REVISION BIBLIOGRÁFICA SOBRE PRODUCCION DE LECHE, CONTROL LECHERO Y CURVAS DE … ·...

DOCUMENTOS DE TRABAJO DPTO PRODUCCION ANIMAL PRODUCCION ANIMAL Y GESTION UNIVERSIDAD DE CORDOBA ISSN: 1698-4226 DT 4, Vol. 2/2005

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REVISION BIBLIOGRÁFICA SOBRE PRODUCCION DE LECHE, CONTROL

LECHERO Y CURVAS DE LACTACIÓN.

Francisco Peña Blanco Antón García Martínez José Martos Peinado

1 Becario de Producción Animal. Universidad de Córdoba, España. 2 Profesor de Producción Animal. Universidad de Córdoba, España. 3 Profesor de Producción Animal. Universidad de Córdoba, España. 4 Investigador del Instituto Dominicano de Investigaciones Agrarias y Forestales (IDIAF). República

Dominicana. 5 Profesor de Producción Animal. Universidad de Córdoba, España.

INTRODUCCION

El control de la producción láctea es importante tanto para el ganadero como para la mejora genética. Así mismo, es necesario conocer la producción de leche a fin de no sobrepasar las cuotas lecheras.

Dado que la tasa de secreción láctea no es uniforme a lo largo de la lactación, es necesario aplicar un sistema, Control Lechero, que permita conocer la cantidad de leche producida en la lactación y los factores que inciden.

El Control Lechero tiene varios objetivos: a) Económico; b) Comercial; c) Zootécnico Podemos considerar dos fases: amamantamiento y ordeño.

1. ESTIMACIÓN EN LA FASE DE AMAMANTAMIENTO

El conocimiento de la producción de leche en la fase de amamantamiento, trascendental para la cría, es primordial para establecer las pautas de manejo y selección. 1.1. Métodos

En un principio, para su cálculo, se utilizó la cantidad de leche obtenida en el primer ordeño y número de días transcurridos desde el parto (FINCI, 1957; ZUZUA, 1962; CALCEDO ORDOÑEZ, 1963 y 1967); método muy criticado por Folman et al.(1966) porque subestima la cantidad de leche producida por la hembra, hecho constatado por diversos autores (WEISKE et al., 1881; GODDEN et al., 1935; RICORDEAU et al., 1962).

Ante la necesidad de registrar con mayor precisión la cantidad de leche producida en el período de amamantamiento, se han desarrollado una serie de métodos que podemos agrupar en: - Método de ordeños ocasionales

Ampliamente utilizado en ovinos lecheros tanto para la fase de cría como la de ordeño, es un método de escaso valor.

Con este método Weiske et al. (citados por Boyazoglou, 1963) estiman la producción láctea en ovejas Southdown x Merino mediante varios controles efectuados a lo largo de 24 horas. Similar período de tiempo es utilizado por


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GODDEN et al. (1935), KNOTHE et al. (1962), AGIJAN et al. (1963), NIKULINA et al. (1966) y BELEVSKA (1968) aunque realizan los controles a intervalos diferentes.

SCHMIDT (1960) reduce la duración de los mismos a 12 horas, una vez a la semana, con 4 ordeños en cada uno de ellos. Por su parte, TANEV et al. (1963) los espacian a 15 días, mientras que IMIGEV et al. (1974) los realizan en los días 11, 25, 46, 74, 102 y 130 desde el inicio de la lactación.

KARIMOV (1967) efectúa un solo ordeño al mes, mientras que MAOLI et al. (1967) lo hacen semanalmente.

Dado que mediante ordeños, manuales o automáticos, no se puede extraer toda la leche acumulada en la ubre, fundamentalmente en el período de cría y en razas no lecheras, varios autores proponen diversas modificaciones al método. Así, CIOLCA et al. (1960) y KARIMOV (1967) permiten que la cría mame en una mitad de la ubre mientras que la otra es ordeñada a mano, consiguiéndose un mejor apurado de la glándula mamaria. Por su parte, MORAN et al. (1968) y tras efectuar el ordeño extraen la leche residual mediante un sistema de vacío, cerrado y estéril inmediatamente después de inyectar oxitocina por vía endovenosa, o bien la estiman con la ayuda de un marcador (polytilene glycol).

- Método de extrapolación

De entre estos sistemas es clásica la tabla propuesta por Montanaro (1937), que permite estimar la cantidad de leche producida por una oveja en un período determinado a partir de un solo control.

CIOLCA et al. (1960) proponen la utilización del ”coeficiente único” (Cu) que mejora el procedimiento anterior. Este coeficiente relaciona la cantidad de leche segregada por la oveja y la obtenida en un control individual, estando estrechamente ligado a la dinámica de la secreción láctea y al intervalo entre ordeños.

- Método de dobles pesadas

Estima la cantidad de leche producida en el periodo de amamantamiento a través de la diferencia de peso de los animales lactantes antes y después de mamar. En la bibliografía consultada se observan diferencias, en la metodología utilizada, que atañen fundamentalmente a la duración, número e intervalo entre controles, número de registros y manejo de los animales. Los primeros en utilizarla fueron FULLER et al. (1904) quienes controlan la producción láctea a lo largo de dos días consecutivos, con registros cada 2 horas.

Similar periodo de tiempo abarcan los estudios realizados por PEIRCE (1934), VERA Y VEGA (1956) y MOORE (1962) aunque con diferentes intervalos entre tetadas. COOMBE et al. (1960) lo reducen a 30 horas semanales, efectuando los registros cada 5 horas.

Diversos autores establecen un periodo de 24 horas semanales en la duración del control observándose diferencias en el tiempo entre tetadas: 3 horas (BONSMA, 1944; WHITTING et al., 1951 y 1952; BURRIS et al., 1956), 4 horas (BARNICOAT et al., 1849, 1952 y 1956), 4'75 horas (HUGO, 1952), 8 horas (SAGHIN et al., 1950) o intervalos diferentes según la edad del lactante


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(WALLACE, 1948, DENAMUR et al., 1958; MUNRO, 1962; SAHANI et al., 1963 y PEART, 1957). Por su parte, NEIDIG et al. (1919) y SIBAI et al. (1958) los efectúan cada 10 días, elevándola a 15 días CONSTANTINESCU et al. (1958), TIMRIU et al. (1959) y GAAL (1962).

ROBINSON et al. (1968) estiman la producción láctea a partir de controles efectuados en seis períodos distintos, de 4 horas a lo largo de seis días consecutivos correspondientes a la tercera semana de lactación.

De gran interés es la metodología preconizada por RICORDEAU et al. (1960), seguida por LABUSSIERE et al. (1969) y POUJARDIEU (1969), entre otros.

Tras un amplio estudio de las causas de variación de la producción láctea estimada proponen la siguiente sistemática:

-controles semanales de 12 horas de duración con intervalos entre tetadas de 2 horas en las cuatro primeras semanas de lactación y de 3 en las restantes. Hacia las cinco de la madrugada, las crías se separan de las madres y quedan confinadas en un corral, mientras que aquellas permanecen pastando hasta el momento de efectuar los registros de producción debiéndose realizar éstos siempre en el mismo orden. Así mismo se llevan a cabo lo más rápidamente posible a fin de evitar que los lactantes orinen o defequen entre pesadas sucesivas; no permitiendo que haya más de dos mamando al mismo tiempo.

A pesar de las precauciones que se toman se suelen producir alteraciones en el normal comportamiento de los animales que pueden afectar a la producción registrada, motivo por el cual se introducen ciertas modificaciones con respecto a la sistemática anteriormente descrita. Así, OWEN (1953) coloca un protector en las ubres que permite la permanencia de las crías junto a sus madres y evita que mamen entre controles, los cuales se efectúan 6 veces al día a intervalos de 4 horas y una vez a la semana. Esta modificación fue así mismo empleada por DAVIES (1958) y ALEXANDER et al. (1959) con diferentes periodos de control e intervalos entre tetadas.

Con el mismo fin, ROBINSON et al., (1974) reparten los registros en tres intervalos, en días sucesivos de 8 horas de duración. - Método de la oxitocina

Diversos estudios hormonales llevaron al conocimiento del papel que dicha sustancia post-hipofisaria desempeña en la eyección de la leche en la glándula mamaria.

Apoyándose en estos estudios se desarrolla el citado método, basado en la estimación de la producción láctea a partir de ordeños, manuales o automáticos, tras la inoculación de cierta cantidad de oxitocina por vía endovenosa, intramuscular, subcutánea, nasal o bucal.

BARNICOAT et al. (1949) lo describen y utilizan por primera vez, siendo empleado con posterioridad por diversos autores, entre los que destacamos a McCANCE (1959), PATTIE et al. (1964), MOORE (1966), CORBETT (1968) y VARONA et al. (1982). - Método basado en el índice de transformación


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Dada la estrecha relación existente entre consumo de leche y diversos parámetros de crecimiento (peso vivo, ganancia de peso vivo y velocidad de crecimiento) se ha venido utilizando el I.T. para estimar, de forma indirecta, la cantidad de leche producida por hembras mamíferas durante el periodo de cría.

Entre los autores que han utilizado este procedimiento destacamos a BONSMA (1939), WALLACE (1948), WHITTING et al. (1951), BARNICOAT et al. (1956), SUGAI et al. (195B), MUNRO (1962), DONEY et al. (1962) y POUJARDIEU (1969). - Método de dilución de radio-isótopos

Relativamente reciente, se basa en la obtención de la cantidad de leche ingerida por los animales lactantes a través de la distribución de distintos marcadores en los fluidos orgánicos, siendo demostrada su validez teórica por McFARLANE (1989), YATES et al. (1971), WRIGHT et al.(1974) y STEPHESON et al. (1981).

1.2. Exactitud de los métodos

A los métodos anteriormente descritos se les imputan ventajas e inconvenientes que determinan su fiabilidad.

McCANCE (1959) señala que los sistemas de estimación han de cumplir los siguientes requisitos a fin de que las resultados obtenidos con los mismos sean fiables:

-La ubre ha de presentar igual grado de vaciado tanto al principio como al final del periodo de observación. -La tasa de secreción obtenida ha de ser similar a la del periodo al que vaya a ser referida. -No modifique la tasa de secreción durante el periodo de valoración ni después de él.

- Exactitud de los métodos de ordeños y extrapolación El método de ordeños ocasionales, al igual que los sistemas de

extrapolación, provocan una gran subestimación de la cantidad de leche que ingiere el lactante, como han señalado numerosos autores (CONSTANTINESCU et al., 1958; EYAL et al., 1958; CIOLCA et al., 1960; KARAMJAN, 1960; FOLMAN et al., 1966; KARIMOV, 1967; BAWA et al., 1970).

- Exactitud del método de dobles pesadas

Se le imputa que no siempre cumple el primer requisito expuesto por McCANCE (1959), aunque no hay evidencias experimentales de la magnitud del error. Este error puede reducirse, en gran medida, con la introducción de un pre-registro no contabilizable (RICORDEAU et al., 1960).

También se pone de manifiesto la perturbación que ocasiona en el normal comportamiento de los animales controlados y su posible influencia sobre la cantidad de leche estimada; posibilidad sugerida por MARTINET et al. (1969) al comprobar la inhibición de la oxitocina endógena inducida por la administración de adrenalina.


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Para reducir o eliminar el citado efecto: -se modifica la duración del periodo de control (OWEN, 1957; RICORDEAU et al., 1960; MOULE et al., 1961; POUJARDIEU, 1969) -se efectúa la misma rutina todos los días (PEART, 1970) -se coloca un protector en la ubre de manera que puedan permanecer

junto a sus crías sin que éstos mamen entre controles (OWEN, 1953; DAVIES, 195B; ALEXANDER et al., 1959).

Esta ultima modificación, al igual que la anterior, presenta dificultades de adaptación y en definitiva ocasiona una mayor perturbación en las hembras (RICORDEAU et al., 1960).

GORBEH (1968) objeta la imposibilidad de obtener muestras de leche para su análisis con este método, a la vez que en periodos avanzados de la lactación es difícil registrar los escasos incrementos de peso de los lactantes tras cada tetada.

Diversos estudios sobre la lactación pusieran de manifiesto la influencia del número de controles diarios sobre la cantidad de leche ingerida por los lactantes en el día de control. Por ello, algunos autores investigaron el intervalo entre tetadas que proporcione la estimación más correcta. BONSMA (1944), WALLACE (1948) y BARNICOAT et al. (1949) indican que registros realizados cada 3-4 horas proporcionan suficiente exactitud.

Posteriormente, MUNRO (1955) sugiere que la producción láctea puede ser subestimada cuando el intervalo entre controles es superior al ritmo natural de tetadas, lo que se ve confirmado por los resultados obtenidos por BAWA et al. (1970) al encontrar diferencias significativas entre estimaciones efectuadas cada 4, 6, 8 y 12 horas. Sin embargo, MUNRO et al. (1957) no encuentran diferencias al comparar intervalos de 1 y 4 horas, más próximas al ritmo natural de tetadas, señalando gran cantidad de errores en el primer caso.

Estos resultados confirman la opinión de BARNICOAT et al. (1949) y OWEN (1957) cuando indican que la separación entre observaciones supone un compromiso entre la capacidad del lactante para ingerir toda la leche acumulada y la de la hembras para cubrir sus necesidades alimenticias; concluyendo que el intervalo entre tetadas ha de ser tal que permita la acumulación de leche en cantidad suficiente para que su estimación conlleve el mínimo error, que el lactante pueda ingerirla en su totalidad, no se afecte la tasa de secreción y las hembras tengan tiempo suficiente pare alimentarse correctamente.

RICORDEAU et al. (1960) observan que la precisión de las estimaciones depende más de la duración del periodo de seguimiento y número de animales que del número de tetadas, por lo que la separación entre ellas puede ser superior al ritmo natural. A la misma conclusión llegan ROBINSON et al. (1963) al comparar las tasas de variación de la cantidad de leche estimada con la real, con distinto número de animales.

Dado lo laborioso del método, varios autores consideran la posibilidad de reducir el periodo de control sin que se vea afectada la exactitud de la estimación. Así, STARKE (1953) señala la posibilidad de limitar a 12 horas dicho periodo, reducción recomendada por OWEN (1957) y RICORDEAU et al. (1960) cuando el número de animales implicados y las conveniencias experimentales primen más que la exactitud. Se registra una elevada


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correlación entre las estimaciones obtenidas a partir de periodos de 12 y 24 horas (OWEN, 1957 y MOULE et al., 1961).

WALLACE (1948) y ALEXANDER et al. (1959) consiguen mayor exactitud en hembras que crían gemelos, ya que las variaciones en producción láctea entre hembras que crían un solo lactante están determinadas en gran medida por la capacidad del mismo para ingerir toda la leche disponible, mientras que en el primer caso lo están a la capacidad de producción de la propia hembra. Sin embargo, los resultados obtenidos por MUNRO et al. (1957) ponen en duda esta afirmación.

El distanciamiento de los controles introduce cierto error en el cálculo de la producción total, según se desprende de los resultados obtenidos por BARNICOAT y col (1949) y RICORDEAU et al. (1960) al comparar controles realizados cada 7 y 14 días, proponiendo registros semanales en los 42 primeros días de lactación y quincenales en el resto.

A pesar de las críticas que se le hacen al método de las dobles pesadas, BARNICOAT et al. (1949), RICORDEAU et al. (1960) y POUJARDIEU (1969) comprueban que estima con gran exactitud la cantidad de leche ingerida por el lactante cuando:

-el número de registros diarios no se aleja mucho del ritmo natural de tetadas

-las dos pesadas sucesivas se realizan rápidamente -la balanza utilizada tiene un error inferior a 5 gr.

- Exactitud del método de la oxitocina

Cuando la oxitocina se inocula por vía endovenosa y el ordeño se realiza rápidamente este método satisface el primer requisito expuesto por McCANCE (1959), no cumpliéndolo cuando se utilizan otras vías de inoculación (DONEY et al. 1979).

MARTINET et al. (1960) estudian las dosis mínimas que permitan obtener un vaciado completo de la ubre. Sin embargo, estas dosis estimulan la normal respuesta de eyección en presencia del lactante pero que no satisfacen los requerimientos del test en relación a la disminución de la cantidad de leche residual, lo que apoya la opinión de LINZELL (1972) en favor de utilizar una dosis superior a la que consigue una eyección natural, ya que se ha de contrarrestar la descarga de adrenalina provocada por el stress a que se ven sometidos los animales por el ordeño (THOMPSON et al. 1973).

Las dosis requeridas para obtener una evacuación completa de la ubre, en ovejas, son investigadas por McCANCE (1959), DENAMUR et al. (1961), SEMJAN (1962), MORAG et al. (1966) y CORBETT (1968) en un rango de 0’1 a 10 U.I., encontrándose en todos los casos una respuesta lineal con la dosis inoculada. Tras estos estudios se aconsejan dosis de 5 U.I.; difiriendo en este sentido SEMJAN (1962) y CORBETT (1968) quienes recomiendan 10 y 3 U.I. respectivamente, discrepancias motivadas fundamentalmente por la raza utilizada, ya que se comprueba que en razas lecheras es aconsejable el empleo de dosis mayores que en las no lecheras (McCANCE, 1959).

Así mismo, se ha comprobado que los animales difieren en sensibilidad frente a una dosis patrón (LABUSSIERE et al., 1969) en el intervalo inoculación-eyección (THOMPSON et al. 1973), en su respuesta ante el stress


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del ordeño (LINZELL, 1972) y en la cantidad de leche residual tras el mismo (BARNICOAT et al., 1949; McCANCE, 1959; SEMJAN, 1961; CORBETT, 1968 y PEART, 1968).

Se dispone de escasa información relativa a la sensibilidad de las diferentes razas a una dosis patrón. McCANCE (1959) sugiere esta posibilidad al comparar sus resultados con los obtenidos por BARNICOAT et al. (1949), mientras que COOMBE et al. (1960) y MORAG et al. (1966) no encuentran evidencia de la misma.

La velocidad de ordeño y el momento en que se realiza tras la inoculación de oxitocina, son otros factores que influyen en el grado de vaciado de la ubre y por tanto en la exactitud del método, pues como señalan THOMPSON et al. (1973) la vida media de la oxitocina en sangre es de solo un minuto.

El cumplimiento del segundo requisito propuesto por McCANCE (1959) depende de la variación de la tasa de secreción a lo largo del día y de la separación entre ordeños.

Para McCANCE (1959), CORBETT (1968) y MORAG (1969) no hay influencia de la hora del día sobre la tasa de secreción, como así mismo demuestran ROBINSON et al. (1968) al representar los resultados procedentes de registros efectuados cada 4 horas y obtener una curva sinusoidal cuya amplitud máxima, en una lactación normal, supone un error inferior al 8%. Por su parte, SEMJAN (1962) solo encuentra diferencias, atribuibles a la hora del día, al final de la lactación.

Por lo que respecta al intervalo entre ordeños, se comprueba una gran incidencia del mismo sobre la estimación de la cantidad de leche producida (BAWA et al., 1970) comprobándose que dicha influencia es mayor en este método que en el de dobles pesadas (DONEY et al., 1979).

Con relación a la tercera exigencia, el método es altamente cuestionado tanto por su efecto indirecto, principalmente en hembras que no se ordeñan, como por su incidencia sobre la tasa de secreción láctea, debido a las altas dosis de oxitocina que se han de emplear para obtener una eyección completa.

La evidencia del incremento de la tasa de secreción láctea consecuente al tratamiento con oxitocina deriva de las investigaciones realizadas en vacas y ovejas lecheras, en tratamientos prolongados con altas dosis. Así, DONKER et al. (1954) y SPRAIN et al. (1954) señalan incrementos del 11’6 y 8’5 % respectivamente, porcentajes que llegan al 35 % en el caso de ovejas (DENAMUR et al., 1961; MORAG et al., 1996). Sin embargo, McCANCE (1959), DENAMUR et al. (1961) y MORAG et al. (1966) no encuentran cambios en la tasa de secreción láctea cuando los tratamientos son esporádicos. DONEY et al. (1979) señalan que tratamientos con altas dosis de oxitocina una vez a la semana, en ovejas no lecheras, constituyen una causa remota de error en la estimación de la cantidad de leche producida por las mismas. - Exactitud de los registros utilizando radio-isótopos

Las técnicas de dilución de radio-isótopos ofrecen algunas ventajas sobre los precedentes:

-no influye el grado de vaciado de la ubre -elimina errores debidos a las pesadas


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-no altera a los animales Del grado de exactitud nos dan idea los resultados obtenidos por

McFARLANE (1969) y YATES (1971), señalando estos autores una elevada correlación (r=0’96) entre leche producida y la registrada, con un error en la estimación menor del 1%, muy inferior al encontrado por WRIGHT et al. (1974), que lo cifra en un 8-10%. Sin embargo presenta grandes inconvenientes cuando la leche no es la única fuente de agua (YATES et al., 1971, WRIGHT et al., 1974) y no se tienen en cuenta los cambios en la composición y desarrollo corporal de los lactantes (DOVE et al., 1979). Así mismo, la gran complejidad del instrumental necesario la descartan como técnica a utilizar en la práctica cotidiana (DONEY et al., 1979). - Exactitud con el empleo del Índice de Transformación

La utilización del I.T., aunque no permite separar el porcentaje de producción láctea debido a la hembra y el correspondiente al estímulo del lactante, como control lechero indirecto conlleva una gran exactitud en las estimaciones como se deduce de la elevada correlación encontrada por BOYAZOGLOU (1963). Sin embargo, este tipo de valoraciones provoca grandes errores cuando nos encontramos ante hembras lecheras o en periodos de lactación en los que la cantidad de leche disponible supera el consumo por parte del lactante. En este sentido, se expresan CARADINI (1949) y MONTEMURRO (1957) al obtener un alto coeficiente de correlación (r=0’79) entre producción de leche y ganancia de peso vivo en ovejas de raza Altamurana y bajo en la raza Gentile di Puglia (r=0’1). Así mismo, SEMJAN (1962) señalan la imprecisión del método en las primeras semanas de lactación.

Dadas las variaciones del I.T. a la largo del tiempo, es conveniente registrar la producción láctea por este procedimiento en periodos cortos (KOVAC, 1955) o a lo sumo cada 20 días (POLY, 1956).

BOCCARD (1963) indica que es necesario considerar tanto la velocidad de crecimiento como la composición de la ganancia para que el I. T. sea un criterio fiable. Por su parte, VERA Y VEGA (1956) señala que para una estimación exacta de la producción láctea a través del I. T. se hace necesaria la aplicación del mismo, obtenido para el total del rebaño estudiado, sobre la ganancia media diaria de peso de cada uno de los lactantes objeto de seguimiento.

1.3. Comparación de métodos

Es conveniente que las estimaciones obtenidas de una determinada variable puedan ser comparadas, cualesquiera que haya sido la metodología empleada para su registro. De esta necesidad surgen una serie de trabajos de investigación que tratan de encontrar y cuantificar, si las hubiera, las diferencias entre dichas estimaciones.

Así, COOMBE et al. (1960) al comparar el método de la oxitocina con el de dobles pesadas obtiene cantidades de leche significativamente mayores (13% en las 4 primeras semanas de lactación) con el primero de ellos. Por su parte, MOORE (1962) solo encuentra diferencias entre ambos del orden del 6% sugiriendo que la mayor cuantía de la diferencia obtenida por el anterior autor


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es debida a la utilización de diferentes intervalos entre registros para cada uno de los métodos comparados.

DONEY et al. (1979) al comparar ambas técnicas en diferentes razas, hallan diferencias significativas en favor de la oxitocina sólo en la 1ª semana, a excepción de la raza Merina en la que no se observa diferencia alguna, resultado que concuerda con el obtenido por ABOUL-NAGA et al. (1983).

NICOL et al. (1973) usando la técnica de radio-isótopos obtienen una elevada correlación y, por tanto, resultados similares a los registrados con la oxitocina. Sin embargo WRIGHT et al. (1974) al comparar ambos métodos encuentran que la cantidad de leche ingerida por el cordero sólo representa el 67 y 82 % respectivamente, de la leche disponible en la primera y segunda semanas de vida, mientras que en la tercera es un 10 % superior a la registrada por el método de la oxitocina.

Por último, VERA Y VEGA (1956) tras el estudio de los coeficientes de correlación obtenidos entre producción real y la estimada a través del I.T. y del método de Montanaro, señala una mayor precisión para el primero de ellos. 2. ESTIMACIÓN DE LA PRODUCCION EN LA FASE DE ORDEÑO 2.1. Control lechero

En la fase de ordeño, el Control Lechero es el procedimiento por el cual se registra la producción de leche, diaria y total, y todas las circunstancias de cada animal (fecha de nacimiento, padre, madre, fechas de parto, número de lactación, etc.) (SERRADILLA, 1996). El control lechero es una herramienta fundamental en la mejora genética, de modo que la precisión de las evaluaciones genéticas depende de la fiabilidad con que se realiza dicho control (CRUZ et al., 1995; SERRADILLA, 1996). Los métodos de registro de producción de leche usados son:

-método A: las operaciones para el registro son realizados por un controlador oficial

-método B: el registro es llevado a cabo por el propio ganadero, personal de la explotación o un controlador no oficial.

La frecuencia de registros de leche puede ser cada 3, 4 ó 6 semanas de ahí que se denomine A3, A4 ó A6 (SCHUILING, 1996).

El más usado es el A4 (McDANIEL, 1969; GABIÑA et al., 1986; CRUZ et al., 1995, SCHUILING, 1996). La normativa oficial existente en España aparece recogida en la Orden de 11 de febrero de 1986 “Sobre comprobación del Rendimiento Lechero Oficial del Ganado” (B.O.E. 21 de febrero de 1986). Las lactaciones se consideran completas y válidas cuando:

-la duración mínima es 240 días en bovinos, 100 días en ovejas de primer parto, 120 días en ovejas multíparas, 120 días en cabras primíparas y 180 días en cabras multíparas -el control, de peso o volumétrico, recoge la leche obtenida en 24 horas -los controles son mensuales, admitiéndose el rango 26-33 días


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-el primer control se realiza entre 5-37 días después del parto en bovinos, 31-75 días en ovinos y 10-45 días en caprinos. -la lactación se considera finalizada cuando la producción diaria es inferior a 4 litros en bovinos, 200 ml en ovinos y 500 ml en caprinos

Las lactaciones se estandarizan o normalizan a 305 días en bovinos,

120 días (al 6% de grasa) en ovinos y 210 días (al 2'8% de proteína) en caprinos. El control lechero oficial es el denominado A4, que consiste en un registro de periodicidad mensual en el que se registra la leche producida en 24 horas. El control se realiza mensualmente con un margen de ± 3 días (BOE, 1986). En cada control se recogen aproximadamente 50 cc de la leche ordeñada a cada animal. A esta muestra se le añade un conservante (normalmente dicromato potásico) y se lleva a alguno de los laboratorios oficiales de análisis, donde se determina el contenido de grasa, proteína y extracto seco en la leche (BOE, 1986). En las ganaderías en las que se practican dos ordeños diarios existen dos tipos posibles de control (SERRADILLA, 1996): a) El control de la leche ordeñada en cada uno de los ordeños, lo que

requiere dos visitas diarias del controlador. b) El control simplificado que se circunscribe al control de uno solo de los

ordeños diarios.

2.2. Método de Fleischmann La producción lechera es estimada por el método Fleischmann o de la

producción en el día centrado y se le denomina leche producida en la lactación real (CARRÉ et al., 1958; CAJA et al., 1986; CRUZ et al., 1995; SERRADILLA, 1996; MOIOLI, 1996). Existen diferentes adaptaciones sobre la aplicación práctica de este método y las diferencias en el cálculo se refieren principalmente a los días del último control a la fecha de secado y a la duración de días entre controles. Así, CARRÉ et al. (1958), cuando se tienen la fechas específicas de los controles y la fecha de secado, recomiendan usar la siguiente expresión:

n*n

na

2a1a

a1a1 ici*

2)cc(

c*NX ???? ??

??

?

donde: X = producción de leche. N = intervalo entre el parto y el primer control. c1 = producción de leche en el primer control. ia-1 = intervalo entre dos controles in = el intervalo del último control al secado. cn = producción de leche en el último control.


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0,00

0,50

1,00

1,50

2,00

2,50

3,00

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Controles

Kg/d

El primer control se multiplicapor los días al parto y el últimopor los días al secadol

Figura 1. Cálculo de la producción de leche según Carré et al. (1958).

Posteriormente, a esta misma expresión, Sotillo et al. (1996) le dieron

otra notación, sin alterar las razones de su uso:

? ?????

?ni

1ni

1io PPPP

donde: P = producción de leche.

ooo t*pP ? ? ?

i1ii

i t*2pp

P ???

nnn t*pP ? pi = producción del control i (1, 2, 3, 4,...n-1). pi+1= producción del siguiente control i+1 (2, 3, 4, 5,...n). ti = tiempo transcurrido entre dos controles. pn = producción del último control. tn = días transcurridos del último control a la fecha de secado. po = producción del primer control. to = días transcurridos del parto al primer control.

SÁNCHEZ et al. (1997), establecen una duración fija de 30 días entre controles para calcular la producción de leche total por lactación. En algunos casos las fechas entre controles mensuales no son conocidas específicamente y al asumir una duración igual entre controles, se facilita el cálculo. La producción entre el parto y el primer control se calcula multiplicando los días transcurridos por la cantidad de leche obtenida en el primer control; de igual manera se procede para calcular la producción entre el último control y el secado.


12

0,00

0,50

1,00

1,50

2,00

2,50

3,00

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Controles

Kg/

día

Considera la media de los dos últimos controles para hallar la producción hasta el secado

Figura 2. Cálculo de la producción de leche según Sánchez et al. (1997)

La expresión propuesta es :

BAP*dPR 11j ??? donde:

PRj = producción de leche de la cabra j. d1 = fecha de parto menos fecha de primer control. P1 = producción de leche en el primer control.

??

?

???2n

1i

1iij

2)PP(30A

? ?2

)PP(*)2n(30dB j1j nn

j2

???? ?

donde: d2 = FS – FL FS = fecha de secado. FL = fecha del primer control.

CRUZ et al. (1995) y SERRADILLA (1996) calculan la producción de leche total dando una duración fija de 15 días en el tramo del último control al secado por no conocer su fecha, situación que es frecuente, y recomiendan una expresión con la siguiente notación:

? ?15*Pd*

2PP

P*dL n

n

1i

1ii11R ???? ?

?

?

donde: LR = leche producida en la lactación real. n = número de controles efectuados. Pi = producción en el control i (i = 1,..., n-1). Pi+1= producción en el control i+1. Pn = producción en el último control n. d = días transcurridos entre dos controles sucesivos. d1 = días del parto al primer control.


13

P1 = producción en el primer control.

0,00

0,50

1,00

1,50

2,00

2,50

3,00

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Controles

Kg/

día

El último control se multiplica por un valor f i jo de 15 días

Figura 3. Cálculo de la producción de leche según Serradilla et al. (1996)

CAJA et al. (1986) en ovejas, consideran como primer control un valor

de cero que coincide con el parto y la fecha de secado coincide con el último control. Sin embargo, no toman en cuenta el intervalo del último control hasta el secado en caso que no coincida y proponen una expresión cuya notación es la siguiente:

)TT(*2PP

PT i1i

n

0i

1ii ??? ??

??

donde: PT = producción de leche. Pi = producción de leche del control i. Ti = tiempo desde el parto hasta el control i. n = el número de controles.

Para poder hacer comparables las lactaciones con distinta duración, se establecen las denominadas lactaciones tipificadas a un determinado número de días (BOE, 1986): 305 días en bovinos, 150 días en ovinos y 150 días en caprinos de primera lactación y 210 días en caprinos multíparos. Para tipificar la producción de leche días cuando la duración de la lactación real es superior, se considera sólo la producción estimada hasta esa fecha y cuando la duración de la lactación real es menor, la producción tipificada es considerada como la obtenida en lactación real (CRUZ et al., 1995; SERRADILLA, 1996; SÁNCHEZ et al., 1998).


14

0,00

0,50

1,00

1,50

2,00

2,50

3,00

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11

Controles

Kg/

día

La producción para el tramo del parto al primer control es considerada como la mitad

Figura 4. Cálculo de la producción de leche según Caja et al. (1986)

Cuando se hacen las correcciones necesarias para igualar en contenido graso, se obtiene las lactaciones normalizadas. El precio del control lechero en ganado caprino es tres o cuatro veces superior al del ganado vacuno (BOULOC, 1987; CRUZ et al., 1995; SERRADILLA, 1996). Esta diferencia se debe a tres causas: a) El reducido tamaño de los rebaños (GALL, 1981; CRUZ, 1995;

SERRADILLA, 1996; SÁNCHEZ et al., 1998). b) La mayor dispersión de las ganaderías controladas (GALL, 1981;

CRUZ et al., 1995; SERRADILLA, 1996; SÁNCHEZ et al., 1998). c) La menor producción por cabra comparada a una vaca (CRUZ et al.,

1995; SERRADILLA, 1996; SÁNCHEZ et al., 1998). Por esta razón hay que optimizar la metodología, para obtener el mayor número de ganaderías controladas con el mínimo coste y sin pérdida de precisión (BARILLET et al., 1987). De ahí la necesidad de abaratar el costo de control y aprovecharlo al máximo. Lo primero se logra simplificando la frecuencia de controles, particularmente los correspondientes a los dos ordeños diarios. Lo segundo se consigue, por ejemplo, utilizando, para realizar la valoración genética de los animales, todas las lactaciones controladas, incluso aquellas que no han finalizado, mediante la extensión sin completar (CRUZ et al., 1995; SERRADILLA, 1996). La implantación de un método simplificado tiene la posibilidad de controlar un mayor número de rebaños con el mismo coste que el completo ya que supone un ahorro entre el 30 y el 45 % (HERNÁNDEZ et al., 1992). Existen dos formas bien diferenciadas de reducir el número de visitas a las ganaderías (CRUZ et al., 1995):

a) Alargando el tiempo transcurrido entre dos visitas consecutivas a una ganadería, sustituyendo la realización del control una vez al mes por uno cada 45 días, bimensual o con intervalos de tiempo mayores. Este control reducido puede aplicarse a cualquier tipo de ganadería


15

de caprino lechero. También existen métodos con intervalos de tiempo desiguales entre controles, éstos están basados en la evolución que sigue la curva de lactación y su aplicación supone una uniformidad de paridera dentro del rebaño. Dicha uniformidad no se produce en las razas españolas, ya que aunque algo concentrada en otoño los partos se producen prácticamente durante todo el año, por lo que no pueden aplicarse estos métodos.

b) En ganaderías de doble ordeño, en vez de realizar el control de los dos ordeños una vez al mes, se registra uno de los dos y se estima la producción del ordeño no controlado. Estos métodos son conocidos como AM/PM y existen diversas variantes en función de que se controle el mismo ordeño (el de mañana o el de la tarde) a lo largo de la lactación o de que se alterne el ordeño controlado.

Tabla 1. Métodos simplificados del control lechero en doble ordeño.

Control normal mide la leche de la mañana y de la tarde

Número de control Mañana 1 2 3 4 5 6 7 Tarde 1 2 3 4 5 6 7

Control AM sólo mide la leche del ordeño de mañana

Número de control Mañana 1 2 3 4 5 6 7 Tarde - - - - - - -

Control PM solo mide la leche del ordeño de tarde

Número de control Mañana - - - - - - - Tarde 1 2 3 4 5 6 7

Control AM/PM Control alterno comenzando por el ordeño de mañana

Número de control Mañana 1 - 3 - 5 - 7 Tarde - 2 - 4 - 6 -

Control PM/AM

Control alterno comenzando por el ordeño de tarde Número de control

Mañana - 2 - 4 - 6 - Tarde 1 - 3 - 5 - 7

Control alterno irregular Empieza sin ningún orden

Número de control Mañana 1 2 - 4 - - 7 Tarde - - 3 - 5 6 -

Fuente: Cruz et al. (1995).


16

Las lactaciones igualmente se calculan según el Método Fleischmann obteniendo las producciones tipificadas considerando que la producción del día completo es el doble de la producción en el ordeño controlado. Algunos métodos consideran factores de corrección (MARTÍN et al., 1989; HERNÁNDEZ et al., 1992). Así: Método A (control de los dos ordeños): L = Lm + Lt donde:

L la producción de leche por día Lm el ordeño de la mañana

Lt el ordeño de la tarde Método AF (control de un solo ordeño):

AFm (si se utiliza el ordeño de la mañana) L= 2 x Lm

AFt (si se utiliza el ordeño de la tarde): L= 2 x Lt

Método AFC (control de un solo ordeño corregido): AFCm (si se utiliza el ordeño corregido de la mañana)

L= Lm x Tc AFCt (si se utiliza el ordeño corregido de la tarde)

L= Lt x Tc Método AT (control alterno):

ATm (si se utiliza alternadamente el ordeño de la mañana) L= 2 x Lm

ATt (si se utiliza alternadamente el ordeño de la tarde) L= 2 x Lt

Método ATC (control alterno corregido): ATCm (si se utiliza el ordeño alterno corregido de la mañana)

L= Lm x Tc ATCt (si se utiliza el ordeño alterno corregido de la tarde)

L= Lt x Tc. El término de corrección es:

controlado ordeño el en rebaño del total Produccióncontrol de día el en rebaño del total Producción C ?

En la aplicación de cualquier método de simplificación hay que tener en cuenta que la producción está afectada por diferentes factores que inciden de forma distinta en función de la edad, época de parto, nivel de producción, etc. Por esta razón diferentes autores proponen corregir los métodos, fundamentalmente para la duración de la lactación (AMMANN, 1972; ANDERSON et al., 1989) y la fase de lactación (EVERETT y WADELL, 1970; LEE y WARDROP, 1984; DELORENZO y WIGGANS, 1986). Los errores del método empleando técnicas simplificadas para realizar el control lechero varían en el rango del 5 al 7% (LEQUENNE y SIGWALD, 1977; MARÍA et al., 1987), recomendándose en caprinos el ordeño alterno corregido (ATC) por ser más preciso y producir menor sesgo en las estimas de las lactaciones que los otros a un mismo coste (HERNÁNDEZ et al., 1992).


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Tabla 2. % de error de los métodos simplificados frente al completo.

Método 210 días 240 días Real (no tipificada) Afm Aft

Atm Att

AFCm AFCt

ATCm ATCt

3, 15 3, 16 3,78 3,77 1,86 2,06 1,82 1,96

2,65 2,66 3,00 3,00 1,51 1,77 1,63 1,59

11,40 7,89 1,98 1,98 0,91 1,06 0,98 0,95

Fuente: Hernández et al. (1992). En ganado bovino, JHONSON et al. (1996) estiman el error de la

producción a 305 días en función del número de controles, intervalo entre controles e inicio de los controles, recogiéndose los valores en la siguiente tabla

Primer registro (semana post-

parto)

Registros cada 8 semanas Registros cada 15

semanas 6 5 4 3 2

1ª 247 261 328 432 629 2ª 155 172 253 368 509 3ª 142 154 228 340 428 4ª 159 220 324 385 5ª 163 216 314 366 6ª 161 208 304 349 7ª 168 203 297 335 8ª 181 204 292 325 9ª 319

10ª 313 11ª 310 12ª 308 13ª 309 14ª 312 15ª 315

En ovinos, el I.C.A.R. (International Commite for Animal Recording) propone 5 sistemáticas de control durante la fase de ordeño.

Tipo Símbolo Intervalo entre controles (días, +/- 10%)

Intervalo entre ordeños (horas)

A / B 4 30 24 A / B 5 36 24 A / B 6 42 24 A AT 30 24 A AC 30 24

Los métodos tipificados con la letra A deben ser realizados por un empleado del Estado o de un organismo oficial registrado en el Estado, y los B son realizados por el productor de la finca o una persona que éste designe.


18

AT: control mensual alternado (sólo se considera 1 de los 2 ordeños diarios). AC: control mensual corregido para ordeños mañana/tarde (considerando solo 1 de los 2 ordeños diarios), tomando como cierto el volumen total de leche producido por la majada después de los ordeños referidos. La medida de producción se puede expresar en peso (gramos, kilos) o en volumen (mililitros, litros). El factor de conversión de peso a volumen es 1.036 (densidad normal en la leche de oveja). La cantidad mínima de leche a recolectar es de 200 g o 200 ml (a partir de allí, la oveja se puede considerar seca). El límite del error de la estima es de 40 g o 40 ml.

El intervalo entre controles es de 30 (28-34) días en rebaños con dos ordeños diarios, para los métodos A4 y B4, y entre 36 y 42 días para A5, B5, A6 y B6. Si el ordeño se realiza 1 vez por día, el intervalo entre controles es 30 días (con rango de 28 a 34 días).

El intervalo máximo entre dos controles en la misma oveja es de 70 días. El número mínimo de observaciones por lactancia, queda a determinar por cada organización oficial. 2.3. Curva de lactación. La curva de lactación es la representación gráfica de la producción de leche (g/día) en el tiempo y es un resumen de los patrones de producción de leche, determinados por la eficiencia biológica del individuo (Sherchand et al., 1995). Además de la eficiencia biológica, permite determinar la eficiencia económica, que podrá ser usada para propósitos de alimentación y selección (GROSSMAN y KOOPS, 1988). La curva de lactación a través del tiempo presenta una forma muy particular, y se define a través de ciertos parámetros que MASSELIN et al. (1987) describen como: Duración de la lactación: Es el intervalo de tiempo entre el inicio de la producción después del parto y su finalización o secado. Producción total: Se obtiene acumulando la producción diaria de leche a través de los días de lactación. Si se tiene una función matemática sería la integral de la curva de lactación. Producción inicial: Es estimada por el promedio de las producciones entre los días 4º, 5º y 6º, una vez finalizada la fase calostral. Producción diaria máxima (Pico de producción): Máxima cantidad de leche obtenida en un día. Si se tiene una función matemática es posible calcularla y es el punto donde la derivada de la curva es igual a cero. Tasa de aumento en la fase ascendente: Definida como la diferencia entre la producción de leche máxima y la inicial. En términos matemáticos es propuesta como la tangente del ángulo a (Figura 2), que es la derivada de la curva de lactación en ese punto. Persistencia de la producción en la fase descendente: Es la media de la disminución de la producción referida a un intervalo de tiempo. En términos matemáticos, la derivada de la curva de producción (P = dPL(t)/dt) representa


19

una medida absoluta de esta disminución. La expresión de la persistencia relativa expresada en porcentaje viene a ser: P= 100*(dPL(t)/dt)/PL(t). Sin embargo, frecuentemente, se expresa con la relación complementaria: Persistencia = 100*(1-(dPL(t)/dt)/PL(t)). Con respecto a la persistencia de la producción existen algunas maneras prácticas de poder hallarla. Así, MONTALDO et al. (1997) señalan dos formas de expresar la persistencia de la producción: a) Una de las formas sería expresar en porcentaje el promedio de producción con respecto a la máxima producción:

producción máxima

promedio producción x100iaPersistenc ?

b) Otra manera es expresar en porcentaje la producción acumulada de leche para los días 201-300 con respecto a la producción acumulada de los días 101-200:

días) 200-(101 acumulada producción

días) 300-(201 acumulada producción x 100 iaPersistenc ?

Investigadores como FISCHER (1958); GRAVERT y BAPTIST (1976) y ROTA (1990), utilizan el coeficiente de regresión de la recta que ajusta a la fase descendente de la curva de lactación.

Días de lactación (D)

Longitud de lactación estándar

Parto

PLmax

PLi

Lech

e (K

g)

Per

íodo

cal

ostra

l p

a

PL T

Figura 5. Representación gráfica de la curva de lactación

Fuente: Delage et al. (1953), citado por Masselin et al. (1986). Forma de la curva: Es una característica muy importante, que resume el total de la lactación. Sin embargo, no existe una metodología de cuantificación claramente definida al respecto, si bien viene determinada por tres factores fundamentales: producción máxima, momento en que se alcanza y persistencia. 2.4. Factores que afectan la producción de leche en caprino. Las características de la curva de lactación en cabras lecheras se ven influidas por algunos factores (LE JAOUEN, 1986; TABERNERO, 1986;


20

GIPSON y GROSSMAN, 1990; BOULOC, 1992; QUILES y HEVIA, 1994) que se clasifican en:

-ligados al animal, ligados al manejo y los ligados al medio ambiente (Le JAOUEN, 1986)

-genéticos y no genéticos (TOLSTEIN y STEINE, 1986) -intrínsecos y extrínsecos (TABERNERO, 1986; y QUILES y HEVIA,

1994) Entre los factores intrínsecos destacan: - Raza Existen importantes diferencias en la duración de la lactación, leche producida y características de la curva de producción entre las diferentes razas caprinas.

En las siguientes tablas se recogen la duración total promedio de la lactación de algunas razas caprinas.

Tabla 5. Duración de la lactación de algunas razas caprinas. Raza Días Autor Clima templado Alpina 260 Saanen 264 Devendra (1991) Anglonubiana 365 Toggemburg 266 Clima Subtropical Alpina 252 Sahini y Chawla (1982) Saanen 244,40 1ª lactación Alpina 257,90 Sahini y Chawla (1982) Saanen 258,70 3ª lactación Alpina 248,00 Sahini y Chawla (1982) Saanen 211,10 Murciano-Granadina 236,10 Payoya 263,90 Hernández (1991) Malagueña 252,80 Malagueña 247,26 Herrera et al. (1988) Verata 255,00 Pérez et al. (1987) 1º lactación Florida 276,74 Sánchez et al. (1997) Murciano-Granadina 226,40 Malagueña 244,80 Hernández (1991) Payoya 243,60 Malagueña 230,88 Herrera et al. (1983) 3º lactación Malagueña 261,60 Murciano-Granadina 237,20 Hernández (1991) Payoya 246,50 Malagueña 246,87 Herrera et al. (1983)


21

Las diferencias entre razas en cabras lecheras también se observan en el pico de producción, el tiempo en el que se alcanza el pico de producción y la persistencia.

Tabla 6. Producción y momento de aparición del pico de lactación en razas caprinas españolas.

Raza Producción máxima (kg/día)

Días post-parto

Verata Canaria Murciano-Granadina Malagueña

2,08 2,50 2,00 3,64

56 28

105 28

Fuente: Adaptado de Quiles et al. (1997). En relación a la persistencia, el mayor nivel se ha observado en las razas

Saanen y British (QUILES y HEVIA, 1994; QUILES et al., 1997), no habiéndose encontrado diferencias entre la Saanen y el cruce Alpina-Poitevine (RICORDEAU, 1963). El nivel productivo de la raza influye en la persistencia de la producción.

Tabla 7. Persistencia (%) y disminución (%) de la producción láctea.

Raza Persistencia Disminución Autor Murciano-Granadina 91,41 8,59 Gutiérrez (1995) Majorera 96,16 3,84 Fresno et al. (1994) Alpina 90,50 9,50 Sauvant y Morand-Fehr (1975) En la mayoría de los casos, las diferencias entre razas usualmente no son importantes para explicar la variación en la forma de la curva, pero sí para explicar la variación en el nivel de la curva. En general, la forma de la curva de lactación es similar entre razas, si bien el nivel de la misma es mayor en las más altas productoras y menor en las de baja producción (GIPSON y GROSSMAN, 1989, 1990; HERNÁNDEZ, 1991).

0,00

0,50

1,00

1,50

2,00

0 5 10 15 20 25 30 35Semanas

Kg/

día

M-GMalagueña

Figura 6. Curva de lactación en cabras Murciano-Granadina (M-G) y Malagueña de primera

lactación. Fuente: Hernández (1991).


22

- Edad y número de parto La edad de las cabras al primer parto es una fuente de variación muy importante en la producción de leche (RONNINGEN y GJEDREM, 1966; SINGH et al., 1970; MAVROGENIS et al., 1984). Puede representar entre el 12 y el 29 % de la variación total (STEINE, 1976b). un retraso en la edad al primer parto se debe mayormente a factores como la época de nacimiento y la ocurrencia de abortos (FALAGÁN et al., 1993). La edad al primer parto está relacionada con la precocidad de la raza (AGRAZ, 1984); pudiendo ocurrir alrededor de los 10 meses de edad con una producción de leche que va en aumento conforme se retrasa (ILOEJE et al., 1980; KENNEDY et al., 1981; FINDLEY et al., 1984). La edad al primer parto en la que se logra una mayor producción de leche parece estar alrededor de los 24 meses (KENNEDY et al., 1981) y en todo caso, en un rango de 20-24 meses (FALAGÁN et al., 1993; LAFUENTE et al., 1993a).

Tabla 7. Comparación de la producción (kg) entre la segunda y primera lactación en cabras de la misma edad y en dos épocas de parición.

Edad Época de parición (meses) Diciembre-Marzo Abril-Julio

23 195 102 24 147 98 25 217 142

26-28 193 174 Fuente: adaptado de Kennedy et al. (1981).

SINGH et al. (1983) mencionan que podría no ser económico que una cabra tenga su primer parto a mayor edad porque reduciría el número de lactaciones en la vida de la cabra y por lo tanto su producción de leche. CORCY (1993) recomienda que para explotar mejor el potencial productor de una cabra ésta debe tener su primer parto cuando cumpla un año. En cabras adultas, la producción de leche en una misma lactación tiende a disminuir conforme avanza la edad (KENNEDY et al., 1981). Es conocido que el fenómeno de envejecimiento afecta progresivamente la capacidad de respuesta de la glándula mamaria a diferentes factores (Kennedy et al., 1981; KNIGHT y PEAKER, 1982). La edad de la cabra expresada normalmente por el número de lactaciones incide en la producción y composición de la leche (FALAGÁN y MATEOS, 1996). La diferencia productiva de los animales jóvenes respecto de los adultos es explicada por sus requerimientos, que son generalmente para producción y crecimiento en los jóvenes, mientras que en un animal adulto son para mantenimiento y producción, de ahí que este último sea mejor productor (ARBIZA, 1986). En razas caprinas lecheras se ha descrito que la mayor capacidad productiva se alcanza en la tercera lactación para luego disminuir progresivamente (ROONINGEN, 1964; SUBIRES et al., 1989). En cabras de raza Malagueña, se citan valores máximos de producción de leche entre la tercera y cuarta lactación (SUBIRES et al., 1987; SUBIRES et al., 1989; HERRERA et al., 1983).


23

Tabla 8. Influencia del número de lactación sobre la producción de leche total a 210 días en cabras malagueñas.

Lactación Producción láctea (kg)* Segunda 438,17 ± 13,6 a Tercera 489.98 ± 11,3 b Cuarta 456,31 ± 11,9 b Quinta 437,63 ± 11,2 a Sexta 398,05 ± 13,9 a Séptima 395,72 ± 41,3 ab

Fuente: Subires et al. (1989); * letras distintas indican diferencias significativas (P<0,05).

De igual modo, en cabras de raza Murciano-Granadina, se indica que las

máximas producciones se obtienen en la tercera lactación (ACRIMUR, 1988). CARRIZOSA et al. (1993), indican para la raza Murciano-Granadina una máxima producción de leche entre la quinta y sexta lactación. De forma similar, FALAGÁN y MATEOS (1996) refiriéndose también a cabras de raza Murciano-Granadina, indican que las mayores cantidades de leche, se consiguen alrededor de la sexta lactación y las menores en la primera y en las más viejas.

Tabla 9. Lactación con mayor producción lechera.

Raza Días Lactación kg. Autor Tinerfeña 210 4ª 361,73 Fresno (1993) Murciana-Granadina 210 4ª 394,40 Carrizosa et al. (1993) Malagueña 210 4ª 471,20 Subires et al. (1987) Malagueña 240 4ª 492,97 Herrera et al. (1983) Murciano-Granadina 240 7ª 439,00* Falagan y Mateos (1996) *se refiere a producción total En otras razas, las máximas producciones se obtienen entre el tercer y

cuarto parto (CORCY, 1993; VERMA y CHAWLA, 1987; KENNEDY et al., 1981; ALDERSON y POLLAK, 1980). Investigadores como WILLIAMS (1993b) reportan que las mayores producciones de leche se registran entre la tercera y quinta parición y luego decrece.

El número de lactación afecta significativamente el nivel de la curva de lactación. Así, la producción inicial y la del pico para la primera lactación usualmente son más bajas que en las siguientes (SACHDEVA et al., 1974). Así mismo, se ha observado que existe una relación negativa entre la forma de la curva de lactación y el número de partos. El tiempo en el cual se alcanza el pico de producción generalmente es más tarde para la primera parición, en cerca de 50 a 80 días de lactación que para las cabras de más partos (SAUVANT y MORAND-FEHR, 1975; GIPSON y GROSSMAN, 1987; GIPSON et al., 1987). La persistencia, definida como la habilidad de la cabra por mantener el pico de producción, es mayor en las cabras de primera parición y decrece con el incremento de las pariciones (SACHADEVA et al., 1974; GIPSON y GROSSMAN, 1987; GIPSON et al., 1987; GIPSON y GROSSMAN, 1989, ROTA, 1990).


24

0,00

0,50

1,00

1,50

2,00

2,50

3,00

0 30 60 90 120 150 180 210 240 270 300

Días

Kg/

día

PrimeraSegundaTercera

Figura 7. Forma de la curva de lactación según el número de lactación.

Fuente: Rota (1990). GIPSON y GROSSMAN (1990), a modo de resumen, mencionan que la producción inicial y la del pico de producción aumentan con el número de pariciones hasta la tercera o cuarta parición, y luego decrece. El tiempo al pico de producción es más temprano y la persistencia menor con el incremento de las pariciones (GIPSON y GROSSMAN, 1990; BOULOC, 1992). Estudios en razas españolas confirman lo anteriormente mencionando. FRESNO et al. (1994), en cabras Tinerfeñas, indican que el menor valor inicial se da en la primera lactación y el mayor en la séptima. Igualmente, PEDAUYE (1989) en cabras de raza Murciano-Granadina reporta que el menor valor inicial se da en la primera lactación; sin embargo, el mayor valor inicial lo indica en la quinta lactación.

Tabla 10. Nivel inicial, al pico y persistencia de la producción en algunas razas

caprinas. Total de lactaciones

Raza Nivel inicial Pico Producción Autor Murciano-Granadina 1,82 1,84 Gutiérrez (1995) Majorera 2,63 2,67 Fresno et al. (1994) 1ª lactación Murciano-Granadina 1,41 1,48 Gutiérrez (1995) Murciano-Granadina 1,30 1,60 Pedauye (1989) Majorera 2,27 2,48 Fresno (1993) Palmera 2,27 2,27 Fresno (1993) Tinerfeña 2,69 2,90 Fresno (1993) 2ª - 5ª lactación Murciano-Granadina 1,56 (2ª) 1,86 (2ª) Pedauye (1989) ” 1,72 (3ª) 2,03 (3ª) ” ” 1,61 (4ª) 1,99 (4ª) ” ” 1,84 (5ª) 2,07 (5ª) ”


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De forma similar, la persistencia de la producción en razas españolas igualmente disminuye conforme aumenta el número de lactaciones. Tabla 11. Persistencia de la producción lechera según número de lactación.

Raza Persistencia Disminución Lactación Autor Agrupación Canaria 93,00 7,00 Primera Fresno (1993) Murciano-Granadina 92,68 7,32 Primera Gutiérrez (1995) Verata 91,79 8,21 Primera Rodríguez et al. (1991) Murciano-Granadina 91,90 8,10 Multíparas Gutiérrez (1995) Verata 91,45 8,55 Tercera Rodríguez et al. (1991) - Tipo de parto Se ha demostrado que a mayor número de cabritos gestados existe un aumento del volumen de la placenta, lo que produce un incremento del lactógeno placentario que es una hormona que favorece el desarrollo del tejido glandular de la ubre (HAYDEN et al., 1979; HAYDEN et al., 1980; ARBIZA 1986; FALAGÁN y MATEOS, 1996).

Tabla 12. Influencia del tamaño de camada sobre la producción de leche. Uno (n=14) Dos (n=29) Tres (n=16)

141,5 ± 12,6 a 185,1 ± 11,4 b 220.6 ± 10,9 c Fuente: Hayden et al. (1979); a, b, c: señalan diferencias: P < 0,05 entre grupos 1 y 2, 2 y3 y P

< 0,001 entre grupos 1 y 3.

A similares conclusiones llegan SUBIRES et al. (1987, 1988), HADJIPANAYIOTOU y LOUCA (1976); HERRERA et al. (1983), HERNÁNDEZ (1991), FRESNO et al. (1991a), FRESNO (1993), RABASCO et al. (1993), BROWNING et al. (1995). AZÓCAR et al. (1997) señalan, en cabras criollas, que las que paren dobles producen 26 % más de leche comparadas a las de parto simple. Sin embargo, Hernández (1991), en cabras de raza Murciano-Granadina en lactaciones de 210 días, obtiene incrementos de la producción mayores en las que paren más de dos crías del orden del 25,21%, 54,08% y 114,60 % comparadas a las de doble, simple y las que abortaron, respectivamente. Del mismo modo, SUBIRES et al. (1987), en cabras de raza Malagueña para una producción a 210 días, mencionan que las hembras que paren más de dos crías producen un 26,60% y 54,10% más que las de parto doble y simple, respectivamente.

Tabla 13. Producción de leche por tipo de parto en algunas razas españolas. Raza Días Tipo de parto kg. Autor

Malagueña 210 Simple 358,70 Subires et al. (1987) Doble 436,60 Más de dos 552,75 Malagueña 240 Aborto 375,39 Herrera et al. (1983) Simple 382,29 Doble 459,54 Más de dos 565,31 Murciano- 210 Aborto 170,60 Hernández (1991) Granadina Simple 237,60


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Doble 292,40 Más de dos 366,10 Murciano- 240 Aborto 178,00 Hernández (1991) Granadina Simple 246,60 Doble 304,50 Más de dos 378,00 Tinerfeña 210 Aborto 289,30 Fresno (1993) Simple 308,83 Doble 351,20 Más de dos 429,34

En razas de mayor nivel productivo, como la Alpina, BROWNING et al. (1995) señalan que la producción lechera de las cabras que paren más de dos crías es mayor en 16,52 % y 8,27 % comparándolas a simples y dobles, respectivamente. Sin embargo, existen investigaciones que señalan que no hay una relación positiva entre la producción de leche y el número de crías por parto (MAVROGENIS et al., 1984; SUBIRES et al., 1989; PERIS et al., 1991; WILLIAMS, 1993b; WAHOME et al., 1994; SERRADILLA, 1996). Posiblemente esta aparente contradicción se explica por el nivel productivo de las cabras o grado de selección para producción de leche, el número de ordeños y el efecto que tiene el amamantamiento sobre la producción total. En las altas productoras (más de 600 kg.), donde prácticamente no hay amamantamiento, no se observan diferencias atribuibles al tamaño de la camada (WILLIAMS, 1993b). Así mismo, en cabras con menor producción pero que son ordeñadas dos veces al día y cuyas crías son alimentadas con lactancia artificial tampoco se encuentran claras diferencias (PERIS et al., 1991; HERNÁNDEZ, 1991). En cabras de menor producción que amamantan varias crías, la producción sólo es afectada hasta el destete (HADJIPANAYIOTOU y LOUCA, 1976), resultando la producción postdestete independiente del número de crías paridas o amamantadas (MAVROGENIS et al., 1984) y las diferencias que pudieran hallarse en producción de leche total se deben exclusivamente al período de amamantamiento. - Nivel de producción Este factor afecta fundamentalmente a la curva de lactación. Una alta producción afecta el nivel y la forma de la curva de producción (principalmente a la persistencia). Las altas productoras son menos persistentes que las de nivel productivo bajo, y tienen una mayor declinación en la producción de leche después del pico (GIPSON y GROSSMAN, 1990), aunque en pocos estudios se han examinado las relaciones entre el nivel de producción y la curva de lactación en cabras lecheras. La producción inicial y en el pico también se incrementan a medida que el nivel de producción aumenta (GIPSON y GROSSMAN 1989). SAUVANT y MORAND-FEHR (1975) y GIPSON et al. (1987) encontraron que a medida que el nivel de producción incrementaba, la persistencia decrecía.


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0,00

1,00

2,00

3,00

4,00

5,00

6,00

0 30 60 90 120 150 180 210 240 270 300

Días

Kg/

día

Nivel bajoNivel medioNivel alto

Figura 8. Curva de lactación en cabras de raza Alpina de primer parto, según nivel de

producción. Fuente: Gipson y Grossman (1989).

Entre los factores intrínsecos destacan: - Sistema de producción Se entiende por sistema de producción la forma como se utilizan los recursos existentes en una explotación o conjunto de ellas para obtener unos productos previamente definidos. En los sistemas agropecuarios, esta transformación se realiza mediante procesos en los que están implicados organismos vivos, Sistema Biológico dirigido por un Sistema Técnico de toma de decisiones (GIBON et al., 1996). Un sistema de producción animal es una manera concreta de combinar medios, factores y técnicas de producción con el objetivo de obtener unos determinados productos, teniendo en cuenta el abastecimiento y gestión de los recursos en un proceso de transformación biológica, en un entorno político, socioeconómico y medio-ambiental concreto (GALLEGO et al., 1993). El entorno en que se desenvuelve la producción es similar para el conjunto de explotaciones de un área determinada, y en consecuencia la caracterización de un sistema de producción implica una síntesis de las formas de producción utilizadas en las explotaciones de esa área con unas condiciones ambientales comunes (COOP y DEVENDRA, 1982). La producción de las distintas poblaciones caprinas presenta una fuerte variación individual y siempre va ligada al sistema de producción, el cual depende a su vez del área de ubicación. Es decir, en los países desarrollados, los rebaños caprinos suelen beneficiarse de procesos de selección y el sistema de explotación tiende a ser más intensivo, lo que implica un incremento de la productividad. Mientras que, en los países en vías de desarrollo ocurre lo contrario, por lo que sus razas nativas suelen ser poco productoras de leche (ARBIZA, 1986; FALAGÁN y MATEOS, 1996). En cabras nativas de Venezuela con destete natural, criadas en sistemas semi-intensivo e intensivo, se reportan producciones de 68,6 kg. y 73,9 kg., respectivamente; lo que demuestra el efecto que tiene el sistema de explotación (MADRID-BURY et al., 1982) sobre la producción láctea total.


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Fresno et al. (1991a) realizaron un estudio, con cabras de la Agrupación Caprina Canaria, en el que se obtuvieron los menores rendimientos lecheros en el sistema de explotación extensivo, aumentando gradualmente la producción si cambiamos al sistema intensivo.

Tabla 14. Influencia del sistema de explotación sobre la producción de leche.

Sistema de producción N x ± D.T. Intensivo 195 394,70 ± 111,30 a Semiextensivo I 365 347,60 ± 98,60 b Semiextensivo II 233 341,60 ± 77,80 b Extensivo 61 214,10 ± 49,80 c Fuente: Fresno et al. (1991a); los promedios con letras iguales son similares

estadísticamente (P>0,05). - Época de parto La época de parto es una importante fuente de variación que afecta la producción de leche (RONNINGEN y GJEDREM, 1966; SINGH et al., 1970; WOOD, 1970; STEINE, 1976a; MAVROGENIS et al., 1984). La influencia de época de parto se ha cuantificado, estimándose entre 12 y 29 % de la varianza total (STEINE, 1976b). La estación afecta la producción de leche de dos maneras: una estimulando o disminuyendo cualquier tramo de la curva de producción por encontrarse en una época favorable o desfavorable independientemente del estado de lactación y otra por su influencia en la producción total debida a la época de parto (WOOD, 1969; 1972; 1976; 1980). La influencia sobre la producción lechera de la temperatura, fotoperíodo, humedad y otros eventos relacionados es difícil de evaluar independientemente (GONZALO, 1988). Existe una correlación negativa entre las altas temperaturas y la producción de leche (BROWN et al., 1988); fenómeno que puede explicarse por una disminución del apetito y por tanto de la leche producida (MORAND-FEHR et al., 1981). Cuando las temperaturas bajan y los animales sufren stress por frío, la producción de leche se ve disminuida por una reducción en la síntesis de lactosa (FAULKNER et al., 1980) y por un menor aporte sanguíneo a la glándula mamaria (THOMPSON y THOMPSON, 1977). Los cambios de temperatura y la humedad relativa afectan a la secreción lechera (CAMEONS, 1974) por incidir en los mecanismos homeostáticos del animal (McDOWELL et al., 1969). Se reporta una interacción de la época de parto con el año, ya que ambos están relacionados a su vez con la calidad y cantidad del forraje que sirve de alimento (McDOWELL, 1976). Se debe considerar además que las condiciones de clima y vegetación de los años se producen al azar, por lo que los hacen impredecibles (WAHOME et al., 1994). En Norteamérica, la mayoría de las cabras se aparean estacionalmente: entran en celo en el otoño y paren a comienzos de la primavera.

La estación de parto afecta la producción al inicio y en el pico de producción, y a la persistencia (GIPSON y GROSSMAN, 1990). Las cabras que paren tempranamente (Diciembre-Marzo), tienen una producción inicial y al


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pico de lactación inferior a la de cabras que parieron tardíamente (Abril-Junio) (GIPSON y GROSSMAN, 1989). Generalmente, las cabras que paren durante la estación principal de parición (Diciembre-Mayo), presentan curvas de lactación más persistentes que las de cabras que paren fuera de la estación principal, y las cabras que paren tempranamente en la estación (Diciembre-Marzo) son menos persistentes que esas que paren tarde (Abril-Mayo) (GIPSON y GROSSMAN, 1990). En Francia, Le JAOUEN (1986) y BOULOC (1992) mencionan que la influencia de la época de parto está asociada a la alimentación y no afecta el nivel de producción inicial promedio siendo igual en los partos tempranos (Octubre y Noviembre) o tardíos, aunque sí afecta la persistencia de la producción teniendo una mayor persistencia los partos tempranos.

GUTIÉRREZ (1995), en un estudio con cabras de raza Murciano-Granadina hasta los 270 días de lactación, indica que en algunos años la primavera favorecía una mayor producción inicial y en otros el otoño era la estación donde las cabras tenían una mayor producción inicial, señalando que en general, la producción de leche de las cabras que parieron en primavera y otoño es similar. De forma similar, en España, en general con un ritmo reproductivo de un parto al año, la época en que se producen los partos afecta a la producción total de leche y a las cantidades de grasa y extracto seco, de forma que las cabras paridas en otoño logran mayor producción que las paridas en invierno y éstas más que las de primavera (FALAGÁN y MATEOS, 1996; CARRIZOSA et al., 1993). SERRADILLA (1996) menciona que estas diferencias son debidas fundamentalmente a que las lactaciones de pariciones de otoño resultan más largas que de los partos en las otras estaciones.

Por el contrario, HERRERA et al. (1983) señalan que las pariciones de primavera tienen una mayor producción cuando tipificaron la producción a 240 días. Similar a lo indicado por RONNINGEN (1964 y 1967); RONNINGEN y GJEDREM (1966); STEINE (1976b) y WIGGANS (1983).

Tabla 15. Producción de leche según época de parto. Estación Nº de Días de Producción de leche (kg.) cabras lactación Real 240 días Primavera 467 217,25 397,49 439, 11 Verano 158 255,82 465,56 436,77 Otoño 1280 255,64 444,28 417,08 Invierno 1621 234,84 415,02 424, 14

Fuente: Herrera et al. (1983). - Número de ordeños El doble ordeño diario produce un incremento de la producción de leche, que puede variar entre un 10 a 30% según las circunstancias genéticas y ambientales, señalando además que el número de ordeños afecta a los contenidos de los componentes de la leche; teniendo mayor concentración de sólidos las producciones de un sólo ordeño (Serradilla, 1996). En este rango están las producciones de cabras ordeñadas dos veces al día reportada por APARICIO (1961), quien menciona un incremento medio del 27 % al realizar dos ordeños en cabras de raza Granadina. En cabras criollas


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se menciona un aumento del 21% al realizar dos ordeños (AZÓCAR et al., 1997).

Tabla 16. Producción de leche diaria (kg.) según el número de ordeños. Lotes Ordeños Períodos

1 2 3 4 5 6 Experimental 2 1,90 1,83 1,57 1,54 1,68 1,73 Testigo 1 1,54 1,46 1,27 1,24 1,25 1,33 Incremento (%) 23 27 19 24 34 36

Fuente: Adaptado de Aparicio (1961). HERRERA et al. (1991) reportan, en cabras de raza Florida, valores superiores, con un incremento promedio del 35 %, oscilando entre un 20 % al inicio de la lactación y un 45 % al final de las mismas, mencionando que el no amamantamiento de las crías por existir lactancia artificial favorece el efecto de los dos ordeños. Un valor muy alejado de lo citado anteriormente es indicado para la Agrupación Caprina Canaria, cuyo efecto de ordeñar dos veces supone un incremento en la producción de leche de sólo el 4,61 % (CAPOTE et al., 1995). Es oportuno mencionar que existen ganaderías que realizan un tercer ordeño al medio día que estimula la actividad de la mama y permite aumentar la producción en un 10 % con relación a los dos ordeños (TABERNERO, 1987). Cuando se reduce el número de ordeños, es decir se pasa de dos a un ordeño, MOCQUOT (1980) menciona que la disminución de la producción de leche puede llegar hasta un 35-40 %. - Alimentación La alimentación es un factor limitante en la producción lechera, tanto para la calidad como para la cantidad de la misma (DEVENDRA, 1982; BOZA y FERRANDO, 1989), significando según McDOWELL et al. (1976) el 30 % de la variación total de la producción. La reducción del aporte nutritivo a las cabras provoca una disminución en la producción de leche y un aumento del extracto seco, principalmente del contenido graso, existiendo una correlación positiva entre energía ingerida y producción de leche con un coeficiente del 0,75 en las ocho primeras semanas de lactación y del 0,87 entre la semana 9a a la 28a (QUILES y HEVIA, 1994; QUILES et al., 1997). Se menciona que hay una tendencia a obtener una mayor producción de leche total y un adelanto para alcanzar el pico de producción en cabras que ingieren mayores niveles de energía (SALINAS et al., 1982).

Tabla 17. Influencia del nivel de alimentación sobre la lactación. Nivel de energía ingerida

(Mcal ED/día) Tiempo al pico de producción

(semanas) 9,4 8,1 4,8

5-6 10-11 18-19

Fuente: Adaptado de Salinas et al. (1982).


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Una sobre-alimentación no siempre conduce a mayores niveles de producción de leche. Se ha demostrado que la sobre-alimentación en cabras tiene un efecto negativo sobre la producción de leche, que es explicado por su correlación negativa con grasa corporal y peso muscular (GALL, 1981). - Estado sanitario de la glándula mamaria: mamitis Son varios los factores que predisponen a las cabras a padecer mamitis, entre ellos podemos citar una higiene deficitaria en el ordeño, traumatismos y heridas en las mamas, alojamientos inadecuados y sucios, estrés, retención láctea, etc. (QUILES y HEVIA, 1994; QUILES et al., 1997). La primera consecuencia de la mamitis es una disminución de la producción de leche y una alteración en su composición (FALAGÁN y MATEOS, 1996; BAUDRY et al., 1997; QUILES y HEVIA, 1994; QUILES et al., 1997). Con respecto a su composición, existe un ligero incremento de la proteína con resultados contradictorios en grasa (FALAGÁN y MATEOS, 1996). Posteriormente, BAUDRY et al. (1997) señalan que puede observarse un incremento de la proteína y una disminución de la grasa indicándose además que la producción de leche puede disminuir hasta en un 17%.

Tabla 18. Producción y composición de la leche en cabras con diferente intensidad de reacción inflamatoria en la ubre.

Células somáticas/ml <750.000 (bajo)

750.000 - 1.750.000 (medio)

>1.750.000 (alto)

Producción de leche (kg.) Tasa butírica (g/kg.) Tasa proteica (g/kg.)

771 a 31,9 a 28,6 a

710 b 31,6 b 29, 1 b

641 c 31,6 b 30, 1 c

Fuente: Baudry et al. (1997); letras diferentes en los grupos indican diferencia estadística (P<0.05). 2.5. Factores que afectan la producción de leche en ovinos. - Año

El año es un importante factor de variación en la producción lechera, debido fundamentalmente a las variaciones de la precipitación, luminosidad, alimentación y temperaturas. Esta causa de variación influye cuanto más expuesto esté a las condiciones ambientales y más dependa el rebaño de la alimentación en régimen de pastoreo (Vera y Vega, 1956; Queiroz, et al. 1991). CORBETT (1968) reporta diferencias entre años en la producción de leche en ovejas de raza Merina en los periodos 1963-1964, siendo ésa de 926 ml y de 1196 ml., respectivamente. Aunque no explica si estas diferentes producciones presentan significancia estadística, si se aportan los coeficientes de variabilidad, que fueron de 22.5% para el año 1963 y de 21.3% para 1964. Todos éstos datos corresponden a ovejas que amamantaron a 1 sola cría. MAVROGENIS (1982) analizó en ovejas de raza Chios algunos factores que influyen en la producción láctea, y observó diferencias significativas (P<0.05) en la producción total entre los años 1971 a 1978 para ovejas en su primera lactación. Cuando se analizaron las 1ª y 2ª lactaciones completas entre los años 1974 a 1979 no se observaron diferencias significativas (P<0.05) entre años.


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MALHER y VRAYLA (1994) observaron diferencias significativas (P<0.05) en la producción de leche en ovejas Rouge de L’Ouest entre años. La producción total de leche en éstas ovejas fue de 75.4 litros y de 81.2 litros de leche para los años 1990 y 1991, respectivamente. Por su parte, una observación diferente realizaron KREMER et al. (1996), en ovejas de raza Corriedale. Al analizar la producción total de leche en los años 1992 y 1993, no observaron diferencias significativas (P<0.05) (74.27 v.g. 66.62 litros) entre periodos. - Raza: Es un factor muy importante. Tabla19: Producción de leche en diferentes razas ovinas.

Referencia Raza Producción Días ordeño Kremer et al. (1996) Corriedale 71.05 litros 100 Gootwine y Goot (1996) Awassi (A) 247 litros 200 East Frisian (EF) 161 litros 201 A x EF 248 litros 186 Capistrak et al. (1995) Improved Wallachian 95.3 litros 145 Djemali et al. (1995) Sicilo Sarde 72.38 kg 124.28 Kugler et al. (1995) East Frisian 196.16 litros 235 Corriedale 70.2 litros 131 Gabiña et al. (1993) Latxa black faced 93.9 litros 114.3 Latxa blond faced 93.2 litros 126.27 Delgado y Martin (1992) Serra da Estrela 147.9 kg 212.3 María y Gabiña (1992) Churra 134 litros 151 Peeters et al. (1992) Flemish 116.6 kg 35 Suffolk 47.2 kg 35 Texel 38.4 kg 35 Sakul y Boylan (1992) Dorset 72 litros 122 Finnsheep 66 litros 122 Lincoln 60 litros 122 Rambouillet 69 litros 122 Romanov 35 litros 122 Suffolk 83 litros 122 Targhee 72 litros 122 Casoli y col (1989) Massese 250 kg 240 Flamant y Ricordeau (1969) Frise Orientale 400 – 725 kg Hasta 255

Se comporta como un factor de variación tanto en los niveles de producción total como en los de producción diaria, ya que influye también sobre la duración del periodo de ordeño

- Edad de la oveja y número de lactaciones:

La edad de la oveja, expresada habitualmente por el número de partos o de lactaciones, influye de forma notable en la producción de leche. En general se considera que el número de lactaciones afecta a la cantidad de leche producida durante los primeros años de vida del animal, presentándose una estabilización o incluso descenso de la respuesta a partir de la 3ª - 4ª lactación según la raza (GALLEGO et al. 1994).

WOHLT et al. (1981) reportan variaciones en la producción diaria de leche en ovejas de raza Dorset de edades comprendidas entre los 1.5 y 8 años.


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Para el rango de 1.5 a 4 años de edad no se observan diferencias significativas (P<0.05) en la producción láctea total (950 y 951 gr/día), observándose producciones más elevadas en las ovejas a partir de los 4 años de edad (981 gr/día), también en éstas últimas ovejas hay un incremento significativo (P<0.05) en la producción de calostro. MOLINA et al. (1991) observaron, en ovejas de raza Manchega, que la edad es un factor que influye en la producción total de leche. Comprobaron que en ovejas de entre 4 y 7 años de edad la producción láctea es superior (77.8 litros) a la registrada en las ovejas menores de 4 años (65.4 litros) y las mayores de 7 años (69.7 litros), siendo estas diferencias significativas (P<0.05). MALHER y VRAYLA (1994), en ovejas de raza Rouge de L’Ouest, estudiaron la influencia de la edad desde los 1 hasta los 6 años sobre la producción total de leche. Observaron que las ovejas con edades de 2, 3 y 4 años tienen mayor producción láctea por lactación; la mayor producción se presenta a los 3 años de edad con 102.2 litros por lactación y la menor a 1 año de edad con 41.7 litros. Todas las diferencias presentaron significación estadística (P<0.05). KREMER et al. (1996), en ovejas de raza Corriedale, estudiaron la producción de leche entre las edades de 3, 4, 5 y 6 años. Se reportan diferencias no significativas (P<0.05) en la producción de leche en ovejas de 3, 4 y 5 años (68.66; 60.15 y 69.23 litros, respectivamente), mientras que ovejas con 6 años de edad son las de mayor producción de leche (83.74 litros), siendo esta diferencia significativa (P<0.05) con respecto a las otras edades. MAVROGENIS (1982) analizó en ovejas de raza Chios la influencia de la 1ª y 2ª lactación en la producción total de leche. La primera lactación produjo 131 ± 6 litros y la segunda lactación 148 ± 6 litros, siendo éstas diferencias significativas (P<0.05). El mismo efecto se observó en ovejas de raza Awassi (Mavrogenis, 1996): 128.3 ± 2.7; 151.2 ± 2.9; 157.6 ± 3.2; 151.0 ± 3.6; 145.5 ± 4.3 y 130.3 ± 4.7 litros de leche en la 1ª, 2ª, 3ª, 4ª, 5ª y 6ª lactación, respectivamente. GONZALO et al. (1994), en ovejas de raza Churra, reportan que en la 2ª y posteriores lactaciones se produce mayor cantidad de leche total que en la 1ª lactación (931 y 895 litros, respectivamente) siendo estas diferencias muy significativas (P<0.01). Por el contrario, KREMER et al. (1996), en ovejas de raza Corriedale, al analizar la 1ª y 2ª lactación se observaron diferencias no significativas (P<0.05) en la producción total de leche entre ambas lactancias (70.83 y 70.06 litros para la 1ª y 2ª lactación, respectivamente). - Número de crías amamantadas:

El número de corderos criados es sin duda uno de los factores de mayor influencia sobre la producción de leche de las ovejas en fase de cría. Para un amplio conjunto de razas, se estimó entre el 6 y el 72% el incremento de producción al pasar de criar uno a dos corderos. También, GALLEGO et al. (1994) registraron un aumento del 71% en la producción de ovejas que criaban tres corderos frente a uno, y del 23% respecto a dos corderos.

GARDNER y HOGUE (1964) estudiaron la producción de leche en la F1 de Rambouillet x Columbia y observaron que las ovejas que amamantaron a 2


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crías produjeron más leche que las que amamantaban a 1 cría (2.33 kg/día v.g. 1.87 kg/día), siendo éstas diferencias significativas (P<0.05). CORBETT (1968) en ovejas de raza Merina analizó la misma situación y reporta diferencias no significativas (P<0.05) a favor de las ovejas con 2 crías con respecto a la que tienen 1 sola cría en la producción diaria de leche (996 ml/día y 926 ml/día, respectivamente). El mismo efecto se observó en ovejas de raza Dorset (952 ml/día y 985 ml/día) (Wolht et al. 1981); y en ovejas de raza Chios en la producción total (140 ± 5 litros y 139 ± 5 litros) (Mavrogenis, 1982). PEETERS et al. (1992) observaron, en ovejas de razas Suffolk, Texel y Flemish Milksheep, que las que criaban 2 corderos producían significativamente (P<0.05) más leche que las que crían a 1 solo cordero (67.12 ± 2.58 y 51.75 ± 2.29 litros respectivamente). La misma observación se reporta en ovejas de raza Churra con producciones medias de 932 y 893 ml/día para ovejas con 2 y 1 cría, respectivamente (GONZALO et al. 1994). Este hecho (del efecto de la cría sobre la producción de leche) es consecuencia de que la oveja es un animal de “tipo primitivo” en cuanto a la producción de leche, esto es, que necesita del cordero para una fácil liberación de la leche producida, sin que el ordeño manual o mecánico, sea capaz de extraerla totalmente. La explicación de este hecho se encuentra en que la tetada simultánea de 2 ó más corderos induce un mayor reflejo nervioso y descarga hormonal, lo que provoca un vaciado más completo de la glándula mamaria, que a su vez se traduce en una mayor síntesis de leche, y por todo en una mayor producción (GALLEGO et al. 1994). - Estrategia Cría-Ordeño:

La cría libre de corderos en fase de amamantamiento seguida de un destete brusco, presenta el inconveniente de una importante pérdida de producción de leche en el momento del destete. Esta pérdida parece ser consecuencia del estrés producido al destete y de la deficiente adaptación de la oveja a la máquina de ordeño (GARGOURI et al. 1993B). También se atribuye ésta perdida de producción a la incapacidad del ordeñador o de la máquina, respecto del cordero, para producir al mismo número de vaciados de la ubre al día y en consecuencia mantener la síntesis de leche (GALLEGO et al. 1994). Este párrafo no lo entiendo La utilización de la estrategia de crianza a media leche (ordeñar a la oveja mientras amamanta a su cría) durante las primeras semanas de lactación o el destete a edades variables, busca reducir la disminución a consecuencia del ordeño y aprovechar la leche no consumida por la cría, como una forma de aumentar la producción total de leche a la vez que se cría el cordero. ZYGOYIANNIS (1987) observó en cabras que el momento del destete produce una disminución brusca en la producción de leche diaria, y concluye que un atraso en el momento de destete tiene como consecuencia una mayor producción total de leche.

LAWLOR, LOUCA y MAVROGENIS (1974) estudiaron la influencia de la edad de destete sobre la producción total de leche en 3 razas ovinas: Cyprus Fat Tailed, Chios y Awassi, considerando para ello 3 periodos de amamantamiento de 0, 2 y 35 días cada uno.


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En las ovejas de raza Cyprus Fat Tailed, observaron que la producción total de leche (en 150 días de lactación) presentó diferencias significativas (P<0.01) con 121, 84.9 y 135.5 litros de leche para 0, 2 y 35 días de amamantamiento, respectivamente y luego de 150 días de lactación. En ovejas de raza Chios, también se observó que cuando aumenta el periodo de amamantamiento lo hace la producción total de leche (150.5; 233.8; y 236.4 litros para periodos de 0, 2 y 35 días de amamantamiento, respectivamente) en forma significativa (P<0.01); a su vez, se aprecia un aumento en la duración de la lactación. La misma observación se obtuvo con ovejas de la raza Awassi para los mismos tratamientos: 194.9; 212.3 y 251.8 litros, respectivamente. MAVROGENIS (1982), analizó en ovejas de raza Chios, el efecto de la crianza a media leche en un periodo desde el parto hasta los 45 días, luego del cual se realizó el destete completo de la cría y la producción de leche se evaluó hasta los 90 días. La leche total producida fue de 112 Kg y los corderos tuvieron un incremento de 12.19 kg de peso vivo en 45 días. PEETERS et al. (1992), también evaluaron la crianza a media leche en ovejas de una múltiple cruza entre las razas Flemish Milksheep, Suffolk y Texel, el periodo de amamantamiento exclusivo tuvo una duración de 10 días, a partir de allí hasta los 45 días postparto se realizó la crianza a media leche. Las ovejas durante ese tiempo (35 días) produjeron 51.75 y 67.12 litros según criaron a 1 ó 2 corderos respectivamente. GARGOURI et al. (1993a), estudiaron en la raza Manchega ésta estrategia de cría ordeño entre la 3ª y 6ª semana postparto. El método cría más ordeño permitió la obtención de más leche (+ 1 litro / oveja y día) y en el conjunto de la lactación la leche ordeñada en la media crianza fue un 37 % superior al testigo (ordeño postdestete). Por otra parte la pérdida de leche al momento del destete representó para el ordeño postdestete el 43 %, mientras que para la crianza a media leche fue de 22 %. Se reporta también que, el cordero aprovechó solo el 31 % de la leche potencialmente producida por la ubre. En raza Manchega, se señalan aumentos del 47.7% en la producción de leche ordeñada desde el parto (50.41 litros), en comparación con el ordeñe tras el destete a lo 35 días (42.4 litros), observándose también una disminución (5.6%) de la duración de la lactación en las ovejas ordeñadas después del destete (GALLEGO et al. 1994).

Al siguiente apartado habría que cambiarle el nombre por otro que acoja a todos los factores integrados o dividirlo en varios: fases de ordeño, tiempos de ordeño, alimentación, picos de emisión, etc. - Técnica de ordeño: repaso y tiempos de ordeño.

Realizar el ordeño mecánico en ovinos es el primer problema a afrontar cuando se intenta pasar de la forma tradicional y extensiva del manejo de la majada, a una forma más avanzada caracterizada por un mayor nivel de organización (CASU, 1971).

Conocer la técnica de ordeño tiene como objetivo conseguir una mejor economía del manejo de la majada lechera y un rendimiento máximo de los


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mecanismos fisiológicos del animal que actúan durante la práctica del ordeño (RICORDEAU, 1963). Las fases que intervienen en el proceso de ordeño dependen del conocimiento por parte del operario acerca de la técnica de ordeño, grado de intensificación del sistema y recomendaciones dadas por casas comerciales de máquinas de ordeño. GONZALO y OJEDA (1984), analizaron los distintos métodos de ordeño mecánico e identificaron distintas fases durante su realización, tales como: ordeño propiamente dicho, repaso (a máquina, a mano, con cordero), apurado, masaje cisternal. La cantidad de leche que se obtiene en cada fracción de ordeño no es constante, en forma absoluta ni en porcentaje, varía con la raza, estado de lactación, morfología de la ubre y duración en tiempo de cada una (CASU, 1967, 1971). RICORDEAU (1963), estudió en la raza Préalpes du Sud el volumen de leche extraído en cada fracción de ordeñe entre la 9ª y 23ª semana de lactación durante el ordeño matutino. Observó al inicio (semana 9) el ordeño mecánico representó el 68 % del total extraído (483 ml), correspondiéndole al repaso mecánico el 23 % (112 ml) y el 9% (46 ml) al repaso manual. A lo largo de la lactación los valores absolutos de todas las fracciones van decreciendo, mientras que aumentan los porcentajes de los repasos a máquina y a mano. Al final del periodo (semana 23) sobre una producción total de 207 ml, al ordeño mecánico le correspondió el 59 % (123 ml), al repaso a máquina 28 % (58) y al repaso manual 13 % (26 ml). CASU (1967), observó en ovejas de raza Sarda el mismo patrón descrito por Labussière (op. cit.), al analizar las fracciones de ordeño en cuatro etapas de la lactación: 2 meses (A), 4 meses (B), 5 meses (C) y 6 meses (D). A los 2 meses el ordeño mecánico propiamente dicho, fue el 86.60 %, repaso a máquina 5.86 % y repaso manual 7.54 % sobre una producción diaria de 955 ml. Al final del periodo (tratamiento D) y sobre una producción total de 658 ml, le correspondió al ordeño mecánico 80.55 %, al repaso a máquina 10.64 % y al repaso a mano 8.81 %. LABUSSIÈRE et al. (1981) analizaron sobre ovejas de raza Lacaune en 2 ordeños diarios entre los 65 y 80 días de lactación, la cantidad de leche en ordeño mecánico, repaso a máquina y repaso a mano sobre una producción total diaria de 779.18 ml. La leche extraída en el ordeño mecánico fue de 78.80 % (614.64 ml), en el repaso a máquina 14.89 % (116.02 ml) y en el repaso a mano 6.23 % (48.52 ml). En ovejas de raza Awassi (SAGI y MORAG, 1974), estudiaron la influencia de varios factores sobre la extracción de leche en las fracciones de ordeño mecánico, repaso a máquina y repaso manual. Algunos de esos factores fueron: morfología mamaria (ubres tipo I, II, III y IV) e intervalos entre ordeños (8 y 16 horas). En ambos intervalos entre ordeños, la ubre de tipo I, presentó el menor porcentaje de leche extraída por la máquina (19 % para intervalo de 8 horas; 46 % para 16 horas), y el mayor porcentaje extraído mediante repaso manual (35 % para 8 horas; 28 % para 16 horas). Mientras que la ubre tipo IV mostró la mayor extracción de leche en ordeño mecánico (65 % para intervalo de 8


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horas; 72 % para 16 horas), y el menor porcentaje de leche en el repaso manual (11% y 16 % para intervalos de 8 y 16 horas). El efecto de las características morfológicas de la ubre sobre la producción total de leche es reportado también por varios autores (LABUSSIÈRE, DOTCHEWSKI y COMBAUD, 1981; GONZALO ABASCAL y VIGIL MAESO, 1987; PAPACHRISTOFOROU, 1990; FERNANDEZ et al. 1995). En ovejas de raza Manchega, GALLEGO y col (1994) analizaron el efecto del número de lactaciones de la oveja sobre la leche obtenida en cada fracción de ordeño. En general, la máquina extrajo el 48.3% del volumen total, mientras que en el apurado a máquina, en el repaso manual y la leche residual supusieron el 21.1, 10.2 y 20.4% de leche, respectivamente. En ovejas en su primera lactación, las fracciones de leche fueron las siguientes: ordeño a máquina 42.4%, apurado a máquina 23.6%, repaso manual 9.6% y leche residual 24.4%. Al analizar las ovejas de tercera y más lactaciones, la leche extraída por la máquina aumentó (51.4%), disminuyendo los porcentuales de apurado a máquina (20.6%) y leche residual (17.2%), permaneciendo sin variación significativa (P<0.05) porcentaje de leche obtenido en repaso manual (10.8%). Tabla 20. Valores medios (ml) de las fracciones de ordeño en diferentes razas ovinas (tomado de Labussière, 1988) Variables Raza Churra Tsigaya Karagounilko Lacaune Sardinian Manchega P T (ml) 895.4 878.1 945.1 933.5 1458.0 687.6 O M 61.7 64.0 61.6 81.6 81.6 67.7 R M 1 24.8 28.5 19.3 19.9 9.9 21.1 R M 2 13.6 2.8 19.1 8.5 8.9 11.3 P T: Producción Total; O M: Fracción de ordeño mecánico (%); R M 1: Fracción de repaso a máquina (%);.R M 2: Fracción de repaso a mano en %. El tiempo de ordeño es el primer criterio en el que se basa la comparación del ordeño manual y el mecánico, que puede ser muy distinto según la cantidad de leche y la facilidad de ordeño de la raza de ovejas consideradas (GALLEGO et al. 1994). Aún cuando la calidad de una oveja lechera está dada por el nivel de producción láctea, es también importante la rapidez con que es extraída la leche desde la ubre, con el mínimo de intervenciones manuales (estimulación, repaso, apurado, etc.) para que el tiempo no sea una restricción de espacio en la práctica del ordeño diario (LABUSSIÈRE, 1988). CASU (1967), analizó, en ovejas de raza Sarda, los tiempos de ordeño y repaso a máquina en diferentes etapas de la lactación. Así, a los 2 meses de lactación, el ordeño mecánico tuvo una duración media de 43 minutos para 12 ovejas que produjeron 955 ml por día, mientras que el repaso duró en los mismos animales 14 minutos. Los tiempos de ordeño fueron decreciendo, llegando al 6º mes de lactancia donde el ordeño mecánico insumió un tiempo de 29 minutos y el repaso 16 minutos para 86 ovejas con una producción diaria de 658 ml. RICORDEAU y col (1963), estudiaron en la raza Préalpes du Sud la duración de la fase de ordeño y repaso a máquina entre la 9ª y 23ªº semana de


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lactación durante el ordeño matutino. Al inicio del periodo (semana 9ª) el ordeño tuvo una duración de 91 segundos y el repaso 23 segundos para una producción diaria de 483 ml. Los tiempos de ordeño hasta el final del periodo fueron decreciendo mientras que los de repaso aumentaron para luego disminuir. Finalmente en la semana 23ª el ordeño y el repaso insumieron 59 y 29 segundos respectivamente para una producción de 207 ml. LABUSSIÈRE y col (1981), observaron en ovejas raza de Lacaune, un tiempo medio de 43 segundos para el ordeño mecánico, en animales que produjeron 779.18 ml y habiendo sido extraído por ordeño mecánico 614.64 ml (78.88 %) durante el ordeño realizado en la tarde.

Con respecto a la alimentación, WILSON et al. (1971), observaron sobre la producción de leche de la F1 de ovejas Dorset x Merino, que aquellas que recibían raciones con altos niveles de energía digestible, producían de manera significativa (P<0.05) mas leche (197.4 litros) que aquellas que fueron alimentadas con raciones de bajo contenido de energía (145.2 litros de leche). MOLINA y BOCQUIER (1994) reportan, en ovejas de raza Lacaune, que al disminuir la energía digestible de la ración hasta cubrir el 70% de las necesidades diarias de la oveja, en 2 meses se reduce en 33% la producción de leche, pero estas diferencias no son significativas (P<0.05) si se comparan con ovejas que recibieron en el mismo periodo raciones que cubrían el 100% de sus necesidades energéticas. ABDEL RAHMAN y MEHAIA (1996) analizaron la influencia del porcentaje de fibra cruda en la dieta sobre la producción de leche en ovejas de raza Najdi. Cuando se compararon dietas con 10, 20 y 30% de contenido en fibra cruda, se observó un efecto negativo entre el aumento de fibra cruda en la dieta y la producción total de leche, ya que la dieta con menor contenido de fibra produjo 1.88 kg de leche por día, mientras que una producción de 1.55 kg/día se obtuvo en la dieta con mayor cantidad de fibra, presentando éstas diferencias significancia estadística (P<0.05). LABUSSIÈRE, DOTCHEWSKI y COMBAUD (1981), sobre ovejas de raza Lacaune, analizaron la curva de emisión de leche durante el momento de ordeño. Observaron la presencia de ovejas con 1 y 2 picos de emisión de leche. Las ovejas que tienen 2 picos de emisión producen más leche (P<0.01) durante el ordeño con máquina (751.14 ml y 478.14 ml). Cuando se consideran los repasos de ordeño realizados con máquina o manual, las diferencias en la producción total de leche entre los 2 grupos de ovejas se reducen pero las que tienen 2 picos de emisión de leche siguen teniendo mayor producción de leche diaria (909.32 ml y 649.05 ml) (P<0.05). MALHER y VRAYLA (1994), en ovejas de raza Rouge de L’Ouest, observaron diferencias no significativas (P<0.05) en la producción de leche entre ovejas con 1 y 2 picos de emisión de leche durante el ordeño (0.436 ml/día y 0.464 ml/día). También se analizaron la fracción de “leche cisternal”: en ovejas con 2 picos de emisión se extrajo menor cantidad de leche (0.169 ml /día) que de aquellas con 1 pico de emisión (0.368 ml/día), siendo estas diferencias significativas (P<0.05). La producción lechera está influida también por las características de la exposición a las condiciones ecológicas. Las temperaturas extremas obligan al animal a compartir los principios nutritivos asimilados entre la lactación y la


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producción de calor. Otras veces, situaciones cercanas a las patológicas, impiden la expresión del potencial genético del animal. Los estados febriles derivados de reacciones vacunales, de enfermedades infecciosas generales o locales merman la producción lechera, igualmente producen trastornos las situaciones como la falta de agua, malos tratos y situaciones derivadas del hacinamiento (VERA Y VEGA, 1956). La sustitución del ordeño manual por el mecánico ha producido la aparición de una problemática nueva basada en la adaptación de las distintas razas a la máquina de ordeño (GALLEGO et al. 1994). La observación de diferencias morfológicas externas en las ubres no sólo influyen por sí mismas sobre la producción total de leche, sino que también lo hacen en forma indirecta ya que obligan a realizar un repaso de ordeño para extraer una fracción mayor de leche debido a que el ordeño con máquina puede extraer entre un 20 y 60 % de la leche total en la ubre (P<0.001) según la conformación de ésta (SAGI y MORAG, 1974). Con respecto a la tipología de la ubre, de acuerdo con sus dimensiones e inserción de los pezones, se ha definido un tipo de ubre denominado “machine udder” (ubre tipo IV según SAGI y MORAG (1974) ó ubre tipo III según GALLEGO et al. 1994 ), sobre la que existe una total aceptación como tipo óptimo de conformación para el ordeño mecánico. Tabla 21. Medidas de pezones en diferentes razas ovinas, obtenidas por distintos autores (extraído de ABASCAL et al., 1987).

Referencia Raza Posición de

pezones

Inclinación de

pezones

Longitud de pezones(mm)

Labussière et al. (1981) Lacaune 2.85 42.00º 32.50 Partearrolo y Flamant (1978) Lacaune 51.40º 30.40 Casu et al. (1983) Sarda 3.70 67.30º 27.20 Knazovicky et al. (1983) Ysigay 2.86 34.45º 26.99 Hatziminaoglou y Col (1983 Karagouniko 2.50 42.46º 33.26 Purroy y Martin (1983) Churra 3.40 50.70º 26.00 Gonzalo y Col (1983) Manchega 2.30 42.50º 33.50 Forcada (1985) Roya Bilbilitana 2.64 52.56º 24.70 SAGI y MORAG (Op. Cit.) en un estudio de factores que afectan la producción total de leche en ovejas raza Assaf, consideraron 4 tipos anatómicos diferentes de ubre; en el análisis de distribución de los tipos de ubre en la majada de ordeño se obtuvieron los siguientes resultados: ubres tipo I, 21.3%, tipo II, 42.6%; tipo III, 33.1% y tipo IV (machine udder) 3%. CASU et al. (1983) en ovejas Sarda analizaron también la distribución de los tipos de ubre (I, II, III y IV - machine udder) según el número de lactaciones de la oveja. Para animales en su primera lactación se encontró 6% de tipo I, 28% de tipo II, 56% de tipo III y 10% de tipo IV; y para ovejas con 2 y más lactaciones la siguiente distribución porcentual: 2% de tipo I, 21% de tipo II, 67% de tipo III y 10% de tipo IV. FERNANDEZ et al. (1995) estudiaron en raza Churra, los factores que afectan la morfología mamaria. Las medidas de altura de cisterna y posición, ángulo de inserción, longitud y anchura de pezones, no presentan diferencias


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estadísticas (P<0.05) entre la mitad derecha e izquierda de la glándula mamaria. El estado de lactación se presenta como el factor que más afecta a la morfología (P<0.001), incidiendo sobre todos los parámetros medidos (profundidad de ubre, ancho de ubre, circunferencia de ubre, altura de cisterna, posición de los pezones, ángulo de inserción de pezones, longitud y anchura de pezones); mientras otros factores como número de crías y nivel de producción, afectaron solo algunas de las medidas (circunferencia de ubre, altura de cisterna, posición de pezones y ángulo de inserción de pezones). Tabla 22. Medidas de ubres en diferentes razas (extraído de ABASCAL et al., 1987)

Referencia Raza altura de cisterna (mm)

profundidad de ubre (mm)

ancho de ubre (mm)

Labussière et al. (1981) Lacaune 13.21 93.63 Partearrolo y Flamant (1978) Sarda 38.00 86.00 122.0 Gonzalo y Col (1985) Churra 18.60 117.30 129.8 Gonzalo y Col (1984) Castellana 11.80 112.10 129.7 3. CARACTERIZACIÓN MATEMÁTICA DE LA CURVA DE LACTACIÓN La curva de lactación en rumiantes, principalmente bovinos y caprinos siempre ha llamado la atención de investigadores (genetistas, nutricionistas, fisiólogos, tecnólogos, etc.), agentes de desarrollo, economistas e industriales relacionados a la lechería. El mayor interés por parte de los especialistas de las diferentes disciplinas en la curva de lactación es para usarla como medio de previsión y elemento de diagnóstico, por el rol determinante de la producción de leche en la renta de la actividad ganadera y por los numerosos factores biológicos que pueden modificarla (MASSELIN et al., 1987).

La curva de lactación es un resumen de los patrones de producción de leche (SHERCHAND et al., 1995; MORANT y GNANASAKTHY, 1989; GROENEWALD et al., 1996), determinando la eficiencia biológica (SHERCHAND et al., 1995) y económica del animal (GROSSMAN y KOOPS, 1998).

El conocimiento de la forma de la curva de producción de leche es necesario para el manejo de animales en lactación (WOOD, 1980; GIPSON y GROSSMAN, 1990), a través de ella se puede estimar la producción total de leche, tiempo en el que se consigue el pico de producción, pico de producción, y persistencia de la producción (WOOD, 1969). Desde el punto de vista económico, es importante conocer la curva de lactación de una explotación, con el objeto de utilizarla como predictora del nivel de producción láctea del rebaño, en un momento determinado (CARRIEDO y SAN PRIMITIVO, 1979). Así, una descripción de la curva de lactación es útil para un mejor entendimiento del sistema de producción (MADALENA et al., 1979). Se puede utilizar para predecir la futura producción de leche de un animal o de un rebaño con el propósito de reservarlo como reproductor o destinarlo para venta (SHERCHAND et al., 1995; PAPAJCSIK y BODERO, 1988), y para determinar el momento óptimo de renovación (GARCÍA et al., 1998).


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Permite predecir la producción de leche total a partir de un día de control (WOOD, 1974) o desde algunos días de control en la etapa inicial de la lactación (GOODALL y SPREVACK, 1985). Así, los productores pueden tomar decisiones de manejo tempranamente en la lactación basadas en la producción individual (DUDOUET, 1982; DOYLE, 1983; AUERNHAMMER et al., 1987) Nos sirve para predecir futuras producciones con lactaciones incompletas (MORANT y GNANASAKTHY, 1989; GROENEWALD et al. 1996; MADALENA et al., 1979), proveer tempranas estimas de producción de leche en programas de pruebas de progenie (MORANT y GNANASAKTHY, 1989) e identificar animales deseables para selección (GROENEWALD et al., 1996). Como ayuda para evaluar la alimentación del rebaño, la forma de la curva de producción de leche indica a los productores la necesidad de cambios en la alimentación, por ejemplo, una subida en una porción de la curva indicaría que los animales están recibiendo un alto plano de nutrición y una declinación en una porción de la curva indicaría un bajo plano de nutrición (SHERCHAND et al., 1995). Permite identificar determinados animales de alto rendimiento a través de la

predicción de la producción total de leche a partir de observaciones en la etapa inicial de la lactación con la finalidad de suministrarles una alimentación de acuerdo a su requerimientos (GROENEWALD et al., 1996).

Nos ayuda a identificar a los animales enfermos antes que aparezcan signos clínicos, tal como una disminución en la producción de leche en mastitis subclínica (DUDOUET, 1982; GIPSON y GROSSMAN, 1989; GIPSON y GROSSMAN, 1990).

En experimentos de alimentación de ganado lechero que usan un análisis de covarianza de la producción por el estado de lactación podría permitir una medida de la respuesta más precisa, que un análisis usando datos no ajustados (WOOD, 1969) y en otros experimentos en nutrición (SCOTT et al., 1996). Una planificación eficiente de un hato lechero debe estar asistida mediante un adecuado pronóstico de la producción mes a mes de las hembras individualmente o de un grupo de animales (WOOD, 1969). 3.1. Funciones matemáticas Considerando que la producción real de un animal, a menos que se tengan registros diarios de producción, sólo puede ser estimada por los registros de control lechero, se ha desarrollado la técnica de los modelos matemáticos para predecir la producción de leche total o en un período determinado. La mayoría de los modelos matemáticos utilizados para ajustar los datos de lactación en ganado han sido utilizados primero en vacuno de leche y posteriormente validados en cabras lecheras, posiblemente por la similitud en la forma de la curva de lactación y procesos biológicos (LARSON, 1978). Los estudios de las curvas de lactación utilizando modelos matemáticos para ajustar los datos de producción en ganado lechero datan de comienzos de los años 20 (GROSSMAN y KOOPS, 1988; GIPSON y GROSSMAN, 1990).


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Sin embargo, los estudios de curvas de lactación en cabras lecheras utilizando modelos matemáticos para ajustar los datos de producción aparecen a comienzos de los 80’ (GIPSON y GROSSMAN, 1990). En España, el estudio de las curvas de producción a través de modelos matemáticos en caprinos igualmente empieza al inicio de la década de los 80 y fueron propuestos para diversas razas españolas como la Canaria, Malagueña, Murciano-Granadina, Payoya y Verata (GUTIÉRREZ, 1995). Un modelo matemático permite expresar la curva de lactación en términos de un grupo de parámetros para ser estimada (GIPSON y GROSSMAN, 1990). La mayoría de los modelos matemáticos permiten el cálculo de algunas características de la curva de lactación tales como el pico de producción y el tiempo para alcanzarlo, persistencia después del pico y también la producción total de leche. Sin embargo, es difícil encontrar relaciones simples entre los parámetros del modelo y esas características (MASSELIN et al., 1987). Varias funciones han sido usadas para estudios de lactación en vacunos y cabras lecheras y cada función tiene sus ventajas y desventajas (Gipson y Grossman, 1990). La mayoría de los modelos usados son empíricos y determinísticos (MASSELIN et al., 1987; WILLIAMS, 1993a). Las interpretaciones biológicas pueden ser hechas (WOOD, 1967; GROSSMAN y KOOPS, 1988), pero no son fáciles y la forma del modelo es casi siempre escogido para ajustar a la forma de la curva en vez de un entendimiento de los procesos biológicos (WILLIAMS, 1993a).

Un modelo mecanístico basado en la biología de la lactación ha sido propuesto por NEAL y THORNLEY (1983), el modelo es muy complejo para uso de rutina fuera de la investigación y algunos de los mecanismos involucrados son todavía no muy bien entendidos (WILLIAMS, 1993a). Los modelos matemáticos utilizados se pueden clasificar en:

A) PARAMETRICOS.- permiten obtener estimaciones de algunos parámetros de la curva de lactación. Los más destacados son: a) Modelos que permiten estimar la fase ascendente de la curva

Modelo de DECAEN et al. (1970) b) Modelos que permiten estimar la fase descendente de la curva

Función exponencial (BRODY et al., 1923) PTL = a-bt

Ecuación lineal de primer grado (GAINES, 1927) Función heperbólica (DELAGE et al., 1953) PTL = a+bt+ct2

c) Modelos que permiten estimar todas las fases de la curva c1) Modelos lineales

Función parabólica (DELAGE y col,. 1953) PTL = a+bt-1

Función polinomial inversa (NELDER, 1966) PTL = t/(a+bt+ct2) Función polinomial de tercer grado (SAUVANT y FHER, 1976) PTL = a+bt+ct2+dt3


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Función lineal-logarítmica de la gamma incompleta (CONGLETON et al., 1980) Función parabólica transformada a términos logarítmicos (MALHOTA et al., 1980) Función lineal 4 (MORANT-FEHR y GANANASAKTY, 1990)

c2) Modelos no lineales Exponenciales

Función general exponencial (BRODY et al., 1923) PTL = ae-bt

Función exponencial parabólica (SIKKA, 1950) Función gamma incompleta (WOOD, 1950) PTL = atbe-ct Funciones modificadas del modelo de Wood: VUJICI y BACIC (1961): PTL = ta-be-at SAUVANT y MORANT-FEHR (1976), SCHAEFFER et al. (1977): PTL= ae-c(t-to)(1-e-bt(t-to))/b SCHCREEBERGER (1981): PTL = a(t-to)be-c(t-to) DHAONA (1981): PTL = atbce-ct, WOOD y GOODAL (1986), GROOSMAN et al. (1986)

Compartimentales Modelo de COBY y LE DU (1978):PTL = a(1-e-bt)e-ct Modelos multifásicos de GROSMAN y KOOPS (1988) c3) Modelos estocásticos Modelo de DHANOA y LE DU (1982): proponen un modelo

de autocorrelación, en el que el nivel de producción en un momento de la lactación está determinado por el nivel de producción del momento anterior. Entre dos semanas consecutivas la variación, PTLo(t) - PTLo(t-1), es proporcional a la variación de la producción esperada, PTLs(t)-PTLo(t-1): PTLo(t) - PTLo(t-1) = k (PTLe(t) - PTLo(t-1) ó PTLo(t) = k PTLe(t) + (1 - k) PTLo(t-1).

Modelo de GOODALL y SPREVAK (1985): PTLo(t)=PTLe(t) + ? (t).

Modelo de MASSELIN et al. (1987): PTLo= [PTLo(t-1) / PTLe(t-1)]k PTLe.

B) NO PARAMÉTRICOS: que muestran solamente la representación de la curva sin obtener su parametrización. Comentario de los modelos exponenciales El primer modelo matemático para describir una curva de lactación fue propuesto por Brody et al. (1923) usaron una función exponencial declinable: Y = ae-ct ( 1 ) donde, t el tiempo después del parto a y c parámetros de la curva e logaritmo natural


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El inconveniente que presenta este modelo es que no genera una subida de la curva ya que esta excluía una función inclinada. Por ello, un año más tarde fue modificada (Brody y col, 1924): Y= ae-bt - ae-ct ( 2 ) donde: t tiempo después del parto a, b y c parámetros de la curva e logaritmo natural Así, incrementó a un pico de producción en (c - b)-1 ln (c/b), donde ln es el logaritmo natural. Este modelo subestima la producción de leche durante la mitad de la lactación y sobre-estima la producción cerca al pico de producción y durante el último tercio de lactación (COBBY y Le DU, 1978). Posteriormente, se propuso un modelo exponencial parabólico que produjo una curva de campana truncada para la producción de leche (SIKKA, 1950): Y= a exp (bt - ct2) ( 3 ) donde: t tiempo después del parto a, b parámetros de la curva Este modelo da buen ajuste para la producción de leche durante la primera lactación (SINGH y BHAT, 1978), pero no ajusta bien antes de alcanzar la producción máxima, porque la función es simétrica alrededor del pico de producción de leche.

La función gamma propuesta por WOOD (1967): Y= atbe-ct ( 4 ) Para el modelo señalado, el parámetro a es aproximadamente la producción inicial justo después de la parición, b es el parámetro que indica la tasa de incremento hacia el pico de producción y c es el parámetro de declive. El modelo estima un pico de producción de a(b/c)be-b, el cual ocurre (b/c) semanas después del parto cuando t es semanas. Hace 20 años que se viene utilizando con algunas modificaciones el modelo matemático de WOOD (1967), principalmente porque su transformación logarítmica puede ser estimada por regresión lineal múltiple y la producción de leche total y la persistencia son fácilmente derivadas. Aunque este modelo puede dar un aceptable ajuste a los datos de producción de leche de una lactación dada (KELLOGG et al., 1977), sobrestima los datos de producción durante la lactación temprana y el final de la lactación y subestima durante la mitad de la lactación (COBBY y Le DU, 1978; GROSSMAN y KOOPS, 1988) y los parámetros no son de fácil interpretación (WILLIAMS, 1993a). Con la finalidad de corregir algunas desventajas del anterior modelo, DHANOA (1981) reparametrizó el modelo de WOOD: Y = anmce-ct ( 5 ) donde: t el tiempo después del parto a y c parámetros de la curva


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m tiempo requerido para lograr el pico de producción

La correlación entre estimados de m y c en el modelo es más pequeña que la correlación entre b y c en el modelo de Wood. Comentario de los modelos polinomiales El modelo polinomial inverso desarrollado por NEDLER (1966) ha sido usado como modelo de datos de lactación: Y= t/ (a + bt +ct2) ( 6 ) donde: t el tiempo después del parto a, b, c parámetros de la curva Este modelo da buen ajuste para lactaciones que empiezan con baja producción de leche y alcanzan el pico más temprano que lo usual (KUMAR y BHAT, 1979). DAVE (1971) ajustó el modelo cuadrático a datos de primera lactación de Búfalo de agua de la India: Y = a + bt - ct2 ( 7 ) donde: t el tiempo después del parto a ,b ,c parámetros de la curva COBBY y Le DU (1978) propusieron un modelo en el cual la declinación exponencial en el modelo (2) es reemplazada por una declinación lineal. Y= a - bt - ae-ct ( 8 ) donde: t el tiempo después del parto a, b ,c parámetros de la curva

Este modelo predice el pico de producción en c-1 ln(ac/b) con aproximadamente una declinación lineal. MADALENA et al. (1979) usaron una regresión lineal simple para describir diariamente datos de lactación.

Este modelo exhibe solamente una declinación: Y= a - bt ( 9 ) donde: t tiempo después del parto a y b parámetros de la curva MOLINA y BOSCHINI (1979) ajustaron datos de lactación de vacas Holstein a un modelo lineal modal que consta de dos líneas rectas de igual pero opuesta caída encontrándose en un pico: y = a - bln - cl ( 10 ) SINGH y GOPAL (1982) hicieron referencia a un modelo lineal log cum para la curva de lactación con la ecuación: y = a - bt + c ln (t) ( 11 ) Este modelo no se define para t = 0 y predice el pico de producción en un tiempo c/b después de la parición seguido por una lenta caída en continua declinación. Dichos autores propusieron con posterioridad el modelo cuadrático de log cum


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y = a + bt + ct2+ d ln(t) ( 12 ) donde el pico de producción se consigue en:

c

cdbb

4

82 ???

Y encontraron que es superior a los modelos (4) (6) y (11) cuando se ajustaron a datos quincenales en búfalo lechero de la India. Comentario a funciones trigonométricas PAPAJCSIK y BODERO (1988) construyeron diversos modelos con funciones crecientes, como xb; 1 - exp (-x); ln (x); arctan (x), y con funciones decrecientes, como exp (-x) y 1/cosh (x): y = a t b/cosh (ct) (13) y= a (1 - e-bt)/cosh (ct) (14) y = a arctan (bt)/cosh (ct) (15) y= a ln (bt) e -ct (16) y= a ln (bt)/cosh (ct) (17) y= a arctan (bt) e -ct (18)

donde: arctan es la función arcotangente cosh es la función coseno hiperbólico a, b, c parámetros parámetros de la curva t tiempo después del parto

Indicando que cuando se ajustan las producciones de leche a controles mensuales la ecuación de Wood y la (13) dan los mejores ajustes. Similarmente, si se ajustan a producciones diarias de leche el modelo (15) tiene el mejor ajuste. Comentario de las funciones multifásicas GROSSMAN y KOOPS (1988) propusieron una función logística multifásica, la cual daba el total de la producción de leche por adición de cada fase de la lactación. p yn =? (ai bi ?1 - tanh2 (bi (n - ci))? ) ( 19 ) i=1

donde: y = producción de leche en un día p = número de fases de lactación

tanh = función tangente hiperbólica ab = pico de producción para la fase i

c = día pico para la fase i, y 2/bi

= días requeridos para lograr cerca del 75% de la producción asintótica durante la fase i

Otros ajustes matemáticos GOODALL y SPREVACK (1984 y 1985) proponen modelos de aproximación estocástica y Bayesiana para mejorar el ajuste de la curva de lactación cuando se usa el modelo de Wood.


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MORANT y GNANASAKTHY (1989) proponen un modelo basado en el cambio proporcional de la producción de leche a través de la lactación generando el siguiente modelo: y = A exp (B t' + Ct'2 + D/t) (forma no lineal) ( 20 ) log (y) = A + Bt' + Ct'2 + D/t (forma lineal) ( 21 ) donde: y es producción diaria de leche n son los días después del parto t' es (t - 150)/100 A, B, C y D son parámetros del modelo WILLIAMS (1993a) reparametrizó el anterior modelo y propuso el siguiente: y = A exp ( B(1+ t'/2 ) t' + Ct'2 + 1,01/t) (forma no lineal) ( 22 ) donde: y es producción diaria de leche n son los días después del parto n' es (n - 150)/100 A, B, y C son parámetros del modelo 3.2. Uso de algunas funciones matemáticas en ganado caprino. De todas los modelos explicados anteriormente, los que han dado el mejor ajuste en el ganado caprino son la función de Wood (GIPSON y GROSSMAN, 1987; RUVUNA et al., 1995), la polinomial inversa (MUKUNDAN y BHAT, 1983), la polinomial grafted (Gipson et al., 1987) la multifásica (GIPSON y GROSSMAN, 1989) y el modelo de Morant reparametrizado (WILLIAMS, 1993a). En España se han obtenido similares resultados, probándose algunas otras funciones matemáticas para hallar el mejor ajuste (GUTIÉRREZ, 1995). Tabla 23. Funciones matemáticas utilizadas en razas caprinas españolas. Raza Tipo de Función Función matemática Autor CANARIA

Lineal Logarítmica 1ºgrado Hiperbólica Potencial Exponencial Polinomial 2º grado

Y= 2.128-0.0045X Y=3.3817-0.388Logx Y= 1/0.407024+0.00205x Y= 5.044x -0.254

Y= 2.238(1 - e0.997x) Y= 1.922+0.000064+0.00002x2 *

Fresno (1989)

CANARIA

Lineal Polinomial 2º grado Potencial Exponencial 1 Exponencial 2

Y=2.78-0.0062x Y=2.71-0.004x-0.000009x2 Y= 4.23x- 0.16 Y=2.81(1-e-0.38x)-0.006x Y= 2.31x0.07e-0.004x *

Fresno (1993)

MALAGUEÑA

Exponencial

1º Parto: Y= 1.37x 0.133e-0.01702 2º Parto: Y= 1.906x0.051e-0.01209 3º Parto: Y= 2.351x- 0.049 e-0.00571 4º Parto: Y= 2.391x- 0.069 e-0.00429 >4º Parto: Y = 1.700x0.098 e-

0.01629

Hernández, (1991)


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MURCIANO- GRANADINA

Lineal

15 días : Y= 153,06+117,55x 45 días : Y= 180,29+100,06x 75 días : Y= 159,05+112, 19x 105 días :Y= 153,96+ 77,02x 135 días :Y= 156, 17+ 79,08x 165 días :Y= 142,35+107,57x

Pedauye, (1989)

MURCIANO- GRANADINA

Exponencial

1º Parto: Y= 0.979x0.108 e-0.0121 2º Parto: Y= 1.269x 0.254e-0.0326 3º Parto: Y= 1.214x0.319e-0.0381 4º Parto: Y= 1.211x 0.262e-0.0285 >4º Parto: Y= 1.042x0.215e-0.0270

Hernández, (1991)

PAYOYA

Exponencial

1º Parto: Y= 0.976x 0.214e-0.030 2º Parto: Y=1.66x - 0.148e-0.0101 3º Parto: Y=1.919x0.090 e-0.02045 4º Parto: Y=2.130x0.052 e-0.01324 >4º Parto: Y=3.249x-0.164 e-0.00863

Hernández, (1991)

VERATA Exponencial Y=1,767x0, 170 e-0,03X Rodríguez y col. (1988)

VERATA

Lineal Exponencial

1º Parto: 1,9363-0,0295x 2º Parto: 2, 1976-0,0281x 3º Parto: 2,8160-0,0474x 1º Parto: Y=1,376x0,224 e-0,035X 2º Parto: Y=1,774x0, 148 e-0.,26X 3º Parto: Y=2, 185x0, 196 e-0,037X

Rodríguez et al. (1989)

VERATA

Lineal-fase descendente Exponencial

1º Parto: Y= 1.825-0.002980x 2º Parto: Y=2.750-0.006557x 3º Parto: Y=2.619-0.005726x 4º Parto: Y=2.910-0.006625x 1º Parto: Y=0.916x0.165 e-0.003X 2º Parto: Y=1.836x 0.129e-0.005X 3º Parto: Y=1.501x 0.206e-0.005X 4º Parto: Y=1.081x 0.296e-0.007X

Rota, (1990)

Fuente: Gutiérrez (1995). * modelos de mejor ajuste. 3.3. Comparación entre funciones de ajuste utilizadas en caprinos. MUKUNDAN y BHAT (1983) utilizaron funciones como la gamma incompleta, exponencial, exponencial parabólica, evaluándolas bajo el criterio del coeficiente de determinación, resultando que la polinomial inversa fue la de mejor ajuste.

Tabla 24. Parámetros de diversas funciones matemáticas utilizadas en el ajuste de la curva de lactación en cabras.

Parámetros1 Raza ln (a) B c d R2 Exponencial Malabari ½ Saanen Ambos

1,07 1,88 1,32

- - -

0,033 0,029 0,023

- - -

0,86 0,95 0,88

Exponencial parabólica Malabari ½ Saanen

1,24 1,88

- -

0,071 0,029

0,002 0,000

0,92 0,95


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Ambos 1,45 - 0,054 0,001 0,90 Gamma incompleta Malabari ½ Saanen Ambos

1,32 1,86 1,51

0,007 0,031 0,003

0,024 0,020 0, 186

- - -

0,91 0,95 0,88

Polinomial inversa 2 ß0 ß1 ß2 R2 Malabari ½ Saanen Ambos

0,46 0,09 0,29

0,461 0, 119 0,346

0,0094 0,0074 0,0036

0,99 0,99 0,99

Fuente: Adaptado de Gipson y Grossman (1990). 1 ln (yt) = ln (a) + bln (t) - ct - dt2

2 t/yt = ß0 + ß1 t + ß2 t2

Sin embargo, GROSSMAN y KOOPS (1988) mencionan que cuando se utilizan transformaciones de datos el criterio de R2 no es el más adecuado para comparar funciones. Posteriormente, se utiliza la función multifásica y se menciona que es la de mejor ajuste (GIPSON y GROSSMAN 1989), basándose en el error estándar y los residuos al azar (GIPSON y GROSSMAN, 1990.

Tabla 25. Parámetros estimados en el modelo multifásico. Nº

Parición Estación

parto 2 Fase 1

Fase 2

a b c a b c

1

? 2

Temprana Tardía

Temprana

Tardía

55,9 156,5

66.6

202,0

0,0157 0,0109

0,0167 0,0113

53 50

41 42

610,9 649,3

788,0 747,5

0,0042 0,0026

0,0045 0,0034

104 124

78 93

Fuente: Gipson y Grossman (1989) . 1 yt = a1 b1 (1 - tanh2 (b1 (t - c1 ))) + a2 b2 (1 - tanh2 (b2 (t - c2 ))); 2 Temprana.= Diciembre - 31 marzo y Tardía = 01 abril - 31 julio. Sin embargo, RUVUNA et al. (1995) indican que la base genética y fisiológica de las fases necesita ser investigada e interpretada adecuadamente en el modelo multifásico. Estos investigadores, utilizaron la ecuación de Wood y ajustan adecuadamente a seis grupos de cruces de caprinos y reportan un rango de 85% y 92% para el R2.

Tabla 26. Parámetros estimados utilizando el modelo de Wood. Raza1 Nº obs. a* b* c* s R2 E y G 180 0,345 ? 0,028 0,149 ? 0,15 0,082 ? 0,037 2,87 85 T x E 1088 0,721 ? 0,040 0,292 ? 0,06 0,049 ? 0,009 3,90 86 T x G 3072 0,813 ? 0,022 0,248 ? 0,03 0,042 ? 0,004 3,96 89 N x E 421 0,813 ? 0,045 0,216 ? 0,06 0,028 ? 0,009 4,35 90 N x G 1080 0,733 ? 0,028 0,057 ? 0,04 0,014 ? 0,007 4,50 91 T x E x G 1269 0,717 ? 0,025 0,467 ? 0,04 0,066 ? 0,006 3,98 92 Fuente: adaptado de Ruvuna et al. (1995). 1 T= Toggenburg; N= Anglo Nubian; E= East African; G = Galla. * Parámetros de la curva: a= producción inicial; b= tasa de incremento hacia el pico de producción; c= tasa de declinación después del pico de producción; s= persistencia.


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Otros autores han detectado en la ecuación de Wood una correlación seriada y otros problemas en la estimación de esta función como la interpretación adecuada de los parámetros (COBBY y Le DU, 1978; CONGLETON y EVERETT, 1980a,b; DHANOA y Le DU, 1982; GOODALL y SPREVAK, 1984; WILLIAMS, 1993a). WILLIAMS (1993a) usa para fines comerciales el modelo propuesto por MORANT y GNANASAKTHY (1989) reparametrizado y resalta que ajusta mejor que el modelo de Wood y el multifásico con base en la varianza residual.

Tabla 27. Comparación de algunas funciones matemáticas de ajuste. Modelo Varianza residual

ord en expresión logarítmica ord no lineal

Morant no lineal 4 Multifásico

0, 1705 0, 1306 0,0940 0, 1832

Fuente: Adaptado de Williams (1993ª).

De igual modo indica que cada parámetro puede ser interpretado independientemente de los otros gracias a la baja correlación entre ellos.

Tabla 28. Correlación entre los parámetros en el modelo de Morant

reparametrizado. Parámetros Parámetros

a b c a b c

1,00 0,06 -0,41

1,00 0,09

1,00 Fuente: Williams (1993b). 3.4. Uso de técnicas de extensión de la lactación.

Un problema asociado es predecir la producción de leche de una lactación normalizada para registros de lactación que están en progreso y que nos servirán para evaluar por ejemplo a machos jóvenes más pronto (WOOD, 1969).

También puede en algunas ocasiones ser necesario estimar la producción total de registros incompletos por lo que con estos modelos se completarían los restantes para poder luego calcular dicha producción (WOOD, 1969).

Existen varias maneras de realizar estos procesos: factores multiplicativos tales como los reportados por KEOWN y VAN VLECK (1973) comúnmente han sido aplicados a producciones acumuladas para predecir la producción de leche a 305 días. Sin embargo, los procedimientos multiplicativos ignoran la correlación entre controles y sus correlaciones con la producción a 305 días (SCHAEFFER et al., 1977).

Así mismo, los procedimientos de regresión lineal pueden ser una lógica solución pero utilizarían diferentes grupos de coeficientes de regresión siempre que un nuevo registro de producción esté disponible (SCHAEFFER et al., 1977) y tiene el inconveniente que hay que conocer la media del rebaño al que pertenezca el animal (CRUZ et al., 1995).


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Las técnicas no lineales han sido usadas para describir las producciones diarias y mensuales (KELLOG et al., 1977) y para comparar curvas de lactación de diferentes razas de ganado lechero (KUCK et al., 1976). SCHAEFFER et al. (1977) concluyen que las técnicas no lineales fueron más exactas que los factores multiplicativos y lineales y computacionalmente el método no lineal requiere menos memoria de computación para la estimación de parámetros que lo requerido para las tablas de factores multiplicativos.

CONGLETON y EVERETT (1980a,b), ANDERSON et al. (1989) utilizaron la función gamma incompleta para hallar la producción de leche total. ANDERSON et al. (1989) mencionan que la función gamma incompleta sobrestima la producción total e indican que cuando los controles son cada 30 días da aceptables estimas de la producción total. Estos investigadores compararon la producción total obtenida de registros diarios con controles a varios intervalos de tiempo.

En los últimos años esta tomando auge en ganado lechero el uso de métodos llamados Test-Day, que están basados en modelos que combinan regresión lineal con no lineal siendo más complejos de aplicar (CRUZ et al., 1995). 3.5. Uso de funciones en razas ovinas. CARRIEDO Y SAN PRIMITIVO (1979) estudiaron la aplicación de dos modelos de ajuste, gamma incompleta y un modelo parabólico, de curva de lactación a rebaños de ovejas de raza Churra. Observaron que el modelo de Wood fue el que mejor se ajustó a sus observaciones arrojando los siguientes resultados: PTL= a t b e – c t. para el rebaño 2: PTL= 0.670 t 0.124 e - 0.0094 t

para el rebaño 3: PTL= 0.908 t 0.229 e - 0.00132 t para el rebaño 3, primer parto y simple: PTL= 0.744 t 0.270 e - 0.0111 t para el rebaño 3, segundo parto y simple: PTL= 0.883 t 0.283 e - 0.0122 t para el rebaño 3, segundo parto y múltiple: PTL= 1.013 t 0.283 e - 0.0126 t Estos resultados obtenidos con el modelo de Wood, presentan un R2 para el rebaño 2 de 0.811, y para el rebaño 3 el R2 es 0.932. El análisis de ovejas con parto simple y doble también fue realizado por TORRES HERNANDEZ Y HOHENBOKEN (1980) sobre ovejas provenientes de varias cruzas, entre las que participaron las razas ovinas Cheviot, Dorset, Finnsheep, Rommey, Suffolk y Columbia, el modelo utilizado para realizar la curva de lactancia fue gamma incompleta y los resultados fueron: PTL= a t b e – c t; PTL= 1.06 t 0.318 e - 0.020 t (para ovejas con partos simples); PTL= 1.21 t 0.299 e - 0.019 t (para ovejas con partos dobles) Al comparar los resultados obtenidos por el modelo gamma incompleta contrastados con el método de estimaciones basados en la suma de lactaciones parciales, resultó que el modelo de Wood tuvo una correlación R2 de 0.98 (P<0.01). En 500 ovejas de raza Massese, se realizó un ajuste de la curva de lactancia sobre un modelo parabólico (CASOLI ET AL.1989), resultando la siguiente ecuación con un coeficiente de determinación R2= 0.596:


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PTL= a + b t +c t 2. PTL= 2.1409 - 0.012 t + 0.00002 t 2 En ovejas de raza Manchega, (GALLEGO ET AL. (1994) reseñan la aplicación de la función gamma incompleta, a los datos obtenidos en lactaciones con diferentes tratamientos, alcanzando los siguientes resultados:

PTL: a b t e - c t en ovejas ordeñadas a la vez que amamantaban a sus crías durante las primeras semanas:

a: 960 b: 0.348 R 2 : 0.980 c: -0.027

en ovejas ordeñadas desde el parto: a: 795.6 b: 0.230 R 2 : 0.976 c: -0.015

en ovejas ordeñadas después del destete: a: 0.009 b: 3.723 R 2 : 0.953 c: -0.0064

Estudios realizados sobre ovejas de raza Sarda con un modelo de ajuste de curva de lactación no-linear modificado, arrojó los siguientes resultados: PTL= a t b e - c t. tomando los diferentes parámetros los siguientes valores: a = 702.3 ± 56.2 b = 1.29 ± 0.09 c = 0.133 ± 0.031 Las curvas ajustadas para la primera lactación tuvieron un R2 de 0.905, y un desvío estándar en la regresión de 145.3; donde el nivel de producción y el tipo de cría influyeron sobre todos los parámetros, mientras que el estado sanitario de la ubre influyó solamente sobre el parámetro a (CAPPIO ET AL., 1995). En ovinos italianos de raza Massese, Franci et al. (1999), comparan la función de Wood y una función biexponencial (y = a x(b exp(-c x))). En esta última, el pico de lactación lo calculan de forma iteractiva Tm = e(1/c Tm), la producción en el pico de lactación sustituyendo Tm en la función original y la persistencia como 1/(b c).

En la función de Wood se encuentran muchas lactaciones presentan un coeficiente b negativo, lo que se debe a la limitada adaptabilidad del modelo a lactaciones con un ascenso súbito en la fase ascendente y un pico de lactación muy próximo al parto.

En líneas generales se produce una subestimación en el primer mes y mitad de la lactación, mientras que se produce una subestimación en la fase final de la lactación. 3.6. Redes Neuronales Artificiales (RNA) Las redes neuronales tienen su origen en los años 40, cuando McCULLOCH y PITTS (1943) comprobaron que una red constituida por un número de unidades simples y conexiones sinápticas pueden estimar cualquier


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función computable. Pero no es hasta la década de los 80 cuando surgen las primeras estructuras de redes y los métodos de aprendizaje. Una red neuronal es un modelo computacional que trata de simular el comportamiento humano en el proceso de aprendizaje con la información que se aporta al sistema a fin de resolver diversos problemas. Está compuesta por una serie de capas: una de entrada, una o varias intermedias y una de salida; con interconexiones (nodos o neuronas) entre y dentro de ellas. La red más utilizada es la Feedfoward, en la que los nodos de una capa solo se relacionan con los de la capa siguiente y nunca con los de capas anteriores ni con los de la misma capa. La diferencia esencial entre una red neuronal y la Inteligencia Artificial y los Sistemas Expertos radica en que en la primera el aprendizaje ocurre dentro del sistema. Una red neuronal tiene una estructura que se compone de los siguientes elementos: a) capa.- conjunto de neuronas situadas en el mismo nivel b) nodos o neuronas.- unidades que componen una capa c) señales de entrada.- variables independientes que se suministran al sistema d) conexiones.- relaciones existentes entre las neuronas e) pesos.- valor de la conexión de cada nodo, oscila entre -1 a +1 f) nivel de activación de una neurona de salida.- es la suma de señales de entrada ponderada por sus pesos. g) salida de un nodo.- un nodo tienen una salida cuando el nivel de sus entradas sobrepasa un determinado umbral. La salida es continua si se aplica una función de activación, que puede ser lineal o no, siendo la más frecuente la función no lineal sigmoidea. Un modelo computacional de estas características se denomina red neuronal si tiene capacidad de aprender o, dicho de otra manera, si es capaz de reconocer el valor de los pesos que representan las interconexiones. El método de aprendizaje se denomina algoritmo de aprendizaje, entre los que se encuentran la regla Delta, Back propagation, Delta-Bar-Delta y Extended-Delta-Bar-Delta. El problema fundamental de las redes es determinar la estructura idónea para la resolución del problema planteado. Para ello se siguen dos caminos: plantear la red más simple y se van añadiendo nodos y capas, o bien ir eliminado aquellas conexiones que no son necesarias. El sistema más utilizado es el segundo, que se denomina de "poda". Los algoritmos de poda más utilizados son el de Weigend y el de Williams. Las redes neuronales se han empleado para el estudio de la producción láctea en ovinos.

TORRES JIMENEZ (2000) ha estudiado la aplicación de las redes neuronales en la valoración y predicción de la producción lechera en la raza Manchega.

Inicialmente determina la curva de lactación ajustándola a la función Gamma, obteniendo un nivel de fiabilidad R2 = 0'91.

Para la estimación de los parámetros A, B y C que definen la función Gamma utiliza los controles de leche semanales en ovejas de 1ª, 2ª y 3ª


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lactación (variable dependiente) y el tiempo transcurrido desde el parto a cada control (variable independiente).

Las producciones medias diarias a los 30, 45, 60 y 75 días de lactación se emplean como variables de entrada y los valores de los parámetros de la función Gamma se utilizan como variables de salida de la red neuronal.

Utiliza varios algoritmos de aprendizaje (BP, EDBD) para el reconocimiento de los parámetros de la curva, y algoritmos genéticos (de Bebis) y de poda (de Williams) para encontrar la estructura de red más simple capaz de proporcionar resultados satisfactorios.

Realiza un estudio previo con 80 casos de 1ª lactación, 55 (68'75%) en el conjunto de entrenamiento y 25 (31'25%) en el de teste, usando varias arquitecturas (4:3:1; 4:6:1; 4:10:1). En la siguiente tabla se muestran los valores de R2 obtenidos con el algoritmo de aprendizaje EDBD.

Tabla 29.

Arquitectura Parámetro A Parámetro B Parámetro C 4:3:1 83.04 49.41 29.65 4:6:1 82.37 56.61 24.72

4:10:1 82.63 55.57 13.93 El valor del parámetro A es el mejor reconociendo, siendo el valor del

parámetro C el que peor reconoce. El nivel de neuronas del nivel oculto no influye significativamente en los resultados de generalización por lo que se decide por el nivel intermedio (4:6:1).

El empleo de algoritmos genéticos mejora en algunos casos el valor de reconocimiento. En la siguiente tabla se muestran los coeficientes de determinación (R2) correspondientes al reconocimiento de cada parámetro.

Tabla 30

Lactación Parámetro A Parámetro B Parámetro C analizada EDBD AG EDBD AG EDBD AG

1ª 82.37 77.83 56.61 56.01 24.72 81.15 2ª 59.15 67.76 50.91 55.51 6.09 66.35 3ª 60.00 65.57 74.42 50.51 4.37 90.74

EDBD= algoritmo de aprendizaje; AG= algoritmo genético El parámetro A es el que mejor reconoce la red neuronal, mientras que el reconocimiento de los parámetros B y C no fue acertado. La autora señala que dada la perdida de información que supone introducir datos medios quincenales y la falta de homogeneidad en los valores de los parámetros A, B y C, los resultados del reconocimiento de los parámetros de la curva pueden considerarse satisfactorios. Otro objetivo del trabajo fue el reconocimiento automático de la categoría productiva a que pertenece la oveja (en base a la producción total de leche a 150 días de lactación). Como variables independientes utiliza el nivel máximo de producción, fecha a la que se produce el nivel máximo, producción acumulada hasta la 5ª semana de lactación, producción acumulada entre la 5ª y 7ª semana de lactación, producción acumulada entre la 7ª y 9ª semana de lactación y producción acumulada entre la 9ª y 11ª semana de lactación; y


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como variable dependiente la clase productiva (buena, regular o mala). Las clases las establece: el 25% mejor lo incluye en la clase buena, el 25% peor en la mala. Para el reconocimiento de las clases productivas emplea diversas metodologías: redes neuronales podadas y entrenadas con algoritmos evolutivos, redes podadas con el algoritmo de Weigend, redes no podadas y entrenadas con el algoritmo de aprendizaje EDBD y clasificación y discriminación mediante funciones discriminantes lineales. Cuando se realiza el análisis con redes podadas y entrenadas con algoritmos evolutivos y partiendo de un grupo de entrenamiento en el que se respeta el porcentaje de buenas, regulares y malas (25%, 50% y 25%, respectivamente), el porcentaje de aciertos (ovejas bien clasificadas en su clase) es del 73%; subiendo al 75'5% en el mejor resultado. Tabla 31 CLASE OBTENIDA Valores medios Mejor resultado Nº CLASE ESPERADA Buena Regular Mala Buena Regular Mala Buena 9.8 3.2 0.0 11 2 0 13 Regular 1.8 21.6 3.6 2 23 2 27 Mala 0.0 5.8 7.2 0 7 6 13 Cuando no se dispone de información a priori de la composición del grupo, el porcentaje de aciertos se eleva al 76%. Al realizar al análisis de reconocimiento con redes podadas con el algoritmo de Weigend y se dispone de información sobre la composición del grupo, el porcentaje de acierto es del 71%, cifra similar a la registrada con la metodología anterior. Sin embargo, resulta peor la clasificación de ovejas regulares y mejora la de ovejas malas. Cuando no se dispone de información previa, los resultados son peores (68%). Si en la red no incluimos algoritmos de poda, los resultados de acierto empeoran.

Mediante análisis discriminante, con información previa el porcentaje de aciertos es del 71'7% y del 75'5% cuando no hay información a priori; cifras similares a las obtenidas en el primer modelo de red.

En la siguiente tabla se muestran los porcentajes de acierto para las distintas clases obtenidos con las diferentes metodologías empleadas

Tabla 32

Buena Regular Mala A B C D A B C D A B C D

Con inf. 73.38 76.92 55.38 69.20 80.00 62.96 53.33 85.20 55.40 83.07 80.00 46.15 Sin inf. 84.62 76.92 61.54 69.20 85.2 66.66 70.37 85.20 46.15 84.61 69.23 46.15 A= red podada con algoritmo evolutivo; B= red podada con algoritmo de Weigend; C= red no podada; D= análisis discriminante

En conjunto, las redes neuronales proporcionaron mayor porcentaje de acierto que el análisis discriminante. Cuando se analiza el porcentaje de aciertos por clases, se ve que el análisis discriminante proporciona mayor nivel de acierto en la clase intermedia, presentando peores resultados en las clase extremas.

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