heredabilldades de caracteristicas reproductivas
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HEREDABILlDADES DE CARACTERISTICAS REPRODUCTIVAS,PRODUCTIVAS y MORFOMETRICAS,
PARA GANADO NORMANDO REGISTRADO EN COLOMBIA *
RESUMEN
Elpresente trabajo se realizó conel _objeto de estimar paramétrosgenéticos para variables reproducti-vas, productivas y morfométricasde ganado Normando registradoante la Asociación de Criadores de.la raza. Se tomaron registros de3.206 hembras, con 1 a 5 partos,de 118 hatos, en 8 regiones de Co-lombia del período 1985-1993. Lainformación se analizó utilizando elpaquete Statistical Analysis System(SAS), SAS Institute Inc., usandolos procedimientos Univariate, Ge-neral Lineal Model (GLM) y Compo-nents of Variance (Varcomp)método REML.
17 heredabilidades (h2) se esti-maron mediante componentes devarianza y covarianza, usando unmodelo mixto que incluía 5 efectosfijos y uno aleatorio, en hembrasmedias hermanas paternas. Los va-lores de heredabilidad para varia-bles reproductivas variaron entreh2 = 0,00 ± 0,15 para número deservicios por concepción hasta 0.87± 0.16 para edad al primer parto,para variables productivas fueron0.00 ± 0.10 para días secos hasta0.24 ± 0.11 para leche corregida yvariables morfométricas sus valoresfluctuaron entre 0.17 ± 0.06 paraclasificación por tipo hasta 0.51 ±0.13 para la longitud de anca.
INTRODUCCION
La heredabilidad (h) se defineen sentido estricto como la rela-ción entre la varianza genética
Orlando Vanegas Mora * *Daniel Abadia Rueda * *Jorge Tello Durán** .
**Carlos Manrique Perdomo
aditiva y la fenotípica (Warwick yLegates, 1980), porción del dife-rencial de selección de los progeni-tores, que por término medio pasaa la descendencia, (Dalton, 1980).
Se interpreta la h2 como bajade Oa 0.15, media de 0.15 a 0.30y alta más de 0.30 (Dalton,1980), baja de O a 0.30, media0.30 a 0.50 y alta de 0.50 o más(Bodisco y Rodríguez, 1985).
Los efectos genéticos aditivosson más importantes por con-tribuir a una mayor variación total,porque se transmiten .de una gen-eración a la siguiente, a diferenciade otros efectos (Becker, 1986).La estimación de h basada en unamuestra poblacional de una gen-eración podrá ser impropia para lasiguiente, (HiII 1971 citado porGómez, 1982):
Siendo la h una relación devarianzas genético ambientales,un cambio en los componentesdel numerador o el denominadorcausan cambios en el valor deésta. Otra razón de cambio es lasobreposición de generacionescomo sucede en animales domés-ticos y su estimación se complica(Gómez, 1982).
Autores consideran que la here-dabilidad será O cuando entre losindividuos no existen diferencias deorigen genético, si es 1, la varianzatiene un origen exclusivamente ge-nético (Dalton, 1980; Weigel et. al.,1992; Le Roy, 1993).
Weigel et. al. (1992) anali-zando por REML un modelo queincluía cinco efectos fijos y elefecto del padre al azar, de 14características morfométricas re-portando heredabilidades entre unrango de 0.09 para ángulo del pie,y 0.37 para la alzada.
Actualmente la h se calculapor el procedimiento Varcomp,método REML, como lo confirmanlos trabajos de (Weigel et. al.,1992; Harris, 1992; Manrique,1993).
El mejoramiento de característi-cas con baja h se logra, si en laselección se da atención apropiadaal fenotipo del pariente más cer-cano, en adición al fenotipo del ani-mal (Lush, 1973).
MATERIALES Y METODOS
La información se tomó de losregistros morfométricos, produc-tivos y reproductivos de la Aso-ciación Colombiana de Criadoresde Ganado Normando. Esta con-sistió en: Hato, región, año e iden-tificación de la hija, padre y ma-dre, además, edad y época departo e intervalo entre partos,número de servicios por concep-ción, días abiertos, longitud de lalactancia y gestación, períodoseco, producción de leche acumu-lada y corregida; alzada, contornode pecho, longitud de anca, an-cho de isquiones, cadera y trocan-ter y calificación para tipo.
Se tomaron 7127 hembrascon 1 a 5 partos entre 1985-1993y se redujo a 3676, eliminandohijas de padres N. N. y valoresextremos. Se eliminó la variablemadre y su edad, porque incre-mentaban la matriz estadística.
A diferencia de Blake citadopor Correa (1993), no se elimi-naron registros por número de hi-jas por toro para los diferentes ha-tos, por no existir diferencias alestimar parámetros genéticos(Carriquiry, 1993).
La información se procesó enel computador del Centro de Esta-dística de la sección de Biometríadel Instituto Colombiano Agrope-cuario (lCA) Tibaitatá, MosqueraCundinamarca.
Los modelos se procesaron me-diante el paquete Statistical Anali-sys System (SAS). Se estimó lacontribución de efectos fijos (hato,región, año, época y orden de par-to) a la varianza de la variable de-pendiente, mediante GLM.
Posteriormente, con VAR-COMP, Método REML, se estimóla varianza tomado el padre comoefecto aleatorio, asumiendo losmismos efectos fijos.
Se escogió un modelo de efec-tos mixtos.
Yijklmno = + H¡ + Rj + APk+ OPI + EPm + Pn + Eijklmno
donde:
IEl presente artIculo hace parte del trabajo titulado "Estimación de paramétros genéticos productivos y reproductivos en ganado Normando registrado" conducentepara optar la Maestrra en Reproducción Animal, lfnea de investigación Genética del primero de los autores.Respectivamente,: Zootecnista, MSc. Profesor Universidad de los Llanos. Facultad de CienciasAgropecuarias y Recursos Naturales, Escuela de Medicina Veterinariay Zootecnia; DMV. MSc. PhD.; Zootecnista MSc., Profesores Universidad Nacional de Colombia, Facultad de Medicina Veterinaria y Zootecnia, Zootecnista, MSc.PhD. Corpoica, División de Biometrra ICA, Tibaitatá.
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1
Yijklmno = Es cualquier obser-vación que ha recibido el efectode las diferentes variables fijas yaleatorias debido a factores me-dio ambientales y genéticos nocontrolados, ¡l = Promedio de lavariable dependiente, Hi= Efectodel hato, R¡ = Efecto de la región,APk = Efecto del año de parto,OPI = Efecto del orden de parto,EPm = Efecto de la época departo, como efectos fijos y Pn =Efecto del padre (aleatorio),Eijklmno= Error experimental.
La heredabilidad se estimó cal-culando la varianza entre padresy se multiplicó por 4 para estimarla varianzaaditiva, ésta última sedividió por la. varianza fenotfpicaque se obtuvo dela varianza entrepadres más la va fianza del error oambiental.
RESULTADOS Y DISCUSIDN
La Tabla 4 describe los valoresde h2 y error estándar, estimadospara cada una de las característi-cas reproductivas. La longitud degestación presentó un valor altode 0.57 ± 0.18, por tanto el pro-greso en la selección sería acep-table si se utilizaran hijas de toroscon gestaciones por debajo delpromedio.
Los días vacíos presentan unah de 0.00 ± 0.13, similar al re-portado por (Correa, 1993 yReyes, 1993) para Holstein. Pocose lograría seleccionando genéti-camente, pero si se mejora elmedio ambiente (sanidad y nu-trición), se podría reducir los díasvacíos, el intervalo entre. partos ymejorar la producción lechera.
La edad al primer parto pre-sentó un valor de h de 0.87 ±0.16,similar a lo encontrado por Odebray Katpatal, en México, (1978) einferior al de Abubakar et. al.,(Colombia, 1986), para ganadoHolstein; y superior a los halladospor otros autores.
El Intervalo entre partos, seencontró en 0,23 ±O,11, cercanoa 0.20 ± 0.09 reportado porSalazar, (1970), y distante de0.10 hallado por Warwick y Le-gates (1980). Esta variable pre-senta una h media susceptible demejora genética.
El número de servrcros porconcepción, presentó una h de
REPRODUCTIVAS:
TABLA 1HEREDABILlDADES ESTIMADAS PARA GANADO NORMANDO REGISTRADO
CARACTERISTICAS OBSERVACION h2 ± E.E.
Lonaitud de la aestación 723 0.57±0.18
Días vacía 218 0.00 ± 0.13
Edad al parto 2507 0.87 ± 0.16
Intervalo entre partos 3032 0.23 ± 0.11
Número de servicios por concepción 725 0.00 ± 0.15
PRODUCTIVAS:
Días seca 2786 0.00±0.10
Leche acumulada 3676 0.17 ±0.09
Leche correqida 2431 0.24± 0.11
Lonaitud de la lactancia 2050 0.10±0.10
MORFOMETRICAS:
Alzada 2306 0.27± 0.11
Lonqitud de anca 2306 0.51 ±0.13
Contorno de pecho 2306 0.23± 0.10
Ancho de isquiones 2306 0.27 + 0.11
Ancho de cadera 2306 0.31±0.12
Ancho de trocánter 2306 0.20± 0.08
Tipo 2306 0.17±0.06Estimadas mediante el procedimiento Varcomp método REML a partir de loscomponentes de varianzas.
0,00 ± 0,15, cercana a lo descritopor: (Salazar, 1970; Dalton, 1980;Oni et. al., 1989).Esta variable porsu baja h tendrá limitado progresogenético y sólo con un manejo re-productivo y nutricional adecuado,podría mejorar.
La heredabilidad para los díassecos, fue de 0.00 ± 0.10. Al es-timar la varianza del componentepadre fue cero, de ahí su baja h.Se hace recomendable un ade-cuado manejo de las hembras lac-tantes.
La h para leche acumulada oleche sin ajustar fue de 0.17 ±0.09, valor similar al reportadopor Bodisco y Abreu, (1991), tra-bajando con ganado Criollo leche-ro de Centro América, la gran di-versidad de valores encontrados,entre 0.009 hallado por Bodiscoy Abreu (1991) Y0.68 de Ulusany Ozcelik (1988), estos se expli-can por el procedimiento y mode-lo utilizado.
La h para leche corregida fue0.24 ±0.11, similar al encontradopor Mosi, (1987); Bodisco yAbreu (1991), este valor al igualque el anterior presenta diferen-
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cias marcadas entre los encontra-dos, independiente del ajuste quese utilice.
La longitud de la lactancia fuede 0.1O±0.1O, cerca al reportadopor Werf et. al. (1989). Se repor-tan valores que van desde -0,13por Bodisco y Abreu, (1991)hasta 0.84 Ulusan y Ozcelik(1988).
En la Tabla 4 observamos la h2
para características morfométri-cas entre 0.17 ± 0.11 para tipo,hasta 0.51 0.13 para la longitudde anca. Estos valores de h2 seencuentran en un rango de mediaa alta. Valores similares son re-portados para diferentes carac-terísticas morfométricas por Fos-ter et. al., 1988; Weigel et. al.,1992; Correa, 1993.
CONCLUSIONES
La estimación de parámetrosgenéticos a partir de registros deasociaciones ganaderas son degran trascendencia por el volu-men de información, pero es pocala importancia dada por el gana-dero a registros reproductivos,centrando su atención en carac-
terísticas morfométricas, granparte de ellas innecesarias por suscorrelaciones altas entre si.
Los valores de h2 hallados, nose apartan de los reportados porotros autores para otras razas deleche y doble utilidad, su impor-tancia radica: en ser estimadospara nuestro medio, posiblementeen el cual se desempeñará su des-cendencia. El uso que de ellos sehaga, para la selección, cruza-miento, índices de selección yvalores estimados genéticos,contribuirá a la mejora de la raza.
El contorno de pecho presentóuna h2 = 0.23, observándosencorrelaciones positivas y alta-mente significantes, fenotípica yambientalmente, entre éste contodas las variables morfométricasanalizadas, lo cual da la posibili-dad de seleccionar por esta varia-ble evitando la toma de registrosde las otras variables, que aumen-tan costos y esfuerzos para losganaderos y las asociaciones. ~/
A pesar de haber encontradovalores bajos de h2 para carac-terísticas reproductivas, es reco-mendable que las asociacionesganaderas den mayor importanciaa éstas, ya que son susceptiblesde mejora genética.
La heredabilidad de carac-terísticas como producción deleche y longitud de la lactancia,fluctúan entre medias y altas, pre-sentándosen variaciones extre-mas en su valor, debido al pro-cedimiento utilizado para estimar-las. La heredabilidad para produc-ción de leche fue media al igualque las reportadas por otrosautores para otras razas y am-bientes, esto confirma los pro-gresos logrados en la producciónlechera, por la habilidad de trans-misión de padres a hijos, al igualque para características rnorfo-métricas y contrario a lo encon-trado para el mejoramiento repro-ductivo.
Valores de heredabilidad paravariables productivas y reproductl-vas se podrían obtener con altaprecisión, si las asociaciones gana-deras dieran mayor importancia aestos registros, ya que son muchaslas observaciones que se descar-tan por inconsistentes.
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ABUAKAR, Y.; Mc DOWEL, R. E.. and VAN VLECK, L. D. Ge-netic evaluation of Holstein inColombia. Journal of dairy sci-ence, pp. 69, 1081-1086,1986.
BECKER W. A. Manual degenética cuantitativa. Was-hington, EE.UU. Publicado porAcadernlc Enterprises Pull-man, Traducido por OliverDeaton, Ph.D. y el IngenieroRafael Vera, pp. 43-148,1986.
BODISCO, V. y RODRIGUEZ, A.Ganado de doble propósito ysu mejoramiento genético enel trópico venezolano. Univer-sidad Central de Mérida.Mimeografiado, p. 8, 1985.
_____ y ABREU O. Produc-ción de leche por vacas criollaspuras. Recursos genéticos,Animales en América Latina.Boletin FAO, (22): pp. 17-39,Y991.
CARRIQUIRY, A. Modelo de efec-tos mixtos y mejores predic-tores lineales insesgados(BLUP). Memorias "Simposiode Estadística y Diseño de ex-perimentos". Universidad Na-cional de Colombia, Santaféde Bogotá, Ed. Facultad deCiencias, Departamento deMatemáticas y Estadística, p.72, 1993.
CORREA N. E. Indices de selec-ción recomendables paraganado Holstein registrado de
28
BIBLlOGRAFIA
cuatro regiones de Colombia.Tesis, MSc. Universidad Na-cional, Facultad de MedicinaVeterinaria y de Zootecnia, p.125, 1993.
DALTON D. C. Introducción a lagenética animal. práctica. ed.Acribia. Zaragoza, España, p.167, 1980.
DONG M. C. and VLECK L. D.VAN. Estimates of genetic andenviromental (co)variances forfirst lactation milk yield, sur-vival, and calving interval. De-partament of Animal ScienceCornell University, Ithaca, N.Y. 14853 U.S.A. Journal ofDairy Science Vol. 72 (3): pp.678-684, 1989.
FOSTER, A. E.; FREEMAN, A. E.and BERGER, P. J. Linear typetraits. Analisys with geneticparameter estimation. JournalDairy Science. 71: pp. 223-231,1988.
GOMEZ DA SILVA, ROERTO.Métodos de Genética Quanti-tativa aplicados ao melhora-mento animal. Ribeirao Preto:Sociedade Brasileira deGenéti.ca, p. 162,1982.
HARRIS D, L. Breeding for effi-ciency in livestock productiondefining the economics ob-jetives. 61 S. T. Annual meet-ing of Americam Society ofanimal science at Pardue Uni-versity, August, Dekalb. IIli-nois. Journal of Animal
Science. 60 (8): pp. 860-865,1992.
LUSH J. L. Bases para la selecciónanimal. Buenos Aires. Ed.Agropecuarias Perú, 1973.
MOSI R. O. The use for milk re-cord in cow evaluation anddairy cattle improvement enKenya. Animal Breeding Ab-stracs. Index to these 36 (1):p. 733, 1987.
ODEBRA, A. and KATPATAL, G.Studies on reproductive cha-racteristics of cattle. IndianJournal Animal Science. Vol.48 (5): pp. 371-373, 1978.
ONI, O, O.; BUVANENDRAN, U.and DIM, N. 1. Estimates of ge-netic and phenotypic parame-ters for body weightin bunaji"White Fulani" cattle. Na-tional Animal Production Res.Institute Ahmadu Bello Univer-sity. Tropical Agriculture Trini-dad. Vol. 66 (4): pp. 369-371,1989.
REYES A., V. M. Varianzagenética y correlaciones enganado Holstein registrado enColombia. Tesis MSc. Univer-sidad Nacional de Colombia.Facultad de Medicina Veteri-naria y Zootecnia, PosgradoReproducción Animal, p. 218,1993.
SALA2AR, J. J. Genetic and en-viromental factors affectingperformance of there Holsteinherds in Colombia. Tesis Ph.D.
University of Florida. AnimalScience Departament, p. 168,1970.
ULUSAN H, O. K. and OZCELlK,M. The heritabilites and ge-netic and phenotypic corre la-tions of mil k production andlactation period in Brown cat-tle. Firat Universitesi VeterinerFakultesi Zootekni Ana ilinDali, Elazig Turkey, VeterinerFakultesi Dergisi AnimalBreeding 55 (2-3): pp. 260-268, 1988.
WARWICK E. J. Y LEGATES J. E.Cría y mejora del ganado. Tra-ducido' por Ramón ElizondoLeal. 3a. Edición. ed. McGraw-Hill, México, 1980.
WEIGEL D. J.; CASSELL, G.;·HOESCHELE, 1. and PEARSONR. E. Genetic relationshipsamong linear type traits, pro-duction, days of productivelife and profitability. ViginisPolytechnic Institute andState University, lacksburg;USA. Journal of Dairy Sci-ence. 75 (1): p. 247,1992.
WERF, J. H.; VAN DER, J. andBOERW, D. E. Influence of nonadditive efects on estimationof genetic parameters in dairycattle. Departament of AnimalBreeding, Wageningen Agri-cultural University, Wagenin-gen Netherlands, Journal ofDairy Science 72 (10): pp.2606-'2614,1989.
REVISTA DE MEDICINA VETERINARIA' Y ZOOTECNIA