G16

Figura 2 – Ganho de peso diário em novilhas compostas MT (G1 a G6; G9 a G11), F1SD (G14), F1RA (G7), PUNel(G8) e Adp (G16), em função dos meses, criadas em condições de pastagens e suplementadas no períododas secas.

O ganho de peso médio computado para todos os grupos, neste estudo, foi de 0,75 kg por dia. Variações sazonaispodem ter influenciado a disponibilidade de alimentos e, o desenvolvimento ponderal dos animais. Os ganhosinferiores em janeiro podem ser atribuídos à interrupção da suplementação e à mudança de pasto, ocorridos no finalde dezembro. ORMAZABAL et al. (1996) computaram ganhos médios inferiores aos aqui observados, de 0,58 e0,45 kg, respectivamente, em novilhas púberes e não-púberes (P<0,001). Em novilhas compostas WEHRMAN et al.(1996) relataram ganhos médios de 0,75 kg/dia, durante um período de 262 dias, constatando sua influência naantecipação da idade à puberdade.

O aumento dos pesos corporais, com o avançar dos meses, mostra que o manejo nutricional foi efetivo, poisotimizaram os ganhos de peso diários, mantendo taxas de crescimento adequadas após a desmama, sendodeterminantes ao bom desempenho ponderal apresentado pelos animais. Entretanto, deve-se ressaltar a superioridadegenética individual dos mesmos, visto que o manejo foi intenso e condições sazonais, como elevadas temperaturas eescassez de chuvas estiveram presentes.

CONCLUSÕES

Novilhas compostas MT, F1RA, F1SD e Adp apresentaram desempenho produtivo satisfatório (ganhos de peso de0,75 kg diários), em condições de pastagens com suplementação no período das secas.

Avaliação do peso corporal é um indicador confiável do estado corporal de fêmeas bovinas, possibilitando manejoadequado para a predição da idade à puberdade.


1. GREGORY, K.E., LUNSTRA, D.D., CUNDIFF, L.V. et al. Breed effects and heterosis in advanced generationsof composite populations for puberty and scrotal traits of beef cattle. J. Anim. Sci., v.69, n.10, p.2795-2807,1991.

2. ORMAZABAL, J.J., OSORO, K., MARTINEZ, A. Efecto de los niveles de crecimiento y la presencia del toroen la edad a la pubertad de las novillas de raza Asturiana de los Valles. Investig. Agr. Prod. Sanid. Anim.,v.11, n.3, p.201-213, 1996.

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5. RIBEIRO Jr., J.I. Análises estatísticas no SAEG 8,0. 1.ed. Viçosa, MG, UFV: SAEG, 2000. 150p.

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7. WEHRMAN, M. E., KOJIMA, F. N., SANCHEZ, T. et al. Incidence of precocious puberty in developing beefheifers. J. Anim. Sci., v.74, n.10, p.2462-2467, 1996.

G 10. ESTUDO DA INTERAÇÃO GENÓTIPO X AMBIENTE SOBRE O PESO AO DESMAME DEANIMAIS NELORE NO BRASIL 1

Souza, J.C.2 , Gadini, C.H. 3,5, Silva, L.O.C.4, Ramos, A.A.3, Van Vleck, L.D. 5, Ferraz Filho, P.B.6 , Wolf, J.7 EMalhado, C.H.M. 7

1. Trabalho desenvolvido na UNESP – Botucatu e financiado pela CAPES e CNPq.2. Professor Adjunto – UFPR – Campus Palotina. Email: [email protected]

3. Pesquisador do Instituto de Zootecnia – Nova Odessa, SP.4. Pesquisador da EMBRAPA – CNPGC, Campo Grande – MS.

5. MARC, USDA – ARS, Lincoln , NE, USA.6. Professor Adjunto – UFMS, MS.

7. Acadêmico UFPR, Campus Palotina – PR.

RESUMO

O objetivo do presente estudo foi avaliar o desempenho de touros da raça Nelore, através do peso ao desmame desuas progênies em duas regiões no Brasil. Os dados foram fornecidos pelo convênio ABCZ/ EMBRAPA e fazemreferência a 20003 bezerros, nascidos no período de 1978 a 1994, filhos de 101 touros e 10653 vacas, criados naregião de Alto Taquari-Bolsão (17) e Leiteira (39). Para a análise de variância utilizou-se como fonte de variação domodelo os efeitos fixos de sexo (2), fazenda (56), mês (12) e ano de nascimento (17) e a covariável idade da vaca(linear e quadrática); e efeito aleatório de animal, pai, mãe e o erro. As estimativas dos componentes de variânciaforam estimadas através do programa MTDFRML. O peso médio ao desmame foi 149,89 ± 0,80 e 155,38 ± 0,65 kg;as estimativas dos componentes de touro foram 20,33 e 37,72 kg² ; os valores encontrados de variâncias fenotípicasforam de 375,11 e 412,71 kg² respectivamente, para as regiões 17 e 39. O coeficiente de h² estimado para o peso aodesmame foi de 0,22 ± 0,04 e 0,37 ± 0,04, e uma correlação genética da característica entre as duas regiões de 0,75.O efeito de ambiente permanente da vaca foi 20 e 17%, respectivamente para as regiões 17 e 39. O estudo dacorrelação de Spearman revelou um valor de 0,32 (P<0,001). Os resultados mostraram correlação genética dacaracterística abaixo de 0,80 entre as regiões, evidenciando a presença da Interação Genótipo x Ambiente.

Palavras-chave: parâmetro genético, zebu

SUMMARY:

The objective of the present study was to evaluate the performance of bulls of the Nelore breed, through the weaningweight in two regions in Brazil. The data had been supplied by accord ABCZ / EMBRAPA and make reference the20003 weaning calves, born in the period of 1978 at 1994; calves of 101 bulls and 10653 dams, created in the regionof Alto Taquari-Bolsao (12,399) and Leiteira(7,604). For the variance analysis it was used as source of variation ofthe model the fixed effect of sex (2), farm (56), month (12) and year of birth calves(17) and the variable age of damin the parturion (quadratic); with a random effect, animal, sire, dam and the error. The variance components had beenestimated through MTDFRML program. The weaning weight average was 149.89 ± 0.80 and 155,38 ± 0,65kg; theestimates of the components of bull had been 20.33 and 37.72 kg2; the joined values of fenotipics variances hadbeen of 375.11 and 412.71 kg2 respectively, for regions 1 and 7. The coefficient of heritability estimated and thestandard error (SWIGER, 1964) for weaning weight was 0.22 ± 0.04 and 0,37 ± 0.04; a genetic correlation betweentwo regions of 0.75. The effect of permanent environment of the dam was 20 and 17%, respectively for regions 1 and7. The Spearman correlation between the weight in the two regions was 0.32 (P<0,001). The results had showngenetic correlation of the feature below of 0.80 between the regions, evidencing the presence of the genotype xenvironment interaction.

Word-key: genetic parameter; zebu

INTRODUÇÃO

A elevação dos índices produtivos dos animais pressupõe a maximização do desempenho da atividade agropecuária.A produtividade dos animais em diferentes ambientes deve ser considerada neste contexto.


FALCONER (1952), estendeu o conceito de correlação genética para uma característica em duas regiões diferentes.Nesse sentido, ROBERTSON (1959) apresentou bases teóricas sobre essas teorias e ainda sugeriu que a interaçãogenótipo x ambiente só tem importância biológica se a correlação genética entre uma mesma característica estudadaem diferentes ambientes for inferior a 0,80.

A interação genótipo ambiente é tanto maior quanto mais ampla for a variação de um ou de ambos os componentes,sendo mais evidentes as que envolvem grandes diferenças nos genótipos e nos ambientes, fato esse evidenciado paracriações nas distintas regiões brasileiras e, principalmente, em sistemas extensivos de produção animal,caracterizados em geral pelo baixo nível de tecnologia. A presença ou a possível ocorrência da interação genótipo xambiente implica a necessidade de definir o ambiente mais adequado para o uso de determinados animais e realizar aseleção dos mesmos. Na busca da intensificação da produtividade, a adaptação dos animais ao local de criação éimportante, devendo ser levada em consideração no planejamento de programas de melhoramento genético, nadefinição do local de realização dos testes de performance e também na transferência inter-regional de animais.

Estudar a interação genótipo x ambiente é de grande importância quando se faz seleção e melhoramento de bovinosde corte. Com a disseminação do uso da inseminação artificial, um reprodutor é utilizado em grande número defazendas distribuídas por todo o planeta. Portanto, conhecer o desempenho de reprodutores em diferentes ambientesé uma condição indispensável na exploração agropecuária.

O objetivo do presente estudo foi avaliar o desempenho de touros da raça Nelore, através do peso ao desmame desuas progênies em duas diferentes regiões no Brasil.

MATERIAL E MÉTODOS

Os dados utilizados neste estudo foram gentilmente cedidos pelo Centro Nacional de Pesquisa de Gado de Corte, daEmpresa Brasileira de Pesquisa Agropecuária (CNPGC – EMBRAPA), Campo Grande – MS e pela AssociaçãoBrasileira de Criadores de Zebu (ABCZ). Fazem referência a 20003 pesos aos 205 dias de idade de bezerros,nascidos no período de 1978 a 1994, filhos de 101 touros e 10653 vacas. Os animais foram criados nas regiões deAlto Taquari-Bolsão (17) e Leiteira (39), ambas descritas por ARRUDA & SUGAI (1994); essas, de maneira geral,diferem entre si por situações pertinentes ao sistema de produção, nível de tecnologia da fazenda/região, tipo racialdo rebanho bovino, bem como características associadas a recursos naturais, como condições climáticas,pluviosidade, topografia e qualidade do solo. Para as estimativas dos componentes de variância utilizou-se o modeloTouro, assumindo que os pais eram não aparentados, através do programa MTDFRML (BOLDMAN et al., 1995).Como fonte de variação do modelo tinham-se os efeitos fixos de sexo (2), fazenda (56), mês (12) e ano denascimento (17) e a idade da vaca como covariável (linear e quadrática). Como efeito aleatório utilizou-se do efeitode touro e o efeito não correlacionado de vaca, além do erro.


Os pesos médios encontrados ao desmame para os bezerros Nelore foram 149,89 ± 0,80 kg para a região de AltoTaquari-Bolsão (17) e 155,38 ± 0,65kg para a região Leiteira (39). Vários são os estudos sobre o peso ao desmameem bovinos de corte, e esses mostram uma grande variação quanto a média de peso da característica. Tal variaçãodeve ocorrer em função da variação da constituição genética existente entre rebanhos, das práticas de manejo e daqualidade nutricional, bem como diferentes objetivos da exploração agropecuária, variáveis de fazenda para fazenda,de região para região. SOUZA et al., (1996b), encontraram valor de 161,00 ± 0,02 kg; SILVEIRA et al.(2000)constataram média para o peso aos 205 dias de idade de animais Nelore no Estado do Mato Grosso do Sul em 164,76± 22,89 kg.

As estimativas dos parâmetros genéticos e fenotípicos para a região do Alto Taquari-Bolsão (17) e Leiteira (39) sãomostradas na tabela 1.

Os valores encontrados de variâncias fenotípicas foram de 375,11 e 412,71 kg² respectivamente, para as regiões 17 e39. A variância genética aditiva direta contribuiu com 5,41 e 9,07 % da variância fenotípica total, respectivamentepara as regiões 17 e 39.

O coeficiente de h² e os respectivos erro padrão estimados para o peso ao desmame foram de 0,22 ± 0,04 e 0,37 ±0,04, respectivamente para as regiões 17 e 39. SOUZA et al., 1998, encontraram, para animais da raça Nelore,coeficientes de herdabilidade de 0,27; 0,33; 0,39 e 0,25, respectivamente para as seguintes regiões do Brasil: CampoGrande, Oeste de São Paulo – Paraná, Araraquara e Recôncavo Baiano.

Quanto ao estudo da correlação de Spearman sobre o valor genético dos touros para as regiões citadas observou-seum valor de 0,32 (P<0,001), valor um tanto abaixo do preconizado por ROBERTSON (1959).

A correlação genética da característica peso ao desmame entre as duas regiões foi de 0,75. SOUZA et al. (1998),estudando a interação genótipo-ambiente para quatro regiões brasileiras, encontraram correlações genéticas variandode -0,06, entre as regiões de Campo Grande e Araraquara, e 0,12, para as regiões de Campo Grande e RecôncavoBaiano, até 0,37, entre as regiões de Campo Grande e oeste de São Paulo - Paraná e 0,60 para Araraquara eRecôncavo Baiano.

O efeito de ambiente permanente da vaca, representado pelo ambiente intra-uterino, produção de leite e a habilidadeda mãe em cuidar do bezerro, foi estimado no presente estudo em 20 e 17%, respectivamente para as regiões 17 e 39.Algumas estimativas do efeito de ambiente permanente da vaca (c²) para animais da raça Nelore encontradas naliteratura são 0,18 e 0,19 (SOUZA et al., 1996a, SOUZA et al., 1996b).

CONCLUSÕES

Os resultados mostram uma correlação genética da característica abaixo de 0,80 entre as regiões, evidenciando apresença da Interação Genótipo x Ambiente. Isto sugere a necessidade de escolher os reprodutores mais adequadospara as regiões estudadas, em função de que nem sempre o melhor touro para uma determinada região revelaráresultados positivos em outra.


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1959.5. SILVEIRA, J.C., SOUZA, A.P., McMANUS, C., SILVEIRA, A.C. Parâmetros genéticos e ambientais de

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6. SOUZA, J.C., VAN VLECK, L.D., GADINI, C.H., SILVA, L.O.C., RAMOS, A.A., EUCLIDES FILHO, K. eFERREIRA, G.B. Genotype environmental interaction in Nellore cattle in Brazil. In: ASAS/ADSA-MIDWESTERN MEETING. Des Moines, 1996, Abstracts... Des Moines: America Society Animal Science,1996a, p. 26.

7. SOUZA, J.C., VAN VLECK, L.D., EUCLIDES FILHO, K., GADINI, C.H., SILVA, L.O.C. e RAMOS, A.A.Estimates of heritability and repeatability of weaning weight of Nellore cattle in Brazil. In: ASAS/ADSA-MIDWESTERN MEETING. Rapid City, 1996, Abstracts... Rapid City, America Society Animal Science,1996b.

8. SOUZA, J.C., RAMOS, A.A., SILVA, L.O.C., EUCLIDES FILHO, K., ALENCAR, M.M., WECHSLER, F.S.,GADINI, C.H., e VAN VLECK, L.D. Effect of genotype x environment interaction on weaning weight ofNellore calves raised in four different regions of Brazil. In: 6 th World Congress on Genetics applied toLivestock production, Armidale, Australia, 1998. v. 23, p.193-196, 1998.

Tabela 1. Estimativas dos parâmetros genéticos e fenotípicos para o peso ao desmame.Região σ²P σ²G σ²AP σ²e h²± EP c² A t

1 375,11 20,33 74,99 279,79 0,22±0,04 0,20 0,75 0,427 412,71 37,72 68,35 306,64 0,37±0,04 0,17 0,75 0,53

σ²P = variância fenotípica; σ²G = variância genética; σ²AP = variância devido ao efeito de ambiente permanente davaca; σ²e = variância do resíduo; h² = coeficiente de herdabilidade; EP = erro padrão da herdabilidade; c² =proporção da variância fenotípica devido ao efeito de ambiente permanente da vaca; A = proporção da variânciafenotípica devido ao efeito de ambiente temporário; t = repetibilidade.

G 9. ESTUDIO DE DÍAS AL PARTO DE VACAS NELORE EN UN EXPERIMENTO DE SELECCIÓNPARA CRECIMIENTO UTILIZANDO MODELO DE REGRESIÓN ALEATORIA 1

Maria Eugênia Zerlotti Mercadante1, Irineu Umberto Packer2, 3, Alexander George Razook1, 3, ClaudioManoel Rodrigues de Melo2, 4; Ana Cláudia Ruggieri1

1Instituto de Zootecnia - Estação Experimental de Zootecnia de Sertãozinho – http://www.izsp.br/eezooser [email protected] - Projeto IZ-14006/76; 2ESALQ-USP-Piracicaba-SP; 4 Bolsista do CNPq; 5Bolsista da

FAPESP.

RESUMEN:

Fueron estimados parámetros genéticos para días al parto usando un modelo de regresión aleatoria, con polinomiosortogonales para edad al entore (en años) como covariable independiente. Los registros de días al parto (4,118)provinieron de 926 vacas de 3 rebaños experimentales, Nelore selección y tradicional y Nelore control,respectivamente seleccionadas para mayor y para la media de peso de sobreaño. Las varianzas genéticas aditivas ypermanentes de ambiente fueron descritas por una función polinomial de orden 4, con 9 medidas de error, resultandoen varianzas fenotípicas, genético aditivas y heredabilidades altas luego del 7o entore. Las correlaciones genéticasfueron medias entre el primer y los siguientes entores, y altas entre entores posteriores. Los valores genéticos de lasvacas con el transcurso de los años mostraron tendencia de declinación en el rebaño control, sin alteración en losseleccionados.

Palabras clave: días al parto, ganado de carne, medidas repetidas, función de covarianza.

INTRODUCCIÓN

La Estación Experimental de Zootecnia de Sertãozinho (EEZS - São Paulo, Brazil) inició en 1978, un experimentode selección con animales de la raza Nelore, con el objetivo de estudiar la respuesta a la selección para peso corporalen razas de interés para los trópicos, debido a que los escasos experimentos de selección en el mundo eran con razaseuropeas. Luego de 15 años (progenies de 1981-1995), pasadas 3.5 generaciones de selección, los machos y lashembras del rebaño seleccionado son, en media, 17 y 16% más pesados a selección en relación a los del rebañocontrol (Razook et al., 1998). Hasta mediados de la década de 80 fueron muy discutidas las consecuencias de laselección para peso corporal sobre la eficiencia de producción, incluyendo el desempeño reproductivo de lashembras, principalmente por el aumento del peso adulto proveniente de esa selección. Estudios más recientes hanmostrado que la selección para mayor peso corporal no presenta efectos significativos sobre el desempeñoreproductivo de las vacas (Meyer et al., 1991; Archer et al., 1998), aunque en la mayoría de ellos los animales hayansido criados en ambientes menos drásticos que el tropical.

Días al parto (DIAP) ha sido incluido en las evaluaciones genéticas como un carácter de desempeño reproductivo delas vacas (Johnston y Bunter, 1996). Registros de DIAP durante la vida reproductiva de la vaca son caracterizadoscomo datos longitudinales, o medidas repetidas en el tiempo, y generalmente estudiados con un modelo derepetibilidad que considera todos los desempeños como un único carácter, o entonces considerando cada medidacomo un carácter diferente, en análisis uni o multicarácter. Un modelo de repetibilidad puede no considerar laheterogeneidad de varianzas y el comportamiento general de las correlaciones decrecientes conforme aumenta elintervalo entre las medidas y, por lo tanto, no ser adecuado para describir las covarianzas genéticas de losdesempeños de DIAP durante la vida reproductiva de las vacas. Por otra parte, un modelo multicarácter, con elnúmero de caracteres igual al número de medidas en las diferentes edades (n), resultaría en un análisis altamenteparametrizado, con n(n + 1)/2 componentes de covarianzas para describir la variación genética (Meyer y Hill, 1997).Recientemente, ha sido reconocido que los modelos de regresión aleatoria y sus funciones de covarianza resultantesson los más apropiados para el análisis de datos longitudinales en mejoramiento genético. Tales modelos presentanun buen ajuste de registros repetidos de caracteres que varían gradualmente a través del tiempo, no siendo necesariassuposiciones al respecto de las varianzas y correlaciones (Meyer, 1999). En mejoramiento animal han sido utilizadospara modelar registros diarios de producción de leche, así como crecimiento corporal en bovinos de carne, aunque lametodología sea apropiada en otros caracteres en que el fenotipo de un individuo es una función continua, así comoformas morfológicas, entre otros (Meyer y Hill, 1997; Meyer, 1999). Análisis anteriores de los registros de DIAP

con un modelo de repetibilidad no encontraron diferencias significativas entre los desempeños de las vacas de losrebaños seleccionados y de aquellas del rebaño control (Mercadante et al., 2001). En el presente estudio seránanalizados todos los desempeños simultáneamente con el objetivo de estudiar el comportamiento genético de losDIAP durante la vida reproductiva de las vacas de los rebaños seleccionados y del control.


Fueron utilizadas informaciones de las vacas pertenecientes a los rebaños experimentales, Nelore control (NeC),Nelore selección (NeS), y Nelore tradicional (NeT), de la EEZS, nacidas entre 1981 y 1996, y participantes de lasépocas de entore de 1983 a 1998. El experimento de selección se inició en 1978 estableciéndose los rebaños NeC,NeS e NeT con 60, 120 y 170 vacas. Fueran usados 4, 6 y hasta 8 toros por año, seleccionados de acuerdo con eldiferencial para peso a los 378 días obtenido al final de la prueba de desempeño en confinamiento, y las hembrasseleccionadas según el diferencial de peso a los 550 días en pastoreo. En los rebaños NeS y NeT fueron apartadospara reproducción animales con mayor diferencial de selección y para NeC aquellos con diferencial de selecciónnulo. Todos los detalles del proceso selectivo fueron descritos por Razook et al. (1998). Los DIAP fueron obtenidospor la diferencia entre la fecha del parto y la fecha del ingreso al entore. Para las vacas que fallaron en determinadosaños, fue designado un registro penalizado igual al mayor valor observado de DIAP del grupo contemporáneo (añodel parto + toro) en que ella se encontraba, sumando 21 días. Tal procedimiento fue realizado solamente si existiesenregistros de entrada al entore, y el grupo contemporáneo tuviese más de 4 observaciones. Las novillas de reposiciónfueron colocadas en entore a los 2 años de edad, junto con las hembras restantes, por 90 días, en lotes medios de 25en NeS y NeT y 15 en NeC hembras/toro. Las hembras fueron descartadas por fallar por 2 años consecutivos, porbaja habilidad materna, o por edad avanzada (11 años). Registros de hembras con edad superior a 10 años no fueronconsiderados debido al pequeño número de animales. En la Tabla 1 se presenta un resumen de los datos. La mayoríade las vacas (56%) posee más de 3 registros de DIAP, y apenas 26% de ellas con más de 6 registros.

Tabla 1 – Estructura de los datos, media y desvío estándar de días al parto (DIAP).Número de animales con registros 926 Número de registros 4,118con 1 registro 155 Número de animales en el análisis 5,754con 2 registros 117 Toros 125con 3 registros 135 Madres 548con 4 registros 105 Media (días) 344con 5 registros 94 Desvío estándar (días) 36con 6 registros 80con 7 registros 59con 8 registros 88con 9 registros 93

Los registros de DIAP fueron analizados simultáneamente ajustando un modelo de regresión aleatoria con edad alentore (en años) como covariable independiente a través de polinomios ortogonales de orden cuatro (k=4), usando elprograma DxMRR (Meyer, 1998), que estima las covarianzas entre los coeficientes de regresión aleatoria (RR) pormáxima verosimilitud restricta. Las edades al entore fueron transformadas en escala logarítmica tal como sugeridopor Meyer (1999). El modelo puede ser representado por:

ij

3

0r

3

0r

*ijrir

*ijrir

*ij

3

0rrrijij )a()a()a(Fy ε+φρ+φα+φβ+= ∑ ∑∑

= ==

, donde ijy es el j-ésimo registro del i-ésimo

animal, *ija es la edad al registro estandarizada (-1 a +1), )a( *

ijrφ es el r-ésimo polinomio de Legendre de la edad, ijFes el conjunto de efectos fijos, rβ son coeficientes de regresión fija para modelar la media de la población, irα e irρson coeficientes de regresión aleatoria para modelar los efectos genético directo y de ambiente permanente, y ijε esel error aleatorio asociado al i-ésimo registro do j-ésimo animal. El conjunto de efectos fijos incluyó el grupocontemporáneo (año del parto + toro), rebaño de nacimiento, estado reproductivo anterior, y las covariables peso a laselección y en la entrada del entore. Se supone que, α , ρ e ε presentan distribución normal con E( α )=0, E( ρ )=0e E( ε )=0, var(α)=kA, var(ρ)=kP, var(ε)=diag 2

ejσ y covarianzas nulas entre ellos, con kA y kR matrices de

covarianzas entre los coeficientes de RR y 2e j

σ las varianzas de medidas de error, siendo 2e j

σ dependiente del DIAP

j=1,..., 9. Análisis previos fueron realizados ajustando modelos con polinomios ortogonales con k=1, ..., 5, igualespara las tres curvas (media y efecto aleatorio genético aditivo y de ambiente permanente). El polinomio de orden 4fue escogido con base en el menor valor del criterio de información de Akaike, que considera la calidad del ajuste através del valor de la función de verosimilitud y penaliza para el número de parámetros del modelo, favoreciendomodelos parcimoniosos.


La estimativas de (co)varianzas y correlaciones entre los coeficientes de RR, y sus autovalores son presentados en laTabla 2. La variación debido a los efectos genético aditivo y permanente de ambiente fue explicada por polinomiosde orden 4, aunque los coeficientes cuadrático y cúbico hayan tenido pequeña contribución para ambos. Paramedidas altamente correlacionadas, existen varios autovalores próximos de cero, y la información genéticaproporcionada por n medidas está totalmente contenida por k combinaciones lineares correspondientes a los mayoresautovalores (Meyer y Hill, 1997).

Los desvíos estándar fenotípicos, genético aditivo, permanentes de ambiente y residuales (Figura 1), heredabilidad(h2) y proporciones de la varianza total debido al efecto permanente del ambiente (Figura 2) para todas las edades,sugieren que hasta el 6o registro de DIAP la varianza fenotípica fue consistentemente separada en sus componentescausales; pero, después del 6o registro la varianza fenotípica aumentó mucho, provocando aumento excesivo en lavarianza genética y disminución de la permanente de ambiente. Este comportamiento probablemente sea debido alpequeño número de vacas con más de 6 registros de DIAP (Tabla 1). Además, Meyer (1999) destaca que el hecho deusar polinomios ortogonales implica que pesos iguales son dados a las observaciones tomadas al inicio y al final dela vida del animal, a pesar que los últimos registros son menos representativos del animal, pues son sujetos a efectosacumulados de selección y del ambiente. La transformación logarítmica de la variable edad provocó la disminuciónen la distancia de los últimos registros, pudiendo contornear el problema, pero no eliminarlo. Las h2 estimadasaumentaron de 0.08 a 0.28 del 1o al 6o desempeño de DIAP. Mercadante et al. (2001), con los mismos datosobtuvieron h2 igual a 0,12 con un modelo de repetibilidad, y Johnston e Bunter (1996) observaron aumento de la h2

del primero al segundo desempeño, de 0.11 a 0.14, también incluyendo registros de vacas que no parieron. Existenrazones para creer en las h2 más altas debido a que la raza Nelore no es seleccionada para reproducción, de modogeneral la tasa reproductiva es baja y las diferencias entre reproductores pueden ser más claras en estas poblaciones.Las menores correlaciones genéticas fueron entre el 1o desempeño y los demás (Figura 3). En las Figuras 4, 5 y 6 seilustran los os valores genéticos de las vacas de los tres rebaños experimentales (NeC, NeS e NeT) para las edadesrepresentadas en los datos (2o a 9o desempeño). Fueron observados menores valores genéticos de DIAP para lasvacas del NeC en el transcurso de su vida reproductiva, principalmente después de 1990, coincidiendo conMercadante et al. (2001) que encontraron menores DIAP para NeC, a pesar de no ser significativamente diferentesde NeS y NeT. El hecho de que las vacas NeC mostraran mejora en el valor genético en el transcurso de la vidareproductiva debe ser visto con cuidado ya que los desvíos estándar y de las h2 para los últimos desempeños deDIAP bajo modelo RR fueron demasiado altos, además de que las vacas nacidas en los últimos años analizados notienen desempeño propio en las edades más avanzadas.

Tabla 2 – Estimativas de varianzas (diagonal), covarianzas (debajo de la diagonal) y correlaciones (encima de ladiagonal) entre los coeficientes de regresión aleatoria de la matriz de coeficientes, y sus autovalores asociados (λ),para los efectos genético aditivo y permanente de ambiente.

0 1 2 3 λEfecto genético aditivo

483.863 0.838 0.579 0.543 630.1410232.329 162.784 0.905 0.814 63.3578

84.443 76.6030 43.980 0.650 0.000034.714 30.1674 12.519 8.439 5.5674

Efecto permanente de ambiente303.941 -0.257 -0.486 -0,373 343.7980-33.977 57.469 -0.581 -0,786 0.0000-73.568 -38.245 75.454 0,768 148.4360

-55.431 -50.870 56.919 72,791 17.4214

REFERENCIA BIBLIOGRAFICA

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2. Johnston, D.J., Bunter, K.L. 1996. Days to calving in Angus cattle: genetic and environmental effects, andcovariances with other traits. Liv. Prod. Sci., 45:13-22.

3. Mercadante, M.E.Z.; Packer, I.U.; Razook, A.G. et al. 2001. Dias ao parto de fêmeas Nelore de um experimentode seleção para peso ao sobreano. Rev. Bras. Zootec. (submetido).

4. Meyer, K. 1998. “DxMRR” – a program to estimate covariance functions for longitudinal data by restrictedmaximum likelihood. In: WCGALP, 6, 1998, Amindale, Australia. Proceedings.... Amindale, 1998. [cd room].

5. Meyer, K. 1999. Estimates of genetic and phenotypic covariance functions for postweaning growth and matureweight of beef cows. J. Anim. Breed. Genet., 116: 181-205.

6. Meyer, K., Hammond, K., Mackinnon, M.J. et al. 1991. Estimates of covariances between reproduction andgrowth in Australian beef cattle. J. Anim. Sci., 69: 3533-3543.

7. Meyer, K.M.; Hill, W.G. 1997. Estimation of genetic and phenotypic covariance functions for longitudinal or‘repeated’ records by restricted maxumum likelihood. Liv. Prod. Sci., 47: 185-200.

8. Razook, A.G., Figueiredo, L.A., Bonilha Neto, L. et al. 1998. Selection for yearling weight in Nelore andGuzera zebu breeds: selection applied and response in 15 years of progeny. In: WCGALP, 6, 1998, Amindale,Australia. Proceedings.... Amindale, 1998. [cd room].

0

10

20

30

40

50

60

2 3 4 5 6 7 8 9 10edad al entore (años)

días

Figura 1 – Desvíos estándar fenotípicos (∆),residuales (+), genéticos ( ) y permanentes deambiente ( ), estimados para los desempeños deDIAP hasta el 10o entore.

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

2 3 4 5 6 7 8 9 10

edad al entore (años)

Figura 2 – Heredabilidades (•) y proporción de lavarianza total debida al efecto permanente deambiente ( ), estimadas para los desempeños deDIAP hasta el 10o entore.

24

68

10

2

6

10

0,2

0,4

0,6

0,8

1

rg

edad

Figura 3 – Correlaciones genéticas estimadas entrelos desempeños de DIAP.

210

81 83 85 87 89 91 93 95-30

-20

-10

0

10

20

30

vg

edad año de nacimiento

Figura 4 – Valores genéticos medios (días) para losdesempeños de DIAP de las vacas del NeC hasta el10o entore, por año de nacimiento.

210

81 83 85 87 89 91 93 95-30

-20

-10

0

10

20

30

vg

edadaño de nacimiento

Figura 5 – Valores genéticos medios (días) para losdesempeños de DIAP de las vacas del NeS hasta el10o entore, por año de nacimiento.

210

81 83 85 87 89 91 93 95-30

-20

-10

0

10

20

30

vg

edadaño de nacimiento

Figura 6 – Valores genéticos medios (días) para losdesempeños de DIAP de las vacas del NeT hasta el10o entore, por año de nacimiento.

G 8. VARIABILIDAD GENÉTICA DE DIAS AL PARTO Y SUS RELACIONES CON OTROS RASGOSREPRODUCTIVOS Y DE CRECIMIENTO EN HEMBRAS NELORE

Arcadio de los Reyes Borjas1, Claudio de Ulhoa Magnabosco2, Raysildo Barbosa Lôbo3, Luiz AntonioFramartino Bezerra4 y Roberto D. Sainz5

1Dpto. de Produção Animal, EV/UFG, Goiânia-GO, Brasil. [email protected], Fax: 55-62-5211593. 2EmbrapaCerrados/Arroz e Feijão-Bolsista do CNPq, Planaltina, DF/Brasil. [email protected]. 3,4Dpto. de

Genética, FMRP/USP, Ribeirão Preto-SP, Brasil. [email protected] [email protected] of California, Davis/EUA. [email protected].

RESUMEN

Con el objetivo de estimar (co)varianzas y parámetros genéticos fueron utilizados 13676 registros de 5404 hembras conpartos entre 1991 y 1998, procedentes de 13 rebaños integrantes del “Programa de Melhoramento Genético da RaçaNelore”. Los rasgos estudiados fueron: días al parto (DAP), edad al primer parto (EPP), intervalo entre partos (IEP), pesoa los 15 meses de edad (P15M) y peso adulto (PAD). El modelo lineal general incluyó los efectos aleatorios genéticoaditivo y efecto permanente del animal, así como el efecto fijo de grupo contemporáneo, utilizando el aplicativoMTDFREML con sistemas de ecuaciones con 15152 animales en la matriz de parentesco. Las heredabilidades fueron:0.12 (DAP), 0.07 (IEP), 0.27 (IPP), 0.32 (P15M) y 0.37 (PAD), con correlaciones genéticas de 0.01, 0.19 y 0.03 entreDAP y EPP, P15M y PAD respectivamente. A pesar de mostrar una heredabilidad relativamente baja, DAP constituyeuna promisoria alternativa para la selección sobre la fertilidad de las hembras en ganado de carne. Son necesarios estudiosadicionales a fin de lograr elaborar una propuesta de aplicación práctica.

Palabras Clave: Días al parto, Reproducción, Fertilidad, Selección.

GENETIC VARIABILITY OF DAYS TO CALVING AND ITS RELATIONSHIPS WITH OTHERREPRODUCTIVE AND GROWING TRAITS IN NELLORE FEMALES

ABSTRACT

Whit the objective to estimate (co)variances and genetic parameters, 13676 records of 5404 females with calvingsbetween 1991 and 1998 were used. These records were produced in 13 herds from “Programa de MelhoramentoGenético da Raça Nelore”. Traits studied were: days to calving (DAP), age at first calving (EPP), calving interval (IEP),fifteen months age weight (P15M) and mature weight (PAD). The general linear model included animal random additivegenetic and permanent effects, with contemporary group as fixed effect. The MTDFREML software was used to obtainsolutions of equations system with 15152 animals in the relationship matrix. Heritabilities were: 0.12 (DAP), 0.07 (IEP),0.27 (IPP), 0.32 (P15M) and 0.37 (PAD), with genetic correlations of 0.01, 0.19 and 0.03 between DAP and EPP, P15Mand PAD respectively. In spite of showing a relatively low heritability, DAP is a promissory alternative for femalefertility selection in beef cattle. More in deep studies are necessary to elaborate a proposal for practical application.

Key Words: Days to calving, Reproduction, Fertility, Selection.

INTRODUCCIÓN

La tasa reproductiva constituye el indicador de mayor importancia cuando se compara la eficiencia de producción decarne bovina con otras especies (Benyshek, 1998). La fertilidad de machos y hembras, así como la reproducción conéxito, son extremadamente importantes para la eficiencia de la producción en rebaños bovinos de carne, siendodeterminantes principales de los beneficios y la rentabilidad de la explotación pecuaria (Johnston y Graser, 1998;Morris et al., 1999).

A partir de 1993, el sistema BREEDPLAN en Australia ha publicado predicciones de valor genético para el carácterDías al Parto de las hembras y para perímetro escrotal de los machos, ambas características permiten a los criadoresseleccionar para mejorar la fertilidad en los rebaños (Johnston y Graser, 1998). Graser (1994) mostró que el uso de





DAP es la manera mas efectiva y económica para aumentar el progreso genético de un objetivo de selección queincluye la reproducción.

Días al parto (DAP) fue propuesta en Australia por Meyer et al. (1990) y perfeccionada por Johnston y Bunter(1996). Esta característica surgió de investigaciones sobre indicadores apropiados del desempeño reproductivo de lashembras, mostrando heredabilidad y variabilidad significativas, siendo de fácil e económica medición bajocondiciones comunes de producción. DAP representa el número de días transcurridos desde el inicio de la estaciónde apareamientos hasta el parto.

Para programas cuyo sistema está basado en el control completo de las hembras, la única información adicionalrequerida para cada vaca es la fecha de inicio de la estación de apareamientos cada año y una codificación correctade las causas de descarte, particularmente si esta fuera por infertilidad, lo cual es importante porque permiteidentificar e incluir las hembras que no paren en la evaluación, aplicándoles valores punitivos (Johnston y Graser,1998).

Johnston y Graser (1998) usaron registros de DAP de novillas, no incluidos en las predicciones de DEPs para DAP,para investigar la potencia predictiva de tales DEPs predichas sobre la genealogía. Los resultados mostraron unaregresión positiva e significativa de los registros fenotípicos de DAP sobre las correspondientes DEPs individualespara DAP, indicando que DAP es simplemente una medida da tasa de parto (natalidad) que agrega el beneficio detomar en cuenta las diferencias en cronología de los partos (parto temprano vs. parto tardío dentro de la época departos).

Charteris (1996) concluyó que el uso primario del valor genético para DAP es identificar los toros cuyas hijas sonmas fértiles y tienden a parir mas temprano dentro de la estación de partos. Resultados en Nueva Zelanda sugierenque la tasa de preñez podría incrementarse con alguna presión de selección aplicada para reducir DAP, ya que porcada día de aumento de la misma, la tasa de preñez fue reducida en aproximadamente 2%.

En Brasil, Andrade et al. (2000) determinaron relaciones fenotípicas favorables entre DAP y característicasreproductivas de toros Nelore. En su Sumario 2000 de evaluación genética, la Compañía CFM publicó por primeravez DEPs para DAP de las hembras Nelore sometidas a monta natural.

El objetivo de este trabajo es obtener estimaciones de (co)varianzas y parámetros genéticos del carácter Días al Parto ysus relaciones con otros rasgos de crecimiento y reproducción de hembras de la raza Nelore en las condiciones deproducción de Brasil.

MATERIAL Y MÉTODOS

Fueron utilizados 13676 registros de 5404 hembras con partos entre 1991 y 1998, procedentes de 13 rebaños integrantesdel “Programa de Melhoramento Genético da Raça Nelore - PMGRN”. Los rasgos estudiados fueron: días al parto(DAP), edad al primer parto (EPP), intervalo entre partos (IEP), peso a los 15 meses de edad (P15M) y peso adulto(PAD).

Para la estimación de (co)varianzas, heredabilidades y correlaciones genéticas fue utilizado el aplicativo MTDFREML(BOLDMAN et al., 1995). Se efectuaron análisis para cada carácter individualmente, así como análisis bicarácter deDAP con cada uno de los restantes rasgos, excepto con IEP, lo cual permitió estimar las correlaciones genéticas de DAPcon las restantes medidas.

El modelo lineal general para cada característica, en forma matricial, fue definido como:Y = Xβ + Z1a+ Z2p+ e

donde, Y constituye un vector de cada variable dependiente, β es el vector de los efectos fijos considerados en cadacaso, X es la matriz de incidencia que relaciona β con Y, a representa el vector de los efectos genéticos aditivosdirectos, Z1 es la matriz de incidencia que asocia a con Y, p es el vector de efectos aleatorios de ambientepermanente, Z2 es la matriz de incidencia que asocia p con Y y finalmente e es el vector de los efectos residuales. Eltérmino Z2p debido al ambiente permanente fue incluido en los análisis de DAP e IEP. Para los análisis con doscaracterísticas fueron conjugados los modelos según la naturaleza de cada rasgo, con matriz de parentesco queincluyó 15152 animales. Como efectos fijos fueron incluidos los grupos contemporáneos, correspondientes al

nacimiento de las hembras para EPP y PAD, al tiempo de la medición para P15M y a la fecha de cada parto paraDAP e IEP, conformándose como la subclase rebaño-año-época correspondiente a cada evento.


En la Tabla 1 se presentan las medias, desviaciones estándares y coeficientes de variación de las característicasestudiadas.

Los valores de la Tabla 1 están en correspondencia con los publicados en varios trabajos usando la base de datos delPMGRN, a partir de muestras de rasgos individuales incluso mayores que las presentadas en este estudio.

Tabla 1.-Medias, desviaciones estándares y coeficientes de variación de las características estudiadas.

Característica Media Desviación estándar Coefic. de variaciónDías al parto (días) 358.2 47.4 13.2Edad al primer parto (meses) 38.4 5.1 13.4Intervalo entre partos (días) 391.9 43.1 11.0Peso a los 15 meses (Kg.) 238.3 40.9 17.1Peso adulto (Kg.) 471.4 57.8 12.3

En la Tabla 2 aparecen las varianzas, covarianzas, heredabilidades y correlaciones genéticas estimadas a partir de losmodelos para cada rasgo y de los análisis bicarácter.

Tabla 2.-Componentes de (co)varianzas y parámetros genéticos de las características estudiadas a partir de análisiscon uno y dos rasgos.

Característica1 21aσ 2

2aσ 12aσ 21eσ 2

2eσ 21pσ 2

2pσ 22h 2

2h 12arDAP 209.82 --- --- 745.45 --- 1762.46 --- 0.12 -- --EPP 3.79 --- --- 10.03 --- 13.83 --- 0.27 -- --DAP-EPP 210.15 3.80 0.23 745.47 10.03 1762.62 13.83 0.12 0.27 0.01DAP-P15M 208.56 164.47 34.64 745.63 344.58 1762.11 509.06 0.12 0.32 0.19PAD 579.26 --- --- 973.53 --- 1552.79 --- 0.37 -- --DAP-PAD 209.25 579.59 9.43 745.53 973.35 1762.39 1552.95 0.12 0.37 0.03IEP 108.45 --- --- 1406.03 --- 1514.48 --- 0.07 -- --

1 Caracteres definidos previamente en el texto. 21aσ , 2

2aσ y 12aσ son las varianzas y covarianzas genéticas aditivas

de los rasgos 1 y 2. 21eσ , 2

2eσ , 21pσ y 2

2pσ son las varianzas residuales y fenotípicas totales de los rasgos 1 y 2.21h , 2

2h y 12ar son las heredabilidades de las características 1 y 2 y la correlación genética entre ellas.

El valor de 0.12 para la heredabilidad de DAP está en correspondencia con estimados publicados en Australia yNueva Zelanda (Meyer et al., 1990; Charteris, 1996; Johnston y Graser, 1998). Resultado publicado en Brasil (CFM,2000) de 0.10 para DAP concuerda con el obtenido en este estudio, sin embargo, el valor de 0.13 informado paraEPP es muy bajo en relación al de 0.27 estimado en este trabajo, que está en correspondencia con la mayor parte delos informados en la literatura (Meyer et al., 1991; Johnston y Graser, 1998).

La correlación genética positiva, aunque baja, de DAP con P15M esta de acuerdo con lo encontrado por Meyer et al.(1991), indicando que, probablemente, no debe esperarse que las hembras mas pesadas próximas a la edad de lapubertad muestren el mejor comportamiento en DAP posteriormente. Por otro lado, la correlación muy baja de DAPcon PAD seria un indicativo de independencia entre estas características, sin embargo, no existen resultadoscomparables en la literatura consultada, sugiriendo la necesidad de estudios posteriores al respecto.

CONCLUSIONES

A pesar de mostrar una heredabilidad relativamente baja, días al parto, por sus posibilidades prácticas de aplicación encondiciones comunes de producción en los rebaños, representa un indicador promisorio como criterio de selección parafertilidad en hembras de carne, bajo condiciones de reproducción en estación de apareamientos de duración relativamentecorta.

Para un completo entendimiento de la naturaleza biológica del carácter DAP y sus interrelaciones con otros rasgos deinterés económico, es necesario que se desarrollen estudios mas completos y detallados al respecto, abarcando diferentespoblaciones y condiciones de producción.

Predicciones de valor genético para DAP, conjuntamente con las comúnmente obtenidas para perímetro escrotal de losmachos, podrían acelerar el progreso genético alcanzable en la reproducción, especialmente en la selección de toros, tantopara su uso en inseminación artificial como en monta natural.


1. Andrade, V. J.; C. R. Quirino; J. A. G. Bergmann; V. R. Vale Filho; S. R. Reis; R. Mendonça e C. G. Fonseca.Relação fenotípica entre dias para o parto e características reprodutivas de touros Nelore. In: ReuniónLatinoamericana de Producción Animal, 16., 2000. Montevideo, Uruguay. [Trabalhos apresentados] Montevideo,Grupo DelMercosur, 2000, MG89.htm (CD-ROM). [http://agro.delmercosur.com/produccion-animal/].

2. Benyshek, L.L. Taking Beef Cattle Breeding into the 21st Century. Proc. 6th World Congr. Genet. Appl.Livest. Prod., Armidale, Australia, 23: 43-50, 1998.

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G 7. ANÁLISE MULTIVARIADA DE CARACTERÍSTICAS PRODUTIVAS EM BOVINOS DA RAÇANELORE – PARÂMETROS GENÉTICOS1

Josineudson Augusto II de Vasconcelos Silva2, Marcelo Hessel Van Melis3, Joanir Pereira Eler4, José BentoSterman Ferraz4, Henrique Nunes de Oliveira5

1. Trabalho apoiado pela FAPESP e pelo CNPq2. Pós-Doutorando, FMVZ, USP, Cx.Postal 23, 13630-970, Pirassununga/SP. [email protected]

3. Mestrando, Curso de Zootecnia (Qualidade e Produtividade Animal), FZEA, USP. [email protected]. Professores, FZEA, USP, Bolsistas do CNPq. [email protected] , [email protected]

5. Professor da FMVZ, UNESP, [email protected]

RESUMO:

O objetivo do presente trabalho foi estimar os parâmetros genéticos para as características peso ao nascimento (PN),peso na desmama (PD) e ganho de peso da desmama ao sobreano (GP345) por meio de análise tri-característica como “software” REMLF90, pertencente ao pacote BLUPF90. A análise foi realizada com dados de animais da raçaNelore. Os resultados mostraram coeficientes de herdabilidade de 0,39, 0,34 e 0,27 para as características PN, PD eGP345, respectivamente. As correlações genéticas e residuais das características foram de 0,60 e 0,23, 0,03 e 0,06 ,e0,07 e –0,08, entre PN e PD, PN e GP345 e PD e GP345, respectivamente. Os valores se apresentaram próximo aosencontrados na literatura em análises uni e bivariada. O programa utilizado mostrou eficiência e rapidez na saída dosresultados, se apresentando como uma opção para análises multivariadas, a qual tem relevante importância naobtenção de parâmetros genéticos, devido a maior acurácia das estimativas.

Palavras-Chave: Característica de crescimento, correlação, herdabilidade, modelo animal, REML.

ANALYSIS MULTIPLE-TRAITS FOR PRODUCTIVE TRAITS IN NELLORE CATTLE – GENETICPARAMETERS

ABSTRACT:

To estimate genetic parameters for birth weight (BW), weaning weight (WW) and weight gain from weaning to 550days (G345), was evaluated a large data set from Nellore cattle. Genetic parameters were estimated using animalmodel, multiple-traits analysis with REMLF90 software from BLUPF90 package. Estimates of direct heritabilitywere 0.39, 0.34 and 0.27 for BW, WW and G345, respectively. Estimates of genetic and residual correlation were0.60 and 0.23, 0.03 and 0.06, and 0.07 and –0.08 between BW and WW, BW and G345, and WW and G345,respectively. The used program showed efficiency and quickly in the exit of the results, whereas presenting as anoption for analyses multi-traits, which has importance in the obtaining of genetic parameters, due to high acuracy ofthe estimates.

Keywords: Animal model, correlation, growth traits, heritability, REML

INTRODUÇÃO

O sucesso do empreendimento pecuário depende de métodos adequados de predição dos valores genéticos dosreprodutores e matrizes, os quais serão utilizados como base no programa de melhoramento genético a ser aplicadono rebanho.

O conhecimento das propriedades genéticas nos rebanhos baseia-se na estimação de componentes de variância e decovariância, incluindo neste aspecto a variância das observações para um indivíduo em determinada característica, ascovariâncias das características e a variância dos indivíduos para a mesma ou em diferentes características.

A acurácia das estimativas dos componentes de variância depende dos dados analisados, do método estatístico e domodelo utilizado. Os métodos empregados na estimação desses componentes evoluíram muito ao longo dos últimosanos, a partir dos avanços atingidos pelos computadores, que foi um fator importante na aplicação das metodologiase procedimentos atuais.






Um outro item para se conseguir o aumento da acurácia das estimativas de componentes de variância é a utilizaçãode análises multivariadas, pois realiza a análise conjunta de características correlacionadas, permitindo utilizarinformações de uma característica para obter estimativas para a outra. Esta análise é importante também quando nãose tem uma amostra aleatória dos dados dos rebanhos, pois melhor corrige os efeitos devido à seleção.

O objetivo deste trabalho foi analisar um conjunto de animais da raça Nelore, utilizando modelo multivariado (pesoao nascimento, peso na desmama e ganho de peso da desmama ao sobreano) para estimar os componentes de (co)variância, os coeficientes de herdabilidade e de correlações genéticas das características.

MATERIAL E MÉTODOS

Foram analisados dados de animais nascidos entre os anos de 1984 e 1999, pertencentes a fazendas da Agro-PecuáriaCFM Ltda, situadas nos estados de São Paulo, Mato Grosso do Sul e Goiás. Os animais foram mantidos em regimede pasto, sem suplementação. A estação de monta tem início no mês de novembro e termina em janeiro, com duraçãode 60 dias para as vacas e 90 dias para as novilhas, sendo utilizada a inseminação artificial e a monta natural, emlotes com um reprodutor ou reprodutores múltiplos. No final de cada estação de monta, as vacas vazias sãodescartadas. Algum descarte pode ser feito também por baixo desempenho da progênie e por sanidade.

Para o desenvolvimento do trabalho, a base dos dados analisada incluiu somente animais com pais conhecidos, sendo53.451, 64.859 e 43.604 registros de peso ao nascimento (PN), peso na desmama (PD) e ganho de peso da desmamaao sobreano (GP345), tendo o arquivo um total de 68.222 animais para a análise tri-característica.

Foram utilizados no modelo como causas de variação, os efeitos aleatórios, direto, materno, e de ambientepermanente (os dois últimos para PN e PD), o efeito fixo do grupo de contemporâneo (para PN = fazenda denascimento + ano de nascimento + sexo = GCPN; para PD = GCPN + grupo de manejo à desmama = GCPD; paraGP345 = GCPD + grupo de manejo ao sobreano) e da classe de idade da mãe ao parto (para PN e PD) e umacovariável linear da idade na desmama (para PD, esta variando de 140 a 270 dias).

As mensurações de PN e PD não foram pré-ajustadas para nenhuma variável, uma vez que o modelo de análisegenética tem a capacidade de fazer estes ajustes por si mesmo. As pesagens foram antecedidas por jejum de 12 horas.

O GP345 é dado em kg e refere-se ao ganho de peso total do período da pesagem à desmama até a pesagem ao

sobreano. O ajuste foi o seguinte: 345.345

−−

=IDISPDPSGP , em que: GP345 é o ganho de peso da desmama ao

sobreano, em 345 dias; PS é o peso ao sobreano; PD é o peso na desmama; IS é a idade da medida ao sobreano e IDé a idade da medida na desmama. A diferença mínima aceitável entre IS e ID foi de maior ou igual a 100 dias para ainclusão dos animais na análise.

Os componentes de (co)variância foram estimados pelo método de máxima verossimilhança restrita - REML(Patterson & Thompson, 1971), utilizando o programa computacional REMLF90, que utiliza o algoritmo EM(expectation maximization) com aceleração, e pertencente ao pacote BLUPF90 (MISZTAL, 1999).

O computador utilizado para a análise possuía um processador AMD700, com HD de 15.0Gb e memória RAM de786Mb.

RESULTADOS

A análise multivariada realizada teve um tempo de processamento de 127 horas, observando que os parâmetrosiniciais (priors) utilizados foram obtidos de análises bivariadas encontradas na literatura. O programa REMLF90mostrou agilidade e manteve-se estável durante o tempo de processamento.

Os parâmetros genéticos obtidos para as características avaliadas são apresentados na Tabela 1. Na Tabela 2 sãomostradas as estimativas de herdabilidade, correlações genéticas e de ambiente para as características estudadas.

Os valores encontrados para as (co) variâncias foram próximos das encontradas na literatura. Uma atenção deve serdada aos valores da correlação genética do efeito direto e materno, principalmente na característica PD, em que estase apresenta positiva e com baixa magnitude, mostrando-se próxima ao dos recentes trabalhos publicados.

Esta diminuição da magnitude da correlação genética dos efeitos materno e direto pode ser um indicativo de queanálises multivariadas têm uma maior poder de detectar possíveis interrelações genéticas existentes entre ascaracterísticas e apresentar uma maior acurácia nas estimativas.

Tabela 1. Parâmetros genéticos para peso ao nascer (PN), peso na desmama (PD) e ganho de peso na desmama aosobreano (GP345) em análise tri-característica, pelo método da máxima verossimilhança restrita (REML).

ParâmetrosAnálise σa

2 σm2 σam σc

2 σe2 ram

PN (kg) 4,25 0,95 -0,36 0,35 5,70 -0,18PD (kg) 88,49 15,80 0,88 40,39 154,30 0,02GP345 (kg) 79,19 - - - 215,00 -σa

2 = variância genética aditiva direta; σm2 = variância genética aditiva materna; σam = covariância dos efeitos

genéticos aditivos direto e materno; σc2 = variância devido ao ambiente permanente da vaca; σe

2 = variânciaresidual; ram = correlação genética entre efeitos genéticos direto e materno.

Tabela 2. Estimativas de herdabilidade1, correlações genéticas2 e de ambiente3 para as características peso aonascimento (PN), peso na desmama (PD) e ganho de peso da desmama ao sobreano (GP345).

Características PN PD GP345PN 0,39 0,23 0,06PD 0,60 0,34 -0,08GP345 0,03 0,07 0,27

1. valores na diagonal.2. valores abaixo da diagonal.3. valores acima da diagonal.

A herdabilidade obtida para PN foi semelhante às encontradas por ELER et al. (1996) e SCARPATI & LÔBO(1999). Quanto ao PD, o coeficiente de herdabilidade obtido foi superior aos encontrados por ELER et al. (1996) eMERCADANTE & LOBO (1997). A estimativa de herdabilidade de GP345 foi inferior à média encontrada narevisão descrita por LÔBO et al. (2000).

Observando que as estimativas encontradas na literatura foram realizadas por meio de análises uni ou bivariadas, eque as análises multivariadas têm apresentado uma tendência de obter estimativas de herdabilidade direta maiores(ELER, et al.,1996), podendo ser indicativo que os resultados obtidos no presente trabalho estão coerentes eapresentam não só pelo número de dados avaliados, bem como o modelo e o programa utilizado, uma estimativaconfiável.

A correlação genética (гg) obtida entre PN e PD foi de 0,60, sendo superior às obtidas por LÔBO et al. (1995), einferior às obtidas por ELER et al. (1996) e MARTINS et al. (2000).

A гg obtida nas características PD e GP345 foi de 0,07. Na literatura encontram-se poucas referências, porém a гgobtida foi inferior à encontrada por LÔBO et al. (2000), numa revisão de estimativas de parâmetros genéticos paragado de corte e leite em regiões tropicais, que foi de 0,11. Deve-se notar que embora as гg obtidas nas referênciasencontradas sejam diferentes, estas também se apresentam de baixa magnitude.

Os resultados encontrados demonstram que deve ser dada uma atenção ao alto valor da correlação genética existentedo PN e PD, tentando evitar problemas futuros com partos distorcícos, em programas que tem o PD como critério deseleção.O programa REMLF90 mostrou-se eficiente na estimação de componentes de (co)variância e bastante ágil naobtenção dos resultados finais de análise multivariada, demonstrando ser um pacote confiável e de bom desempenho.

CONCLUSÃO

A análise multivariada apresenta-se como uma boa ferramenta na estimação dos parâmetros genéticos, permitindo aobtenção de valores mais acurados, não só dos componentes de variância como também dos valores genéticos dosanimais.

Com o aumento da capacidade de processamento dos computadores em termos de memória e velocidade, bem comoos programas com melhor otimização computacional, as análises multivariadas passam a ser recomendadas.


1. ELER, J.P.; FERRAZ, J.B.S.; SILVA, P.R. Parâmetros genéticos para peso, avaliação visual e perímetroescrotal na raça Nelore, estimados por modelo animal. Arq. Bras. Med. Vet. Zoot., v.48, n.2, p.203-213, 1996.

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G 6. CORRELAÇÕES GENÉTICAS ENTRE CARACTERÍSTICAS DE CARCAÇAS MEDIDAS PORULTRA-SONOGRAFIA E CARACTERÍSTICAS DE DESENVOLVIMENTO PONDERAL PARA

BOVINOS DA RAÇA NELORE1

Luís Gustavo Girardi Figueiredo2 ; José Bento Sterman Ferraz3; Joanir Pereira Eler3

1Trabalho apoiado por FAPESP, CNPq ; CFM Agro-Pecuária e Manah Agropastoril Ltda2Pós-Graduando em Zootecnia – FZEA/USP

3Professores do Grupo de Melhoramento Animal – FZEA/USP

RESUMO

Com a tendência de diminuição do ciclo de produção e a maior demanda por carne de melhor qualidade, hánecessidade de alterar a forma da curva de crescimento do animal, para que se obtenha um animal com peso eacabamento adequado para o abate em uma idade cada vez mais jovem. As medidas de carcaça poderão contribuirmuito para que possamos selecionar animais cada vês mais produtivos e com as características que deseja nossoconsumidor. Neste trabalho analisou-se dois rebanhos, sendo o rebanho 1 com 28.091 e o rebanho 2 com 10.104. Ascorrelações encontradas entre AOL e PESDES (0,28 e 0,50), PESSOB (0,27 e 0,26), GP345 (0,01 e 0,49), PE (0,00 e0,33) e ALT(-0,24) para os rebanhos 1 e 2 respectivamente. As correlações entre EGS e PESDES (0,27 e 0,12),PESSOB (-0,05 e 0,25), GP345 (-1,00 e 0,16), PE (-0,66 e 0,08) e ALT(-0,09) para os rebanhos 1 e 2respectivamente.

Palavras Chaves: avaliação de carcaças in vivo, seleção indireta, ultra-sonografia.Key words: ultrasound, in vivo carcass evaluation,

1. INTRODUÇÃO

O rebanho bovino brasileiro é composto por cerca de 157 milhões de cabeças, sendo que 80% tem algumacomposição genética de zebu. Verifica-se também que a raça Nelore destaca-se em importância no rebanho nacional,com 31% do sêmen comercializado no Brasil no ano de 1999, segundo a Associação Brasileira de InseminaçãoArtificial e 76% dos registros genealógicos definitivo da ABCZ. Em 1999 foram abatidas 31,6 milhões de cabeças,com uma produção de 6,5 milhões de toneladas de equivalente carcaça sendo assim o segundo produtor de carnebovina no mundo.

Com a tendência de diminuição do ciclo de produção e a maior demanda por carne de melhor qualidade, hánecessidade de alterar a forma da curva de crescimento do animal, para que se obtenha um animal com peso eacabamento adequado para o abate em uma idade cada vez mais jovem.

Uma forma de selecionar estes animais é através da ultra-sonografia aplicada para se obter medidas de carcaça econseqüentemente a seleção de touro de alta dep para estas características.

O objetivo deste trabalho é estimar parâmetros genéticos de características de carcaça feitas por ultra-sonografia embovinos da raça Nelore.

2. MATERIAL E MÉTODOS

2.1. FORMAÇÃO DO BANCO DE DADOS2.1.1. FAZENDAS SÃO FRANCISCO E CHERUBIM (REBANHO 1)

A digitação e consistência dos dados foram feitas utilizando-se o software FOXPRO 2.6 da Microsoft. Com essesdados formou-se o arquivo de dados das Fazendas São Francisco e Cherubim que irá ser utilizado para as análisespreliminares em SAS e posteriormente nas análises em MTDFREML. Neste arquivo constam todas as característicasde produtividade e escores visuais de conformação (C), Precocidade (P) e musculosidade (M) além das medidas deAOL e EGS dos animais coletados. No mesmo arquivo encontram-se as informações de idades à medição e/oupesagem. Foram incluídos no arquivo não somente os animais que apresentam as informações de AOL e EGS, mastodos os meio-irmãos e irmãos completos totalizando um montante de 28.091 animais no arquivo, gerando umarquivo de pedigree com 53.096 animais.

2.1.2. FAZENDA MUNDO NOVO (REBANHO 2)

Os dados coletados foram adicionados à base de dados da fazenda, nos computadores do Grupo de MelhoramentoAnimal da Faculdade de Zootecnia e Engenharia de Alimentos formando assim um banco de dados com 10.104animais na base de dados e 14.206 animais no pedigree, neste banco de dados foram incluídos meio-irmãos e irmãoscompletos dos animais.

2.2. MODELOS

em que,y1 = vetor dos registros de medidas da característica 1y2 = vetor dos registros de medidas da característica 2β1 = vetor de efeitos fixos para a característica 1β2 = vetor de feitos fixos para característica 2µ1 = vetor de efeitos aleatórios de valor genético para a característica 1µ2 = vetor de efeitos aleatórios de valor genético para a característica 2X1(X2) = matriz de incidência associando elementos de b1(b2) a y1(y2)Z1(Z2) = matriz de incidência associando elementos de µ1(µ2) a y1(y2)

2.2.1. EFEITOS FIXOS (VETOR β)

Foram considerados os seguintes efeitos fixos (Vetor β): fazenda, sexo, grupo de manejo, ano de nascimento eestação de nascimento para o rebanho 1 e ano de nascimento, sexo e grupo de manejo para o rebanho 2. Ainda foiforam consideradas as covariáveis idade da vaca ao parto e idade do animal quando da medida.

2.2.2. EFEITOS ALEATÓRIOS (VETOR µ)

Os efeitos aleatórios do genes do animal (efeitos genéticos diretos) e de suas mães (efeito materno), além dos efeitospermanentes que as mãe proporcionam aos seus bezerros

2.3. METODOLOGIA DE ANÁLISE GENÉTICA

Os componentes foram estimados por máxima verossimilhança restrita utilizando-se o software MTDFREML -Multiple Trait Derivative Free Restricted Maximum Likelihood (BOLDMAN et al., 1993) que usa técnicas dematrizes esparsas através da incorporação do SPARSPACK (GEORGE et al., 1980) e fatoração de Choleski paraobter o log do determinante da matriz dos coeficientes e a soma de quadrados generalizada dos resíduos. Oscomponentes de variância e covariância são estimados por máxima verossimilhança restrita, usando um algoritmonão derivativo (SMITH & GRASER, 1986). A otimização da função de verossimilhança é obtida por um algoritmoconhecido como “downhill simplex” ou ameba (NELDER & MEAD, 1965). Em cada ciclo de iteração, a variânciados valores do logaritmo da função de verossimilhança no simplex é calculada. O critério de convergência é atingidoquando essa variância é igual ou menor que 10-9. Como há possibilidade de se obter máximos locais ao invés domáximo global (PRES et al., 1986), várias reinicializações foram executadas no sentido de se assegurar aconvergência no máximo global da função de verossimilhança.

2.4. SELEÇÃO INDIRETA

Para as simulações de ganho genético através da seleção indireta utilizou-se o seguinte cenário:• 10 % dos melhores touros (intensidade de seleção de 1,76)• 80% das melhores vacas (intensidade de seleção de 0,35)

Aplicando-se na fórmula:

+

+

=

2

1

2

1

2

1

2

1

2

1

2

1

00

00

ee

ZZ

XX

yy

µµ

ββ

ypyxgy hhirGc σ22=∆

i = intensidade de seleção aplicada na característica Xrg = correlação genética entre as características X e Y

2xh = herdabilidade da característica X

2yh = herdabilidade da característica Y

ypσ = Desvio padrão fenotípico da característica Y

3. RESULTADOS E DISCUSSÃO3.1. CORRELAÇÕES GENÉTICAS

3.1.1. CORRELAÇÕES GENÉTICAS DE AOL COM CARACTERÍSTICA DE DESENVOLVIMENTO PONDERAL

Correlação da área de olho de lombo com as características de desenvolvimento ponderal em ambos os rebanhos sãoapresentadas nas Figuras 1 e 2.

0,28

0,27

0,01

0,00

-0,24

-0,30 -0,20 -0,10 0,00 0,10 0,20 0,30

Correlações

PESDES

PESSOB

GP345

PE

ALT

Car

acte

rístic

as

FIGURA 1 – Corr
elações genéticas entre AOL e características de desenvolvimento
ponderal para o rebanho 1

0,50

0,26

0,49

0,33

0,00 0,05 0,10 0,15 0,20 0,25 0,30 0,35 0,40 0,45 0,50

Correlações

PESDES

PESSOB

GP345

PE

Car

acte

rític

as

FIGURA 2 – Correlações genéticas entre AOL e características de desenvolvimento ponderal para o rebanho 2

Para as características PE e GP345 foi encontrada uma correlação genética próxima a zero indicando que essascaracterísticas não influenciam a AOL no rebanho 1, para o rebanho 2, no entanto, os valores de correlação para PE(0,33) e para GP345 (0,49) indicam que a seleção para PE e GP345 terão um aumento em suas medidas de AOL.Tomando-se como base o cenário descrito no material e métodos e simulando-se ganhos genéticos correlacionadosno rebanho2, após uma geração de seleção para AOL ter-se-ia um ganho de 0,3 cm na PE e para GP345 ter-se-ia umganho de 5,1 kg.

A correlação genética de AOL com peso ao sobreano em animais da raça Brangus foi de 0,41 (Moser et al., 1998) eos valores encontrados para os rebanhos 1 e 2 respectivamente foram de 0,27 e 0,26. Simulando-se os efeitos deseleção dos animais desses rebanhos para AOL, após uma geração ter-se-ia um ganho de 1,5 kg no PESSOB norebanho 1 e de 2,0 kg no PESSOB para o rebanho2.

A correlação encontrada entre AOL e PESDES foi de 0,28 e 0,50 respectivamente para o rebanho 1 e 2. Istodemonstra que selecionado-se para AOL obtém-se uma resposta positiva para PESDES. Estas correlações, apesar demagnitudes medianas, indicam que animais com maior peso a desmama tenderam a ter maiores áreas de olho delombo. Quando se simulou a seleção para AOL obteve-se um ganho correlacionado, para os rebanhos 1e 2respectivamente, de 0,9 kg e 4,0 kg/geração, no peso a desmama. Shepard et al. (1996) encontraram um valorsuperior (0,42) aos valores encontrados neste trabalho.

A Correlação genética encontrada entre AOL e altura foi negativa indicando que animais de maior estatura terãomenores AOL, possivelmente devido ao fato de que animais mais altos, na fase em que foram medidos, ainda seencontravam em fase de crescimento.

3.1.2. CORRELAÇÕES GENÉTICAS DE EGS COM CARACTERÍSTICA DE DESENVOLVIMENTO PONDERAL

As correlações genéticas entre EGS e características de desenvolvimento ponderal são apresentadas nas Figura 3(rebanho1) e 4 (rebanho2).

FIGURA 3 – Correlações genéticas entre EGS e características de desenvolvimento ponderal para o rebanho 1

FIGURA 4 - Correlações genéticas entre EGS e características de desenvolvimento ponderal para o rebanho 2.

Estudando animais da raça Angus, Shepard et al. (1996) encontraram uma estimativa de 0,19 para a correlaçãogenética entre peso a desmama e EGS valor este que é de direção igual e magnitudes diferentes dos que foramestimados para os rebanhos 1 (0,27) e 2 (0,12). Estas correlações sugerem que quando for feita a seleção para melhoracabamento não será comprometido a seleção para peso a desmama. Portanto para cada geração de seleção para EGSter-se-á um ganho de 0,4 kg para o rebanho 1 e de 0,7 kg para o rebanho 2.

Para GP345 a correlação genética sugere que animais com elevado ganho de peso terão deposição de gordurasubcutânea tardia, no caso do rebanho 1 e para o rebanho 2 tem-se uma correlação positiva mas de baixa magnitudeque sugere que animais com elevado ganho de peso poderão ter pequena alteração na EGS. No caso de rebanho 1,possivelmente o modelo adotado não tenha se adaptado totalmente para estimação da correlação genética entre EGSe GP345, pois visto o valor estimado para tal correlação foi extremante elevado (-1,00). Também o fato de umagrande parcela dos animais desse rebanho ser composta de filhos de reprodutores múltiplos tenha contribuído paraesse resultado. Selecionado-se para EGS ter-se-ia, após uma geração, a perda de 1,8 kg no GP345 do rebanho 1 para

0,27

-0,05

-1,00

-0,66

-0,09

-1,00 -0,80 -0,60 -0,40 -0,20 0,00 0,20 0,40

Correlações

PESDES

PESSOB

GP345

PE

ALT

Car

acte

rístic

as

0,12

0,16

0,25

0,08

0,00 0,05 0,10 0,15 0,20 0,25

Correlações

PESDES

GP345

PESSOB

PE

Car

acte

rític

as

o rebanho 2 teria-se um ganho de 0,8 kg.

A característica PESSOB foi correlacionada positivamente para o rebanho 2 com uma valor de 0,25 superior aoencontrado por Moser et al. (1998) com um valore de 0,11. Verificou-se que no rebanho 1 a EGS não influencia oPESSOB Quando seleciona-se para EGS, após uma geração ter-se-á uma perda de –0,14 kg para o rebanho 1 e de1,80 kg para o rebanho 2.

Para perímetro escrotal obteve uma correlação –0,66 com EGS no rebanho1 e de 0,08 no rebanho 2. Portanto estesvalores sugerem que animais que forem selecionados para EGS terão uma diminuição na medida de PE no rebanho 1e para o rebanho 2 a medida de PE não deve se alterar devido à baixa magnitude da correlação encontrada. Comoresposta a seleção para estes casos ter-se-ia uma perda de 0,3 cm (rebanho 1) e um ganho, por geração, de 0,05 cm(rebanho 2).

O valor de correlação estimado para ALT sugere que esta característica não é pouco influenciada pela EGS.

4. CONCLUSÕES

As correlações genéticas estimadas entre as características de carcaça medidas por ultra-sonografia e característicasde desenvolvimento ponderal indicam que pode-se selecionar para esta características sem afetar o desenvolvimentoponderal dos animais.

5. REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS

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4. REVERTER, A.; JOHNSTON, D.J.; GRASER, H.U.; WOLCOTT, M.L.; UPTON, W.H. Genetic analyses oflive-animal ultrasound and abattoir carcass traits in Australian Angus and Hereford cattle. J. Anim. Sci. V.78,p.1786-1795, 2000.

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G 5 GANHO DE PESO E VARIAÇÃO DE MASSA MUSCULAR E GORDURA DE CARCAÇA,MEDIDAS POR ULTRA-SONOGRAFIA, EM REPRODUTORES

OVINOS DE DIFERENTES RAÇAS

Nelson Manzoni de Oliveira1,2; Daniel Benitez Ojeda 3; José Carlos da Silveira Osório4,2

1 Embrapa Pecuária Sul, e-mail [email protected]. 2 CNPq. 3 Associação Brasileira de Criadores deOvinos. 4 Universidade Federal de Pelotas, fax 053.2759023, e-mail [email protected]

Palavras chave: ovinos, peso vivo, massa muscular dorsal, gordura dorsal.

RESUMO-

Este trabalho visou examinar as associações entre o ganho de peso (PC) com a área de olho de lombo (AOL) e aespessura de gordura subcutânea dorsal (EGSD), medidas por ultra-sonografia, de reprodutores de diferentesraças ovina. Os seguintes procedimentos de análise foram considerados: a) para determinar a extensão em queAOL e EGSD são dependentes de PC, efetuou-se um modelo de regressão múltipla, por raça, no qual fatores deajuste estiveram presentes; b) este modelo possibilitou obter coeficientes de regressão e de correlação parciais,buscando minimizar influências sobre o estudo do grau de associação buscado e c) coeficientes de correlaçãosimples entre AOL e conformação corporal (CC). A aplicação do χ² entre os coeficientes de correlação parcialmostrou não ser significativa (P>0,05) a diferença entre genótipos; portanto, considerou-se os resultados de umaanálise dos dados em conjunto, r=0,433 para PC com AOL e r=0,349 para PC com EGSD. Incluindo o efeito deraça no modelo geral de análise de regressão obteve-se, para toda a população, as equações ajustadas: AOL=6,170 + 0,155(PC) e EGSD= 0,103 + 0,072(PC). A correlação fenotípica entre a AOL e CC (maior ou menorpotencial de produção de carne, avaliado subjetivamente) foi de 0,554 (P<0,01). Concluiu-se que é semelhante esignificativo (P<0,01) o incremento de AOL e EGSD, com o aumento de peso corporal em reprodutores jovens(idade entre 157 e 310 dias), das raças Hamphire Down, Ile-de-France, Texel e Suffolk, e que existe um altograu de associação entre AOL e CC.

INTRODUÇÃO

A área de músculo do longissimus dorsi e a espessura de gordura subcutânea a nível da décima terceira vértebradorsal, embora não expresse uma estimativa precisa desses tecidos na carcaça, são utilizadas em trabalhos deinvestigação, principalmente por se tratar de indicadores de qualidade. Presentemente, tem sido difundida autilização da ultra-sonografia para a mensuração dessa área muscular e de gordura, principalmente emprogramas de melhoramento genético. Valores médios de herdabilidade de 0,28 para área de olho de lombo e de0,24 para espessura de gordura subcutânea, ambos medidos “in vivo”, são relatados na revisão de literatura deFogarty (1995). Desta forma, essas medidas facilitam programas de seleção desenhados para mudar acomposição da carcaça de ovinos (Simm, 1987; Fogarty, 1995).

As raças aptidão carne estão em expansão no Brasil, notadamente no Rio Grande do Sul, onde atualmente existea única Central de Avaliação Genética de Reprodutores Ovinos e, pelas características do trabalho, futurosreprodutores com registro genealógico, de diferentes genótipos especializados para produzir carne, sãosubmetidos a um ambiente comum. Esta é uma singular oportunidade de conhecer, “in vivo” e com maisprecisão, o real potencial de produção dessas raças e as possíveis diferenciações em parâmetros de conformaçãoda carcaça.

Este trabalho visa examinar as diferenças e as associações entre o ganho de peso, área de olho de lombo eespessura de gordura subcutânea dorsal, medidas por ultra-sonografia, de reprodutores de diferentes raças ovinade aptidão carne.

MATERIAL E MÉTODOS

As informações (Tabela 1) analisadas neste trabalho são oriundas do Teste Centralizado de Desempenho deCordeiros Tipo Carne, projeto da Associação Brasileira de Criadores de Ovinos (ARCO) e pertencente aoServiço de Avaliação Genética de Reprodutores Ovinos (Puros de Origem), desenvolvido por dois anos em

parceria com a Fundação Estadual de Pesquisa Agropecuária (FEPAGRO), Vacaria, RS e por dois anos com aEmbrapa Pecuária Sul, Bagé, RS.

Tabela 1. Local, período, raça, idade média e número de animais avaliados.Local Período Raça Idade média (dias) N° de animais

Vacaria / RS 12/12/95 à 09/02/96 Suffolk 185,6 (±4,6) 18Ile-de-France 185,0 (±6,5) 14Texel 179,4 (±3,9) 12Hampshire Down 184,4 (±4,9) 14

Vacaria / RS 27/11/96 à 26/01/97 Suffolk 178,6 (±4,9) 14Ile-de-France 260,0 (±12,5) 13Texel 157,7 (±14,2) 6

Bagé / RS 15/01/98 à 16/03/98 Suffolk 236,8 (±3,6) 19Ile-de-France 310,9 (±5,3) 12Texel 226,2 (±10,8) 5

Bagé / RS 15/01/99 à 31/03/99 Suffolk 249,1 (±4,1) 16Ile-de-France 232,9 (±7,2) 14Texel 238,8 (±5,7) 23Hampshire Down 231,7 (±6,6) 13

Os valores entre parênteses referem-se a um Intervalo de Confiança de 95%

Previamente ao início da tomada dos dados, houve um período de adaptação de 10 dias, após os quais osanimais receberam um suporte forrageiro composto por leguminosas de inverno/primavera: Festucaarundinaceae, Trifolium repens L. e Lolium multiflorum, em Vacaria e Trifolium repens L. e Lotus corniculatusL. e gramíneas de campo natural (Paspalum notatum Flügge e Axonopus affinis Chase), em Bagé.Adicionalmente a essa pastagem, na cabanha, eram fornecidos ração comercial (1-2% do peso vivo) e feno dealfafa. Os dados de pesos corporais utilizados neste trabalho referem-se àqueles tomados no final (PC) do teste,conforme as datas acima, ocasião em que foram tomadas a espessura de gordura subcutânea dorsal (EGSD; emmm) e a área de olho de lombo (AOL; em cm²), empregando ultra-sonografia em tempo real, realizadas portécnico da Pontifícia Universidade Católica, RS, PUC/Uruguaiana. Neste momento, foi procedida uma avaliaçãosubjetiva da conformação corporal (CC), ou seja, maior ou menor potencial de produção de carne, realizada portécnico da ARCO, pontuando-se de 1 (=ruim) à 5 (= excelente).

Separadamente para raça, os dados foram submetidos a análise de regressão (Steel & Torrie, 1981), utilizando-se o programa Statistical Analysis System (SAS, 1989). Para atingir os objetivos propostos, dois procedimentosde análise foram considerados:

a) para determinar a extensão em que AOL e EGSD são dependentes de PC, efetuou-se o modelo de regressãomúltipla descrito abaixo, no qual fatores de ajuste estiveram presentes.Υi = β0 + β1Χ1i + β2Χ2i + β3Χ3i + β4Χ4i + β5Χ5i + Εi ; em que:Υi = observação do i-ésimo dado de AOL e EGSD; β0 = intercepto; βi = coeficientes de regressão do i-ésimoefeito; Χ1i = efeito do i-ésimo peso corporal; Χ2i = efeito do i-ésimo ano de observação (ou local); Χ3i = efeitodo i-ésimo tipo de nascimento (de parto simples ou duplo); Χ4i = efeito da i-ésima idade da ovelha; Χ5i = efeitoda i-ésima idade do cordeiro; Εi = erro residual das observações.

b) este modelo possibilitou a obtenção de coeficientes de regressão parcial, para avaliar a dependência de Υi

sobre Χ1i, mantendo Χ2i ,..., Χ5i constantes, buscando minimizar suas possíveis influências sobre o estudo dograu de associação buscado neste estudo. Empregando-se a soma dos quadrados de β1 (SSβ1) e a soma dosquadrados total do modelo acima (SST), calculou-se os coeficientes de correlação parcial (livre dos outrosefeitos no modelo) entre PC com AOL e EGSD, através de (SSβ1/SST)0,5, sendo testados para homogeneidadepelo χ² (Steel & Torrie, 1981).

Os coeficientes de correlação simples entre AOL e CC foram também obtidos com o programa StatisticalAnalysis System (SAS, 1989).


Não é a intenção deste documento uma comparação entre os genótipos, basicamente porque existe uma gama defatores que interferem nos resultados, como por exemplo, o diferencial de idade e de peso ao início do teste.Qualquer inferência em termos de informação derivada de valores absolutos estaria completamentecomprometida. Existe, entretanto, a possibilidade, embora não totalmente livre de erros, de avaliação de valoresque indiquem tendência, o que será comentado neste artigo.

Na Tabela 2, são apresentados os resultados advindos do modelo geral de análise empregado.

Tabela 2. Coeficientes de regressão parcial (β ±EP) e de determinação(1) (R²) de área de olho de lombo (AOL) eespessura de gordura subcutânea dorsal (EGSD) sobre diferencial de peso corporal.Raça Característica

AOL EGSDβ ±EP R² β ±EP R²

Hampshire Down 0,135 ** ±0,031 0,529 0,105 ** ±0,022 0,704Ile-de France 0,157 ** ±0,041 0,502 0,047 * ±0,020 0,613Texel 0,186 ** ±0,048 0,716 0,079 * ±0,033 0,585Suffolk 0,264 ** ±0,047 0,403 0,076 ** ±0,024 0,438Geral 0,155 ** ±0,020 0,393 0,072 ** ±0,120 0,410

** (P<0,01); * (P<0,05); (1) Do modelo de equação geral

Os coeficientes de regressão parcial, neste caso, foram todos altamente significativos (P<0,01) para área de olhode lombo (AOL) e para espessura de gordura subcutânea dorsal (EGSD), com exceção das raças Ile-de-France eTexel. Significam que, com um aumento de 1kg de peso corporal, haverá um aumento em AOL e EGSD,respectivamente, de 0,135cm² e 0,105mm na raça Hampshire Down, de 0,157cm² e 0,047mm na raça Ile-de-France, de 0,186cm² e 0,079mm na raça Texel e de 0,264 cm² e 0,076mm na raça Suffolk. Considerando toda apopulação, este aumento foi de 0,155 cm² em AOL e de 0,072mm em EGSD. Pela Tabela 2, pode-se aindaperceber pelos valores de R², que foi satisfatório o modelo ajustado para a análise dos dados. Em termos decoeficiente de regressão parcial, não foram encontrados resultados comparativos na literatura consultada. Osexistentes referem-se a coeficientes de correlação. Os encontrados neste estudo, são apresentados na Tabela 3. Aaplicação do teste de significância entre eles apresentou os seguintes resultados: χ²3gl=5,13<χ²3gl;0,05=7,81 paraAOL e χ²3gl=3,43<χ²3gl;0,05=7,81 para EGSD, sendo, portanto, não significativa (P>0,05) a diferença entre oscoeficientes de correlação fenotípica obtidos nos diferentes genótipos. Como são homogêneos, pode-seconsiderar os resultados obtidos de uma análise dos dados em conjunto (Tabela 3).

Tabela 3. Coeficientes de correlação parcial entre peso corporal com área de olho de lombo (AOL) e espessurade gordura subcutânea dorsal (EGSD) em reprodutores jovens de quatro raças

Característica Raça GeralHampshire Down Ile-de France Texel Suffolk

AOL 0,662 ª 0,384 ª 0,328 ª 0,560 ª 0,433EGSD 0,559 ª 0,213 ª 0,247 ª 0,307 ª 0,349

Coeficientes (linha) seguidos da mesma letra não diferem ao nível de 5% de probabilidade

A Tabela 3 mostra valores de r=0,433 para AOL e r=0,349 para EGSD. São bastante semelhantes aos 0,47 0,40relatados por Simm & Dingwall (1989), aos 0,53 e 0,50 relatados por Fogarty (1995) e aos 0,34 e 0,22 relatadospor Conington et al. (1995), onde ambas medidas de AOL e EGSD foram tomadas “in vivo” também porultrasonografia. Na literatura nacional, encontra-se somente informações de associações de peso corporal comAOL tomadas na carcaça, empregando-se um planímetro. Os valores de r=0,87 (Cunha et al., 1998), de 0,88(Santos et al., 1998) não são estritamente comparáveis devido à diferença metodológica. O mesmo argumento éválido para a correlação com espessura de gordura subcutânea.

Incluindo o efeito de raça no modelo geral de análise empregado, obteve-se, para toda a população, as variaçõesde AOL e EGSD com peso corporal (PC). As equações ajustadas, contendo coeficientes de regressão parcialobtidas foram:

AOL = 6,170 + 0,155 (PC)EGSD= 0,103 + 0,072(PC)

Finalmente, tomando em conta a correlação fenotípica entre a área de olho de lombo e conformação corporal(maior ou menor potencial de produção de carne) de 0,554 (P<0,01), presume-se que o seu emprego em índicesde programas de seleção de reprodutores, seria uma ferramenta de grande valia para uma maior produção decarne na progênie. Outrossim, a inclusão de medidas de espessura de gordura subcutânea dorsal em tais índicesde seleção, também possibilitaria, via genética, um controle do teor de gordura na carcaça de cordeirosdestinados ao abate, adequando-a às exigências do mercado consumidor.

CONCLUSÕES

1. É semelhante e significativo o incremento de área de olho de lombo, medida por ultrassonografia, com oaumento de peso corporal em reprodutores jovens (idade entre 157 a 310 dias) das raças Hamphire Down,Ile-de-France, Texel e Suffolk;

2. É semelhante e significativo o incremento de espessura de gordura subcutânea dorsal, medida porultrassonografia, com o aumento de peso corporal em reprodutores jovens (idade entre 157 a 310 dias) dasraças Hamphire Down, Ile-de-France, Texel e Suffolk;

3. Existe um grau altamente significativo de associação entre a área de olho de lombo e a conformaçãocorporal, o seja, maior ou menor potencial de produção de carne.


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3. FOGARTY, N.M. Genetic parameters for live weight, fat and muscle measurements, wool production andreproduction in sheep: a review. Animal Breeding Abstracts, v.63, n.3, p.101-143, 1995.

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G 4. COMPONENTES GENÉTICOS EN EL CRUZAMIENTO ENTRE LAS RAZAS A. ANGUS YHEREFORD PARA COMPORTAMIENTO DE LOS VIENTRES Y SU PROGENIE DURANTE LA

LACTANCIA.

Melucci, L. M; Villarreal, E. L; Mezzadra, C. A. y Reimonte, M.G..Unidad Integrada Facultad de Ciencias Agrarias (Universidad Nacional de Mar del Plata) – Estación Experimental

Agropecuaria Balcarce ( Instituto Nacional de Tecnología Agropecuaria). Argentina.Proyecto FONCYT: 08-04156. Préstamo BID 1201/OC-AR. Proyecto A040 (UNMDP).

Fax: 54 – 266 – 430456e_mail: [email protected]

RESUMEN

A fin de estudiar el comportamiento de los vientres durante la lactancia, en el período final de la temporada deservicios (21/12/2000) se midió el peso vivo (PV), condición corporal (CC), espesor de grasa dorsal (GD) y espesorde grasa lumbar (GL) en 95 vientres de las razas A. Angus (A), 90 Hereford (H) y 106 cruzas recíprocas (AH y HA)y el peso del ternero (PT) e incremento de peso desde el nacimiento (IP) en la progenie producto del apareamiento deestas madres con toros de las razas A, H y en el caso particular de las F1 también con toros Limousin. Para lasvariables medidas en las madres se estimaron los componentes genéticos raciales directos y maternos y la heterosisindividual (hi)y para aquéllas registradas en los terneros se estimó además la heterosis materna sesgada con ¼ de laspérdidas por recombinaciones epistáticas (hm + ¼ r). Para PV y CC se hallaron efectos de hi (P<0,05), querepresentaron 10 y 16 % de vigor híbrido, respectivamente. La diferencia de efectos genéticos individuales entre A yH resultaron favorables a H en 11 y 31 % para PV y GL, respectivamente. La hm indicó valores de vigor híbrido de10 y 16 % para PT e IP, respectivamente. La superioridad de la progenie de vacas cruzas sobre la progenie de vacaspuras, no deprimió al PV ni la CC ni el espesor de grasa de las madres cruzas, que en general siempre fueronsuperiores a las puras.

Palabras claves: cruzamientos – bovinos para carne – condición corporal – grasa subcutánea.

INTRODUCCIÓN:

Los cruzamientos entre las razas Aberdeen Angus y Hereford, ampliamente difundidos en la Región Pampeana deArgentina, permiten producir novillos que alcancen el peso y la terminación adecuados para el mercado de consumointerno, durante un período de engorde de menos de un año. Al mismo tiempo, proporcionan hembras cruza quepueden emplearse para la reposición de vientres en los rodeos de cría. Evidencia experimental propia indica laconveniencia de usar líneas maternas de tamaño corporal moderado, debido a la mayor eficiencia del uso de recursosalimenticios y consecuentemente mayor productividad biológica y económica que aportan a los sistemas de cría(Molinuevo, 1967; Melucci et al., 1993; Melucci y García, 1993; Melucci et al., 1997). La ventaja de estas líneasmaternas puede ser combinada con la de las líneas paternas de alto potencial de crecimiento bajo diseños decruzamientos específicos, explotando la complementariedad. Se ha observado por otra parte que, la producción deleche de las madres estimada a través del consumo de leche de sus terneros, si bien está determinada por su propiogenotipo, también se ve afectada por el genotipo del ternero (Vulich et al., 1986; Mezzadra et al.,, 1989). No quedaclaro aún si la lactancia puede afectar de manera diferencial al peso, condición corporal y nivel de reservascorporales al final del período de servicio a los distintos grupos genéticos maternos. Ello constituye el objetivo delpresente trabajo.


La información analizada corresponde a parte de un proyecto mayor, tendiente a evaluar sistemas de apareamientosentre biotipos bovinos para carne, que abarca evaluaciones de la eficiencia productiva de diferentes grupos genéticosdesde la concepción hasta la faena. Se emplearon registros de hembras con ternero al pie en el mes de diciembre de2000, etapa final del período de servicio iniciado en octubre. Los grupos raciales de esta hembras fueron: A. Angus(A), Hereford (H), F1 hijas de padres A y madres H (AH) y F1 hijas de padres H y madres A (HA). Las razas A y Hcorrespondieron a líneas maternas seleccionadas por facilidad de parto y velocidad de crecimiento (Melucci y Cantet,1996). Las progenies resultaron del apareamiento de estos vientres con toros de las mismas líneas de las razas A y Hy, en el caso especial de las F1, también con toros Limousin (L) de origen comercial. Los nacimientos ocurrieron


durante los meses de agosto, septiembre y octubre en la Estación Experimental Balcarce del INTA (Latitud 37 º45’S; Longitud: 58º 15’W; Altura: 130 m s.n.m.). La región es de clima templado húmedo, con una temperaturamedia anual de 14º C y un promedio de precipitaciones anuales de 890 mm. El sistema de alimentación fue porpastoreo directo sobre pasturas cultivadas con predominancia de Lolium multiflorum, Dactylis glomerata, Bromuscatarthicus, Trifolium repens y T. Pratense, con pico de producción en otoño y primavera. Las mediciones serealizaron el 21/12/2000. En los vientres se determinaron: peso vivo (PV); condición corporal (CC), medida enescala subjetiva de 9 puntos (1: extremadamente flaca; 9: extremadamente gorda); espesor de grasa dorsal (GD),medido sobre el músculo Longissimus dorsi en el intervalo de las costillas 12a y 13a ; espesor de grasa lumbar (GL)medido entre la 6 a vértebra lumbar y la 1a sacra. El espesor de grasa se determinó con un ecógrafo Pie Medical 200con transductor lineal de 3.5 Mhz, usando aceite comestible vegetal como agente acoplante. En la progenie seregistraron el peso vivo (PT) y el incremento de peso desde el nacimiento (IP). La edad media (días±de) de losterneros fue de 105,50 ± 26,7 d. Para estimar los efectos genéticos del cruzamiento A-H, se realizaron dos grupos deanálisis. Por un lado, se analizaron las variables maternas (PV, CC, GD y GL) con un modelo mixto que incluyó losefectos fijos de grupo genético de la vaca (GV), grupo genético del ternero (GT) anidado en GV, sexo del ternero(Sx), mes de parto (MP) y categoría de edad de la vaca (EV), el efecto de la covariable edad del ternero (ET) y elefecto aleatorio del padre de la vaca (PaVa). Para las variables medidas en las crías (PT e IP), el modelo utilizadocontempló los efectos fijos de GT, Sx, mes de nacimiento (MN) y EV, el efecto de la covariable ET y el efectoaleatorio del padre del ternero (PaTe).

Las medias de mínimos cuadrados de los grupo genéticos maternos se emplearon para estimar las diferencias entreefectos genéticos raciales directos (gi

A – giH) y entre efectos genéticos raciales maternos (gm

A – gmH) de las razas A y

H y la heterosis individual (hi) del cruzamiento A-H. Con la información de la progenie se estimó la heterosismaterna más ¼ de las pérdidas por recombinaciones epistáticas (hm + ¼ r). Los contrastes utilizados fueron:

giA – gi

H = A – H + AH - HAgm

A – gmH = HA - AH

hi= ½ [ ( AH + HA) – ( A + H)]hm + ¼ r= [ A(AH) + A(HA) + H(AH) + H(HA)] – [ A + H + AH + HA]Para todos los análisis se empleó el procedimiento MIXED del paquete estadístico SAS (1998).


A excepción de GD (promedio general: 2,78 mm), todas las variables de caracterización de los vientres mostraronefectos significativos (P<0,05) de GV (Tabla 1). Las cruzas no difirieron entre sí en PV (428kg) y fueron 60 kg máspesadas que las A (P<0,05), las que a su vez resultaron 40 kg más livianas que las H (P<0,05). Este menor peso delas vacas A es la causa principal de la mayor productividad por hectárea señalada en trabajos previos (Melucci yGarcía, 1993; Melucci et al. 1997) al usarlas en apareamientos con toros de otras razas británicas. En CC no hubodiferencias entre las razas puras ni entre las F1 siendo éstas últimas levemente superiores. Las AH en particulartuvieron 0,7 puntos más de condición que el promedio de las puras (4,22p). En espesor de GL no se diferenciaron lashembras H de las cruzas recíprocas, pero los tres grupos tuvieron alrededor de 0,5 mm más que A. Estas pequeñasdiferencias en CC y GL a favor de las cruzas, indicarían adaptabilidad a los sistemas pastoriles a pesar de surelativamente mayor tamaño corporal. Los efectos de hi para PV y CC (P<0,05), fueron 10 y 16 % de vigor híbrido,respectivamente (Tabla 2). El vigor híbrido para PV es comparable al 14% hallado por Melucci y García (1993) parael peso de la vaca al momento del destete de su ternero y refuerzan el concepto expresado anteriormente sobreadaptabilidad de tales biotipos a condiciones pastoriles de producción. Los efectos genéticos individuales resultaronfavorables a H en PV y GL (P<0,05). En el primer caso, ello concuerda con las diferencias halladas anteriormentesobre caracteres de crecimiento (Miquel y López Saubidet, 1980; Melucci y García, 1993). Los diferencias de efectosgenéticos raciales maternos entre A y H no fueron significativas para ninguno de los caracteres medidos en losvientres, probablemente por la escasa cantidad de observaciones, como se aprecia en los elevados errores estándar delos estimadores. El genotipo del ternero al pie de la madre dentro de grupo materno sólo afectó al PV (P<0,05)(Tabla 3); las vacas AH amamantando terneros ½ L fueron 46 kg más pesadas que el promedio de las madres conterneros ¾ A o ¾ H (P<0,05). De acuerdo a los resultados de Mezzadra et al. (1989) era dable esperar que losterneros ½ L, por su mayor tamaño corporal, hubieran demandado mayor producción de leche de sus madres,deprimiendo de esta manera el peso vivo de las mismas. Como se trata de un proyecto en desarrollo es aconsejablereunir mayor cantidad de información en estos grupos antes de concluir al respecto. La heterosis materna para PT eIP tuvo importante magnitudes (Tabla 2), indicando valores de vigor híbrido del orden de 10 y 16% para PT e IP,

respectivamente. Aparentemente la superioridad de la progenie de vacas cruzas sobre la progenie de vacas puras, nodeprimió al PV ni la CC ni el espesor de grasa de las hembras cruza, que en general siempre fueron superiores a laspuras (Tabla 1) logrando además interesantes niveles de hm en sus terneros para el PT y el IP. Esto además puedetener consecuencias favorables en la fase de engorde.

Tabla 1: Caracterización de las vacas en diciembre según su grupo genético

Grupo Genético(1)

N PV (2)

(kg)CC (2)

(score)GD (2)

(mm)GL (2)

(mm)Angus (A) (95) 367,94 ± 6,74 a 4,32 ± 0,10 a 2,74 ± 0,11 2,98 ± 0,16 a

Hereford (H) (90) 407,89 ± 6,95 b 4,12 ± 0,13 ac 2,76 ± 0,11 3,53 ± 0,18 bAH (30) 429,44 ± 10,00 bc 4,90 ± 0,15 b 2,70 ± 0,17 3,34 ± 0,25 abHA (76) 427,42 ± 7,32 c 4,87 ± 0,13 bc 2,94 ± 0,12 3,64 ± 0,19 b

(1) En primer lugar raza del padre.

(2) Medias mínimas cuadráticas ± error estándar. Letras diferentes indican diferencias significativas (P<0,05).

Tabla 2: Componentes genéticos en el cruzamiento A. Angus – Hereford

Componente PV (kg) (1) CC (score) (1) GD (mm) (1) GL (mm) (1) PT (kg) (1) IP (kg) (1)

hi 40.52 ± 6.27 * 0.67 ± 0.12 * 0.07 ± 0.10NS

0.24 ± 0.16NS

-1,73 ± 2,30NS

-2,18 ± 1,96NS

hm + ¼ r 9,39 ± 2,48 * 9,37 ± 2,12 *gi

A – giH - 37.93 ± 17.88

*0.17 ± 0.25

NS-0.25 ± 0.30

NS-0.85 ± 0.43

*-13,22 ± 4,72

*-12,17 ± 4,02

*gm

A – gmH - 2.02 ± 12.37

NS0.03 ± 0.20

NS0.23 ± 0.21

NS0.30 ± 0.31

NS14,48 ± 4,05 * 15,93 ± 3,45

*(1) Medias mínimas cuadráticas ± error estándar. *: significativo (P<0,05) NS: P>0,05

Tabla 3: Peso de las vacas según grupo genético del ternero al pie (1)

Raza paternaGrupo genético materno A, Angus Hereford Limousin

A, Angus (A) (52) 375,35 ± 7,57 (43) 360,53 ± 8,14Hereford (H) (13) 406,07 ± 11,62 (77) 409,71 ± 5,63

AH (11) 418,48 ± 13,65 a (9) 409,54 ± 14,69 a (10) 460,31 ± 14,20 bHA (8) 410,77 ±14,24 (11) 443,63 ± 12,41 (57) 427,87 ± 6,46

(1) cantidad de vacas entre paréntesis

CONCLUSIONES:

Los resultados indican que bajo las condiciones pastoriles típicas de la región pampeana argentina, el uso demadres F1 producto del apareamiento entre las razas A. Angus y Hereford, puede ser adecuadamente combinadoen sistemas de cruzamientos de manera de hacer uso de los efectos de heterosis y diferencias raciales mejorandolos aspectos del propio comportamiento de los vientres y el de la progenie.


1. Melucci, L.M.; Nicolini, J.E.; Mezzadra, C.A.; Miquel, M.C.; Molinuevo, H.A. y Villarreal, E.L. 1993.Productividad hasta el destete en sistemas alternativos de cruzamientos en bovinos para carne. In: Puignau, J.(ed.) Evaluación y elección de biotipos de acuerdo a los sistemas de producción. IICA/PROCISUR,Montevideo. Diálogo 35. p.269-275.

2. Melucci, L.M. y Cantet, R. 1996. Tendencia genética para crecimiento predestete de ganado Herefordexperimental. Noticiero de Biología 4(3):95.

3. Melucci, L. y García, C. 1993. Productividad de vientres A.Angus, Hereford y sus cruzas recíprocas. SociedadArgentina de Genética. Resúmenes XXIV Congreso Argentino de Genética. Misiones, Argentina. p.149.

4. Melucci, L.M.; Villarreal, E.L.; Mezzadra, C.A. y Sciotti, A.E. 1997. Comportamiento productivo de la razaShorthorn utilizada como cruzante. Rev.Arg.Prod.Anim. 17(supl 1):202-203.

5. Mezzadra, C.; Paciaroni, R.; Vulich, S.; Villarreal, E. y Melucci, L. 1989. Estimation of milk consumptioncurve parameters for different genetic groups of bovine calves. Anim.Prod. 49:83-87.

6. Miquel, M.C. y López Saubidet, C.A. 1980. Composantes génétiques de la croissance avant sévrage des racesAngus, Hereford et Shorthorn et de leur croisement avec la race Charolaise. Ann.Génét.Sél.Anim. 14:67-76.

7. Molinuevo, H.A. 1967. Estimación del peso al destete por unidad de superficie y su relación con el tamaño delas vacas. RIA, Serie1, Biología y Producción Animal (Argentina) 4:37-47.

8. Vulich, S.A.; Miquel, M.C.; Melucci, L.M.; Igartúa, D.V.; Ortiz, A.A.; Cacivio, R.; Bruzone, A. y Rojo Arauz,L. 1986. Curvas de consumo de leche hasta el destete para terneros A.Angus y sus cruzas. Revista Argentina deProducción Animal 6:209-213.

G3. ESTIMAÇÃO DE PARÂMETROS GENÉTICOS PARA CARACTERÍSTICAS PRODUTIVAS NARAÇA NELORE

II – FASE PÓS-DESMAMA*

Joanir Pereira Eler1, José Bento Sterman Ferraz1 e Fábio Dias2* Pesquisa apoiada pela FAPESP, pelo CNPq e pela Agro-Pecuária CFM Ltda.

1- Faculdade de Zootecnia e Engenharia de Alimentos da Univiversidade de São Paulo, e.mail: [email protected] Coordenador de Pecuária da Agropecuária CFM Ltda.,

RESUMO

Componentes de variância e de covariância e parâmetros genéticos foram estimados em uma amostra de 88.412bovinos da raça Nelore criados em regime exclusivo de pasto nos Estados de São Paulo, Mato Grosso do Sul eGoiás. Utilizou-se o método de máxima verossimilhança restrita sob modelo animal incluindo os efeitos genéticosdireto além dos efeitos fixos de grupo contemporâneo e idade do animal à pesagem ou medição (covariáveis liner equadrática). Foram analisadas as características ganho médio diário da desmama ao sobreano (GMDSOB), ganho depeso da desmama ao sobreano ajustado para 450 dias (GP245), ganho de peso da desmama ao sobreano ajustadopara 550 dias (GP345), escores visuais de conformação (CONF),precocidade (PREC) e musculosidade (MUSC)ajustados para 450 dias, altura (ALT) e perímetro escrotal (PE), ajustados para 450 dias, e escore de umbigo(UMB) ajustado para 450 dias.Os valores estimados para a herdabilidade foram 0,22; 0,24; 0,25; 0,26; 0,25; 0,25;0,38; 0,52 e 0,19 para GMDSOB, GP245, GP345, CONFS, PRECS, MUSCS, ALT, CE e UMB, respectivamente.Os resultados desta análise permitem concluir que as características relacionadas a peso e escores visuais deherdabilidade moderada enquanto que altura e perímetro escrotal apresentam herdabilidade elevada.

Palavras-Chave: Bovinos de corte, ganho de peso, escores visuais, perímetro escrotal, altura, modelo animal

INTRODUÇÃO

A raça Nelore (Bos indicus), Zebu originário principalmente do tipo Ongole da Índia, veio para o Brasil no final doséculo XIX. Devido à sua extraordinária capacidade de adaptação aos trópicos e capacidade de produção emsistemas extensivos, se tornou predominante sobre as outras e representa cerca de 80% da população bovinabrasileira.

Vários autores, dentre os quais Rosa et al. (1986), Silva et al. (1987) e Eler et al. (1989) publicaram resultados deparâmetros genéticos na raça Nelore. A maioria dos resultados envolve pequeno número de observações nasanálises. Albuquerque e Meyer (2001) estimaram herdabilidade para pesos do nascimento até os 600 dias de idadeem sub-amostras com diferenças de idade de uma semana. Para peso correspondente aos 450 dias e 550 dias, osvalores obtidos situam-se entre 0,24 e 0,26.

Assim, o objetivo do presente trabalho foi estimar parâmetros genéticos para características produtivas e perímetroescrotal na fase pós-desmama na raça Nelore, utilizando um grande número de observações.

MATERIAL E MÉTODOS

Animais, características e grupos contemporâneos

O conjunto de dados utilizado foi composto de 88.412 informações de animais com pesos à desmama, nascidos entre1984 e 1999 e criados em 11 fazendas nos Estados de São Paulo, Mato Grosso do Sul e Goiás. Os dados sãoprovenientes do programa de avaliação genética da Agropecuária CFM Ltda. O número de observações variou, noentanto, de acordo com a característica analisada (Tabela 1).

Foram analisadas as características ganho médio diário da desmama ao sobreano (GMDSOB), ganho de peso dadesmama ao sobreano ajustado para 450 dias (GP245), ganho de peso da desmama ao sobreano ajustado para 550dias (GP345), escores visuais de conformação (CONF),precocidade (PREC) e musculosidade (MUSC) ajustadospara 450 dias, altura (ALT) e perímetro escrotal (PE) e escore de umbigo (UMB) ajustados para 450 dias.

Os escores são valores subjetivos numa escala de 1 (péssimo) a 9 (excelente). Essas avaliações visuais foram, emcada fazenda, efetuadas por um grupo de três pessoas, envolvendo o gerente, o veterinário e o capataz. O escore deconformação considera o comprimento, a largura, a profundidade e a aparência geral do indivíduo. A precocidade éuma medida da capacidade do indivíduo em armazenar reservas de gordura, indicando ser mais precoce em suaterminação. A musculosidade leva em conta a massa muscular presente no animal.

O manejo dos animais foi exclusivamente em pastagem e os lotes ou grupos de manejo à desmama (GMANDES) eao sobreano (GMANSOB) foram bem identificados. Assim, a formação dos grupos de contemporâneos ao sobreano(GCSOB) se deu da seguinte forma:

GCSOB = Fazenda + ano de nascimento + sexo + GMANDES+GMANSOB

Modelo

As análises foram bi-característica, tendo sempre o peso à desmama como característica âncora. O modelomatemático utilizado para análise do peso à desmama pode ser representado como a seguir:

y = Xβ + Z1a + Z2m + Wc + e , em que:y é um vetor Nx1 dos registros de produção; β denota o vetor de efeitos fixos (grupo de contemporâneos,

classe de idade da mãe ao parto e idade do bezerro como covariável); X é a matriz deTabela 1 - Número de observações (N), média (X), desvio-padrão (S), coeficiente de variação (CV),valor mínimo (MIN) e valor máximo (Max) para as características, ganho médio diário da desmamaao sobreano (GMDSOB), ganho de peso pós-desmama em 245 dias (GP245), ganho de peso pós-desmama em 345 dias (GP345), escores de conformação (CONF), precocidade de acabamento(PREC), musculosidade (MUSC), medidas de altura na garupa (ALT) e perímetro escrotal (PE) eescore de umbigo (UMB) na raça Nelore.Característica N X S CV Min MaxGMDSOB, kg/dia 59.140 0,332 0,101 30,4 0,0 2,2GP245, kg 55.494 85,0 24,8 29,2 0,0 242GP345, kg 55.493 113,0 36,0 31,9 0,0 340CONF, ud 48.37 5,7 1,2 21,8 1 9PREC, ud 48.336 5,7 1,4 24,8 1 9MUSC, ud 48.388 5,6 1,3 23,5 1 9ALT, cm 27.575 136,4 5,2 38,0 110 160PE, cm 28.169 27,1 3,6 13,1 11 44UMB,ud 5.144 2,6 0,7 26,7 1 6

incidência que associa β a y; a é o vetor de valores genéticos para efeitos diretos, Z1 é a matriz que associa a a y;m é o vetor de valores genéticos para efeitos maternos, Z2 é a matriz que associa m a y; c é o vetor de efeitos deambiente materno permanente mais os efeitos genéticos não aditivos contribuídos pelas mães, W é a matriz queassocia c a y; e é o vetor de efeitos residuais inerentes a cada observação. Para as características de sobreano, osefeitos materno e de ambiente permanente, assim como da classe de idade da mae ao parto, foram excluídos domodelo.

Ajuste dos dados de sobreano

De 1985 a 1999 os animais foram pesados e medidos a uma idade em torno de 550 dias. A partir do ano 2000 (safra99) a ser pesados e medidos por volta dos 450 dias. Assim, tornou-se conveniente avalia-los de acordo com os dadosajustados para idade fixa (450 ou 550 dias).

Ganho de Peso

O GMDSOB foi calculado pela fórmula:GMDSOB PESSOB PESDESNDEP

=− , em que PESSOB é o peso real ao

sobreano; PESDES = peso real à desmama; NDEP = número de dias entre pesagens. Só foram considerados naanálise animais pesados com idade entre 365 e 650 dias e foram eliminados todos os que apresentaram NDEP menorque 90. Foram realizadas análises do conjunto todo (59.140) e para machos (30.950) e fêmeas (28.190)separadamente, de forma a serem obtidos os fatores de ajuste linear (b1) e quadrático (b2) para idade à pesagem(Tabela 2). O ganho médio (GMDSOB) foi então ajustado de acordo com as formulas:

450 450 2450

550 550 2550

1 2

1 2

GMD SOBGMD b Idade b Idade

GMD SOBGMD b Idade b Idade

= − − − −

= − − − −

( ) ( )

( ) ( )O GP245 foi obtido pela multiplicação de GMD450 por 245O GP345 foi obtido pela multiplicação de GMD550 por 345

Demais dados de sobreano

Os dados de CONF, PREC, MUSC, ALT, PE e UMB foram ajustados para 450 dias, utilizando-se a fórmula:450 450 24501 2y realy b Idade b Idade= − − − −( ) ( ) , em que

y450 = medida ajustada para 450 dias; yreal = medida real;b1 e b2 = fatores de ajuste linear e quadrático, para idade, obtidos pela inclusão da idade como covariáveis linear equadrática no modelo (Tabela 2).

Os dados ajustados foram então analisados pela metodologia de modelos mistos e os componentes de variânciaforam estimados por máxima verossimilhança restrita, utilizando-se o software MTDFREML (Boldman et ali., 1993)


Parâmetros genéticos

Os componentes de variância dos efeitos genéticos aditivos direto (2a) e dos efeitos residuais (2

e), os coeficientesde herdabilidade (h2) e os efeitos residuais como proporção da variância fenotípica (e2) são mostrados na Tabela 3.

Ganho de peso ao sobreano

A literatura é bastante pobre em referências sobre parâmetros genéticos relacionados a peso a esta idade para animaiscriados em clima tropical. Em relação ao Nelore, existem algumas estimativas de h2 publicadas na literaturanacional, mas, em geral, o volume de dados analisados é muito pequeno para fornecer uma acurácia desejável. Ovalores obtidos nesta análise situam-se entre 0,22 (GMDSOB) a 0,25 (GP345), o que permitiria bons níveis deresposta à seleção. Koots et al.(1994) apresentam uma média igual a 0,40 ± 0,12 para 184 publicações envolvendo oganho de peso pós-desmama. Deve-se considerar, no entanto que os

Tabela 2 - Efeito da idade à pesagem ou à medição, em dias, nas características ganho médio diário da desmamaao sobreano (GMDSOB,kg), escore de conformação (CONF,ud), escore de precocidade de acabamento(PREC,ud), escore de musculosidade (MUSC,ud), altura (ALT,cm), perímetro escrotal (PE,cm) e escore deumbigo (UMB,ud)

Machos Fêmeas Machos + FêmeasCaracter

Linear Quadrático Linear Quadrático Linear QuadráticoGMDSOB -0,00025176 +0,00000078 -0,00026116 +0,00000056 -0,00025296 +0,00000066CONF +0,01161463 +0,0000197 +0,01192327 -0,00001643 +0,01180128 -0,00000812PREC +0,01222499 +0,00000251 +0,01276208 -0,0000189 +0,01253065 -0,00000937MUSC +0,01148771 -0,0000051 +0,01238564 -0,00001919 +0,01194418 -0,00001317

PE +0,04288402 -0,00004478 - - - -ALT +0,03257716 +0,00004127 +0,03488434 +0,00002044 +0,03441638 +0,00003230UMB +0,00046555 +0,00006936 -0,0014927 +0,00003666 -0,00065763 +0,00004065

animais constantes deste trabalho são de criação extensiva, em pastagem, portanto com uma variação de ambientemuito maior. Albuquerque e Meyer (2001) encontraram valores entre 0,24 e 0,26.

Escores

Os valores obtidos para os coeficientes de herdabilidade dos efeitos genéticos direto (h2) foram 0,26 0,25 e 0,25conformação (CONFS), precocidade (PRECS) e musculosidade (MUSCS), respectivamente, ajustados para 450dias. Esses valores indicam que progresso genético pode ser obtido com a seleção. Para MUSCS, Mohiuddin (1993)cita quatro estudos, todos com pequeno número de observações, em que os valores de h2

situam-se entre 0,14 e 0,56.

Altura na garupa

O valor obtido para a herdabilidade (0,37) demonstra a variabilidade genética nesta população. Talvez o maiorproblema da seleção para altura seja o estabelecimento de critérios, considerando que os animais muito pequenosnão são desejáveis assim como os muito grandes.

Perímetro escrotal (PE)

O valor obtido para a herdabilidade (h2 = 0,52) foi um pouco superior à média de 25 trabalhos em gado de corte, narevisão de Koots et ali (1994). O valor obtido para o conjunto de rebanhos analisados por

Tabela 3 - Componentes de variância dos efeitos genéticos direto (2d) e

residual (2e), herdabilidade dos efeitos genéticos direto (h2

d) e variânciaresidual como proporção da variância fenotípica (e2) para as característicasganho médio diário da desmama ao sobreano (GMDSOB), ganho médio diárioda desmama ao sobreano nos machos (GMDSOBM) e nas fêmeas(GMDSOBF), ganho de peso da desmama ao sobreano, ajustado para 450 dias(GP245), ganho de peso da desmama ao sobreano, ajustado para 550 dias(GP345), conformação (CONF450), precocidade de acabamento (PREC450),Musculosidade (MUSC450), altura na garupa (ALT450), perímetro escrotal(PE450) e escore de umbigo (UMB450), ajustados para 450 dias na raçaNelore.

Característica 2a 2

e h2 e2

GMDSOB - - 0,22 0,78GMDSOB (M) - - 0,20 0,80GMDSOB (F) - - 0,25 0,75GP245 44,39 137,14 0,24 0,76GP345 87,96 270,21 0,25 0,75CONF450 0,167 0,472 0,26 0,74PREC450 0,186 0,729 0,25 0,75MUSC450 0,178 0,532 0,25 0,75ALT450 3,84 6,44 0,37 0,63PE450 3,38 3,14 0,52 0,48UMB450 0,069 0,30 0,19 0,81

Lôbo et al. (1995) foi de 0,45 . O valor obtido neste trabalho, confirma as pesquisas anteriores em relação aoprogresso genético que se pode esperar ao se fazer a seleção massal.

Entretanto, o grande interesse no estudo da PE deve-se à sua correlação com características reprodutivas das fêmeas.Análises ainda não publicadas mostraram correlação genética de –0,39 entre perímetro escrotal ajustado para 450dias e idade ao primeiro parto de fêmeas que entram na estação de monta aos 14 meses.

CONCLUSÕES

As estimativas de herdabilidade dos pesos e dos escores visuais foram moderadas, variando entre 0,22 e 0,26.

As estimativas de herdabilidade para altura e para perímetro escrotal foram elevadas


1. Albuquerque, L.G.; Meyer, K. Estimates of direct and maternal genetic effects for weights from birth to 600days of age in Nelore Cattle. J. Anim. Breed. Genetic. 118, p.83-92, 2001.

2. Boldman, K. G., L.A. Kriese, L.A.,L.D. Van Vleck, and S.D. Kachman. A Manual for Use of MTDFREML - ASet of Programs to Obtain Estimates of Variances and Covariances. USDA-ARS, 1993.

3. Eler, J.P.; R.B. Lôbo; A.N. Rosa. Influência de fatores genéticos e de meio em pesos de bovinos da raça Neloreno Estado de São Paulo. Rev. Soc. Bras. Zoot. v.18, p.103, 1989.

4. Koots, K.R.; J.P. Gibson; C.Smith and J.W. Wilton. Analyses of published genetic parameters estimates forbeef production traits. 1. Heritability. Anim. Breed. Abstract , v.62, p.309, 1994.

5. Mohiuddin, G. Estimates of genetic and phenotypic parameters of some performance traits in beef cattle.Animal Breeding Abstracts, v.61, p.495, 1993.

6. Rosa, A.N., L.O.C. Silva, and P.R.C. Nobre. Avaliação do desempenho de animais Nelore em Controle deDesenvolvimento Ponderal no Estado do Mato Grosso do Sul. Rev. Soc. Bras. Zootec. v.15, p.515, 1986.

7. Silva, L.O.C.; J.C. Milagres; M.A. Silva; A.J. Regazzi; R.F. Euclides. Análise genética de pesos de animaisNelore em várias idades. Rev. Soc. Bras. Zoot. v.12, p.177, 1986.

8. Silva, L.O.C.; A.N. Rosa; P.R.C.Nobre; J.C. Milagres; S.R.M.Evangelista. Análise de pesos de bovinos Nelorecriados a pasto no Estado de São Paulo, Brasil. Pesq. Agrop. Bras. v.22, p. 1245, 1987.

G2. ESTIMAÇÃO DE PARÂMETROS GENÉTICOS PARA CARACTERÍSTICAS PRODUTIVAS NARAÇA NELORE

I – FASE PRÉ-DESMAMA*

Joanir Pereira Eler1, José Bento Sterman Ferraz1 e Fábio Dias2* Pesquisa apoiada pela FAPESP, pelo CNPq e pela Agro-Pecuária CFM Ltda.

1- Faculdade de Zootecnia e Engenharia de Alimentos da Univiversidade de São Paulo, e.mail: [email protected] Coordenador de Pecuária da Agropecuária CFM Ltda

RESUMO

Componentes de variância e de covariância e parâmetros genéticos foram estimados em uma amostra de 88.412bovinos da raça Nelore criados em regime exclusivo de pasto nos Estados de São Paulo, Mato Grosso do Sul eGoiás. Utilizou-se o método de máxima verossimilhança restrita sob modelo animal incluindo os efeitos genéticosdireto e materno, os efeitos de ambiente permanente da vaca, além dos efeitos fixos de grupo contemporâneo, classede idade da vaca e idade do bezerro (covariável linear). Foram analisados os pesos ao nascer (PESNAS), à desmama(peso observado), peso à desmama ajustado para 205 dias e ganho de peso do nascimento aos 205 dias. Os valoresestimados para a herdabilidade dos efeitos genéticos diretos (h2

a) foram 0,33; 0,26; 0,24; 0,20; 0,28 e 0,28 para,respectivamente, PESNAS, PESDES, PES205, PES205M, PES205F e GP205, respectivamente. Na mesmaseqüência, os valores dos coeficientes de herdabilidade dos efeitos genéticos maternos (h2

m) foram 0,07; 0,04; 0,04;0,07; 0,03; 0,04. Para a correlação entre os dois efeitos genéticos (ram) as estimativas foram 0,06; 0,24; 0,22; -0,39;0,14 e 0,01. Os resultados desta análise permitem concluir que os efeitos genéticos maternos, assim como os efeitosde ambiente permanente, devem ser considerados na avaliação genética para características de desenvolvimentoponderal, na fase pre-desmama.

Palavras-Chave: Bovinos de corte, peso à desmama, efeito materno, herdabilidade, correlação genética, modeloanimal

INTRODUÇÃO

A raça Nelore (Bos indicus), Zebu originário principalmente do tipo Ongole da Índia, veio para o Brasil no final doséculo XIX. Devido à sua extraordinária capacidade de adaptação aos trópicos e capacidade de produção emsistemas extensivos, se tornou predominante sobre as outras e representa cerca de 80% da população bovinabrasileira.

Vários autores, dentre os quais Milagres et al. (1985), Nobre et al. (1985), Rosa et al. (1986), Silva et al. (1987) eEler et al. (1989) publicaram resultados de parâmetros genéticos na raça Nelore. Análises envolvendo os efeitosmaternos são mais raras. Eler et al. (1995) obtiveram estimativas de herdabilidade para peso ao nascer direto (0,22)e materno (0,12) e para peso à desmama direto (0,13) e materno (0,13). Estes valores foram estimados de umaamostra de cerca de 26.000 animais do Estado de São Paulo, controlados pela Associação Brasileira de Criadores deZebu (ABCZ). Albuquerque e Meyer (2001) estimaram herdabilidade para pesos do nascimento até os 600 dias deidade em sub-amostras com diferenças de idade de uma semana. Para peso ao nascer, a herdabilidade estimada foi de0,28. Para peso correspondente à desmama, os valores obtidos situam-se entre 0,13 e 0,16.

Assim, o objetivo do presente trabalho foi estudar a contribuição dos efeitos genéticos, direto e materno assim comoa associação entre os dois na raça Nelore a partir da análise de um grande conjunto de dados independentes docontrole da ABCZ , o que viria contribuir para a caracterização genética da raça.

MATERIAL E MÉTODOS

Animais, características e grupos contemporâneos

O conjunto de dados utilizado foi composto de 299.742 informações de animais com pesos à desmama, nascidosentre 1984 e 1999 e criados em 11 fazendas nos Estados de São Paulo, Mato Grosso do Sul e Goiás. Os dados são

provenientes do programa de avaliação genética da Agropecuária CFM Ltda. O número de observações variou, noentanto, de acordo com a característica analisada (Tabela 1).Foram analisadas características ponderais como peso ao nascer (PESNAS), ganho médio diário do nascimento àdesmama (GMDDES), peso à desmama (PESDES), peso ajustado para 205 dias (PES205), Ganho d e peso donascimento aos 205 dias (GP205).

O manejo dos animais foi exclusivamente em pastagem e os lotes ou grupos de manejo à desmama (GMANDES)foram bem identificados. Assim, a formação dos grupos de contemporâneos ao nascer (GCNAS) e à desmama(GCDES) se deu da seguinte forma:

GCNAS = Fazenda + ano de nascimento + sexoGCDES = Fazenda + ano de nascimento + sexo + GMANDES

ModeloO modelo matemático utilizado pode ser representado como a seguir:y = Xβ + Z1a + Z2m + Wc + e , em que:y é um vetor Nx1 dos registros de produção; β denota o vetor de efeitos fixos (grupo de contemporâneos,classe de idade da mãe ao parto e idade do bezerro como covariável); X é a matriz de incidência que associaβ a y; a é o vetor de valores genéticos para efeitos diretos, Z1 é a matriz que associa a a y; m é o vetor devalores genéticos para efeitos maternos, Z2 é a matriz que associa

Tabela 1 – Número de observações (N), média (X), desvio-padrão (S),coeficiente de variação (CV), valor mínimo (Min) e valor máximo (Max) paraas características peso ao nascer (PESNAS), peso à desmama (PESDES), pesoajustado para 205 dias (PES205) e ganho de peso pré-desmama em 205 dias(GP205)Característica N X SD CV Min Max

PESNAS 47.107 31,1 3,8 12,3 15 58PESDES 88.412 183,7 27,6 15,0 70 317PES205 88.412 186,5 25,5 13,7 71 301GP205 88.412 155,9 24,6 15,8 38 270

m a y; c é o vetor de efeitos de ambiente materno permanente mais os efeitos genéticos não aditivos contribuídospelas mães, W é a matriz que associa c a y; e é o vetor de efeitos residuais inerentes a cada observação.

Ajuste dos dados de desmama

O ganho médio diário do nascimento à desmama foi obtido pela fórmula GMDDES=PESDES-PESNAS/Idade àdesmama. Analisou-se inicialmente o GMDDES, de acordo com o modelo acima referido. Foram realizadas trêsanálises de característica única, uma com todas as observações (299.742) e as outras duas dentro de sexo. O arquivode machos continha 152.154 observações e o de fêmeas 147.588 observações. Com estas análises foram estimadosos fatores de ajuste do GMDDES em função da idade à pesagem, dentro de sexo. Os valores (b) obtidos foram: -0,00061996 para o conjunto completo e –0,00065632 para machos e –0,00065894 para fêmeas. O GMDDES foientão ajustado para 205 dias, de acordo com a fórmula GMD205=GMDDES – b (idade à pesagem–205), sendo b ofator de ajuste dentro de sexo. Foram considerados para análise os pesos à desmama dos bezerros que forampesados entre 140 e 280 dias de idade.

O GP205 foi assim obtido pela multiplicação de GMD205 por 205. O PES205 foi obtido pela soma do GP205 com oPESNAS.

Os dados ajustados foram então analisados com utilização de um modelo animal bi-característica. Os componentesde variância foram estimados por máxima verossimilhança restrita, utilizando-se o software MTDFREML (MultipleTrait Derivative-Free Restricted Maximum Likelyhood -Boldman et al., 1993).


1.Efeitos fixos

A idade do animal à pesagem foi um fator importante. O ganho médio diário do animal na fase pré-desmama foidecrescente em função da idade à pesagem como apresentado anteriormente. O coeficiente de regressão do peso àdesmama na idade à pesagem foi igual a 0,64 kg/dia. Os efeitos de classe de idade da mãe ao parto no peso ajustadosão apresentados na Tabela 2. Os bezerros filhos de vacas com idade entre 6 e 10 anos (classe 5) são os queapresentaram maiores pesos ajustados para 205 dias. As fêmeas precoces (Classe 1), parindo em torno de 2 anos,produzem os bezerros mais leves (14,3 kg para os machos e 12,5 kg para as fêmeas). A partir daí a diferença vaidiminuindo até à classe 4 (4 a 6 anos) em que os bezerros são em média 3 kg mais leves do que os de mães da classe5. A partir dos 10 anos começam novamente a diminuir, chegando a ser 12,9 kg mais leves para mães da classe 8(mais de 15 anos).

2. Parâmetros genéticos

Os componentes de variância dos efeitos genéticos aditivos, direto e materno, os coeficientes de herdabilidade dosefeitos genéticos direto e materno e os componentes de covariância e a correlação genética entre os dois efeitos sãomostrados na Tabela 3.

Peso ao Nascer

O valor estimado para herdabilidade dos efeitos genéticos diretos (h2a), nesta análise (0,33) foram inferiores aos

obtidos em análises que não incluíram os efeitos genéticos maternos no modelo. Foram entretanto, superiores aosobtidos por Eler et al. (1995) e por Albuquerque e Meyer (2001) em conjuntos dados do Estado de São Paulo, enacional, respectivamente, ambos controlados pela ABCZ. Eler et al. (1995) obtiveram h2 igual a 0,29 eAlbuquerque e Meyer (2001) obtiveram h2=0,29. A média de 167 estudos em gado de corte, publicados na literaturainternacional é de 0,35 ± 0,09 (Koots et al., 1994).

No que se refere ao efeitos genéticos maternos (h2m), o valor estimado neste estudo (0,7) é similar aos de Eler et al.

(1995) e de Albuquerque e Meyer (2001). A média de 35 trabalhos relatada por Koots et al. (1994) é de 0,18 ± 0,06.A correlação genética entre efeitos direto e materno (ram = 0,06), difere dos valores.obtidos Eler et al. (1995). média de 34 estudos internacionais é de -0,35. Albuquerque e Meyer (2001) assumiramessa correlação como zero em seus modelos.

A contribuição dos efeitos de ambiente permanente , como proporção da variância fenotípica (c2) foi igual a 0,03 e acontribuição do componente residual, como proporção da variância fenotípica foi igual a 0,56. Os resultados destetrabalho confirmam que a herdabilidade do peso ao nascer é moderada na raça Nelore. Mais importante, no entanto,é a obtenção de correlação igual a 0,58 com peso à desmama, com implicações no aumento do peso ao nascer nosprogramas de seleção para peso à desmama.

Tabela 2 - Efeito da classe de idade da mãe ao parto (CIMP) em meses no peso ajustadopara 205 dias na raça Nelore (Comparação com a classe 5)

CIMP Faixa de Idade Efeito (kg)Machos Fêmeas

1 < 27 -14,3 -12,52 28 – 36 -10,9 -8,93 37 – 48 -7,6 -6,04 49 – 72 -3,5 -2,75 73 – 120 0,0 0,06 121 – 144 -1,4 -0,57 145 – 180 -4,6 -3,98 > 180 -12,9 -9,7

Peso à desmama

Os valores de h2a para peso à desmama real e para peso ajustado para 205 dias foram 0,26 e 0,24 respectivamente.

Estes valores são consistentes com os resultados da literatura para a raça Nelore, mas muito superior aos resultadosobtidos por Eler et ali (1995), em amostra de rebanhos do Estado de São Paulo (h2=0,14), e por Albuquerque eMeyer (2001), em amostra nacional (0,13 a 0,16). As duas são referentes a dados controlados pela ABCZ. O valormédio de 234 trabalhos publicados (Koots, 1994) é de 0,27 ± 0,09. Uma das razões prováveis para a herdabilidademais alta na população deste estudo é o melhor controle dos grupos de manejo, levando à diminuição da variânciaresidual. Quando analisados separadamente, por sexo, os valores obtidos foram 0,20 para machos e 0,28 parafêmeas.

Para efeitos maternos (h2m), o valor estimado (0,04) é bastante inferior à média de 38 trabalhos publicados na

literatura internacional (Koots et al. (1994) e também inferior aos valores estimados por Eler et al. (1995) em dadosdo Estado de São Paulo (0,17) e por Albuquerque e Meyer (2001) em dados nacionais controlados pela ABCZ (0,07a 0,08). Os valores obtidos por Albuquerque e Meyer (2001) devem estar mais próximos da realidade da raçaNelore. Os dados analisados neste trabalho incluíram mães com apenas uma progênie, o que pode ter impedido acompleta dissociação entre os efeitos genéticos materno e efeitos permanentes de ambiente da vaca. O valor de c2

foi igual a 0,14.

Para a correlação genética entre efeitos direto e materno (ram), os valores obtidos foram 0,24 e 0,22 para peso real epeso ajustado para 205 dias. Entretanto, para peso ajustado, a correlação foi –0,39 nos machos e 0,14 nas fêmeas.Esta interação envolvendo o sexo dos bezerros precisa ser melhor avaliada. A média de 23 trabalhos sumarizadospor Koots et al. (1994) é de -16. Eler et al. (1995) obtiveram –0,13. Neste trabalho, a inclusão de vacas com apenasuma cria pode ter comprometido parcialmente os resultados para a correlação. Albuquerque e Meyer (2001)assumiram a correlação como zero.

Tabela 3 - Componentes de variância dos efeitos genéticos direto (s2a) e materno (s2

m), covariância entreos dois efeitos (sam), variância de ambiente permanente da vaca (s2

c) e residual (s2e), herdabilidade dos

efeitos genéticos direto (h2a) e materno (h2

m), correlação genética entre os dois efeitos (ram), variânciados efeitos de ambiente permanente como proporção da variância fenotípica (c2) e variância residualcomo proporção da variância fenotípica (e2) para as características peso ao nascer (PESNAS), Peso àdesmama (PESDES), peso à desmama ajustado para 205 dias (PES205), peso à desmama dos machos(PES205M) e das fêmeas (PES205F) ajustado para 205 dias, ganho de peso do nascimento à desmama,ajustado para 205 dias (GP205) na raça NeloreCaracterística 2

a 2m am 2

c 2e h2

a h2m ram c2 e2

PESNAS 3,72 0,75 0,11 0,38 6,35 0,33 0,07 0,06 0,03 0,56PESDES 90,82 15,07 8,75 47,61 190,69 0,26 0,04 0,24 0,14 0,53PES205 86,23 13,61 7,44 51,27 205,72 0,24 0,04 0,22 0,14 0,56PES205M 81,26 29,08 -18,82 67,39 245,93 0,20 0,07 -0,39 0,17 0,61PES205F 88,46 8,97 3,85 37,10 172,04 0,28 0,03 0,14 0,12 0,55GP205 97,91 13,61 0,31 51,65 185,74 0,28 0,04 0,01 0,15 0,53

A correlação com peso ao nascer foi de 0,58. Este é um problema que tem levado a um aumento do peso ao nascernas populações Nelore submetidas a seleção para peso à desmama. Tem se tornado difícil a obtenção de tourossuperiores para peso à desmama e que não aumentam o peso ao nascer da progênie.

Ganho de peso do nascimento à desmama (GP205)

O ganho de peso pré-desmama apresentou herdabilidade um pouco superior ao peso à desmama (h2=0,28). Acorrelação entre efeitos genéticos direto e materno foi próxima de zero e a correlação genética com peso ao nascerfoi igual a 0,46, ligeiramente inferior à correlação apresentada entre peso ao nascer e à desmama (0,58).

CONCLUSÕES

A herdabilidade dos efeitos genéticos diretos foi moderada para todas as características analisadas.

A herdabilidade dos efeitos genéticos maternos foi baixa, mas a inclusão de vacas com apenas uma cria pode terimpedido a dissociação entre efeitos genéticos maternos e efeitos de ambiente permanente da vaca. Este último foimuito elevado.

A correlação entre efeitos genéticos direto e materno foi positiva, exceto para a análise só de machos, na qual acorrelação foi negativa.

Os efeitos genéticos maternos assim como os efeitos de ambiente permanente da vaca, devem ser considerados naavaliação genética de características pré-desmama.


1. Albuquerque, L.G.; Meyer, K. Estimates of direct and maternal genetic effects for weights from birth to 600days of age in Nelore cattle. J. Anim. Breed. Genet. 118, p.83 –92, 2001.

2. Boldman, K. G., L.A. Kriese, L.A.,L.D. Van Vleck, and S.D. Kachman. A Manual for Use of MTDFREML - ASet of Programs to Obtain Estimates of Variances and Covariances. USDA-ARS, 1993.

3. Eler, J.P.; R.B. Lôbo; A.N. Rosa. Influência de fatores genéticos e de meio em pesos de bovinos da raça Neloreno Estado de São Paulo. Rev. Soc. Bras. Zoot. v.18, p.103, 1989.

4. Eler, J.P.; L.D. Van Vleck, J.B.S. Ferraz; R.B. Lôbo. Estimation of variances due to direct and maternal effectsfor growth traits of Nelore cattle. J. Anim. Sci, v.73, 3253-3258, 1995.

5. Koots, K.R.; J.P. Gibson; C.Smith and J.W. Wilton. Analyses of published genetic parameters estimates forbeef production traits. 1. Heritability. Anim. Breed. Abstract , v.62, p.309, 1994.

6. Milagres, J.C, L.O.C. Silva, P.R.C. Nobre, and A.N. Rosa. Influência de fatores de meio e herança sobre ospesos de animais da raca Nelore no Estado de Minas Gerais. Rev. Soc. Bras. Zootec. v.14, p.463. 1985

7. Nobre, P.R.C., A.N. Rosa, and L.O.C. Silva. Influência de fatores genéticos e de meio sobre os pesos de gadoNelore no Estado da Bahia, Brasil. Rev. Soc. Bras. Zootec. v.14, p.338, 1985.

8. Rosa, A.N., L.O.C. Silva, and P.R.C. Nobre. Avaliação do desempenho de animais Nelore em Controle deDesenvolvimento Ponderal no Estado do Mato Grosso do Sul. Rev. Soc. Bras. Zootec. v.15, p.515, 1986.

9. Silva, L.O.C.; A.N. Rosa; P.R.C.Nobre; J.C. Milagres; S.R.M.Evangelista. Análise de pesos de bovinos Nelorecriados a pasto no Estado de São Paulo, Brasil. Pesq. Agrop. Bras. v.22, p. 1245, 1987.

G 30. CRESCIMENTO DE OVINOS BERGAMÁCIA ATÉ 365 DIAS DE IDADE CRIADOS NO BRASILCENTRAL

Cibele Evangelista1, Concepta McManus2, Roberto Meirelles de Miranda2

RESUMO:

A análise de um banco de dados de crescimento de ovinos Bergamácia (pesos até um ano de idade 1987 - 1997) foifeita usando-se o programa Table Curve da companhia Jandel Scientific para três períodos. Os parâmetros das curvasforam analisados no Statistical Analysis System (SAS) usando os procedimentos GLM e CORR para determinarfatores que influenciaram nos parâmetros e as correlações entre os parâmetros e pesos dos animais. Os fatores fixosincluídos foram sexo do cordeiro, mês e ano de nascimento, ordem de parto e tipo de parto. Os pesos bimensaisforam analisados usando-se Regressão Linear e Quadrática em três períodos distintos: do nascimento a desmama (0-90); da desmama a cento e oitenta dias (90-180) e de cento e vinte dias a um ano (120-365). As médias dosparâmetros em cada período foram: Linear (0-90); a = 4,84, b = 0,14, e R² = 0,96; Linear (90-180); a = 13,96, b =0,06 e R² = 0,88; Linear (120-365); a = 19,31, b = 0,05 e R² = 0,80; Quadrática (0-90); a = 4,03, b = 0,20, c = -0,00061 e R² = 0,98; Quadrática (90-180); a = 15,74, b = 0,17, c = -0,00024 e R²=0,91; Quadrática (120-365); a =22,58, b = 0,10, c = -0,00025 e R² = 0,83. A taxa de crescimento na fase inicial sofre menos influencia do meio, doque nos períodos posteriores. A Curva Quadrática apresentou–se superior quanto aos valores de R2 após 90 dias deidade.

Palavras-chave: curvas de crescimento, ovinos, fatores ambientais, Brasil Central

INTRODUÇÃO

Funções matemáticas tem freqüentemente sido usadas para descrever o crescimento dos animais. Uma função decrescimento fornece um pequeno número de parâmetros que podem ser interpretados biologicamente (LÓPEZ et al.,2000). Interpretando os parâmetros dos modelos, poderemos identificar o comportamento do crescimento e planejarestrategicamente a oferta de alimentos em períodos de maior necessidade nutricional, aproveitando a possibilidade demaior conversão em carne.

A Fazenda Água Limpa, da Universidade de Brasília, conservou seu rebanho de ovinos da raça Bergamácia,remanescentes dos ovinos Bergamácia introduzidos no Brasil na década de 30 no estado da Bahia. Hoje, promovepesquisas sobre comportamento e produtividade destes animais em ambiente tropical na região do Brasil Central, tãodistinto de seu ambiente de origem, a Itália (ASSOCIAZIONE NAZIONALE DELLA PASTORIZIA, 1984).

Este estudo foi direcionado para analisar a performance do crescimento através de Regressões Linear e Quadráticaem três períodos de vida dos animais. Do nascimento a desmama (0-90 dias), da desmama a cento e oitenta dias (90-180 dias) e de cento e vinte dias a um ano (120-365 dias). Esta pesquisa foi direcionada também, na determinação dainterferência de fatores como: sexo do cordeiro, mês e ano de nascimento, número e tipo de parto, nos parâmetrosdas funções de crescimento propostas.

MATERIAL E MÉTODOS

Esta pesquisa foi elaborada a partir de dados coletados de 246 animais do rebanho da Fazenda Água Limpa daUniversidade de Brasília, no período de 1987 a 1997, na região de Brasília (Brasil Central) em altitude de 1158m elatitude de 15º 47’ Sul. O clima é tropical chuvoso, com estação seca, longa e bem definida de maio a setembro. Atemperatura média é de 21,2º; a média das máximas é de 26,6º e das mínimas, de 15,9º; a temperatura máximaabsoluta é de 34,5º e a mínima absoluta, de 1,6º; a umidade relativa média é de 67%; e a precipitação anual média, de1552 mm, concentrada no período chuvoso nos meses de outubro a abril.

1 Aluno, Faculdade de Agronomia e Medicina Veterinária, Universidade de Brasília, Brasília, DF, [email protected] Professor, Faculdade de Agronomia e Medicina Veterinária, Universidade de Brasília, Brasília, DF, 70910-900,[email protected]

Os animais foram mantidos em regime extensivo, em piquetes de capim Andropogon (Andropogon gayanus) egrama Pensacola (Paspalum notatum), recebendo pequena suplementação de silagem de milho, cana cortada oucapim picado durante o período seco.

As melhores fêmeas foram preservadas para a reprodução enquanto os cordeiros foram vendidos aproximadamente 6meses após o parto. Todos os animais foram pesados a cada 14 dias durante o tempo que permaneceram no rebanho.O estudo objetivou ajustar as funções linear e quadrática a um resultado biológico de crescimento.

Função linear: Y= a+bx,

Onde: Y é o peso na idade x (dias); a é o peso no início do período (Kg); b é a taxa de crescimento linear(Kg).Função quadrática: Y= a+bx+cx2,Onde: Y é o peso na idade x (dias); a é o peso no início do período estudado (Kg), b é a taxa de crescimentoquadrática (Kg) e c é a taxa de mudança na flexão da curva.

A análise dos dados de crescimento foi feita usando-se o programa Table Curve da companhia Jandel Scientific. Ospesos bimensais foram analisados usando a curva quadrática e um modelo linear. O período de vida dos animaisestudados foi dividido em 3 períodos: do nascimento a desmama (0-90 dias), da desmama aos cento e oitenta dias(90-180 dias) e de cento e vinte dias a um ano (120-365 dias).

A análise estatística foi feita no Statistical Analysis System (SAS), usando procedimentos estatísticos. Os dadosreferentes aos parâmetros e pesos dos animais foram analisados usando o procedimento GLM, segundo o modelomatemático:

Yijklmn = µ + Si +Mj + Ak + Nl + Tm + eijklmnem que: Yijklmn = observação do indivíduo n do sexo (S) i, nascido no mês (M) j, do ano (A) k, do número do parto(N) l, do tipo de parto (T) m, sendo i =1(macho), 2 (fêmea), j = janeiro a dezembro, k = 1987, 1988,..., 1997, l =1,...,8; m = 1(simples), 2 (duplo); eijklmn = erro aleatório associado a cada observação, suposto normalmentedistribuído e independente, com média zero e variância σ2.

As correlações (r) foram analisadas usando o procedimento CORR com a seguinte fórmula:

)var()var(),cov(YX

YXr =

Onde: cov(X,Y) = covariância entre variável X e variável Y, var(X) ou var(Y) = variância de característica X ou Y.Os cálculos de herdabilidade, repetibilidade, foram realizados adotando-se o programa MTDFREML (Multiple TraitDerivate Free Restricted Maximum Likelihood), segundo SOUZA et al. (1999) ajustando-se a equação:

Y = Xβ + Z1a + Z2m + Z3pe + e

em que Y é um vetor (Nx1) de observação do animal; β, o vetor de efeitos fixos no modelo, associado com o matrizde incidência X; a, o vetor dos efeitos genéticos diretos, associado com a matriz de incidência Z1; m, o vetor dosefeitos genéticos maternos, associado com a matriz de incidência Z2; pe, o vetor dos efeitos de ambiente maternopermanente, associado com a matriz de incidência Z3; e e, o vetor de resíduos aleatórios.


Na Tabela 1 apresentam-se o resumo da análise de variância das Regressões Lineares(L) e Curvas Quadráticas(Q)para crescimento em ovinos Bergamácia, até um ano de idade no Brasil Central.

Tabela 1. Resumo da análise de variância dos parâmetros da Regressão Linear e Curva Quadrática de ovinosBergamácia até 365 dias de idade.

SEXO MÊS ANONº dePARTO

TIPO dePARTO R² CV MÉDIA

hd2 hm

2 C2

LinearR² 0-90 Ns ** ** Ns * 0,45 3,07 0,96A 0 – 90 L Ns * ** Ns ** 0,33 25,65 4 ,84 0,21 0,00 0,12B 0 - 90 L Ns ** ** Ns ** 0,54 24,45 0,14 0,00 0,15 0,10R² 90-180 Ns ** ** ns ** 0,53 10,45 0,88a 90 - 180 L Ns ns ** ns * 0,32 21,03 13,96 0,22b 90 – 180 L Ns ** ** ns ns 0,60 31,75 0,06 0,91R² 120-365 Ns ** ** ns ns 0,77 12,06 0,8a 120 - 365 L Ns ns ** ns ** 0,50 19,56 19,31 0,79b 120 - 365 L ** ** ** ns ns 0,87 21,71 0,05 0,37QuadráticaR² 0-90 Ns ** ** ns ns 0,27 1,62 0,98A 0 - 90 Q Ns ns Ns ns ** 0,23 18,38 4,03 0,06 0,32 0,00B 0 - 90 Q Ns ** ** ns ** 0,44 26,19 0,2 0,27 0,01 0,00C 0 - 90 Q Ns ** ** ns ** 0,52 70,00 -6,1x10-4 0,00 0,05 0,05R² 90-180 Ns ** ** ns ** 0,54 9,01 0,91a 90 - 180 Q Ns ns ns ns ns 0,33 35,71 15,74 0,74b 90 - 180 Q Ns ** ** ns ns 0,42 52,71 0,17 0,58c 90 - 180 Q Ns ** ** ns ns 0,48 166,95 -2,4x10-4 0,47R² 120-365 ** ** ** ns ns 0,81 12,71 0,83a 120 - 365 Q Ns ** ** ns ns 0,51 30,68 22,58 0,48b 120 - 365 Q ** ** ** ns ns 0,53 47,08 0,10 0,55c 120 - 365 Q Ns ** ** ns ns 0,63 472,49 -2,5x10-4 0,59** p < 0,01; * p < 0,05; ns= não significativo; R2 = coeficiente de determinação; CV= coeficiente de variação; hd

2=herdabilidade direta; hm

2= herdabilidade materna; C2= repetibilidade; L=linear; Q=quadrática; a, b e c de acordo como texto.

A média dos pesos e das taxas de crescimento, ao nascer, aos 90 dias e aos 120 dias foram mais altas na Quadráticado que na Regressão Linear. Esta diferença deve-se ao fato de Q ter mais parâmetros e poder ajustar-se melhor aosdados.

No presente trabalho, o sexo influenciou o R2 e a taxa de crescimento após 120 dias de idade. Tanto em L (b 120-365L)quanto em Q (b 120-365Q) houve a influência do sexo na taxa de crescimento no período de 120 a 365 dias (p<0,01).No presente estudo o sexo não influencia o ganho de peso dos animais na fase inicial, indicando talvez, que ocrescimento de machos e fêmeas, somente será diferente após ou próximo da maturidade sexual. MUNIZ et al.(1997) e SILVA e ARAÚJO (1998) encontraram resultados parecidos em experimento com cordeiros. Resultadoscontrários foram encontrados por LÔBO et al. (1996) em que o sexo influenciou o peso ao nascimento e porQUESADA (2000) em estudo na mesma região com animais Morada Nova, onde o sexo influenciou o peso aonascimento e esta influência se acentuou até 210 dias de idade.

Os efeitos de mês e ano de nascimento foram altamente influentes para quase todos os parâmetros. BATHEI eLEROY (1996) verificaram o efeito de ano de nascimento no peso adulto, em ovinos no Irã. Entretanto, LÔBO et al.(1996) relataram que mês de nascimento não influenciou o peso ao nascimento, principalmente, pelo fato dosanimais terem nascido numa mesma época (agosto a novembro).

O tipo de parto (simples/ duplo), influenciou o peso ao nascer (a 0-90 L, a 0-90 Q) e o peso aos 90dias (a 90-180 L), bemcomo a taxa de crescimento dos parâmetros lineares (b 0-90 L) e quadráticos (b 0-90 Q) até 90 dias de idade. Após esteperíodo, este efeito não foi significativo (p>0,05), indicando que, somente ao nascimento e durante a amamentação,os animais sentiram o efeito do irmão; após esta fase o efeito deixa de ser influente, e o crescimento e ganho de pesoocorrem sem esta variação. Estes resultados concordam com MUNIZ et al. (1997) e SILVA e ARAÚJO (1998). Obaixo peso de animais proveniente de partos gemelares, pode ser causa importante de mortalidade no período inicial.

Porém, se a condição nutricional deste grupo for atendida de acordo com suas exigências, pode-se ter maiorprodutividade, num ciclo de produção, com mais animais para venda, mais carne ao abate.

Os parâmetros estudados tiveram, em geral alta herdabilidade (Tabela 1), mostrando a possibilidade de um programade seleção para características de produção de carne e indicando falta de seleção e alta variabilidade no rebanho.Observa-se, entretanto, que os valores da herdabilidade são mais altos após à desmama. O peso da cria ao nascer,suporta alta influência dos efeitos maternos aditivos, depreciando as estimativas de herdabilidade (SOUZA et al.1999).

Comparando-se as médias de R2, tanto de L quanto Q, pode-se afirmar que Q descreve melhor o crescimento dorebanho em estudo. Observa-se que com o aumento da idade existe maior divergência entre as duas curvas, comoilustram as Figuras 2.1, 2.2 e 2.3.(reflexo do aumento na variação dos dados).Do nascimento à desmama, ocrescimento mostrou-se mais linear, após este momento, o crescimento foi mais quadrático.

0

2

4

6

8

10

12

14

16

18

20

0 20 40 60 80 100

Idade (dias)

Peso

(kg)

Linear Quadratica

0

5

10

15

20

90 110 130 150 170

Idade (dias)Pe

so (k

g)

Linear Quadrática

Figura 1.Regressão Linear e Curva Quadrática docrescimento de ovinos Bergamácia de 0 a 90 dias deidade

Figura 2.Regressão Linear e Curva Quadrática docrescimento de ovinos Bergamácia de 90 a 180 dias deidade

010203040506070

100 200 300 400

Idade (dias)

Peso

(kg)

Linear Quadrática

Figura 3. Regressão Linear e Curva Quadrática do crescimento de ovinos Bergamácia de 120 a 365 dias de idade

CONCLUSÕES

A taxa de crescimento na fase inicial sofre menos influencia do meio, mas é muito dependente da produção de leite.Neste período (0-90 dias) o crescimento é mais linear.

A Curva Quadrática apresentou-se superior quanto aos valores de R2, portanto descreve melhor o crescimento dosanimais.


1. ASSOCIAZIONE NAZIONALE DELLA PASTORIZIA. 1984. Carateri tipici e indirizzi di miglioramiento –Razza Bergamasca. Roma, Italia. 6p.

2. BATHAEI, S.S., LEROY, P.L. 1996 Growth and mature weight of Mehraban Iranian fat-tailed sheep. SmallRum. Res. 22:155-162

3. LÔBO, R.N.B., MARTINS FILHO, R., FERNANDES, A.A.O. Efeito de fatores genéticos e de ambiente sobreo peso ao nascimento de ovinos da raça Morada Nova no sertão do Ceará. In:Reunião Anual da SociedadeBrasileira de Zootecnia, 33, 1996, Fortaleza. Anais...Fortaleza:SBZ,1996.http://www.sbz.org.br/eventos/Fortaleza/Melh_anim/Sbz167.pdf

4. LÓPEZ, S., FRANCE, J., GERRITS, W.J.J., et al. A generalized Michaelis-Menten equation for the analysis ofgrowth. J. Anim. Sci. 2000. 78:1816-1828.

5. MUNIZ, E.N., PIRES, C.C., SILVA, J.H.S. et al. Efeito do número de cordeiros por parto e do sexo do cordeirono crescimento ponderal. In: Reunião Anual da Sociedade Brasileira de Zootecnia, 34, 1997. Anais...Juiz deFora: SBZ, 1997. http://www.sbz.org.br/anais1997/Mea/BAMEA484.pdf

6. QUESADA, M. C. Efeitos genéticos e ambientais sobre a produção e reprodução de ovinos deslanados noDistrito Federal. Brasília: Faculdade de Agronomia e Medicina Veterinária, Universidade de Brasília 2000,65 p.Dissertação de Mestrado.

7. SILVA, F.L.R., ARAÚJO, A.M. Características reprodutivas e ganhos de pesos diários de ovinos Somalis. In:Reunião Anual da Sociedade Brasileira de Zootecnia, 35, 1998,Botucatu. Anais...Botucatu: SBZ, 1998.http://www.sbz.org.br/anais1998/Megea/Megea005.pdf

8. SOUZA, W. M.; PEREIRA, C. S.; BERGMAN, J. A. G.; SILVA, F. L. R. Estimativas de componentes de(co)variância e herdabilidade direta e materna de pesos corporais em ovinos da raça Santa Inês. Rev. bras. zoot.v. 28, n. 6, p. 1252-1262, 1999.

http://www.sbz.org.br/eventos/Fortaleza/Melh_anim/Sbz167.pdf

http://www.sbz.org.br/anais1997/Mea/BAMEA484.pdf

http://www.sbz.org.br/anais1998/Megea/Megea005.pdf

G 31. ESTIMATIVA DO PESO E DAS CARACTERÍSTICAS QUANTITATIVAS E QUALITATIVAS DACARCAÇA ATRAVÉS DO PESO VIVO EM CORDEIROS DA RAÇA IDEAL 1

Roberta Rollemberg Cabral Martins 2. Nelson Manzoni de Oliveira 3,6. José Carlos da Silveira Osório 4,6.Maria Teresa Moreira Osório 4,6. Cleber Cassol Pires 5,6

1 Trabalho realizado com apoio da FAPERGS – Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado do Rio Grande do Sul2 Discente do curso de Doutorado em Zootecnia da UFPel, e-mail: [email protected]

3 Pesquisador da Embrapa Pecuária Sul (CPPSUL), Bagé, RS, Brasil4 Docente da Universidade Federal de Pelotas (UFPel), departamento de Zootecnia, Pelotas, Brasil

5 Docente da Universidade Federal de Santa Maria (UFSM), departamento de Zootecnia, Santa Maria, RS, Brasil6 Bolsista CNPq

RESUMO

Com o objetivo de estudar e quantificar as relações entre o peso vivo ao abate com o peso de carcaça e característicasda mesma utilizou-se 60 cordeiros da raça Ideal, nascidos no final do mês de agosto e durante o mês de setembro de1997, submetidos a três sistemas diferentes de alimentação e abatidos nos meses de dezembro/97 e janeiro/98. Estetrabalho foi desenvolvido no Centro de Pesquisa de Pecuária dos Campos Sulbrasileiros - CPPSUL, da EmpresaBrasileira de Pesquisa Agropecuária - EMBRAPA, de Bagé, RS, em conjunto com a FAEM/UFPel (faselaboratorial), Departamento de Zootecnia, Pelotas, RS. As análises estatísticas foram realizadas através de equaçõesde regressão linear simples, ajustadas para os possíveis efeitos de sistema de alimentação, uma vez que se procurouavaliar somente as associações do peso vivo ao abate com peso e características da carcaça. O peso vivo ao abatedemonstrou ter associações altamente significativas (P<0,01) com peso de carcaça, rendimento, gordura interna epélvica-renal, compacidade, área de olho de lombo e conformação, porém, com a quebra ao resfriamento não foisignificativa (P>0,05). Com o incremento do peso vivo ao abate todas as medidas da carcaça aumentaram. Atravésdo peso vivo ao abate pode-se predizer as demais características quantitativas e qualitativas da carcaça e utilizá-laspara determinar o abate com base no peso vivo.

Palavras-chave: cordeiros, peso vivo, carcaça, predição

INTRODUÇÃO

A quantidade e a qualidade da carne produzida por uma carcaça é o que determina seu valor comercial (Huidobro,1992), devido a isto o conhecimento destes fatores é fundamental. Contudo para medir a quantidade de carne emuma carcaça é necessária a realização de uma desossa, o que é impossível comercialmente. Todavia, a avaliação dascaracterísticas que determinam a qualidade e o rendimento da carcaça pode ser realizada através da utilização demedidas “in vivo” que pré determinem a composição, tanto quantitativa como qualitativa destas carcaças, já quedeterminadas medidas tomadas “in vivo” funcionam como excelentes estimadores das características de valoreconômico e podem servir como base para uma seleção eficiente dentro de um plantel, auxiliando, desta forma, oprodutor a formar lotes homogêneos condizentes com as exigências do mercado consumidor. Destas medidas “invivo”, o peso vivo ao abate é a principal característica para estimar, com segurança, o peso e a composição dacarcaça (Osório, 1996).

Este trabalho teve o objetivo estudar e quantificar as relações entre o peso vivo ao abate com o peso de carcaça ecaracterísticas da mesma em cordeiros da raça Ideal.

MATERIAL E MÉTODOS

Este trabalho foi realizado no Centro de Pesquisa de Pecuária dos Campos Sulbrasileiros - CPPSUL, da EmpresaBrasileira de Pesquisa Agropecuária - EMBRAPA, de Bagé , RS, em conjunto com a FAEM/UFPel (faselaboratorial), Departamento de Zootecnia, Pelotas, RS. Utilizou-se 60 cordeiros da raça Ideal, nascidos durante o finaldo mês de agosto e no mês de setembro de 1997 e criados em três diferentes sistemas de alimentação, sendo camponativo com predominância de Paspalum notatum Flügge e Axonopus affinis Chase; pastagem cultivada de trevobranco (Trifolium repens L.), azevém (Lolium multiflorum Lam.) e cornichão (Lotus corniculatus L.) e emconfinamento com ração formulada a partir de milho, farelo de soja, fosfato bicálcico e calcário (17% de proteína brutae 75% de energia). Os cordeiros criados em campo nativo e pastagem cultivada estiveram nos respectivos sistemas

desde o nascimento; porém, os cordeiros criados em confinamento, juntamente com suas mães, estavam em camponativo e foram transferidos para as baias 10 dias antes do desmame, sendo depois retiradas as mães. O desmameocorreu com idade média de 60 dias e o abate foi realizado nos meses de dezembro/97 (dia 22) e janeiro/98 (dias 07 e19 e 26).

Após serem submetidos a 14 horas de jejum, os animais foram pesados e abatidos. Imediatamente após o abate foramtomados o peso da carcaça quente e o peso da gordura interna. As carcaças permaneceram em câmara fria comtemperatura de 1º C por 14 horas e em seguida tomou-se o peso de carcaça fria, peso da gordura renal e pélvica,conformação (medida subjetiva variando de 1 - muito pobre a 5 - excelente, com subdivisões de 0,5 em 0,5),comprimento interno da carcaça, área de olho de lombo, rendimento verdadeiro (peso de carcaça quente / peso vivoao abate x100), rendimento comercial (peso de carcaça fria / peso vivo ao abate x100), quebra (peso de carcaçaquente - peso de carcaça fria) e compacidade da carcaça (peso de carcaça fria / comprimento interno da carcaça).

As análises estatísticas foram realizadas através da equação de regressão linear simples. Todavia, como a diferençaentre os sistemas alimentares influenciou praticamente todas as variáveis, foi realizado um ajuste através deregressão linear múltipla com cálculo de um novo ponto de interseção, originando, desta forma, uma equação deregressão ajustada (Y = a’ + bx ; onde: X = peso vivo ao abate; Y = peso da carcaça quente, peso de carcaça fria,peso da gordura interna, conformação, peso da gordura renal e pélvica, área de olho de lombo, rendimentoverdadeiro, rendimento comercial, quebra e compacidade da carcaça; a = ponto de interseção ajustado e b =coeficiente regressão) para os efeitos nutricionais (Steel & Torrie, 1981).

As análises foram realizadas com auxilio do programa Statistical Analysis System (SAS, 1989).


Com exceção da quebra ao resfriamento, o peso vivo ao abate (PVA) influenciou significativamente (P<0,01) todasas outras medidas quantitativas e qualitativas da carcaça dos cordeiros estudados neste trabalho (Tabela 1).

Tabela 1. Coeficientes de regressão (b), de correlação (r), de determinação (R2) e erro padrão (± EP) dascaracterísticas quantitativas e qualitativas da carcaça sobre o peso vivo ao abate

Variáveis (Y) Coeficientes ± EPInterseção b R R2

Peso de carcaça quente - 3,167 0,534 ** 0,9816 0,9635 0,0147Peso de carcaça fria - 3,314 0,526 ** 0,9790 0,9584 0,0155

Quebra 0,134 0,008 ns 0,1697 0,0288 0,0066Rendimento verdadeiro 30,996 0,365 ** 0,7754 0,6012 0,0560Rendimento comercial 29,188 0,382 ** 0,7695 0,5922 0,0598

Compacidade - 0,008 0,008 ** 0,9522 0,9067 0,0004Área de olho de lombo 0,456 0,259 ** 0,7672 0,5886 0,0374

Conformação da carcaça - 1,165 0,106 ** 0,9071 0,8229 0,0080Gordura interna - 0,453 0,022 ** 0,8326 0,6932 0,0022Gordura pélvica - 0,160 0,011 ** 0,7621 0,5808 0,0015

ns (P>0,05), ** (P<0,01)

Os pesos de carcaça quente (PCQ) e fria (PCF) aumentaram com o incremento do PVA, sendo este aumento de 534 g± 30 g no PCQ e de 526 g ± 30 g no PCF para cada quilograma de aumento de PVA. Devido à alta correlação(P<0,01) entre estas características (r = 0,98), o peso vivo ao abate pode ser usado para estimar peso de carcaça combastante precisão.

O PVA mostrou uma correlação significativa (P<0,01) com os rendimentos verdadeiro (r = 0,78) e comercial (r =0,77). Estes resultados foram variáveis em relação a outros trabalhos da literatura (Silveira et al., 1981, r = 0,46;Oliveira et al., 1998, r = 0,21). Supõe-se que esta variabilidade esteja relacionada com valores dos componentes dopeso vivo (quinto quarto) e com a perda por resfriamento (quebra). O quinto quarto varia de acordo com a raça,idade, sexo, época de abate, grau de sangue (Osório et al., 1996), estado sanitário e alimentação, já a quebra éinfluenciada principalmente pela espessura de gordura de cobertura (Faria, 1997).

No presente trabalho observou-se que um aumento de 1 kg em PVA proporcionou um aumento (P<0,01) de 0,008kg/cm na compacidade da carcaça (R² = 91%) e 0,26 cm2 ± 0,07 cm2 na área de olho de lombo (R² = 59%). Foiobservada ainda uma correlação significativa (P<0,01) com conformação (r = 0,907), com gordura interna (r = 0,83)e com gordura renal e pélvica (r = 0,76). O conhecimento da quantidade de gordura pélvica-renal é importante, poisexplica 64% da variação de gordura total na carcaça (Huidobro, 1992). Porém, não existem dados suficientes paradeterminar, com segurança, a influência que o PVA exerce sobre a gordura interna e pélvica, ficando a maioria dostrabalhos limitados ao uso de espessura de gordura de cobertura, a qual pode não ser uma medida de alta precisão(Oliveira et al., 1998).

CONCLUSÕES

O peso vivo pode ser utilizado para estimar o peso e as características quantitativas e qualitativas da carcaça emcordeiros da raça Ideal e com o incremento do peso vivo ao abate ocorrem aumentos no peso de carcaça, norendimento, na área de olho de lombo e na gordura, melhora a conformação das carcaças e existe uma maiordeposição de tecido por unidade de comprimento de carcaça.


1. FARIA, H.V. Desenvolvimento ponderal e produção de carne em cordeiros da raça Corriedale emdiferentes idades de abate. Pelotas, 1997. 82p. Dissertação (Mestrado em Zootecnia) - Faculdade deAgronomia Eliseu Maciel, Universidade Federal de Pelotas, 1997.

2. HUIDOBRO, F.R. Estudios sobre crescimiento y desarrollo em corderos de raza Manchega. Madrid,España, 1992. 191p. Tese (Doutorado em Veterinária) - Faculdad de Veterinaria, Universidad Complutense,1992.

3. OLIVEIRA, N.M., OSÓRIO, J.C.S., SELAIVE-VILLARROEL, A., et al. Produção de carne em ovinos decinco genótipos: 5. Estimativas de qualidade e peso de carcaça através do peso vivo. Ciência Rural, v.28, n.4,p.665-669, 1998.

4. OSÓRIO, J.C., OLIVEIRA, N.M., JARDIM, P.O., et al. Produção de carne em ovinos de cinco genótipos: 2.Componentes do peso vivo. Ciência Rural, v.26, n.3, p.471-475, 1996.

5. OSÓRIO, M.T.M. Estudio comparativo de la calidad de la canal y de la carne en las razas RasaAragonesa, Ojinegra de Teruel y Roya Bilbilitana. Zaragoza, España, 1996. 299p. Tese (Doutorado emVeterinária) - Universidad de Zaragoza, 1996.

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7. SILVEIRA, O.A., JARDIM, P.O.C., OSÓRIO, J.C.S., et al. Estimativa do rendimento da carcaça em cordeiros.In: CONGRESSO ESTADUAL DE MEDICINA VETERINÁRIA, 7, 1981, Gramado. Anais... Porto Alegre:SOVERGS, 1981. p.70-71.

8. STEEL, R.G.D., TORRIE, J.H. Principles and procedures of statistcs. A biometrical approach. 2.ed. NewYork: McGraw Hill Inc., 1981. 633p.

G 57. EVALUACIÓN DE RAZAS TERMINALES EN OVEJAS DE PELO F1EVALUATION OF TERMINALS BREEDS ON F1 HAIR EWES.

Bores QR*, Velázquez MP, Heredia AMC.E. Mocochá, CIR-Sureste. INIFAP. México

Tél. y Fax (991) 30007. México. E-mail. [email protected].

RESUMEN

Con el objeto de evaluar las razas terminales Suffolk, Dorset y Hampshire Down en esquemas de cruzamientosterminales con razas de pelo (Pelibuey y Blacbelly), se utilizaron 9 sementales terminales (tres de cada raza) en 150ovejas F1 de Pelibuey con Blackbelly para comparar el comportamiento de sus crías: peso al nacer, peso al destete,peso cada 15 días (hasta alcanzar la edad de mercado), ganancia diaria de peso pre y postdestete, De acuerdo a losresultados se concluyó que los corderos terminales de las tres razas paternas empleadas obtienen un crecimiento ycomposición corporal posdestete similar. Las hembras presentan, durante la fase de engorda, una gananciaaproximadamente 40% menor con respecto a los machos. Además, presentan una mayor cantidad de grasa interna yrendimiento de la canal.

Palabras Clave: Razas terminales, Cruzamiento, Ovinos de pelo F1, Trópico.

INTRODUCCIÓN

Las áreas tropicales, que representan casi el 25% del territorio nacional, constituyen una buena alternativa paraimpulsar el desarrollo de la cría y explotación de los ovinos, aprovechando la rusticidad y el poder de adaptación delos ovinos de pelo de las razas Pelibuey (Pb) y Blackbelly (BB) que se encuentran en estas áreas, éstos animalespresentan un bajo potencial productivo (Valencia y González, 1983; Velázquez et al., 1993), debido a su mismarusticidad, que limita la explotación de estos animales por las condiciones económicas actuales.

Bajo estas condiciones y con el fin de mejorar la producción de carne se han diseñado esquemas de cruzamiento(Velázquez, 1989) entre las razas de pelo Pb y BB, y razas especializadas en la producción de carne (Razas Down).A medida que los productores aprecien las ventajas de los mejores genotipos se podrá introducir gradualmente laproducción de corderos F1 para el abasto. El presente trabajo tuvo el objeto de evaluar las razas Suffolk (Sf), Dorset(Ds) y Hampshire Down (Hm) en esquemas de cruzamientos terminales con razas de pelo (ovejas F1 Pelibuey xBlackbelly) en ambientes tropicales.

MATERIAL Y MÉTODOS

Se utilizaron 150 ovejas F1 Pelibuey (Pb) x Blackbelly (Bb) de diversas edades y paridades, y nueve sementales delas razas Suffolk (Sf), Dorset (Ds), y Hampshire Down (Hm) (tres de cada una) dividido en tres empadres, con unaduración de 35 días cada uno. La alimentación estuvo basada en el pastoreo de praderas introducidas, la carga seajustó con base a la productividad de la vegetación. La suplementación dependió del estado fisiológico en que seencontraban las hembras y la época del año. El rebaño fue desparasitado y vacunado de acuerdo a los calendariosvigentes en el C.E. Mocochá

A los corderos se les suministró a partir de los 15 días de edad, un alimento con 18% de proteína cruda (PC) y 3.0Mcal/kg de Energía Metabolizable (EM) a libre acceso, protegiendo los comederos para que las madres no puedanconsumir este alimento. El destete se llevó a cabo a los 60 días de edad, pasando inmediatamente a ser engordados encorrales con capacidad para cuatro corderos donde les proporcionó una dieta integral con 14 % de proteína cruda y2.7 Mcal/kg de EM. Al finalizar el período experimental se procedió a sacrificar por el método de degüello. * Apartado Postal 100-D. Itzimná. Mérida, Yucatán.Tél. Y Fax. (991) 30007. E-mail. [email protected] por CONACYT/SAGAR (Proyecto K108-P9702)


El análisis estadístico fue completamente al azar con arreglo factorial 3 x 2, siendo el primer factor las tres razaspaternas: Sf, Ds, Hm y dos sexos. Las variables de respuesta fueron: peso al nacer (PN) y destete (PD), gananciadiaria de peso (GDP) pre y postdestete, y total (ambos períodos), peso vivo al sacrificio (PV), peso y longitud de lacanal, peso de la piel y grasas internas (cardiaca, renal y mesentérica) y porcentaje del rendimiento comercial (RC) yverdadero (RV). Los datos fueron sometidos a análisis de varianza mediante modelos lineales de efectos fijos queincluyeron el efecto de raza del padre y sexo del cordero, la covariable empleada fue el peso de adaptación delcordero. Las comparaciones entre medias se hicieron con base en la Diferencia Mínima Significativa (Steel y Torrie,1980).


En el cuadro 1, no se hallaron diferencias significativas (P>0.05) debidas a raza del padre y sexo para PN. De igualmanera, el sexo no influyó (P>0.05) el PD. Sin embargo, se encontró diferencia con respecto a la raza. Los valoresde PD fueron mayores para Hm (13.8 kg) con relación a Ds (11.95 kg) y Sf (12.58 kg). La prolificidad fue de 1.44.

En cuanto a la GDP pre y postdestete no hubo efecto de raza, siendo el valor promedio de 129 y 220 g,respectivamente. Los valores más altos (P<0.05) de GDP total (g), se encontraron en Hm (171) y Ds (155) encomparación con Sf (141). Sin embargo, está última raza no fue estadísticamente diferente con la Ds. Partida yMartínez (1991) evaluaron las cruzas de ovinos Pelibuey (Pb) con Suffolk (S) o Dorset (D), en estabulación, enclima templado. Estos autores observaron que las ganancias diarias de peso más elevadas fueron de los animales Pb xSf (222 g) seguidas de los Pb x Ds (206 g) y por último los Pb puros (184 g). Sin embargo, Duarte y Pelcastre (1996)no encontraron diferencias en el crecimiento de ovinos de la raza Pelibuey o Pelibuey x Hampshire con diferentesfuentes en raciones integrales.

Al analizar el efecto del sexo sobre GDP, no hubo diferencia (P>0.05) predestete, siendo el promedio de 130 g. LaGDP postdestete y total resultó diferente (P<0.05) en los machos (254 y 176 g) con respecto a las hembras (185 y135 g).

En el cuadro 2, se presentan los promedios de la composición corporal. No se encontraron diferencias (P>0.05) en elPV, peso de la piel, peso y longitud de la canal completa con relación al efecto de raza. El sexo influyó (P>0.05) conel PV y piel. Los valores de PV y piel fueron mayores para los machos (35.7, 3.6 kg) con relación a las hembras(34.2, 3.3 kg). En cuanto al peso y longitud de la canal no hubo efecto (P>0.05) de sexo, siendo el valor promedio de16.5 kg y 59 cm, respectivamente.

Se observa que la raza paterna no modifico (P>0.05) el contenido de grasa cardiaca y renal, sin embargo, la grasamesentérica presento un incremento (P<0.05) para Sf (1.364 kg), intermedio para Ds (1.323 kg), y el más bajo paraHm (1.183 kg). En cuanto al efecto del sexo, no se encontró diferencia significativa en la grasa cardiaca y canal,siendo el promedio de 75 y 2702 g respectivamente, el efecto de hembra repercutió en un mayor contenido de grasarenal, mesentérica y total con valores promedio de 709.7, 1534.6 y 4874.1 g, mientras que los machos fue de 378.7,1103.1 y 4296.9 g respectivamente. De igual manera, la grasa interna expresada en porcentaje del peso vivo vacío fuemayor para las hembras (17.0%) con relación a los machos (14.6%). Estos resultados son similares a los obtenidos porMartínez et al. (1990). Los efectos negativos que se mencionaron anteriormente pueden ser atribuidos a que las hembrasy machos castrados presentan una disminución en la eficiencia de la utilización de energía para la deposición de carne,porque se estimula la síntesis de tejido graso que requiere un mayor aporte energético en comparación al tejido muscular.

Los resultados del rendimiento de la canal, no se mostraron diferencias (P>0.05) por efecto de raza, siendo enpromedio para el RC y RV de 47.0 y 56.2% respectivamente. En cuanto al efecto de sexo, fue más elevado (P<0.05)para hembras (48.1 y 57.5%) con relación a los machos (45.9 y 54.9%). Cabe señalar que no se presentaroninteracciones con respecto a los diferentes efectos estudiados.

De acuerdo a los resultados se concluyó que los corderos terminales de las tres razas paternas empleadas obtienen uncrecimiento y composición corporal posdestete similar. Además, las hembras presentan, durante la fase de engorda,una disminución en la ganancia de aproximadamente 40% con respecto a los machos y, presentan una mayorcantidad de grasa interna y mejor rendimiento de la canal.

Cuadro 1. COMPORTAMIENTO PRODUCTIVO RAZA PATERNA SEXO

VARIABLE DORSET HAMPSHIRE SUFFOLK HEMBRAS MACHOSPeso al nacer 2.94±0.10 3.22±0.10 3.12±0.08 3.01±0.08 3.18±0.07

peso al destete 11.95±0.43b 13.81±0.47a 12.58±0.37b 12.55±0.37 13.01±0.34

Gdp Predestete 133±12 143±11 112±8 122±9 137±8

Gdp postdestete 217±5 219±5 222±4 185±4b 254±6a

Gdp total 155±8ab 171±8ª 141±7b 135±6b 176±6a

a,b Literales distintas por efecto en la misma fila indican diferencias(P<.05)

Cuadro 2. COMPOSICIÓN CORPORAL RAZA PATERNA SEXO

VARIABLE DORSET HAMPSHIRE SUFFOLK HEMBRAS MACHOS

Peso Vivo, kg 35.2±2.6 34.9±2.7 35.0±2.8 34.2±2.7b 35.7±2.6a

Canal, kg 16.6±1.5 16.4±1.7 16.3±1.5 16.5±1.5 16.4±1.6

Piel, kg 3.6±0.5 3.5±0.6 3.4±0.5 3.3±0.5b 3.6±0.5a

Longitud Canal, cm 58.9±1.9 59.0±1.5 59.4±2.0 59.0±1.9 59.3±1.8

RendimientoComercial, %

47.2±2.3 47.0±3.0 46.7±2.4 48.1±2.2a 45.9±2.5b

Rendimientoverdadero, %

56.2±3.2 56.6±3.3 55.7±3.1 57.5±2.7a 54.9±3.1b

Grasa pericárdica, g 75.7±5.1 78.5±2.4 72.6±2.5 79.01±2.9 71.8±3.9

Grasa perirrenal, g 575.0±25.0 520.8±23.2 508.5±22.9 709.7±21.6a 378.7±21.4b

Grasa mesentérica,g 1323.0±45ab 1183.6±35b 1364.4±45a 1534.6±37a 1103.1±37b

Grasa canal, g 2679.7±158 2664.5±148 2760.7±126 2796.3±127 2607.0±107

Grasa total, g 4528.1±195 4585.8±183 4642.7±156 4874.1±157 a 4296.9±133 b

Grasa , % 1 15.47±0.69 16.10±0.64 16.00±0.55 17.00±0.55 a 14.64±0.47 b

RendimientoComercial, %

47.2±2.3 47.0±3.0 46.7±2.4 48.1±2.2a 45.9±2.5b

Rendimientoverdadero, %

56.2±3.2 56.6±3.3 55.7±3.1 57.5±2.7a 54.9±3.1b

1(Grasa interna/Peso vivo vacío) x 100a,b Literales distintas por efecto en la misma fila indican diferencias(P<0.05)


1. Duarte V.F. y Pelcastre, D.A. 1996. Engorda de borregos Pelibuey x Hampshire utilizando yuca o maíz comofuente de energía. Memorias de la Reunión Nal. de Invest. Pec. Morelos 1996. Cuernavaca, Mor. P. 261.

2. Martínez A A, Bores Q R, Velázquez M A, Castellanos R A. 1990. Influencia de la castración y del nivelenergético de la dieta sobre el crecimiento y composición corporal del borrego Pelibuey. Téc. Pecu. Méx.; 28(3) 125-132.

3. Partida, P. J.A. y Martínez, R.L. 1991. Cruzamiento de borregos Pelibuey con Suffolk o Dorset. 2. Crecimientopostdestete en estabulación y clima templado. Memorias de la Reunión de Investigación Pecuaria. Cd. Victoria,Tamaulipas. Noviembre de 1991. p. 61.

4. Partida, P. J.A. y Martínez, R.L. 1991. Cruzamiento de borregos Pelibuey con Suffolk o Dorset. 3. Rendimientoy composición de la canal. Memorias de la Reunión de Investigación Pecuaria. Cd. Victoria, Tamaulipas.Noviembre de 1991. p. 62.

5. Valencia, Z.M. y González, P.E. 1983. Pelibuey Sheep in México. En: Hair Sheep of Western Africa and theAmerica., Ed. Fitzugh y Bradford, G.E. Westview Press, Boulder, Colorado. U.S.A.

6. Steel, R.G.D. and Torrie, J.H. 1980. Principles and procedures of Statistics. Second edition, Mcgraw-Hill BookCompany. N.Y.

7. Velázquez, M.A. 1989. Mejoramiento Genético de Ovinos Tropicales. En: Tecnología para la Producción deOvejas Tropicales. Ed. A. Castellanos R.A. Y Arellano S. F.A.O. pp 23-32.

8. Velázquez, M.A., Quintal, F.J. y Heredia, A.M. 1993. Evaluación de las razas ovinas Pelibuey y Blackbelly. II.Fertilidad y productividad de las hembras. Memorias de la Reunión Anual de Investigación Pecuaria en México.1993. Guadalajara, Jalisco. Septiembre de 1993. p.78.

G 56. LA PROBABILIDAD DE PARTO MÚLTIPLE EXPLICADA POR EL TIPO DE PARTO ANTERIORY EL INTERVALO AL PARTO ANTERIORES EN BORREGAS PELIBUEY

Sánchez, G. G.; Campos, M. G.; Castro, G. H.; López, O. R.Departamento de Genética y Bioestadística. Facultad de Medicina Veterinaria y Zootecnia. Universidad Nacional

Autónoma de México. [email protected]

RESUMEN

Se utilizo información de 2256 registros de hembras de 2° a 15° parto de una unidad de producción de ovinos de razaPelibuey. Los cuales se agruparon en 3 grupos de años (GA) de acuerdo a los criterios de selección utilizados en laexplotación. El tamaño de la camada fue clasificado como parto simple o múltiple tanto para la variable respuesta(TP) como para la variable explicativa; tipo de parto anterior (TPA); número de parto anterior. Se ajustaron variosmodelos logit para estimar la probabilidad de obtener un tamaño de camada múltiple. Las variables explicativaconsideradas son el intervalo al parto anterior (IPA), el número de parto, el TPA y los GA, así como las diferentesinteracciones entre ellas. Para decidir el modelo adecuado se uso la prueba de Bondad de ajuste del Coeficiente deVerosimilitud Generalizado (Agresti). Los GA se incluyeron en el modelo como variables indicadoras. El número departo y las interacciones no fueron significativas (p>0.05), por lo que se excluyeron del modelo final. El IPA nomostró tener un efecto significativo sobre el tipo de parto (P=0.119). La diferencia existente entre los GA ( P=0.000)es un indicador de la respuesta de la prolificidad (TP) a la selección. El TPA es un indicador de las futurasactuaciones de la borrega en cuanto a su prolificidad, de igual forma permite determinar a partir del segundo parto dela hembra su permanencia en el rebaño, en un esquema de selección donde uno de los criterios sea la prolificidad.

INTRODUCCION

El Pelibuey es un ovino que sea ha caracterizado por su rusticidad y sus características reproductivas altamentedeseables como son la prolificidad y su escasa o nula estacionalidad, por lo que representa un recurso genéticoimportante para ser explotado en el trópico (Morales).

Lo anterior puede optimizarse si se aumenta la cantidad de corderos por año por hembra (Analla y col). Es por esoque es importante conocer los factores que pueden influir en estas actuaciones así como la probabilidad de que unaborrega repita un parto múltiple en futuras actuaciones y favorecer su permanencia en el rebaño.

MATERAL Y METODOS.

Se utilizo información de 2256 registros de hembras de 2° a 15° parto de una explotación de ovinos de raza Pelibuey,ubicada entre el paralelo 18° 56’ latitud norte y el meridiano 99° 26’ longitud oeste a una altura de 1600 msnm. ELclima de la zona se clasifica como semicálido subhúmedo con lluvias en verano ((A)Ca(w2)(w)ig), con unatemperatura promedio anual de 19.8°C y una precipitación pluvial anual de 1,191.9 mm ( García).

El manejo general del rebaño consiste en pastoreo diurno las hembras con sus corderos y los machos en diferentespotreros de praderas de Estrella de Surinam (Cynodon nlemfuensis). Por la tarde se encierra el ganado en corrales endonde se les suministra un suplemento con 16% de proteína y sales minerales a libre acceso.

Los ovinos fueron divididos en tres grupos de años (GA) dependiendo de diferentes criterios de selección utilizados:GA1 (n=199) de 1987 a 1990, las borregas provienen solamente de partos simples; GA2 (n=955) del año 1991 a1995, hay borregas provienen de parto simple y de parto múltiple y en GA3 (n=1102) comprende los años de 1996 a2001, las borregas provinieron solamente de partos múltiples. El tamaño de la camada fue clasificado como partosimple o múltiple tanto para la variable respuesta ( TP) como para la variable explicativa, tipo de parto anterior(TPA).

A partir de esta información de ajustaron diferentes modelos para estimar la probabilidad de obtener una camadamúltiple, estos modelos incluyeron como variables explicativa el intervalo al parto anterior (IPA), el número departo, el TPA y los GA, así como las diferentes interacciones entre ellas. Para elegir el modelo más adecuado se usola prueba de Bondad de ajuste del Coeficiente de Verosimilitud Generalizado (Agresti). Los GA se incluyeron en elmodelo como variables indicadoras siendo estas:


Años Z1 Z2GA 1 1 0GA 2 0 1GA 3 0 0

El modelo utilizado fue:

Iii

ii XZZZXYP

XYP4332211

ˆˆˆˆˆˆ1

ˆlog ββββα ++++=

−Donde:

ii XYP =Probabilidad de que una borrega tenga un tipo de parto múltiple

α =Constante

1β =Efecto de que la borrega pertenezca al GA 1

2β = Efecto de que la borrega pertenezca al GA 2

3β =Efecto de que el año anterior haya sido múltiple

4β =Efecto del intervalo al parto anteriorX =Intervalo al parto anterior

El modelo de Regresión Logística se ajustó con el paquete SPSS versión 10.


El número de parto y las interacciones no fueron significativas (p>0.05), por lo que se excluyeron del modelo final.

El modelo logit para el TP incluye las siguientes variables

)001.0()59.0()247.0()456.1(563.0ˆ1

ˆlog 321 i

ii

ii XZZZXYP

XYP−++−+−+=

−

El IPA no mostró tener un efecto significativo sobre el tipo de parto (P=0.119), esto posiblemente se deba a lascondiciones de alimentación y manejo reproductivo en la unidad de producción.

La diferencia existente entre los GA ( P=0.000) denota la respuesta de la prolificidad (TP) a la selección. El TPA esun indicador de las futuras actuaciones de la borrega en cuanto a su prolificidad, de igual forma permite determinar apartir del segundo parto de la hembra su permanencia en el rebaño, en un esquema de selección donde uno de loscriterios sea la prolificidad.

Cuadro 1: Valores estimados del modeloβ E.E. Cociente de Momios

Constante 0.563 0.237 1.755IPA -0.001 0.001 0.999TCA (Z1) 0.59 0.091 1.803GA 1(Z2) -1.456 0.188 0.781GA 2 (Z3) -0.247 0.092 0.781

Gráfica 1: Probabilidad de obtener un TP múltiple contra el intervalo al parto de la borrega de un TPA múltipleanterior por GA.

Intervalo entre parto

551452

387359

341327

315301

291281

271261

251241

231221

211201

191178

Prob

.8

.7

.6

.5

.4

.3

.2

GA

1

2

3

A manera de ejemplo se utilizan los datos del Cuadro 2.

Cuadro 2: Probabilidad de que una oveja con un intervalo al parto de 210 días presente una parto múltiple, si su tipode parto anterior fue simple o múltiple en cada uno de los años

Simple GA 3 GA 2 GA 1P 0.56472 0.50327 0.23233Q 0.43528 0.49673 0.76767

Momio 0.3026 1.0131 1.2974Múltiple

P 0.70057 0.64628 0.35307Q 0.29943 0.35372 0.64693

Momio 0.5458 1.8271 2.3397

Si se desea conocer cuantas veces es mas factible que una borrega del GA3 tenga un TP múltiple cuando su TPAsimple en comparación de una borrega del GA2 con las mismas características, se obtiene el cociente de momios, dela siguiente forma :

Ψ32=1.2974/1.0131=1.28

Es 1.28 veces más factible que una hembra tenga un TP múltiple en su siguiente parto si pertenece al GA3 de años 3con relación al GA2 si su TPA fue simpleCuadro 3 Cocientes de momios entre GA por tipo de parto

Tipo de parto Ψ32 Ψ31 Ψ21

Simple 1.28 4.29 3.35Múltiple 1.28 4.29 3.35

ΨTPA mul. TPA sim 1.80 1.80 1.80


1. Agresti, A. An Introduction to categorical data analisis. 1996. Ed. John wiley & Son . U.S.A

2. Analla M.; Muñoz Serrano A. And Serradilla J. Analysis of the genetic relationship between litter size andweight traits in Segureña sheep. Can. J. of Anim Sci. 77 :17-21

3. Ferran Aranaz Magdalena. 2000. SPSS para windows programación y análisis estadístico. Mc Graw Hill,México.

4. García, E. 1988. Modificaciones al sistema de clasificación d Köpen. Universidad Nacional Autónoma deMéxico.

5. Morales M. M. (1988) Parámetros reproductivos y de explotación del borrego pelibuey. Tesis de Licenciatura.UNAM

G 55. AVANCE DEL ESTUDIO DE LA PROLIFICIDAD A PRIMER PARTO EN BORREGASPELIBUEY: EFECTO DE LA EDAD.

Campos, M. G.; Sánchez, G. G.; Castro, G. H.; López, O. R.Departamento de Genética y Bioestadística. Facultad de Medicina Veterinaria y Zootecnia. Universidad Nacional

Autónoma de México. [email protected]

Palabras clave: Pelibuey, prolificidad, primer parto.

RESUMEN

Se utilizaron 804 registros a primer parto de borregas pelibuey. Los cuales se agruparon en 3 grupos de años deacuerdo a los criterios de selección utilizados en la unidad de producción. A partir de esta información se probarondiferentes modelos para calcular las probabilidades de obtener un tamaño de la camada múltiple a primer parto, estosmodelos incluyeron como variables explicativa: la edad de la borrega a primer parto; época de parto (secas ylluvias); grupos de años, y las diferentes interacciones entre ellas. Para decidir el modelo más adecuado se uso laprueba de Bondad de ajuste del Coeficiente de Verosimilitud Generalizado. Los grupos de años se incluyeron en elmodelo como variables indicadoras. La época de parto y las interacciones no fueron significativas, por lo que seexcluyeron del modelo final. La edad a primer parto tiene efecto negativo. Por cada día que incremente la edad de laborrega, se disminuye 0.997 veces la posibilidad de parto múltiple (p=0.008). Existe diferencia significativa en laprobabilidad de obtener un parto múltiple entre GA (p=0.000). Estas diferencias pueden explicarse por los esquemasde selección utilizados a través del tiempo, encontrando que la variable parto múltiple responde de formasatisfactoria a la selección. Sobre la base de los resultados el efecto de la edad aun no esta claro, aunque se planteandos hipótesis: efectos de manejo o bien una correlación genética negativa entre ambas variables.

INTRODUCCIÓN:

En los últimos años, los ovinos Pelibuey en México han incrementado su distribución y por ende su demanda,debido a su rusticidad y adaptabilidad a los diferentes ecosistemas, encontrándose actualmente en todo el territorionacional.

La rentabilidad de la unidad de producción, tienen como integrante de su fundamento la posibilidad de obtener elmayor número de corderos por hembra al año. Considerando a la prolificidad como un indicador de la rentabilidad,resalta la importancia de conocer los factores que intervienen desde el inicio de la etapa productiva de la hembra(Campos y col.). Por lo que se considera de interés la edad a primer parto y su relación con el tipo de parto.

MATERIAL Y MÉTODOS.

Se utilizo información de 804 registros de borregas a primer parto de una explotación de ovinos de raza Pelibuey,ubicada entre el paralelo 18° 56’ latitud norte y el meridiano 99° 26’ longitud oeste a una altura de 1600 msnm. ELclima de la zona se clasifica como semicálido subhúmedo con lluvias en verano ((A)Ca(w2)(w)ig), con unatemperatura promedio anual de 19.8°C y una precipitación pluvial anual de 1,191.9 mm ( García).

El manejo general del rebaño consiste en pastoreo diurno las hembras con sus corderos y los machos en diferentespotreros de praderas de Estrella de Surinam (Cynodon nlemfuensis). Por la tarde se encierra el ganado en corrales endonde se les suministra un suplemento con 16% de proteína y sales minerales a libre acceso.

Los registros fueron divididos en tres grupos de años (GA) dependiendo de diferentes criterios de selecciónutilizados: el primero grupo (n=165) de 1987 a 1990, las borregas provienen solamente de partos simples; en elsegundo (n=254) del año 1991 a 1995, hay borregas provienen de parto simple y de parto múltiple y el tercero(n=385) comprende los años de 1996 a 2001, las borregas provinieron solamente de partos múltiples.

A partir de esta información de probaron diferentes modelos para calcular las probabilidades de obtener un tamañode la camada múltiple a primer parto, estos modelos incluyeron como variables explicativa a la edad de la borrega aprimer parto, la época de parto (secas y lluvias), los grupos de años, y las diferentes interacciones entre ellas. Para

decidir el modelo más adecuado se uso la prueba de Bondad de ajuste del Coeficiente de Verosimilitud Generalizado(Agresti).

Los grupos de años se incluyeron en el modelo como variables indicadoras siendo estas:

Años Z1 Z2Grupo 1 1 0Grupo 2 0 1Grupo 3 0 0

El modelo utilizado fue:

( )( ) I

i

i XZZXP

XP32211

ˆˆˆˆˆ1ˆ

log βββα +++=

−

Donde:

( )( )

− i

i

XPXPˆ1

ˆlog =característica de interés (probabilidad de obtener parto múltiple)

α =Intercepto

1β =Efecto entre el GA 1 y GA 3

2β =Efecto del GA 2 y GA 3

3β =Efecto de la edad a primer parto

X =Edad al primer parto

El modelo se analizó por medio de una Regresión Logística usando el programa SPSS versión 10.


La época de parto y las interacciones no fueron significativas, por lo que se excluyeron del modelo final.El modelo logit para el tamaño de la camada a primer parto incluye las siguientes variables

( )( )

( )( ) i

i

i

Ii

i

XZZXP

XP

XZZXP

XP

)003.0()628.0()299.2(436.1ˆ1ˆ

log

ˆˆˆˆˆ1ˆ

log

21

32211

−+−+−+=

−

+++=

−

βββα

La edad a primer parto tiene efecto negativo. Por cada día que incremente la edad de la borrega, se disminuye 0.997veces la posibilidad de parto múltiple (p=0.008). Existe diferencia significativa en la probabilidad de obtener unparto múltiple entre los GA (p=0.000) (Cuadro 1). Estas diferencias pueden explicarse por los esquemas de selecciónutilizados a través del tiempo, encontrando que la variable parto múltiple responde de forma satisfactoria a laselección. Sobre la base de los resultados el efecto de la edad aun no esta claro, aunque se plantean dos hipótesis:efectos de manejo o bien una correlación genética negativa entre ambas variables.

Cuadro 1: Valor de los estimadores del modelo

β E.E. G.L. P EXP(β)INTERCEPTO 1.436 0.531 1 0.007 4.204

EDAD -0.003 0.001 1 0.008 0.997AÑO1(Z1) -2.299 0.301 1 0.000 0.1AÑO2 (Z2) -0.628 0.167 1 0.000 0.534

Gráfica 1: Probabilidad de presentarse parto múltiple contra la edad de la borrega a primer parto por GA.

EDADP

727667

622581

560540

524506

490475

460447

434421

408395

382368

354312

PRO

B

.7

.6

.5

.4

.3

.2

.1

0.0

BLAP

1

2

3

En el Cuadro 2 se muestra un ejemplo de la aplicación de los resultados.

Cuadro 2: Probabilidad de que una oveja con una edad a primer parto de 361 días tenga una parto múltiple en cadauno de los años

Año 1 Año2 Año 3P 0.12033 0.42122 0.57692Q 0.87967 0.57878 0.42308

Momio 0.1368 0.7278 1.3636

El cociente de momio de tener un primer parto múltiple entre el año 3 y 2:Ψ=1.3636/0.7278=1.87

Es decir es 1.87 veces más factible que una hembra del bloque de años 3 tenga un parto múltiple en su primer partoque un del bloque de años 2

Ψ=1.3636/0.1368=9.97Es decir es 9.97 veces más factible que una hembra del bloque de años 3 tenga un parto múltiple en su primer partoque un del bloque de años 1

Ψ=0.7278/0.1368=5.32

Es decir es 5.32 veces más factible que una hembra del bloque de años 2 tenga un parto múltiple en su primer partoque un del bloque de años 1


1. Agresti, A. An Introduction to categorical data analisis. 1996. Ed. John wiley & Son . U.S.A2. Campos M. G. R.; Sánchez G. M. G.; Pliego C. B.;Castro G. H. 2001. Comparación de la productividad de

hembras de las tres variedades de color del ovino Pelibuey. Memorias del Segundo Congreso Latinoamericanode Especialistas en pequeños rumiantes y camélidos sudamericanos XI Congreso Nacional de Ovinocultura.Mérida, Yuc. México.

3. Ferran Aranaz Magdalena. 2000. SPSS para windows programación y análisis estadístico. Mc Graw Hill,México.

4. García, E. 1988. Modificaciones al sistema de clasificación d Köpen. Universidad Nacional Autónoma deMéxico.

G 54. RELAÇÃO ENTRE O VALOR GENÉTICO E A ORIGEM DOS CAVALOS PURO-SANGUEINGLÊS VENCEDORES DE CORRIDAS CLÁSSICAS NO BRASIL

Mota, M.D.S; Taveira, R .Z.; Oliveira, H.N.; Abrahão, A.R., Chardulo, L.A.L.Dep. Melhoramento e Nutrição Animal, Unesp, Botucatu, Brasil

C.Postal. 560. E.mail: [email protected]

Palavras-chave: valor genético, carreiras, desempenho, origem

INTRODUÇÃO

Inicialmente destinadas exclusivamente para a aristocracia, as criações e corridas de cavalos popularizaram-se,transcendendo fronteiras geográficas, políticas e raciais. O turfe, soma das atividades de criação e de corridas decavalos da raça Puro-Sangue Inglês (PSI), constitui-se atualmente em uma enorme indústria, empregando milhões depessoas e movimentando bilhões de dólares em todo o mundo. No Brasil, 4º país em número de páreos anuais deanimais PSI, o turfe profissionalizou-se e ganhou corpo, especialmente na década de 90. Apenas o valorimobilizado nos 15 mil animais em atividade, 5 mil éguas de cria, 350 garanhões e o restante dos animais emtreinamento, supera 1 bilhão de dólares (Ielo, 2000).

Assim, neste contexto cada vez mais exigente e competitivo do mercado mundial de cavalos de corrida, seriaimportante estudar a influência que a utilização de reprodutores estrangeiros tem causado na criação brasileira deanimais desta raça. Nesse sentido, o presente trabalho objetivou relacionar o valor genético, para tempo final emcorridas, dos animais vencedores de páreos do calendário clássico, a fim de conhecer a contribuição de animaisestrangeiros no rebanho brasileiro de cavalos da raça Puro-Sangue Inglês.

MATERIAL E MÉTODOS

As informações empregadas neste estudo foram fornecidas pela Associação Brasileira de Criadores do Cavalo deCorrida (ABCCC), estando contidas nos arquivos “Quadro de Honra” e “Produção” do CD-ROM desenvolvido pelo“Stud Book” Brasileiro em 1999.

Os dados analisados incluíram registros de desempenho e país de origem de 3143 cavalos vencedores de corridas docalendário clássico nos hipódromos brasileiros de Cidade Jardim (Estado de São Paulo), Gávea (Rio de Janeiro),Tarumã (Paraná) e Cristal (Rio Grande do Sul), ao longo de 25 anos (1974 a 1998). O país de origem também foiregistrado para seus pais, mães, avôs e bisavôs paternos e maternos, totalizando 34.733 animais.

A predição do valor genético dos animais vencedores de corridas clássicas foi realizada a partir do método BLUP(melhor preditor linear não viciado), utilizando-se o programa MTDFREML desenvolvido por Boldman et al.(1993).


O diagrama a seguir mostra a porcentagem de animais de origem brasileira dentro de cada geração avaliada.

BISAVÔ0,5%

BISAVÓ2,1%

AVÔ5,1%

BISAVÔ5,5%

BISAVÓ15,9%

AVÓ22,7%

PAI36,5

BISAVÔ4,5%

BISAVÓ13,4%

AVÔ25,6%

BISAVÔ18,4%

BISAVÓ46,2%

AVÓ54,2%

MÃE75,2%

ANIMAL95%

Considerando-se o total de animais constantes no “pedigree” (34.733), 32% (11.099) eram brasileiros, sendo norte-americanos os de origem estrangeira mais intensa, 20% (7.036). Dos 14 ancestrais computados para cada animal, em8 deles a participação de cavalos de origem norte-americana foi superior à brasileira (avô e avó paternos, bisavôs ebisavós paternos, e bisavô e bisavó que geram avô materno). Além disso, observou-se que a grande maioria dosanimais que venceu corridas do calendário clássico nos últimos 25 anos (3143) era nacional (95%, ou 2.990cavalos), filhos de éguas nacionais (75,2% ou 2.363 animais) e garanhões estrangeiros (63,5% ou 1.997 animais). Aparticipação de material genético estrangeiro, considerando-se a mesma geração de ancestrais, é sempre menor nolado materno (mãe, avôs e bisavôs maternos) do que no paterno.

Após o Brasil, os países com maior número de cavalos vencedores nas corridas clássicas são a Argentina (2,1%) eEstados Unidos (1,5%). São também destes dois países a origem dos garanhões estrangeiros que mais contribuíramcom filhos vencedores destas corridas (Estados Unidos - 25,3%, Argentina - 10,9%).

O valor genético predito para tempo final (s) nos 3143 animais vencedores de corridas clássicas variou de1,08901805 a -1,44545497. Considerando-se os animais 10% superiores para valor genético nesta característica(315 animais) , constatou-se que 85% (267) eram produtos de origem brasileira, sendo que 62% (120 animais) eramfilhos de garanhões estrangeiros, dos quais 23% (72) de origem norte-americana. Separando-se apenas os 10 animaisgeneticamente superiores para tempo em corridas (6 machos e 4 fêmeas), observou-se que todos eram produtosbrasileiros, sendo que 3 deles possuíam garanhões de origem nacional (2 argentinos, 2 franceses, 1 inglês, 1 irlandêse 1 norte americano).

Estes resultados indicam que houve e há intensa participação de animais estrangeiros para a criação brasileira decavalos Puro-Sangue Inglês de corrida, embora esta contribuição não seja efetivamente de destaque. Isto porquê,considerando que do total de animais com desempenho avaliado (3143) 63,5% eram filhos de garanhõesestrangeiros e que dos 10% superiores 62% eram oriundos de pais não brasileiros, observa-se que a proporções defilhos de garanhões estrangeiros na população geral e no 10% superiores são bastante similares, até com uma ligeiravantagem para os animais nacionais (dos 36,5% de pais nacionais no geral, 38% apresentam progênie localizada nos10% superiores para valor genético de tempo em corrida). Da mesma forma, entre os 10 animais com valor genéticosuperiores, 30% são nacionais, sem o Brasil o país com maior número de animais entre os 10 superiores.

Assim, é provável que a menor participação de garanhões brasileiros na produção de animais vencedores de corridasdo calendário clássico não seja apenas em função do valor genético superior dos garanhões estrangeiros, masprincipalmente devido ao baixo contingente de reprodutores nacionais com valor genético superior.


1. Boldman, K.; Van Vleck, L. D.; Kriese, L. A., 1993: A manual for use of MTDFREML – a set of programs toobtain estimates of variances and covariances. USDA – ARS, 120 p.

2. Ielo, M. 2000. Criação de cavalos Puro-Sangue Inglês no Brasil. O Estado de São Paulo, São Paulo,

Suplemento Agrícola, abril de 2000, pág. K3-K4.

G 53. HERDABILIDADE DO TEMPO EM CORRIDAS DE EQÜINOS DA RAÇA PURO-SANGUE-INGLÊS NO BRASIL.

Taveira, R Z.; Mota, M.D.S.; Oliveira, H.N.Dep. Melhoramento e Nutrição Animal, Unesp, Botucatu, Brasil

C.Postal. 560. E.mail: [email protected]

RESUMO

A partir de informações fornecidas pela Associação Brasileira de Criadores do Cavalo de Corrida analisou-se odesempenho em corridas, por meio do tempo final, de 2.545 animais da raça Puro-Sangue Inglês ao longo de 25anos (1974-1998). Os componentes de variância foram obtidos pelo método da máxima verossimilhança restrita não-derivativa, e o modelo usado continha os efeitos fixos de grupo de contemporâneos (animais que correram nomesmo hipódromo, no mesmo ano e na mesma raia) e chamada (16 combinações entre sexo e idade dos animais). Abaixa estimativa de herdabilidade (0,12) indica que a seleção baseada no valor fenotípico de animais deve induzirmudanças genéticas reduzidas nesta característica.

Palavras-chave: cavalos, variabilidade genética, carreira, desempenho

INTRODUÇÃO

Um dos aspectos fundamentais na seleção de cavalos para corrida refere-se a melhor maneira de se mensurar odesempenho dos animais em pista. Nesse sentido, ganho monetário por período de tempo ou largada, colocaçãofinal e tempo em corridas são as características mais comumente consideradas pelos equinocultores de corrida.

Ojala e Van Vleck (1981) e Leyten e Vandepitte (1991) consideraram a média do desempenho em pista, baseada notempo final, como sendo mais útil que as medidas de colocação final e rendimento monetário, para fins de avaliaçãode reprodutores, isto porque o tempo final em uma única corrida é relativamente consistente para um cavalo durantetoda uma temporada. Além disso, a seleção aplicada para características relacionadas diretamente a colocação finale ganho monetário não alteram a média da população como um todo, mas apenas de subpopulações (Mota et. al.1998). Assim, poder-se-ia selecionar de modo que, por exemplo, um grupo de cavalos (subpopulação) apresentemédia mais alta para número de vitórias (ou rendimento monetário) dentro de uma população, mas não é possívelaumentar o número médio de vitórias (ou rendimento monetário médio) para todos os animais da população, a nãoser que se aumente o número de páreos anuais ou o montante de premiação a ser oferecido aos animais. Não se podefazer toda a população ganhar mais corridas ou dinheiro, apenas grupos dentro dela.

O objetivo deste trabalho foi estimar a herdabilidade para tempo de corrida em cavalos Puro-Sangue Inglêsvencedores do calendário clássico nos quatro principais hipódromos brasileiros, a fim de fornecer subsídios paraseleção de animais desta raça no Brasil.

MATERIAL E MÉTODOS

Os dados empregados neste estudo foram fornecidos pela Associação Brasileira de Criadores do Cavalo de Corrida(ABCCC), estando contidos nos arquivos ¨Quadro de Honra¨ do CD-ROM desenvolvido pelo ¨Stud Book¨Brasileiro em 1999.

Utilizou-se de 5.008 registros de tempos finais de corrida de 2.545 cavalos vencedores de provas do calendárioclássico nos hipódromos brasileiros de Cidade Jardim (Estado de São Paulo), Gávea (Rio de Janeiro), Tarumã(Paraná) e Cristal (Rio Grande do Sul), ao longo de 25 anos (1974 a 1998). O número total de animais na matriz deparentesco envolveu 9.949 cavalos.

Os componentes de variância necessários para a obtenção dos parâmetros genéticos foram estimados pelo método daMáxima Verossimilhança Restrita (REML), sob modelo animal, a partir do método não derivativo (DFREML),proposto por Meyer (1991), utilizando o programa MTDFREML, descrito por Boldman et al. (1993). No presente

estudo a convergência (variância da função de verossimilhança) foi considerada como sendo atingida quando avariância desta função fosse menor que 10-9.

Para as análises estatísticas iniciais, o seguinte modelo linear foi utilizado para a descrição dos dados:

Yijkl = µ + a i + GC j + C k + b(X i j k l – X) + e i j k l

onde:

Yijkl = Tempo final observado em cada animal (segundos), µ = média geral, a i = efeito do i-ésimo animal (i = 1...2545) GC j = efeito do j-ésimo grupo contemporâneo (j = 1...391), C k = efeito da k-ésima chamada ( k = 1...16), b = coeficiente de regressão linear do tempo sobre a distância, (X i j k l - X) = diferença entre a distância quando o tempo final foi observado (X i j k l ) e a média geral das distânciasde corrida (X),e i j k l = erro aleatório associado a cada observação.

Considerou-se grupo de contemporâneos cavalos cujos desempenhos ocorreram no mesmo ano (1974...1998),hipódromo (Cidade Jardim, Gávea, Tarumã e Cristal) e raia (areia leve, areia macia, areia pesada, areia encharcada,grama leve, grama macia, grama pesada e grama encharcada), e compostos por não menos que 5 animais.

A chamada corresponde a uma combinação entre o sexo (macho, fêmea e castrado) e a idade dos animais quepodem se inscrever para participar de determinado páreo. A avaliação incluiu 16 chamadas, variando desde corridassomente para fêmeas com 2 anos até as abertas para machos castrados e inteiros com mais de 4 anos de idade. Aclasse de chamada com maior número de observações envolvia fêmeas de 3 anos (1452), ao passo que a menosfreqüente abrangia machos castrados e inteiros de 3 e 4 anos (30).

A herdabilidade foi estimada dividindo-se o componente de variância genética aditiva pelo da variância fenotípica.


A distância média dos páreos foi 1.670,84 metros, com coeficiente de variação de 29, 43%. A Figura 1 mostra ocomportamento do tempo final em função da distância da corrida. Com base na equação ilustrada nesta figura,observa-se que a diferença de velocidade média quando a distância da corrida cresce de 1.000 m (16,76 m/s) para2.000 m (15,91 m/s), 0,85 m/s, é mais que 3 vezes superior àquela entre as distâncias de 2.000 e 3.000 m (15,65m/s).

y = -6,3321 + 0,66x R2 = 0,9908

0

50

100

150

200

250

700 1000 1300 1600 1900 2200 2500 2800 3100 3400

Distância (m)

Tem

po (s

)

Figura 1. Regressão do tempo final sobre a distância da corrida

As estimativas de variâncias genética aditiva, ambiente e de herdabilidade para tempo final em corridas foram0,42541; 3,07094 e 0,12 respectivamente. Herdabilidades semelhantes às encontradas neste estudo foram relatadaspor Kalmykov (1973), Rönningen (1975), Moritsu et al. (1994) e Mota et al. (1998). Este resultado indica quepouca possibilidade de resposta para esta característica é possível se a seleção basear-se no valor fenotípico dosanimais. Informações de parentes coletores e progênie podem ajudar na identificação de animais superiores, emboraeste último aumente o já elevado intervalo de gerações dos cavalos Puro-Sangue Inglês de corrida.


1. Boldman, K.; Van Vleck, L. D.; Kriese, L. A., 1993: A manual for use of MTDFREML – a set of programs toobtain estimates of variances and covariances. USDA – ARS, 120 p.

2. Kalmykov, A.N. (1973) The use of heritability in selection of trotters. Anim. Breed. Abstr. 42: 107.3. Leyten, J.; Vandepitte, W. (1991) Estimation des paramètres génétiques et des valeurs d’elevage chez les

trotteurs belges au moyen d’un modèle animal (Methode BLUP). Revue de l’Agriculture Landbou- wtijdschrift,5: 953-960.

4. Meyer, K., 1991: Estimating variances and covariances for multivariate animal models by restricted maximumlikelihood. Genet. Sel. Evol. 23: 67-83.

5. Mota, M.D.S., Oliveira, H.N., Silva, R.G. (1998) Genetic and environmental factors that affect the best time ofThoroughbred horses in Brazil. J. Anim. Breed. Genet. 114: 123-129.

6. Moritsu, Y.; Funakoshi, H.; Ichikawa, S., 1994: Genetic evaluation of sires and environmental factorsinfluencing best racing times of Thoroughbred horses in Japan. J. Equine Sci. 5: 2. 53-58.

7. Ojala, M.; Van Vleck, L.D. (1981) Measures of racetrack performance with regard to breeding evaluation oftrotters. J. Anim. Sci. 53, 3: 611-619.

8. Rönningen, K. (1975) Genetics and environmental factors for traits in the North Swedish trotter. Z. Tierz.Zücht. 92, 194.

G 52. INDICES DE HERENCIA DE TRES CARACTERÍSTICAS DE CRECIMIENTO POSTDESTETE ENCONEJOS

Sarao Alvarez Elena C.1, Carlos M. Becerril Pérez2

1Universidad Autónoma Chapingo, Dpto. de Zootecnia. 2Colegio de Postgraduados, Especialidad de Ganadería,Montecillo, Edo. de México. 56230 MÉXICO. Tel: y Fax: 01 (5) 8045976 y 01 (5) 8045977.

Email: [email protected]

RESUMEN

Registros de producción y parentesco de 3951 conejos de una línea seleccionada para ganancia de peso del destete a77 días fueron utilizados para estimar parámetros genéticos de tres características de crecimiento postdestete:ganancia media diaria de peso del destete (35 días) a la edad de sacrificio (77 días) (G77), del destete a los 56 (G56),y de los 56 al sacrifico (G5677). Se utilizó un modelo animal univariado para cada característica, el cual incluyocomo efectos fijos media, generación, año-estación de nacimiento y la covariable tamaño de la camada al destete, ycomo efectos aleatorios, directos, maternales, de camada y residual. Los datos se analizaron por máximaverosimilitud restringida libre de derivadas. Los índices de herencia directos fueron .19, .16 y .17, y para efectosmaternales .09, .09 y .14, para G77, G56 y G5677, respectivamente. Tomando solamente como criterio el valor delíndice de herencia estimado se puede considerar a G77 como la característica de selección.

Palabras clave: ganancia diaria, parámetros genéticos, directos, maternales.

INTRODUCCIÓN

Durante la última década, en México, se ha llevado a cabo un intento para reimpulsar el desarrollo de la cuniculturadel país, después de la crisis que causo a la misma el brote de la Enfermedad Hemorrágica Viral del Conejo, la cualfue erradicada antes de mediados de los años noventa y desde entonces el país esta libre de esta devastadoraenfermedad. Hoy en día el mercado de la carne de conejo, sobre todo alrededor de grandes centros urbanos como loes la Ciudad de México y otros capitales del interior se encuentra en franca expansión; además se ha dado impulso ala repoblación de conejos en pueblos y comunidades. Para poder consolidar este esfuerzo se requiere entre otrascomponentes, de programas científicos y tecnológicos que apoyen la actividad de los cunicultores no solo en el corto,sino también en el mediano y largo plazo. Por lo anterior, en algunos centros de investigación se han iniciadoprogramas de mejora genética con el fin de contribuir con pie de cría de aptitud probada a la industria cunícola.Actualmente en el Colegio de Postgraduados se están formando líneas genéticas de aptitud paternal y maternal. Eneste trabajo se presentan resultados de una línea genética paternal para características de crecimiento postdestete.Becerril (1998) realizó los primeros análisis de esta línea; estimó los índices de herencia del peso vivo a los 56 y 77días de edad, utilizando datos provenientes de dos generaciones, sugirió realizar el análisis genético de otrascaracterísticas relacionados al crecimiento. Aunque la eficiencia alimenticia podría considerarse como unacaracterística económicamente muy importante, esta es difícil y costosa de medir, por lo que la ganancia mediadiaria de peso es una característica alternativa a ser utilizada en programas de mejora genética (Baselga y Blasco,1989). El objetivo de este trabajo fue el estimar los índices de herencia de la ganancia media diaria de peso de tresperíodos de crecimiento después del destete.

MATERIALES Y METODOS

El modulo de selección se encuentra ubicado en el Valle de México a 2240 msnm, en un clima templado con unatemperatura media de 15 ºC y precipitación de 645 mm por año; las condiciones de manejo fueron señaladas porBecerril (1998). Los registros de producción fueron colectados de 1997 al 2001 de seis generaciones discretas de lalínea Azul del Colegio de Postgraduados. Se estudió la ganancia media diaria de peso del destete (35 días) a la edadde sacrificio (77 días) (G77), del destete a los 56 (G56), y de los 56 al sacrifico (G5677). Para G77 se utilizaron3783 animales con registro de producción y 214 animales base, el número de camadas fue de 693. Para G56 seutilizaron 3951 animales y 683 camadas y para G5677 3708 animales con 679 camadas. La línea Azul esta siendoseleccionada para la ganancia diaria individual del destete a los 77 días de edad, manteniendo una relación demacho-hembra de 1:3, con una población de hembras que ha variado de 60 a 90 por generación. Se utilizó unmodelo animal univariado para cada característica, el cual incluyo como efectos fijos media, generación, año-estación de nacimiento y la covariable tamaño de la camada al destete, y como efectos aleatorios, directos,


maternales, de camada y residual. Todos los efectos aleatorios fueron considerados variables normales con mediascero. Las covarianzas aditivas incluyeron la relación aditiva de parentesco a través de la matriz A. Los efectosaleatorios ambientales se consideraron con covarianzas nulas. Para las tres características, se estimaron loscomponentes de varianza de los efectos aleatorios relativos a la varianza fenotípica total, a través del procedimientode Máxima Verosimilitud Restringida (DFREML) versión 3.0 β descrito por Meyer (1998).

RESULTADOS Y DISCUSION

Las estadísticas descriptivas por generación de las tres características estudiadas se presentan en los cuadros 1, 2 y 3.Como se observa, las mayores ganancias por generación fueron para G56 y menor para G5677, con un valorintermedio para G77. Para las tres características, la tendencia ha sido a un aumento por generación. También esnotable, la variabilidad fenotípica, desde animales que casi no ganan peso hasta animales con ganancias superiores alos 60 g/d. Vale decir, que las ganancias medias de peso encontradas en la sexta generación pueden considerarsecomo competitivas para una cunicultura de tipo comercial en el país y ligeramente inferiores a las encontradas enalgunos países de Europa (Garreau, et al., 2000; Su et al., 1999).

Cuadro 1. Ganancia media diaria de peso de los 35 a los 77 días por generación en la línea Azul.Generación N Media D.E. Min Max1 969 33.77 5.51 11.38 56.902 700 36.73 6.19 12.14 55.703 532 34.38 6.48 4.40 61.664 697 35.03 6.83 10.48 51.845 461 36.26 6.61 11.90 57.146 424 36.87 7.39 15.59 55.64Total 3783 35.29 6.49 4.40 61.66

Cuadro 2. Ganancia media diaria de peso de los 35 a los 56 días por generación en la línea AzulGeneración N Media D.E. Min Max1 1019 33.35 8.67 2.19 55.292 734 39.15 8.54 3.19 62.863 556 36.87 8.90 0.88 63.574 740 37.91 9.97 1.90 60.595 496 36.67 6.61 0.71 63.096 406 38.13 7.39 1.95 62.14Total 3951 36.69 9.62 0.71 63.57

Cuadro 3. Ganancia media diaria de peso de los 56 a los 77 días por generación en la línea AzulGeneración N Media D.E. Min Max1 964 34.19 7.11 6.43 56.902 700 33.80 8.47 0.38 58.573 532 32.21 8.55 3.33 61.424 664 32.23 9.03 1.90 60.005 460 34.93 9.26 0.71 56.196 388 35.45 10.61 1.95 61.90Total 3708 33.72 8.67 0.38 61.90

Cuadro 4. Componentes de varianza estimados como proporción de la varianza fenotípica total, de dos característicasdecrecimiento de una línea de conejos para carne.Característica h2 m2 c2 Cov (a,m)G77 .19 .09 .29 -.09G56 .16 .09 .34 -.09G5677 .17 .14 .22 -.12G77 = Ganancia media diaria de los 35 a los 77 días; G56 = Ganancia media diaria de los 35 a los 56 días; G5677 =Ganancia media diaria de los 56 a los 77 días; h2 = Indice de herencia para efectos genéticos directos; m2 = Indice de

herencia para efectos genéticos maternales; c2 = Efecto ambiental permanente de camada; Cov (a,m) = Covarianzaentre efectos genéticos directos y maternales.

En el Cuadro 4 se presentan las componentes de varianza estimadas, expresadas como proporción de la varianzafenotípica total. Como se observa, los índices de herencia para efectos genéticos directos para las tres característicasfueron relativamente bajos, aunque superiores a los de efectos genéticos maternales. Sin embargo puedenconsiderarse cercanos a los señalados en la literatura (Rochanbeau, 1997) y McNitt y Lukefahr (1996), aunqueinferiores al valor de .25 obtenido por Garreau et al. (2000), para ganancia media diaria a 70 días y similares al valorde .16 para el peso vivo a 77 días (Becerril, 1998). Valores más pequeños para los efectos genéticos maternalesfueron encontrados por Lukefahr et al. (1996) y McNitt y Lukefahr (1996). Los valores más grandes se observaronpara el efecto ambiental permanente debido a la camada, sobre todo para G56. Las jaulas se llenaron con animalesprovenientes de diferentes camadas. Valores negativos fueron observados para las covarianzas entre efectosgenéticos directos y maternales. Aunque estos efectos podrían tomarse en cuenta para optimizar el posible progresogenético, en conejos la estrategia ha sido formar líneas paternales y maternales, enfatizando la selección para unasola característica.

CONCLUSIONES

El comportamiento productivo de la línea para las tres características puede considerarse como aceptable y permitesentar las bases para su desarrollo posterior. Las estimaciones de los índices de herencia hacen permisible una mejoragenética para cualquiera de las tres características de crecimiento. Se confirma la importancia de los efectosmaternales para características de crecimiento postdestete en conejos, así como también la gran influencia ambientalde la camada.


1. Baselga M.I. y Blasco M. 1989. Mejora genética del conejo de carne. Ediciones Mundi-Prensa.2. Becerril-Pérez CM. 1998. Indice de herencia del peso vivo individual a 56 y 77 días de edad en una población

de conejos. 1er Congreso de Cunicultura de las Américas. G35-G39.3. Garreau H., Szendro Zs, Larzul C., Rochambeau H de.2000. Genetic parameters and genetic trends of growth

and litter size traits in the white Pannon breed. 7th World Rabbit Congress.4. Lukefahr S.D, Odi H.B., Atakora J.K.A. 1996. Mass selection for 70-day body weight in rabbits. J. Ani. Sci.

74:1481-1489.5. Meyer K. 1998. DFREML v3.0 β. User notes version. University of New England. Armidale Australia.6. McNitt J.L. and Lukefarhr D.S. 1996. genetic and environmental parameters for postweaning growth traits of

rabbits using an animal model. 6th World Rabbit Congress. 325-328.7. Su G., Kjaer J.B, Brene U., Sorensen P.1999. Estimates of genetic parameters in Danish White rabbits using an

animal model: I growth and carcass traits. World Rabbit Sci. 7: 59-64.8. Rochambeau H. de. 1997. Genetics of the rabbits meat production: Whats new since the world rabbit congress

held -in Budapest in 1988 a review. World Rabbit Sci. 5:77-82.

G 51. ALOMETRIA DO CRESCIMENTO DOS CORTES NA CARCAÇA DE CABRITOS DA RAÇASAANEN

Cristiane Leal Dos Santos 1; Mauricio Fonseca Pimentel De Ulhoa 3Juan Ramon Olalquiaga Perez 2; Iran Borges 3

1 Doutoranda em Zootecnia, DZO-UFLA-MG. e-mail.: [email protected] Professor do DZO -UFLA-MG. e-mail.: [email protected]

3 Mestrando em Zootecnia (Nutrição de ruminantes) DZO-UFLA-MG. e-mail.: [email protected] Prof. da Universidade Federal de Minas Gerais- UFMG

RESUMO

O experimento foi conduzido no Setor de Caprinos do Departamento de Zootecnia da FAZU, no qual foramutilizados 24 machos inteiros da raça Saanen abatidos a diferentes pesos vivos pré-estabelecidos: 10, 20, 30 e 40 kg,com o objetivo de estudar o crescimento alométrico dos cortes comerciais da carcaça. Após o abate a carcaça foidevidamente limpa, resfriada e após da retirada do pescoço, a meia carcaça esquerda foi dividida nos cortes adotandoum sistema de cortes que inclui: perna, lombo, paleta, costeleta e costela/fralda. O estudo alométrico foi feito emrelação ao peso corporal vazio (PCVZ) utilizando modelo da equação potência, Y=αXβ, (Huxley, 1932)logaritmicamente transformada num modelo linear (lnY = lnα + β lnX). Constatou-se que a perna (β=1,098), lombo(β=1,099) e paleta (β=1,072) apresentaram crescimento isogônico (β=1) em relação ao PCVZ e que o peito/fralda(β=1,175) e o pescoço tiveram um crescimento heterogônico positivo (β >1) à medida que houve aumento doPCVZ, mostrando que estes cortes apresentam desenvolvimento tardio, no entanto a costeleta (β=0,883) demonstrouum crescimento heterogônico negativo (β <1), desenvolvimento precoce em relação ao corpo do animal.

Palavras-Chave: alometria ; cabritos; Saanen; cortes.

INTRODUÇÃO

A Caprinocultura praticada no Brasil com o objetivo de aproveitamento da carne é uma das poucas alternativas dosetor pecuário que tem mostrado um grande desenvolvimento, no entanto a produção e a comercialização da carneainda não se encontram organizadas, isso porque os costumes regionais, ainda presentes, fazem com que o produtoseja oriundo de animais com idade avançada, apresentando baixa qualidade para a mesma e conseqüentementerejeição por parte do exigente consumidor moderno. Para tanto, é necessário, através da pesquisa, mostrar aosprodutores e consumidores que existe um ponto adequado para o abate que permite a obtenção de um produto dequalidade, com valorização da carcaça, estimulando, como conseqüência, o consumo desta carne nobre. A utilizaçãode cortes na carcaça como forma de comercialização, melhora a aparência do produto e facilita seu uso peloconsumidor, fatores de muita relevância para que a carne caprina seja melhor aceita, melhorando seu consumo. Oestudo do processo de crescimento auxilia no conhecimento da composição do animal e seus cortes em diferentespesos, permitindo escolher aquele que seja considerado adequado para o abate do animal. Uma das formas de realizareste estudo é através da alometria, uma vez que o desenvolvimento das diferentes partes pode ser diferente ao tododo corpo do animal e estas diferenças podem ser descritas por um coeficiente de alometria, permitindo assim,estabelecer um tipo de carcaça de maior aceitação pelo consumidor. Existe uma falta de padronização do sistema decortes realizados nas carcaças caprinas, sendo que estes variam em função dos costumes regionais. Colomer-Rocheret al (1972), denomina os cortes da carcaça como paleta, costilhar, costela descoberta, perna e peito/baixo. De acordocom Müller (1991), o peso da carcaça é o elemento regulador dos abates e normalmente os mercados consumidoresapresentam exigências de peso mínimo dos diversos cortes, evitando abate de animais em condições insatisfatóriasde desenvolvimento muscular. Segundo Butterfield E Berg (1966), o método mais válido para estudar o crescimentorelativo é pelo sacrifício comparativo de animais tomados ao acaso em uma amostra, com amplitude determinada depesos vivos e seguidos da separação física dos cortes. A equação alométrica baseia-se em que o desenvolvimentocorporal é mais uma função do peso, do que do tempo necessário para alcançar esse peso. Portanto, o presentetrabalho objetiva estudar o crescimento diferenciado dos componentes da carcaça, num sistema de cortes que inclui:perna, lombo, costeleta, paleta, costela/fralda e pescoço, em função do peso corporal vazio de cabritos da raçaSaanen.




MATERIAL E MÉTODOS

O experimento foi desenvolvido no Setor de Caprinocultura do Departamento de Zootecnia da Faculdade deAgronomia e Zootecnia de Uberaba (FAZU), localizada na cidade de Uberaba, estado de Minas Gerais, Brasil.Foram utilizados 24 machos inteiros da raça Saanen, mantidos em gaiolas individuais, os quais foram abatidos com10, 20, 30 e 40 kg de peso vivo. A dieta experimental foi fornecida “ad libitum”, sendo constituída de feno de Coast-cross, farelo de soja, milho moído, carbonato de cálcio, fosfato bicálcico, suplemento mineral, e calculada com basenas exigências nutricionais estabelecidas pelo NRC (1985). O abate foi realizado à medida que os animais atingiam opeso final estabelecido. Realizou-se a retirada da pele e evisceração pesando o trato digestivo, bexiga e vesículabiliar, cheios e vazios, para determinação do peso corporal vazio (PCVZ). A carcaça foi resfriada (2º C) por 24 horase após a retirada do pescoço, mediante um corte longitudinal iniciado na sínfese pélvica e finalizando na últimavértebra cervical, obteve-se metades aproximadamente simétricas, fazendo-se uso do lado esquerdo para a subdivisãoem regiões anatômicas adotando um sistema de cortes (Figura 1) que inclui: perna, lombo, costeleta, paleta ecostela/fralda. O estudo alométrico realizou-se fazendo uso do modelo da equação exponencial Y=αXβ, (Huxley,1932) logaritmicamente transformada num modelo linear (lnY = lnα + β lnX). As análises para obtenção doscoeficientes alométricos foram realizadas através do programa estatístico SAS (SAS, 1996). E para verificação dahipótese β =1 foi utilizado o teste “t” (Student), (p < 0,05 e p < 0,01).


Na Tabela 1 estão os valores médios e respectivos erros padrão do peso dos cortes comerciais. Os cortesapresentaram um aumento significativo (P<0,05) a medida que aumentou o peso de abate, o que já era esperado umavez que o peso de carcaça logicamente também aumenta com o peso vivo do animal. O que merece destaque são oscortes que apesar de apresentarem diferentes proporção de tecidos ósseo, muscular e adiposo, apresentaram pesossemelhantes, como a costeleta e a paleta quando os animais foram abatidos com 10 e 30 kg de peso vivo. Na Figura 2são apresentados o desenvolvimento dos cortes efetuados na carcaça e na Tabela 2, as equações alométricas queexplicam o comportamento dos mesmos em relação ao PCVZ. Os coeficientes alométricos encontrados para a perna(β=1,098), lombo (β=1,099), e paleta (β=1,072) demonstram que houve um crescimento isogônico (β =1), indicandoque as taxas de desenvolvimento do peso corporal vazio e destes cortes foram semelhantes no intervalo de pesoconsiderado. Todavia, Lohose et al. (1971), trabalhando com cordeiros, comprovaram um desenvolvimento precoceda paleta e da perna e Roque et al. (1998) verificaram um crescimento isogônico para a região da paleta e da pernaem relação ao peso da carcaça fria, em cordeiros. A costela/fralda (β=1,349) apresentou um crescimentoheterogônico positivo (β > 1), assim como o pescoço, ou seja, a taxa de desenvolvimento foi tardia para estescortes. O desenvolvimento tardio da região das costelas foi também constatado por Lohose et al. (1971). Odesenvolvimento tardio da costela/fralda está relacionado ao fato deste corte possuir em sua composição umaquantidade elevada de gordura. Como a porção muscular constitue uma proporção muito constante do peso corporalde animais com o trato gastrointestinal vazio (Prescott, 1979), provavelmente isso explique o desenvolvimentorelativo do perna, lombo e paleta terem sido semelhante ao do PCVZ, considerando-se ainda que estes cortespossuem proporcionalmente mais tecido muscular que adiposo o que os diferencia da costela/fralda. Prescott (1979),ainda ratifica que há uma variação considerável no contéudo de gordura à medida que o peso corporal vazio se eleva.Esse desenvolvimento pode ser mais ou menos tardio ou, em alguns casos, até mesmo isogônico (β=1), de acordocom a espécie e dentro da mesma, o grupo genético.


y' = 0,053 X 1,098

y' = 0,018 X 1,307

y' = 0,058 X 0,883

y' = 0,009 X 1,349

y' = 0,020 X 1,099

0,00

0,50

1,00

1,50

2,00

2,50

3,00

3,50

10 20 30 40

PCVZ (kg)

Peso

dos

Cor

tes

(kg)

LOMBO PESCOÇO

COSTELA/FRALDA COSTELETA

PALETA PERNA

y' = 0,044 X 1,072

Figura 2 Crescimento alométrico dos cortes da carcaça de cabritos Saanen, em relação ao peso do corpo vazio(PCVZ) na faixa de 10 aos 40 kg de peso vivo.

Braço Posterior

Lombo


Paleta


Perna

Tabela 1 Valores médios e respectivos erros padrão dos cortes comerciais da carcaça de cabritos da raça Saanen.

Peso de Abate (kg)CortesComerciais 10 20 30 40

Peso da 1/2 carcaça (kg) 1,78 (0,11) 4,40 (0,10) 6,55 (0,42) 9,48 (0,35)

Pescoço 0,307 (0,01) 0,748 (0,05) 1,306 (0,04) 2,194 (0,17)

Paleta 0,394 (0,00) 1,299 (0,08) 0921 (0,02) 1,972 (0,11)

Perna 0,553 (0,04) 1,238 (0,04) 2,073 (0,11) 2,688 (0,15)

Lombo 0,205 (0,02) 0,538 (0,07) 0,759 (0,07) 1,032 (0,06)

Costeleta 0,368 (0,03) 0,990 (0,06) 0,916 (0,06) 1,418 (0,14)

Costela/Fralda 0,176 (0,02) 0,442 (0,05) 0,882 (0,05) 1,135 (0,07)

TABELA 2 Equações de alometria para os cortes comerciais da carcaça, pescoço (PC), perna (PE), lombo (LO),costeleta (CO), costela/Fralda (CF) e paleta (PA) de cabritos da raça Saanen, em relação ao pesocorporal vazio (PCVZ), e verificação da diferença do coeficiente de alometria com a unidade.

Cortesda carcaça

Equaçãoln Y = ln α + β ln X

Teste tHo: β=1 R2

Pescoço ln PC = -4,005 + 1,307 ln PCVZ ** 94,0Perna ln PE = - 2,941 + 1,098 ln PCVZ n.s 96,0Lombo ln LO = - 3,909 + 1,099 ln PCVZ n.s 84,0Costeleta ln CO = - 2,837 + 0,883 ln PCVZ * 78,0Costela/Fralda ln CF = - 4,676 + 1,349 ln PCVZ ** 92,0Paleta ln PA = - 3,214 + 1,072 ln PCVZ n.s 96,0(*) (**) Significativo ao nível de 5% e 1% de probabilidade.


1. BERG, R.T. BUTTERFIEL, R.M A classication of bovine muscules based on their relative growth patterns.Res. Vet. Sci., v.7, p. 326 – 332. 1966.

2. COLOMER-ROCHER, F. ; DUMONT, B.L. e FERROL, N.L. M Descrition del despiece ovino aragones edefinicion de un despiece de referncia normalizado. Anales do Instituto Nacional de Investigacions Agrarias.Série: Produccíon Animal, nº 3, separata nº8,1972.

3. HUXLEY, J.S. Problems of relative growth. Methwen. London .1932

4. LOHOSE, C.L., MOSS,F.P., BUTTERFIELD, R.M Growth patterns pf muscule of Merino sheep from birth to517 days. Animal Production, v.13, p.117-126.1971.

5. MÜLLER, L Tipificação de carcaças bovinas. In: REUNIÃO ANUAL DA SOCIEDADE BRASILEIRA DEZOOTECNIA ,28, 1991, João Pessoa. Anais... p. 3 –11.

6. PRESCOTT, J. H. D Crescimento y desarrollo de los corderos. In: Crescimento e Desarrollo de los corderos.Ed Acribia. Zaragoza (España). 1982. 351 – 369 (452 p).

7. NATIONAL RESEARCH COUNCIL (NRC) Nutrient Requeriment of Domestic Animals: Nutrientrequeriments of goat. Washington. 1985. 99p.

8. SAS, User’s Guide: Statistical Analysis System Institute. 5. Ed. North Carolina: Cary,1996. 956p.

G 50. DESENVOLVIMENTO PONDERAL E CARACTERÍSTICAS DE CARCAÇA DE CABRITOSSAANEN,

SAANEN X BOER E ALPINA X BOER

Silvio Doria Almeida Ribeiro 1,2, Anamaria Cândido Ribeiro1,2, João Luiz de O. Terra Vargas 3, MarcusPerlati Lopes Nunes 3, Valter Ventura Jr. 3, Nicolau Biondi Neto 3, Celso Tomazeli Padula Jr. 3, Luiz Eduardo

dos Santos 4, Mauro Sartori Bueno 31. Professor do CREUPI – Espírito Santo do Pinhal – SP – Brasil – [email protected]

2. Consultor da Capritec3. Aluno do Curso de Engenharia Agronômica do CREUPI – Espírito Santo do Pinhal – SP – Brasil

4. Pesquisador do Instituto de Zootecnia de Nova Odessa – SP - Brasil

RESUMO

Foram utilizados 10 cabritos machos, sendo 3 da raça Saanen, 3 Saanen X Boer e 4 Alpina X Boer com o objetivo deavaliar o desempenho ponderal e de carcaça de caprinos das raças Saanen, Saanen X Boer e Alpina X Boer, dadesmama ao abate. A fase de criação dos animais foi desenvolvida na fazenda Morro Azul, do Centro RegionalUniversitário de Pinhal - CREUPI, localizado em Espírito Santo do Pinhal – SP – Brasil, bem como o abate e aavaliação das carcaças. Foram medidos o comprimento interno, a profundidade do tórax, o comprimento da perna, operímetro da perna e a largura da garupa, sendo dada uma nota para a gordura. Na meia carcaça foram tomados ospesos dos cortes: dianteiro (compreendo o pescoço, o membro anterior e cinco costelas), costilhar (compreendendoas costelas, a partir da 6a separada do traseiro, a uma distância de aproximadamente 2 cm da altura da colunavertebral, mais músculos abdominais) e traseiro (compreendendo a perna, a garupa e o lombo, separado do dianteiroentre a 5a a 6a costela). O rendimento dos cortes e a espessura da camada de gordura e a área do olho de lombotambém foram tomadas. Praticamente todos os parâmetros avaliados não apresentaram efeito significativo. Osresultados obtidos não suportam a recomendação da utilização de reprodutores Boer para a produção de carne emrebanhos leiteiros.. Mais estudos, contudo, são necessários para confirmar esses resultados.

Palavras Chave: Caprinos, Cruzamento, Avaliação de carcaça

INTRODUÇÃO

A caprinocultura de corte é uma atividade que vem ganhando espaço no mercado e na mídia. As recentesimportações de caprinos da raça Boer muito têm contribuído para isso. Esta raça, tida como a primeira raça decaprinos realmente especializada para corte, tem recebido a atenção de pesquisadores em muitas partes do mundo.Contudo, no Brasil as pesquisas com esta raça e seu cruzamento com raças aqui disponíveis, ou seja, raças leiteiras,nativas e animais sem raça definida ainda é incipiente.

Apesar disso, muitos produtores têm procurado informações a esse respeito.

Assim, o objetivo deste estudo foi avaliar o desempenho ponderal e de carcaça de caprinos das raças Saanen, SaanenX Boer e Alpina X Boer, da desmama ao abate (cerca de dois meses).

MATERIAL E MÉTODOS

A fase de criação dos animais foi desenvolvida na fazenda Morro Azul, do Centro Regional Universitário de Pinhal -CREUPI, localizado em Espírito Santo do Pinhal – SP – Brasil, bem como o abate e a avaliação das carcaças. Oexperimento foi desenvolvido entre outubro e dezembro de 2000.

Foram utilizados 10 cabritos machos, sendo 3 da raça Saanen, 3 Saanen X Boer e 4 Alpina X Boer. Os mesmospermaneceram com as mães durante a fase de aleitamento. O experimento se iniciou na desmama, quando os cabritosforam transferidos para baias com piso ripado de madeira suspenso, com água, mistura mineral completa e volumosoad libitum. O fornecimento de concentrado foi igual para todos os animais.

Para estudo do desempenho ponderal os animais foram pesados ao desmame (60 dias) e depois a cada 15 dias atéatingirem a datas do abate, que foi feito após jejum alimentar de 24 horas, quando foi avaliado o peso da carcaça


quente e fria (resfriada a 4O C, por 72 horas). Então foi medido o comprimento interno, a profundidade do tórax, ocomprimento da perna, o perímetro da perna e a largura da garupa, sendo dada uma nota para a gordura. A carcaçafoi, então, cortada ao meio, sendo pesados os dois lados. Na meia carcaça esquerda foram tomados os pesos doscortes: dianteiro (compreendo o pescoço, o membro anterior e cinco costelas), costilhar (compreendendo as costelas,a partir da 6a separada do traseiro, a uma distância de aproximadamente 2 cm da altura da coluna vertebral, maismúsculos abdominais) e traseiro (compreendendo a perna, a garupa e o lombo, separado do dianteiro entre a 5a a 6a

costela). O rendimento desses cortes foi tomado em relação à carcaça resfriada. Ainda, foi medida a espessura dacamada de gordura e a área do olho de lombo. A área de olho de lombo foi calculada a partir do desenho da área e,posteriormente, medida com planímetro.

As análises estatísticas foram efetuadas no programa computacional SAS (l996), com comparação entre médias porTukey, ao nível de 5% de probabilidade.


Praticamente todos os parâmetros avaliados não apresentaram efeito significativo (P>0,05 - Tabela 1). Isso pode terocorrido pelo fato das condições apresentadas não terem sido suficientemente boas para que todos os gruposmostrassem seu potencial, o que é indicado por ganhos modestos, de 88 a 154 g. Outra possibilidade é o pequenonúmero de animais. Por outro lado, é possível que de fato não haja diferença entre os grupos estudados e, nesse caso,é preciso estudar com maior cautela a utilização de reprodutores Boer, mais caros do que os Saanen e Alpinos, para aprodução de carne em rebanhos leiteiros.

CONCLUSÕES

Os resultados obtidos não suportam a recomendação da utilização de reprodutores Boer para a produção de carne emrebanhos leiteiros;

Mais estudos, contudo, são necessários para confirmar esses resultados.


1. SAS/STAT User’s guide: Version 6. 4. ed. Cary: Sas Institute, 1996. 958 p.

AGRADECIMENTOS

Agradecimentos: Os autores agradecem ao apoio da empresa Socil Guyomarc'h e os estagiários de Produção deRuminantes do Centro Regional Universitário de Pinhal - CREUPI.

Tabela 1 - Características de desempenho e de carcaça que apresentaram resultado significativo, em função da ofertade concentrado.

Composição racialVariáveis Saanen Saanen X Boer Alpina X BoerNúmero de animais 3 3 4Peso antes do jejum 30,2 31,3 30,9Peso após o jejum 27,0 29,8 30,3Peso da carcaça quente, kg 12,6 14,4 13,9Rendimento da carcaça quente, % 51,0 52,2 55,9Ganho em peso, kg 5,80 3,50 6,20Ganho em peso diário, kg 0,10 0,10 0,20Comprimento interno da carcaça , cm 55,0 55,7 56,3Profundidade de tórax, cm 30,3 29,7 31,0Comprimento da perna, cm 39,3 38,3 39,0Perímetro da perna, cm 34,5 35,7 34,8Largura da garupa, cm 12,3 12,7 13,0Escore de cobertura de gordura* 1,0 1,8 1,4Peso da carcaça fria, kg 12,4 14,2 13,7Rendimento da carcaça fria, % 45,9 47,6 45,3Rendimento do resfriamento, % 98,9 98,7 99,2Perímetro escrotal, cm 21,7 22,3 23,3Peso do dianteiro, kg 5,3 5,5 5,8Rendimento do dianteiro, % 42,4 39,0 42,3Peso do traseiro, kg 6,0 7,0 6,5Rendimento do traseiro, % 48,8 49,6 47,5Peso do costilhar, kg 1,1 1,7 1,4Rendimento do costilhar, % 8,7 b 11,5 a 10,2 abÁrea de olho de lombo, cm2 10,6 10,3 15,5Espessura de gordura, mm 0,0 0,3 1,0

* Neste item houve uma parcela perdida no lote sem fornecimento de concentrado.Na linha, médias seguidas de letras diferentes, diferem entre si (P<0,05).

G 49. SYSCAPRI: PROGRAMA PARA CONTROLE DE REBANHOS CAPRINOS

Silvio Doria de Almeida Ribeiro1,2, Carlos Eduardo Ângelo Noronha3, Sebastião André Marcondes3,Anamaria Cândido Ribeiro1,2

1.Professor do CREUPI– Espírito Santo do Pinhal – SP – Brasil – [email protected]. Consultor da Capritec

3.Consultor e Analista de Sistema da CompBrasil – [email protected]

RESUMO

O Syscapri é um programa computacional que foi desenvolvido com o objetivo de levantar dados precisos e atuais dacaprinocultura brasileira. Foi feito em Access® que, embora seja um banco de dados puro, também pode serutilizado para programação. Buscou-se criar uma ferramenta capaz de facilitar o gerenciamento de rebanhoscaprinos, tanto de leite quanto de corte, e desta forma obter dados que permitam um maior conhecimento do perfildos usuários e consequentemente fazer um diagnóstico de sua situação. Ele controla os eventos relacionados aodesempenho produtivo e econômico dos rebanhos, tais como genealogia, controle leiteiro e controle ponderal,controle reprodutivo e ocorrências diversas, entre outros. Também faz o gerenciamento de aspectos sanitários e ocálculo dos principais índices de desempenho, gerando um grande número de relatórios que podem ser configuradospelo próprio usuário. Após todas as etapas de teste, desde a estruturação e formatação do banco de dados até aagilidade de digitação e facilidade de consulta às informações, o programa foi considerado pronto para o lançamento.As cópias estão sendo distribuídas de diferentes formas e custos, em função do nível de participação do usuário noprojeto. Após um ano, os backups com as informações de cada usuário estarão retornando para a primeira avaliação.

Palavras-Chave: Software, gerenciamento, controle, cabras

INTRODUÇÃO

A informática vem se desenvolvendo rapidamente nos últimos anos, de tal forma que há 10 ou 15 anos atrás ocomputador era considerado um símbolo de sofisticação, acessível apenas a empresas de grande porte, com pessoalaltamente especializado. Esse conceito mudou sensivelmente nos últimos anos, com uma substancial redução nospreços desses equipamentos.

A necessidade da informatização surgiu para a caprinocultura da mesma forma que para as demais atividades mas,como essa atividade representa um pequeno mercado comprador de serviços e equipamentos, não tem despertado ointeresse de empresas que se voltem para ele. A conseqüência é a falta de produtos desenvolvidos especificamentepara o setor ou, quando muito, a disponibilidade de produtos adaptados para a caprinocultura, sem a especificidadenecessária (RIBEIRO, 1997).

Por outro lado, exatamente pelo crescimento que vem ocorrendo no setor, se torna necessário um conhecimento maisapurado da realidade da caprinocultura nacional e o delineamento de um programa para o desenvolvimento daatividade de forma estruturada. O produtor precisa se conscientizar que, antes de qualquer coisa, ele é umadministrador e obterá maior êxito na atividade aquele que gerenciar seu empreendimento de forma mais eficiente(RIBEIRO, 1998).

Nesse contexto, o objetivo desse trabalho foi desenvolver o Syscapri, um programa computacional com objetivo deajudar o criador no gerenciamento do criatório e de formação de um banco de dados representativo da caprinoculturabrasileira.

MATERIAL E MÉTODOS

O Syscapri foi desenvolvido pela CompBrasil, em parceria com a Capritec. A primeira é uma empresa dedicada aodesenvolvimento de sistemas computacionais de diversos tipos, com uma linha de produtos voltada para aagropecuária. A Capritec é uma empresa de consultoria especializada em caprinocultura, responsável pelogerenciamento de diversos criatórios da região Sudeste do Brasil. Através dessa parceria foi possível aliarconhecimentos da área da informática a conhecimentos da área da produção de forma bastante eficiente. Também fazparte do projeto o Centro de Pesquisa e Extensão em Caprinocultura, onde participam professores pesquisadores dos



cursos de Engenharia Agronômica e Medicina Veterinária do Centro Universitário de Pinhal – CREUPI, quegerencia um Programa de Desenvolvimento da Caprinocultura Brasileira.

A primeira etapa do desenvolvimento do programa foi um levantamento das principais informações necessárias paraa tomada de decisões do dia a dia de uma caprinocultura leiteira. Uma vez feito esse levantamento, foi feita umaavaliação dos programas existentes no mercado, considerando as soluções encontradas para os diversos problemas,suas principais virtudes e limitações. Para essa etapa também foi utilizado levantamento e análise do PROCAPRI,também um programa para gerenciamento de rebanhos caprinos (PROCAPRI (1994) e RIBEIRO (1998)).

De posse dessas informações, o trabalho de programação propriamente dita foi iniciado. O programa foidesenvolvido em Access® que, embora seja um banco de dados puro, também é utilizado como linguagem deprogramação. Após o desenvolvimento dos primeiros módulos, o programa passou a ser testado nos criatóriosacompanhados pela Capritec, para validação do sistema e a determinação dos ajustes necessários antes dadisponibilização do sistema para os usuários.


O Syscapri permite o acompanhamento das principais atividades de um criatório caprino. A tela de entrada pode servista na Figura 1. O programa é organizado através dos módulos:

− Produção de leite: permite cadastrar as produções de leite por ordenha, que podem variar de uma a três, e comqualquer freqüência de controle (diário, semanal, mensal ou a intervalos irregulares), emitindo relatórios com ocálculo da produção total, da duração da lactação, da produção média diária e do período seco precedente paracada lactação, além de apresentar a média dessas informações para lactações sucessivas de cada animal e amédia geral do rebanho;

− Desempenho reprodutivo, onde são cadastrados os cios e partos, calculando os principais indicadores dedesempenho reprodutivo (idade ao primeiro parto, intervalo de partos e fertilidade) para cada animal e para orebanho;

− Desenvolvimento ponderal, onde são cadastradas pesagens a diferentes idades, apresentando relatórios com opeso real e o peso calculado para idades fixas, para cada animal e para o rebanho;

− Sanidade, onde são anotados e acompanhados os aspectos sanitários;− Nutrição, com a possibilidade de determinação das exigências a partir da escolha do lote e a um sistema para

cálculo de rações;− Manejo, onde são anotados dados referentes às práticas utilizadas para cada animal (ou grupo de animais), em

função da idade e estágio fisiológico dos animais e outros interesses ou rotinas de cada criatório, com apossibilidade de controle das atividades por baia;

− Econômico, onde são inseridas as informações de receitas e despesas e é feita uma avaliação econômicaabrangente, incluindo custo de produção;

− Mensurações, onde são inseridas as medidas dos animais (altura na cernelha, perímetro torácico, comprimentodo corpo e perímetro escrotal).

− Classificação por Tipo, para inserir informações referentes à classificação dos animais por tipo e classificaçãolinear;

− Associações, que permite o contato entre os produtores e a associação de criadores.− Todos os relatórios podem ser emitidos diretamente na tela, em arquivo ou impresso. Ainda, o próprio usuário

configura as colunas que deseja em cada relatório.

CONCLUSÕES

É possível concluir que o Syscapri alcançou o objetivo proposto de desenvolvimento de um programa computacionalque permite um eficiente gerenciamento de rebanhos caprinos, controlando as principais atividades do dia a dia efornecendo as informações necessárias para uma adequada e bem embasada tomada de decisão. Com isso, temcondições de ser amplamente aceito pelos produtores e gerar o banco de dados necessário para as próximas etapas doprojeto.


1. PROCAPRI Programa de controle produtivo e reprodutivo de caprinos. Manual do Usuário. UNESP:Jaboticabal, 1994. 33p.

2. RIBEIRO, S.D.A. Caprinocultura: criação racional de caprinos. Nobel: São Paulo, 1997. 318p.3. RIBEIRO, S.D.A. Avaliação do PROCAPRI - programa computacional para gerenciamento de rebanhos

caprinos. Jaboticabal, 1998. 190p.Tese (Doutorado em Zootecnia) - Faculdade de Ciências Agrárias eVeterinárias - Universidade Estadual Paulista.

FIGURA 1. Tela de entrada do Syscapri – programa computacional para gerenciamento de rebanhos caprinos.

G 47. ESTIMATIVAS DE PARÂMETROS GENÉTICOS DA VIDA PRODUTIVA DE VACAS DA RAÇACARACU

Sandra Aidar de Queiroz e Luciele Cristina PelicioniDepartamento de Zootecnia - Melhoramento Genético Animal

Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias - Universidade Estadual Paulista, Brasile-mails: [email protected]; [email protected]

RESUMO

O presente trabalho teve por objetivos estimar parâmetros genéticos e resposta à seleção (tendência genética) dacaracterística vida produtiva em um rebanho de bovinos da raça Caracu. Os dados deste estudo foram obtidos doarquivo zootécnico da Fazenda Chiqueirão, situada no município de Poços de Caldas, MG, que se dedica à criação debovinos da raça Caracu. Utilizou-se 3374 observações de vida produtiva de vacas nascidas entre 1970 a 1994. Com ointuito de apresentar estimativas de variâncias e herdabilidade realizou-se análise unicaracterística, incluindo osefeitos fixos de grupo contemporâneo e idade ao primeiro parto, como covariável, e o efeito aleatório genéticoaditivo direto. As estimativas dos componentes de variâncias e de herdabilidade foram obtidas por máximaverossimilhança restrita livre de derivada. O coeficiente de herdabilidade estimado para vida produtiva foi depequena magnitude (0,14), bem como as correlações genéticas desta característica e idade ao primeiro parto (0,006) eintervalo de partos (0,178). A associação genética entre vida produtiva e produção de leite foi moderada (0,561), nãosendo recomendada a seleção direta para essa característica. A resposta à seleção para vida produtiva foi positiva,porém com pequeno incremento anual (3,26 dias/ano).

Palavras-chave: duplo propósito, herdabilidade, correlação genética, tendência genética.

INTRODUÇÃO

A presença no rebanho de vacas em plena capacidade de produção torna a atividade mais rentável seja pela maiorprodução de leite dos animais, seja pela diminuição dos custos de reposição. A permanência de vacas em rebanhos,também, está diretamente ligada a aspectos de sanidade e conformação. O estudo da permanência de animais norebanho tem sido realizado, nos últimos anos, em países desenvolvidos, principalmente, com a raça holandesa. Asprincipais características estudadas em rebanhos leiteiros são a longevidade, a duração da vida produtiva, ahabilidade de permanência no rebanho e o número de lactações. No Brasil, entretanto, são poucos os trabalhosrelacionados à permanência de animais em rebanhos (CARVALHO DIAS, 1997). O presente trabalho teve porobjetivos estimar parâmetros genéticos e tendência genética da vida produtiva em um rebanho de bovinos da raçaCaracu.

MATERIAL E MÉTODOS

Os dados para o presente estudo foram obtidos do arquivo zootécnico da Fazenda Chiqueirão, situada no municípiode Poços de Caldas, MG, que se dedica à criação de bovinos da raça Caracu. Este rebanho iniciou-se em 1893, com aaquisição das primeiras matrizes e touros. Os animais foram adquiridos até a década de 40, quando o rebanho foifechado e passou a produzir seus próprios reprodutores. Desde a sua formação, o rebanho teve uma criação maisdirecionada à exploração leiteira, sendo esta raça considerada de duplo propósito. Para a análise dos dados foramutilizadas 3374 observações de vida produtiva de vacas nascidas entre 1970 a 1994. A vida produtiva foi calculadapelo número de dias entre o primeiro parto e o descarte do animal. A formação e a editoração do arquivo foram feitasno programa computacional SAS (1998). A variável grupo contemporâneo (GC) foi criada considerando-se ano eestação do parto. Foram eliminados GC com menos do que 4 indivíduos. Com o intuito de apresentar estimativas devariâncias e herdabilidade para a característica vida produtiva realizou-se análise unicaracterística, incluindo-se osefeitos fixos de GC e idade ao primeiro parto, como covariável, e o efeito aleatório genético aditivo direto. Asestimativas dos componentes de variâncias e de herdabilidade e as predições dos valores genéticos foram obtidas pormáxima verossimilhança restrita livre de derivada, utilizando-se o programa computacional MTDFREML, descritopor BOLDMAN (1993) e assumindo-se as pressuposições costumeiras. As correlações entre os valores genéticos dascaracterísticas vida produtiva (VP), idade ao primeiro parto (IPP), intervalo de partos (IEP) e produção de leite (PL)foram obtidas utilizando-se a correlação de Pearson pelo procedimento CORR do SAS (1998) pois, segundo VANVLECK et al. (1987), a correlação entre os valores genéticos de duas características é a própria definição de

mailto:[email protected];


correlação genética. Os modelos utilizados nas análises unicaracterística para a obtenção dos valores genéticos deIPP, IEP e PL incluíram os efeitos fixos de GC (ano e estação do parto para PL e IEP e ano e estação do nascimentopara IPP) e idade da vaca ao parto, como covariável (para IEP) e os efeitos aleatórios genético aditivo direto e deambiente permanente (para PL e IEP). A característica PL foi previamente corrigida para a idade da vaca ao parto eduração da lactação por fatores de correção calculados para esta raça. As estimativas anuais de resposta à seleçãopara a característica estudada foram obtidas por análise de regressão utilizando-se o procedimento REG do SAS(1998). A variável dependente foi o valor genético aditivo direto, enquanto a independente foi o ano de nascimentodas vacas Caracu.


A média observada para a vida produtiva foi igual a 1440,58 ± 1212,09 dias. O resultado obtido indica uma médiade vida produtiva acima da encontrada por CHAUHAN et al. (1993), de 707,60 ± 536,80 dias, para a raça holandesae próxima à obtida por CARVALHO DIAS (1997), de 1546,65 ± 1244,09 dias, também, para a raça Caracu. Ummaior tempo de permanência do animal em produção no rebanho tem sido associado a maior lucratividade pois, embovinos, o investimento feito no animal do nascimento até o primeiro parto só começará a ser amortizado na primeiralactação, sendo necessário, pelo menos, duas lactações para que a vaca retorne o investimento realizado (RIBEIRO,2001).

As estimativas dos componentes de variância e coeficiente de herdabilidade obtidos para a característica VP sãoapresentados na Tabela 1. Mediante sua análise, verifica-se que o coeficiente de herdabilidade estimado foi de baixamagnitude, indicando uma variação ambiental muito grande. Vários trabalhos citados por STRANDBERG (1985),relacionados à permanência de animais em rebanhos apontam valores de herdabilidade variando de 0,10 a 0,39 para acaracterística VP. Valores de herdabilidade de pequena magnitude, também, foram obtidos por SHORT e LAWLOR(1992), variando de 0,04 a 0,10, conforme o grupo de dados.

Tabela 1- Componentes de variância genética (σ2A) e residual (σ2

E) e coeficiente de herdabilidade (h2)estimados para a vida produtiva de vacas da raça Caracu.

Estimativas

Característica σ2A σ2

E h2

Vida Produtiva 167734,79786 1073731,44627 0,14

Na Tabela 2, encontram-se as estimativas dos coeficientes de correlação genética de VP, IPP, IEP e PL. Observa-seestimativas de baixa magnitude entre VP e as característica reprodutivas IPP e IEP, e estimativa moderada entre VP ePL

Tabela 2 - Estimativas de correlação genética entre as características vida produtiva (VP), idade aoprimeiro parto (IPP), intervalo de partos (IEP) e produção de leite (PL), de vacas da raçaCaracu.

Características IPP IEP PL

VP 0,00597ns 0,17788** 0,56164**ns = não significativo; ** = P<0,0001

A Tabela 3 apresenta a estimativa anual de resposta à seleção da característica em estudo, para o efeito direto.Verifica-se resposta à seleção positiva (P<0,0001), embora, o valor obtido seja pouco expressivo, 3,259125 dias/anocorrespondendo a 0,22% de incremento anual em relação à média fenotípica da característica vida produtiva.

Tabela 3 - Estimativa anual de resposta à seleção, em dias, para a característicavida produtiva de vacas da raça Caracu.

Características Estimativa

Vida Produtiva 3,259125s

*= P<0,0001

CONCLUSÕES

1) A seleção direta para vida produtiva teria pequena eficiência;2) A resposta à seleção observada para vida produtiva foi positiva, porém com pequeno incremento anual;3) A seleção indireta para produção de leite traria incremento na duração da vida produtiva.


1. BOLDMAN, K. G.; KRIESE, L. A.; VAN VLECK; L. D. et al. A Manual for Use MTDFREML. USDA-ARS. Clay Center, NE. 120p. 1993.

2. CARVALHO DIAS, A. S. Estudo de características produtivas e de permanência em um rebanho debovinos da raça Caracu. 1997, 65 p. Dissertação (Mestrado em Zootecnia) – Faculdade de Ciências Agrárias eVeterinárias, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 1997.

3. CHAUHAN, V. P. S., HAYES, J. F., JAIRATH, L. K. Genetic parameters of lifetime performance traits inholstein cows. J. Anim. Breeding and Genetics, Berlim, v.110, n.2, p.135-139, 1993.

4. RIBEIRO, A. C. Avaliação genético-econômica de rebanhos da raça Holandesa. 2001. 125 p. Tese(Doutorado em Produção Animal) – Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias, Universidade EstadualPaulista, Jaboticabal, 2001.

5. SAS Institute Inc., SAS/STAT. User’s Guide, version 6.12, Cary:SAS Institute Inc., 1998. 842p.6. SHORT, T. H., LAWLOR, T. J. Genetic parameters of conformation traits, milk yield, and herd life in

holsteins. J. Dairy Sci., Champaign, v.75, n.7, p.1987-1998, 1992.7. STRANDBERG, E. Estimation procedures and parameters for various traits affecting lifetime milk production:

a review. Swedish University of Agricultural Sciences. UPPsala, Swedish, 1985.8. VAN VLECK, L. D.; POLLAK, E. J.; OLTENACU, E. A. B. Genetics for the Animal Sciences. 3. ed. New

York : W.H. Freeman and Company, 391 p. 1987.

G 46. INFLUENCIA DE EFECTOS AMBIENTALES EN LA LONGEVIDAD DEL GANADO FRISÓNESPAÑOL USANDO TÉCNICAS DE ANÁLISIS DE SUPERVIVENCIA BAJO MODELOS

ALTERNATIVOS.

Chirinos, Z.1,2 , Hernández, D1., Carabaño, M.J1

1.- Departamento de Mejora Genética y Biotecnología, INIA.Madrid. España. Fax. 34-91-549-17992. Universidad del Zulia. Apartado 526. Maracaibo, Venezuela. E-mail: [email protected]

RESUMEN

La longevidad (LON) es un componente muy importante en la rentabilidad del negocio ganadero. Las técnicas deanálisis de supervivencia son las más apropiadas para estudiar longevidad, porque permiten aprovechar toda lainformación disponible (completa e incompleta) y hacer una modelización más correcta. Se utilizaron datos de 44600vacas Frisonas españolas. La media de LON (días entre primer parto y último control) fue de 1004 días. El análisisfue realizado con los modelos de Cox y de Weibull, incluyendo como efectos: edad al primer parto (EP), estado de lalactación-número de lactación (LS), producción de leche (PL), grasa (PG) y proteína (PG) y rebaño-año-época departo (RAE). Las estimas de efectos ambientales sobre el riesgo de desecho relativo (RR) fueron bastante similarespara los modelos de Cox y Weibull, excepto para LS, en el que no fué posible estimar correctamente el efecto delestado de la lactación en animales de primera lactación bajo el modelo de Cox. Todos los efectos resultaronsignificativos (P < 0.0001), LS y RAE fueron los que más contribuyeron a las diferencias en RR, seguidos de PL. EPy PP mostraron un efecto pequeño. RR aumentó con la edad al primer parto, durante los primeros partos y al final dela lactación y para animales con bajo nivel de producción de leche. El ajuste general del modelo analizado fue bueno(R2de Maddala = 0.83), por lo que se considera que los factores analizados identifican en buena parte los efectosambientales que determinan RR en la población estudiada.

Palabras claves: Longevidad, análisis de supervivencia, modelos de Weibull y Cox, vacas Holstein.

ABSTRACT

Longevity (LON) is an important component of dairy herds profitability. Survival analysis techniques are mostadequate to analyze this kind of data because of being able to handle information from culled and still alive animals,allowing a more correct modeling. Records of 44600 Spanish Holstein-Friesian cows were used. Average LON (daysbetween first calving and last recording) was 1004 days. Analyses were carried out under Cox and Weibull modelsincluding the effects of age at first calving (EP), lactation number and stage of lactation (LS), milk (PL), fat (PG) andprotein (PP) production levels and herd-year-season (RAE). Estimates of these effects for the relative risk of culling(RR) under Cox or Weibull models were similar for all effects, except for LS. Under Cox model, estimates of theeffect of successive lactation stages for first lactation animals is not possible. All factors had a significant effect (P<0.0001) on RR. However, the factors with the highest contributions were LS and RAE, followed by PL. EP and PPfactors showed a small contribution. RR increased for animals calving late in first lactation, during the first threelactations and for low milk producing animals. General goodness of fit (Maddala R2 = 0.83) was high, indicating thatthe analyzed factors are responsible in a large proportion for the environmental factors affecting the risk of beingculled in the studied population.

Key words: Longevity, survival analysis, Weibull and Cox models, Holstein cows.

INTRODUCCIÓN

La longevidad o vida productiva en el vacuno de leche, usualmente es medida como el tiempo que un animalpermanece en un rebaño desde el primer parto hasta su muerte y refleja su habilidad en evitar ser eliminado por elganadero por diversos problemas (baja producción, fertilidad, enfermedades, etc.). Resultados de modelosbioeconómicos, han reflejado que la longevidad es un componente muy importante en la rentabilidad del negocioganadero y cuyas estimaciones están en un rango de 25-70% del valor económico de la producción de leche (1,5).Sin embargo, es un carácter cuya selección plantea algunos problemas como son el largo tiempo que se tarda en tenerla información completa de la vaca y la baja heredabilidad del carácter, lo que supone un alargado intervalo entregeneraciones y un alto porcentaje de vacas que están aún vivas al momento de la evaluación genética. Las técnicas deanálisis de supervivencia parecen ser las más apropiadas para analizar longevidad, ya que permiten utilizar toda la

información disponible de animales que poseen registros con información completa y de aquellos que aun están enproducción al momento de finalizar la evaluación (datos censurados), permitiendo una modelización más correcta defactores mediante el uso de covariables que dependen del tiempo (2,3,4,7).

El objetivo de este estudio fue realizar análisis preliminares para determinar la influencia de factores ambientalessobre la longevidad y obtener información previa sobre modelos estadísticos alternativos para monitorizar laaplicación futura de este tipo de análisis a una base de datos más amplia y bajo modelos más complejos en laevaluación genética del ganado Frisón en España.

MATERIAL Y MÉTODOS

Se utilizaron datos procedentes del control lechero oficial provenientes de la Comunidad Autónoma Vasca yaportados por la Confederación de Asociaciones de Frisona Española (CONAFE). La medida de longevidad (LON)para cada animal fue calculada a partir de los datos contenidos en ese fichero como el número de días entre el primerparto y el último control lechero registrado. Las vacas tenían datos completos si existía una diferencia superior a 7meses desde la fecha de su último control y la fecha del último control en su rebaño. En caso contrario, LON eraconsiderada como censurada. Fueron eliminándose todas aquellas vacas sin información de primer parto, con edad alprimer parto fuera del intervalo 540 – 1220 días, con un intervalo entre partos menor a 305 días, y sin datos deproducción o producciones fuera de los rangos 3000 - 20000 kg para producción de leche, 1.5% - 9.0% paraporcentaje de grasa y 1.0%-7% para porcentaje de proteína. En total se utilizaron datos de 44600 vacas repartidas en1002 rebaños con fecha de primer parto entre 1988 y 2000. Del total de vacas, 16.659 (37.4%) tenían datoscensurados con una longevidad media hasta el momento de la censura de 862 días. El resto, 27941, eran datoscompletos, con una longevidad total media de 1004 días.

El análisis de supervivencia fue realizado con el Survival Kit V3.0 de Ducrocq y Sölkner (1998), bajo el siguientemodelo:

λ(t)= λo (t)*exp EPi+LSj(τ)+PLk(τ)+PGl(τ)+PPm(τ)+RAEn(τ) ;donde:

λ(t)= función de riesgo (probabilidad de ser eliminada t días después del parto, dado que la vaca está en producciónhasta ese momento).

λo (t)= función de riesgo base en la población. Se probaron dos aproximaciones para definir esta función base, laaproximación semiparamétrica de Cox, en la que no es necesario especificar una función que definapreviamente λo (t) y una aproximación paramétrica, donde se asume que λo (t) sigue una distribución Weibull(λo (t) =λρ(λt) ρ-1).

EPi = Efecto independiente del tiempo de edad al primer parto (9 clases).LSj(τ)= Efecto dependiente del tiempo del número de lactación (1,2,3,4,5,6, ≥7) por el estado de la lactación,

asumido como una pieza constante con cambios a 0, 180, 240 y 300 días de cada lactación.PLk(τ), PGl(τ) y PPm(τ)= Efecto dependiente del tiempo de la producción de leche, grasa y proteína, asumido como

una pieza constante con cambios al inicio de cada lactación. Las clases para estos efectos se asignaron en basea la desviación porcentual de la producción del animal con respecto a la media del rebaño-año parto. Seconsideraron 8 clases: 1.(< - 30%), 2. (-30%, -20%), 3.(-20%, -10%), 4.(-10%, 0%), 5.(0%, +10%), 6.(+10%,+20%], 7.(+20%, +30%), 8. (> +30%).

RAEn(τ)=Efecto dependiente del tiempo de rebaño-año-época de parto, con cambios en enero, abril, julio y octubrede cada año.


En las figuras 1 al 4, se presenta el riesgo relativo de ser desechado, estimado para cada clase de los efectos EP, LS,PL, PG y PP, respectivamente, bajo el modelo semiparamétrico de Cox y el modelo de Weibull. La repercusión delos factores ambientales en la función de riesgo, se expresa como razón de riesgo relativo (RR) y es definido como laproporción entre el riesgo estimado de ser eliminado bajo la influencia de un nivel del factor analizado y el riesgo deser eliminado bajo el nivel de ese factor que se fija como referencia y que aparece con riesgo relativo 1.

El efecto de EP se muestra en la Figura 1. La RR incrementa de forma paulatina con la edad y se acentúa a partir delos 29 meses de EP, existiendo un 31% más de riesgo entre una novilla que pare por encima de los 34 meses y una de

29. En otros estudios también se ha encontrado que RR aumenta de forma monótona con la EP (2,4,5,6). Las RR sonbastante similares bajo el modelo de Cox y de Weibull.

La influencia de PL, PP y PG en RR, se representan en la Figura 2. En general se observa para ambos modelos, queexiste una tendencia a eliminar con mayor probabilidad aquellas vacas que están por debajo del 30% de la media delrebaño. Siendo mas notorio para PL con mas de 98% de riesgo en las soluciones de Weibull y 41% para Cox,respectivamente, al compararlas con la clase de referencia (-10%, 0%). Para PG y PP, las curvas fueron muysimilares en ambos modelos. Este resultado coincide con Ducrcoq (2),Vukasinovic y col. (7) y Schneider y Miglior,(5) quienes argumentan que es razonable que los ganaderos tengan una mayor disposición a excluir de su rebañoaquellas vacas con un pobre rendimiento comparadas con sus compañeras de grupo y sustituirlas por vacassuperiores genéticamente que ayuden a incrementar la media global y a su vez priorizan más en PL que PG y PP a lahora de tomar las decisiones finales.

Las Figuras 3 y 4 muestran las diferentes estimaciones de la RR de acuerdo al número y el estado de la lactación. Enellas puede verse que existe una discrepancia importante entre las soluciones que proporciona el modelo de Cox y elde Weibull para la primera lactación. Con el modelo de Cox, los animales de primera lactación tienen un riesgo casinulo de ser desechados, mientras que en el de Weibull son los animales con riesgo más alto. Ducrocq (2001,comunicación personal) indica que con el modelo de Cox se produce una confusión total entre el estado de lalactación en primera lactación y la función de riesgo base y la RR en lactaciones posteriores comparadas con primeralactación aumenta de forma anómala. Esto no ocurre en el modelo de Weibull. Bajo este modelo, los animales enprimera y segunda lactación tienen una RR claramente superior al resto de lactaciones, de forma que a partir de latercera lactación las RR no difieren tan claramente en función del estado de la lactación, si bien tienden a disminuircon el número de parto. En cuanto al estado de la lactación, existe una tendencia de incrementar la RR desde el iniciohasta el final de la lactación, alcanzando el máximo a los 300 días. Dentro de cada lactación la RR es muy bajadurante los primeros 180 días. Esto es debido a que al no contar con datos de lactaciones extendidas, se eliminarondel archivo de datos la mayor parte de los animales con longevidades anteriores a 180 días por no contar con el datode producción de leche, siendo la proporción de animales con datos completos en los primeros estados de la lactaciónmuy baja.

En la Tabla 1 se exponen los resultados del test de razón de verosimilitud para modelos sucesivamente máscomplejos que incluyen los efectos de forma secuencial. Todos los efectos incluidos en el modelo fueronsignificativos (P < 0.0001) de acuerdo con el test 2. Los efectos que mostraron una contribución más alta a laverosimilitud (mayor 2) fueron LS y RAE, siguiendo en importancia PL. Es decir, LS, junto con las condiciones demanejo asociadas a cada rebaño en un periodo de tiempo determinado, así como PL son los principales factores quedeterminan el riesgo relativo de un animal de ser desechado. En contraste con el desecho por producción de leche, laproducción de grasa y proteína, aunque con un efecto significativo, tienen un menor impacto frente a la produccióntotal de leche en el desecho de los animales. El cambio en el logaritmo de la verosimilitud asociado al efecto EP fuemuy pequeño comparado con los otros factores, coincidiendo con lo reportado por Ducrocq (2) y Vukasinovic y col.(7). El estadístico R2 de Maddala para el modelo completo, similar al tradicional R2 de los modelos de regresiónlineal, muestra que la bondad del ajuste de este modelo es elevada, considerándose que los factores consideradosidentifican en gran parte las condiciones ambientales que determinan el riesgo de los animales de ser desechados enla población analizada.

Tabla 1. Test de razón de verosimilitudCovariable Z

Grados Libertad -2 log. Verosimilitudincluyendo Z

2 R2

MADDALAProb.

Parámetros Weibull 2 456.258,7 -EP 8 456.117,1 141,6 0.0032 0,0000LS 21 415.582,5 40.534,6 0.5983 0,0000PL 7 412.713,8 2868,7 0.6233 0,0000PG 7 412.509,7 204,1 0.6250 0,0000PP 7 412.466,3 43,4 0.6254 0,0000RAE 12.372 377.694,2 35.217,1 0.8282 0,0000EP=Edad al 1er parto; LS=Lactación*Estado de la lactación; PL=Producción de leche, PG=Producción de grasa ;PP=Producción de proteína ; RAE=Rebaño*Año*Epoca

Figura 1. Efecto de la edad al primer parto Figura 2. Efecto de PL, PG y PP sobre RR

Figura 3. Efecto de LS según modelo de Cox Figura 4. Efecto de LS según modelo deWeibull


1. Allaire, F.R., y Gibson, J.P. 1992. Genetic value of herd life adjusted for milk production. J. Dairy Sci.75:1349-1356.

2. Ducrocq. V.P. 1994. Statistical analysis of length of productive life for dairy cows of the Normande breed. J.Dairy Sci. 77:855-866.

3. Ducrocq, V.P., y Sölkner, J. 1998. The Survival Kit- a Fortran package for the analysis of survival data. In‘Proc. 6th World Congress on Genetics Applied to Livest. Prod. 27: 447-448.

4. Durr, J. W., Monardes, R.I., y Cue, R.I. 1999. Genetic Analysis of herd life in Quebec Holstein using weibullmodels. J. Dairy Sci :82:2503-2513.

0.80.91.01.11.21.31.4

<24.0 24.1-25.0 25.1-26.0 26.1-27.0 27.1-28.0 28.1-29.0 29.1-31.0 31.1-34.0 > 34.0

Edad al primer parto (meses)

RR

Cox Weibull

0.0

0.5

1.0

1.5

0 180 240 300Estado de la lactacion x núm ero de lactación

RR

1wei

2wei

3wei

4wei

5wei

6wei

7wei0.0

2.0

4.0

6.0

8.0

0 180 240 300Estado de la lactación x número de lactación

RR

1cox

2cox

3cox

4cox

5cox

6cox

7cox

0.5

1.0

1.5

2.0

1 2 3 4 5 6 7 8

Desviacion dentro del rebaño para PL, PG y PP

PL-Cox PL-Weibull PG-Cox

PG-Weibull PP-Cox PP-Weibull

5. Schneider, M Del P., y Miglior, F. 1999. A proposal for genetic evaluation for functional herd life in ItalianHolsteins. 50th Annual Meeting of the EAAP, Zurich, Switzerland, 5:11.

6. Strandberg, E., y Roxstrom, A. 2000. Genetic parameters of functional and fertility determined length ofproductive life in Swedish dairy cattle. Animal Science. 70: 383-389.

7. Vukasinovic, N., Moll, J., y Kunzi, N. 1997. Analysis of productive life in Swiss Brown cattle. J. Dairy Sci. 80,2572-2579.

G 45. PARAMETROS GENETICOS EN CARACTERISTICAS DE LONGEVIDAD Y PRODUCCION DELECHE EN GANADO HOLSTEIN EN MEXICO

Valencia, P. M.1, Ruíz, L.F.2, Montaldo, V.H.3, Ochoa, G.P.31 ICA-Universidad de Guanajuato. ExHda El Copal, AP 311, Irapuato, Guanajuato, México.

Tel/fax 52 (462) 424-84; e-mail: [email protected] Centro Nacional de Investigación en Fisiología y Mejoramiento Animal. INIFAP-SAGARPA.

3 Departamento de Genética y Bioestadística, Fac. Med. Vet. Zoot.-UNAM

RESUMEN

Fueron analizados 47,609 registros para estimar parámetros genéticos en características de longevidad en ganadoHolstein en México. Las variables fueron duración de vida productiva a tercera lactancia (DVP), producción deleche acumulada a tercera lactancia (PTA), y habilidad de permanencia a 48 meses de edad (HP48). Se estimaronheredabilidades de las tres características y de la producción de leche de la primera lactancia (PL1), y correlacionesgenéticas y fenotípicas entre ellas. Se utilizó la metodología REML con un modelo animal. Las heredabilidades deDVP, PTA, HP48 y PL1 fueron de 0.04, 0.06, 0.03 y 0.25, respectivamente. Las correlaciones genéticas tuvieron unrango de 0.33 a 0.94. Debido a las altas correlaciones genéticas obtenidas entre las características de longevidad,HP48 puede ser utilizada como indicador temprano de longevidad.

Palabras Clave: Correlación genética, Vida productiva, Habilidad de permanencia.

INTRODUCCION

En la actualidad, el mejoramiento genético de los bovinos lecheros en muchos países del mundo tiende a efectuarsecon base en la selección de múltiples características, en donde se han incluido características de producción, tipo,longevidad y otras relacionadas a la salud de las vacas, a través de índices de selección (INTERBULL, 1996). Paraefectuar evaluaciones genéticas y poder desarrollar los índices de selección, es necesario estimar heredabilidades ycorrelaciones genéticas y fenotípicas en aquellas características que serán incluidas en el índice (VanRaden yKlaaskate, 1993).

A pesar de que la Asociación Holstein de México ha registrado información de producción de leche y de otrascaracterísticas desde 1970, ésta no ha sido utilizada para estimar parámetros genéticos en características delongevidad. Bajo estas circunstancias, resulta de interés estudiar la longevidad del ganado lechero en México yestimar heredabilidades y correlaciones genéticas y fenotípicas entre éstas y la producción de leche de la primeralactancia, para evaluar su posible incorporación a los programas de selección del ganado Holstein en México.


Los datos utilizados en este estudio fueron proporcionados por la Asociación Holstein de México. Los datos fuerondepurados con el objeto de mejorar la calidad de los estimadores. Las variables analizadas en este estudio fueron: 1)la duración de vida productiva hasta la tercera lactancia (DVP), 2) la producción de leche acumulada a la terceralactancia (PTA), y 3) la habilidad de permanencia a los 48 meses de edad (HP48).

Todas las vacas incluidas en el estudio tuvieron la misma oportunidad de llegar a los 48 meses de edad, o a la terceralactancia, según correspondiera. Se estimó la edad final de las vacas para asignar ceros o unos a la variable HP48 yse asignó un cero cuando la vaca no llegó a los 48 meses de edad, o uno, si su edad final fue igual o mayor que 48meses. Para DVP hasta la tercera lactancia (en meses), se calculó el tiempo transcurrido entre la fecha del primerparto y la fecha del último parto registrado, mas los días que tuvo en leche en la tercera lactancia. Se calculó laproducción de leche acumulada hasta la tercera lactancia (PTA), sumando respectivamente la producción de lechecorregida a edad-mes de parto y 305 días de las tres lactancias. Para mayores detalles de la edición del archivo,consultar el trabajo de Valencia (2001).

Se estimaron heredabilidades de las tres características de longevidad y la heredabilidad para la producción de lechede la primera lactancia a equivalente maduro y 305 días de ordeña (PL1). También fueron estimadas correlaciones


genéticas y fenotípicas entre PL1, DVP, PTA y HP48. En la edición del archivo todas las vacas tuvieron las cuatrovariables, haciendo un total de 47,609 animales. Las covarianzas se estimaron en análisis por pares decaracterísticas. Para evitar sesgos debidos al desecho voluntario, donde se incluyen vacas con bajas producciones deleche, en la estimación de los parámetros genéticos, las variables DVP, PTA y HP48 fueron corregidas para laproducción de leche de la primera lactancia, incluyendo ésta en el modelo de análisis (Vollema, 1998).

El archivo de pedigrí utilizado para estimar los componentes de varianza de este estudio, incluyó un total de 57,787animales. Para representar mejor los efectos ambientales e incrementar la precisión, se definieron dos estaciones deprimer parto: de diciembre a mayo (estación 1), y de junio a noviembre (estación 2), y se creó un efecto combinandolos factores hato-año-estación de primer parto. La estimación de los componentes de varianza se hizo con el métodode máxima verosimilitud restringida (REML), usando el procedimiento libre de derivadas con el programaMTDFREML (Boldman et al., 1995).

Se utilizó un modelo animal univariado para estimar las heredabilidades de las características. Para HP48, DVP yPTA, el modelo incluyó el efecto de hato-año-estación de primer parto (considerado fijo), la producción de lechereal como covariable, y los efectos aleatorios del animal y el error. El modelo para PL1 incluyó hato-año-estación(como efecto fijo), y animal y el error (como efectos aleatorios). La heredabilidad de HP48 fue corregida a unaescala normal subyacente, utilizando el método de Van Vleck (1972). Las correlaciones genéticas se obtuvieronrealizando análisis bivariados entre las características, utilizando el mismo programa. Las correlaciones fenotípicasentre todas las características se obtuvieron mediante el procedimiento PROC CORR del Sistema de Análisis Estadístico(SAS, 1995).


En este estudio, el 91% de las vacas llegaron a los 36 meses de edad, lo que coincide aproximadamente con el finalde la primera lactancia, y solamente el 60% de ellas alcanzaron los 48 meses de edad, resultados que sugieren quelos ganaderos probablemente desechan un porcentaje importante de vacas por bajas producciones de leche yproblemas reproductivos al terminar la primera lactancia. Algunas estadísticas de las variables estudiadas sepresentan en el Cuadro 1.Cuadro 1 Estadísticas descriptivas de las variables de longevidad y producción de leche de la primeralactancia a equivalente maduro y 305 días de ordeña (PL1).

Característica Promedio DE CV(%)DVP (meses) 51.4 12 23PTA (kg) 16,469 8,407 51PL1 (kg) 7,673 2,133 28

DVP=duración de vida productiva a la tercera lactancia; PTA=producción de leche acumulada a la tercera lactancia;DE=desviación estándar; CV=coeficiente de variación.

Las heredabilidades y correlaciones genéticas y fenotípicas obtenidas para HP48, DVP, PTA y PL1 de este estudio,se presentan en el Cuadro 2. Las heredabilidades de HP48, DVP y PTA fueron de alrededor de 0.04, incluyendo elvalor de la heredabilidad de HP48 corregida a una escala normal subyacente, y se encuentra del rango de valoresestimados por VanRaden y Klaaskate, (1993) y Vollema (1998).

La heredabilidad obtenida para PL1 en este estudio fue de 0.25, similar al valor estimado por Visscher y Goddard,(1995).

Todos los valores obtenidos en las correlaciones genéticas y fenotípicas entre las distintas variables estudiadasfueron positivas. Las correlaciones genéticas y fenotípicas obtenidas entre HP48 con DVP y PTA fueron altas, de0.72 a 0.94, lo que parece indicar que al seleccionar a los animales sobre HP48, podría mejorarse indirectamenteDVP y PTA.

Cuadro 8.3. Heredabilidades (sobre la diagonal), correlaciones genéticas (arriba de la diagonal) y fenotípicas(abajo de la diagonal) en características de longevidad y producción de leche a equivalente maduro y 305 díasde la primera lactancia (PL1).

_________________________________________________________ HP48 DVP PTA PL1 _________________________________________________________

HP48 0.03 (0.05)* 0.94 0.86 0.38

DVP 0.87 0.04 0.73 0.33

PTA 0.72 0.77 0.06 0.64

PL1 0.08 0.08 0.54 0.25

____________________________________________________________________HP48=habilidad de permanencia a los 48 meses de edad; DVP=duración de vida productiva a la tercera lactancia;PTA=producción de leche acumulada a la tercera lactancia.* Entre paréntesis, heredabilidad corregida a una escala normal subyacente.

La correlación fenotípica estimada entre PL1 y PTA fue de 0.54, y entre PL1 con HP48 y PL1 y DVP, de 0.08.Las heredabilidades obtenidas para la habilidad de permanencia a los 48 meses de edad, la duración de vidaproductiva y producción total acumulada en este estudio fueron similares a las obtenidas por otros autores en otraspoblaciones de ganado lechero.

Las correlaciones genéticas y fenotípicas estimadas entre HP48, DVP y PTA fueron de moderadas a altas, por lo queHP48 puede ser utilizada como indicador temprano de longevidad en los programas de selección del ganadoHolstein en México, ya que puede ser medida más tempranamente que DVP y PTA. Es de esperarse que al serincluidas algunas de las características analizadas en este estudio como criterios de selección en los programas demejoramiento del ganado Holstein, no solo se mejoren esas características, sino además se pueda incrementar laduración de vida productiva y la producción total acumulada hasta la tercera lactancia.

Debido a su moderada heredabilidad, a su elevado valor económico y porque ésta puede ser medida tempranamenteen la vida de los animales, se debe continuar seleccionando a las vacas con altas producciones de leche en la primeralactancia. Esto podría propiciar cambios positivos en las características de longevidad, particularmente con PTA,debido a la alta correlación genética obtenida entre ellas.


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2. INTERBULL, 1996. International bull evaluation service. Sire evaluation procedures for non-dairy-productionand growth & beef cattle production traits practised in various countries. Proc. of the Open Session of theInterbull Annual Meet.,Uppsala, Sweden, Bulletin No. 13

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8. Vollema, A.R., 1998. Selection for longevity in dairy cattle. Doctoral thesis, Wageningen AgriculturalUniversity, The Netherlands.

G 44. COMPARAÇÃO ENTRE MÉTODOS DE PADRONIZAÇÃO DOS PESOS CORPORAIS ÀSIDADES DE 205, 365 E 550 DIAS

Raimundo Nonato Braga Lôbo, Raimundo Martins Filho________________________________________________

Universidade Federal do Ceará - Departamento de Zootecnia - Caixa Postal 12168 - Fortaleza - CE - Brasil - CEP60021-970 – Fax: 55 85 288 9701 - [email protected]

RESUMO

Foram comparados métodos de padronização dos pesos corporais às idades de 205, 365 e 550 dias. Utilizou-seinformações de animais da raça Nelore, criados na região Nordeste e, controlados pela Associação Brasileira dosCriadores de Zebu (ABCZ). Comparou-se os métodos: MET1 - utilizado pela ABCZ, MET2 - curvas individuais deregressão linear para cada animal, MET3 - curvas individuais de regressão quadrática, MET4 - curvas individuais deBrody, MET5 - utilizado pelo Programa de Melhoramento Genético da Raça Nelore (PMGRN) e MET6 – curvasindividuais de Richards. Houve diferenças (P<0,05) entre as médias dos pesos corporais calculadas pelos diferentesmétodos. Foram verificadas altas correlações entre os métodos. As estimativas de variâncias e de parâmetrosgenéticos foram diferentes entre os métodos. Os métodos em execução no Brasil apresentam conflitos quecomprometem sua aproximação em representar a curva de crescimento dos animais. Apesar das altas correlaçõesgenéticas e de classificação dos animais por seus valores genéticos, as diferenças nesta classificação podeminfluenciar o processo de seleção e a resposta esperada à esta seleção.

Palavras-chave: curva de crescimento, métodos de padronização, modelos não lineares, pesos corporais

ABSTRACT

Methods of standardization of body weights at 205, 365 and 550 days of age were compared. It was used informationof animals of the Nelore breeds, raised in the Northeast, Brazil, and controlled by the Brazilian Zebu CattleAssociation (ABCZ). It was compared the methods: MET1 - used by ABCZ, MET2 - individual curves of linearregression for each animal, MET3 - individual curves of quadratic regression, MET4 - individual Brody curve,MET5 - used by the Program of Genetic Improvement of the Nelore Breed (PMGRN) and MET6 – individualRichards curves. There were differences (P<0.05) among the means of the body weights calculated by the differentmethods. High correlations were verified among the methods. The variance and genetic parameters estimates weredifferent among the methods. There were conflicts between methods in execution in Brazil that compromises theirapproach with the growth curve of animals. In spite of the high genetic correlations and classification of the animalsby their breeding values, the differences in this classification can influence the process of selection and the expectedanswer to it selection.

Key Words – growth curves, non linear models, standardization methods, body weights

INTRODUÇÃO

Sabe-se que o crescimento dos bovinos não ocorre de forma linear. Esta não linearidade dificulta a padronização dospesos corporais a determinadas idades, uma vez que nas criações comerciais, os animais são pesados em idadesdistintas por imposições de ordem prática. A padronização é necessária para que se torne possível a comparação dosdesempenhos dos animais. Em animais de corte, principalmente zebuínos, são utilizadas as idades padrão 205, 365 e550 dias de idade.

Os métodos de padronização em uso no Brasil utilizam fórmulas que apresentam em sua estrutura, o ganho de pesoem determinado período. Entretanto, este ganho de peso é considerado como sendo constante dentro deste período,admitindo-se então um crescimento linear. Assim, o ideal para a padronização dos pesos corporais seria a utilizaçãode equações não-lineares à sequência de pontos que relacionam o peso com a idade dos animais. Dentre as equaçõesnão-lineares utilizadas para descrever a curva de crescimento em animais estão a de Brody (BRODY, 1945) e a deRichards (RICHARDS, 1959). Estudos indicam ser a equação de Richards a melhor para descrever a curva decrescimento de bovinos e outros animais (PEROTTO et al., 1992).

O objetivo deste trabalho foi comparar alguns métodos de padronização (lineares e não-lineares) dos pesos corporaisàs idades de 205, 365 e 550 dias de idade, utilizando como amostra dados da raça Nelore.

MATERIAL E MÉTODOS

Utilizou-se neste estudo, informações de animais da raça Nelore criados na região Nordeste do Brasil entre os anosde 1976 e 1999. Estas informações foram provenientes do controle de desenvolvimento ponderal realizado pelaAssociação Brasileira dos Criadores de Zebu (ABCZ). Os animais controlados são pesados trimestralmente. Assim, apartir destas pesagens, foram estimados para cada animal, de acordo com o método de padronização, seus pesos aos205 (P205), 365 (P365) e 550 dias de idade (P550).

Foram avaliados seis métodos de padronização: (1) método utilizado pela ABCZ (MET1); (2) método utilizando umaregressão linear do peso sobre a idade à pesagem para cada animal (MET2); (3) método utilizando um regressãoquadrática (MET3); (4) método utilizando o modelo não-linear de Brody [y = k – (k-y0)exp(-Ax)](MET4); (5)método utilizado pelo Programa de Melhoramento Genético da Raça Nelore (PMGRN) que utiliza as fórmulasdescritas por LÔBO (1992) (MET5); e (6) método utilizando o modelo não-linear de Richards [y = k (1 – be-Ax)n](MET6).

Nas fórmulas acima: y é o peso e x a idade; k é a assíntota, valor da função quando x tende ao infinito; y0 é o valor dey para x = 0; A é o parâmetro relacionado com a velocidade de crescimento; b é uma constante de integração que seajusta para situações, em que y0 e, ou, x0 são diferentes de zero; e n é o parâmetro de generalização do modelo quepermite que a localização do ponto de inflexão seja variável. Biologicamente pode ser interpretado como índice dematuração e serve como medida da taxa de mudança na velocidade de ganho de peso.

Uma análise do correlação de Pearson foi realizada entre os pesos estimados pelos diferentes métodos, por meio doPROC CORR (SAS, 1996). As médias de peso estimadas para cada método foram comparadas pelo teste t (LSD)utilizando modelo matemático que incluia os efeitos fixos de propriedade, sexo, mês e ano de nascimento e regimealimentar.

As estimativas dos componentes de variância e herdabilidade foram obtidas pelo método da MáximaVerossimilhança Restrita (REML), por meio de modelos animais uni-característica, utilizando-se o programaMTDFREML (BOLDMAN et al., 1993), aplicando-se um modelo com o efeito fixo de grupo de contemporâneos, aidade da mãe como covariável e os efeitos aleatórios genético aditivo direto, genético aditivo materno e de ambientepermanente, além dos resíduos aleatórios, não observáveis. A variável grupo de contemporâneos foi definida pelaconcatenação das seguintes variáveis: mês e ano de nascimento, propriedade, sexo e grupo de regime alimentar.

A covariância entre os efeitos genéticos direto e materno foi considerada como sendo igual a zero, segundorecomendação de Schaeffer (1996), citado por FRIES e ALBUQUERQUE (1998).

Foi realizada análise de correlação entre os efeitos genéticos aditivos estimados pelos diferentes métodos depadronização utilizando-se a correlação de Pearson do PROC CORR (SAS, 1996), pois de acordo com VANVLECK et al. (1987), a correlação entre os valores genéticos é a própria definição de correlação genética.

Para a comparação da classificação dos animais entre os métodos de padronização, com base no valor genéticoaditivo direto, foi realizada análise de correlação de classificação ou “rank”, utilizando-se a correlação de Spearmando PROC CORR (SAS, 1996).


Considerando-se a não linearidade do crescimento e que a sua melhor representação é dada pela curva de Richards(MET6), as discussões neste estudo assumiram este método como sendo o “ideal”.

A Tabela 1 apresenta o número de observações, as médias, os desvios e os coeficientes de variação para os pesos aos205 (P205), aos 365 (P365) e aos 550 dias de idade (P550) de acordo com os métodos de padronização estudados. Ocoeficiente de variação das médias entre os métodos não diferiu muito para todos os pesos estudados.

Houve diferenças estatísticas (P<0,05) entre os métodos para P205, com a exceção entre os MET2 e MET6. Estasdiferenças alcançaram cerca de 7% entre a maior (MET5) e a menor (MET3). As maiores médias foram verificadaspara os métodos em execução no Brasil, indicando uma provável superestimativa. A regressão linear (MET2)aproximou-se à curva de Richards (MET6).

Para P365 também foi verificada diferença estatística (P<0,05), com as exceções entre os MET1 e MET5 e entre osMET2 e MET6. As diferenças nas médias chegaram a 4% (entre as maiores, MET2 e MET6, e a menor, MET3).Para este peso, houve tendência de subestimativa das médias por todos os métodos (exceto MET2) em relação àcurva de Richards.

As diferenças para P550 foram pequenas, menos de 4% entre a maior (MET3) e a menor (MET4). Houve maiorsemelhança entre os métodos, com igualdade entre os MET1, MET2 e MET5, e entre o primeiro e o último com oMET6. Verifica-se aqui que apenas os métodos em execução (MET1 e MET5) conseguem aproximar-se daestimativa “ideal”. O MET2 que igualava-se ao MET6 nos pesos anteriores, tendeu a superestimar a média aos 550dias.

As diferenças entre as médias estimadas pelos diferentes métodos podem ser explicadas pela forma e inclinação dacurva que cada um assume e, pelo número de pontos considerados para realizar a estimativa. Os métodos emexecução no Brasil (MET1 e MET5), consideram apenas dois pontos entre uma pesagem e outra, assumindoconstante o ganho de peso entre estes pontos. Os métodos de regressão (linear e quadrática) e as curvas de Brody eRichards, estimam este peso com base em todos os pontos disponíveis. Esta consideração permite uma melhorestimativa, pois os pontos intermediários auxiliam na determinação da inclinação da curva. Isto alerta para umasituação prática: Para que os criadores devem pesar seus animais periodicamente entre o nascimento e a desmama, seestes pesos não serão utilizados? Assim, bastaria pesar ao desmame, o que não é interessante, pois devemos utilizartoda a informação disponível.

As correlações entre os métodos foram todas altas, entre 0,89 e 0,99, para todos os pesos. Para P205 e P365 asmaiores correlações ocorreram entre os MET1 e MET5 e entre os MET2 e MET6, reforçando o observado emrelação às médias. As maiores correlações entre a regressão linear (MET2) e a curva de Richards (MET6) indicamque a primeira pode ser usada como uma aproximação alternativa nesta etapa inicial do crescimento dos animais. Demaneira geral o MET5 foi o que se apresentou mais distante do método “biológico” (MET6).

Nas Tabelas 2, 3 e 4 estão apresentadas as variâncias e parâmetros genéticos de acordo com os métodos depadronização para os pesos aos 205 (P205), 365 (P365) e 550 dias de idade (P550). Para os três pesos consideradospercebe-se variações nos parâmetros genéticos estimados de acordo com o método de padronização avaliado, o queindica insegurança em relação aos métodos em execução. Se para uma mesma estrutura de dados e para os mesmosanimais, há estimação de parâmetros diferentes com diferentes métodos de ajustes, algo precisa ser revisto.

Para P205 as diferenças foram menores. As estimativas de herdabilidade direta variaram de 0,11 a 0,13 (Tabela 2).Esta variação foi de 0,16 a 0,21 para P365 e de 0,22 a 0,29 para P550, variações consideráveis. O mais notável é quea diferença entre as herdabilidades para os MET1 e MET5, métodos muito semelhantes e em execução, são muitodistintas, tanto para P365 (0,19 vs. 0,16; Tabela 3) quanto para P550 (0,26 vs. 0,22; Tabela 4).

Entre os métodos em execução, o método da ABCZ (MET1) apresentou maior semelhança com o método“biológico” (MET6), apesar de ter apresentado menores estimativas de herdabilidade direta (0,11 vs. 0,12 para P205;0,19 vs. 0,21 para P365 e 0,26 vs. 0,29 para P550). O método utilizado pelo PMGRN (MET5) se distanciou mais amedida que aumentou a idade. O método de regressão linear foi o que apresentou maior similaridade ao MET6.

Comparando-se as variâncias genética direta e fenotípicas entre os MET1 e MET5 com o MET6, percebe-se umatendência do método “biológico” em captar melhor as diferenças genéticas entre os animais, uma vez que apresentoumaiores estimativas de herdabilidade direta.

As estimativas de herdabilidade materna não diferiram muito, provavelmente por que seus valores foram muitoreduzidos em todos os pesos. Por outro lado, as estimativas de variância materna para o MET6 no P205 é reduzida(Tabela 2) em relação aos demais métodos (exceto MET3) e muito superior aos MET1, MET4 e MET5 no P550(Tabela 4).

Estes resultados indicam distância entre os métodos em execução e o método teoricamente ideal (MET6). Istopoderia ser uma das causas das grandes variações entre os parâmetros estimados nos diferentes estudos verificadosna literatura.

As correlações genéticas foram todas altas e significativas (P<0,01). Em geral, os resultados são semelhantes aosverificados para as correlações simples, ocorrendo as maiores correlações entre os MET1 e MET5 (0,97 para P205 e0,98 para P365 e P550) e entre os MET2 e MET6 (0,98 para P205 e 0,99 para P365 e P550). Independente dométodo, as correlações genéticas situam-se em torno de uma média de 0,74, 0,63 e 0,75 entre os P205 e P365, P205 eP550 e, P365 e P550, respectivamente.

Os coeficientes de correlação de Spearman, de classificação ou “rank”, entre os métodos de padronização para P205,P365 e P550 foram menores do que as correlações genéticas, ou seja, apesar de uma semelhança entre os valoresgenéticos estimados para os animais de acordo com o método de padronização, a ordem de classificação destes não éfeita com a mesma semelhança. Os valores ficaram entre 0,86 e 0,98. Novamente percebeu-se maior semelhançaentre os MET1 e MET5 e entre os MET2 e MET6. Maior distância também foi verificada entre o MET5 e o método“biológico” (MET6), com coeficientes mais baixos (0,89 a 0,92). Esta maior distância foi verificada principalmenteno P205, fase de grandes alterações na velocidade de crescimento dos animais. Esta ordem de classificação dosanimais também é muito importante. Apesar das correlações de classificação serem altas, não são aceitáveis poisdeveriam ser muito próximas de 1,00.

Para todos os pesos, a ordem de classificação dos dez primeiros touros, ordenados por seus valores genéticos, diferiuentre os métodos, não havendo igualdade absoluta entre os mesmos, ocorrendo diferenças entre os tourosclassificados e inversões de classificação. Para P205 os dois primeiros touros são os mesmos em todos os métodos,exceção ao MET5, em que o segundo melhor touro não foi classificado pelo método “ideal” (MET6). Este animaltambém foi bem classificado (terceiro) pelo outro método em execução (MET1). O terceiro touro no MET6 é oquarto para o MET2, recebe a mesma classificação no MET3, não sendo classificado entre os dez para os demaismétodos.

Para P365, o primeiro touro foi unanimidade em todos os métodos. Entretanto, o segundo melhor animal no MET6,não foi classificado por nenhum dos métodos utilizados no Brasil (MET1 e MET5), sendo o quarto, terceiro e nonopara os MET2, MET3 e MET4, respectivamente. Dos dez classificados pelo MET6, três deles não apareceram naslistas dos MET1 e MET5.

Para P550 os três primeiros animais são os mesmos para todos os métodos, apenas com inversões na posição. Otouro que foi primeiro para o MET6, também foi o primeiro para os MET2, MET3 e MET4, sendo o terceiro para osMET1 e MET5. Isto é relevante pois os métodos em execução não conseguiram selecionar o melhor touro para acaracterística, quando comparados com os modelos de predição.

Estas diferenças entre os métodos em relação aos parâmetros genéticos estimados e a ordem de classificação indicamdiferenças na resposta à seleção. Os métodos em execução no Brasil (MET1 e MET5) apresentam diferenças entre sie principalmente em relação ao MET6, que, teoricamente, seria o método ideal, por descrever a curva de crescimentode bovinos. Estes métodos que utilizam fórmulas são práticos e de fácil execução, entretanto consideram poucospontos de pesagem. Os criadores pesam seus animais periodicamente, muitas vezes aumentando custos e estresse aosanimais, já sacrificados com disponibilidade alimentar, principalmente no Nordeste, e estas pesagens são poucoaproveitadas. Assim, de acordo com os resultados deste estudo esta aproximação não é suficiente, o que poderiacomprometer os achados das pesquisas científicas e, principalmente, as respostas à seleção dos animais.

CONCLUSÕES

Os métodos de padronização dos pesos corporais às idades padrão em bovinos de corte em execução no Brasilapresentam semelhanças com os métodos não lineares (Brody e Richards), entretanto as pequenas diferençasverificadas entre eles podem não ser satisfatórias, dependendo do ponto de vista abordado, como a identificação deanimais elite. Por outro lado, as pesagens intermediárias que são desprezadas nestes métodos podem fornecerinformações importantes.

Dependendo do método utilizado haverá pequenas diferenças nos valores das médias dos pesos corporais, variânciase parâmetros genéticos, mas que podem mascarar o conhecimento da natureza real destas respostas.

Provavelmente, apesar de não causar grandes problemas no processo de seleção massal e na tendência genética, asdiferenças expressas na ordem de classificação dos animais podem prejudicar o processo de seleção e criar incertezasquanto à resposta esperada.


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Tabela 1 - Número de observações (N), médias (kg), desvios padrão (DP, kg) e coeficiente de variação (CV) para ospesos aos 205 (P205), 365 (P365) e 550 dias de idade (P550) de acordo com o método de padronização1

P205 P365 P550N Média ± DP2 CV N Média ± DP CV N Média ± DP CV

MET1 10751 163,92 ± 37,58 b 22,92 7396 236,60 ± 62,47 b 26,40 4941 303,48 ± 84,73 bc 27,92MET2 10751 162,07 ± 37,52 c 23,15 7396 239,34 ± 60,05 a 25,09 4941 305,13 ± 83,94 b 27,51MET3 10751 151,93 ± 34,55 e 22,74 7396 228,89 ± 58,37 d 25,50 4941 311,03 ± 83,68 a 26,90MET4 10751 160,46 ± 38,73 d 24,14 7396 234,48 ± 59,55 c 25,40 4941 298,73 ± 82,18 d 27,51MET5 10751 164,69 ± 39,03 a 23,70 7396 237,17 ± 64,18 b 27,06 4941 303,08 ± 85,53 bc 28,22MET6 10751 162,33 ± 39,12 c 24,10 7396 239,08 ± 59,42 a 24,85 4941 301,93 ± 74,90 c 24,811 Descrição dos métodos no texto2 Letras diferentes na mesma coluna indicam diferença estatística (P<0,05)

Tabela 2 – Valor do logaritmo da função de verossimilhança (-2 Log L), variâncias e parâmetros genéticos1 deacordo com os métodos de padronização para o peso aos 205 dias de idade

Métodos2 -2Log L σ 2A σ 2

M σ 2 EP σ 2

E σ 2P

h2A h2

M

MET1 43744,89 49,4432 22,4433 37,3895 342,0597 451,3357 0,11±0,03 0,05±0,03MET2 43839,93 53,0083 24,0722 30,1298 336,2337 443,4439 0,12±0,03 0,05±0,04MET3 42000,53 43,9845 16,3138 17,2979 256,6465 334,2427 0,13±0,03 0,05±0,03MET4 44797,57 57,5189 29,0971 38,9037 414,1563 539,6760 0,11±0,03 0,05±0,04MET5 44548,32 55,2139 32,3281 24,9086 403,3573 515,8079 0,11±0,03 0,06±0,04MET6 43739,81 55,6396 19,5850 33,2902 346,1092 454,6241 0,12±0,03 0,04±0,03

1 σ 2A = variância genética direta, σ 2

M = variância genética materna, σ 2EP = variância de ambiente permanente,

σ 2E = variância residual, σ 2

P = variância fenotípica, h2A = herdabilidade direta, h2

M = herdabilidade materna2 Descrição dos métodos no texto



M σ 2 EP σ 2

E σ 2P

h2A h2

M









M σ 2 EP σ 2

E σ 2P

h2A h2

M







G 43. UNA APROXIMACIÓN BAYESIANA PARA LA ESTIMACIÓN DE COMPONENTES DEVARIANZA EN UN MODELO ADITIVO HETEROCEDÁSTICO. II. UN ESTUDIO DE SIMULACIÓN.

A BAYESIAN APPROACH TO ESTIMATE VARIANCE COMPONENTS IN A HETEROSKEDASTICADDITIVE GENETIC MODEL. II. A SIMULATION STUDY.

Alejandro Jara, Mauricio Elzo1 y Nelson BarríaDepartamento Fomento de la Producción Animal, Universidad de Chile, Santa Rosa 11,735, La Granja, Santiago,

Chile. Tél: (56-2) 678-5572, Fax: (56-2) 678-5611, e-mail: [email protected] Department of Animal Sciences, University of Florida, FL, USA.

RESUMEN

En este trabajo, se evalúan, a través de simulación estocástica, algunas propiedades frecuentistas de unaaproximación Bayesiana para la estimación de componentes de varianza en modelos animales univariados,permitiendo diferencias en los promedios genético-aditivos y heterogeneidad de varianzas aditivas y ambientales através de grupos raciales bajo un modelo aditivo de herencia. El número de iteraciones (20 a 109) y el tiempo deCPU (28 a 49 min) requerido para alcanzar la convergencia en la estimación de los componentes de varianza, en ungrupo de datos de pequeño tamaño (22.978 animales y 22.178 registros fenotípicos) de una población de razasparentales y varianza ambiental homogénea, sugieren que los procedimientos son factibles desde un punto de vistacomputacional. La convergencia y el error cuadrático medio de las estimaciones mejoraron con la incorporación deinformación a priori, sugiriendo que el uso de una distribución a priori no conjugada para las varianzas aditivasmejora la exactitud de las estimaciones.

Palabras Clave: varianzas aditivas heterogéneas / varianza de segregación / estimación de Bayes / máximo aposteriori

ABSTRACT

In this work some frequentist properties of a Bayesian approach to estimate variance components in univariateanimal models allowing for different additive genetic means and heteroskedasticity of additive and error variancesacross breed groups under an additive model of inheritance were examined via simulation. Number of iterations (20to 109) and computing times (28 to 499 min) to achieve convergence when estimating the variance components in asmall data set (22,978 animals and 22,178 phenotypic records) of a two strain population and homogeneous errorvariance suggest that these procedures are computationally feasible. Convergence and mean squared error of theestimates improved by the incorporation of prior information suggesting that the use of a nonconjugate informativeprior distribution for the additive genetic variances improve the accuracy of the estimates.

Keywords: heterogeneous additive genetic variance / segregation variance / Bayes estimation / maximum aposteriori

INTRODUCCION

Un método comúnmente utilizado para mejorar poblaciones ganaderas es la migración de genes desde poblacionesgenéticamente superiores. En este tipo de situaciones, los procedimientos empleados para la evaluación genética,deben considerar las diferencias genéticas entre las poblaciones involucradas. Los métodos desarrollados con estefin, se basan en el mejor predictor lineal insesgado (BLUP), el que requiere del conocimiento de los parámetros dedispersión asociados con estos modelos (Elzo y Bradford, 1985; Elzo y Famula, 1985; Cantet y Fernando, 1995).Una posibilidad, es estimar los parámetros de dispersión a través de métodos máximo-verosímiles (ML, REML) yutilizar estas estimaciones en lugar de los valores verdaderos para la evaluación genética. Elzo (1994) y Cantet(1999, comunicación personal), desarrollaron procedimientos REML para la estimación de componentes de varianzaen presencia de heterogeneidad de varianzas aditivas. Sin embargo, la estimación y predicción en dos etapas solopuede ser justificada cuando la función de verosimilitud es simétrica y curva. En otro caso, las prediccionesobtenidas a través de REML pueden ser pobres. Debido a que las propiedades de la metodología REML se sustentanen justificaciones asintóticas, tales procedimientos pueden producir estimaciones poco confiables de loscomponentes de varianza dependiendo del tamaño muestral, y el tipo y distribución de las cruzas involucradas. Jara


et al., (2001, en este volumen), desarrollan una aproximación Bayesiana para la estimación de componentes devarianza, considerando diferencias en los promedios genéticos y heterogeneidad de varianzas a través de gruposraciales. Los objetivos de este trabajo fueron examinar, a través de simulación estocástica, algunas propiedadesfrecuentistas y algunas propiedades computacionales de los estimadores Bayesianos propuestos.


Se consideró dos poblaciones parentales, H y O. Se simularon 22.178 registros de producción total por lactancia enun proceso de absorción de la raza O a la raza H, durante 5 generaciones. El proceso se inició con 150 toros H norelacionados, cruzados con una población de 3.500 vacas O no emparentadas. El número de hijas por toro, ndau, sesimuló desde una distribución de Poisson(25). Este número se alcanzó, a través del cruzamiento aleatorio de cadatoro con ndau vacas provenientes desde la población original de vacas O. Las siguientes generaciones se generaronde una forma similar, utilizando 150 toros H no relacionados por generación cruzados con la generación anterior devacas híbridas. Se generaron 10 réplicas de los datos. Los valores aditivos de las vacas (O) y toros (H) fueronsimulados desde una distribución N(99, 264.258) y N(385, 384.327), respectivamente. Los registros fenotípicos segeneraron adicionando, al valor aditivo de cada vaca, el efecto de uno de 1.200 niveles del factor Predio-Año-Estación, muestreado independientemente desde una distribución N(4.968, 749.654), y un efecto ambientalmuestreado en forma independiente desde una distribución N(0, 792.774). En las siguientes generaciones, losregistros se simularon en forma similar, con la excepción de que los valores aditivos de cada animal se generaron através del promedio de los valores aditivos de los padres, al que se le adicionó el efecto de muestreo mendelianomuestreado desde una distribución N(0, Geii). La varianza de segregación, se asumió igual a 120.069 kg2.

Los componentes de varianza fueron estimados utilizando el algoritmo descrito por Jara et al. (2001, en estevolumen). Estimaciones REML homogéneas de los componentes de varianza fueron utilizadas como valoresiniciales. Se consideró 5 tipos de distribuciones a priori, las que tuvieron valores diferentes para los parámetros quedescriben la incertidumbre sobre el conocimiento previo sobre los parámetros de dispersión. El primer tipo, (PI), fuevi = -2 y S2

i = 0 (i = a1, a2, a3, e), correspondiendo a distribuciones a priori planas. Los tipos 2 y 3 (PII and PIII) seespecificaron tal que 100 [vi / ( vi + dbi )] = 1 y 10, respectivamente, donde, dbi es el “grado de credibilidad”contribuida por los datos sobre la varianza respectiva. En nuestro caso, para las varianzas aditivas, dbi se definiócomo la suma de los ponderadores que determinan la contribución de cada varianza a la varianza de los efectos demuestro mendeliano, debido a que no todos los animales contribuyen a la estimación de todos los parámetrosgenéticos de dispersión. Para estas tres a priori, los componentes de varianza utilizados en la simulación de los datosse utilizaron como valores de los hiperparámetros de las distribuciones a priori. Las últimas dos a priori seespecificaron con el objeto de lograr distribuciones a priori propias pero no informativas, utilizando valores bajos yaltos para las varianzas aditivas a priori. Las a prioris vagas (PIV y PV) se obtuvieron utilizando vi=4,000001, de talforma que las distribuciones fuesen tan planas como fuese posible pero con varianza finita. La especificación de losvalores a de los hiperparámetros se resume en la Tabla I.

Tabla I. Distribuciones a Priori para la varianza aditiva de la raza O (2a1), de la raza H (2

a2), de la varianza desegregación (2

a12), y de la varianza del error (2e), utilizada en la estimación de los parámetros de dispersión

(S 2i, varianza a prior, vi, grado de creencia a priori).

Varianza 2a1 2

a12 2 a2 2

eA Priori S2

a1 va1 S2a12 va12 S2

a2 va2 S 2e ve

PI 0 -2 0 -2 0 -2 0 -2PII 264.258 53 120.069 46 384.327 84 792.774 232PIII 264.258 588 120.069 503 384.327 922 792.774 2.548PIV 211.406 4,000001 60.388 4,000001 317.817 4,000001 852.454 4,000001PV 317.110 4,000001 177.980 4,000001 447.298 4,000001 734.862 4,000001

Con el objeto de acelerar la convergencia, el componente REML del algoritmo se calculó utilizando las siguientesexpresiones:

[ ][ ]

[ ] ( ) [ ]

[ ][ ]( )

− −

−−−=σ

α=σ

− )rank(n

ˆˆˆ'ˆ~ 2~ 2t

eit

t

ait

1t

itrtr

ˆˆ

X

uZgZQbXye

CAG*

uA'u

uu*iei

*i

donde, el escalar i[t-1], es la razón entre la varianza del error y la respectiva varianza genética en la iteración [t-1].

Los cálculos se llevaron a cabo, utilizando un programa Fortran, compilado sin ninguna optimización con elprograma Microsoft Power Station, y un PC Compaq Presario modelo 1.277. Este programa utilizó las subrutinasFSPAK (Pérez-Encizo et al., 1994) para obtener la inversa de la matriz de coeficientes de las ecuaciones de losmodelos mixtos. Se asumió que la convergencia se alcanzó cuando la razón de la diferencia entre las sumas decuadrados entre dos iteraciones sucesivas relativa a la suma de cuadrados de las varianzas estimadas en la iteraciónprevia fue menor que 10-7.


El promedio y el rango de los estimadores MAP de la varianza genético aditiva de la raza O (2a1), raza H (2

a2), lavarianza de segregación (2

a12), y la varianza del error (2e), bajo los 5 tipos de distribuciones a priori para los

componentes de varianza, se muestran en la Tabla II. El mínimo y el máximo de las estimaciones, expresado comoporcentaje del valor parametral verdadero, fueron 28,46 y 151,06%, 66,14 y 116,57%, 91,85 y 110,92%, 30,27 y147,34%, y 44,40 y 149,62% para las a priori PI, PII, PIII, PIV y PV, respectivamente.

Tabla II. Promedio (rango) de las estimaciones MAP de la varianza aditiva de la raza O (2a1), la varianza de

segregación (2a12), la varianza aditiva de la raza H (2

a2), y la varianza del error (2e), utilizando

diferentes distribuciones a priori (P) para los componentes de varianza.P 2

a1 2 a12 2

a2 2e

PI 274.493 (246.135 ;311.410)

109.035 (34.175 ;181.377)

387.677 (346.509 ;439.399)

792.334 (760.913 ;812.716)

PII 273.796 (243.741 ;308.034)

115,760 (79.410 ;162.898)

385.329 (350.737 ;426.516)

791.971 (764.842 ;812.174)

PIII 270.973 (246.552 ;293.108)

118,206 (110.278 ;126.824)

384.257 (364.127 ;411.440)

792.678 (772.751 ;806.127)

PIV 273.220 (244.741 ;309.852)

104,043 (36.342 ;176.910)

388.353 (347.298 ;438.314)

793.424 (762.108 ;814.021)

PV 274.629 (245.757 ;311.012)

113.358 (53.3314 ;179.653)

386.452 (346.850 ;434.321)

791.783 (761.207 ;812.636)

La diferencia entre los valores estimados y los reales de los componentes de varianza, evaluada a través de la pruebade T, indicó que todos los estimadores son insesgados. Además, el comportamiento del estimador sobre muestreosrepetidos, indicó que la incorporación de información a priori sobre los componentes de varianza produce una mejorasubstancial de las estimaciones, lo que concuerda con los resultados reportados en la literatura por Hoeschelle et al.(1987), en modelos umbrales homocedásticos. La Tabla III, muestra que el error cuadrático medio (MSE) de loscomponentes de varianza. Bajo PII, PIII, PIV y PV, el error cuadrático medio, expresado como porcentaje del MSEde las estimaciones obtenidas utilizando PI, fueron 93, 45, 94 y 98%, 29, 1, 98 y 71%, 65, 27, 98 y 88%, y 77, 37, 99y 95 % para la varianza aditiva de la raza O, para la varianza de segregación, para la varianza aditiva de la raza H ypara la varianza del error, respectivamente.

Tabla III. Error cuadrático medio de las estimaciones Máximos a Posteriori de la varianza aditiva de la raza O (2a1),

varianza de segregación (2a12), varianza aditiva de la raza H (2

a2), y varianza del error (2e), utilizando

diferentes distribuciones a priori para los parámetros de dispersión.A Priori 2

a1 2 a12 2

a2 2e

PI 407.344.785 2.389.636.951 722.929.614 243.857.301PII 379.380.542 691.589.424 472.535.783 188.414.321PIII 184.900.584 31.577.477 191.886.269 89.562.829PIV 381.638.304 2.342.622.377 705.007.762 240.629.419PV 400.345.018 1.707.273.406 636.183.265 232.499.363

Por otra parte, como se muestra en la Tabla V, la aproximación a la convergencia tiende a acelerarse en la medida enque la información a priori sobre los componentes de varianza aumenta. El promedio y el rango de las iteracionesrequeridas para alcanzar la convergencia disminuyó, reduciendo el tiempo promedio computacional de 322 minutosbajo la a priori PI a 225, 93, 293 y 284 minutos bajo las a priori II, III, IV y V, respectivamente. El tiempo

computacional requerido para los análisis de los registros simulados fue probablemente mayor al necesario debido aque el programa computacional utilizado no fue optimizado por velocidad, y presenta verificaciones en varios puntosdel procedimiento computacional los que adicionan tiempo en cada iteración. La principal dificultad del algoritmopropuesto fue, en el paso de E, requiere del cálculo de la esperanza de formas cuadráticas y, de esta forma, la inversade la matriz de coeficientes de las ecuaciones de los modelos mixtos. Una alternativa es aproximar estas esperanzas através de la implementación de un algoritmo Monte Carlo EM (MCEM) (Guo y Thompson, 1992). Varias estrategiasse han sugerido para reducir la varianza de muestreo en el algoritmo MCEM bajo modelos lineales homocedásticos.Sin embargo, se requiere de trabajo adicional para comparar el comportamiento de estos algoritmos bajo el modeloconsiderado en este trabajo.

Tabla V. Promedio (rango) del número de iteraciones y del tiempo computacional necesario para alcanzar laconvergencia de las estimaciones, utilizando diferentes distribuciones a priori para los componentes devarianza.

A Priori Iteraciones Tiempo Computacional (segundos)PI 70,6 (26 ; 109) 19.327,16 (6.851,04 ; 29.909,08)PII 50,2 (38 ; 56) 13.504,25 (10.078,23 ; 15.212,00)PIII 21,1 (20 ; 23) 5.600,15 (5.259,52 ; 6.054,74)PIV 68,0 (29 ; 99) 17.585,79 (7.170,39 ; 25.105,52)PV 62,3 (27 ; 82) 17.037,31 (7.115,55 ; 24.599,89)

CONCLUSIONES

Si existe información a priori pertinente sobre las varianzas genético-aditivas, ésta puede ser incorporada a través dela distribución gamma invertida, una a priori no conjugada para este modelo, debido a que esta produce estimacionesinsesgadas y con menor error cuadrático medio.

AGRADECIMIENTOS

Este trabajo fue financiado por los proyectos N° 1000794 y Nº 7000794 del Fondo Nacional de InvestigaciónCientífica y Tecnológica de Chile, FONDECYT.


1. Cantet, R.J.C., and R.L. Fernando R.L. 1995. Prediction of breeding values with additive animal models forcrosses from two populations. Genet. Sel. Evol. 27: 323-334.

2. Elzo, M.A. 1994. Restricted maximum likelihood procedures for the estimation of additive and nonadditivegenetic variances and covariances in multibreed populations. J. Anim. Sci. 72: 3055-3065.

3. Elzo, M.A., and G.E. Bradford G.E. 1985. Multibreed sire evaluation procedures across countries. J. Anim. Sci.60: 953-963.

4. Elzo, M.A., and T.R. Famula. 1985. Multibreed sire evaluation procedures within a country, J. Anim. Sci. 60:942-952.

5. Guo, S.W., and E.A. Thompson. 1992. Monte Carlo estimation of variance components models for largecomplex pedigrees, IMA J. Math. Appl. Med. Biol. 8: 171-189.

6. Hoeschele, I., D. Gianola, and J.L. Foulley. 1987. Estimation of variance components with quasi-continuousdata using Bayesian methods, J. Anim. Breed. Genet. 104: 334-349.

7. Jara, A., M.A. Elzo y N. Barría. 2001. Una aproximación Bayesiana para la estimación de componentes devarianza en un modelo aditivo feterocedástico. I. Aspectos Teóricos. ALPA, La Habana, Cuba.

8. Perez-Enciso, M., I. Misztal, and M.A. Elzo. 1994. FSPAK: An interface for public domain sparse matrixsubroutines, in: Proceedings of the 5th World Congress on Genetics Applied to Livestock Production, 7-12August 1994, University of Guelph, Guelph, vol. 22, pp. 87-88.

G 42. ESTIMACION DE PARAMETROS GENETICOS DIRECTOS Y MATERNOS PARA EL PESO ALNACER, PESO AL DESTETE Y PESO A LOS 18 MESES

EN UN REBAÑO BRAHMAN REGISTRADO. II. CORRELACIONES.

Cárdenas, I., D. Montoni, R. Vitto y J. ParraUniversidad Nacional Experimental del Táchira

Departamento de Ingeniería de Producción AnimalLaboratorio de Investigación para el Mejoramiento de la Producción Animal

e-mail: [email protected]

RESUMEN

Se estimaron las correlaciones genéticas, ambientales y fenotípicas para el peso al nacer (PN), peso al desteteajustado a 205 días (P205) y peso a los 18 meses ajustado a los 548 días (P548) de un rebaño Brahman registrado,ubicado en la Hacienda Santa Rosa, perteneciente a la Universidad Nacional Experimental del Táchira. Se evalúo lainformación correspondiente a la cosecha de animales producidos durante los años 1990 al 1999. Luego del procesode edición de los datos, se contó con un total de 967 registros para PN y P205, así como 881 registros para P548. Seutilizo la metodología de modelos mixtos usando un modelo animal con el programa MTDFREML. Para lascorrelaciones fenotípicas entre PN - P205, PN - P548 y P205 - P548 se obtuvieron valores de 0.34, 0.31 y 0.69,respectivamente. Para la correlación genética entre las características evaluadas se obtuvieron valores de 0.94 entre elPN - P205, 0.63 entre PN - P205 y 0.84 entre P205 - P548. Las correlaciones entre los componentes aditivosgenético directo y genético materno estimadas para PN, P205 y P548 fueron de +0.31, +0.22 y -0.01,respectivamente. Se obtuvo que para los diferentes pesos que puedan ser tomados en el animal, mientras más cercanosea el intervalo en días entre la toma de estos, mayor será el grado de correlación genética entre ellos. No se encontróun antagonismo entre el efecto genético directo y los genes que condicionan la habilidad materna de la vaca (efectogenético materno).

Palabras claves: Brahman, correlación, genética, fenotipica

INTRODUCCIÓN

En los bovinos de carne al igual que en otras especies zootécnicas, es de interés determinar el grado de asociaciónentre las características a ser incluidas en un programa de mejoramiento genético. Este grado de asociación entre dosvariables es medido a través del coeficiente de correlación fenotípica, el cual es determinado por efectos genéticos,efectos ambientales o combinación de estos. De igual manera pueden ser estimadas las correlaciones genéticas yambientales entre dos caracteres.

Existen genes o grupos de genes que afectan diferentes caracteres en el animal, efecto conocido como pleiotropía.Este fenómeno biológico es el que da origen a la correlación genética existente entre caracteres. Para el genetista esde gran utilidad conocer el sentido y magnitud de estas correlaciones entre caracteres, ya que permitirá entre otrascosas: 1.- tener una idea de la tendencia de un carácter cuando seleccionamos a favor de otro, 2.- permitirseleccionar indirectamente aquellos caracteres que son medidos tardíamente en el animal, aquellos que requieren élsacrifico de este o para aquellos caracteres determinados por el sexo.

En este estudio se estimaron las correlaciones genéticas, ambientales y fenotípicas para el peso al nacer, peso aldestete y peso a los 18 meses de un rebaño Brahman registrado, ubicado en la Hacienda Santa Rosa (HSR), CentroGenético perteneciente a la Universidad Nacional Experimental del Táchira (UNET).


Fue analizada la información perteneciente a un rebaño Brahman registrado ubicado en la HSR, propiedad de laUNET. Esta unidad de producción esta localizada en una zona de bosque húmedo tropical al suroeste del estadoTáchira, Venezuela. Funciona como centro genético dedicado a la producción de toretes Brahman.

Se evalúo la información correspondiente a la cosecha de animales producidos durante los años 1990 al 1999. Luegodel proceso de edición de los datos, se contó con un total de 967 registros para el peso al nacer (PN) y el peso aldestete ajustado a 205 días (P205), así como 881 registros para el peso a 18 meses ajustado a 548 días (P548).

Para estimar las diferentes variancias, covariancias y correlaciones fenotípicas, genéticas y ambientales para el PN,P205 y P548, se utilizo la metodología de modelos mixtos usando un modelo animal con el programa MTDFREML(Boldman et al., 1995). El modelo incluyó, para cada uno de los tres caracteres, como efectos aleatorios al individuo,su padre y su madre para crear la matriz de parentesco y los efectos fijos año de nacimiento, mes de nacimiento, sexoy la edad de la madre al nacimiento del individuo. En el modelo se incluyo un segundo efecto animal (genéticomaterno) para obtener estimaciones de los componentes genético aditivo directo y genético materno. Informaciónmas detallada tanto del rebaño como del modelo estadístico utilizado se encuentra en la primera parte de este estudio.


En el Cuadro 1 se presentan las correlaciones fenotípicas, genéticas, ambiental permanente y ambiental temporalentre el PN, P205 y P548. Para las correlaciones fenotípicas entre el PN - P205, el PN - P548 y el P205 - P548 seobtuvieron valores de 0.34, 0.31 y 0.69, respectivamente. Estos valores de correlación son medios para los dosprimeros pares de características y altos para el tercer par de caracteres. En el Cuadro 2 se reportan las correlacionesfenotípicas entre el peso al nacer, peso al destete y peso a los 18 meses obtenidas en otros estudios realizados, sepuede apreciar que los valores estimados son similares a los reportados por estos investigadores.

Cuadro 1. Correlaciones fenotípicas, genéticas y ambientales entre peso al nacer (PN), peso al desteteajustado a 205 días (P205) y peso a los 18 meses ajustado a 548 días (P548)

Correlación (r)Características fenotípica aditivo directa

(genética)ambiental materna

(permanente)ambiental residual

(temporal)PN – P205 0.34 0.94 0.38 0.15PN – P548 0.31 0.63 0.61 0.37P205 – P548 0.69 0.84 0.68 0.89

Para la correlación genética entre las características evaluadas se obtuvieron valores de 0.94 entre el PN - P205, 0.63entre PN - P205 y 0.84 entre P205 - P548, estas correlaciones son bastante altas, lo cual significa que existe una granasociación genética entre estos caracteres, ya que ellos estas determinados en gran parte por el mismo grupo degenes. Como se observa en el Cuadro 2, las correlaciones genéticas obtenidas para los tres caracteres evaluados (PN,P205 y P548) son superiores a los valores encontrados en la literatura.

Las correlaciones entre los componentes aditivos genético directo y genético materno para PN, P205 y P548estimadas se muestran en el Cuadro 3. Tanto para el PN (0.31) como para el P205 (0.22) las correlaciones sonpositivas y de mediana magnitud, mientras que para el P548 (-0.01) esta correlación es negativa y cercana a cero.Aunque existe un antagonismo entre el componente genético directo y genético materno para el P548, el grado deasociación entre ellos es prácticamente nulo. Los resultados obtenidos contrastan con lo reportado por Mercadante etal. (1995) quienes encontraron para la correlación entre el componente genético directo y el materno del peso alnacer, peso al destete y peso a los 18 meses, valores de -0.37, -0.23 y -0.30, respectivamente. Similar resultado, -0.13, fue obtenido por Plasse et al. (1999) para la correlación entre el componente genético directo y el componentematerno del peso al destete ajustado a 205 días.

Cuadro 2. Correlaciones fenotípicas, genéticas, ambiental total, ambiental permanente y ambiental temporalentre peso al nacer, peso al destete y peso a los 18 meses

Correlación (r)1

Características fenotípica Genética ambientaltotal

ambientalmaterna

ambientaltemporal

Fuente

PN – P205 0.47 (29)0.350.29 (23)

0.63 (19)0.730.51 (28)

0.18 (20)--

-0.30

-

-0.26

-

Mercadante et al. (1995)Plasse et al. (1999)Lôbo et al. (2000)

PN – P548 0.25 (10)0.320.21 (08)

0.40 (09)0.500.47 (10)

0.19 (07)--

-0.43

-

-0.25

-


P205 – P548 0.64 (13)0.710.64 (11)

0.71 (09)0.800.74 (12)

0.66 (11)--

-0.96

-

-0.67

-


1 el valor entre paréntesis corresponde a la cantidad de estudios usados para estimar el valor ponderado o el promedioaritmético, según sea el caso.

Cuadro 3. Correlaciones entre los componentes aditivos genético directo y genético materno para el peso alnacer, peso al destete y peso a los 18 meses

Carácter Correlación (r) genético directa: genético maternaPeso al nacer + 0.31Peso al destete (ajustado a 205 días) + 0.22Peso a los 18 meses (ajustado a 548 días) - 0.01

Adicionalmente se determinaron los coeficientes de regresión existentes entre el PN, P205 y P548. El Cuadro 3presenta los tres coeficientes de regresión obtenidos. Por cada variación de un Kg en el peso al nacer del becerro seespera que su peso al destete varíe 3.8 Kg, de igual manera por cada variación en 1 Kg del peso al nacer el peso a los18 meses varia 6.3 Kg. Cuando el peso al destete varíe un Kg se espera que el peso a los 18 meses varíe 2 Kg.

Cuadro 4. Coeficientes de regresión obtenidos entre los diferentes caracteres evaluadosCaracterísticas (y/x) b y/x

a

Peso al destete (205 días) / peso al nacer 3.8320Peso a 18 meses (548 días) / peso al nacer 6.3158Peso a 18 meses (548 días) / peso al destete 2.0500

a Coeficiente de regresión de y sobre x, por cada cambio de un kilogramo en la característica ¨x¨ cuantos kilogramoscambia la variable ÿ¨.

CONCLUSIONES

La correlación genética obtenida entre el peso al nacer y el peso al destete ajustado a 205 días fue bastante alta(0.94), por lo que se deben esperar mejoras en el peso al nacer de los becerros, seleccionando a favor del peso aldestete. La mejora en el rebaño del peso al destete también se reflejara en una mejora del peso a los 18 meses, ya queestos dos caracteres presentan un coeficiente de correlación de 0.84.

Para los diferentes pesos que puedan ser tomados en el animal, mientras más cercano sea el intervalo en días entre latoma de estos, mayor será el grado de correlación genética entre ellos. Por el contrario a mayor intervalo en díasentre dos pesos, se espera que sea menor la correlación genética existente entre ellos. Esta regla no se cumple para lacorrelación fenotípica y ambiental, ya que los factores ambientales influyen significativamente sobre estosestimados.

En la evaluación realizada no se encontró un antagonismo entre el efecto genético directo y los genes quecondicionan la habilidad materna de la vaca (efecto genético materno).

Es de gran utilidad practica conocer el sentido y la magnitud de la asociación existente entre diferentes caracteres, deesta manera se puede determinar cual es la respuesta indirecta a la selección para un carácter cuando seleccionamosdirectamente a favor de otro carácter.

AGRADECIMIENTOS

Se agradece al Decanato de Investigación, a SIRCA y al Laboratorio de Investigación para el Mejoramiento de laProducción Animal toda la colaboración prestada en la realización de este trabajo.


1. Boldman, K. G., I. A. Kriese, L. D. Van Vleck, C. Van Tassell y S. Kachman. 1995. A manual for use ofMTDFREML. A set of programs to obtain estimates of variances and covariances (DRAFT). U. S. Departmentof Agriculture, Agriculture Research Service. Washington, D.C., USA.

2. Lbo, R. N. B., F. E. Madalena y A. R. Vieira. 2000. Average estimates of genetic parameters for beef anddairy cattle in tropical regions. Anim. Breed. Abstr. 68(6): 433-462.

3. Mercadante, Z. M. E., R. B. Lbo y A. R. Borges. 1995. Parámetros genéticos para características decrecimiento en cebuinos de carne. Arch. Latinoam. Prod. Anim. 3(1): 45-89.

4. Plasse, D., O. Verde y H. Fossi. 1999. Tendencias genéticas y fenotipicas durante tres décadas en un rebañoBrahman registrado. En: R. Romero, D. Plasse y N. Peña de Borsotti (Eds.). XV Cursillo sobre Bovinos deCarne. Universidad Central de Venezuela, Facultad de Ciencias Veterinarias. Maracay, Venezuela. pp 173-213.

G 41. ESTIMAÇÃO DE HERDABILIDADE PARA CARACTERÍSTICAS PÓS-DESMAMA PELOSMÉTODOS REML E ℜ 1

Marcelo Hessel Van Melis 2, Josineudson Augusto Ii De Vasconcelos Silva 3, Joanir Pereira Eler 4, José BentoSterman Ferraz 4

1. Trabalho apoiado pela FAPESP e pelo CNPq2. Mestrando do Curso de Zootecnia (Qualidade e Produtividade Animal) da Faculdade de Zootecnia e Eng. de

Alimentos, USP, e-mail: [email protected]. Pós-doutorando da Faculdade de Zootecnia e Eng. de Alimentos, USP, e-mail: [email protected]

4. Professores da Faculdade de Zootecnia e Eng. de Alimentos, USP, cx. postal 23, fax: 55 02119 561-8606, cep:13630-970, Pirassununga, SP, Bolsistas do CNPq, e-mail: [email protected] , [email protected]

RESUMO:

Com o objetivo de avaliar os métodos de estimação de parâmetros genéticos REML e ℜ, foram estimados oscoeficientes de herdabilidade para as características peso ao sobreano (PESSOB) e ganho de peso da desmama aosobreano (GP345) de um rebanho Nelore. Foram utilizados modelos mistos (modelo animal) uni-característicos, nosquais os modelos consideraram como efeito fixo o grupo de contemporâneo (fazenda, ano de nascimento, sexo egrupos de manejo à desmama e ao sobreano) e como aleatório o efeito genético direto do animal. As estimativas doscoeficientes de herdabilidade para PESSOB e GP345 foram 0,36 ± 0,02 e 0,26 ± 0,01, e 0,39 ± 0,00 e 0,30 ± 0,00,para os métodos REML e ℜ, respectivamente. Os valores de herdabilidade obtidos pelo método ℜ foram superioresaos obtidos por REML.

Palavras-Chave: Característica de crescimento, herdabilidade, método R, REML

ESTIMATION OF HERITABILITY FOR POST WEANING TRAITS BY REML AND METHOD ℜ

ABSTRACT:

The objective of this paper was evaluated both estimation methods of genetic parameters, REML and ℜ, in Nelorecattle. We estimated coefficients of heritability for weight 550 days (W550) and weight gain from weaning to 550days (WG345) traits. We used animal model single-trait, where the models accounted as fixed effect thecontemporary group (herd + year + sex + weaning and 550 days management group) and as aleatory effect the directanimal effect. The coefficients of heritability for W550 and WG345 were 0.36 ± 0.02 and 0.39 ± 0.00, and 0.26 ±0.01 and 0.30 ± 0.00, for REML and method ℜ, respectively. The values of heritability obtained from method ℜwere greater than REML.

Keywords: growth traits, heritability, method R, REML

INTRODUÇÃO

A estimação de parâmetros genéticos é essencial em programas de melhoramento animal, pois fornece informaçõesfundamentais sobre a natureza genética das características de interesse econômico.

O método mais utilizado para estimação dos parâmetros genéticos é o método de máxima verossimilhança restrita(REML), o qual começou a ser utilizado a partir dos anos 80. Nos últimos anos, conforme o desenvolvimento denovas técnicas computacionais e novas teorias, métodos alternativos têm sido propostos, como a inferência bayesianae o método ℜ.

O método ℜ foi desenvolvido por REVERTER et al. (1994) e tem como principal vantagem a utilização de umalgoritmo que não requer a inversão da matriz de coeficientes do sistema de equações. Isto implica em maiorvelocidade no processamento e menor demanda de memória nos computadores. Além disto, não requer a avaliaçãoda verossimilhança e de suas derivadas, como no REML, aumentando ainda mais a velocidade de processamento.





O objetivo deste trabalho foi avaliar dois métodos de estimação de parâmetros genéticos, REML e ℜ, para ascaracterísticas PESSOB e GP345.

MATERIAL E MÉTODOS

Os dados utilizados neste estudo foram provenientes de propriedades brasileiras localizadas nos Estados de SãoPaulo, Goiás e Mato Grosso do Sul.

Os arquivos de dados analisados continham 42.380 e 43.604 registros com pais conhecidos, para PESSOB e GP345,respectivamente, nascidos entre 1984 e 1998. Os grupos de contemporâneos com apenas um animal forameliminados, assim como aqueles em que todos os animais eram filhos de um mesmo reprodutor. Os animais fora dointervalo da média ± três desvios-padrão, dentro de cada grupo de contemporâneo, também foram eliminados.

Foram considerados modelos mistos uni-característicos, como a seguir:

y = Xβ + Zu + e

em que y é o vetor da variável dependente (PESSOB e GP345); β representa o vetor do efeito fixo (grupo decontemporâneo = fazenda + ano de nascimento + sexo + grupos de manejo à desmama e ao sobreano); X é a matrizde incidência que associa elementos de β a y; u representa o vetor do efeito aleatório (efeito genético direto doanimal); Z é a matriz de incidência que associa elementos de u a y; e e é o vetor dos efeitos aleatórios residuais.

Os componentes de (co)variâncias foram estimados por máxima verossimilhança restrita usando o algoritmo AI(average information) proposto por JOHNSON & THOMPSON (1995), e pelo Método R (REVERTER et al., 1994).


A Tabela 1 mostra um resumo descritivo das características envolvidas neste estudo.

Tabela 1. Número de observações (N), média ( X ), desvio padrão (DP), coeficiente de variação (CV), valoresmínimo (MIN) e máximo(MAX) e número de grupos de contemporâneo (NGC) para peso ao sobreano(PESSOB) e ganho de peso da desmama ao sobreano (GP345).

Característica (unidade) N X DP CV (%) MIN MAX NGC

PESSOB (kg) 42.380 308,58 46,16 14,96 100,00 614,00 1.442GP345 (kg) 43.604 117,34 33,37 28,44 1,96 334,34 1.468

A média de PESSOB encontrada no presente trabalho está dentro da faixa de valores descrita na literatura, para araça Nelore (BERGMANN et al., 1996; ELER et al., 1996; BIFFANI et al., 1999).

Para GP345, LÔBO et al. (2000) mostraram um ganho de peso diário de 0,420 Kg da desmama ao sobreano, emvárias raças em ambiente tropical, superior à média diária aqui obtida (0,340 Kg). Deve-se ressaltar que os animaisda população analisada neste trabalho foram criados exclusivamente a pasto.

Os coeficientes de herdabilidade, pelos dois métodos, são apresentados na Tabela 2, sendo que as estimativas obtidaspelo método ℜ foram provenientes de um certo número de sub-amostras de 50 % dos dados, em que o erro padrão daherdabilidade média fosse menor que 0,001 (Figuras 1 e 2).

Tabela 2. Coeficientes de herdabilidade ( 2h ) e erro padrão da herdabilidade média ( 2EPh ) para peso ao sobreano

(PESSOB) e ganho de peso da desmama ao sobreano (GP345) em análise uni-característica, pelosmétodos REML e ℜ.

MétodoREML R

Característica 2h 2EPh

2h 2EPh

PESSOB 0,36 0,0150 0,40 0,0001GP345 0,26 0,0140 0,30 0,0001

2h = estimativa média do coeficiente de herdabilidade para efeitosgenéticos diretos; 2

EPh = erro padrão da herdabilidade média.

As herdabilidades obtidas para PESSOB foram superiores aos valores encontrados por ELER et al. (1996) eMARCONDES et al. (2000), e inferiores ao encontrado por BIFFANI et al. (1999).

A estimativa de herdabilidade para GP345 obtida por REML foi inferior à média descrita por LÔBO et al. (2000) emtrabalho de revisão, porém de magnitude semelhante à obtida por PEREIRA et al. (1999). Já a obtida pelo método ℜ,encontra-se no intervalo descrito por LÔBO at al. (2000), que foi de 0,33 ± 0,06. Ambas as estimativas foramsuperiores a obtida por MARCONDES et al. (2000).

1 14

15

22

43

30

48

13 11

41 3

0

10

20

30

40

50

60

0 0,17 0,34 0,35 0,36 0,37 0,38 0,39 0,40 0,41 0,42 0,43 0,44 0,45 0,46 0,64 0,82 1

Estimativas de herdabilidade

Núm

ero

de s

ub-a

mos

tras

ale

atór

ias

Figura 1. Distribuição das estimativas de herdabilidade para peso ao sobreano (PESSOB) obtidas pelométodo ℜ.

114

9

15

3329

39

14

9

22

0

5

10

15

20

25

30

35

40

45

0 0,13 0,25 0,26 0,27 0,28 0,29 0,30 0,31 0,32 0,33 0,34 0,35 0,36 0,52 0,68 0,84 1

Estimativas de herdabilidade

Núm

ero

de s

ub-a

mos

tras

ale

atór

ias

Figura 2. Distribuição das estimativas de herdabilidade para ganho de peso da desmama ao sobreano(GP345) obtidas pelo método ℜ.

Para o presente estudo, os coeficientes de herdabilidade obtidos pelo método ℜ foram superiores aos obtidos porREML, assim como nos trabalhos de CANTET et al. (1999) e SCHENCKEL & SCAEFFER (2000).

Segundo CANTET et al. (2000), as estimativas de herdabilidade pelo método ℜ são mais variáveis do que peloREML, tanto para conjunto de dados selecionados ou não, quanto para a matriz de parentesco completa ouincompleta. Ainda segundo o autor, isto ocorre devido ao processo de amostragem que é intrínseco do método.

SCHENCKEL & SCHAEFFER (2000), supõem que isto ocorra pelo fato do método ℜ trabalhar com sub-amostras,e em consequência disto, o viés pode ser devido ao desequilíbrio na fase gamética. Os autores ainda citaram que ométodo ℜ superestimou os valores de herdabilidade.

Neste trabalho não sabemos a herdabilidade verdadeira ou real dos conjuntos de dados, pois os conjuntos de dadossão reais e não simulados. Por isso não podemos inferir se um e/ou outro método está superestimando ousubestimando os valores de herdabilidade.

CONCLUSÃO

De acordo com os resultados obtidos concluiu-se que as herdabilidades obtidas pelo método ℜ foram superiores àsobtidas por REML.


1. BERGMANN, J.A.G.; ZAMBORLINI, L.C.; PEREIRA, C.S. et al. 1996. Avaliação de fatores genéticos e deambiente sobre algumas características reprodutivas de fêmeas da raça Nelore. Arq. Bras. Med. Vet. Zoot., v.48, p. 69-78.

2. BIFFANI, S.; MARTINS FILHO, R.; GIORGETTI, A. et al. 1999. Fatores ambientais e genéticos sobre ocrescimento ao ano e ao sobreano de bovinos Nelore, criados no nordeste do Brasil. Rev. Bras. Zoot., v. 28,n. 3, p. 468-473.

3. CANTET, R.J.C.; BIRCHMEIER, A.N.; SANTOS-CRISTAL, M.G.et al. 2000. Comparision of restrictedmaximum likelihood and method ℜ for estimating heritability and predicting breeding value under selection. J.Anim. Sci., v. 78, p. 2554-2560.

4. ELER, J.P.; FERRAZ, J.B.S.; SILVA, P.R. 1996. Parâmetros genéticos para peso, avaliação visual e perímetroescrotal na raça Nelore, estimados por modelo animal. Arq. Bras. Med. Vet. Zoot., v. 48, n. 2, p. 203-213.

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6. LÔBO, R.N.B.; MADALENA, F.E.; VIEIRA, A.R. 2000. Average estimates of genetic parameters for beef anddairy cattle in tropical regions. Anim. Breed. Abstr., v. 68, n. 6, p.433-462.

7. REVERTER, A.; GOLDEN, B.L.; BOURDON, R.M. et al. 1995. Method ℜ variance components procedure:application on the simple breeding value model. J. Anim. Sci., v.72, p.2247-53.

8. SCHENKEL, F.S.; SCHAEFFER, L.R. 2000. Effects of nonrandom parental selection on estimation ofvariance components. J. Anim. Breed. Genet., 177, 225-239.

G 40. VARIANZAS GENETICAS Y AMBIENTALES PARA PRODUCION DE LECHE PORREGION Y PERIODO EN GANADO HOLSTEIN EN MÉXICO

Valencia, P. M.1, Ruíz, L. F.2, Montaldo, V. H.3, Sosa, F. C.4, Núñez, D. R.51 Instituto de Ciencias Agrícolas, Universidad de Guanajuato. ExHda El Copal, AP 311, Irapuato, Gto.,

México. Tel/fax 52 (462) 424-84; e-mail: [email protected] Centro Nacional de Investigación en Fisiología y Mejoramiento Animal. INIFAP-SAGARPA, México.

3 Departamento de Genética y Bioestadística, Fac. Med. Vet. Zoot.-UNAM4 Escuela de Veterinaria, Universidad Autónoma de Querétaro, Qro. México.

5 Departamento de Zootecnia, Universidad Autónoma de Chapingo, Texcoco, México.

RESUMEN

Fueron analizados 86,812 registros de producción de leche de ganado Holstein en México, clasificadospor región (Norte, Centro y Sur) y período (1973-1983, 1984-1990 y 1991-1997), con el objeto deestimar varianzas genéticas, de ambiente permanente y residuales, así como heredabilidades yrepetibilidades. Se utilizó la metodología REML con un modelo animal. Las varianzas genéticas aditivas yambientales fueron diferentes (p<0.05) a través de regiones y periodos. Las heredabilidades tuvieron unrango de 0.18 a 0.31 y las repetibilidades de 0.38 a0.46. Es necesario estudiar diferentes procedimientospara disminuir las diferencias en las varianzas y evaluar la necesidad de corregir o no la heterogeneidadantes de efectuar las evaluaciones genéticas.

Palabras clave: Heterogeneidad de varianzas, Heredabilidad, Modelo animal.

INTRODUCCION

La predicción de valores genéticos en bovinos productores de leche con modelos lineales mixtos,presupone el conocimiento de las varianzas de los efectos aleatorios genéticos y ambientales (Henderson,1984). En la práctica, estas varianzas tienen que ser estimadas con métodos que garanticen su precisión einsesgamiento, a partir de datos obtenidos del control de producción. El uso de estimadores precisos delas varianzas permite calcular predictores que ordenan mejor los animales con base en su valor genético ymejoran por lo tanto la respuesta a la selección (Garrick y Van Vleck, 1987).

En algunos estudios se han encontrado cambios en los valores de las varianzas a través de efectos fijos,como región geográfica y período de tiempo (Carabaño et al., 1990; Wiggans y VanRaden, 1991). Estetipo de estudios, que no han sido realizados en México, pueden ayudar a definir los modelos y utilizar losparámetros más adecuados en la evaluaciones genéticas de bovinos Holstein para la producción de lechea nivel nacional. Este trabajo tiene como objetivos estimar varianzas genéticas, de ambiente temporal ypermanente, la heredabilidad y la repetibilidad de la producción de leche, estudiando las posiblesdiferencias entre las varianzas y los efectos de región y período.


Los registros de producción de leche fueron proporcionados por la Asociación Holstein de México A.C.Los datos fueron depurados con el objeto de mejorar la calidad de los estimadores., quedando un total de86,812 registros de 36,786 vacas. Las lactancias fueron ajustadas a edad-mes de parto, dos ordeñas y 305días. Las lactancias se clasificaron en tres regiones, Norte, Centro y Sur de México, y tres periodos,1973-1983, 1984-1990 y 1991-1997. Se generaron dos archivos, uno para analizar primeras lactancias, yotro para lactancias posteriores. En los Cuadros 1 y 2 se muestra el número de observaciones de cadabase de datos. El archivo de pedigrí usado para estimar los componentes de varianza en las dos bases dedatos incluyó registros de 55,185 animales. Detalles de la edición del archivo pueden ser consultados enel trabajo de Valencia (2001).


2

La estimación de los componentes de varianza se hizo con el método de máxima verosimilitud restringidacon el programa MTDFREML (Boldman et al., 1995). El modelo animal utilizado para la producción deleche incluyó hato-año, como efecto fijo, y animal como efecto aleatorio. En el análisis con todas laslactancias, se incluyó además el efecto aleatorio del ambiente permanente. Se utilizó la prueba de Bartlett(Snedecor y Cochran, 1993) para probar la significancia de las diferencias entre las varianzas.


En este estudio, se encontraron diferencias entre las varianzas genéticas aditivas, de ambientepermanente y residuales cuando los registros fueron clasificados por región, período (p<0.05), tanto enlos análisis de primeras, como en los que incluyeron lactancias posteriores (Cuadros 1 y 2).Con todas laslactancias, las principales diferencias se encontraron para la varianza genética aditiva clasificada porregión y período.

Cuadro 1. Componentes de varianza por región y período de tiempo para producción de lecheincluyendo todas las lactancias.

Datos N Varianzagenéticaaditiva

Varianzaambiental

permanente

Varianzaambientalresidual

h2 ± ee R

Norte 13,420 742,895 345,427 1287,305 0.31 0.02 0.46Centro 51,468 487,550 420,083 1207,547 0.23 0.01 0.43Sur 21,924 351,925 446,785 1182,891 0.18 0.02 0.40Período 1973-1983 26,998 421,899 346,583 790,597 0.27 0.02 0.49Período 1984-1990 27,105 364,374 425,267 1053,383 0.20 0.02 0.43Período 1991-1997 32,709 614,437 450,750 1713,265 0.22 0.01 0.38

N = número de observaciones; h2 = heredabilidad; ee = error estándar; r = repetibilidad.

La varianza genética aditiva para la región Norte fue 2.1 y 1.4 veces la varianza genética aditiva de laregión Sur y Centro, respectivamente, y las varianzas residuales se incrementaron a través del tiempo de790,597 a 1713,265 en los periodos 1973-1983 y 1991-1997, respectivamente. La varianza genéticaaditiva mostró una tendencia a incrementar a través del tiempo, con una ligera disminución en el períodointermedio del estudio (1984-1990). El incremento en la varianza genética aditiva del período 1991-1997fue 68% mayor que en el período 1973-1983.

Las varianzas estimadas para primeras lactancias se presentan en el Cuadro 2. Las varianzas residualesde los análisis con primeras lactancias mostraron una tendencia a incrementar a través del tiempo. Seencontró un incremento de 46% en el período 1991-1997 respecto al período 1984-1990 (p<0.05).Resultados similares fueron obtenidos por Wiggans y VanRaden (1991).

Cuadro 2. Componentes de varianza por región y período de tiempo para producción de lecheutilizando primeras lactancias.

Datos Número deobservaciones

Varianzagenéticaaditiva

Varianzaambientalresidual

h2 ± ee

Norte 5,275 471,542 1481,704 0.24 0.03Centro 21,772 464,124 1379,212 0.25 0.02Sur 9,739 363,388 1402,639 0.21 0.02Período 1973-1983 12,125 431,453 970,463 0.31 0.03Período 1984-1990 11,227 422,793 1270,002 0.25 0.02Período 1991-1997 13,434 497,025 1851,787 0.21 0.02

h2 = heredabilidad; ee = error estándar.

3

Las heredabilidades para los análisis de todas las lactancias variaron de 0.18 a 0.31, y para primeraslactancias de 0.21 a 0.31. Las heredabilidades por región fueron menores para las primeras lactancias convalores de 0.21 a 0.25, que en los análisis incluyendo todas las lactancias, cuyos valores fueron de 0.18 a0.31, respectivamente.

El rango de repetibilidades en este estudio por región y período fue de 0.38 a 0.46, obteniendo lasmayores para la región Norte y período 1973-1983. Los promedios simples de producción de leche aequivalente maduro para las regiones Norte, Centro y Sur y los periodos 1973-1983, 1984-1990 y 1991-1997, para todas las lactancias fueron de 8550, 8275, 7875, 6837, 7684 y 9797 kg, respectivamente, y paraprimeras lactancias de 7908, 8184, 7835, 6635, 7688 y 9636, respectivamente. Los incrementos en lospromedios de producción de leche a través del tiempo en este estudio se deben a un incremento en elpotencial genético de los animales para producir leche y a que los efectos de manejo también hanevolucionado con el tiempo (Valencia et al., 1999).

En este estudio se encontraron diferencias (p<0.05) en las varianzas genéticas aditivas y varianzas ambientalesa través de regiones y periodos de tiempo, utilizando información de primeras y todas las lactancias.

Las heredabilidades y repetibilidades para producción de leche estimadas en este estudio, se encuentran dentrodel rango señalado en la literatura.

Es necesario estudiar diferentes procedimientos para evaluar la necesidad de corregir o no laheterogeneidad de varianzas antes de efectuar las evaluaciones genéticas para producción de leche enganado Holstein en México.


1. Boldman, K. G., Kriese, L. A., Van Vleck, L. D., Van Tassell, C. P., Kachman, S. D. 1995. Amanual for use of MTDFREML. A set of programs to obtain estimates of variances and covariances(Draft). U.S. Department of Agriculture, Agricultural Research Service. pp 114.

2. Carabaño, M. J., Wade, K. M., Van Vleck, L. D. 1990. Genotype by environment interaction formilk and fat production across regions of the United States. J. Dairy Sci. 73: 173-180.

3. Garrick, D. J., Van Vleck, L. D. 1987. Aspects of selection for performance in several environmentswith heterogeneus variances. J. Anim. Sci. 65: 409-421.

4. Henderson, C. R. 1984. Applications of linear models in animal breeding. University of Guelph Ed.,Canada. pp 463.

5. Snedecor, G. W., Cochran, W. G. 1993. Statistical methods. Eighth Edition. Iowa State UniversityPress/AMES, pp 503.

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7. Valencia, P.M., 2001. Desarrollo de modelos de evaluación para el análisis de conformación,longevidad y producción de leche en ganado Holstein en México. Tesis de Doctorado en CienciasVeterinarias. Universidad Nacional Autónoma de México, pp 115.

8. Wiggans, G. R, VanRaden, P. M. 1991. Method and effect of adjustment for heterogeneous variance.J. Dairy Sci. 74:4350.

G 39. ESTIMATIVAS DE HEREDABILIDAD Y CORRELACIONES GENÉTICAS PARA PESOS EN UNREBAÑO DE LA RAZA GUZERÁ

Talita Buttarello Mucari1, João Ademir de Oliveira2

RESUMEN

El presente trabajo tuvo como objetivo estimar los coeficientes de heredabilidad y correlaciones genéticas para lospesos a los 8 (destete), 12, 18 y 24 meses de edad, en un rebaño de la raza Guzerá criado en la Hacienda deEnseñanza e Investigación del Campus de Ilha Solteira de la UNESP (Universidade Estadual Paulista), localizada enel municipio de Selvíria, Mato Grosso do Sul, Brasil. Los valores de heredabilidad fueron estimados por el métodode máxima verosimilitud restricta libre de derivada (DFREML) bajo modelo animal, utilizando el programaMTDFREML. El modelo incluyó los efectos fijos de grupo contemporáneo (sexo – año de nacimiento – estación demonta) y edad de la vaca al parto como covariable, y los efectos aleatorios genético-aditivo directo, genéticomaterno, de ambiente permanente de la vaca y residual. Las correlaciones genéticas fueron calculadas por elprocedimiento CORR (Correlation Analysis) del programa SAS (1998), utilizando los valores genéticos directosestimados por el procedimiento MTDFREML. Las estimativas de heredabilidad para los efectos genéticos directosfueron: 0,13; 0,09; 0,12 y 0,14 para, respectivamente, pesos a los 8 (P8) a los 12 (P12), a los 18 (P18) y a los 24(P24) meses de edad. Las correlaciones genéticas encontradas entre P8 y P12, P8 y P18, P8 y P24, P12 y P18, P12 yP24, P18 y P24 fueron: 0,81; 0,75; 0,67; 0,68; 0,80 e 0,79, en la misma secuencia.

Palabras-clave: peso, heredabilidad, correlación genética, Guzerá.

INTRODUCCIÓN

Como la producción ganadera está atravesando una fase de crecimiento, modernización y de gran interés en laaplicación de tecnologías que puedan aumentar la productividad y el rendimiento de los rebaños, resulta primordialel conocimiento de parámetros genéticos de características de crecimiento, como por ejemplo, pesos en diferentesedades padrón.

Actualmente, en la búsqueda de animales que al momento de faena presenten mayores pesos y menores edades,muchos pesquisidores se han dedicado al estudio de estas características.

Dentro de los cebuínos, la raza Guzerá es asociada con aquellas que presentan grandes capacidades de crecimiento yganancias de peso. Estos animales son también considerados los más rústicos, y por esto, adecuados para regiones endonde las adversidades ecológicas son intensas. Llevando en consideración estos factores, el mejoramiento genéticode esta raza es realizado en el rebaño de la UNESP de Ilha Solteira, SP, desde 1977.

En cebuínos, según Pereira (2000), los pesos al destete o en fases pré destete muestran heredabilidades medianas queresponden favorablemente a los procesos selectivos y, pesos a edades de 365 (12 meses), 550 (18 meses) y 730 días(24 meses) muestran heredabilidades y correlaciones genéticas relativamente altas, haciendo que la selección resulteen progresos notables.

De esta forma, el objetivo de este trabajo fue estimar heredabilidades y correlaciones genéticas para pesos a los 8(P8), 12 (P12), 18 (P18) y 24 (P24) meses de edad en el rebaño de la raza Guzerá del Campus de Ilha Solteira,UNESP.


El conjunto de datos analizado en este trabajo fue proveniente del rebaño Guzerá criado en la Hacienda deEnseñanza e Investigación del Campus de Ilha Solteira, UNESP, localizada en el municipio de Selvíria, Mato

1 Alumna del Programa de Mestrado en Genética e Mejoramiento Animal de la FCAV-UNESP, Jaboticabal, SP,Brasil. E-mail: [email protected] Docente del Departamento de Ciencias Exactas de la FCAV-UNESP, Jaboticabal, SP, Brasil.E-mail: [email protected]

Grosso do Sul, Brasil, cuya región presenta clima tropical con invierno seco, característico de las zonas de sierras. Elrebaño fue criado en sistema extensivo, alimentándose predominantemente, de pastos del género Brachiaria.

El archivo general de la hacienda constaba de 3286 informaciones de animales. Luego de la consistencia de losdatos, los análisis para P8, P12, P18 y P24 fueron realizados sobre 1801 informaciones de animales nacidos en elperíodo 1978 a 1996, contando con una matriz de parentesco de 2114 animales.

Ante la ausencia de cualquiera de estos pesos, en función del criterio de pesadas regulares de dos en dos oeventualmente más meses adoptado en la hacienda, los mismos fueron obtenidos a través del método deinterpolación lineal, utilizando la fórmula:

( )aai

ap

ap Pdd

PPP +

−= *

en que:P = peso a la edad padrón;Pp = peso posterior a la edad padrón;Pa = peso anterior a la edad padrón;dap = días comprendidos entre la pesada anterior y la pesada posterior a la edad padrón;dai = días comprendidos entre la pesada anterior y la edad padrón

Los coeficientes de heredabilidad fueron calculados a través del método de máxima verosimilitud restricta libre dederivada (DFREML - “derivative-free restricted maximum likelihood”) bajo un modelo animal univariado,utilizando el programa MTDFREML (“multiple trait derivative-free restricted maximum likelihood” ), descrito porBOLDMAN et al. (1993).

El modelo para el análisis incluyó los efectos fijos de grupo contemporáneo y edad de la vaca al parto comocovariable y los efectos aleatorios genético aditivo directo, genético materno, de ambiente permanente de la vaca yresidual. Los grupos contemporáneos fueron formados por animales del mismo sexo, nacidos en el mismo año y enla misma estación, totalizando 73 grupos. Fueron consideradas dos estaciones de nacimiento: abril – septiembre(estación seca - 1) y octubre – marzo (estación de aguas - 2). De este modo, el modelo general adoptado,representado en forma matricial, fue:

Y = Xb + Za + Mm + Wp + e

siendo:Y = vector de variables dependientes;b = vector de efectos fijos;a = vector de efecto genético aditivo directo del animal;m = vector de efecto genético materno;p = vector de efecto de ambiente permanente de la vaca;e = vector de efecto residual;X, Z, M e W son las respectivas matrices de incidencia para cada efecto.

El efecto materno fue incluido en el modelo, debido a que en análisis previos mediante el procedimiento “GLM”(General Linear Models) del programa SAS (1998) fue verificado ser altamente significativo para todos los pesosestudiados.

Las correlaciones genéticas fueron estimadas por el procedimiento CORR (Correlation Analysis) del SAS (1998),utilizando los valores genéticos directos previamente calculados a través del programa MTDFREML (BOLDMAN etal., 1993).


Las estimativas de heredabilidad para los efectos genéticos directos y maternos, calculadas en este trabajo, seencuentran en la diagonal de la Tabla 1, mientras que las estimativas de las correlaciones genéticas son presentadasdebajo de la diagonal de la misma Tabla.

Tabla 1 – Estimativas de los coeficientes de heredabilidad (en la diagonal) para efectos genéticos directos ymaternos (entre paréntesis) y de correlaciones genéticas (debajo del diagonal) para pesos a diferentesedades en bovinos de la raza Guzerá.

P8 P12 P18 P24P8 0,13 (0,04)

P12 0,81 0,09 (0,08)P18 0,75 0,68 0,12 (0,06)P24 0,67 0,80 0,79 0,14 (0,08)

Las estimativas de heredabilidad encontradas para todos los pesos fueron de baja magnitud, indicando que trabajosde selección, para estas características en esta población, son difíciles de ser implantados, o sea, la perspectiva deéxito es pequeña. Tales resultados no son coherentes con la afirmación de Pereira (2000) de que la heredabilidad parapesos al destete son medianas y que para las edades de 365 (12 meses), 550 (18 meses) y 730 días (24 meses) sonrelativamente altas.

Los coeficientes de heredabilidad para los efectos genéticos directos, aún siendo bajos, se encuentran próximos aalgunos valores encontrados para la raza Guzerá por algunos autores (Tabla 2).

Tabla 2 - Coeficientes de heredabilidad para efectos genéticos directos (h2d) encontrados por algunos autores para la

raza Guzerá.h2

d ± dp autorP8 (destete) 0,15 ± 0,04 Martins Filho et al.,1997

0,17 ± 0,06 Pereira et al, 1991P12 0,13 ± 0,05 Martins Filho et al.,1997

0,28 ± 0,10 Pereira et al., 1991P18 0,12 ± 0,06 Martins Filho et al.,1997

0,16 ± 0,10 (F) Oliveira et al., 1994P24 0,30 ± 0,11 (F) Oliveira et al., 1994

(F) – heredabilidad estimada solamente en hembras; dp – desvío estándar de la heredabilidad.

La literatura es bastante escasa con relación a parámetros genéticos de pesos a los 24 meses de edad, principalmenteen lo que se refiere al efecto genético materno.

Los valores de los coeficientes de heredabilidad para los efectos genéticos maternos encontrados, para los pesos alaño y sobreaño fueron bastante inferiores a los citados por SARMENTO et al (2000), para animales de la razaGuzerá. Cuanto al valor estimado para peso al destete (0,04), éste también está por debajo de los reportados en laliteratura consultada para cebuínos.

Los altos valores de las estimativas de correlaciones genéticas obtenidas en este estudio (Tabla 1) están de acuerdocon los citados en la literatura consultada (OLIVEIRA et al, 1994; KOOTS et al, 1994) e indican que la selecciónpor cualquiera de estos pesos (P8, P12, P18 o P24) debe resultar en el mejoramiento genético del otro.


1. BOLDMAN, K. G.; KRIESE, L. A.; VAN VLECK, L. D.; KACHMAN, S. D. A manual for use ofMTDFREML. USDA-ARS. Clay Center, NE. 120p., 1993.

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4. OLIVEIRA, J. A.; BEZERRA, L. A. F.; BASTOS, J. F. P. Correlações Genéticas e Fenotípicas entre Pesos eProdução de Leite na Primeira Lactação em Fêmeas da Raça Guzerá. B. Indústr. Anim., Nova Odessa, SP, v.51, n.1, p. 7-11, 1994.

5. PEREIRA, C. S.; MIRANDA, J. J. F.; PENNA, V. M.; OLIVEIRA, H. N. Herdabilidade de Pesos aoNascimento, a Desmama e aos 365 Dias de idade de Bezerros da Raça Guzerá. In: Reunião Anual da SociedadeBrasileira de Zootecnia, XXVIII, 1991, João Pessoa. Anais...João Pessoa: SBZ, 1991. p. 552.

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8. SAS Institute Inc., SAS/STAT. User’s Guide, version 6.12, 4a ed, v.2, Cary: SAS Institute Inc., 1998. 842p.

G 38. ALTERNATIVE ANIMAL MODELS TO ESTIMATE HERITABILITIES OF AND GENETICCORRELATION BETWEEN DIRECT AND MATERNAL EFFECTS FOR WEANING WEIGHT OF

TABAPUÃ CATTLE

Paulo Bahiense Ferraz Filho1, Alcides de Amorim Ramos2, Luiz Otávio Campos da Silva 3, Júlio César deSouza4, Maurício Mello de Alencar5

1

ABSTRACT

Weaning (W205) weight data of Tabapuã cattle, raised on pastures in several regions of Brazil, born from 1975 to1995, were studied using one-trait analyses under four different animal models (including or not the maternal geneticand environment permanent effects besides the direct genetic effect). Genetic parameters and (co)variancecomponents were estimated by the restricted maximum likelihood method (REML). The most complete model, i.e.,the one that included all three random effects, provided the best data adjustment. The model that included theanimal’s direct genetic effect overestimated the additive genetic variance and the heritability value (0.27). When thepermanent environment effect was included in the model, the additive genetic variance decreased, and the portion ofthe total variance due to this effect decreased (0.09). The inclusion of the genetic maternal effect instead of thepermanent environment effect did not change the value of the direct additive variance. Heritability estimates,obtained under the most complete model, were low: 0.16 for the direct effect, and 0.10 for the maternal effect. Theestimates of the genetic correlations between direct and maternal effects were negative showing the antagonismbetween such effects.

Keywords: direct and maternal genetic effects, genetic correlation, genetic parameters.

INTRODUCTION

When dealing with mammals, the dam’s contribution to the formation of their descendants’ phenotype is superior tothe sire’s, since besides the transmission of the additive genetic effects to the progeny, they provide their descendantswith the maternal environment, which is important for their development. Maternal effects can be defined as anycontribution, influence or impact upon the individual’s phenotype, directly attributed to dam’s phenotype, which canbe caused by genetic and environmental effects or by the combination of both. Maternal effects can be manifested infertilization, during pregnancy or lactation, and can be transitory or persist through the entire animal’s life(HOHENBOKEN, 1985). According to MURPHEY (1998), it is necessary to consider the maternal effects whichoccur in the intrauterine environment during pregnancy and, also, that there are postnatal effects, such as theprotection provided by the dam, including both the quality and quantity of this protection, either through behavior orpassive immunity that the dam passes to the offspring, or the genetic ability of adapting to the environment.

The purpose of this study was to estimate (co)variances components, heritabilities and genetic correlations betweendirect and maternal effects of weaning weight of Tabapuã cattle raised on pastures, in different regions of Brazil,obtained through one-trait analyses, under four different models, in order to quantify the importance of direct andmaternal genetic effects, as well as the permanent environment effect.

MATERIAL AND METHODS

The data used in this study refers to weighings of 30.746 animals carried out by the Brazilian Zebu BreedersAssociation (ABCZ), during 21 years (1975 – 1995), on animals of the Tabapuã breed, raised on pastures in farmslocated at several different regions of Brazil. In order to estimate the variance and covariance components, as well asthe genetic parameters for W205, four different one-trait animal models containing the animal’s random directgenetic effect, and including or not the maternal genetic effect and the permanent environment effect, besides the

1 Assistant Professor at DCN/UFMS, CAPES scholarship. Brazil [email protected] Head Professor at FCA/UNESP, CNPq’s Researcher.3 Cientific Researcher at Brazilian Agricultual Research Corporation- (Embrapa)4 Assistant Professor at DZ/UFPR.5 Cientific Researcher at Brazilian Agricultual Research Corporation - (Embrapa), CNPq’s Researcher.

fixed effects of contemporary group (farm, federation unit, sex, season and year of birth), as well as the covariableage of dam at calving (linear and quadratic effects).

The first model (model 1) included only the animal’s direct additive genetic effect. Model 2 included also theuncorelated random permanent environment effect. Model 3 included, besides the animal’s direct genetic effect, thedam’s maternal genetic effect. Finally, model 4 included all the effects described in the previous models: directgenetic effect, maternal genetic effect and permanent environment effect.

The estimated components of phenotypic variance ( 2ˆ Pσ ) included: 2ˆ aσ , the direct additive genetic variance; 2ˆmσ ,

the maternal additive genetic variance; 2ˆ pmσ , the variance due to dam’s permanent environment effect; 2ˆ eσ , the

residual variance; and amσ , the genetic covariance between the direct and the maternal effects. From the estimates

of these components, the following parameters could be derived: 2âh = 2ˆ aσ / 2ˆ Pσ , the direct heritability;

2ˆmh = 2ˆmσ / 2ˆ Pσ , the maternal heritability; 2ˆ

Th = ( 2ˆ aσ + 0,5 2ˆmσ +1,5 amσ )/ 2ˆ Pσ , the total heritability which, accordingto WILLHAM (1972), means the regression of the entire genotype of an animal (direct and maternal) over itsphenotype, where 2ˆ Pσ = phenotypic variance of the trait under consideration, given by:

22222eampmmap σσσσσσ ++++= ; Gamr , is the correlation between the additive and the maternal genetic

effects; and 2âmc , is the proportion of the phenotypic variance due to the permanent environment.

The estimates of the (co)variance components and the genetic parameters were obtained by the derivative-freerestricted maximum likelihood method (DFREML), through the MTDFREML (Multiple Trait Derivative-FreeRestricted Maximum Likelihood) program developed by BOLDMAN et al. (1993).

The determination of a model’s superiority over another was verified through the difference among the logarithms oflikelihood functions (log L), which tests the significance of the alternated inclusion of two random effects and,consequently, identifies the model capable of better adjusting the data, with the less possible number of parameters.In order to do so, deviations of reflected logarithms were obtained from models that differed in only one effect. Suchdeviations were, then, multiplied by two, and constituted the λ, which was then compared with the value at Qui-square table (χ2) with one degree of freedom at a 95% probability level, according to the following (DOBSON,1990):

λ = 2 (log likelihood of model [b] - log likelihood of model [a])If λ ≥ χ2 1. 0,95 model [b] is acceptedIf λ < χ2 1. 0,95 model [a] is accepted

where a is the model with n parameters and b is the model with n+1 parameters.

RESULTS AND DISCUSSION

The estimated values for the phenotypic variances, the direct and the maternal genetic variances, the permanentenvironment and the residual variances, and the covariances between the direct and the maternal genetic effects forthe weight at 205 days of age, as well as the value of log L, are shown in Table 1. Genetic parameters estimates, aswell as other parameters derived from such estimates are summarized in Table 2, and the respective values of λ,obtained through model comparison, are shown in Table 3.

W205 was strongly influenced by maternal additive and permanent environment effects (Models 2, 3 and 4). Theestimates of 2ˆ aσ and 2ˆ

ah obtained by model 1 were higher when compared with those obtained by the other models.When the dam’s permanent environment effect was added (model 2), a substantial increase of log L over the valueobtained in model 1 occurred, showing the importance of this effect on weight at weaning. The inclusion of thiseffect decreased the estimate of 2ˆ aσ with regard to model 1, and 2ˆ pmσ was responsible for 9.33% of W205’s total

variation. In fact, part of the obtained 2ˆ aσ in model 1 (117.83 kg2) was explained by the dam’s permanent

environment effect (model 2). The inclusion of this effect, brought as a consequence a decrease of 44.4% on 2âh and

2ˆTh .

When analysing W205 by model 3, which took into consideration the maternal genetic effect, instead of thepermanent environment effect, the estimate of 2ˆ aσ increased, resulting in an addition of 0.01% of direct heritability

( 2âh ), when compared to that obtained in model 2. The inclusion of the additive maternal effect resulted in a

substantial increase in the value of log L over the value obtained in model 1, and showed the existence of a strongmaternal effect on weight at weaning, which contributed with 15.03% of the total variance in weight at weaning. Thedirect and maternal genetic effects variance components were similar and resulted in similar values of heritabiltyestimates of 0.16 and 0.15, respectively.

Taking the value of log L as a basis, the data were better adjusted when the model included the additive maternaleffect and the environment permanent effect (model 4). Such effects contributed respectively with 15.74% and10.0% of the total phenotypic variance, as well as reduced the estimates of direct heritability of the traits from 0.27(model 1) to 0.16 (model 4), due to the reduction of the 2ˆ aσ variance component. he h

Table 1 - Estimates of (co)variance components (kg2) for standardized weight at 205 days of age (W205)Model 2ˆ Pσ 2ˆ aσ 2ˆmσ 2ˆ pmσ 2ˆ eσ amσ Log L

Model 1 436.68 117.83 - - 318.85 - -190.72Model 2 426.97 63.53 - 39.82 323.62 - -47.57Model 3 427.77 67.57 64.28 - 323.48 -27.56 -10.21Model 4 427.23 67.24 42.72 19.02 320.79 -22.54 0

2ˆ Pσ , 2ˆ aσ , 2ˆmσ , 2ˆ pmσ , 2ˆ eσ , amσ = components of phenotypic, direct additive genetic, maternal additive genetic,maternal permanent environmental and residual variances and of genetic covariance between direct and maternaleffects, respectively.Log L = log likelihood, expressed as deviation from model with highest value.

The genetic parameter estimates are shown in Table 2. Direct heritability estimates obtained in this study for weightat 205 days were low, indicating that the expected genetic progress by selection should not be high.

Table 2 - Genetic parameters for standardized weight at 205 days of ageModel 2ˆ

ah 2ˆmh 2ˆ

Th amr amC 2c 2eModel 1 0.27 - 0.27 - - - 0.73Model 2 0.15 - 0.15 - - 0.09 0.76Model 3 0.16 0.15 0.14 -0.42 -0.06 - 0.76Model 4 0.16 0.10 0.15 -0.42 -0.05 0.04 0.752âh , 2ˆ

mh , 2ˆTh , Gamr , amC , 2c e 2e = direct, maternal and total heritabilities, genetic correlation between direct and

maternal effects, covariance between direct and maternal effects as a proportion of the phenotypic variance fractionof the phenotypic variance due to maternal permanent environmental effect and fraction of the phenotypic variancedue to the residue, respectively.

Genetic correlation between direct and maternal effects was high and negative (-0.42), which indicates anantagonism between these effects, making total heritability smaller than the direct one.

Table 3 – Differences among log L from four models used in one-trait analysis for weight at 205 (W205) days of ageModels λ

Log L [2] – log L [1] 286,26*Log L [3] – log L [1] 361,04*Log L [4] – log L [2] 95,16*Log L [4] – log L [3] 20,42*

*Significant (P<0.05)An a he his you me I as in on is An a he his you me I as inCONCLUSIONS

Direct heritability estimates were, in general, higher than the total heritability estimates indicating that, whenmaternal and environment permanent effects are not considered, non-accurate genetic parameter estimates areobtained.

Bibliography

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An a he his you me I as in on is an a he his you me I as in on is n a he his you me I as in on is an a he his you me I asin on is an a he his me I as in on is

G 37. INFERÊRENCIA BAYESIANA PARA PESO AO DESMAME EM BOVINOS DA RAÇA NELORE

Claudio de U. Magnabosco1, Carina U. Faria2, Arcadio de los Reyes3, Raysildo B. Lôbo4 e Roberto D. Sainz5

1Embrapa Cerrados/Arroz e Feijão-Bolsista do CNPq, Planaltina, DF/Brasil, [email protected], 2EmbrapaCerrados, Planaltina, DF/Brasil, [email protected], 3Universidade Federal de Goiás, Goiânia, GO/Brasil,[email protected], 4Universidade de São Paulo, Ribeirão Preto, SP/Brasil, [email protected],5University of California, Davis/EUA, [email protected]; Fax 55 62 533 2100.

ABSTRACT

This study aimed to determine the posterior means and marginal distributions of the genetic parameters for 205-dayweight (W205). Two chain lengths were used, both under a long chain scheme. Field records of W205 (n=29,245) ofNelore cattle born from 1980 to 1993, raised on pasture, from herds in Southeastern and Midwestern Brazil, wereanalyzed. ). The linear model included fixed effects for contemporary groups (herd-year-season-sex) and age of damat calving. The model also included random effects for direct genetic, maternal genetic and maternal permanentenvironmental (MPE) contributions to observations. The analyses were conducted using single trait animal model. .Bayesian inference was obtained by a multiple trait Gibbs Sampling algorithm (GS) for (co)variance componentinference in animal models (MTGSAM). After a burn-in period of k=2.000 rounds, a total of m=490 and 990samples of the parameters of the linear model were removed with an thinning interval d=200 rounds, and with chainlengths of 100,000 and 200,000 rounds respectively. The direct and maternal heritabilities, and the correlationsbetween these, were 0.27, 0.18, and –0.33 with chain length of 100,000 rounds and 0.27, 0.18 and –0.32 with chainlength of 200,000 rounds, respectively. Increasing chain lengths above 100,000 rounds had little or no influence onthe posterior marginal distributions of the genetic parameters.

Key Words: Genetic Parameters, Bayesian Inference, Nellore Cattle, Gibbs Sampling

RESUMEN

El objetivo de este estudio fue la estimación de los promedios posteriores y obtener las distribuciones marginalesposteriores de los parámetros genéticos (heredabilidad y correlaciones genéticas) para peso a los 205 días (P205). Seutilizaron dos diferentes tamaños de cadena, siempre bajo el esquema de cadena larga. Fueron analizados 29.245registros de P205 de animales de la raza Nelore criados a pasto, nacidos entre 1980 y 1993, oriundos de rebañoslocalizados en las regiones Sudeste e Centro-Oeste de Brasil. El modelo utilizado consideró como efectos fijos losgrupos contemporáneos (rebaño-año-estación de nacimiento) y la edad de la vaca a la parición. La InferenciaBayesiana se obtuvo a través de un algoritmo de muestreo Gibbs (Gibbs Sampling, GS) para característicasmúltiplas, específicamente para estimación de los componentes de (co)variancia en modelos animales (MTGSAM).Después de un período de descarte muestral de k=2000 ciclos, un total de m=490 y 990 muestras de los parámetrosdel modelo lineal fueron retiradas con un intervalo muestral d=200 ciclos, y con tamaños de la cadena muestral de100.000 e 200.000 ciclos respectivamente. Las heredabilidades directa y maternal y la correlación entre éstas parapeso a los 205 días se estimaron en 0,27, 0,18, y –0,33 con cadenas muestrales de 100.000 ciclos y en 0,27, 0,18 y –0,32 con cadenas de 200.000 ciclos, respectivamente. Se comprobó que aumentos en el tamaño de la cadena,superiores a los 100.000 ciclos, poco o nada influenció el comportamiento de las distribuciones marginalesposteriores de los parámetros genéticos estudiados.

INTRODUÇÃO

A pecuária de corte é atividade de interesse econômico e social de alta relevância, e cada vez mais surge anecessidade de novas tecnologias para que a indústria tenha uma melhor relação custo benefício. Desta forma,conhecer os fatores que influenciam o desempenho de bovinos de corte, em especial dos parâmetros genéticos e deambiente das características de crescimento, é de suma importância. Tais parâmetros genéticos são obtidos com baseem estimativas de componentes de (co) variância, e dessa maneira o aperfeiçoamento de métodos de estimaçãodesses componentes tem sido uma constante preocupação dos pesquisadores ao longo dos anos.

Atualmente, o método amplamente utilizado para a estimação dos componentes de (co)variância é o REML(BOLDMAN et al., 1995), e o uso do MTDFREML (Derivate Free Restricted Maximum Likelihood) solucionou osproblemas de limitações computacionais. No entanto, métodos bayesianos vêm sendo utilizados também como uma

opção para solução de problemas relacionados à avaliação de mérito genético em populações animais. Conformedescrito por MAGNABOSCO et al. (2000), o algoritmo de Amostragem de Gibbs - GS é um método capaz de geraramostras aleatórias de estimativas de parâmetros, a partir de um conjunto de observações, obtendo-se dessa forma asdenominadas distribuições posteriores dos parâmetros, dado um conjunto de observações, que é proporcional aoproduto da probabilidade dos parâmetros, pela probabilidade das observações. É um método de utilização recente ,que alguns autores têm sugerido para uso em contextos que envolvem o melhoramento animal (WANG et al., 1994,SORENSEN et al., 1994, LOBO et al., 1997, VAN TASSEL e VAN VLECK, 1996).

A amostragem de Gibbs por ser um método de Monte Carlo requer intensas integrações numéricas, no entanto é defácil implementação, principalmente se comparado a algoritmos baseados na Máxima Verossimilhança Restrita(DFREML). O programa MTGSAM (Multiple Trait Gibbs Sampler under Animal Model) utiliza a aplicação dométodo Iterativo de Gauss Seidel sobre as equações de modelos mistos para a geração dos valores iniciais dos efeitosfixos e aleatórios. A grande limitação do método é o tempo de computação, cerca de quarenta vezes maior do queuma análise correspondente usando método DFREML. Entretanto, os recursos computacionais estão sendorapidamente melhorados (MAGNABOSCO et al., 2000).

A estimação dos componentes de (co) variância, pelo método da Amostragem de Gibbs, requer cuidados especiais nasua implementação em dados de campo, como a necessidade de se definir um tamanho de cadeia amostral, o que estárelacionado com a convergência da cadeia amostral. Nesse trabalho, o objetivo foi estudar as distribuições marginaisposteriores dos parâmetros genéticos para peso aos 205 dias em bovinos da raça Nelore, através de dois diferentestamanhos de cadeia, em esquema de cadeia longa, e dessa forma, obter estimativas válidas dessas distribuiçõesposteriores.

MATERIAL E MÉTODOS

Os dados utilizados no presente trabalho foram obtidos de arquivos do Controle de desenvolvimento Ponderal daAssociação Brasileira de Criadores de Zebu - ABCZ e foram analisados 29.245 registros de peso aos 205 dias deidade (P205) de animais da raça Nelore criados a pasto, nascidos no período de 1980 a 1993, oriundos de rebanhoslocalizados nas regiões Sudeste e Centro-Oeste do Brasil. Para as análises efetuadas utilizou-se o modelo linear,descrito pela equação:

y = Xβ + Z1a+ Z2m + Z3p+ e

Considera-se y como sendo o vetor das variáveis dependentes (P205), β o vetor dos efeitos fixos, X a matriz deincidência que associa β com y, a representa o vetor dos efeitos genéticos aditivos diretos, Z1 a matriz de incidênciaque associa a com y, m o vetor das contribuições maternas (efeito genético aditivo maternal), Z2 a matriz deincidência que associa m com y, p o vetor das contribuições de ambiente permanente, Z3 a matriz de incidência queassocia p com y e finalmente e o vetor de resíduos.

No uso do algoritmo de Gibbs, foram assumidos dois diferentes tamanhos de cadeia (TC=100.000 ciclos eTC=200.000 ciclos) em esquema de cadeia longa. O intervalo de utilização amostral foi de 200 ciclos e o período dedescarte das amostras iniciais de 2.000 ciclos. Os valores iniciais utilizados não refletiam nenhum conhecimentoprévio dos parâmetros (v= 0), ou seja, a distribuição inicial foi considerada achatada e com tendência ao infinito.


O algoritmo de Gibbs é relativamente fácil de ser implementado quando comparado com algoritmos baseados emprocessos não derivativos e seus resultados permitem uma inferência bayesiana, produzindo uma distribuiçãoposterior marginal completa, a partir da qual foram obtidas as estimativas dos componentes de (co) variância eparâmetros genéticos para o peso aos 205 dias em bovinos da raça Nelore.

Nesse trabalho, o MTGSAM foi usado para calcular as médias posteriores dos componentes de (co) variância obtidasa partir das amostras da cadeia de Gibbs, bem como, para a estimação de correlações e herdabilidades direta ematernal (Tabela 1). Para essas análises, a Amostragem de Gibbs foi efetuada utilizando um esquema chamado decadeia longa. Depois de um período de descarte amostral de k=2.000 ciclos, um total de m= 490 e 990 amostras dosparâmetros do modelo linear foram retiradas com um intervalo amostral d=200 ciclos, com o tamanho de cadeiaamostral de 100.000 e 200.000 ciclos respectivamente.

A figura 1 apresenta os resultados das estimativas das densidades posteriores para as herdabilidades direta e maternale correlações genéticas direta-maternal obtidas a partir de diferentes tamanhos de cadeia amostral sempre utilizandoo esquema de cadeia longa (JENSEN et al., 1994) e considerando uma forma de distribuição inicial com v= 0. Foiverificado que o procedimento de se adotar diferentes tamanhos de cadeia neste conjunto de dados, pouco ou nadainfluenciou o comportamento das distribuições marginais posteriores dos parâmetros genéticos, em tamanhos decadeia de 100.000 e 200.000 ciclos. No entanto, MAGNABOSCO et al. (2000) constataram que o tamanho de cadeiaamostral influencia a marginalização das distribuições quando o número de ciclos é de até 20.000 ciclos.

Com base nos resultados, pode ser observado que os parâmetros genéticos apresentaram densidades marginaisposteriores muito mais estáveis com tamanho de cadeia longa, aproximando de uma distribuição normal. Trabalhosrecentes (GARCIA-CORTÉS et al., 1998, MAGNABOSCO et al., 2000) observaram que a convergência amostraldificilmente é alcançada com tamanhos de cadeia relativamente pequenos, o que pode sugerir tamanhos de cadeia deaté 1.000.000 ciclos.

Foi observado também que as estimativas dos parâmetros genéticos para peso ao desmame obtidas neste estudo,usando a Amostragem de Gibbs, foram maiores que as estimativas obtidas pelo REML (MAGNABOSCO et al.,2000), entretanto, as estimativas do Gibbs Sampling descritas por MAGNABOSCO et al. (2000) foram similares asestimativas do REML encontradas em trabalhos prévios para bovinos da raça Nelore (REYES et al., 1995).

CONCLUSÕES

A amostragem de Gibbs é um método moderno que pode ser aplicado em problemas práticos na estimação doscomponentes de (co)variância utilizando o modelo animal em dados de campo. No entanto, certos cuidados devemser tomados na implementação do GS, e o tamanho da cadeia amostral é um desses cuidados. Recomenda-se quenovos estudos sejam conduzidos, para que o número de usuários dessa poderosa ferramenta que é a InferênciaBayesiana, possam aplicá-la em resultados obtidos a partir da Amostragem de Gibbs, em dados de campo. Nessecaso, o GS permitiu inferir sobre o verdadeiro valor biológico dos parâmetros genéticos para peso ao desmame naraça Nelore.


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8. WANG, C.S., GIANOLA, D., SORENSEN, D.A., JENSEN, J., CHRISTENSEN, A., RUTLEDGE, J.J.Response to selection for litter size in Danish Landrace pigs: a Bayesian analysis. Theor. Appl. Genet. v.88,p.220, 1994.

AGRADECIMENTOS

Ao Sr. Reinaldo Paulino pela compilação do MTGSAM em ambiente Conectiva Linux 5.0

Tabela 1. Estimativas de médias posteriores dos componentes de (co)variância e parâmetros genéticos para pesos aos205 (P205), usando a Amostragem de Gibbs, a partir de distribuições iniciais não informativas (ν= 0) esegundo dois tamanhos de cadeia longa.

Característica σ2a σ2

m σam σ2pe σ2

E σ2P h2

d h2m h2

T rgam c2

P205 (TC=100.000) 120,31 79,65 -32,24 35,36 227,77 430,85 0,27 0,18 0,26 -0,32 0,082

P205 (TC=200.000) 120,20 80,56 -32,93 35,10 227,85 430,79 0,27 0,18 0,26 -0,33 0,081

σ2a: variância genética aditiva; σ2

m: variância genética materna; σam: covariância genética entre os efeitos genéticosdiretos e maternais; σ2

pe: variância de ambiente permanente; σ2E: variância residual; σ2

P: variância fenotípica; h2d:

herdabilidade direta; h2m: herdabilidade materna; h2T: herdabilidade total; rgam: correlação genética entre os efeitosgenéticos diretos e maternais; c2: contribuição de ambiente permanente

TC=100.000 TC=200.000

0

20

40

60

80

100

120

140

-0,47 -0,37 -0,27 -0,17 -0,07 0,03 0,13 0,23

rgam

0

40

80

120

160

200

240

280

-0,51 -0,41 -0,31 -0,21 -0,11 -0,01 0,09 0,19

rgam

0

20

40

60

80

100

120

0,19 0,21 0,23 0,25 0,27 0,29 0,31 0,33 0,35 0,37 0,39 0,41

h2d

0

50

100

150

200

250

0,19 0,21 0,23 0,25 0,27 0,29 0,31 0,33 0,35 0,37 0,39 0,41

h2d

0

30

60

90

120

150

180

210

0,08 0,1 0,12 0,14 0,16 0,18 0,2 0,22 0,24

h2m

0

60

120

180

240

300

360

420

0,07 0,09 0,11 0,13 0,15 0,17 0,19 0,21 0,23 0,25

h2m

Figura 1. Densidades posteriores dos parâmetros estudados para peso aos 205 dias com esquema de cadeialonga (TC=100.000 e TC=200.000) e considerando um v= 0.

G 36. UNA APROXIMACIÓN BAYESIANA PARA LA ESTIMACIÓN DE COMPONENTES DEVARIANZA EN UN MODELO ADITIVO HETEROCEDÁSTICO. I. ASPECTOS TEÓRICOS.

A BAYESIAN APPROACH TO ESTIMATE VARIANCE COMPONENTS IN A HETEROSKEDASTICADDITIVE GENETIC MODEL. I. THEORETICAL ASPECTS.

Alejandro Jara, Mauricio Elzo1 y Nelson BarríaDepartamento Fomento de la Producción Animal, Universidad de Chile, Santa Rosa 11,735, La Granja, Santiago,

Chile. Tél: (56-2) 678-5572, Fax: (56-2) 678-5611, e-mail: [email protected] Department of Animal Sciences, University of Florida, FL, USA.

RESUMEN

Este trabajo presenta una aproximación Bayesiana para la estimación de componentes de varianza en modelosanimales univariados, permitiendo diferencias en los promedios genético-aditivos y heterogeneidad de varianzasaditivas y ambientales a través de grupos raciales bajo un modelo aditivo de herencia. Los estimadores fueronderivados utilizando la teoría del algoritmo EM generalizado y se basaron en la moda de la distribución posteriorconjunta de los componentes de varianza utilizando la distribución gamma invertida, una a priori no conjugada paralas varianzas aditivas en este modelo, para describir la incertidumbre a priori sobre los componentes de varianza. Losestimadores combinan información de la distribución a priori y de un estadístico basado en los datos, el estimadorREML.

Palabras Clave: varianzas aditivas heterogéneas / varianza de segregación / estimación de Bayes / máximo aposteriori

ABSTRACT

This work presents a Bayesian approach to estimate variance components in univariate animal models allowing fordifferent additive genetic means and heteroskedasticity of additive and error variances across breed groups under anadditive model of inheritance. The estimators were derived using the theory of generalized Expectation-Maximization algorithm and based on the mode of the joint posterior distribution of the variance components usingthe inverse gamma distribution, a nonconjugate prior for the heterogeneous additive genetic variances under thismodel, to describe the prior uncertainty about the variance components. The estimators combines in an optimal wayinformation from the prior distribution and from a data based statistic, the REML estimator.

Keywords: heterogeneous additive genetic variance / segregation variance / Bayes estimation / maximum aposteriori

INTRODUCCION

En las últimas décadas, ha aumentado el interés por evaluar desde un punto de vista genético poblaciones deanimales puros e híbridos simultáneamente. Esto ha llevado al desarrollo de aspectos teóricos relativos a lasemejanza entre parientes y a la modelación y predicción de valores genéticos en este tipo de poblaciones (Elzo,1990a; Lo et al., 1993). Los métodos desarrollados con este fin, se basan en el mejor predictor lineal insesgado(BLUP), el que requiere del conocimiento de los parámetros de dispersión asociados con estos modelos. Unaposibilidad, es estimar los parámetros de dispersión a través de métodos máximo-verosímiles (ML, REML) y utilizarestas estimaciones en lugar de los valores verdaderos para la evaluación genética. Elzo (1994) y Cantet (1999,comunicación personal), desarrollaron procedimientos REML para la estimación de componentes de varianza enpresencia de heterogeneidad de varianzas aditivas. Sin embargo, la estimación y predicción en dos etapas solo puedeser justificada cuando la función de verosimilitud es simétrica y curva. En otro caso, las predicciones obtenidas através de REML pueden ser pobres. Debido a que las propiedades de la metodología REML se sustentan enjustificaciones asintóticas, tales procedimientos pueden producir estimaciones poco confiables de los componentesde varianza dependiendo del tamaño muestral, y el tipo y distribución de las cruzas involucradas. De esta forma, elobjetivo del este trabajo fue desarrollar estimadores Bayesianos para los componentes de varianza considerandodiferencias en los promedios genéticos y heterogeneidad de varianzas a través de grupos raciales.



Se consideró el siguiente modelo lineal mixto: y = Xb + ZQg + Zu + e, donde, y es el vector de las observaciones (y| b, g, u, φe ~ N(Xb + ZQg + Zu, R), con R diagonal), b es el vector de “efectos fijos” (f(b)∝cte.), g es el vector depromedios genéticos de las poblaciones parentales (f(g)∝cte.), u es el vector de los valores aditivos (u | φa ~ N(0,G)), expresados como desvío de su promedio genético de grupo, e es el vector de errores, X, Q y Z son lasrespectivas matrices de diseño y, φe y φa es el vector de nrv varianzas ambientales y ngv varianzas aditivas,respectivamente. La matriz de covarianzas entre los efectos genético-aditivos, puede escribirse como:

( ) ( ) ( ) ( )PIDPIPIGPIG ie −

∑ φ−=−−= −−−−

=

1111 ngv

1iai''

donde, P es una matriz que relaciona la progenie y los padres, Ge es la matriz de covarianzas entre los efectos demuestreo mendeliano y Di es una matriz diagonal, cuyos elementos son los ponderadores que determinan lacontribución de cada varianza a la varianza de muestre mendeliano. De esta forma, los elementos de la matrizdiagonal Ge son funciones lineales de las varianzas aditivas de las poblaciones parentales (Elzo, 1990; Lo et al.,1993) y las varianzas que surgen de la segregación de alelos entre poblaciones con diferentes frecuencias génicas (Loet al., 1993). Para simplificar la notación, denotaremos a φa como el vector columna de ngv varianzas aditivas, dondengv es igual a m(m+1)/2, y m es el número de poblaciones parentales.

En la asignación de distribuciones a priori informativas para componentes de varianza, la forma más utilizada es ladistribución gamma invertida, IG(,), dentro de la cual la distribución de chi-cuadrado invertida es una casoespecial. Esto último se justifica por el hecho que la distribución posterior de un componente de varianza en unmodelo lineal es, generalmente, proporcional a esta distribución. Sin embargo, para el modelo considerado en estetrabajo, las densidades posteriores de las varianzas aditivas no son proporcionales a ninguna distribución conocida.De esta forma, para los parámetros de dispersión genéticos, la distribución IG representa una a priori no conjugada,debido a que las distribuciones a priori y a posteriori no tienen la misma forma funcional, mientras que para losparámetros de dispersión ambientales ésta representa una a priori conjugada natural. Las respectivas distribuciones apriori para las ngv varianzas genéticas y nrv varianzas ambientales fueron,

( ) ( ) ( )( )∏

φ

−

φ

Γ

=∏ φ=φ=

+−

=

ngv

1i

ai

2aiai

ai2v

2

12aiai

2

v

ai

ngv

1i

2aiaiaia

Sv2

1

expSv2

1

v2

1

1S,v,p ai

ai

sv uu

( ) ( ) ( )( )∏

φ

−

φ

Γ

=∏ φ=φ=

+−

=

nrv

1i

ei

2eiei

ei2v

2

12eiei

2

v

ei

nrv

1i

2eieieie

Sv2

1

expSv2

1

v2

1

1S,v,p ei

ei

sv ee

En estas expresiones, su (se) es un vector cuyos elementos, S2ai ( S2ei ), pueden ser interpretados como los valores apriori de φai (φei), vu (ve) es un vector cuyos elementos, aiv ( eiv ), pueden interpretarse como el grado de credibilidad apriori sobre el valor a priori del correspondiente componente de varianza, y ( ).Γ es la función gamma.

En este trabajo, se presenta un algoritmo para obtener los elementos de la moda conjunta de los parámetros dedispersión. La derivación de este tipo de estimador Bayesiano, denominado como estimador máximo a posteriori(MAP), se basa en el hecho de que la moda de la distribución posterior conjunta de los componentes de varianza sepuede obtener desde la distribución posterior conjunta de todos los parámetros desconocidos sin la utilización deintegración directa de los parámetros de posición, utilizando la teoría del algoritmo EM generalizado (Dempster etal., 1977) para maximizar la distribución posterior más que la función de verosimilitud.


Los estimadores MAP de los componentes de varianza para el modelo aditivo heterocedástico, se pueden obtener através del siguiente esquema iterativo:

[ ][ ]( )

[ ][ ]

[ ]( )

+

+

++=φ

++=φ ++

2vein

Svˆˆ

2vai

Sv

i

2eiei

t

ei1t

2aiai

t

ai1t tr

tr

trˆˆ ++ 'WCWee iiii '

G*CAuA'u

ei

uu*i

*i

donde, [ . ][t] denota la correspondiente expresión, evaluada en φa =φa[t] y φe=φe

[t], respectivamente,( ) ( )PIGDGP'IA eii ei

*i -- ** 1−= , Di

-1 es una inversa generalizada de Di, [ ]( )φ= t,Eˆ yuu , Cuu es la submatriz de la inversa

de las ecuaciones de los modelos mixtos de Henderson correspondiente a los valores aditivos, [ ]( )φ= t,Eˆ yeiei, Wi es

la matriz de incidencia correspondiente al estrato de datos definido, C es la inversa de las ecuaciones de los modelosmixtos de Henderson y ∑ φφ=

=

ngv

1jjllill ajai DDllG*

ei.

Los estimadores propuestos pueden ser explicados como una combinación lineal de dos fuentes de información: unestadístico basado en los datos, el estimador REML (σ~2

i ), y el parámetro de posición de la distribución a priori delcomponente de varianza respectivo, tal que:

[ ][ ][ ]

[ ][ ]

[ ]

++=

++= ++

2

~2

2

2+~2 2+

veinSvn

vai

S aivaiaii

i eieieieiai

σφσ

φt

1tt

1t

tr

tr

G*ei

G*ei

donde,

[ ][ ]( )

[ ][ ]

[ ]( )

+

+==

nieiai

'WCW iiii '

G*CAuA'u

ei

uu*i

*i tr

trtr

tt

tt ee ˆˆ~2~2 ˆˆ

σσ

De esta forma, cuando la información sobre el parámetro de dispersión contenida en los datos es grande, elcomponente REML del estimador domina. En otro caso, el parámetro de posición de la distribución a priori esponderado en mayor forma. De esta forma, el método propuesto debe diferir considerablemente de las estimacionesREML cuando existe poca información en los datos sobre el parámetro de dispersión.

Por simplicidad, efectos genéticos no-aditivos no fueron considerados en este trabajo. Sin embrago, si este tipo devariación genética no puede ser completamente ignorada, el modelo debe ser modificado para tomar en cuenta estosefectos. Lo et al. (1995), desarrollaron un modelo bajo dominancia para dos razas y cualquier cruza involucrada. Estemodelo requiere de 25 componentes de varianza, los que se reducen a 12 en ausencia de consanguinidad. El númerode varianzas aumenta cuando se consideran más de dos razas. La necesidad para estimar estos componentes devariación representa una desventaja para el uso de este modelo para situaciones generales. Por otra parte, no existeaun, ningún algoritmo eficiente para invertir la matriz de covarianzas de los efectos genotípicos. Sin embargo, lautilización de supuestos apropiados podría permitir la incorporación de estos efectos. Elzo (1990b), modela losefectos genéticos no-aditivos, en términos de interacciones entre los alelos de padres y madres de diferentes gruposraciales en uno o dos loci y desarrolló procedimientos recursivos para calcular la inversa de la matriz de covarianzas,en modelos de subclases y de regresión. Bajo este tipo de supuestos, las covarianzas entre interacciones se puedenexplicar por combinaciones lineales de las varianzas de interacciones alélicas intra- y entre-locus, intra- y entre-razas. Entonces, la inclusión de estos efectos puede ser fácilmente manejada por el procedimiento descrito aquí.

Los estimadores de las varianzas del error heterogéneas en este trabajo fueron derivados en una forma general, sinninguna especificación sobre la fuente de heterogeneidad ambiental. Sin embargo, con relación a este punto, ladiscusión se centrará sobre la estimación de varianzas ambientales a través de grupos raciales. En este caso, podríaser necesario estimar un número muy grande de varianzas ambientales, y cada parámetro individual podría no serbien estimado en la medida que exista poca información por subpoblación. Posibles alternativas podrían ser,estratificar los grupos raciales en grupos de mayor tamaño, o, como propone Elzo (1994), asumir que las varianzasambientales dependen solo de la composición racial del individuo y sus padres. En este último caso, las varianzas

ambientales pueden ser calculadas como combinaciones lineales de las varianzas intra- y entre- razas, reduciendo elnúmero de parámetros de dispersión al mismo número de varianzas genético-aditivas (nrv=ngv). Otra posibilidad, esque las estimaciones sean regresadas sobre una varianza ambiental común. Gianola et al. (1992), derivan métodosBayesianos para la estimación de varianzas subpoblacionales que combinan, en una forma óptima, la informacióndentro de cada subpoblación con estimaciones obtenidas a través de las subpoblaciones, y sugieren la estimación delhiperparámetro de la varianza del error, S2

e, utilizando estimaciones REML como si las varianzas fuesenhomogéneas. Weigel y Gianola (1992), muestran, a través de un estudio de simulación, que esta estrategia mejora laconvergencia y la exactitud de los componentes de varianza estimados.

CONCLUSIONES

La aproximación Bayesiana desarrollada en el presente trabajo, permite la estimación de componentes de varianza encaracterísticas gobernadas por efectos aditivos en sistemas abiertos de cruzamiento. Los estimadores permiten unaasignación diferencial de grados de creencia para describirla incertidumbre a priori sobre los parámetros dedispersión. Aunque efectos genéticos no-aditivos no fueron considerados en los procedimientos descritos en estetrabajo, su inclusión pude ser fácilmente manejada a través de esta aproximación a través de la utilización desupuestos sobre el número de loci involucrados.

AGRADECIMIENTOS

Este trabajo fue financiado por los proyectos N° 1000794 y Nº 7000794 del Fondo Nacional de InvestigaciónCientífica y Tecnológica de Chile, FONDECYT.


1. Dempster, A.P., N.M. Laird, and D.B. Rubin. 1977. Maximum likelihood from incomplete data via the EMalgorithm. J. R. Satist. Soc. B. 39: 1-38.

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5. Gianola, D., J.L. Foulley, R.L. Fernando, C.R. Henderson, and K.A. Weigel. 1992. Estimation of heterogeneousvariances using empirical Bayes methods: theoretical considerations. J. Dairy Sci. 75: 2805-2823.

6. Lo, L.L., R.L. Fernando, and M. Grossman M. 1993. Covariance between relatives in multibreed populations:additive model. Theor. Appl. Genet. 87: 423-430.

7. Lo, L.L., R.L. Fernando, R.J.C. Cantet, and M. Grossman. 1995. Theory for modelling means and covariancesin a two-breed population with dominance inheritance,.Theor. Appl. Genet. 90: 49-62.

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G 35. ADDITIVE AND NON-ADDITIVE, DIRECT AND MATERNAL GENETIC EFFECTS FORGROWTH TRAITS IN CROSSBRED AND PUREBRED CATTLE INVOLVING ANGUS, GELBVIEH,

POLLED HEREFORD, RED ANGUS AND SANTA GERTRUDIS

Hugo H. Montaldo V.Departamento de Genética y Bioestadística

Facultad de Medicina Veterinaria y Zootecnia-UNAMCiudad Universitaria, México D.F. 04510

Fax 52 [email protected]

Brian P. KinghornDivision of Animal Science and Beef CRC,

University of New England, Armidale, NSW, Australia [email protected]

ABSTRACT

Growth data of 4319 crossbred and purebred calves, obtained from a herd in New South Wales, Australia in 1989-1997, were used to estimate additive and non-additive, direct and maternal genetic effects between and withincrosses involving Angus, Gelbvieh, Polled Hereford, Red Angus and Santa Gertrudis. Birth (BW) and 200 (W2), 400(W4) and 600-day (W6) adjusted weights, were analyzed using a mixed, multiple-trait animal model plus thematernal genetic effect for W2. Direct breed and maternal (Santa Gertrudis vs. any other breed) additive geneticeffects, dominant direct effect (individual calf breed heterozygocity) for all traits and dominant maternal effect forBW (dam breed heterozygocity), were included in the model as fixed covariates. Direct heritabilities (SE) for BW,W2, W4 and W6 were 0.21 (0.04), 0.38 (0.06), 0.22 (0.04) and 0.19 (0.05) respectively. Maternal heritability (SE)for W2 was 0.02 (0.02). Genetic correlations among direct effects for weights W2, W4 and W6 were all positive andgreater than 0.80. Genetic correlations between BW and W2, W4 and W6 were 0.00, 0.31 and 0.30. The maternaleffect for W2 had negative correlations with direct effects for W2 (-0.65), W4 (-0.55) and W6 (-0.41) and positivewith BW (0.44). Direct effects in Gelbvieh were higher for all traits than Angus and Polled Hereford, while SantaGertrudis and Red Angus were lower than Angus. The additive maternal effect for Santa Gertrudis was negative forBW and positive for W2 (P<0.01). Direct dominance effects were positive for all weights, excepting W4. Maternaldominance effect for BW was negative.

INTRODUCTION

Genetic improvement programs in beef cattle are based on genetic differences in productivity within and amongbreeds and breed crosses (Notter and Cundiff, 1991). Both additive and non-additive, direct and maternal effects areimportant to account for the variability for growth traits, particularly birth and weaning weights. Estimation ofparameters related to these effects could help in a more efficient selection among and within breeds andcrossbreeding systems (Kinghorn, 1987).

This study was undertaken with the aim of estimating breed direct and maternal effects and heterosis andco(variances) for animal and maternal effects in growth traits. Previous studies concerned other breed combinationsand location (Notter and Cundiff, 1991; Koots et al., 1994a, 1994b).

MATERIALS AND METHODS

The data were generated from 1989 to 1997 on a commercial beef operation at Jemalong, NSW, Australia, latitude: -33.3892 S, longitude: 148.0081 E, elevation: 240.0 m, mean daily maximum temperature: 23.8 C°, mean dailyminimum temperature: 10.0 C°, mean annual rainfall: 526.5 mm.

Growth data of 4319 crossbred and purebred calves were used to estimate additive and non-additive, direct andmaternal genetic effects between and within crosses involving Angus, Gelbvieh, Hereford, Poll Hereford, Red Angusand Santa Gertrudis. Birth (BW) and 200 (W2), 400 (W4) and 600-day (W6) adjusted weights, were analyzed usinga mixed, multiple-trait animal model plus the maternal genetic effect for W2. Number of observations by genotypeand trait are shown in Table1.

Direct breed and maternal (Santa Gertrudis vs. any other breed) additive genetic effects, dominant direct (individualcalf breed heterozygocity) and dominant maternal (dam breed heterozygocity) for BW, were included in the model asfixed covariates. The model also included the fixed effects of month-year of birth, sex and the linear and quadraticeffects of dam’s age at birth. Estimated (co)variances and fixed effects solutions and their standard errors wereobtained from the mixed model analysis with the AI-REML algorithm implemented in the program ASREML(Gilmour et al., 1998). The columns of covariate values for Angus were dropped from the model, thus including theeffect of purebred Angus in the intercept. The convergence criterion was attained after 9 iterations.

Estimability of breed and heterosis effects was tested for each trait by finding full rank of X’X, where X is theincidence matrix of coefficients with rows for the genotypes and columns for the covariates to be included in themodel. Maternal dominance from dam heterozygocity was only estimable for BW. Data structure allowed onlyestimation of average dominance across crosses and average maternal breed effect of Santa Gertrudis vs. any otherbreed of the dam (Table 1). Simplification of model coefficients is common in this type of study due to estimabilityissues (Rodríguez-Almeida et al., 1997; Hikoora et al., 1998).

Table 1. Number of observations by genetic group and trait (in crossbred, sire x dam breeds).Trait

Genetic group BW W2 W4 W6Purebred: Angus (A) 1185 746 631 475 Gelbvieh (G) 2 2 1 1 Polled Hereford (P) 537 1006 1280 533 Red Angus (R) 236 193 158 149 Santa Gertrudis (S) 325 730 921 286Crossbreed: GxP 103 99 89 83 GxR 1 1 1 1 GxS 248 165 115 116 RxP 403 237 162 116 RxS 103 101 97 90 (GxP)x(RxS) 28 --- --- --- (RxS)x(GxP) 17 --- --- ---

RESULTS AND DISCUSSION

Heritabilities and genetic correlations. Table 2 displays estimated heritabilities, genetic and environmentalcorrelations. The heritability for BW obtained in the present study is below the lower limit of the range of severalestimates for direct effects (0.33 to 0.52) reviewed by Groeneveld et al. (1998), and within the range given by Kootset al. (1994a) of 0.15 to 0.52. The heritability of the direct effect for W2 is within the range of values reviewed byGroeneveld et al. (1998) of 0.19 to 0.47 and Koots et al. (1994a) of 0.12 to 0.59. The heritability of the maternaleffect was 0.02, lower than the lowest value found by Koots et al. (1994a) of 0.08 and Groeneveld et al. (1998) of0.10, but in agreement with most of these studies, the direct effect had a higher heritability than the maternal effect.Heritability values for W4 and W6 were lower than most estimates from the literature (Koots et al., 1994a;Groeneveld et al.,

The estimated genetic correlation between BW and the direct effect of W2 was zero, while most estimates from theliterature are positive and high (Koots et al., 1994b; Groeneveld et al., 1998). Other correlations are in agreementwith general trend of available estimates, indicating a negative correlation among maternal and direct effects andhigh and positive genetic correlations among direct effects for weights at different ages.

Table 2. Heritabilities (diagonal), genetic correlations (above diagonal) and environmental correlations (belowdiagonal).

TraitTrait BW W2 (direct) W2 (maternal) W4 W6

BW 0.21 (0.04) 0.00 (0.15) 0.44 (0.26) 0.31 (0.14) 0.30 (0.17)W2 (direct) 0.31 (0.05) 0.38 (0.06) -0.65 (0.16) 0.90 (0.06) 0.81 (0.10)W2 (maternal) --- --- 0.02 (0.02) -0.55 (0.25) -0.41 (0.27)W4 0.19 (0.04) 0.62 (0.03) --- 0.22 (0.04) 0.85 (0.07)W6 0.21 (0.04) 0.48 (0.04) --- 0.76 (0.02) 0.19 (0.05)Standard error within parentheses

Estimates of breed additive and dominance effects. Table 3 displays estimates for breed direct and maternaleffects and direct and maternal dominance effects. In agreement with Notter and Cundiff (1991), direct effects inGelbvieh were higher for all traits than Angus and Polled Hereford, while Santa Gertrudis and Red Angus werelower than Angus. The additive maternal effect of Santa Gertrudis was negative for BW and positive for other traits(P<0.01). Direct dominance effects were positive for all weights, excepting W4. The Maternal dominance effectestimate for BW was negative.

Table 3. Estimates of breed additive and dominance effects.Trait (kg)

Genetic group BW W2 W4 W6Direct additive effect: Angus (A) 0 0 0 0 Gelbvieh (G) 1.67 22.71 71.62 39.40 Polled Hereford (P) 1.87 -4.74 -4.90 -2.36 Red Angus (R) -1.50 -11.65 31.21 -18.76 Santa Gertrudis (S) 6.03 -20.53 -12.37 -6.23Maternal additive effect (S vs. any other) -3.38 27.95 28.47 31.69Dominance direct effect 1.58 2.51 -11.05 17.09Dominance maternal effect -1.97 --- --- ---

While these results may be caused by specific characteristics of the traits in the population studied, caution isrequired to make conclusions about additive and dominance effects among breeds and values of (co)variances.Because of the complexity of the model and the limitations of the data structure and crosses available for estimationof breed and dominance effects, there are potential problems due to partial confounding among fixed effects andbetween fixed and random effects. Testing of other models, including models with few parameters and models withbreed effects and month-year effects considered as random, may help in a better understanding the nature of thevariation among and within breeds in this herd for the studied traits.

REFERENCES

1. Gilmour, A. R., B. R: Cullis, S. R. Welham and R. Thompson. 1998. ASREML Reference manual. NSWAgriculture, Orange 2800, NSW, Australia. 150 pp.

2. Groeneveld, E., B. E. Mostert and T. Rust. 1998. The covariance structure of growth traits in the Afrikaner beefpopulation. Livest. Prod. Sci. 55:99.

3. Hikoora, H., A. F. Groen and J. H. J. Van der Werf. 1998. Estimation of additive and non-additive geneticparameters for carcass traits on bulls in dairy, dual purpose and beef cattle breeds. Livest. Prod. Sci. 54:99.

4. Kinghorn, B. P. 1987. Crossbreeding in domestic animals. In: Proc. of the Australian Association of AnimalBreeding and Genetics 6th Conference, University of Western Australia, Perth, WA, 9-11 February, 1987:112.

5. Koots, K., J. Gibson, C. Smith and J. Wilton. 1994a. Analysis of published genetic parameter estimates for beefproduction traits. 1 Heritability. Anim. Breed. Abstr. 62:309.

6. Koots, K., J. Gibson and J. Wilton. 1994b. Analysis of published genetic parameter estimates for beefproduction traits. 2 Phenotypic and genetic correlations. Anim. Breed. Abstr. 62:825.

7. Notter, D. R. and L. V. Cundiff. 1991. Across-breed expected progeny differences: use of within-breed expectedprogeny differences to adjust breed evaluations for sire sampling and genetic trend. J. Anim. Sci. 69:4763.

Rodríguez-Almeida, F. A., L. D. Van Vleck and K. E. Gregory. 1997. Estimation of direct and maternal breed effectsfor prediction of expected progeny differences for birth and weaning weights in three multibreed populations. J.Anim Sci. 75:1203.

G 34. ESTIMACION DE PARAMETROS GENETICOS DIRECTOS Y MATERNOS PARA EL PESO ALNACER, PESO AL DESTETE Y PESO A LOS 18 MESES

EN UN REBAÑO BRAHMAN REGISTRADO. I. INDICES DE HERENCIA.

Cárdenas, I., D. Montoni, R. Vitto y J. ParraUniversidad Nacional Experimental del Táchira

Departamento de Ingeniería de Producción AnimalLaboratorio de Investigación para el Mejoramiento de la Producción Animal

e-mail: [email protected]

RESUMEN

Se estimaron los índices de herencia (h2) total, directo y materno para el peso al nacer (PN), el peso al desteteajustado a 205 días (P205) y el peso a los 18 meses ajustado a 548 días (P548), de un rebaño de carne de la razaBrahman perteneciente a la Hacienda Santa Rosa, la cual es propiedad de la Universidad Nacional Experimental delTáchira (UNET). Fue analizada la información correspondiente a la cosecha de animales producidos durante los años1990 al 1999. Luego del proceso de edición de los datos, se contó con un total de 967 registros para el PN y el P205,así como 881 registros para el P548. Se utilizó la metodología de modelos mixtos usando un modelo animal con elprograma MTDFREML, para estimar las diferentes variancias, covariancias, correlaciones e índices de herencia delPN, P205 y P548. El h2 total, directo y materno para el PN fue de 0.21, 0.09 y 0.14 respectivamente. Con relación alcarácter P205 los h2 total, directo y materno estimados fueron de 0.17, 0.08 y 0.12 respectivamente. Para el P548 losh2 calculados total, directo y materno fueron respectivamente de 0.21, 0.17 y 0.08. La repetibilidad estimada para elPN, P205 y P548 fue de 0.23, 0.26 y 0.24. Los resultados obtenidos concuerdan con la conclusión a la que hanllegado otros autores, al parecer antiguamente existía una sobreestimación de los índices de herencia. Los nuevosanálisis dan, por lo general, valores inferiores a los estimados usando otras metodologías.

Palabras claves: Brahman, herencia, directo, materno

INTRODUCCIÓN

La estimación de los parámetros genéticos es indispensable en cualquier población que es sometida o se va a sometera un programa de mejoramiento genético. Es necesario estimar, para cada carácter, la proporción de la variancia totalque es debida a los genes, esto es lo que comúnmente conocemos como índice de herencia (h2). Este estimado es desuma importancia, ya que nos permite predecir el progreso genético o respuesta a la selección esperada en lapoblación; su uso también es necesario en él calculo del valor genético estimado (VGE) de cada uno de los animalesdel rebaño, la mitad de este valor es la diferencia esperada en la progenie del individuo (DEP).

En el presente trabajo se estimaron los h2 total, directo y materno para el peso al nacer (PN), el peso al desteteajustado a 205 días (P205) y el peso a los 18 meses ajustado a 548 días (P548), de un rebaño de carne de la razaBrahman perteneciente a la Hacienda Santa Rosa (HSR), la cual es propiedad de la Universidad NacionalExperimental del Táchira (UNET).


Se analizaron los datos de un rebaño Brahman registrado perteneciente a la HSR, propiedad de la UNET. Dichaunidad de producción esta ubicada en una zona de bosque húmedo tropical al suroeste del estado Táchira, Venezuela.Funciona como centro genético dedicado a la producción de toretes Brahman. Se llevan a cabo programas diseñadosen manejo, sanidad, reproducción, nutrición, mejoramiento genético, pastos y forrajes, los cuales son dirigidos ysupervisados por especialistas de cada una de estas áreas.

Fue analizada la información correspondiente a la cosecha de animales producidos durante los años 1990 al 1999.Los becerros nacen en un potrero de maternidad durante los meses de enero a mayo, luego del nacimiento ellos sonpesados ante de transcurrir las 24 horas. El destete es sistemático, se realizan de tres a cuatro lotes de destete durantelos meses de agosto a diciembre, el peso al destete se ajusta a 205 días. Igualmente el peso de los animales que estomado alrededor de los 18 meses de vida se ajusta a 548 días.

Todos los eventos productivos y reproductivos son registrados “en el papel” y pasados a un programa computacionalque permite el procesamiento de los datos de producción. De esta manera con la información contenida en elcomputador se creo una base de datos, la cual fue utilizada en los análisis realizados en este estudio. En el archivocreado cada uno de los animales nacidos en la finca entre 1990 y 1999, posee la información referente a suidentificación, identificación de su padre, identificación de la madre, fecha de nacimiento (mes, año), sexo y edad dela madre al momento de su nacimiento.

Luego del proceso de edición de los datos, se contó con un total de 967 registros para el PN y el P205, así como 881registros para el P548.

Se utilizó la metodología de modelos mixtos usando un modelo animal con el programa MTDFREML (Boldman etal., 1995) para estimar las diferentes variancias, covariancias, correlaciones e índices de herencia del PN, P205 yP548. El modelo incluyó, para cada uno de los tres caracteres, como efectos aleatorios al individuo, su padre y sumadre para crear la matriz de parentesco y los efectos fijos año de nacimiento, mes de nacimiento, sexo y la edad dela madre al nacimiento del individuo. En el modelo se incluyo un segundo efecto animal (genético materno) paraobtener estimaciones de los componentes genético directo y genético materno. El modelo usado fue el siguiente:

y = Xβ + Ζ dud + Zm um + Zpeupe + e

y = vector de registro del animal, para las “n” observaciones de PN, P205 y P548, es simplemente el vector delas observaciones.

β = vector de “ρ” efectos fijos desconocidos para el cual se quiere obtener soluciones.X = matriz de incidencia conocida de orden n x ρ, asocia cada observación a los efectos fijos en el vector β.Z = matriz de incidencia conocida, asocia cada observación del animal a valores genéticos en el vector “u”.u = vector de soluciones no conocidas, para los valores genéticos de todos los animales (ud: valor de cría

directo; um: valor de cría materno y upe: ambiente permanente).e = vector de efectos residuales aleatorios no conocidos.


En el Cuadro 1 se presentan los diferentes índices de herencia obtenidos para el PN, P205 y el P548, así como larepetibilidad de cada una de estas características. El h2 total, directo y materno para el PN fue de 0.21, 0.09 y 0.14respectivamente. El h2 total de 0.21 esta por debajo de lo reportado por Mercadante et al. (1995) quienes obtuvieronun valor ponderado para este estimado de 0.29 + 0.01, Plasse et al. (1999) reportaron un h2 total para el PN de 0.28 yLôbo et al. (2000) obtuvieron un promedio aritmético para 151 trabajos de 0.31. Con relación al h2 directo y maternopara el PN Mercadante et al. (1995) reportaron un valor ponderado para 7 trabajos de 0.33 y 0.12 respectivamente.Plasse et al. (1999) obtuvieron en 30 años de estudio de un rebaño Brahman registrado 0.33 y 0.08 para el h2 directoy materno. El h2 directo obtenido en este trabajo de 0.09 esta muy por debajo de los valores reportados por elcontrario el h2 materno estimado de 0.14 esta cercano a los valores encontrados en la literatura. La repetibilidad parael PN estimada fue de 0.23, este valor es menor a lo reportado por Plasse et al. (1999) quienes obtuvieron unestimado de 0.38 para la repetibilidad de este carácter.

Cuadro 1. Indice de herencia aditivo directo, aditivo materno, total y repetibilidad para el peso al nacer, pesoal destete y peso a los 18 meses

Indice de herencia (h2)Característicaanalizada directo materno totala

Repetibilidad(r)

Peso al nacer 0.09 0.14 0.21 0.23Peso al destete (ajustado a 205 días) 0.08 0.12 0.17 0.26Peso a los 18 meses (ajustado a 548 días) 0.17 0.08 0.21 0.24

a Indice de herencia total estimado usando la formula: (Ω2: varianza; Ω:covariancia; d: aditivo directo; m: aditivo materno).

Con relación al carácter P205 los índices de h2 total,respectivamente. El h2 total obtenido de 0.17 esta cercpromedio ponderado de 8 trabajos (Mercadante et al.,

Ω2d + 1.5Ωdm + 0.5Ω2

mh2 = Ω2

total

directo y materno estimados fueron de 0.17, 0.08 y 0.12ano a los valores encontrados en la literatura, 0.22 para el 1995), 0.12 (Plasse et al., 1999) y 0.29 para el promedio

aritmético de 79 trabajos (Lôbo et al. 2000). Los h2 directo y materno estimados fueron de 0.08 y 0.12respectivamente. Mercadante et al. (1995) reportaron valores ponderados de 0.22 y 0.18 y Plasse et al. (1999)estimaron valores de 0.07 y 0.14 para los h2 directo y materno, respectivamente. Estos últimos valores son bastantessimilares a lo obtenidos en el presente trabajo. La repetibilidad para P205 obtenida fue de 0.26, este estimado estapor debajo al obtenido por Plasse et al. (1999) de 0.35. Es de destacar que el h2 materno esta determinado por laproporción de la variancia total que es debida a los efectos maternos (principalmente habilidad materna y a laatención de la cría por parte de la vaca). Algunos investigadores denominan al h2 materno al destete como"capacidad lechera", pero debemos tener presente que si bien es cierto que el principal factor que afecta el peso aldestete es la producción de leche de su madre, también existe otros efectos maternos que afectan este peso, los cualesno han sido del todo estudiados.

Para el P548 los h2 calculados total, directo y materno fueron respectivamente de 0.21, 0.17 y 0.08. Estos valores sonmuy similares a los obtenidos por Plasse et al. (1999) de 0.26, 0.13 y 0.08. Mercadante et al. (1995) obtuvieron, enocho estudios, un promedio ponderado para el h2 total de 0.24 + 0.01, mientras que para el h2 directo y maternoobtuvieron, para tres estudios, un promedio ponderado de 0.38 y 0.05. Lôbo et al. (2000) calcularon un h2 total de0.35 para el peso a los 18 meses (promedio aritmético de 42 estudios). La repetibilidad calculada para el P548 fue de0.24, cifra cercana a la estimada por Plasse et al. (1999) de 0.28. El valor obtenido (r=0.24) refleja la existencia de uncomponente ambiental permanente, determinado este principalmente por los efectos maternos brindados al animaldurante sus primeros meses de vida. Es decir, la vaca, a través de su habilidad materna, influye sobre el peso a los 18meses de sus crías.

CONCLUSIONES

El índice de herencia total estimado para el peso al nacer (0.21), peso al destete (0.17) y peso a los 18 meses (0.21)son bastante similares a los obtenidos en otras investigaciones donde sé a trabajado con animales registrados de laraza Brahman y han utilizado metodologías de análisis semejantes. Esta afirmación también es valida para el índicede herencia aditivo directo y aditivo materno.

Los resultados obtenidos concuerdan con la conclusión a la que han llegado otros autores, al parecer antiguamenteexistía una sobreestimación de los índices de herencia. Actualmente gracias a la refinación de las diferentesmetodologías empleadas en la estimación de los parámetros genéticos y al ilimitado avance computacional, se logramayor precisión en él calculo de estos parámetros. Estos nuevos análisis dan, por lo general, valores inferiores a losestimados cuando se hace uso de otras metodologías.

En este estudio se encontró la existencia de un componente materno que influye sobre el peso al nacer y el peso aldestete de la cría, incluso influyendo de forma más significativa que el componente aditivo directo. Estos efectos nosolo afectan en la fase temprana de vida del animal, también lo afectan en su fase adulta (en nuestro caso peso a los18 meses), por lo cual se debe tener muy en cuenta la influencia o no del componente materno al momento deseleccionar para un determinado carácter.

AGRADECIMIENTOS

Se agradece al Decanato de Investigación, a SIRCA y al Laboratorio de Investigación para el Mejoramiento de laProducción Animal toda la colaboración prestada en la realización de este trabajo.


1. Boldman, K. G., I. A. Kriese, L. D. Van Vleck, C. Van Tassell y S. Kachman. 1995. A manual for use ofMTDFREML. A set of programs to obtain estimates of variances and covariances (DRAFT). U. S. Departmentof Agriculture, Agriculture Research Service. Washington, D.C., USA.

2. Lbo, R. N. B., F. E. Madalena y A. R. Vieira. 2000. Average estimates of genetic parameters for beef anddairy cattle in tropical regions. Anim. Breed. Abstr. 68(6): 433-462.

3. Mercadante, Z. M. E., R. B. Lbo y A. R. Borges. 1995. Parámetros genéticos para características decrecimiento en cebuinos de carne. Arch. Latinoam. Prod. Anim. 3(1): 45-89.

4. Plasse, D., O. Verde y H. Fossi. 1999. Tendencias genéticas y fenotipicas durante tres décadas en un rebañoBrahman registrado. En: R. Romero, D. Plasse y N. Peña de Borsotti (Eds.). XV Cursillo sobre Bovinos deCarne. Universidad Central de Venezuela, Facultad de Ciencias Veterinarias. Maracay, Venezuela. pp 173-213.

G 33. EFECTO DE ALGUNOS FACTORES SOBRE EL PESO DE CORDEROS AL NACIMIENTO Y ALDESTETE

Nayrube Gómez, Josefina de Combellas y América TrujilloFacultad de Agronomía, Universidad Central de Venezuela, Apartado 4579, Maracay 2101, Venezuela. e-mail:

[email protected]

RESUMEN

Para determinar algunos factores que influyeron en los pesos al nacimiento y al destete en el rebaño ovino de laFacultad de Agronomía de la Universidad Central de Venezuela entre 1977 y 1996, se analizaron las observacionesprovenientes de corderos hijos de ovejas West African (WA) y Dorset Horn (DH). El peso al nacimiento fue afectadopor raza de la madre, peso de la oveja al parto, tipo de parto, sexo (P< 0.01) y raza del padre (P< 0.05), y el peso aldestete por peso de la oveja al parto, tipo de parto, raza y sexo de la cría, (P< 0.01) y año de parto (P< 0.05). Alnacimiento y al destete, los corderos de madres DH fueron más pesados que los hijos de WA (P< 0.05) y loscorderos de padres de las razas de origen templado DH y Bergamasca (BM) más pesados (P< 0.05) que los hijos delas razas tropicales WA y Barbados Barriga Negra (BBN). Los corderos de parto simple fueron más pesados que losde parto doble y estos que los de parto triple (P<0.01) y los macho más pesados que las hembras (P< 0.05). Engeneral se obtuvieron mejores pesos en corderos hijos de ovejas Dorset Horn y de West African cruzadas conpadrotes de razas templadas, a excepción de los corderos de padres de la raza tropical Persa Cabeza Negra quetuvieron pesos al destete semejantes a los de corderos de padres de razas templadas.

Palabras claves: Peso al nacimiento, peso al destete, corderos, razas ovinas.

INTRODUCCIÓN

La cría de ovinos en Venezuela, ha tenido un proceso de desarrollo y evolución irregular y lento, con períodos deincrementos, disminuciones y de estabilización del rebaño nacional. la cría de ovinos se realizó por muchos años conla raza Criolla, pero actualmente el número de ejemplares de esta raza es muy reducido Y la mayoría de los rebañoshan sido cruzados con animales de las razas tropicales West African, Barbados Barriga Negra y Persa CabezaNegra y en menor proporción con razas provenientes de países templados como Dorset Horn, Suffolk, Corriedale yBergamasca, buscando mejorar las características productivas y reproductivas de los rebaños.

La información que se tiene sobre el comportamiento de las razas ovinas tropicales y sus cruces con razas de origentemplado es poca, siendo este trabajo parte de los estudios que se vienen realizando en la Facultad de Agronomía dela Universidad Central de Venezuela para su evaluación.

El peso de los corderos al nacimiento influye en el vigor y la habilidad para consumir leche materna y por lo tanto ensu posterior crecimiento y mortalidad de los animales. El peso al destete, expresa generalmente el potencial de lacría. Estos parámetros están influidos por factores genéticos, de manejo y ambientales (Muñoz, 1997; Combellas, etal.,1998.).


Para este estudio se utilizaron los registros de la Sección de Ovinos del Instituto de Producción Animal de laFacultad de Agronomía de la Universidad Central de Venezuela, en el período 1977-1996. Se tomaron lasobservaciones provenientes de corderos hijos de ovejas de las razas West African y Dorset Horn, mantenidas bajo unsistema de pastoreo con suplementación mineral y concentrado mientras estuvieron vacías y en los primeros mesesde gestación y estabuladas y alimentadas con pasto de corte y 250 gramos de concentrado durante el último mes degestación y hasta el destete de las crías a las 10 semanas de edad.

Se analizó la influencia de algunos factores sobre el peso al nacimiento y peso al destete de los corderos. Los factoresestudiados fueron:

- Año del parto (AP): Desde 1977 hasta 1996..- Número de Partos de la oveja (NP): Desde el primer parto hasta el último de su vida útil


.- Edad de la madre al parto (EP).

.- Peso de la madre al parto (PM).

.- Sexo del cordero (S): Macho (M) y hembra (H)

.- Tipo de parto (TP): Parto simple (PS), parto doble (PD) y parto triple (PT).

.- Raza del Padre (RP): West African (WA), Persa Cabeza Negra (PCN), Dorset Horn (DH), Barbados Barriga Negra(BBN) y Bergamasca (BM).

.- Raza de la Madre (RM): West African (WA) y Dorset Horn (DH).

.- Raza de la cría (RC).

Para evaluar la relación funcional entre los pesos al nacimiento y los pesos al destete y los factores antesmencionados, se planteó el modelo de regresión siguiente:

Yijklmnopq= i + j + k + l + m + n + o + p + q + ijklmnopq, Donde:

Yijklmnopq = representa la respuesta a evaluar.Media general de la población.i Efecto aleatorio del añoj= Efecto fijo de la raza del padrek= Efecto fijo de la raza de la madrel= Efecto fijo de la raza de la críam Efecto fijo del número de parton= Efecto fijo de la edad de la madre al partooEfecto fijo del peso de la madre al partop= Efecto fijo del sexo del corderoq= Efecto fijo del tipo de partoijklmnopq= Efecto residual, normalmente distribuido con media cero y varianza

Se utilizó un ANAVAR (análisis de varianza) para determinar cuales de los factores estudiados tuvieron efectosignificativo sobre los pesos al nacimiento y al destete. Para realizar las comparaciones de medias de los diferentesgrupos donde los factores resultaron significativos se utilizó una Prueba de rangos múltiples de Duncan (Steel yTorrie, 1989). El análisis de los resultados se efectuó con el paquete estadístico SAS (1985).


En el Cuadro 1 se señalan los factores, que influyeron significativamente en los pesos al nacimiento y al destete,según el análisis de varianza realizado.

Los factores que afectaron en forma significativa el peso al nacimiento fueron la raza de la madre y la del padre, elpeso al parto, el tipo de parto y el sexo del cordero, mientras que los que afectaron el peso al destete fueron peso alparto, tipo de parto, raza de la cría y el sexo del cordero y año de parto.

Cuadro 1. Factores que afectaron los pesos al nacimiento y al destete.Peso al nacimiento Peso al destete

Factores Coef.Reg. Probabilidad Coef.Reg. ProbabilidadRaza madre -0.1895 0.001 -0.1499 0.606

Raza padre 0.0865 0.019 0.0557 0.833

Año de parto -0.0002 0.870 0.0193 0.026

Edad de la madre -0.00005 0.389 -0.0003 0.450

Nº de partos 0.0128 0.420 -0.1952 0.086

Peso al parto 0.0387 0.001 0.2347 0.001

Tipo de parto -0.7537 0.001 -3.4199 0.001

Raza de la cría -0.00005 0.985 0.0797 0.001

Sexo 0.1724 0.001 1.1200 0.001

En los Cuadro 2 y 3, se presentan los pesos promedio al nacimiento y al destete según la raza de la madre y delpadre, notándose que los corderos de las madres de la raza Dorset Horn, fueron de mayor peso al nacer y al desteteque los hijos de madres de la raza West African

Cuadro 2. Pesos de los corderos al nacer y al destete según la raza de la madre.

Raza Madre West African Dorset Horn

Nº Observaciones 2034 227

Peso al Nacer (kg) 2.8 b 3.0 a

Peso Destete (kg) 11.7 b 13.3 a

letras distintas en la misma fila, indican diferencias significativas (P<0.05).

Cuadro 3. Peso de los corderos al nacimiento y al destete según la raza del padre.Raza del Padre West African Dorset Horn PCN BBN Bergamasca

Nº Observaciones 1591 185 303 32 129

Peso al Nacer (kg.) 2.7 b 3.1 a 2.9 b 2.7 b 3.2 a

Nº Observaciones 1248 165 252 19 105

Peso destete (kg.) 11.0 c 13.1 b 13.7 b 11.2 c 15.4 a

PCN: Persa Cabeza negra, BBN: Barbados Barriga Negra. Letras distintas en la misma fila,indican diferencias significativas (P< 0.05)

No se presentaron diferencias estadísticamente significativas entre los pesos al nacimiento de los hijos de padres derazas templadas Dorset Horn y Bergamasca y los de razas tropicales West African, Barbados Barriga Negra y PersaCabeza Negra. Lo mismo se observó para los pesos al destete, a excepción de los pesos de los hijos de la razatropical Persa Cabeza Negra, que no fueron distintos a los de los corderos provenientes de padres de razas templadas,debido posiblemente a una manifestación de vigor híbrido en estos animales.

En el cuadro 4 se presentan los pesos de los corderos al nacimiento y al destete según el tipo de parto.

Cuadro 4. Pesos de corderos al nacimiento y al destete según el tipo de parto.Tipo de parto Simple Doble Triple

Nº Observación 1288 937 36Peso al Nacer (Kg) 3.1 a 2.4 b 1.9 c

Nº Observación 1112 672 14Peso Destete (Kg) 13.1 a 9.9 b 9.8 c

Mortalidad (%) 13.6 28.3 61

Letras distintas en la misma fila, indican diferencias significativas (P<0.05)

Se puede apreciar que la diferencia al destete entre corderos provenientes de partos dobles y triples es menor que ladiferencia que existe entre ellos al nacimiento, lo que se debe posiblemente a que hubo una alta mortalidad en loscorderos de partos triples (61%), llegando solo al destete los animales de mayor peso, mientras que en corderos departos dobles la mortalidad fue de 28%.

Con relación al sexo, se observaron diferencias significativas (P< 0.05) con pesos al nacimiento de 2.7 en lashembras y 2.9 en los machos y pesos al destete de 11.4 en las hembras y 13.3 en los machos.

De los resultados obtenidos, se puede concluir que los pesos al nacimiento y al destete fueron afectados tanto porfactores ambientales como genéticos y en general se obtuvieron mejores pesos en corderos hijos de ovejas de la razade origen templado Dorset Horn y cuando las ovejas de la raza tropical West African, fueron cruzadas con padrotesde las razas templadas Dorset Horn y Bergamasca, a excepción de los corderos de padres de la raza tropical PersaCabeza Negra que tuvieron pesos al destete semejantes a los anteriores.


1. Combellas, J. de. ; Rondón, Z.; Ríos, L. y Verde, O. 1998. Efecto de la raza del padre y de la madresobre el peso al nacimiento de corderos en condiciones tropicales. Producción Ovina y Caprina. XXIII: 473-475.

2. Muñoz, M. Gloria, M. 1997. Comportamiento productivo de un rebaño caprino experimental en el Estado Lara,Venezuela. Trabajo de grado. Facultad de Agronomía. Universidad Central de Venezuela. Maracay. 129 p.

3. SAS. 1985. SASR. User’s Guide. Statistic. Versión 5 Edition. SAS Institute, Inc. Carolina del Norte. 75p.

4. STEEL, R. y TORRIE, J. 1989. Bioestadística: Principios y Procedimientos. Mc Graw-Hill. México. 622 p.

G 32. ANÁLISIS DE REGISTROS DE OCHO EXPERIMENTOS DE CRUZAMIENTOSOVINOS EN EL URUGUAY. EFECTO DE LA RAZA EN LA RELACIÓN ENTRE PESO DECANAL FRÍA Y CORTES DE ALTO VALOR EN CORDEROS PESADOS PUROS Y CRUZA

DE 5 MESES DE EDAD.

Garibotto, G.; Bianchi, G. y Bentancur, O.Universidad de la República. Facultad de Agronomía. Estación Experimental “Dr. Mario A. Cassinoni”.

Ruta 3, km 363. Paysandú. 60000. (59872-27950). E-mail: [email protected] . URUGUAY.

RESUMEN

En este trabajo se estudia el efecto del genotipo sobre la relación entre el peso de canal fría (PCF) y elpeso de los cortes valiosos totales (PCVT) en 1181 corderos machos y hembras de 5 meses de edadproducidos en sistemas de cruzamiento terminal. Se analizan registros provenientes de 8 experimentos decruzamientos realizados en Uruguay en 6 localidades durante 4 años. La información corresponde acorderos pesados (peso de canal fría = 15.7 ± 3.2 kg) producto del cruzamiento de 73 carneros Corriedale,Merino Australiano, Romney Marsh, Texel, Hampshire Down, Southdown, Île de France, Suffolk yMilchschaf con madres Corriedale, Merino Australiano y Romney Marsh. El efecto de la raza se estudió através del modelo PCVT = µ + β * PCF + β * R * PCF + ε, analizando la heterogeneidad de loscoeficientes de regresión de los diferentes genotipos. La utilización de cruzamientos terminales permitió,a igualdad de peso de canal, incrementar el peso de los cortes valiosos.

Palabras clave: Corderos pesados, cruzamientos, peso de canal, peso de cortes valiosos.

INTRODUCCIÓN

En los últimos años, en el Uruguay, el aumento sostenido de la producción de canales ovinas pesadas (15-18 kg), pero provenientes de animales jóvenes, aparece como una opción viable a nivel productivo. Noobstante, y debido a la falta de tradición en este tipo de producto, la información disponible es escasa.

Los más de 300 000 corderos pesados que se faenan anualmente en el país tienen como destino principalla exportación, particularmente con los cortes del trasero de mayor valor. Incrementos en el peso de estoscortes contribuyen a mejorar la eficiencia de la cadena cárnica y permitirían trasladar esta ventaja, almenos parcialmente, al sector productivo.

El grupo de Ovinos y Lanas de la “Estación Experimental Dr. Mario A. Cassinoni” de la Facultad deAgronomía viene trabajando en un Programa de “Intensificación de la Producción de Carne Ovina”(Bianchi, 2001) desde dos ópticas complementarias. Por un lado, las alternativas de tipo genético(fundamentalmente a través de diferentes esquemas de cruzamiento) y, por otro, las vías no genéticas, enlas que se hace énfasis en aspectos vinculados a la manipulación del crecimiento animal (castraciónconvencional, térmica, etc.), estrategias de manejo (edad de destete) y nutricionales.

En este trabajo se describe el efecto de la raza paterna (Corriedale, Merino Australiano, Romney Marsh,Texel, Hampshire Down, Southdown, Île de France, Milchschaf y Suffolk) y la raza materna (Corriedale,Merino Australiano, Romney Marsh) sobre la relación entre el peso de canal fría y cortes de alto valor encorderos pesados de 5 meses de edad.


Se analizaron 1181 registros de peso de canal fría (15.7 ± 3.2kg) y peso de cortes valiosos (sumatoria debife (Longissimus dorsi), lomo (Psoas major) y pierna), provenientes de 8 experimentos realizados enUruguay en 6 localidades durante 4 años (Bianchi et al., 2000; Garibotto et al., 2000; Garibotto et al.,2001 a; 2001 b). La información corresponde a corderos pesados machos y hembras (>34 kg de pesovivo) producto del cruzamiento de 73 carneros Corriedale, Merino Australiano, Romney Marsh, Texel,Hampshire Down, Southdown, Île de France, Suffolk y Milchschaf con 3200 ovejas Corriedale, MerinoAustraliano y Romney Marsh.

A los efectos del presente estudio se consideró el peso de canal fría como la cantidad de carne obtenidauna vez que al animal se le extraen la piel, vísceras, patas y cabeza y luego de ser sometido a enfriamientopor 24 h en cámara a 3ºC. En la sala de desosado las canales fueron divididas a la mitad por personal


experimentado del frigorífico siguiendo el eje de la columna vertebral de manera de obtener las dosmedias canales. En la media canal derecha se realizó el corte pistola a 8 costillas dando origen al trasero yal delantero con asado y vacío a 5 costillas. El trasero se desosó siguiendo las pautas comerciales paraobtener los siguientes cortes valiosos sin hueso: pierna con cuadril y garrón, bife y lomo. La Figura 1ilustra la ubicación del corte pistola y los cortes sin hueso del trasero.

Figura 1. Diagrama de cortes.

La relación entre peso de canal fría (PCF) y el peso de los cortes valiosos totales (PCVT) fue analizada através del coeficiente de correlación de Pearson. Se usó el siguiente modelo: PCVT = µ + β * PCF + β *R * PCF + ε, para analizar la heterogeneidad de coeficientes de regresión de los diferentes genotipos enbase al procedimiento MIXED (SAS, Institute Inc., 1998), donde:

µ = Media poblacional.β = Coeficiente de regresiónR = Raza (paterna o materna)ε = Error experimental


Efecto de la raza paterna y materna

DELANTERO CONASADO A 5 COSTILLAS

CORTE PISTOLA A 8COSTILLAS

CORTE PISTOLA

CORTES SIN HUESO DEL TRASERO

LOMO (músculo Psoas major)

PIERNA

BIFE (músculo Longissimus dorsi)

En el Cuadro 1 se presenta la relación entre peso de canal fría (PCF) y peso de cortes valiosos totales(PCVT) de registros provenientes de corderos hijos de padres Corriedale, Texel, Hampshire Down,Southdown, Île de France, Suffolk y Milchschaf y madres Corriedale.

Cuadro 1. Interceptos, coeficientes de regresión (error estándar), correlación y determinación para larelación entre PCF y PCVT.

Intercepto Coeficiente de regresión r R2

(error estándar)Raza paterna

Corriedale + 378.1 0.288 Bd (± 0.010) 0.93 0.86Texel + 314.7 0.300 cd (± 0.010) 0.97 0.95Hampshire Down - 649.0 0.350 ab (± 0.020) 0.94 0.87Southdown - 549.1 0.348 ab (± 0.016) 0.98 0.97Île de France + 10.8 0.326 bc (± 0.015) 0.97 0.94Milchschaf - 500.1 0.353 ab (± 0.015) 0.97 0.94Suffolk - 1908.0 0.413 a (± 0.036) 0.96 0.92Promedio de cruzas - 546.9 0.349 A (± 0.008) 0.97 0.94

Coeficientes de regresión en la misma columna seguidos de diferente letra mayúscula ominúscula difieren significativamente p≤0.05

Las medidas de PCVT y PCF tomadas en corderos machos cruza y Corriedale puros mostraron una fuerteasociación positiva con una correlación superior a 0.9 (0.93 y 0.97, p≤0.01, corderos Corriedale puros ycruza, respectivamente). Esta tendencia significa que los corderos más pesados presentan mayor peso decortes valiosos y, en consecuencia, se obtienen pesos individuales de los cortes que justifican más lapráctica del desosado. Sin embargo, se detectó un efecto significativo (p=0.0001) de la raza paternautilizada sobre la pendiente de la recta que representa la relación entre el PCF y el PCVT. Mientras que elincremento de 1 kilogramo en el peso de canal significó 288 g más de PCVT en los animales Corriedalepuros, en los corderos cruza este incremento en el PCF representó 349 g más de PCVT. Estos resultadossugieren que la superioridad de los corderos cruza en términos de PCVT se manifiesta y/o aumenta amedida que se incrementa el peso de canal. Esta situación es particularmente válida para los genotiposcruza Suffolk, Milchschaf, Southdown y Hampshire Down. Estos resultados son coincidentes con losobtenidos por Taylor et al. (1980) y Thonney et al. (1987), quienes encuentran proporcionessignificativamente superiores de carne en cortes de alto valor, particularmente del músculo Longissimusdorsi, en corderos cruza respecto de animales puros faenados a un mismo peso de canal.

Cuando se analizó la relación entre PCF y PCVT, pero considerando los registros provenientes de losexperimentos con madres Merino Australiano y Romney Marsh, se observó la misma tendencia que laregistrada con madres Corriedale (0.302 vs. 0.327 y 0.242 vs. 0.308, p≤0.05, valores de b para corderosMerino Australiano puro y cruza y Romney Marsh puro y cruza, respectivamente).

En el Cuadro 2 se presenta la relación entre PCF y PCVT, pero cambiando la raza materna (Corriedale,Merino Australiano y Romney Marsh) y utilizando la misma raza paterna. Se presentan sólo losresultados obtenidos con la utilización de carneros Southdown, ya que para los restantes genotipospaternos evaluados (Hampshire Down e Île de France) no se detectó efecto de la raza materna en larelación entre PCF y PCVT (p>0.05)

Cuadro 2. Interceptos, coeficientes de regresión (error estándar), correlación y determinación, para larelación entre PCF y PCVT.

Intercepto Coeficiente de regresión r R2

(error estándar)Raza materna

Corriedale - 91.3 0.329 a (± 0.010) 0.98 0.97Merino Australiano + 265.0 0.287 b (± 0.020) 0.97 0.93Romney Marsh + 234.0 0.285 b (± 0.019) 0.98 0.95

Coeficientes de regresión en la misma columna seguidos de diferente letra difierensignificativamente p≤0.05

De acuerdo a los resultados que se presentan en el Cuadro 2, parecería que la elección de la raza maternaes una decisión significativa cuando el objetivo es lograr incrementos en el rendimiento de cortesvaliosos. Sin embargo, dicha decisión parecería secundaria cuando la raza paterna utilizada es HampshireDown o Île de France. En efecto, los incrementos esperables en PCVT por cada kilogramo de incrementoen PCF, no difirieron significativamente (p>0.05) por el hecho de variar la raza materna (0.306, 0.306,0.329 y 0.314, 0.324, 0.301, valores de b para carneros Hampshire Down e Île de France y madresCorriedale, Merino Australiano y Romney Marsh, respectivamente).

Los resultados obtenidos a partir de este estudio sugieren que la utilización de padres de razas carniceras,particularmente Suffolk, Milchschaf, Southdown y Hampshire Down en sistemas de cruzamiento terminalpermite, para un mismo peso de canal, incrementar el rendimiento en cortes valiosos en relación a losgenotipos laneros puros. Esta superioridad se torna relevante ante un escenario comercial en el que sepaguen incentivos por rendimiento de carne y/o sea necesario alcanzar pesos mínimos de las piezasindividuales que componen los cortes valiosos del trasero: bife, lomo y pierna.


1. Bianchi, G.; Garibotto, G. y Bentancur, O. 2000. Producción de corderos pesados precoces ensistemas de cruzamiento terminal con Romney Marsh y razas carniceras. Revista de la EEMAC.Cangüé Nº 18: 16-21.

2. Bianchi, G. 2001. Utilización de razas y cruzamientos para la producción de carne ovina enUruguay. In: Curso Internacional en salud y producción ovina. Universidad Austral de Chile.Facultad de Ciencias Veterinarias. Escuela de Graduados. Valdivia 17 y 18 de mayo 2001. Chile. pp:53-69.

3. Garibotto, G.; Bianchi, G.; Caravia, V.; Bentancur, O. y Franco, J. 2000. Cruzamientos Terminalessobre ovejas Corriedale. 3. Características de las canales de corderos pesados faenados a los 5 mesesde edad. XVI Reunión Latinoamericana de Producción Animal. III Congreso Uruguayo deProducción Animal. 28-31 de Marzo. Montevideo, 2000. Trabajos presentados. Buenos Aires,DelMercosur. (CD-ROM).

4. Garibotto, G, Bianchi, G. y Bentancur, O. 2001 a. Cruzamientos terminales de sementales MerinoAustraliano, Hampshire Down, Southdown e Île de France sobre ovejas Merino Australiano enUruguay. 2. Peso y composición de canales de corderos pesados sacrificados a los 135 días de edad.Revista Argentina de Producción Animal. 21 (1): 35 - 42.

5. Garibotto, G ; Bianchi, G.; Caravia, V.; Bentancur, O.; Michelena, A.; Debellis, J. y Otero, E. 2001b. Estudio comparativo de corderos Merino Australiano y Cruza Texel, Hampshire Down,Southdown e Île de France. 3. Peso, composición y calidad de canales de corderos faenados a los 6meses de edad. SUL. Producción Ovina 14. En prensa.

6. SAS Institute Inc., SAS/STAT. User`s Guide, Versión 6.12. Carey, NC. 1998.

7. Taylor, St. C. S.; Mason, M. A.; McClelland, T. H. 1980. Breed and sex differences in muscledistribution in equally mature sheep. Animal Production 30: 125 – 133.

8. Thonney, M, L.; Taylor, St C. S.; Murray, J. Y.; McClelland, T.H. 1987. Breed and sex differencesin equally mature sheep and goats. 3. Muscle weight distribution. Animal Production 45: 277 – 290.

G 58. VARIABILIDAD INDIVIDUAL DE LA INFESTACIÓN POR LA GARRAPATA AMBLYOMMAVARIEGATUM EN VACUNO CRÉOLE DE GUADELOUPE

M. Naves 1, N. Barré 2, A. Menendez-Buxadera 1, Y. Fréjaville 11 Institut National de la Recherche Agronomique (INRA), Unité de Recherches Zootechniques (URZ), Guadalupe,

Antillas francesas, tel : (590) 255931, fax : (590) 255936, email : [email protected] CIRAD, BP 25 Païta, Nouvelle-Calédonie, tel : (687) 35 33 85, fax : (687) 35 32 23, email : barré@cirad.nc

RESUMEN

La garrapata Amblyomma variegatum y las enfermedades asociadas constituyen una gran amenaza para la críabovina en las Antillas. En tal sentido, en Guadeloupe y otras islas de las Antillas menores, se aplican periódicamentetratamientos con productos acaricidas, con el propósito de proteger los animales de infestación y tratar de eliminarestos parásitos. El objetivo en este articulo es presentar los primeros resultados sobre la naturaleza de las variacionesindividuales del nivel de infestación por la garrapata Amblyomma en el vacuno Créole, y de estimar si estasvariaciones son determinadas por factores genéticos, de tal manera que el nivel de infestación podría ser usado comocriterio de selección de los animales que manifiesten una menor susceptibilidad a las garrapatas. Los datosdisponibles corresponden al conteo del numero de garrapatas por animal en las condiciones de la estaciónexperimental del INRA en Gardel. Los registros representan un período de mas de 10 años, durante el cual el nivelde infestación fue controlado a diferentes intervalos de tiempo. En particular, se evaluaron los datos pertenecientes aconteos realizados con una frecuencia mensual, trimestral o anual, separados por ligeros tratamiento. Otrasinformaciones fueron recogidas, como el peso vivo, el estado fisiológico y los orígenes genéticos de los animales, oel mes de control. Las análisis demostraron una alta variabilidad del nivel de infestación, de origen tanto del medioambiental como por factores individuales. La respetabilidad y la heredabilidad fueron significativas; pero estosparámetros están modulados por la frecuencia de control. Aunque son necesarios mas estudios, se concluye de estetrabajo que el mejoramiento genético de la resistencia a las garrapatas A. variegatum puede ser una vía muyprometedora para la lucha contra este parásito en el vacuno.

Palabras claves: vacuno Créole-garrapata Amblyomma variegatum-heredabilidad-repetibilidad.

INTRODUCCIÓN

La garrapata Amblyomma variegatum fue introducida en Guadeloupe, desde Africa del Oeste, a mediados del sigloXIX. Al picar a los animales, puede inocular a sus huéspedes varias enfermedades y ser la causa de perdidasimportantes, debidas por ejemplo a Cowdria ruminatium, parásito sanguíneo muy infeccioso, o Dermatophiluscongolensis, causa de heridas severas en la piel de los animales. El ganado Créole de Guadeloupe, mestizo de taurinoibérico y de taurino y cebú africano, presenta una resistencia muy alta a estas enfermedades. Pero los bovinos derazas importadas, como razas de Europa, usadas en cruzamiento para mejorar el nivel de producción del rebañoautóctona, son conocidas por ser muy sensibles a estas plagas. En 1987, solo en el departamento de Guadeloupe, lasperdidas anuales directas o indirectas, sumadas con el costo de la lucha contra el parásito, fueron estimadas a 1.5millones de dólares (Barré, 1989), para un total de 80000 cabezas de ganado y 25000 caprinos.

Durante los primeros años de la década del 1990, se inicio un programa de erradicación, con el propósito de eliminartotalmente la garrapata de las islas de las Antillas menores, las cuales constituyen una plaga importante para laganadería. Se usaron métodos de lucha química, usando productos acaricidas de síntesis (Barré et al., 1993). Estosmétodos, aun eficaces en la actualidad, presentan algunas limitaciones: gastos elevados, necesitando apoyo definanciamientos públicos, necesidad de repetir los tratamientos con regularidad, contaminación ambiental porresiduos de pesticidas, etc. Por estas razones, resulta necesario investigar nuevas formas de lucha contra lasgarrapatas, tal como una vacuna, o la selección de animales que demuestren una alta resistencia a este parásito.(Pegram et al., 1993).

Existe abundante documentación sobre la variabilidad entre razas bovinas para la sensibilidad a las garrapatas(Pegram et al., 1993); pero pocos resultados han sido publicados sobre variaciones individuales de sensibilidaddentro de una raza. Por otro lado, la mayoría de las referencias tratan de resistencia a la garrapata Boophilusmicroplus, la cual tiene características biológicas y consecuencias diferentes (Seifert, 1971, 1984). Nuestro objetivo



fue de analizar las variaciones individuales de infestación por Amblyomma variegatum en bovinos Créole, y estimarla heredabilidad y respetabilidad del nivel individual de infestación por esta garrapata y su pertinencia como criteriode selección.

MATERIAL Y MÉTODO

En el marco de investigaciones sobre los tratamientos garrapaticidas que se podrían usar en Guadeloupe (Barré et al.,1993) se realizaron conteos periódicos del numero de garrapatas presentes en los animales Creole de los rebaños dela estación experimental de Gardel. Los rebaños tienen 18 cabezas aproximadamente, con identifican individual.Cada rebaño (machos o hembras adultas) fue mantenido, en pastizales de Digitaria decumbens o pastos deDichantium annulatum. Estos pastos fueron manejados de manera mas o menos intensiva, con o sin riego yfertilizante, según los potreros y los periodos del año. El conteo de garrapatas fue realizado en el corral, mediante unexamen visual cuidadoso, en particular en los sitios donde usualmente se encuentran las garrapatas. El numero totalde garrapatas Amblyomma variegatum, machos o hembras, en cada animal fue registrado y constituye la medidaestudiada.

Para este estudio fueron usados solamente los registros tomados en periodos y rebaños bien caracterizados, donde lostratamientos fueron realizados con acaricidas poco permanentes, usados con intervalo mensual, de tal manera que elnivel de infestación no fue limitado de manera estricta. Con esta información fue constituido un fichero de datosmensuales en diferentes rebaños. Un segundo fichero fue igualmente conformado, con datos de conteo confrecuencia trimestral, separados por periodo de tratamiento y reinfestación. Finalmente, el conteo realizadoanualmente fue también estudiado.

Por otro lado fueron empleados los datos individuales de peso vivo, el mismo día o en una fecha vecina del controlde garrapatas, estado fisiológico de los animales (inicio de preñez, fin de preñez, amamantamiento, vacas sin ternero,machos). La fecha de control fue también incorporada, como indicador de los factores estacionales, para conteomensual o trimestral,.

Conteo mensualFueron recolectados 1195 registros de numero de garrapatas, de los cuales 844 pertenecen a 98 vacas de 7 rebaños, y351 registros sobre 42 machos en 3 rebaños. Estos datos corresponden a periodos de 5 a 12 meses, en momentosdiferentes según el rebaño, entre 1990 et 1995. En el conjunto de datos están representados todos los meses del año,aunque la mayoría de los datos fueron recolectados entre abril y septiembre. Se recogieron aproximadamente 8.5registros de conteos por animal (entre 4 y 11 sobre los machos, entre 1 y 24 por las vacas). Los animales procedieronde 13 padres, representados por 10.8 progenies cada uno (1 a 22 progenies).

Conteo trimestralSe disponen de conteos cada 3 meses, para un total de 530 datos registrados sobre 95 vacas, entre enero 1995 yagosto 1996. Todos los animales permanecieron en el mismo hato durante este periodo, y un promedio de 5.6 datosfueron recolectados sobre cada hembra. Los diferentes estados fisiológicos están representados, durante el periodo de20 meses de seguimiento, y cada vaca pasó por los diferentes estadios. Las datos pertenecen a 14 padres con unpromedio de 6.8 progenies cada uno.

Datos anuales:Un total de 757 registros de numero de garrapatas por animales fueron colectados sobre 215 vacas, en la mismaépoca del año. El numero de datos por cada animal es de 3.5 de promedio (entre 1 y 10 conteos). Los diferentesestados fisiológicos están presentes, pero los conteos fueron realizados en el mismo periodo cada año, de tal maneraque cada vaca manifiesta en el mismo estado cada año. En este conjunto de datos están representados 26 padres, conde 1 à 19 progenie (7.3 de promedio).

Análisis estadísticos:La variable "numero total de garrapatas machos o hembras (TMF) contadas sobre cada animal fue transformada ensu logaritmo Ln(TMF +1), con vistas a normalizar su distribución. Un análisis de varianza-covarianza fue realizadocon esta variable transformada, mediante el procedimiento GLM del programa SAS (SAS Institute, 1990). Losfactores tomados en cuenta fueron:

- los efectos fijos debidos al hato (H); fecha de control (C), de la interacción entre ambos (HxC) y del estadofisiológico (F)

- la covariable peso vivo (W)- los efectos aleatorios ligados de la progenie (P) y del padre (S) y un error residual.Diferentes modelos con efectos fijos y aleatorios fueron aplicados a los diferentes conjuntos de datos:

(1) LnTMF = µ + H + C + HxC + F + W + ε(2) LnTMF = µ + H + C + HxC + F + P + W + ε(3) LnTMF = µ + H + C + HxC + F + S + P(S) + W + ε

Finalmente, un análisis de los componentes de la varianza fue realizado, con el procedimiento VARCOMP delprograma SAS, según el método REML y por los modelos mixtos (2) y (3).Este análisis permitió el calculo de losparámetros de repetebilidad (R) y heredabilidad (h²) de la variable estudiada:- modelo (2) : R = Var(P) / [Var(P) + Var(ε)]- modelo (3) : R = [Var(S) + Var P(S)] / [Var(S) + Var P(S) + Var(ε)]

h² = 4 *Var(S) / [Var(S) + Var P(S) + Var(ε]

RESULTADOS Y DISCUSIÓN:

A. Análisis de varianza:Los resultados de los análisis de varianza para los diferentes modelos y conjuntos de datos se presentan en las tablas1, 2 y 3.

Tabla 1 : Factores de variaciones de conteo mensualmodelo R² Cme H C HxC F W P S

(1) 0.39 0.80 ** ** ** ns *(2) 0.61 0.58 ** ** ** ns ns **(3) 0.44 0.79 ** ns ** ns ns ** **

R² : coeficiente de determinación del modelo; CMe : cuadrado medio del error* p<0.05, ** p<0.01, ns : no significativo

Tabla 2 : Factores de variaciones de conteo trimestralmodelo R² CMe H C HxC F W P S

(1) 0.48 0.76 ** ** ** * ns(2) 0.66 0.62 Ns ** ** ** ns **(3) 0.66 0.61 Ns ** ** ** ns ** **

Tabla 3 : Factores de variaciones de conteo anualmodèle R² CMe H C HxC F W P S

(1) 0.62 0.69 ** ** ** ns *(2) 0.75 0.65 ** ** ** ns ns *(3) 0.75 0.65 ** ** ** ns ns *

El efecto del rebaño (H), la fecha de control (C) y su interacción (HxC) fueron altamente significativos, ilustrando elefecto de las condiciones ambientales como la época del año, pero también las condiciones propias de cada hato,modulando este efecto. Estas variaciones se pueden explicar por factores ambientales que no fueran controlados en elestudio, como el tipo de vegetación, el microclima de cada hato, variaciones en la eficiencia de los tratamientos,presencia de otros animales huéspedes alrededor de los hatos, etc modulando los efectos estacionales (Barré, 1989).

El efecto del estado fisiológico es más discutible. La distribución de los datos en los conjuntos de conteos mensualesy anuales no permiten probablemente que se manifieste este efecto, porque el estado de cada animal fuegeneralmente el mismo. Sin embargo, este efecto parece mas evidente en el conjunto de datos trimestrales. En estecaso, las vacas con ternero tienen un nivel de infestación menor que los otros estados, debida a la acción mecánicadel ternero durante el amamantamiento, que expulsa las garrapatas de las tetas de su madre.

Los efectos debidos a las repeticiones de conteo sobre cada animal y del padre fueron significativos, para los datosde conteo mensual y trimestral. Esto parece señalar que los efectos genéticos pueden influir en la variabilidadindividual del nivel de infestación. Para el conteo anual, solo permanece el efecto individual, y no hay influenciadebida a padre del animal.

B. Repetibilidad y heredabilidad (Tabla 4)Los valores de repetibilidad calculadas para los diferentes conjuntos de datos fueron elevadas, aunque disminuyenen la medida que aumenta el intervalo de tiempo entre conteos. Los estimados de R y h² fueron los mas sonelevados cuando se realiza conteo mensual, debido probablemente al mantenimiento de una población residual degarrapatas en los animales entre dos controles consecutivos (Barré et al., 1998). No obstante, ambos parámetrosfueron significativos para el conteo trimestral, cuando los tratamientos usados en este tiempo deberían limitar lapresencia residual de garrapatas entre dos controles. En los datos anuales, la repetibilidad parece muy baja, pero sepuede explicar por el menor numero de datos por animales en este fichero.

Tabla 4 : Repetibilidad (R) et heredabilidad (h²) de la variable Ln (TMF + 1)Modelo Var(ε) Var(P) Var(S) R h²(2) datos mensuales 0,582 0,235 0,288 +/- 0.037(3) 0,582 0,199 0,065 0,312 +/- 0.050 0,307 +/- 0.229(2) datos trimestrales 0,627 0,14 0,183 +/- 0.046(3) 0,613 0,107 0,03 0,183 +/- 0.051 0,160 +/- 0.157(2) datos anuales 0,657 0,04 0,057 +/- 0.035

CONCLUSIÓN:

Los resultados de este estudio indican que los factores ambientales tienen un efecto muy importante en el nivel deinfestación de garrapatas Amblyomma variegatum, pero no son suficiente para explicar toda la variabilidad de lainfestación registrada sobre el ganado. El análisis realizado permitió estimar importantes y significativas variacionesde origen genético. Los resultados de R y h² fueron mas elevados cuando el conteo se realiza mensualmente, noobstante es posible que ambos parámetros sean sesgados debido a efecto de una población residual de garrapatas, lacual esta presente entre dos controles adyacentes. Los resultados para el conteo trimestral pueden ser mas reveladoresde las variaciones individuales, debido a que están menos influenciados por la biología de la garrapata. Por elcontrario, los datos anuales no dieron resultados muy convincentes; pero pueden ser sesgados por la estructura de losdatos, como el estado fisiológico idéntico de los animales cada año, o el numero de datos por animal. Los resultadosalcanzados parecen muy prometedores para la posibilidad de seleccionar los bovinos por su resistencia a lasgarrapatas Amblyomma variegatum en condiciones de infestación, lo cual puede inferirse si se toma en cuenta lamagnitud del coeficiente de variación genético que varió entre 10.4% a 14.6% Es necesario continuar los análisis dedatos, particularmente probando efectos maternos, de origen genético o ambiental, que podrían señalar inmunizaciónde los terneros en los primeros meses.


1. Barré N., 1989. Biologie et écologie de la tique Amblyomma variegatum (Acarina: Ixodina) en Guadeloupe(Antilles Françaises). Thèse Doctorat, Paris-Sud, 267 pp.

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microplus) Research and applications. Impact of diseases on livestock production in the tropics. H.P. Riemann,M.J. Burridge Ed. Elsevier, p. 553-558.

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