Associação genética da prenhez aos 16 meses com o peso à desmama e o ganho de peso em animais da raça Nelore

Genetic associations of heifer pregnancy at 16 months with weaning weight and average daily gain from weaning to yearling in Nellore cattle

MELHORAMENTO, GENÉTICA E REPRODUÇÃO

Associação genética da prenhez aos 16 meses com o peso à desmama e o ganho de peso em animais da raça Nelore

Genetic associations of heifer pregnancy at 16 months with weaning weight and average daily gain from weaning to yearling in Nellore cattle

Luciana Shiotsuki^I; Josineudson Augusto II de Vasconcelos Silva^II; Lucia Galvão de Albuquerque^III,IV,V

^IDoutoranda em Genética e Melhoramento Animal, FCAV/UNESP Jaboticabal, SP. Bolsista FAPESP

^IIAlta Genetics Brasil, Uberaba, MG

^IIIFaculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias, FCAV/UNESP Jaboticabal, SP

^IVPesquisadora CNPq

^VPesquisadora do INCT- CA

RESUMO

Objetivou-se verificar a possibilidade de utilização da prenhez de novilhas aos 16 meses (Pr16) como critério de seleção e as possíveis associações genéticas entre prenhez em novilhas aos 16 meses e o peso à desmama (PD) e o ganho de peso médio da desmama ao sobreano (GP). Foram realizadas análises uni e bicaracterísticas para estimação dos componentes de co-variância, empregando-se um modelo animal linear para peso à desmama e ganho de peso da desmama ao sobreano e não-linear para Pr16. A estimação dos componentes de variância e da predição dos valores genéticos dos animais foi realizada por Inferência Bayesiana. Distribuições "flat" foram utilizadas para todos os componentes de co-variância. As estimativas de herdabilidade direta para Pr16, PD e GP foram 0,50; 0,24 e 0,15, respectivamente, e a estimativa de herdabilidade materna para o PD, de 0,07. As correlações genéticas foram -0,25 e 0,09 entre Pr16, PD e GP, respectivamente, e a correlação genética entre Pr16 e o efeito genético materno do PD, de 0,29. A herdabilidade da prenhez aos 16 meses indica que essa característica pode ser utilizada como critério de seleção. As correlações genéticas estimadas indicam que a seleção por animais mais pesados à desmama, a longo prazo, pode diminuir a ocorrência de prenhez aos 16 meses de idade. Além disso, a seleção para maior habilidade materna favorece a seleção de animais mais precoces. No entanto, a seleção para ganho de peso da desmama ao sobreano não leva a mudanças genéticas na precocidade sexual em fêmeas.

Palavras-chave: bovino de corte, inferência bayesiana, precocidade sexual

ABSTRACT

The objective of the present study was to determine the possible use of heifer pregnancy at 16 months (HP16) as a selection criterion and its possible genetic associations with weaning weight (WW) and average daily gain from weaning to yearling (ADGWY). Covariance components were estimated by uni and bivariate animal models assuming a linear model for weaning weight and average daily gain from weaning to yearling and a nonlinear for HP16. Variance components and breeding values were estimated using Bayesian inference. Flat distributions were used for all (co)variance components and genetic correlations. The estimates of heritability direct for HP16, WW and ADGWY were 0.50; 0.24 and 0.15; respectively. And the maternal heritability estimate for the WW was 0.07; The genetic correlations were -0.25 and 0.09; between HP16, WW and ADGWY, respectively; and the genetic correlation between HP16 and maternal effects of WW was 0.29. The heritability estimate of heifer pregnancy at 16 months indicated that the trait can be used as a selection criterion. The genetic correlation estimates indicated that the selection for heavier animals at weaning, in the long-term, could decrease the occurrence of heifer pregnancy at 16 months. Moreover, the selection for animals with greater maternal ability can favor the selection for precocious animals. However, the selection for average daily gain from weaning to yearling will not cause genetic change in female sexual precocity.

Key Words: bayesian inferency, beef cattle, sexual precocity

Introdução

O peso em diferentes idades é uma característica de crescimento utilizada há muitos anos como critério de seleção. O peso à desmama é extremamente importante, pois tem correlação com o peso final (Ferraz Filho et al., 2002; Malhado et al., 2002; Santos et al., 2005). No entanto, esta característica não é influenciada somente pelo desempenho do animal, mas também pelo ambiente materno, representado pela produção de leite e pela habilidade materna (Meyer, 1992).

Quanto mais rápida a taxa de crescimento dos animais, mais curto o ciclo de produção e maior a possibilidade de reduzir os custos de manutenção na propriedade (Marcondes et al., 2000). Desse modo, o cálculo do ganho de peso médio auxilia na seleção dos animais, pois possibilita a escolha de animais mais precoces (Marcondes et al., 2000; Garnero et al., 2001).

A seleção de animais com base nas características de desenvolvimento ponderal é utilizada há muitos anos e estas características foram facilmente incluídas como critério de seleção. No entanto, a implantação de características reprodutivas tem sido mais lenta (Pereira et al., 2001), em virtude das baixas estimativas de herdabilidade de algumas, da impossibilidade de mensuração em ambos os sexos e, no caso de características selecionadas por meio das fêmeas, verifica-se grande intervalo de gerações para se obter resposta à seleção.

A prenhez de novilhas é uma característica binária, com valor 1 (sucesso) para as novilhas que conceberam e pariram e 0 (fracasso) para as novilhas que falharam depois de expostas ao touro na estação de monta. Desta forma, é possível obter medida de todas as contemporâneas, ou seja, todas as fêmeas são incluídas nas análises. Além disso, estimativas de herdabilidade de moderadas a altas têm sido encontradas na literatura (Silva et al., 2003; Silva et al., 2005).

Estimativas acuradas de variâncias e co-variâncias das características de precocidade sexual são fundamentais para permitir sua inclusão em índices de seleção. Portanto, o objetivo com este trabalho foi verificar a possibilidade de utilização da taxa de prenhez de novilhas aos 16 meses (Pr16) como critério de seleção e suas possíveis associações genéticas com peso à desmama e ganho de peso da desmama ao sobreano, visando fornecer subsídios necessários ao desenvolvimento de índices de seleção econômicos incluindo estas características.

Material e Métodos

Os registros utilizados são de animais da raça Nelore nascidos no período de 1984 a 2004, pertencentes ao arquivo zootécnico da Agropecuária Jacarezinho Ltda. Os objetivos principais na Agropecuária são a venda de reprodutores jovens e de animais para abate.

O manejo alimentar para touros e vacas é somente a pasto, com sal mineral à vontade. A estação de monta normal tem início em torno da segunda quinzena de novembro e, para as vacas, tem duração de aproximada-mente 70 dias, enquanto, para as novilhas, tem duração de aproximadamente 60 dias, com inseminação artificial e reprodutor múltiplo. A partir de 1990, foi implantada uma estação de monta antecipada para as novilhas entre os meses de fevereiro e abril (60 dias), desse modo, as novilhas são expostas em média aos 16 meses de idade, em regime de reprodutor múltiplo, com relação touro:vaca de 1:30. Todas as novilhas são expostas à reprodução, independen-temente do peso e da condição corporal. Quando não concebem na estação de monta antecipada, as novilhas são expostas novamente na estação de monta normal e, caso não emprenhem, são descartadas.

As novilhas são avaliadas quanto à prenhez, por palpação retal, aproximadamente 60 dias após o término da estação de monta antecipada. Os critérios de descarte de fêmeas no rebanho são: falha reprodutiva da novilha na estação de monta antecipada e normal, consecutivamente; falha da vaca em um ano, baixa avaliação de desempenho de progênies e pequena porcentagem por sanidade.

A característica prenhez aos 16 meses (Pr16) foi obtida para todas as fêmeas com registro de peso à desmama no arquivo de análise, considerando que todas as fêmeas pesadas à desmama tiveram condições de emprenhar. Conforme o manejo da fazenda, todas as fêmeas que permaneceram até o sobreano foram expostas ao acasalamento. Assim, a prenhez aos 16 meses foi definida com base na concepção e parição da novilha, desde que tenha entrado na estação de monta aos 16 meses de idade. É uma característica binária; ou seja, às novilhas que pariram com menos de 31 meses foi atribuído o valor 1 (sucesso) e àquelas que falharam, valor 0 (fracasso).

As características peso à desmama (PD) e ganho de peso da desmama ao sobreano (GP) foram mensuradas em ambos os sexos e o ganho de peso da desmama até ao sobreano (GP) foi obtido pela fórmula:

,

em que PS é peso ao sobreano; PD, peso à desmama; Ips, idade do peso ao sobreano; Ipd, idade do peso à desmama.

Na consistência dos dados, foram descartadas as informações de grupos contemporâneos (GC) com menos de quatro animais para as características de peso à desmama e ganho de peso e medidas superiores ou inferiores à média do grupo de contemporâneos, mais ou menos 3,5 desvios-padrão, respectivamente. Todos os animais tinham pelo menos a mãe conhecida. Para a característica prenhez aos 16 meses, observou-se que, dentro dos grupos de contemporâneos, havia variabilidade, ou seja, não apresentavam todos os animais com somente valores 0 (fracasso) ou 1 (sucesso). No arquivo trabalhado, entretanto, não houve nenhum caso de grupo de contemporâneos sem variabilidade.

O número de animais que possuíam ambas as características foi de 28.084 para prenhez aos 16 meses e peso à desmama; e 23.519 para as medidas de prenhez aos 16 meses e ganho de peso da desmama ao sobreano (Tabela 1).

Foram utilizadas análises uni e bicaracterísticas para estimar componentes de co-variância, empregando-se modelo de limiar para prenhez de novilhas e modelo animal linear para peso à desmama e ganho de peso. Para a estimação dos componentes de variâncias e predição dos valores genéticos dos animais, por Inferência Bayesiana, utilizou-se o software MTGSAM (Multiple Trait Gibbs Sampling in Animal Models), desenvolvido por Van Tassell & Van Vleck (1998).

O modelo utilizado é descrito da seguinte forma:

em que: y= vetor de observações (prenhez de novilhas, peso à desmama e ganho de peso); β= vetor de efeitos fixos; a = vetor dos efeito genético aditivo aleatório do animal; X= matriz de incidência dos efeitos fixos, que associa o vetor β ao vetor y; Z₁= matriz de incidência dos efeitos aleatórios genéticos diretos (prenhez de novilhas, peso à desmama e ganho de peso); Z₂= matriz de incidência dos efeitos aleatórios genéticos maternos (peso à desmama); m = vetor dos efeitos aleatórios genéticos maternos (peso à desmama); e = vetor de resíduo;

Assumiu-se que os efeitos genéticos diretos e residuais não foram correlacionados entre si. Para as características com distribuição contínua de peso à desmama e ganho de peso, assumiu-se que:

em que: variância genética aditiva direta; A = matriz dos coeficientes de parentesco entre os animais; = variância residual; I = matriz identidade; G = matriz de co-variâncias genéticas.

A prenhez de novilhas é uma característica categórica ou de limiar que, segundo Falconer & Mackay (1996), possui distribuição contínua subjacente, com um limiar, o qual torna a expressão da característica descontínua. Assim, neste caso, empregou-se um modelo de limiar assumindo-se que a distribuição subjacente (U) é determinada por:

.

As distribuições iniciais para os efeitos genéticos e os residuais seguem distribuições normais multivariadas:

Como não é estimável (Gianola & Foulley, 1983), atribuiu-se a essa característica o valor arbitrário 1,0 e definiram-se distribuições a priori uniformes para os efeitos fixos (b' = EF') e para .

De acordo com Gianola & Foulley (1983) e Harville & Mee (1985), após a definição dos parâmetros do modelo, o encadeamento entre as duas escalas (categórica e contínua) pode ser estabelecido de forma que a probabili-dade de uma observação estar na primeira categoria é proporcional a:

,

em que: y_r = variável-resposta para a r-ésima observação, tomando valores 0 ou 1 se a observação pertence à primeira ou à segunda categoria, respectivamente; t = valor do limiar que, por não ser estimável, é fixado com valor arbitrário; U_r = valor da variável subjacente para a mencionada observação; Φ( ) = função de distribuição cumulativa de uma variável normal padrão; = vetor coluna de incidência que une θà r-ésima observação; θ= (b´, a´), vetor dos parâmetros de locação de ordem s com b (definidos sob ponto de vista frequentista, como efeitos fixos) e a (como efeito aleatório).

No modelo para prenhez aos 16 meses, incluíram-se os efeitos sistemáticos de grupo contemporâneo (GC: fazenda + ano de nascimento); o efeito linear da idade na entrada da estação de monta como co-variável; além do efeito animal e do resíduo.

Na avaliação da característica peso à desmama, foram considerados os efeitos de grupo de contemporâneos (fazenda + ano e mês de nascimento + sexo + grupo de manejo na desmama); a co-variável linear e quadrática da idade no momento da mensuração e idade da mãe ao parto (dias), além do efeito animal e resíduo. Na análise do ganho de peso da desmama ao sobreano, foram considerados os efeitos de grupo de contemporâneos (fazenda + ano e mês de nascimento + sexo + grupo de manejo na desmama e ao sobreano); a co-variável linear da idade no momento da mensuração, além do efeito animal e resíduo.

Nas análises uni e bicaracterísticas entre prenhez aos 16 meses e peso ao sobreano e ganho de peso, foram computadas duas cadeias independentes de 300.000 ciclos. Foram retirados os 5.000 primeiros ciclos como período de descarte amostral para análises das distribuições

a posteriori das herdabilidades. Distribuições uniformes foram utilizadas para todos os componentes de co-variâncias e correlações genéticas. Foram assumidas herdabilidade de 0,20 e correlação genética de 0,30 como valores iniciais para e entre as características. O critério de convergência foi de 10^-12.

As estimativas da distribuição a posteriori foram analisadas quanto a sua convergência pelo programa Gibbanal (Van Kaam, 1998), que utiliza o teste Raftery & Lewis (1992), baseado na baixa correlação serial entre os ciclos para indicar a convergência da cadeia.

Resultados e Discussão

Na análise da densidade das estimativas a posteriori da fase estacionária pelo programa Gibbanal (Van Kaam,1998), os valores das medidas de tendência central com base nos ciclos considerados pelo programa do Gibbanal foram idênticos aos obtidos utilizando-se a cadeia completa (Figuras 1 e 2).

As estimativas de herdabilidade foram semelhantes nas análises uni (Tabela 2) e bicaracterísticas (Tabela 3). Os limites para os intervalos de maior densidade a posteriori (em inglês, `Higher Posterior Density') contendo 90% das observações foram pequenos, principalmente para as estimativas de herdabilidade (Tabelas 2 e 3).

Os valores das estimativas médias a posteriori da herdabilidade para prenhez aos 16 meses (Tabelas 2 e 3) foram próximos aos descritos na literatura para animais zebuínos (Atencio, 2000; Eler et al., 2002; Silva & Albuquerque, 2004) e indicam que a característica prenhez aos 16 meses responderá eficientemente à seleção. Segundo Silva et al. (2005), esta característica é indicada para seleção de touros quando o intuito é aumentar a precocidade sexual de fêmeas. Entretanto, como a prenhez de novilhas aos 16 meses é mensurada apenas nas fêmeas, a avaliação genética dos touros deve ser realizada com base no desempenho de suas filhas, o que pode retardar a resposta à seleção.

As estimativas de herdabilidade obtidas para ganho de peso da desmama ao sobreano e peso à desmama, tanto para o efeito direto como o materno, estão dentro da amplitude de valores descrita para animais de raças zebuínas (Eler et al., 1995, Marcondes et al., 2000, Albuquerque & Meyer, 2001; Gunsky et al., 2001; Pereira et al., 2001; Ferraz Filho et al., 2002; Marcondes et al., 2002; Panetto et al., 2002; Kock et al., 2004; Knackfuss et al., 2006; Quintero et al., 2007).

A estimativa a posteriori da correlação genética entre os efeitos genéticos diretos da prenhez aos 16 meses e o peso à desmama foi moderada e negativa (Tabela 3), o que está de acordo com o descrito por Pereira et al. (2001), que estimaram correlação genética positiva (0,10) entre peso à desmama e idade ao primeiro parto de fêmeas expostas ao touro pela primeira vez em torno de 14 meses de idade. Essa correlação sugere que, a longo prazo, a seleção para animais mais pesados à desmama levará à diminuição da taxa de prenhez aos 16 meses.Assim, a seleção para prenhez aos 16 meses pode trazer benefícios para antecipação do início da vida reprodutiva das fêmeas, mas também poderá, a longo prazo, resultar em animais mais leves à desmama. Os limites biológicos e técnicos de se diminuir a idade à puberdade nos sistemas de produção ainda precisam ser explorados.

Os valores obtidos para a correlação genética entre o efeito genético direto da prenhez aos 16 meses e o efeito genético materno do peso à desmama (PDmat) foram moderados e positivos (Tabela 3). Essa correlação sugereque a seleção para prenhez aos 16 meses, além de trazer benefícios para antecipação do início da vida reprodutiva das fêmeas, produzirá animais com maior habilidade materna. Os resultados deste trabalho confirmam os encontrados por Everling et al. (2001), que encontraram correlação genética entre efeito materno para peso à desmama e perímetro escrotal moderado e positivo (0,21).

A correlação genética entre prenhez aos 16 meses e ganho de peso foi positiva, mas baixa (Tabela 3). Desta forma, a utilização do ganho de peso como critério de seleção, a curto ou médio prazo, não deve ocasionar mudanças genéticas importantes na precocidade sexual. Os dados obtidos neste trabalho confirmam os encontrados por Peña et al. (2001), que verificaram correlações genéticas positivas e baixas entre ganho de peso pós-desmama e perímetro escrotal (0,33). Pereira et al. (2001) também verificaram correlações genéticas baixas entre ganho de peso da desmama ao sobreano com idade ao primeiro parto (aos 14 e 16 meses) e dias para o parto (-0,08; -0,03; -0,11; respectivamente). Esses autores concluíram que, se as fêmeas atingirem valor mínimo de ganho de peso, não haveria danos para o início da puberdade, assim, todos os animais teriam desempenho semelhante.

As estimativas médias de correlações residuais entre efeito genético direto, tanto para prenhez aos 16 meses e peso à desmama, quanto para prenhez aos 16 meses e ganho de peso, resultaram em valores positivos e moderados. A estimativa de correlação residual entre prenhez aos 16 meses e o efeito materno do peso à desmama, no entanto, foi baixa (Tabela 3). Estimativas de correlação residual incluem as associações decorrentes dos efeitos de ambiente, não considerados no modelo de análise, e os efeitos genéticos não-aditivos.

Os resultados indicam que a prenhez aos 16 meses pode ser incluída em programas de melhoramento animal por apresentar valores estimados de herdabilidade de magnitude alta, o que indica a possibilidade de obtenção de ganhos genéticos para a precocidade sexual em fêmeas. Os valores obtidos para as correlações genéticas entre prenhez aos 16 meses e peso à desmama, e prenhez aos 16 meses e ganho de peso, indicaram que, quando o objetivo for promover mudanças genéticas, tanto para reprodução como para crescimento, as características prenhez aos 16 meses, peso à desmama e ganho de peso podem ser utilizadas em um índice de seleção, dependendo dos objetivos em cada propriedade.

Conclusões

A estimativa de herdabilidade da prenhez aos 16 meses indica que essa característica pode ser utilizada como critério de seleção, com possibilidade de promover ganho genético na precocidade sexual das novilhas. A seleção para animais mais pesados à desmama, a longo prazo, pode diminuir a ocorrência de prenhez aos 16 meses de idade. Além disso, a seleção para maior habilidade materna resultaria em resposta correlacionada para precocidade sexual de fêmeas. No entanto, a seleção para ganho de peso da desmama ao sobreano não ocasiona mudanças genéticas na precocidade sexual em fêmeas.

Literatura Citada

Este artigo foi recebido em 26/5/2008 e aprovado em 19/9/2008.

Correspondências devem ser enviadas para: [e-mail]

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  15 Set 2009
• Data do Fascículo
  Jul 2009

Histórico

• Recebido
  26 Maio 2008
• Aceito
  19 Set 2008