| Livestock Research for Rural Development 31 (12) 2019 | LRRD Misssion | Guide for preparation of papers | LRRD Newsletter | Citation of this paper |
El objetivo fue determinar factores no genéticos que afectan la prolificidad en ovejas de la Empresa Pecuaria Genética “Camilo Cienfuegos” de Pinar de Rio, Cuba en condiciones extensivas de producción. Se utilizaron 1245 registros de partos d 250 ovejas entre los años 2012 a 2016. Se aplicó un modelo lineal mixto con la utilización del procedimiento GLIMMIX del SAS utilizando la distribución Gamma que consideró como efectos fijos el rebaño, el año de nacimiento, la época de nacimiento, el número de parto y la interacción rebaño x época de nacimiento, y el efecto aleatorio asociado a cada oveja. La media general para la prolificidad fue 1.09 ± 0.02 crías/camada. El año de nacimiento, el número de parto y la interacción rebaño x época de nacimiento afectaron la prolificidad. La prolificidad en ovejas de primer parto fue menor en comparación con el resto de los partos (1.07 ± 0.03 y 1.22 ± 0.04 crías/camada, respectivamente). Se concluye que los efectos del año, época, número de parto y la interacción rebaño x época de nacimiento, tuvieron efecto significativo sobre la prolificidad en la población de ovejas estudiadas. Por consiguiente, estos factores se deben considerar para fines de manejo general del hato ovino; así como en el diseño futuro de un programa de mejoramiento genético.
Palabras claves: ovino, tamaño de la camada, repetibilidad
The aim was to determine the influence of non-genetic factors that affected prolificacy in ewes born in Camilo Cienfuegos Genetic flock in Pinar de Rio, Cuba under extensive production conditions. Data of 1245 records of calvings of 250 ewes from 2012 to 2016 were used. A linear mixed model with SAS GLIMMIX procedure and the Gamma distribution, considered herd, calving year, calving season, calving order and herd x season interaction as fixed effects, and the sheep as the random effect. Offspring/litter mean was 1.09 ± 0.02. Calving year, calving order and (herd x calving season) interaction affected the studied trait. The prolificacy in first-parity ewes was lower compared to other parities (1.07 ± 0.03 with 1.22 ± 0.04 kg lambs/litter, respectively). In conclusion, calving year, calving season, calving order and herd x season of calving interaction, had a significant effect on prolificacy in the population of ewes studied. Therefore, these factors should be considered for general management purposes of this sheep herd specifically; as well as in the future design of a breeding program.
Key words: sheep, litter size, repeatability
EI tamaño de camada o prolificidad es un componente importante de la productividad en los rebaños y contribuye mucho más a la producción de kilos de corderos destetados por oveja, que la tasa de crecimiento individual (Rojas y Rodríguez 1995). En la oveja Pelibuey, los valores de prolificidad son variables y oscilan entre 1.2 a 1.7 corderos/parto. En la práctica, hay tres aspectos que se relacionan íntimamente con el nivel de prolificidad: el peso y la condición corporal al inicio del período de monta de la reproductora, además del nivel alimentario, antes y durante la monta. Sin embargo, en ovejas muy gordas este indicador disminuye, siendo que en lo por lo general, se alcanza alta prolificidad cuando las ovejas tienen entre 2.5 y 3.5 puntos de condición corporal (Perón 1995).
La prolificidad varia con la raza, consanguinidad, condiciones climáticas, edad del animal, manejo, nutrición, niveles hormonales, sanitarios, entre otros factores que influyen en el estado del animal debido a que pueden infringir estrés (Martin et al 2004; Viñoles et al 2009; Buratovich 2010). Otros factores como el rebaño, el año, la estación de parto y el número del parto también afectan esta característica (Gutiérrez et al 2010).
Es importante conocer los factores no genéticos que afectan las diversas características reproductivas, con la finalidad de realizar ajustes a las mismas con fines de selección o identificar factores que pudieran ser corregidos a través del manejo. Este trabajo se propone estimar la prolificidad y determinar los factores no genéticos que los afectan en ovejas de la Empresa Pecuaria Genética “Camilo Cienfuegos” de Pinar de Rio en condiciones extensivas de producción.
Se utilizó la información de la reproducción de ovejas Pelibuey que parieron entre los años 2012 a 2016. Estas ovejas se ubicaban en tres rebaños pertenecientes a la Empresa Pecuaria Genética “Camilo Cienfuegos”, localizada en Finca Corralito, Entronque de Herradura , municipio Consolación del Sur , Pinar del Rio, Cuba, localizadas en los 22.57° N y 83.45° O a una altitud de 71 m sobre el nivel del mar.
El sistema de alimentación de las ovejas se basó en pastoreo. Las ovejas consumieron fundamentalmente pasto Estrella (Cynodonn lemfuensis), pasto Pangola (Digitaria decumbens), pasto Guinea (Panicum maximum) y algunas especies de pastos naturales. Durante el período poco lluvioso se suministró suplementación de caña de azúcar (Saccharum officinarum) y King Grass (Penisetum purpureum) en forma de forraje, según disponibilidad. La urea y las sales minerales formaban parte de los alimentos complementarios según la dieta. Durante la primera semana posparto el cordero y la madre permanecieron juntos. A partir de la segunda semana posparto, las ovejas madres se integraron al grupo de ovejas en pastoreo, saliendo en la mañana y regresando en la tarde al corral de alojamiento nocturno con sus corderos.
Se analizó la distribución de la variable mediante el SAS/INSIGHT. Se constató la normalidad de las mismas a través de los resultados de las pruebas de bondad de ajuste (Shapiro-Wilk, Kolmogorov-Smirnov, Cramer-von Mises, y Anderson-Darling), las cuales fueron significativas (P<0.05). Posteriormente se utilizó el procedimiento SEVERITY del SAS, versión 9.3 (2013), para conocer el tipo de distribución utilizando la función de enlace correspondiente. La distribución que resultó significativa fue la Gamma con la función de enlace log (µ).
Se aplicó un modelo lineal generalizado mixto mediante el procedimiento GLIMMIX del SAS, versión 9.3 (2013). Donde se consideró como efecto fijo el rebaño, el año de nacimiento, la época de nacimiento y el número de parto y como efecto aleatorio la identificación de cada madre. Considerándose las interacciones entre los efectos principales. El modelo mixto empleado fue:
Yijklmn = µ + Ri + Aj + Ek + Nl + (RxE)ik + Cm + eijklmn
Donde:
yijklmn= valor observado de prolificidad por oveja;
μ= media general o intercepto;
Ri= efecto fijo del i-ésimo rebaño (i = Barbarita, Baró y Corralito);
Aj= efecto fijo del j-ésimo año de nacimiento (j =2012,..2016);
Ek= efecto fijo de la k-ésima época de nacimiento (l: mayo-octubre y 2:noviembre-abril);
Nl= efecto fijo del l-ésimo número de parto (l, 2, 3, 4 y 5).
(RxE)ik = efecto fijo de la interacción del i-ésimo rebaño con la k-ésima época de nacimiento.
Cm= efecto aleatorio de la j-ésima oveja (m=1,…, 250) NID~ (0, σ2c)
eijklmn = error aleatorio asociado a las observaciones según la distribución gamma
Para los efectos que resultaron significativos, se aplicó una prueba de comparación múltiple para las medias mínimas cuadráticas, según la prueba de Tukey – Kramer.
La media y error estándar de prolificidad fue 1.09 ± 0.02 corderos/parto. El valor encontrado en este estudio es inferior al reportado por Hinojosa-Cuellar et al (2015) en ovejas F1 Pelibuey x Blackbelly y sus cruces con Dorper y Katahdin (1.27 corderos) en un sistema de producción del trópico húmedo de Tabasco, México. Así mismo, se ha observado mayor prolificidad en la raza Katahdin, siendo la media 1.66 corderos nacidos por oveja parida (Wildeus 2012). Las diferencias entre estudios pueden ser explicadas por la variación de los sistemas de alimentación y manejo utilizados, ovejas permanentemente en confinamiento, con pastoreo y suplementación alimentaria, ovejas con gestación en pastoreo y lactación estabulada (Macedo y Alvarado 2005), así como a la pureza o no de la raza. EI análisis de varianza (Tabla 1) muestra el efecto de los factores estudiados sobre la prolificidad. Aunque el modelo fue significativo (p<0.0006), el modelo explicó sólo el 10% de la varianza debida al tamaño de camada, con coeficiente de variación de 25.9 %. Año de nacimiento, número de parto y la interacción rebaño por época de nacimiento influyeron significativamente sobre el rasgo en estudio.
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Tabla 1. Análisis de varianza de los efectos fijos en la prolificidad de ovejas Pelibuey |
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Efectos |
gl |
Cuadrados |
F-Valor |
Pr > F |
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Rebaño |
2 |
0.05 |
0.64 |
0.53 |
|
Época de nacimiento |
1 |
0.03 |
0.39 |
0.54 |
|
Año de nacimiento |
4 |
0.21 |
2.85 |
0.02 |
|
Número de parto |
4 |
0.25 |
3.43 |
0.01 |
|
Rebaño*Época de nacimiento |
2 |
0.33 |
4.48 |
0.01 |
El año del parto tuvo efecto significativo (P < 0.01) en la prolificidad que varió de 1.08 ± 0.03 corderos/parto en el año de menor prolificidad hasta 1.23 ± 0.06 en el año de mayor prolificidad (Tabla 2). Es probable que este último valor esté relacionado con el manejo general y con la condición corporal al parto. Diferencias de año de parto en características de productividad han sido encontradas por otros autores (Magaña-Monforte et al 2013, Hinojosa-Cuéllar et al 2013).
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Tabla 2. Efecto del año de nacimiento sobre la prolificidad de ovejas Pelibuey |
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Año de |
Media |
EE± |
|
2012 |
1.23 a |
0.06 |
|
2013 |
1.21 a |
0.05 |
|
2014 |
1.10 b |
0.04 |
|
2015 |
1.09 b |
0.04 |
|
2016 |
1.08 b |
0.03 |
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ab: letras distintas en la misma columna indican diferencias significativas P<0.05 |
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El estudio del año de parto es importante porque permite evaluar los cambios en los indicadores productivos en el tiempo (Hinojosa-Cuéllar et al 2013); sin embargo, con la información disponible es complejo de explicar debido a que incluye factores como cambios en las condiciones ambientales (por ejemplo, precipitación pluvial), disponibilidad de forrajes y manejo del rebaño, carga animal e incidencia de parásitos.
Las hembras más jóvenes o de primer parto mostraron baja prolificidad (Tabla 3), lo que coincide con otros reportes en la literatura, lo cual pudiera atribuirse a la edad (Mohammadabadi y Sattayimokhtari 2013) y al peso corporal de la oveja al momento de apareamiento, ya que conforme la oveja madura y alcanza su desarrollo corporal completo. Por lo tanto, las hembras adultas son más eficiente para mantener una gestación, producir más leche y expresar su habilidad materna (Pérez-Ramírez et al 2003).
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Tabla 3. Efecto del número de parto sobre la prolificidad de ovejas Pelibuey |
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Número |
Medias |
± EE |
|
1 |
1.07 a |
0.03 |
|
2 |
1.08 a |
0.04 |
|
3 |
1.21b |
0.04 |
|
4 |
1.19b |
0.05 |
|
5 |
1.15ab |
0.05 |
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ab: letras distintas en la misma columna indican diferencias significativas P>0.05 |
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Los valores de las componentes de varianza de oveja y residual fueron 0.01 y 0.07, respectivamente. El parámetro de repetibilidad (0.07) mostró un valor dentro del promedio de la especie. Similares a nuestro estudio Magaña-Monforte et al 2013 y León et al (2015) obtuvieron para la raza Pelibuey y Segureña valores de 0.09 y 0.08, respectivamente. A niveles mucho más elevados se encuentran las repetibilidades halladas por Cuellar et al (2017) para cuatro tipos raciales Criolla colombiana, Romney Marsh, Hampshire y Corriedale con valor de 0.21
Los bajos valores obtenidos señalan, por una parte, que la varianza causada por diferencias permanentes (debidas al genotipo y ambientales permanentes) entre individuos es pequeña, y por otra, que la varianza residual (dentro de ovejas debidas al ambiente temporal) es grande (Pirchner 1983).
Los autores agradecen a todos los técnicos y trabajadores de las Empresas Pecuarias Genéticas involucradas en la investigación por facilitar las bases de datos para realizar el presente trabajo.
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Received 12 September 2019; Accepted 1 November 2019; Published 2 December 2019