NOTA TÉCNICA

 

Nota sobre la productividad numérica y ponderal al destete de tres razas puras cunículas

 

Note on numerical and ponderous productivity of three purebred rabbits

 

 

Yoleisy García Hernández, Raquel E. Ponce de León Sentí

Instituto de Ciencia Animal, Apartado Postal 24, San José de las Lajas, Mayabeque, Cuba

 

 

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RESUMEN

Se emplearon 3894 registros de partos del 2014 y 2015 de las razas cunículas California (C), Chinchilla (Ch) y Nueva Zelandia (N) para determinar la productividad numérica (PRODNUM) y ponderal (PRODPON) por jaula de reproducción, como critério más eficiente, en una unidad genética cunícula. Para el análisis estadístico, se empleó el procedimento MIXED del SAS con los efectos fijos: raza (3 clases), mes de destete y período consecutivo de parto, con 12 y 24 niveles, respectivamente; y con el aleatorio la jaula de la reproductora anidada dentro de la raza. La raza California fue la de mayor potencial productivo anual, con productividad numérica de 22 gazapos destetados y ponderal de 12 kg de gazapos. Los BLUPs de las jaulas de reproductoras por razas fueron similares, pero constituyen una herramienta de trabajo útil para tomar decisiones con el propósito de mejorar la eficiencia productiva.

Palabras clave: productividad, conejo, prolificidad, eficiencia, raza.

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ABSTRACT

A total of 3894 kindling records from 2014 and 2015 of California (C), Chinchilla (Ch) and New Zealand (N) breeds were used to determine numerical (NUMPROD) and ponderous (PONPROD) productivity per reproduction cage, in a rabbit genetic unit. For the statistical analysis, the MIXED procedure of the SAS was used with the fixed effects: breed (3types), weaning month and consecutive period of kindling, with 12 and 24 levels, respectively; and with the random the breeder cage nested within the breed. The California breed was the one with the highest annual productive potential, with a numerical productivity of 22 weaned young rabbits and 12 kg of young rabbits. The BLUPs from breeder cages by breeds were similar, but they constitute a useful working tool for making decisions for the purpose of improving productive efficiency.

Key words: productivity, rabbit, prolificacy, efficiency, breed

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INTRODUCCIÓN

Los indicadores globales de productividad, a pesar de que son de gran importancia, se interpretan comúnmente en función de los rasgos individuales de tamaño y peso de la camada (Nofal et al. 2008).Sin embargo, como rasgos integradores, son parámetros a considerar en la caracterización de las poblaciones raciales, constituyen rasgos de interés en las evaluaciones comparativas entre genotipos y contribuyen a aumentar la rentabilidad de la crianza.

En Cuba, se han realizado estimaciones de productividad numérica y ponderal, al destete por reproductora para cruces F1 (García 2005, García et al. 2016), que incluyen la determinación de los efectos raciales y parámetros genéticos del cruzamiento. Sin embargo, para las razas puras, solo se tienen informes de estimados de productividad en las condiciones de la región oriental del país (Vaillant 2012).

Las actuales poblaciones raciales se encuentran en fase de caracterización, además de que están ubicadas en la región occidental. Por ello, se hace necesario determinar la productividad predestete de las razas puras cunículas existentes por jaula de reproducción, como criterio de manejo técnico-económico de mayor eficiencia, tomando como referente una de las unidades genéticas del occidente de Cuba. Esto permitirá conocer su potencial productivo y tomar decisiones que faciliten la implementación del Programa Nacional de Mejora Genética del Conejo (PNMG).

Este estudio se realizó en una unidad genética de la provincia Artemisa, perteneciente a la Empresa de Ganado Menor (EGAME). Se emplearon 3 894 registros de partos obtenidos en dos años (2014 y 2015) de las razas cunículas California (C), Chinchilla (Ch) y Nueva Zelandia (N).

Los apareamientos se realizaron por troncos familiares en cada raza para el control de la consanguinidad. La monta fue natural, en las horas tempranas de la mañana y a un ritmo semi-intensivo. La palpación se realizó a los 14-15 d pos-monta para verificar la gestación. Se revisaron diariamente los nidales para detectar el parto y el destete de los animales, entre 35-39 d de edad, sin realizar reagrupe de los gazapos posterior al nacimiento.

Los animales recibieron alimentación mixta: pienso comercial y forrajes. El pienso comercial se suministró en forma de harina (17-18 % de proteína bruta, 10-10.8 MJ de energía digestible y 10-11 % de fibra bruta), en ocasiones se ofreció mezclado con salvado de trigo y representó aproximadamente 70-80 % del requerimiento, según categoría (Lebas et al. 1996). De forma adicional, se ofertó a voluntad forrajes de gramíneas de mediana a baja calidad, fundamentalmente king grass (Pennisetum purpureum). El agua y el pienso se ofrecieron diariamente.

Para producir las variables relacionadas con las productividades numéricas (PRODNUM) y ponderales (PRODPON), se utilizó la información de cada una de las jaulas de reproducción de las hembras de cada raza y el control de las fechas de parto, el número de gazapos destetados por cada parto ocurrido en la jaula de reproducción (DEST, cantidad de gazapos presentes en la camada al momento del destete), el peso de la camada destetada por cada jaula de reproducción (PCAM) y las fechas de destete. Las reproductoras de cada raza se mantuvieron fijas, en sus jaulas, durante todo su ciclo reproductivo. Se realizaron los siguientes cálculos:

Intervalo parto-parto (IPP)= Fecha de parto- Fecha de parto anterior

Número de partos promedio por año (NPARTOSA)=365/IPP

Productividad numérica (PRODNUM) = DEST x NPARTOS

Productividad ponderal (PRODPON) = PCAM x DEST

El análisis estadístico se realizó mediante un modelo lineal general mixto, con ayuda del procedimiento MIXED, del paquete estadístico SAS versión 9.3 (SAS InstituteInc 2013). El modelo incluyó los efectos fijos de la raza (California, Chinchilla y Nueva Zelandia), mes de destete (12 clases) y período consecutivo de parto, conformado por el mes y año de parto con 24 niveles. Como efecto aleatorio, se consideró la jaula de la reproductora anidada en cada raza. Este modelo se describe matemáticamente de la siguiente forma:

Y_ijklm= µ+ b_i(a_j)+ a_j+ ß_k+ ?_l + e_ijklm

donde:

Y_ijklm= valor fenotípico esperado del carácter en estudio;

µ= media o intercepto;

b_i(a_j)=efecto aleatorio de la i-ésima jaula (i=1, 2, 3, ...,186 ) de la reproductora anidada dentro de la j-ésima raza (j=1, 2, 3);

a_j= efecto fijo de la j-ésima raza (j=1, 2, 3);

ß_k= efecto fijo del k-ésimo mes de destete (k=enero, febrero, marzo, ..., diciembre);

?_l=efecto del l-ésimo periodo consecutivo de parto (l=1,2, 3, …, 24);

e_ijklm=error aleatorio asociado a las observaciones normalmente distribuidas.

La inclusión de la jaula de la reproductora anidada en cada raza, como efecto aleatorio, permite evaluar según la raza cada una de las jaulas que presentaron mayor productividad durante los dos años analizados.

La raza California fue la de mayor potencial productivo con productividad de 22 gazapos destetados/jaula de reproducción/año y, aproximadamente, 12 kg de gazapos/jaula de reproducción/año (tabla 1). Esto se debe a que el ritmo de partos de esta raza fue el mejor (menor IPP y seis partos/año) con respecto a Chinchilla y Nueva Zelandia, lo que demuestra la influencia del manejo reproductivo en la productividad.

Para la productividad numérica y ponderal, se destacan también la Nueva Zelandia y la Chinchilla, respectivamente. Estas razas, aunque tuvieron bajo ritmo reproductivo, puede que tengan buen comportamiento para el número de destetados y el peso de la camada. Estos son también rasgos determinantes de dichas productividades, avalados por las altas correlaciones determinadas: 0.9 entre el número de destetados y la PRODNUM y 0.8 entre el peso de la camada y la PRODPON.

Vaillant (2012), en las condiciones de Santiago de Cuba, informó productividades por jaula de reproductora para las razas puras California, Chinchilla, Pardo cubano y Semigigante, que estuvieron entre 5.7 y 8.7 gazapos destetados/jaula/año y entre 3 y 4.5 kg de gazapos/jaula/año. Estos resultados son inferiores a lo encontrado en este trabajo, debido a que los animales se encontraban en un sistema tradicional, con destete a 45 d y monta posdestete, que provocó que el IPP fuera superior a 79 d.

Lo anterior demuestra que el ritmo reproductivo, la prolificidad y viabilidad de los gazapos son aspectos determinantes de la eficiencia productiva en las explotaciones cunículas. Ello implica alta variabilidad en el comportamiento de estos indicadores.

La evaluación de las jaulas de reproductoras por razas mostró mediante los BLUPs un comportamiento similar entre ellas, ya que ninguna fue significativamente diferente de cero. No, obstante se pueden obtener los valores de productividad de cada una de ellas (California: -1.39 a 2.37, Chinchilla: -1.62 a 3.38 y Nueva Zelandia: -1.36 a 2.38). Esto puede constituir una herramienta de trabajo útil para tomar decisiones dirigidas a mejorar la eficiencia productiva.

Los efectos ambientales, mes de destete y período consecutivo de parto considerados en el modelo no resultaron significativos. Esto implica que, en otros estudios, no se deban considerar por la importancia que revisten como causa de variación ambiental en los rasgos reproductivos, componentes de la productividad numérica y ponderal (Ponce de León et al. 2003).

Los estimados de productividad numérica y ponderal determinados constituyen un indicador del potencial productivo de las razas California, Chinchilla y Nueva Zelandia para la zona occidental del país, en un sistema de manejo semi intensivo. Además, estos rasgos son de gran importancia económica, por lo que se deben emplear en la caracterización de las razas puras y en el sistema de evaluaciones genéticas de dichas razas, como parte de la implementación del Programa Nacional de Mejoramiento Genético del Conejo.

 

REFERENCIAS

García, H. Y., Ponce de León, S. R. E., Fraga, B. L. M. & Guzmán, M. G. S. 2016. “Efectos raciales y parámetros genéticos de la productividad de cruces simples de conejos”. Livestock Research for Rural Development, 28(4), Available: <http://lrrd.cipav.org.co/lrrd28/4/garc28068.html>, [Consulted: February 27, 2017].

García, Y. 2005. Fuentes de variación genética en cruces simples y a cuatro vías de conejos. M.Sc. Thesis, ICA, La Habana, Cuba, 83 p.

Kramer, C. Y. 1956. “Extension of Multiple Range Tests to Group Means with Unequal Numbers of Replications”. Biometrics, 12(3): 307–310, ISSN: 0006-341X, DOI: 10.2307/3001469.

Lebas, F., Coudert, P., de Rochambeau, H. &Thébault, R. G. 1996. El conejo. Cría y patología. Colección FAO: Producción y sanidad animal, no. 19, Roma, Italia: FAO, 269 p., Available: <http://www.fao.org/docrep/014/t1690s/t1690s.pdf>, [Consulted: February 27, 2017].

Nofal, R., Hassan, N., Abdel-Ghany, A. &Gyorgyi, V. 2008. “Estimation of genetic parameters for litter size and weight traits in NZW rabbits raised in Hungary”. In: IX World Rabbit Congress, vol. 185–188, Verona, Italy: World Rabbit Science Association, Available: <http://world-rabbit-science.com/WRSA-Proceedings/Congress-2008-Verona/Papers/G-Nofal.pdf>, [Consulted: February 27, 2017].

Ponce de León, R., Guzmán, G., Quesada, M. E., Mora, M. & Febles, M. 2003. “Comparative reproduction of purebred rabbits in commercial conditions”. Cuban Journal of Agricultural Science, 37(4): 339–347, ISSN: 2079-3480.

SAS Institute Inc 2013. Statistical Analysis Software SAS/STAT®. version 9.1.3, Cary, N.C., USA, Available: <http://www.sas.com/en_us/software/analytics/stat.html#> .

Vaillant, M. 2012. Comportamiento predestete de cuatros razas en la unidad ‘El modelo’ de Santiago de Cuba. M.Sc. Thesis, ICA, Mayabeque, Cuba, 79 p.

 

 

Recibido: 3/1/2017

Aceptado: 21/2/2017

 

 

Yoleisy García Hernández. Instituto de Ciencia Animal. Email: [e-mail]