Áés LLATTENYÉSZTÉS TAKARMÁNYOZÁS. 6 (Hungarian Journal of) ANIMAL PRODUCTION. ENGLISH SUMMARIES Vol

2 0 0 8.

6 ÁLLATTENYÉSZTÉS és TAKARMÁNYOZÁS Fôszerkesztô (Editor-in-chief): GUNDEL János (Herceghalom) Szerkesztô (Editor): REGIUSNÉ MÔCSÉNYI Ágnes (Herceghalom) A szerkesztôség tanácsadó testülete (Editorial advisory board):

BREM, G. (Ausztria) HABE, F. (Szlovénia) HODGES, J. (Ausztria) NOBORU, M. (Japán) VERSTEGEN, M.W.A. (Hollandia)

Szerkesztôség: (Editorial office):

FÉBEL Hedvig (Herceghalom) FÉSÜS László (Herceghalom) HORN Péter (Kaposvár) INCZE Kálmán (Budapest) KESERÛ János † (Budapest) KOVÁCS József (Keszthely) MARTON István (Budapest) MÉZES Miklós (Gödöllô) MIHÓK Sándor (Debrecen)

RAFAI Pál (Budapest) RÁTKY József (Herceghalom) SCHMIDT János (Mosonmagyaróvár) SZABÓ Ferenc (Keszthely) SZAKÁLY SÁNDOR † (Pécs) SZERDAHELYI Károly (Budapest) VÁRADI László (Szarvas) ZSILINSZKY László (Budapest)

Állattenyésztési és Takarmányozási Kutatóintézet Research Institute for Animal Breeding and Nutrition 2053 Herceghalom, Gesztenyés út 1. T/F: (36) 23-319-133 E-mail: [email protected] http:/www.atk.hu

Felelôs kiadó (Publisher): BOLYKI István, ügyvezetô igazgató HU ISSN: 0230 1814 A lap a Földmûvelésügyi és Vidékfejlesztési Minisztérium tudományos folyóirata This is a scientific bimonthly journal of the Ministry of Agriculture and Regional Development A kiadást támogatja: Földmûvelésügyi és Vidékfejlesztési Minisztérium, (Sponsored by) MTA Könyv- és Folyóiratkiadó Bizottsága

Megjelenik évente hatszor Elôfizetési díj: 1 évre 6000,– Ft (ÁFA-val) Kiadja és terjeszti az AGROINFORM Kiadó Elôfizethetô a kiadónál, vagy átutalással a K&H 10200885-32614451 pénzforgalmi jelzôszámra Külföldön terjeszti a Batthyány Kultur-Press Kft., 1011 Budapest, Szilágyi Dezsô tér 6. T/F: 1-201-8891; 1-212-5303, E-mail: [email protected] Orders may be placed with Batthyány Kultur-Press Ltd., Szilágyi Dezsô Square 6. H-1011 Budapest, or with any of its representatives abroad Nyomta: AGROINFORM Kiadó és Nyomda Kft., 1149 Budapest, Angol u. 34. A nyomda felelôs vezetôje: STEKLER Mária Budapest, 2008/144

ÁLLATTENYÉSZTÉS ÉS TAKARMÁNYOZÁS

Elnök (President): BODÓ Imre

(Hungarian Journal of) ANIMAL PRODUCTION

Á és

LLATTENYÉSZTÉS

TAKARMÁNYOZÁS

ENGLISH SUMMARIES

Vol. 57.

6

2008.

ÚTMUTATÓ A KÉZIRATOK ELKÉSZÍTÉSÉHEZ

TARTALOM – CONTENT Zsuppán Zsuzsa – Bene Szabolcs – Balika Sándor – Szabó Ferenc: A húsmarha állományok néhány reprodukciós élettartam és növekedési tulajdonságainak értékelése. l. Közlemény: Blonde d’aquitaine tehenek elsô ellési életkorának és élettartamának vizsgálata egy tenyészetben. (Study of age at first calving and the longevity of blonde d’aquitaine cows in a herd) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Domokos Zoltán – Török Márton – Szentléleki Andrea – Bujdosó Márton – Tôzsér János: Az ellési idôszak és a génarány hatása charolais tenyészbika-jelöltek üzemi sajátteljesítményvizsgálati eredményeire. (Effects of calving period and gene ratio on results of performance test in charolais sire candidates) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szabó Ferenc – Fekete Zsuzsanna – Fördôs Attila – Zsuppán Zsuzsa – Kanyar Roland –Török Márton – Polgár J. Péter – Bene Szabolcs: Azonos körülmények között hizlalt, különbözô genotípusú növendék bikák hizlalási és vágási eredménye. (Growth and slaughter value of young fattening bulls of different genotypes fed on identical feeding regimen) . . Herendy Veronika – Sütô Zoltán – Ujvári Lajosné – Kustosné Pôcze Olga – Horn Péter: Nagytestû pulykahibridek élôsúlyának és vágótulajdonságainak változása 1966 és 2004 között. (Comparison of live weight and slaughtering parameters of large 1966, 1979 and 2004 type turkeys) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Vigh Zsófia – Csató László – Nagy István: A pedigréanalízisben alkalmazott mutatószámok és értelmezésük. Szakirodalmi áttekintés. (Application pedigree analysis in the animal breeding programs (review) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Karcagi Roland G. – Gaál Tibor – Polgár J. Péter – Husvéth Ferenc: Az ellés körüli idôszakban etetett két féle zsírkiegészítés hatása Holstein fríz tehenekben. (Effect of feeding different fat supplementations on holstein friesian cows around the peripartal period) . . . . . . Zajácz Edit – Szalai Tamás – Szalainé Mátray Enikô: A méhészeti érték és cukorösszetevôk vizsgálata napraforgó nektárban. (Apicultural value and sugar composition in sunflower nectar) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

497

507

523

537

549

565

Az Állattenyésztés és Takarmányozás kéthavonta megjelenô tudományos folyóirat, foglalkozik az állatitermék-elôállítás valamennyi ágával, beleértve az összes állatfajt, azok tenyésztését, tartását, takarmányozását és az életfolyamatokkal kapcsolatos minden kérdéskört. Közöl elsôsorban eredeti tudományos közleményeket, de egyes esetekben a tárgykörhöz tartozó szakirodalmi áttekintéseket és szükség szerint idôszerû termeléspolitikai koncepciókat, szemle cikkeket. Tájékoztató céllal ismertet disszertációkat, beszámolókat tudományos rendezvényekrôl, összefoglalókat az egyetemek és a kutatóintézetek kiadványaiból. A cikkeket magyar vagy angol nyelven, az összefoglalókat, a táblázatokat és az ábraszövegeket mindkét nyelven közli. A kéziratokat kettô példányban, nem szerkesztett változatban, írógéppel, vagy nyomtatóval jól olvashatóan leírva kell a szerkesztôség címére megküldeni. Csatolandó valamennyi szerzô nyilatkozata arról, hogy hozzájárul a közlemény megjelenéséhez, és egyet ért annak tartalmával. A beérkezett kéziratokat a szerkesztôség (anonim) lektoráltatja, és amennyiben szükséges (ugyancsak anonim) visszaküldi a szerzô(k)nek a végleges változat elkészítése érdekében. Az elfogadott közlemények végsô változatát elektronikus verzióban és egy kinyomtatott példányban kell a szerkesztôség címére beküldeni. A közlés költségmentes, az elsô szerzô 25 különlenyomatot kap. Felvilágosítás a közléssel kapcsolatban, a szerkesztôségben: Állattenyésztési és Takarmányozási Kutatóintézet, 2053 Herceghalom, Gesztenyés u. 1., Tel.: 23-319-133/225; FAX: 23-319-133/120; E-mail: [email protected] vagy [email protected]. Az útmutató teljes szövege, az Állattenyésztés és Takarmányozás. 2004. 53. 2. számában a 193–195. oldalon olvasható, illetve az Internetrôl letölthetô: http:/www.atk.hu/magyar/MagyHaszUt.htm

581

GUIDE FOR AUTHORS The Hungarian Journal of Animal Production is a bimonthly scientific journal dealing with all of the branches of animal production, including all of the species, their breeding, keeping and feeding, and the whole sphere of question’s connected to their vital processes. Mainly original scientific papers, but in some cases also review articles and up-to-date production political conceptions are published. Information is given on dissertations, scientific meetings and on reports of universities and research institutes. Articles are published in Hungarian or English, summaries, texts of tables and figures in both languages. Manuscripts should be sent in two copies, written in well readable in non-reducted form by typewriter or printer to the address of the editorial office. All authors have approved the paper for release and are in agreement with its content. Manuscripts are anonymously reviewed, and if necessary (also anymously) returned to the author(s) for the formation of the final version. The final versions of the accepted publications should be submitted in electronic version plus in one printed copies to the address of the editorial office. Publishing is free of charge, 25 reprints are sent to the first author. Publication related information may be obtained from the editorial office: Research Institute for Animal Breeding and Nutrition, H-2053 Herceghalom, Gesztenyés u. 1., Phone: +36-23-319-133/225; FAX: +36-23-319-133/120; E-mail: [email protected] or [email protected]. Full text (in English) of guide for authors see on the Internet: http:/www.atk.hu/english/AngHaszUt.htm

ÁLLATTENYÉSZTÉS ÉS TAKARMÁNYOZÁS, 2008. 57. 6. 497–506.

497

HÚSMARHA ÁLLOMÁNYOK NÉHÁNY REPRODUKCIÓS, ÉLETTARTAM ÉS NÖVEKEDÉSI TULAJDONSÁGÁNAK ÉRTÉKELÉSE 1. Közlemény: BLONDE D’AQUITAINE TEHENEK ELSÔ ELLÉSI ÉLETKORÁNAK ÉS ÉLETTARTAMÁNAK VIZSGÁLATA EGY TENYÉSZETBEN ZSUPPÁN ZSUZSA – BENE SZABOLCS – BALIKA SÁNDOR – SZABÓ FERENC

ÖSSZEFOGLALÁS A termelési idô hossza, amelyet a húshasznú tehén az állományban tölt, fontos a húsmarhatartás gazdaságossága szempontjából. E tulajdonságról meglehetôsen kevés információ található a hazai és nemzetközi szakirodalomban. A vizsgálat célja blonde d’aquitaine tehenek a termelési idôszakkal összefüggô életkor adatainak értékelése volt. A vizsgálat során 1990. és 1994. között született, 346 tehén, elsô ellési életkorának, teljes és hasznos élettartamának az adatait dolgoztuk fel. A statisztikai értékelést az MS Excel (2002) és az SPSS for Windows (1998) programokkal végeztük. A vizsgálat eredménye szerint az egyes tulajdonságok fôátlaga a következô: elsô ellési életkor 3,00; teljes élettartam 6,52; és a hasznos élettartam 3,52 év. Az apa, a tehén születési éve, a fajta ill. genotípus nem befolyásolta szignifikánsan a vizsgált tulajdonságokat. A tehén születési hónapja csak az elsô ellési életkorra hatott bizonyíthatóan. Az 1990. és 1994. között született tehenek hasznos és a teljes élettartama az évek elôrehaladásával csökkent. Mindkét élettartam a keresztezett tehenek esetében kissé hosszabb volt, mint a fajtatisztáké. Mindhárom vizsgált tulajdonság esetén, a direkt genetikai variancia és örökölhetôségi érték is 0,00.

SUMMARY Zsuppán, Zsuzsa Ms. – Bene, Sz. – Balika, S. – Szabó, F.: STUDY OF AGE AT FIRST CALVING AND THE LONGEVITY OF BLONDE D’AQUITAINE COWS IN A HERD The length of productive life and the longevity of beef cattle are important traits from an economic point of view. However, only few publications can be found on this subject in the domestic and the international scientific bibliographies. The aim of this study was to evaluate the age data related to the production period of Blonde d’Aquitaine beef cows. Data of 346 cows, born between 1990-1994 were examined. Age at first calving (AFC), age at culling (AC) and longevity (L) were calculated. MS Excel (2002) and SPSS for Windows (1998) were used for statistical analyses. According to the results of the examination, the main values of AFC, AC and L were determined in 3.00; 6.52 and 3.52 years respectively. The sire, the birth year of the cow, and the genotype had no significant effect (P>0.001) on the evaluated traits while the birth month of cow statistically effected the AFC. The longevity and the age at culling showed a decreasing trend in the case of cows born between 1990–1994. Longer longevity and age at culling were reached by the crossbred cows, than the purebred ones. In the case of the evaulated traits the direct genetic variance and the heritability were 0.00.

498

Zsuppán és mtsai: HÚSMARHA ÁLLOMÁNYOK NÉHÁNY TULAJDONASÁGA. 1. közlemény

BEVEZETÉS A tehenek elsô ellési életkora, élettartama és hasznos élettartama fontos tulajdonságok a szarvasmarha-tenyésztésben. Különösen igaz ez a húsmarha tenyésztésben, hiszen a választott borjakra esô felnevelési költség kedvezôbben alakul, ha a tehenek hosszabb ideig maradnak a termelésben, és több ivadékot nevelnek fel. A használati idôtartam határozza meg a populáció fenntartásához szükséges, évente utánpótlásra kerülô állományhányadot. A tehenek produktív élettartama az elsô ellés és a selejtezés között eltelt idô, melynek alakulását az elsô ellési és a selejtezési életkor befolyásolja. Emiatt az említett életkorok elemzése fontos információt nyújt a hasznos élettartamról. Az elsô ellési életkorra vonatkozóan, Dickerson és Chapman (1940) fajtatiszta holstein-fríz állományokat vizsgáltak. Úgy találták, hogy az elsô ellési életkort döntôen az elsô termékenyítési életkor és az elsô termékenyítés és fogamzás közötti idô határozza meg. A két életkor közötti kapcsolat elsô termékenyítéskor és az elsô termékenyítéstôl a fogamzásig eltelt intervallum, az elsô ellési életkorral alapjában véve lineáris. Kress és mtsai (1969) szerint az ellési életkor és a reprodukciós teljesítmény, a legfontosabb tényezô a termelés hatékonysága szempontjából. Lesmeister és mtsai (1973) az elsô ellési életkor hatását vizsgálták az életteljesítményre. Megállapították, hogy a korábban ellett üszôk, átlagos évenkénti borjú elôállítási teljesítménye nagyobb, mint azoké, amelyek késôbben ellettek. Az életteljesítményt szignifikánsan befolyásolja a korai ellés. Chapman és mtsai (1978) korán elválasztott hereford üszôket vizsgáltak és úgy találták, hogy az elsô ellési életkort csak a tehén súlya befolyásolta szignifikánsan (P<0,01). Az elsô ellési életkor, Szabó (1980) vizsgálatai szerint, fajtatiszta hereford tehenek esetében, átlagosan 31,65 és 33,31 hónap volt, azaz 2,63 és 2,77 év között változott. Hereford keresztezett állományok esetében ugyanezt a tulajdonságot 27,55 – 30,81 hónapnak (2,29 és 2,56 év) találta. Gáspárdy és mtsai (1993) szerint ugyanezen mutató 27,33 hónap (2,27 év). Ráki és Szajkó (1986) charolais, limousin és hereford állományok elsô elléskori életkorát 35, 34,53 és 35,06 hónapnak találták. DeRouen és Franke (1989) angus, brahman, charolais és hereford apáktól származó fajtatiszta v. keresztezett üszôk elsô ellési életkorát vizsgálták, 24-30-36. hónapos korban. Azoknak az üszöknek, melyek 24. és 36. hónapos korban ellettek elôször, hasonló volt a borjazási arányuk, ill. egy kicsivel magasabb (P<0,10), mint azoké, amelyek 30. hónaposan ellettek. Azok az üszôk, amelyek a borjazási idôszak elején idôsebbek voltak, nagyobb borjazási arányt értek el 24. hónaposan, de nem volt ez jellemzô a 30. és 36. hónapos korúakra. Azok az idôsebb és jobb súlyban lévô üszôk, melyek a borjazási idôszak kezdetén 24. hónaposan ellettek, korábban ellettek tenyésztésbe vételi koruknál és súlyúknál. Az elemzés vizsgálata szerint, az apa hatással volt az elsô ellésre, a borjazási arányra és a borjazás dátumára. Nunez és mtsai (1991) angus, hereford, shorthorn és F1 keresztezésû 2-3. éves tehenek elsô ellési életkorát vizsgálták, az életteljesítmény szempontjából. A két éves korban elôször ellett tehenek gazdaságosabban termeltek, mint a három éves korban ellettek. Azok a tehenek, melyek 2. éves korban ellettek elôször, 6-9. éves korig, míg a 3. éves korban ellôk 8–9. évig voltak termelésben. Tanida és mtsai (1988) hereford tehenek hasznos élettartamára 4,21±0,06 évet közöltek, míg a teljes élettartamra 7,40±0,06 évet. Angus esetén ez az érték,

ÁLLATTENYÉSZTÉS ÉS TAKARMÁNYOZÁS, 2008. 57. 6.

499

hasznos élettartam esetén 4,49±0,13 év, teljes élettartamra pedig 6,68±0,12 év. Hereford állományban a becsült h² érték hasznos élettartamra 0,16–0,26. Ez a becsült h² érték angus esetében 0,03-0,05 közötti. A hasznos élettartamra vonatkozóan, Nagy és Tôzsér (1988) magyar tarka x hereford (F1) állomány esetében, 5,6 évet közölnek. Varga (1990) a törzskönyvezett húshasznosítású állomány 1988-as selejtezési adatait vizsgálva úgy találta, hogy a hereford teheneket 8,5 évesen, a limousin teheneket 5,9 évesen, a charolais teheneket 7,9 évesen, a magyar szürkéket pedig 10,1 évesen selejtezték. A limousin keresztezett tehenek 7,8, a hereford keresztezett állatok, pedig 7,0 évesen kerültek ki a tenyésztésbôl. Nunez és mtsai (1991) megállapították, hogy a keresztezett tehenek hosszabb élettartama csökkenti az állomány utánpótlásának költségeit, növeli az eladható borjak számát. Szabó (1993) vizsgálatai szerint hereford és angus tehenek selejtezési életkora a 8. év körül mozgott. Selymes (1996) a húshasznú anyai vonalak esetében a minimális élettartamot 8 évnek találta, míg szerinte optimális a 10. év lenne. Arthur és mtsai (1993) tisztavérû hereford, keresztezett húshasznú és keresztezett tejhasznú állományok vizsgálata során az átlagos élettartamot 4,2 évnek találta. Forabosco és mtsai (2004) Olaszországban chianina teheneket vizsgáltak és megállapították, hogy az izmoltságot befolyásoló tulajdonságok mutatták a legnagyobb szignifikanciát (P<0,001), valamint, hogy a hasznos élettartamra az izmoltságnak van a legnagyobb hatása. Franciaországban az Institut de l’Élevage (2003) jalogny-i kísérleti állomásán két, 52 charolais tehenekbôl álló állományt vizsgáltak. Az egyik csoportban a tehenek elsô ellési életkora 3. év, míg a másikban 2. év volt. Azok a tehenek, melyek 2. éves korban ellettek elôször, max. 15. hónapos korban tenyésztésbe vették. Ezen tehenek borjainak növekedése az anyjuk alatt az elsô 6 hónapban, valamint az elsô termékenyítési eredmények kevésbé mutattak jó eredményeket. Az életkor és élettartam adatokat az említett szerzôk alapján az 1. táblázatban foglaltuk össze. Az élettartam kifejezetten gyengén öröklödô tulajdonság, alakulását erôteljesen befolyásolják a környezeti tényezôk, a tartási, a takarmányozási és a szaporítási megoldások. Nagy és Takács (1978) 0,2–0,4 értékû örökölhetôségrôl számol be, amelyhez hasonlót talált Horn (1995) és Szabó (1998) is, akik 0,2–0,3 illetve 0,1 értékeket közöltek, míg Rogers és mtsai (2004) 0,14-es értéket állapítottak meg. Bourdon és Brinks (1982) red angus, angus és hereford állományban megállapították, hogy az elsô ellési életkor negatív genetikai korrelációban áll a növekedési tulajdonságokkal. Kedvezô a kapcsolat a növekedés és a korai szaporaság között. Az irodalmi adatok értékelése alapján megállapítható, hogy a blonde d’aquitaine fajta elsô ellési, kiesési életkorára és élettartamára vonatkozóan hazánkban eddig nem végeztek vizsgálatokat. Csekély az erre utaló külföldi vizsgálatok száma is. A fentiekbôl kiindulva jelen vizsgálatunk célja, hogy megállapítsuk miként alakul a blonde d’aquitaine tehenek elsô ellési életkora, hasznos és teljes élettartama a tehén születési éve és hónapja valamint a genotípus szerint.

500

Zsuppán és mtsai: HÚSMARHA ÁLLOMÁNYOK NÉHÁNY TULAJDONASÁGA. 1. közlemény 1. táblázat: Különbözô fajtájú tehenek elsô ellési életkora, hasznos és teljes élettartama Fajta, genotípus (1)

Elsô ellési életkor (6) (év) (7)

Teljes élettartam (8) (év) (7)

2,63–2,77

8

Hasznos élettartam (9) (év) (7)

Szabó (1980) (1993)

2,92

Ráki és Szajkó (1986) 7,40±0,06

hereford

4,21±0,06

Tanida és mtsai (1988)

4,2

Arthur és mtsai (1993)

9,08

Erdei és mtsai (2005)

8,5 2,08 hereford keresztezett (2)

11,09

Varga (1990)

2,29–2,56

Szabó (1980)

2,27

Gáspárdy és mtsai (1993) 7,0

2,03

12,73

magyar tarka x hereford (F1) (3)

Varga (1990) 10,79


5,6

Nagy és Tôzsér (1998)

2,92

Ráki és Szajkó (1986)

charolais 3,02

10,89

7,9

Varga (1990)

7,91


2,88 limousin

limousin keresztezett (4)

Ráki és Szajkó (1986) 5,9

2,82

10,61

2,62

Varga (1990) 7,81


8,15

5,55


6,68±0,12

4,49±0,13

Tanida és mtsai (1988)

8,28


8,95


7,8

angus

magyar szürke (5)

Szerzô (10)

Varga (1990)

8 2,76

11,03

3,51

12,42

Szabó (1993)

10,1

Varga (1990)

Table 1.: Age at first calving, age at culling and longevity of different breed of beef cows breed or genotype (1), Hereford cross-bred (2), Hungarian Fleckvieh x Hereford (F1) (3), Limousin crossbred (4), Hungarian Grey (5), age at first calving (6), year (7), age at culling (8), longevity (9), author (10)

ANYAG ÉS MÓDSZER A vizsgálatot az „Új Élet” Mezôgazdasági Szövetkezet (Martonvásár–Baracska) által rendelkezésre bocsátott adatbázison végeztük. Ebbôl az 1990–1994. között született és tenyésztésbe vett, már ellett tehenek adatai kerültek feldolgozásra (2. táblázat). Az adatgyûjtés utolsó éve 2007., így a legidôsebb tehén 14 évet tölthetett termelésben. Az értékelésben 16 tenyészbika, és 346 tehén adatát elemeztük, melybôl 80 fajtatiszta, 266 pedig keresztezett blonde d’aquitaine volt. A vizsgálatba csak a már


501

kiselejtezett teheneket vontunk be, annak érdekében, hogy a hasznos élettartamot értékelni lehessen. Az „Új Élet” Mezôgazdasági Szövetkezet, Martonvásár–Baracska térségében, 1974. óta blonde d’aquitaine fajta tenyésztésére specializálódott. A homokos talajú, gyenge minôségû, mintegy 330 ha nagyságú területen, a teheneket nyáron legelôn, télen pedig épületben tartják. Az állomány kora tavasztól késô ôszig legel. A legelôegységeket elektromos kerítéssel határolják el egymástól. Téli idôszakban abrakot és a kukoricaszilázst, míg a legeltetési idôszakban nyalósót és ásványi anyag kiegészítést is kapnak a tehenek. A mesterséges termékenyítés egy megnyújtott idôszakban márciustól augusztusig, az ellés decembertôl májusig tart. A borjak kiegészítô abrakolására mobil borjúóvoda került kialakításra. A választás általában 6–7. hónapos korban történik. A bikaborjakat a piac igénye szerint választják, és a választás után értékesítik is. A növendék üszôket 17–18. hónapos korban veszik tenyésztésbe. Az üzem tenyészbika elôállítással nem foglalkozik. A vizsgált tulajdonságok az elsô ellési életkor, a hasznos élettartam és a teljes élettartam voltak. Az elsô ellési életkor, a születés és az elsô ellés dátuma között eltelt idôszak, a hasznos élettartam, az elsô ellés és a selejtezés idôpontja között eltelt idôtartamot jelenti, míg a teljes élettartam a születés és a selejtezés idôpontja közötti idôszak. Az értékelt tényezôk között a tehén születési évét és hónapját, valamint a genotípust a modellben mint fix hatást, az apát mint véletlen genetikai hatást vizsgáltuk. Az értékelést többtényezôs varianciaanalízissel végeztük. A vizsgálat során arra kerestük a választ, hogy a tehén születési éve és hónapja, statisztikailag igazolhatóan befolyásolja-e az elsô ellési életkort, a hasznos és teljes élettartamot. A modell a következô volt: Yijkl = µ + Si + Yj + Mk + Gl + eijkl ahol: Yijkl= az i-edik apától; j-dik évben; k hónapban született; l genotípusú tehén elsô ellési életkora, hasznos és teljes élettartama; µ = átlag; Si = a bika véletlen hatása; Yj = a születési év fix hatása; Mk = az születési hónap fix hatása; Gl = a genotípus fix hatása; eijkl = véletlen hiba.) Az adatok elôkészítését MS Excel (2002) programmal végeztük, míg a statisztikai elemzések elkészítéséhez az SPSS 9.0 (1998) for Windows programot használtuk.

11

18

18

33

75

67

74

68

74

64

73

79

86

96

93

69

76

82

1986.

1987.

1988.

1989.

1990.

1991.

1992.

1993.

1994.

1995.

1996.

1997.

1998.

1999.

2000.

2001.

2002.

2004.

6

6

2

6

11

33

33

%

2.

9

%

3.

1

8

5

10 10 15 5

9

9

2

275 24 165 14 96

13 17 7

6

9

6

7

5

8

4

3

1

8 82

3

6

% n

2

1

4

5

6

8

8

2

7 48

1

3

4

1

1

2

1

4

3

4

1

4 27

8

9

3

5

3

1

6

7

9

6

3 16 1 2

3 13 14 8

7

6

10 11 12 9 10

9 13 10 15 4

25 27 9

28 29 14 15 3

6

8 10 5

23 27 15 17 5

11

5.

1 33

n

6 10 14 4

9 14 6

8 17 23 4

22 28 9

6

24 38 6

29 39 15 20 10 13 4

25 37 7

21 28 11 15 9 12 4

17 25 12 18 5

%

6 33

24 32 14 19 9 12 3

6

4.

2 18 2 18 2

n

4 22 1

1

n

7 21 10 30 2

1

1

1

n % n

1.

6.

n

6

4

4

2

1

3

4

3

6

2

2 34

4

5

1

2

3

2

5

5

5

6

9 1

1

1

% n

2

2

4

4

1

1

3

2

3 23

5

6

3

1

4

5

5

8

6

3 16 1

1

18 1

%

3

8.

9

%

1

1

3

3

4

1

2

2

2

1

1

4

4

6

1

6

11

3 16

1

n

9.

2 21

3

3

6

6

2

2

5

3

6

6

9

33

%

borjazás után (7)

7.

Selejtezések (3)

8

2

2

1

1

1

1

n

10.

3

1

5

2

2

2

n

1 15

3

3

2

1

1

9

%

4

3

3

1

n

1

5

5

4

3

%

12.

1 11

4

2

7

3

3

6

%

11.

9

1

5

3

n

1

1

7

9

%

13.

Table 2.: Distribution of cows according to birth year and culling birth year of cow (1), number of breeded cows (2), cullings (3), total (4), culled cows (5), producing cows (6), after calving (7)

Összesen (4) 1159

3

1985.

Tehén Tenyészszületési tésbe vett éve (1) létszám (2)

A tehenek születési év és selejtezés szerinti megoszlása

1

1

n

n

%

33 100

18 100

18 100

11 100

3 100

0

71

65

42

31

29

29

33

16

3

9

3

3

0

0

0

0

0

0

%

82 100

54

45

39

30

25

23

24

10

2

6

2

2

0

0

0

0

0

0

n

Termelésben lévô (6)

0 815 70 344 30

0

22 29

24 35

54 58

66 69

61 71

56 71

49 67

54 84

72 97

62 91

72 97

65 97

1 75 100

%

14.

Selejtezett (5)

Összesen (4)

2. táblázat:

502 Zsuppán és mtsai: HÚSMARHA ÁLLOMÁNYOK NÉHÁNY TULAJDONASÁGA. 1. közlemény


503

EREDMÉNYEK Az 2. táblázat adatai szerint a tenyésztésbe vett, és már ellett tehenek száma 1159 volt. Ebbôl az 1. borjazás után a tehenek 24%-át, a 2. borjazás után 14%-át, a 3. után 8%-át selejtezték ki. A 4. ellést követôen 7%, az 5., 6., 7. borjazás után pedig 4, 2 és 3% körül alakult a selejtezések megoszlása. A 8. és 9. ellést követôen mindkét esetben a tehenek 2%-át, illetve a 10., 11. és 12. ellése után 1%-át selejtezték. Egy tehén 14 évig volt termelésben, a selejtezés itt 0%. A vizsgálat eredménye szerint – amint az a 3. táblázatban látható –, az apa, a tehén születési éve, valamint a genotípus egyik tulajdonság esetén sem mutatott szignifikáns hatást. A születés hónapja alapján csupán az elsô ellési életkor esetében találtunk statisztikailag is igazolható különbséget. 3. táblázat: Élettartam mutatókat befolyásoló hatások

Variancia forrása (1) Apa (7) Tehén születési éve (8) Tehén születési hónapja (9) Genotípus (10)

Osztályok (2) 16 5 5 2

Elsô ellési életkor, (3) év (4) NS NS *** NS

Teljes élettartam, (5) év (4) NS NS NS NS

Hasznos élettartam, (6) év (4) NS NS NS NS

***P<0,001 Table 3.: Significance of different effects on evaluated traits source of variance (1), classes (2), age at first calving (3), year (4), age at culling (5), longevity (6), sire (7), birth year of cow (8), birth month of cow (9), genotype (10)

A 4. táblázat az értékelt tulajdonságokat születési év, hónap, illetve genotípus szerint mutatja. Az elsô ellési életkor a születés évétôl viszonylag függetlenül, közel azonos. Eredményeink tendenciájukban megegyeznek az OMMI (1998–2004) által közölt adatokkal, melyek szerint a blonde d’aquitaine tehenek elsô ellési életkora 35. hónapos korra tehetô. A hasznos és teljes élettartam esetében, az évek elôrehaladtával folyamatosan csökkenô tendencia figyelhetô meg. A legmagasabb életkort (7,12) az 1990-es születésû állatok értél el, míg legrövidebb ideig (5,82) az 1994-es születésûek éltek. A hasznos élettartam alakulásában is megfigyelhetô ugyanez a csökkenés, mert amíg az 1990-es évjárat 4,14 évet töltött termelésben, addig az 1994-es csupán 2,85-öt az értékelés lezárásáig, a 2007. év elejéig (4. táblázat). A megállapított életkor és élettartam adatok születés hónapjának függvényében, arra utalnak, hogy a tavaszi hónapokban született egyedek kissé fiatalabb korban ellettek elôször, mint a téli hónapokban születettek. Például az áprilisi születésû tehenek átlagosan 2,92 évesen borjaztak elôször, míg a januári születésûek 3,11 évesen. Ez a különbség 0,19 év, mely a termékenyítés és az elletés szezonális szervezésébôl adódik. A genotípus tekintetében, a keresztezett tehenek hosszabb hasznos és teljes élettartam alakulására feltehetôen a heterózis hatás érvényesült.

504

Zsuppán és mtsai: HÚSMARHA ÁLLOMÁNYOK NÉHÁNY TULAJDONASÁGA. 1. közlemény 4. táblázat: A vizsgált tulajdonságok alakulása születési év, hónap és genotípus szerint Hatások (1)

Osztály (2)

Fôátlag (8)

Elsô ellési életkor, (4) év (5)

Teljes Hasznos élettartam, (6) élettartam, (7) év (5) év (5)

346

3,00±0,02

6,52±0,36

3,52±0,36

1990. 1991. 1992. 1993. 1994

75 65 72 62 72

2,99±0,03 3,05±0,04 3,05±0,04 2,95±0,05 2,97±0,05

7,12±0,58 6,95±0,61 6,95±0,68 5,75±0,81 5,82±0,85

4,14±0,58 3,90±0,61 3,90±0,68 2,79±0,81 2,85±0,85

január február március április május

96 77 66 79 28

3,11±0,03 3,05±0,03 3,00±0,03 2,92±0,03 2,92±0,05

5,99±0,45 7,00±0,49 6,54±0,57 6,56±0,50 6,49±0,80

2,88±0,45 3,95±0,49 3,54±0,57 3,64±0,50 3,56±0,80

Tehén születési éve (9)

Tehén születési hónapja (10)

Létszám (3)

Fajtatiszta (11)

82

80

3,01±0,03

6,19±0,51

3,18±0,51

Keresztezett (12)

98

266

2,99±0,02

6,84±0,35

3,85±0,35

Table 4.: Age and longevity according to birth year, birth month of cow and genotype on investigated traits effects (1), classes (2), number (3), age at first calving (4), year (5), age at culling (6), longevity (7), overall mean value (8), birth year of cow (9), birth month of cow (10), purebred (11), crossbred (12)

Az 5. táblázat, a becsült variancia és kovariancia komponenseket, valamint az örökölhetôségi értékeket tartalmazza. A táblázatban látható, hogy mindhárom tulajdonság esetén, a direkt genetikai variancia értéke és ezzel együtt a vizsgált tényezôk örökölhetôsége is 0,00. Vagyis az irodalmi adatokhoz hasonlóan azt tapasztaltuk, hogy az elsô ellési életkor, a hasznos élettartam és a teljes élettartam kifejezetten gyengén öröklôdô tulajdonságok. Alakulásukat erôteljesen befolyásolják a környezeti tényezôk, a tartástechnológiai, takarmányozási, tenyésztési, ill. szaporítási eljárások, valamint a selejtezések. 5. táblázat: A becsült variancia komponensek, genetikai paraméterek Elsô ellési életkor (2)

Teljes élettartam (3)

genetikai variancia (5)

Paraméterek (1)

0,00

0,00

Hasznos élettartam (4) 0,00

hiba variancia (6)

0,04

11,95

11,95

fenotípusos variancia (7)

0,04

11,95

11,95

örökölhetôség (8)

0,00

0,00

0,00

Table 5. : Variance components and genetic parameters parameters (1), age at first calving (2), age at culling (3), longevity (4), genetic variance (5), residual variance (6), phenotypic variance (7), heritability (8)

Az 6. táblázat a vizsgált tulajdonságok átlagtól való eltéréseit mutatja apánként. Bár az alkalmazott statisztikai módszer nem mutatott szignifikáns hatást, az egyes ivadékcsoportok között kapott különbségek figyelemre méltók. Pl.: a hasznos élettartam, a 11272-es számú apa esetén -1,26 év, míg a 10337-es számú tenyészbika után ez +1,86 év, azaz 3,12 év különbséget jelent a különbözô ivadékcsoportok között.


505 6. táblázat:

A vizsgált tulajdonságok átlagtól való eltérése apánként KLSZ (1)

Legmagasabb ivadékszám (n) (2)

Elsô ellési életkor, (3) év (4)

Teljes élettartam, (5) év (4)

Hasznos élettartam, (6) év (4)

7643

36

-0,06

-0,02

0,04

9253

7

0,08

0,97

0,9

10198

24

-0,08

-0,81

-0,73

10199

13

-0,05

1,04

1,09

10200

8

-0,04

-0,77

-0,72

10201

5

0,02

0,05

0,05

10337

6

0,08

1,94

1,86

11270

32

0,01

0,4

0,4

11271

16

-0,01

0,3

0,32

11272

5

0,01

-1,25

-1,26

11273

84

0,05

0,72

0,69

11750

33

0,09

-0,01

-0,09

12179

25

-0,01

-0,43

-0,42

12392

13

-0,03

-1,05

-1,01

12708

36

0,00

0,32

0,32

Table 6.: Progeny group differences from mean values identity number of sire (1), highest number of progeny (2), age at first calving (3), year (4), age at culling (5), longevity (6)

KÖVETKEZTETÉSEK Az elemzésben értékelt tényezôk, nevezetesen a tehén születési éve, valamint a genotípus, nem eredményezett szignifikáns különbségeket (P>0,001) a vizsgált tulajdonságban. A tehén születési hónapja csak az elsô ellési életkorra hatott bizonyíthatóan. Bár a különbségek nem minden esetben szignifikánsak, az életkor-élettartam trendek mégis figyelemre méltóak. Az elsô ellési életkor a születés évétôl viszonylag függetlenül, közel azonos szinten alakult. A hasznos és teljes élettartam esetében az évek elôrehaladtával folyamatosan csökkenô tendencia figyelhetô meg. A vizsgált életkor és élettartam adatok, a születés hónapjának függvényében arra utalnak, hogy a tavaszi hónapokban született egyedek általában fiatalabb korban ellettek elôször, mint a téli hónapokban születettek. A genotípus tekintetében, a hosszabb hasznos és teljes élettartam alakulása valószínûleg, a heterózis hatás eredményeként, a keresztezett egyedek fölénye érvényesült. A blonde d’aquitaine tehenek tenyésztésbe vételkori életkorát, élettartamát, mint környezeti, a felnevelési, tartási, takarmányozási, továbbá a tenyésztôi döntések, jelentôsen befolyásolják és meghatározzák.

506

Zsuppán és mtsai: HÚSMARHA ÁLLOMÁNYOK NÉHÁNY TULAJDONASÁGA. 1. közlemény SZAKIRODALOM

Arthur, P.F. – Makarecjian, M. – Berg, R.T. – Weingard, R. (1993): Longevity and lifetime productivity of cows in a purebreed Hereford and two multibred synthetic groups under range conditions. J. Anim. Sci., 71. 1142–1147. p. Bourdon, R. M. – Brinks, J. S. (1982): Genetic, environmental and phenotypic relationships among gestation length, birth weight, growth traits and age at first calving in beef cattle. J. Anim. Sci., 55. 543–553. p. Chapman, Hollis D. – Young, Johnny M. – Morrison, E.G. – Edwards, Jr., – Ned C. (1978): Differences in Lifetime Productivity of Herefords Calving First at 2 and 3 Years of Age. J. Anim. Sci., 46. 1159–1162. p. DeRouen, S.M. – Franke, D.E. (1989): Effects of Sire Breed, Breed Type and Age and Weight at Breeding on Calving Rate and Date in Beef Heifers First Exposed at Three Ages.J. Anim. Sci., 67. 1128–1137. p. Dickerson, G.E. – Chapman, A.B. (1940): Butterfat Production, Reproduction, Growth and Longevity in Relation to Age at First Calving. Am. Soc. Anim. Prod. 76–81. Erdei, I. – Márton, D. – Ábrahám, T. – Lengyel, Z. – Benedek, Zs. – Török, M. – Szabó, F. (2005): Húshasznosítású tehenek elsô ellési életkorának és élettartamának vizsgálata. Állattenyésztés és Takarmányozás, 54. 2. 97–107. p. Forabosco, F. – Groen, A.F. – Bozzi, R. – Van Arendonk, J.A.M. – Filippini, F. – Boettcher, P. – Bijma, P. (2004): Phenotypic relationships between longevity, type traits, and production in Chianina beef cattle. J. Anim. Sci., 82. 1572–1580. p. Gáspárdy, A. – Szûcs, E. – Bozó, S. – Dohy, J. – Völgyi Csík, J. (1993): Az egyes laktációs termelések és az életteljesítmény összefüggése holstein-fríz állományban. Állattenyésztés és Takarmányozás, 42. 2. 97–108. p. Horn, P. (szerk) (1995): Állattenyésztés 1. Mezôgazda Kiadó, Budapest Institut de l’Élevage (2003): Avancer l’âge au 1er vêlage dans un grand troupeau charolais de qualité.Bilan d’activité 2003-Unité de Programme ”Reproduction”. Kress, D.D. – Hauser, E.R. – Chapman, A.B. (1969): Efficiency of Production and Cow Size in Beef Cattle. J. Anim. Sci., 29. 373–383. p. Lesmeister, J.L. – Burfening, P.J. – Blackwell, R. L. (1973): Date of First Calving in Beef Cows and Subsequent Calf Production. J. Anim. Sci., 36. 1–6. p. Nagy, N. – Takács, F. (1978): A tenyészvonalakra épülô tenyészértékbecslés elvei és módszerei a húshasznú szarvasmarha-tenyésztésben. Állattenyésztés, 27. 1. 17–28. p. Nagy, N. – Tôzsér, J. (1988): Biológiai típusokat a húsmarhaágazatba! Vágóállat és Hústermelés, 18. 4. 1–7. p. Nunez-Dominguez, R. – Cundiff, L.V. – Dickerson, G.E. – Gregory, K. E. – Koch, R.M. (1991): Lifetime production of beef heifers calving first at two vs three years of age. J. Anim. Sci., 69. 9. 3467–3479. p. OMMI (1998–2004): A szarvasmarhatenyésztés éves eredményei Ráki, Z. – Szajkó, P.(1986): Egyhasznú húsmarha konstrukciók összehasonlító ökonómiai értékelése. II. A különbözô húsmarha konstrukciók tenyésztési és termelési paramétereinek értékelése. Vágóállat és Hústermelés, 16. 4. 14–19. p. Rogers, P.L. – Gaskin, C.T. – Johnson, K.A. – Macneil, M.D. (2004): Evaluating longevity of composite beef females using survival analysis techniques. J. Anim. Sci., 82. 860–866. p. Selymes, A. (1996): Húshasznú tehenek teljesítményének vizsgálata. Diplomadolgozat, PATE, Keszthely Szabó, F. (1980): Húshasznú szarvasmarha populációk ivari koraérésének összehasonlító értékelése. Vágóállat és Hústermelés, 10. 10. 39–44. p. Szabó, F. (1993): Fajtakülönbségek populációgenetikai elemzése a húsmarha tenyésztésben. Doktori értekezés, MTA, Budapest Szabó, F. (szerk.) (1998): Húsmarhatenyésztés, Mezôgazda Kiadó, Budapest Tanida, H. – Hohenboken, N.D. – DeNise, S.K. (1988): Genetic Aspects of Longevity in Angus and hereford Qows J. Anim. Sci., 66. 640–647. p. Varga, G. (1990): A törzskönyvezett húshasznosítású szarvasmarha állomány tenyésztési és termelési eredményeirôl. Vágóállat és Hústermelés, 20. 7. 39–47. p. Zsuppán, Zs. (2007): Blonde d’aquitaine borjak választási eredménye. Diplomadolgozat, PE-GMK, Keszthely Érkezett: Szerzôk címe: Authors’ address:

2008. április Zsuppán, Zs. – Bene, Sz. – Szabó, F.: Pannon Egyetem, Georgikon Kar University of Pannonia, Faculty of Georgikon H-8360 Keszthely, Deák F. u. 16. [email protected] Balika, S.: Limousin Tenyésztôk Egyesülete Association of Hungarian Limousin Breeders H- 1134 Budapest, Lôportár u. 16. [email protected]


507

AZ ELLÉSI IDÔSZAK ÉS A GÉNARÁNY HATÁSA CHAROLAIS TENYÉSZBIKA-JELÖLTEK ÜZEMI SAJÁTTELJESÍTMÉNY-VIZSGÁLATI EREDMÉNYEIRE DOMOKOS ZOLTÁN – TÖRÖK MÁRTON – SZENTLÉLEKI ANDREA – BUJDOSÓ MÁRTON – TÔZSÉR JÁNOS

ÖSSZEFOGLALÁS A munka célja megvizsgálni a különbözô ellési idôszakok, ill. az eltérô charolais génarányok hatását az azonos környezetben felnevelt charolais tenyészbika-jelöltek teljesítményeire. A vizsgálatatok 2004. végén (október, november, december), ill. 2005. elején (január, február, március, április) született charolais tenyészbika-jelöltekkel (n= 31) folytak. A tenyészbika-jelöltek minôsítésére 2006. tavaszán – a születési idôpont figyelembe vételével – két alkalommal került sor (I. n= 12; II. n= 19). A charolais génarány tekintetében a következôképpen csoportosíthatók a vizsgált állatok: >96,1% és <100%, n= 15, valamint 100%, n= 16. A teljesítmény-vizsgálat során a választási kor, a választási súly, a 205. napra korrigált súly, az STV alatti súlygyarapodás, az életnapi súlygyarapodás, a 420. napra korrigált súly, valamint a lineáris küllemi bírálat és a kondíció pontozás eredményei kerültek értékelésre. A minôsítési napokon mérték továbbá a fartájéki faggyúvastagságot (P8) és a rostélyos területét, Falco 100, Pie Medical ultrahangkészülékkel. Az adatokat IBM PC-re adaptált STATISTICA 4.5 programcsomaggal dolgozták fel. Többváltozós variancia-analízis segítségével igazolták az összhatást az ellési idôszak (P<0,001) tekintetében. Az eredmények azt mutatták, hogy az ellés idôpontja befolyásolta (P<0,001; P<0,01) a 420. napra korrigált súlyt, az életnapi súlygyarapodást, az STV alatti súlygyarapodást, valamint a kondíció pontszámot. Az ellési idôszak STV teljesítményekre gyakorolt hatását a korrelácók révén is igazolták. Ugyanakkor a charolais génarány szerepét csak a fartájéki faggyúvastagság (P<0,01) és a rostélyos területe (P<0,05) esetében bizonyították, míg az ellési idôszak x génarány interakció teljesítményre gyakorolt hatását egyetlen tulajdonság esetében sem tudták statisztikailag alátámasztani (P>0,05). A vizsgált hatásokat – mint módosító tényezôket – a szerzôk szükségesnek tartják a közeljövôben figyelembe venni a Magyar Charolais Tenyésztôk Egyesülete által alkalmazott BLUP alapú tenyészértékbecslési programokban.

SUMMARY Domokos, Z. – Török, M. – Szentléleki, A. Ms. – Bujdosó, M. – Tôzsér, J.: EFFECTS OF CALVING PERIOD AND GENE RATIO ON RESULTS OF PERFORMANCE TEST IN CHAROLAIS SIRE CANDIDATES The objective of this study was to analyse the effects of the different calving periods and the gene ratio on the performance of Charolais sire candidates reared under the same conditions. Observations were carried out on Charolais sire candidates (n= 31) born at the end of 2004 (October, November, December) and at the beginning of 2005 (January, February, March, April). Qualification of sire candidates was done on two occasions in spring of 2006 considering the birth date of sires (I. n= 12; II. n= 19). By gene ratio animals could be divided into two categories: >96.1% and <100%, n= 15; 100%, n= 16. During performance test (SPT) numerous traits were evaluated like weight adjusted to 205th day of age, kg (W205), weight adjusted to 420th day of age, kg (W420), daily weight gain, g/day (LDWG), daily weight gain during performance test, g/day (DWG-STP), subcutan fat thickness at the rump, cm (P8), rib eye area, cm2 (REA), muscular development, score (MD), skeletal development, score (SD), functional aptitudes, score (FA) and body condition score (BCS). P8 and REA were measured by a Falco 100 (Pie Medical) ultrasound equipment at the end of SPT. Data were processed by STATISTICA 4.5 program package. Applying MANOVA all effects of the calving period were confirmed (P<0.001).

508

Domokos Zoltán és mtsai: CHAROLAIS TENYÉSZBIKA JELÖLTEK-VIZSGÁLATA

Results showed that W420, LDWG, DWG-STP and BCS were influenced (P<0.001; P<0.01) by the calving period. Th effect of calving period on results of W205, W420, DWG-STP were also demonstrated by the analyse of correlation. However, the influence of Charolais gene ratio was proven only on the P8 (P<0.01) and REA (P<0.05), while calving period x gene ratio interaction did not affect any traits (P>0.05). In the near future the observed effects as corrective factors are needed to take into account in programs for estimation of breeding value based on BLUP applied by the National Association of Hungarian Charolais Cattle Breeders.

BEVEZETÉS A hazai húsmarhatenyésztô egyesületek, a tenyészértékbecslés témakörében, szinte napi szakmai konzultációt folytatnak amerikai és ausztrál kollégáikkal a Breedplan nevû értékelési rendszer hazai adaptálásával kapcsolatban. A Magyar Charolais Tenyésztôk Egyesülete számára, a 2000. év óta a Breedplan program számítja ki a tenyészértékeket (ellés lefolyására, vemhességi idôre, születési súlyra, 200. napos súlyra, 400. napos súlyra, 600. napos súlyra, felnôttkori súlyra, 200. napos tejtermelésre és herekörméretre), amelyek eredményeit az egyesület tagjai hasznosítják a gyakorlatban, pl. párosítási terv készítésére. Közismert, hogy a charolais fajtájú tenyészbika-jelöltek minôsítése – típustól függôen – a növekedési kapacitást kifejezô korrigált élôsúlyokra (205. napos, ill. 420. napos súly), a növekedési erélyre (életnapi, ill. STV alatti súlygyarapodás), valamint a küllemi bírálati pontszámokon alapul (MCTE, 2007). A hazánkban tenyésztett húsmarhák választási eredményeit az 1. ábra mutatja. Az adatok szerint az elméletileg várt tendencia érvényesül, vagyis a nagyobb súlyú (rámájú) fajták teheneinek nagyobb borjai lesznek választáskor. A charolais, a limousin és a magyartarka fajták esetében – amelyek közel azonos telje1. ábra. Különbözô fajtájú bikaborjak 205. napra korrigált választási súlya hazánkban 205. napra korrigált súly, kg(2)

310 290 270 250 230 210 190

M a g ya r s z ü r k e

170

H e r e fo r d A ngus

150 1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12 13 14 15 16 17

M a g ya r ta r k a C h a r o la is

S z e r zô k ( 1 )

L im o u s in th

Figure 1. Mean value of weaning weights adjusted to 205 day of age in bull calves of different breeds in Hungary Authors(1), weaning weight adjusted to 205th day of age, kg(2) Szerzôk/Authors: 1: Tôzsér et al. 1996; 2: Nagy et al. 2004; 3: Tôzsér et al. 1997; 4: Tôzsér et al. 1992; 5: Nagy et al. 1988; 6: Tôzsér et al. 1996; 7: Szabó, 1983; 8: Nagy, 1986; 9: Balázs, 1995; 10: Kovács et al., 1993; 11: Nagy, 1986; 12: Nagy, 1986; 13: Nagy et al. 1988; 14: Zándoki et al. 2003; 15: OMMI, 2001; 16: Lengyel, 2005; 17: Harangi et al. 2007


509

sítményre képesek – nagyobb borjúválasztási súlyokat tapasztalhatunk a hereford, az angus és a magyar szürke fajtákhoz képest. Az eredmények elemzésekor azonban nem szabad figyelmen kívül hagyni, hogy különbözô országok, illetve egy adott ország különbözô tenyészetei között, az alkalmazott tartási és takarmányozási rendszerekben, valamint az éghajlati és klimatikus viszonyok tekintetében is jelentôs eltérések lehetnek. Különösen igaz ez hazánkban – pl. speciális lápi területek esetében –, amelyre legutóbb Bene (2007) hívta fel a figyelmet kilenc fajtára kiterjedô vizsgálatában. Számos hazai és külföldi kutató értékelte már a különbözô környezeti tényezôk hatását (tenyészet, fajta, típus, évszak, évjárat, ivar stb.) a választási teljesítményekre (Nelsen és Kress, 1981; Szuromi, 1986; Kovács és mtsai, 1993; Bedô és Tôzsér, 1996; Tôzsér és mtsai, 1996; Komlósi, 1999; Jakubec és mtsai, 2000; Lengyel és mtsai, 2001; Mascioli és mtsai, 2002; Zándoki és mtsai, 2003; Nagy és mtsai, 2004; Bene és mtsai, 2005; Szabó és mtsai, 2005). Hazánkban legutóbb Szabó és mtsai (2007a,b,) vizsgálták a különbözô környezeti tényezôk hatását (apa, tenyészkörzet, tehén életkora, évjárat, évszak, ivar) az angus, charolais és blonde d’aquitaine fajtájú bika- és üszôborjak választási teljesítményeire (választási súly, 205. napra korrigált választási súly), valamint a választás elôtti súlygyarapodásra. Kimutatták, hogy a tehén elléskori életkora, az évjárat és az évszak szignifikáns különbségeket eredményezett (P<0,05, P<0,001) mindhárom fajta választási teljesítményében. Míg a charolais és a blonde d’aquitaine fajták esetében az ivar mindhárom vizsgált választási tulajdonságot befolyásolta, addig angus fajtában csak a 205. napra korrigált súlyra volt igazolható hatással. A Magyar Charolais Tenyésztôk Egyesülete, az évjárat hatását elemezve, a következô tendenciákat állapította meg a tenyészbika-jelöltek teljesítményeit illetôen (1. táblázat) (MCTE, 2007): – A borjak választási súly és STV alatti súlygyarapodás adatai alapján arra lehet következtetni, hogy a változó átlagértékek mögött a különbözô évek szélsôséges (pl. kánikula, szárazság vagy túl sok csapadék) – az étvágyat, a gyepgazdálkodást, illetve a tömegtakarmány-termesztést befolyásoló – idôjárási viszonyai állnak. Az STV alatti súlygyarapodást vizsgálva, három év 1. táblázat A korrigált borjúválasztási súlyok és az STV alatti súlygyarapodás változása 1999–2007 között (MCTE, 2007) Évek(2)

Értékelt tulajdonságok(1) 1999. 2000.

2001. 2002. 2003.

2004.

2005. 2006.

2007.

205. napos választási súly, kg(3)

268

230

241

224

250

228

235

246

253

Súlygyarapodás az STV idején, g/nap(4)

1553

1170

1304

1209

1654

1564

1539

1542

1529

Table 1. Change of weaning weights adjusted to 205th day of age in bull calves and daily weight gain during performance test between 1999–2007 (MCTE 2007) traits(1), years(2), weaning weight adjusted to 205th day of age, kg(3), weight gain during performance test, g/day(4)

510

–


kivételével (2000–2002), a fajtára jellemzô átlagos növekedési erélyt tapasztalhatunk (>1500 g/nap). E három évben több tenyészet alkalmazta az „intenzív” tesztelési módszer helyett az „edzô” vizsgálati módszert. A küllemi bírálati pontszámértékekre vonatkozóan (2. táblázat) elmondható, hogy 2004-tôl kezdve 2007-ig az átlagértékek mindhárom küllemi tulajdonságcsoportban növekedtek, ami egyben megerôsíti a küllemi bírálati pontozás fontosságát és eredményességét. 2. táblázat A fiatal bikaborjak küllemének alakulása 2004–2007 között (MCTE, 2007) Küllemi bírálati tulajdonságcsoportok(1)

n

2004. Átlag(5)

n

2005. Átlag(5)

n

2006. Átlag(5)

n

2007. Átlag(5)

Izomfejlettség, pontszám(2)

77

55,54

61

55,46

79

59,11

155

59,35

Vázfejlettség, pontszám(3)

77

52,49

61

55,14

79

56,67

155

56,96

Funkcionális tulajdonságok, pontszám(4)

77

54,55

61

55,70

79

57,09

155

58,55

Megjegyzés: A küllemi bírálat francia rendszerének bevezetésére 2004-ben került sor Table 2. Development of body conformation in young bull calves 2004–2007 between (MCTE 2007) group of traits of type classification(1), muscular development, score(2), skeletal development, score(3), functional aptitudes, score(4), mean value of traits(5)

A limousin tenyészbika-jelöltek (n=548) teljesítményeit értékelve, Tôzsér és mtsai (2003) kimutatták, hogy a 365. napra korrigált élôsúlyt – a születési hónap kivételével – minden más vizsgált tényezô szignifikánsan (P<0,001) befolyásolta (3. táblázat). A vizsgált években az élôsúly 481 kg-ról 524 kg-ra emelkedett. A 365. napra korrigált élôsúly az 5. ellésig nôtt, utána pedig csökkent. 3. táblázat A variancia-analízis eredményei a limousin tenyészbika-jelöltek esetében (Tôzsér és mtsai, 2003)

Hatások(1) Apa(7)

365. napra korrigált testsúly, kg(2)

Használati érték, pontszám(3)

Hosszúsági méretek, pontszám(4)

Szélességi méretek, pontszám(5)

Izmoltság, pontszám(6)

****

**

****

***

**

Év(8)

****

****

****

****

**

Születési hónap(9)

n.s.

n.s.

**

***

**

Ellési sorszám(10)

****

n.s.

n.s.

**

**

Anyatehén életkora(11)

****

n.s.

**

n.s.

n.s.

**=P<0,05; ***= P<0,01;****= P<0,001, n.s.= nem szignifikáns(12)

Table 3. Results of variance analyses in reference to Limousin sire candidates (Tôzsér et al, 2003) effects(1), body weight adjusted to 365th day of age(2), utility score(3), score for length(4), score for width(5), score for muscularity(6), sire(7), year(8), birth month(9), number of calving(10), age of suckling cow(11), non-significant(12)


511

A küllemi bírálati eredmények közül a használati értéket, ami a vizsgált években 69,6-rôl 65,5-re kismértékben csökkent, érdemben csak az apa és az évjárat hatása (P<0,05, P<0,001) módosította. A hosszúsági méretek alakulására csak az ellés száma nem volt hatással. A szélességi méretek és az izmoltság esetében – az anyatehén korának kivételével – minden más hatást igazolni (P<0,05) tudtak. A húsmarha STV eredményeinek értékelésekor problémaként jelentkezik – az eltérô ellési szezonok miatt – a különbözô idôpontokban választott bikaborjak teljesítményének összehasonlíthatósága. A választás elôtti körülmények és teljesítmények elemzése az STV teljesítmények értékelése szempontjából a következôk miatt fontos: – negatív környezeti korreláció létezik a választásig számított súlygyarapodás (növekedési erély) és az STV alatti súlygyarapodás között (Tong, 1982: –0,22 és –0,62; Renand, 1983: –0,23 és –0,54), tehát létezik a „kompenzációs növekedés” jelensége, vagyis az, hogy az az állat, amely gyenge növekedési eréllyel bírt az STV kezdetéig, a teszt alatt viszonylagosan jobban gyarapszik azon kortársaihoz képest, amelyek a választásig jobb környezeti körülmények között voltak; – bizonyított továbbá, hogy az STV kezdetekor mért súly és a végsúly között a fenotípusos korrelációk pozitívak: Kindhe és Person, 1969; Fimland, 1973; Lewis és Allen, 1974; Dutertre, 1975; Morris, 1981: rf= 0,4–0,9; Renand, 1983: rf= 0,8–0,9. Több külföldi kutató is javasolta ultrahangkészülék alkalmazását a húsmarhatartás gyakorlatában, a hizlalás befejezésének optimális idôpontja, illetve a vágóérték elôrejelzésére (Wilson 1992, Robinson és mtsai, 1993, Herring és mtsai 1994, Wilson és mtsai, 2000). Hazánkban is elindultak ilyen irányú vizsgálatok a húsmarhafajtákra vonatkozóan, amelyeket az alábbiakban összegzünk: – A charolais fajtában megállapították, hogy az azonos környezetben nevelt bikák (életkor: 545. nap) és üszôk (életkor: 540. nap) becsült rostélyos területe nem különbözött egymástól (86,4 cm2, ill. 80,2 cm2) (Tôzsér és mtsai, 2004). – A charolais fajtában – a nemzetközi eredményeket megerôsítve – Tôzsér és mtsai (2005) igazolták, hogy a szarvalt (n=13) és szarvatlan (n=23) tenyészbika-jelöltek vizsgált jellemzôi (pl. P8, m. longissimus dorsi területe, herekörméret) azonosak. – Különbözô fajtájú (n=51, angus, limousin, magyartarka, charolais és charolais x magyartarka keresztezett) hízóbikák különbözô testtájain (P8: far, Rump fat: far, Back fat thickness: rostélyos) mért bôralatti faggyúvastagsági adatok között hazánkban elsôként Török és mtsai (2007) számítottak összefüggéseket, pl. a P8 és a Rump fat eredmények közötti kapcsolat: r= 0,93, P<0,01. – Harangi és mtsai (2007) limousin, charolais, magyartarka x limousin, valamint magyartarka x charolais keresztezett, választás elôtt álló borjak (n=31, életkor: 165 nap, élôsúly: 188 kg) hosszú hátizom területe között szignifikáns eltérést nem tapasztaltak (42,35 cm2, 41,22 cm2, 39,99 cm2, 38,99 cm2; P>0,10). – Kovács és mtsai (2007) red angus anyatehenek (összesen n=106) kondíció változását értékelték a bôr alatti faggyúvastagság változásának mérésével. Megállapították, hogy a tehenek közepes kondícióban (háti faggyú vastagság: 3,49±0,57 cm) kezdték meg a legeltetési idényt, amely a nyári hónapokban

512

–


kismértékben leromlott (háti faggyú vastagság: 3,41±0,55 cm). Kondíciójuk szeptemberre azonban feljavult (háti faggyú vastagság: 3,82±0,51 cm). A háti faggyú vastagság és a tehén testsúlya között r=0,603 (P<0,001) korrelációs együtthatót számítottak az egész laktáció viszonylatában, de kimutatták, hogy kis idôintervallumon belül a két tulajdonság egymástól függetlenül változik. Harangi és mtsai (2008) charolais növendékbikákkal végzett vizsgálatában két ultrahangfelvétel elkészítésének ismételhetôségére a rostélyos keresztmetszet esetében R2= 0,961, a fartájéki faggyúvastagságnál (P8) pedig R2=0,910 értéket határoztak meg, összesen 360 mérés alapján.

Vizsgálatunk célja annak megállapítása, hogy milyen hatással van az ellési idôszak, ill. az eltérô charolais génarány az azonos környezetben (tartás és takarmányozás) felnevelt charolais tenyészbika-jelöltek teljesítményeire (növekedési kapacitás, súlygyarapodás, küllem, ultrahangos mérések eredményei: P8, rostélyos területe).

ANYAG ÉS MÓDSZER Vizsgálatainkat egy charolais tenyészetben végeztük, 2004. végén (október, november, december), ill. 2005. elején (január, február, március, április) született tenyészbika-jelöltekkel (n=31). A tenyészbika-jelöltek 18 apától származtak, bikánként 1–2 ivadékkal. A vizsgálatban résztvevô egyedek tartása és takarmányozása az ellési idôszak (ôszi, ill. téli, tavaszi) függvényében a választásig különbözô volt: ôszi ellés esetében a borjak kint születtek a legelôn. Az anya tején és a legelôfüvön kívül egyebet mindaddig nem kaptak, míg az elsô hó megjelenésével telelôkertbe nem kerültek. Ezt követôen a takarmányozásuk megegyezett a tél folyamán, vagy koratavasszal születô borjakéval. Téli, koratavaszi ellés esetén – a legelôre történô kihajtás elôtt – nagy telelôkertekben és részben istállóban (kötetlen tartástechnológia alkalmazásával), az anya megfelelô tejtermelését biztosító csemegekukorica csuhé szilázs, répaszelet, rétiszéna és 1 kg abrak/borjú/nap kiegészítés alkalmazása mellett kerültek elhelyezésre, míg a tavasszal, késôbb születô borjak a legelôn voltak. Az üzemi STV 21 napos adaptációs idôszak elteltével kezdôdött. A növendékbikák az üzemi STV-ben kiscsoportos (15–20 egyed), azonos tartási körülmények között, egységes takarmányozásban (abrakkeverék, kukoricaszilázs, széna) részesültek. A teljesítmény-vizsgálat során mért, ill. vizsgált jellemzôk, valamint a mérések gyakorisága az egyesület tenyésztési programjának megfelelôen történt (MCTE, 2007): – választási kor, nap, – választási súly, kg (mérés: elektromos digitális mérleg, Tru-test), – 205. napra korrigált súly, kg, – STV alatti súlygyarapodás, g/nap, – életnapi súlygyarapodás, g/nap, – 420. napra korrigált súly, kg, – P8, fartájéki faggyúvastagság, cm (mérés: Falco 100, Pie Medical ultrahangkészülék, lineáris fej: 18 cm, hullámhossz: 3,5 MHz), – rostélyos területe a 12–13. borda között, cm2 (mérés: Falco 100, Pie Medical ultrahangkészülék, lineáris fej: 18 cm, hullámhossz: 3,5 MHz),


–

513

lineáris küllemi bírálat (két, engedéllyel rendelkezô független bíráló eredményeinek átlagértéke): izomfejlettség, vázfejlettség, funkcionális tulajdonságok pontszámai (a lineáris tulajdonságok alapján 100 pontra átszámítva), valamint a kondíció bírálat (1–10 pont). Az ultrahangmérésekre az STV végén került sor.

A tenyészbika-jelöltek minôsítésére 2006. tavaszán – az ellés idôszakának figyelembe vételével – két alkalommal került sor: téli ellésûek (novemberi, decemberi, januári születésûek, n=12), tavaszi ellésûek (februári, márciusi, áprilisi születésûek, n=19). A két minôsítés között eltelt idô 38 nap. A charolais génarány tekintetében a következôképpen csoportosíthatók a vizsgált állatok: magas charolais génarányú (>96,1 % és <100 %) (jellemzôen magyartarka a fennmaradó génhányad), n=15, valamint fajtatiszta (100 %), n=16. Az adatokat IBM PC-re adaptált STATISTICA 4.5 programcsomaggal dolgoztuk fel. Az ellés idôszakának, a charolais génaránynak, valamint az elôbbi kettô kölcsönhatásának megállapítására – a vizsgált paraméterekre – többváltozós variancia-analízist (MANOVA, Type III) alkalmaztunk (fô hatások, független változók: ellési idôszak, génarány, ellési idôszak x génarány, függô változók: 205. napra korrigált választási súly, STV alatti súlygyarapodás, életnapi súlygyarapodás, 420. napra korrigált súly, P8, fartájéki faggyúvastagság, rostélyos területe, lineáris küllemi bírálat eredményei). Az átlagértékek közötti különbségek megállapítására, azonos egyedszám esetében, a legkisebb szignifikáns (P<0,05) különbségeket határoztuk meg (LSDtest), más esetekben a nem egyenlô egyedszámok esetében alkalmazható Tukey tesztet alkalmaztuk.

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉS A charolais tenyészbika-jelöltek (n=31) üzemi STV eredményeit a 4. táblázat összegzi. A növekedési kapacitásokat kifejezô korrigált élôsúly átlagadatok (257,5 kg, ill. 548 kg) a fajtára jellemzôek, kellô fejlettségre utalnak, ugyanakkor a minimum és a maximum értékek (pl. 420. napos súly: 389-657 kg) az egyedek közötti különbségekre világítanak rá. Ami az STV alatti súlygyarapodás színvonalát jelenti, ugyancsak a fajtára jellemzô átlagértéket (1656 g/nap) tapasztaltunk. A legintenzívebben gyarapodó egyed esetében (ENAR: 5758) ez az érték felülmúlta a 2 kg-ot (2131 g/nap). Mindezek arra utalnak, hogy a takarmányozás intenzitása lehetôvé tette a növendékbikák genetikai potenciáljának érvényre jutását. A 610 kg-os átlagos élôsúlyt meghaladó fejlettség esetén, a P8 érték 0,54 cm volt, ami természetesen nagyobb, mint Tôzsér és mtsai (2005) (charolais tenyészbika-jelöltek, szarvalt: 0,46 cm, n=13, szarvatlan: 0,47 cm, n= 23), illetve Török és mtsai (2007) (charolais és keresztezett hízók: 0,46 cm, n=12) által közölt eredmények, kisebb élôsúlyú egyedekre vonatkozóan (charolais tenyészbika-jelöltek, szarvalt: 469 kg, szarvatlan: 484 kg, charolais és keresztezett hízók: 469 kg). Megjegyzendô, hogy vizsgálatunkban a 29,6%-os CV% érték jelentôs varianciára utal. Ugyanakkor Harangi és mtsai (2008) kísérletében a sajátteljesítmény-vizsgálatukat zárt charolais bikák (n=20, életkor: 565 nap, élôsúly: 691

514

Domokos Zoltán és mtsai: CHAROLAIS TENYÉSZBIKA JELÖLTEK-VIZSGÁLATA 4. táblázat Charolais tenyészbika-jelöltek teljesítményei az STV minôsítéskor Tulajdonságok(1)

Átlagérték(2)

205. napra korrigált súly, kg(7)

257,5


548,0

Szórás(3)

CV%(4)

Minimum érték(5)

34,31

13,3

199

Maximum érték(6) 318

60,25

11,0

389

657

Életnapi súlygyarapodás, g/nap(9)

1296

109,15

8,4

1020

1482

STV alatti súlygyarapodás, g/nap(10)

1656

240,01

14,5

1101

2131

Életkor az UH méréskor, nap(11)

449,7

47,89

10,6

371

577

Élôsúly az UH méréskor, kg(12)

617,4

67,94

11,0

486

808

0,16

29,6

P8, fartájéki faggyúvastagság, cm(13)

0,54

0,25

1,05

Rostélyos területe, cm2(14)

94,1

11,52

12,2

68,5

112,0


61,9

7,63

12,3

48,3

75


58,4

5,85

10,0

50

73,3


60,4

4,70

7,8

50

70

5,9

0,47

8,0

Kondíció pontszám(18)

5,0

7,0

Table 4. Performances of Charolais young bulls at the end of performance test parameters(1), mean value(2), standard deviation(3), cv%(4), minimum value(5), maximum value(6), weight adjusted to 205th day of age, kg(7), weight adjusted to 420th day of age, kg(8), daily weight gain, g/day(9), daily weight gain during performance test, g/day(10), live age on ultrasound measurement, day(11), live weight on ultrasound measurement, kg(12), P8, subcutan fat thickness at the rump, cm(13), rib eye area, cm2(14), muscular development, score(15), skeletal development, score(16), functional aptitude, score(17), body condition score(18)

kg) fartájék bôralatti faggyúvastagsága csak 0,39 cm, míg a sajátteljesítmény-vizsgálatukat megkezdett növendékbikák (n=25, életkor: 306. nap, élôsúly: 368 kg) esetében ez az érték 0,27 cm volt. Ausztráliában már korábban a gyakorlat részévé vált a P8 mérése, pl. még kiállításokon is. Wolcott (2003) P8-ra vonatkozó vizsgálataiban a következô eredményeket kapta tinók esetében, vágás elôtt: angus (n=828, súly=497 kg, P8= 11,0 mm), hereford (n=329, súly=503 kg, P8=11,4 mm), murray grey (n=208, súly=479 kg, P8=9,7 mm), és shorthorn (n=214, súly=488 kg, P8=10,4 mm). Jelen méréseink során az átlagos rostélyos területe (94,1 cm2) ugyancsak nagyobb volt, mint Tôzsér és mtsai (2005) (charolais tenyészbika-jelöltek, szarvalt: 72,5 cm2, n=13, szarvatlan: 70,63 cm2, n=23), illetve Török és mtsai (2007) (charolais és keresztezett hízók: 82,3 cm2, n=12) tanulmányában. Ezzel szemben Harangi és mtsai (2008) eredménye (99,75 cm2, n=20), 691 kg élôsúlyú charolais bikák rostélyos területét mérve, érthetôen meghaladta az általunk kapott értéket. Amerikában hereford és tarentaise tehenektôl, valamint angus, charolais, salers, piemontaise és tarentaise x hereford bikáktól származó tinók vágási és húsminôségi jellemzôit értékelték (Anderson és mtsai, 1999). Megállapították, hogy az ultrahangos kép alapján mért rostélyos keresztmetszetek 73,0–88,2 cm2 között változtak. Ausztráliában, angus, hereford, murray grey és shorthorn fajtájú tinók esetében, méréseinknél kisebb rostélyos keresztmetszeteket állapítottak meg: 59,8–64,6 cm2 (Wolcott, 2003). Az ún. eladható termékek arányának (Percent retail beef yield: RBY%) elôre-


515

jelzésére Wolcott (2003) nagy létszámú egyedre (n=1930) kiterjedô elemzéseket végzett, a P8, a rostélyos területe, az élôsúly és a tenyészet x hizlalási és vágási körülmények figyelembe vételével. Eredményei alapján hangsúlyozza, hogy az alapmodell (tenyészet x hizlalási és vágási körülmények) önmagában már jelentôsen, 78%-ban magyarázza az ún. eladható termékek arányát. Ami az izomfejlettség, a vázfejlettség és a funkcionális tulajdonságok pontszámait illeti, mindhárom esetben a 31 egyed átlagértéke „közepes” teljesítményszintnek felel meg (60 pont körüli). Természetesen a pluszvariáns bikák esetében 70 pont feletti értékeket tapasztaltunk. A vizsgált egyedek fejlettségüknek megfelelô kondícióban voltak, amit az 5 pont feletti értékek bizonyítanak. Többváltozós variancia-analízis segítségével igazoltuk az összhatást az ellési idôszak (Wilks’ Lambda érték: ún. többváltozós F-érték, P<0,001) esetében, azonban a génarány és az interakció (Wilks’ Lambda érték, P>0,10) tekintetében ugyanezt már nem tudtuk kimutatni (5. táblázat). 5. táblázat A Wilks’ Lambda értékek hatásonként

Hatások(1) Ellési idôszak: 1. (téli ellés), 2. (tavaszi ellés)(5) Génarány: 1. (fajtatiszta: 100%), 2. (magas charolais génarányú: >96,1%)(6) Interakció: ellési idôszak x génarány(7)

Wilks’ Lambda érték(2)

Szabadságfok(3) (FG)

P érték(4)

df 1

df 2

0,075

12

16

0,001

0,409

12

16

n.s.

0,366

12

16

n.s.

Table 5. Values of Wilks’ Lambda by effects effects(1), value of Wilks’ Lambda(2), FG(3), significance (P) level(4), calving period (1st, 2nd)(5), gene ratio (1st: 100%, 2nd: >96,1%)(6), interaction: calving period x gene ratio(7)

Az ún. specifikus hatásokat elemezve, elsôként az ellési idôszakra vonatkozó eredményeket mutatjuk be a 6. táblázatban. Megfigyelhetô, hogy a 420. napra korrigált súlyt, az életnapi súlygyarapodást és az STV alatti súlygyarapodást is befolyásolta (P<0,001) az ellés idôpontja. A vizsgált fôhatás szerepét az életkor és a kondíció pontszám esetében szintén igazolni tudtuk (P<0,01). Meglepô, hogy az ultrahang mérések eredményei és a küllemi bírálati adatok tekintetében nem volt bizonyítható a vizsgált fôhatás befolyásoló szerepe (P>0,05). Az ellési idôszak szerinti két csoport egyedeinek átlagértékét a 7. táblázat tartalmazza. A másodikként (tavaszi ellésûek, 2. csoport) minôsített tenyészbika-jelöltek átlagos teljesítménye érdemben (P<0,05) felülmúlta az ôszi ellésûek (1. csoport ) eredményét a 420. napra korrigált súlyban (+82,7 kg), az életnapi súlygyarapodásban (+144,2 g), az STV alatti súlygyarapodásban (+349 g), valamint a kondíció pontszámban (+0,4 pont). A tavaszi ellésû egyedek átlagosan 55 nappal fiatalabbak voltak (P<0,05). Ezen kívül kisebb élôsúlyuk ellenére ultrahangos mérési eredményeik, valamint küllemi bírálati pontszámaik hasonlóak voltak a téli ellésûekhez. A hazai és külföldi irodalomban nem találtunk elemzéseinkhez hasonló hatásvizsgálatot, mellyel eredményeink összevethetôek lettek volna.

516

Domokos Zoltán és mtsai: CHAROLAIS TENYÉSZBIKA JELÖLTEK-VIZSGÁLATA 6. táblázat Az ellési idôszak és a génarány hatása a vizsgált jellemzôkre (MANOVA)

Független változó(1)

Függô változók(5)

Fôhatás: ellési idôszak 1.: téli ellés, 2.: tavaszi ellés(2)

Fôhatás: Fôhatás: génarány interakció 1.: fajtatiszta:100%, (ellési idôszak x 2.: magas charolais génarány)(4) génarányú: >96,1%(3)

P érték(6)

P érték(6)

P érték(6)


n.s.

n.s.

n.s.


****

n.s.

n.s.


****

n.s.

n.s.


****

n.s.

n.s.


***

n.s.

n.s.


n.s.

n.s.

n.s.


n.s.

***

n.s.


n.s.

**

n.s.


n.s.

n.s.

n.s.


n.s.

n.s.

n.s.


n.s.

n.s.

n.s.

**

n.s.

n.s.


**=P<0,05; ***= P<0,01;****= P<0,001, n.s.= nem szignifikáns(12)

Table 6. Effect of the calving period and gene ratio on characteristics by MANOVA independent variable(1), main effect: calving period: winter, spring(2), main effect: gene ratio 1st group (100%), 2nd group (>96,1%)(3), main effect: interaction (calving period x gene ratio)(4), dependent variables(5), significance level(6), as in table 4.(7–18)

Az ellési idôszak szerint csoportosított egyedek teljesítménye közötti különbségek arra utalhatnak, hogy a választás elôtti nevelés tartási és takarmányozási körülményei befolyásolhatják még az STV alatti teljesítményeket is. Ezt erôsítik a 8. táblázat korrelációs együtthatói, amely szerint a tavaszi ellésbôl származó tenyészbika-jelöltek 205. napra korrigált választási súlya és néhány vizsgált STV teljesítményparaméter között kedvezôbb volt az összefüggés, a téli ellésû egyedek együtthatóihoz viszonyítva. A 205. napra korrigált választási súly és az STV alatti súlygyarapodás között meghatározott negatív fenotípusos korrelációk a „kompenzáció” meglétére utalnak, ennek mértéke azonban a két csoport (téli ellés, tavaszi ellés) esetében eltérô (rf=-0,29, ill. rf=-0,61). A különbözô charolais génarány (fajtatiszta, 1. csoport: 100%, magas charolais génarányú 2. csoport: >96,1%) hatását is elemeztük a vizsgált teljesítményparaméterekre (6. táblázat). A MANOVA eredményei alapján látható, hogy a charolais génarány szerepét csak a fartájéki faggyúvastagság (P<0,01) és a rostélyos területe (P<0,05) esetében tudtuk bizonyítani, a többi jellemzônél nem. A 9. táblázat átlagértékei mutatják, hogy a fajtatiszta (1. csoport: 100%) egyedek teljesítménye több tulajdonságban, úgymint az STV alatti súlygyarapodás, az


517 7. táblázat

Az ellési idôszak szerinti csoportok teljesítményei Átlagérték±szórás(2) Csoportok: ellés idôpontja alapján(1) 1. téli ellés(3) Egyedszám, n(6)

2. tavaszi ellés(4)

Átlagérték közötti különbség; P érték(5)

12

19


243,4±27,56

266,4±35,80

n.s.


497,3±41,57

580,0±46,89

0,05


1208±81,82

1352±85,26

0,05


1442±147,89

1791±181,30

0,05


483,2±45,89

428,6±36,34

0,05


630,7±73,58

609,0±64,76

n.s.

0,53±0,13

0,55±0,18

n.s.


95,7±9,73

93,1±12,68

n.s.


60,8±7,93

62,6±7,58

n.s.


57,0±6,36

59,2±5,51

n.s.


60,2±5,38

60,5±4,38

n.s.

5,6±0,49

6,0±0,40

0,05



Table 7. Performances of groups by calving period groups by calving period(1), mean value±SD(2), 1st group: calving period, winter(3), 2nd group: calving period, spring(4), value (difference between mean values)(5), number of individuals, n(6), as in table 4.(7–18) 8. táblázat A 205. napra korrigált súly összefüggése (r) néhány STV jellemzôvel Ellési idôszak(1)

1. téli ellés(2)

2. tavaszi ellés (3)

Egyedszám, n(4)

12

19


0,19

0,62*

Életnapi súlygyarapodás, g/nap(6) STV alatti súlygyarapodás, g/nap(7) Élôsúly az UH méréskor, kg(8)

0,22

0,63*

–0,29

–0,61*

0,70*

0,81*

*=P<0,05

Table 8. Correlations between weight adjusted to 205th day of age and some traits of performance test calving period(1), 1st group: winter(2), 2nd group: spring(3), number of individuals, n(4), weight adjusted to 420th day of age, kg(5), daily weight gain, g/day(6), daily weight gain during performance test, g/day(7), live weight on ultrasound measurement, kg(8)

izomfejlettség és a kondíció pontszám (P>0,05), azonos volt a 2. csoport eredményeivel. Statisztikailag igazolható fölényt azonban csak a P8 értéket (+0,15 cm, P<0,05) és a rostélyos területét (+8,7 cm2, P<0,05) illetôen igazoltunk a fajtatiszta egyedek javára. Vélelmezzük, hogy a fentebb bemutatott különbségek a fajtatiszta és a magas charolais vérségû egyedek átlagértékei között részben magyarázhatóak a külön-

518

Domokos Zoltán és mtsai: CHAROLAIS TENYÉSZBIKA JELÖLTEK-VIZSGÁLATA 9. táblázat A génarány szerinti csoportok teljesítményei Átlagérték±szórás(2)

Csoportok: ellés idôpontja alapján(1) 1. fajtatiszta) 100%(3)

2. magas charolais génarányú: >96%(4)

16

15


248,0±34,64

267,6±32,03

n.s.


546,7±63,14

Egyedszám, n(6)

Átlagérték közötti különbség; P érték

549,4±59,19

n.s.


1298±117,52

1294±103,55

n.s.


1663±243,21

1648±244,81

n.s.


459,3±49,71

439,5±45,29

n.s.


630,9±75,79

603,0±57,52

n.s.


0,61±0,17

0,46±0,11

0,05


98,3±10,06

89,6±11,58

0,05


63,3±8,34

60,4±6,77

n.s.


57,1±5,37

59,7±6,23

n.s.


59,5±4,76

61,3±4,62

n.s.

5,8±0,41

n.s.


6,0±

Table 9. Performances of groups by gene ratio gene ratio(1), mean value±SD(2), 1st group (100%)(3), 2nd group (>96,1%)(4), value (difference mean values)(5), number of individuals, n(6), weight adjusted to 205th day of age, kg(7), as in table 4.(7–18)

bözô típusba (tenyésztôi, hentes, keverék) sorolható tenyészbikák eltérô mértékû alkalmazásával a napi tenyésztôi munka során (lásd. tenyészbikajelölt elôállítására szolgáló párosítás). A teljesítménykülönbségek okainak pontosabb feltárása lehetségesnek tûnik további vizsgálatokkal. A különbözô génarányú charolais tehenek teljesítményei közötti különbségek – a fajtatiszta egyedek javára – még a testméretek (marmagasság, farszélesség, ferde törzshosszúság, övméret) esetében is kimutathatóak (Tôzsér és mtsai, 2001). Az ellési idôszak x génarány interakció vizsgálatának eredményeit a 6. és 10. táblázatokban tüntetjük fel. A fenti interakció teljesítményre gyakorolt hatását egyetlen tulajdonság esetében sem tudtuk statisztikailag igazolni (P>0,05).


519 10. táblázat

A két fôhatás szerinti csoportok teljesítményei Fô hatások: ellési idôszak(1)

1. téli ellés(2)

2. tavaszi ellés(3)

1. fajtatiszta (100 %)(4)

2. magas charolais génarányú (>96,1 %)(4)

1. fajtatiszta (100 %)(4)

2. magas charolais génarányú (>96,1 %)(4)

Átlagérték ±szórás(5) 8





235,8±26,58

258,5±26,11

260,2±39,06

270,9±34,45


498,3±21,25

495,2±72,62

595,1±52,38

569,0±41,51


1222±70,51a

1180±106,55

1375±106,37a

1336±66,80


1490±111,89bc

1347±181,12

1837±212,92b

1757±156,60c

Génarány szerinti csoportok(4)

Egyedszám, n(6)


480,5±51,17d

488,5±39,44

438,1±40,63

421,7±33,12d


632,3±81,66

627,5±65,35

629,5±75,08

594,1±55,00

0,59±0,65

0,40±0,15

0,62±0,24

0,48±0,09

Rostélyos területe, cm (14)

99,9±3,99

87,1±12,77

96,7±13,95

90,5±11,64


59,7±8,43

62,9±7,50

66,8±7,04

59,5±6,63


54,7±5,94

61,6±4,91

59,5±3,65

59,1±6,72


59,0±4,81

62,5±6,45

60,0±5,00

60,9±4,07


5,7±0,46

5,5±0,58

6,2±0,46

5,9±0,30

P8, fartájéki faggyúvastagság, cm(13) 2

a, b, c, d: P<0,05 (szignifikáns eltérések az azonos betûvel jelölt értékek között)(19) Table 10. Performances of groups by two mean effects main effects: calving period(1), winter: 1st group(2), spring: 2nd group(3), groups by gene ratio: 1st group (100%), 2nd group (>96,1%)(4), mean value±SD(5), number of individuals, n(6), as in table 4. (7–18), significant differences between values signed with the same letter(19)

KÖVETKEZTETÉSEK ÉS JAVASLATOK –

–

Az ellési periódusból eredô, eltérô választás elôtti borjú tartási és takarmányozási körülmények még körültekintôen megszervezett STV-teszt esetében is teljesítménykülönbségeket eredményezhetnek, fôleg a növekedési kapacitás és a növekedési erély vonatkozásában. Ami a fajtatiszta és a magas charolais génarányú csoportok teljesítménykülönbségét illeti, csak a P8-ban (+0,15 cm, P<0,05) és a rostélyos területében (+8,7 cm2, P<0,05) igazoltuk a fajtatiszta egyedek fölényét. Tehát az eltérô génarány hatása még magas charolais génarány esetében is megnyilvánulhat.

520

– –


Elemzéseinkben az ellési periódus és a génarány interakcióját nem tudtuk igazolni a vizsgált teljesítménymutatókra. Az elôzôekben leírtakat – mint módosító tényezôket – szükségesnek tartjuk figyelembe venni (beépíteni) olyan BLUP alapú tenyészértékbecslési programokban, amelyeket az egyesület használ. IRODALOMJEGYZÉK

Anderson, D.C. – Kress, D.D. – Boss, D.C. – Davis, K.C. – Bailey, D.W. (1999): Comparison of carcass traits from calves by Angus, Charolais, Salers, Piedmontese, Tarantaise and Hereford sires. J. Anim. Sci., 77. (suppl), 134. Balázs F. (1995): Kézirat. Angus Kft. Bedô S. – Tôzsér J. (1996): Az angus, mint anyai partner. Magyar Mezôgazdaság, 51. 1. Bene Sz. (2007): Különbözô fajtájú húshasznú tehenek néhány értékmérôje azonos környezetben. PhD értekezés, Keszthely Bene Sz. – Balázs F. – Nagy B. – Lengyel Z. – Szabó F. (2005): Néhány tényezô hatása angus borjak választási súlyára. XLVII. Georgikon Napok és 15. ÖGA Találkozó, Keszthely Dutertre M. (1975): Modalités d’ application, bilan et analyse du contrôle individuel des taureaux utilisés en insémination artificielle. Mémoire fin d’ étude I.S.A., Beauvais, 33. Fimland E.A. (1973): Estimates of phenotypic and genetic parameters for growth characteristics of young potential A.I. Bulls. Acta. Agric. Scand., 23, 209–216. Harangi S. – Béri B. – Czeglédi L. (2008): Ultrahangos méréstechnika reprodukálhatóságának vizsgálata növendék bikáknál. Acta Agraria Debreceniensis (megjelenés alatt) Harangi S. – Czeglédi L. – Béri B. (2007): Különbözô genotípusú húsmarha borjak növekedési jellemzôinek vizsgálata. XLIX. Georgikon Napok, Keszthely Herring, W.O. – Miller, D.C. – Bertrand, J.K. – Benyshek, L.L. (1994): Evaluation of machine, technician, and interpreter effects on ultrasonic measures of backfat and longissimus muscle area in beef cattle. J. Anim. Sci., 72. 2216–2226. Jakubec, V. – Riha, J. – Golda, J. – Majzlík, I. (2000): Analysis of factors affecting pre- and postweaning traits of Angus calves in the Czech Republic. 51st Ann. Meeting of EAAP, The Hague Komlósi I. (1999): Habilitációs tézis. Debrecen. 13–14. Kovács A. – Szûcs E. – Völgyi Csík J. (1993): A tenyészkörzet, az évszak és az ivar szerepe a limousin borjak választási teljesítményében. Állattenyésztés és Takarmányozás, 42. 2. 117–130. Kovács A.Z. – Papp R. – Zsoldos R. – Véghseô R. – Szabari M. (2007): A kor és a termelés hatása red angus anyatehenek háti faggyú vastagságára. Acta Agraris Kaposváriensis, 11. 1. 9–21. Kindhe D.E. – Person J. (1969): Performace testing and progeny testing of bulls for beef production in Sweden. 20th Ann. Meeting of EAAP, Helsinki Lengyel Z. (2005): Húshasznú borjak választási eredményét befolyásoló környezeti és genetikai tényezôk. Doktori Értekezés (Ph.D) Keszthely, 107. Lengyel Z. – Szabó F. – Komlósi I. (2001): Effects of year, season, number of calving and sex on weaning performance of Hungarian Simmental beef calves. 52nd Ann. Meeting of EAAP, Com. Amin. Gen., Budapest Lewis W.H.E. – Allen D.M. (1974): Performance testing for beef characteristics. 1st World Congr. on Genet. Appl. to Livest. Prod., Madrid, (7–18), 1, 671–679. Mascioli, A.S. – Silveira, J.C. – McManus, C. – Silva, L.O.C. – Silveira, A.C. (2002): Environmental factors on production and reproduction traits in Nelore herd in Matto Grosso do Sul state, Brazil. VII. World Congr. Genet. Appl. Livest. Prod., Montpellier MCTE (2007): www.charolais.hu (2007. 12. 15.) Morris C.R. (1981): Herd effects on the growth of beef bulls from different sources tested together under grazing conditions. N.Z.J. Agric. Res., 24. 11–20. Nagy B. – Bodó I. – Gera I. – Lengyel Z. – Török M. – Szabó F. (2004): Magyar szürke szarvasmarha állományok választási eredményei. Állattenyésztés és Takarmányozás, 53. 6. 503–513. Nagy N. (1986): Adatok a húshasznú tenyészbika-jelöltek sajátteljesítményeinek értékeléséhez. Állattenyésztés és Takarmányozás, 35. 4. 305–310.


521

Nagy N. – Tôzsér J. – Kisgergelyné Király A. (1988): Adatok a húshasznú szarvasmarha tenyészvonalak teljesítményeihez és jelentôségükhöz. Állattenyésztés és Takarmányozás, 37. 4. 305–315. Nelsen, T.C. – Kress, D.D. (1981): Additive and multiplicative correction factors for sex and age of dam in beef cattle weaning weight. J. Anim. Sci., 53. 5. 1217–1224. OMMI (1997–2001): A szarvasmarha-tenyésztés eredményei. Budapest Renand J. (1983): Analyse de la variabilié de la croissance et de ses composantes chez les bovins, consequences pour l’amélioration génétique des aptitudes boucheres. These de docteure, INRA– Paris–Grignon, 213. Robinson, D.L. – Hammond, K. – Mcdonald, C.A. (1993): Live animal measurement of carcass traits: estimation of genetic parameters of beef cattle. J. Anim. Sci., 71. 1128–1135. Szabó F. (1983): A különbözô lápterületi gyepeken tartott eltérô génarányú hereford szarvasmarha populációk összehasonlító vizsgálata. Kandidátusi értekezés, Keszthely. Szabó F. – Bene Sz. – Nagy L. – Erdei I. – Márton D. – Török M. – Lengyel Z. (2005): Néhány tényezô hatása a húshasznú borjak választási súlyára. Állattenyésztés és Takarmányozás, 54. 1. 15. Szabó F. – Domokos. Z. – Lengyel Z. – Zsuppán Zs. – Bene Sz. (2007b): Charolais borjak választási eredménye. 1. Közlemény: Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56. 3. 213–223. Szabó F. – Füller I. – Fördôs A. – Keller K. – Nagy B. – Nagy L. – Bene Sz. (2006): Húshasznú magyartarka borjak választási eredménye. 1. Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55. 4. 333–342. Szabó F. – Márton J. – Bene Sz. (2007a): Angus borjak választási eredménye. 1. Közlemény: Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56. 1. 9–19. Szuromi A. (1986): A magyartarka és a hereford fajta reciprok keresztezésébôl származó borjak választási eredménye. Állattenyésztési és Takarmányozási Kutatóközpont Közleményei, 65–66. Tong A.K.W. (1982): Effects of initial age and weight on test daily gains of station tested–bulls. Can.J.Anim. Sci., 62., 671–678. Török M. – Kocsis Gy. – Bene Sz. – Kiss B. – Farkas V. – Szabó F. (2007): Hízóbikák különbözô testtájain ultrahanggal mért bôralatti faggyúvastagsága és azok összefüggései. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56. 2. 117–124. Tôzsér J. – Balika S. – Bedô S. – Kovács A. – Gábrielné Tôzsér Gy. – Mihályfi I. (1997): Limousin tenyészbika-jelöltek sajátteljesítmény vizsgálati eredményeinek értékelése fôfaktor–analízissel. Állattenyésztés és Takarmányozás, 46. 6. 493–498. Tôzsér J. - Balika S. - Komlósi I. - Völgyi-Csík J. (2003): Estimation de l’ héritabilité des paramètres sur les taurillons de la race Limousine. 10emes Rencontres Recherches Ruminants, Paris, INRA-Institut de l’Élevage, 201. p. Tôzsér J. – Dobra L. – Domokos Z. – Kertész I. – Zsoltész S. (1996): Charolais borjak választási teljesítményének értékelése egy törzstenyészetben. Állattenyésztés és Takarmányozás, 45. 6. 349–357. Tôzsér J. – Domokos Z. – Alföldi L. – Holló G. – Rusznák J. (2001): Különbözô génarányú charolais tenyészet teheneinek testméretei. Állattenyésztés és Takarmányozás, 50. 1. 15–22. Tôzsér J. – Domokos Z. – Bujdosó M. – Szentléleki A. – Bakus G. – Zándoki R. – Minorics R. (2004): Hosszú hátizom területének mérése real-time ultrahangkészülékkel a charolais fajtában. Acta Agraria Kaposváriensis, 8. 2. 11–21. Tôzsér J. – Domokos Z. – Bujdosó M. – Wolcott M.L. (2005): Szarvalt és szarvatlan charolais tenyészbikajelölteken a hosszú hátizom területének és a far bôr alatti faggyúvastagságának értékelése real–time ultrahangkészülékkel. Magyar Állatorvosok Lapja, 127. 3. 131–138. Tôzsér J. – Nagy N. – Várszegi J. (1992): Magyartarka tenyészbika-jelöltek herekörméretének értékelése és szelekciós indexbe történô beépítése. Állattenyésztés és Takarmányozás, 41. 3. 203–211. Wilson, D.E. (1992): Application of ultrasound for genetic improvement. J. Anim. Sci., 70. 3. 973–983. Wilson, D.E – Rouse, G.H. – Haya, C.L. – Hassen, A. (2000): Carcass expected progeny differences using real-time ultrasound measures from developing Angus heifers. Ann. Meet. ADSA-ASAS, Baltimore, Maryland, J. Anim. Sci., 78. (suppl) 58. Wolcott, M.L. (2003): The prediction of percent retail beef yield from live animal ultrasound measurements. Thesis of Master of Rural Sciences, The University of New England, Armidale, Australia, 126. Zándoki R. – Balázs F. – Márton I. – Tôzsér J. (2003): Az angus fekete és vörös színváltozatának választási teljesítményei egy tenyészetben. Állattenyésztés és Takarmányozás, 52. 3. 203–213.

522 Érkezett: Szerzôk címe: Authors’ address:

Domokos Zoltán és mtsai: CHAROLAIS TENYÉSZBIKA JELÖLTEK-VIZSGÁLATA 2008. január Domokos Zoltán: Magyar Charolais Tenyésztôk Egyesülete, National Association of Hungarian Charolais Cattle Breeders 3525 Miskolc, Vologda u. 3. Tôzsér János – Szentléleki Andrea: Szent István Egyetem, Mezôgazdaság- és Környezettudományi Kar Állattenyésztés-tudományi Intézet, Szarvasmarha- és Juhtenyésztési Tanszék, Szent István University, Faculty of Agricultural and Environmental Sciences 2103 Gödöllô, Páter Károly u. 1. Török Márton: Pannon Egyetem, Georgikon Mezôgazdaságtudományi Kar Állattudományi és Állattenyésztéstani Tanszék, University of Pannonia, Georgikon Faculty of Agriculture 8360 Keszthely, Deák F. u. 16. Bujdosó Márton: Charolais Kft., Charolais Ltd. 6050 Lajosmizse, Dózsa Gy. u. 106.


523

AZONOS KÖRÜLMÉNYEK KÖZÖTT HIZLALT, KÜLÖNBÖZÔ GENOTÍPUSÚ NÖVENDÉK BIKÁK HIZLALÁSI ÉS VÁGÁSI EREDMÉNYE* SZABÓ FERENC – FEKETE ZSUZSANNA – FÖRDÔS ATTILA – ZSUPPÁN ZSUZSA – KANYAR ROLAND – TÖRÖK MÁRTON – POLGÁR J. PÉTER – BENE SZABOLCS

ÖSSZEFOGLALÁS A szerzôk 40, különbözô fajtájú, illetve genotípusú – red angus (RA), magyar tarka (MT), limousin (LI), valamint magyar tarka x charolais (MT x CH) – hízóbika hizlalási és vágási eredményét értékelték. A vizsgált egyedeket a Hubertus Bt. sáripusztai hízómarha telepén, azonos körülmények között hizlalták, majd 2006. végén, 19–21. hónapos életkorban a KO-BOR Hús Kft. jászszentandrási vágóhídján vágták le. A munka során felvett adatokat egytényezôs varianciaanalízissel, korrelációszámítással és regresszió-analízissel értékelték. A hizlalási paraméterek esetén nem voltak szignifikáns különbségek a genotípusok között. A hizlalás alatti napi súlygyarapodás tekintetében a sorrend RA (1,333 kg/nap), MT (1,282 kg/nap), MT x CH (1,282 kg/nap), LI (1,169 kg/nap), míg élôtömeg-termelésben LI (1,194 kg/nap), MT x CH (1,134 kg/nap), MT (1,133 kg/nap), RA (1,121 kg/nap) volt, nagyon kis különbségekkel. A vágási mutatókban viszont statisztikailag igazolható (P<0,05, ill. P<0,01) különbségeket találtak. A bikák közti sorrend a vágási% tekintetében MT x CH (59,16%), LI (58,70%), MT (56,99%), RA (56,61%), a vágott féltestek összsúlya tekintetében MT x CH (399,8 kg), LI (372,4 kg), MT (369,8 kg), RA (354,4 kg), míg az EUROP izmoltság tekintetében LI (U-), MT x CH (U-, ill. R+), RA (R), MT (R) volt. Az ultrahanggal mért rostélyos keresztmetszetben a fajták között nem találtak statisztikailag igazolható különbséget (LI 111,31 cm2; MT x CH 108,46 cm2; RA 102,86 cm2, MT 102,73 cm2). A vágás után, planiméterrel mért rostélyos-keresztmetszetek szignifikánsan különböztek, a sorrend LI (115,68 cm2), MT x CH (106,43 cm2), MT (101,68 cm2), RA (98,22 cm2) volt. A két módszerrel mért adatok között szoros pozitív korrelációt kaptak (r = 0,83; P<0,01).

SUMMARY Szabó, F. – Fekete, Zsuzsanna, Ms. – Fördôs, A. – Zsuppán, Zsuzsa, Ms. – Kanyar, R. – Török, M. – Polgár, J. P. – Bene, Sz.: GROWTH AND SLAUGHTER VALUE OF YOUNG FATTENING BULLS OF DIFFERENT GENOTYPES FED IDENTICAL FEEDING REGIMEN Fattening and slaughter results of 40 young bulls from different breeds (purebred Red Angus (RA), Hungarian Simmental (MT), Limousin (LI), together with crossbred Hungarian Simmental x Charolais (MT x CH)) were evaluated. The examined animals were fattened in identical environments in the fattening yard of Hubertus Lp. At the end of 2006, at 19 – 21 months of age, the bulls were slaughtered and processed at the abattoir of KO-BOR Meet Ltd. at Jászszentandrás. The one-way ANOVA, moreover correlation and regression analyses were used for the evaluation the database of fattened and slaughtered bulls. No significant differences were found in evaluated fattening parameters between genotypes. The order of bulls in daily gain during the fattening period were as follows: RA (1.333 kg/day), MT (1.282 kg/day), MT x CH (1.282 kg/day), LI (1.169 kg/day), in live weight production LI (1.194 kg/ day), MT x CH (1.134 kg/ day), MT (1.133 kg/ day), RA (1.121 kg/ day), respectively, with small differences. However, significant differences (P<0.01, P<0.05) were found in evaluated slaughter parameters between genotypes. The killing out value of bulls were the following: MT x CH (59.16%), LI (58.70%), MT (56.99%), RA (56.61%); the total weight of half carcasses MT x CH (399.8 kg), LI (372.4 kg), MT (369.8 kg), RA (354.4 kg); and the EUROP muscle point LI (U-), MT x CH (U-, ill. R+), RA (R), MT (R), respectively. No significant differences were found in the ribeye area measured with ultrasound-equipment between the genotypes (LI 111.31 cm2; MT x CH 108.46 cm2; RA 102.86 cm2, MT 102.73 cm2). The ribeye area with measured with a planimeter at the slaughter house, with showed that the differences between the genotypes were significant (P<0.01). The order of bulls was as follows: LI (115.68 cm2), MT x CH (106.43 cm2), MT (101.68 cm2), RA (98.22 cm2). The correlation between data measured with the ultrasound method and planimeter method was positive and strong (r = 0.83; P<0.01). * A munkát az NKFP4-025/2005. támogatta

524

Szabó és mtsai: NÖVENDÉK BIKÁK HIZLALÁSI ÉS VÁGÁSI EREDMÉNYEI

BEVEZETÉS ÉS IRODALMI ÁTTEKINTÉS A marhahizlalás hazánkban évszázadokon keresztül fontos exportorientált ágazatnak számított. Napjainkban azonban gazdaságaink viszonylag kevés állatot hizlalnak, mivel a húshasznú állományokból származó választott borjak nagy része, mint hízóalapanyag elhagyja az országot, és külföldön kerül hizlalásra, majd vágásra. Ebbôl adódóan csak nagyon kevés a tapasztalatunk az utóbbi idôben a különbözô fajtájú, genotípusú és ivarú marhák hizlalási és vágási teljesítményérôl. Ilyen információk pedig az egyes fajták jobb megítéléséhez hasznosak lennének. A különbözô genotípusú hízómarhák hizlalás alatti teljesítményével, vágási és kitermelési mutatóival, illetve az ezek során ultrahang-készülékkel mért tulajdonságaival számos külföldi és hazai kutató foglalkozott (Price és mtsai, 1958; Bárczy és mtsai, 1963; Balika és Somogyi, 1971; Nagy Z-né és mtsai, 1981; Bozó és mtsai, 1989; 1991; Enyedi és Kovács, 1989, 1990; Perry és mtsai, 1989; Buckley és mtsai, 1990; Várhegyi és mtsai, 1990; Perkins és mtsai, 1992; Smith és mtsai, 1992; Waldner és mtsai, 1992; Szabó és mtsai, 1993; Bölcskey és mtsai, 1996; Ender és mtsai, 1997; May és mtsai, 2000; Sárdi és mtsai, 2001; Szücs és mtsai, 2001; Bjelka és mtsai, 2002; Szücs, 2002; Crews és mtsai, 2003; Greiner és mtsai, 2003; Holló és mtsai, 2005; Tôzsér és mtsai, 2005ab; Yang és mtsai, 2006; Domokos és mtsai, 2007; stb.). A fenti forrásmunkák eredményeit korábbi munkáinkban (Polgár és mtsai, 2005; Török és mtsai, 2007, 2008; Bene és mtsai, 2008) részletesen bemutattuk, így azokat itt nem részletezzük. Jelen vizsgálatunk célja azonos körülmények között hizlalt, különbözô genotípusú hízóbikák hizlalási, vágási és ultrahang-készülékkel mért teljesítményének értékelése, és szakirodalmi adatokkal való összevetése volt.

ANYAG ÉS MÓDSZER Munkánk során 40, különbözô fajtájú, illetve genotípusú – red angus (RA), magyar tarka (MT), limousin (LI), valamint magyar tarka x charolais (MT x CH) – hízóbika hizlalási és vágási eredményét értékeltük. A vizsgált egyedek 2006. januárjában kerültek a Hubertus Bt. sáripusztai hízómarha telepére, ahol az állatokat teljesen azonos körülmények között, azonos takarmányozással hizlalták. A Hubertus Bt. 1200 férôhelyes, mélyalmos, kötetlen, csoportos tartási rendszerû telepén tömegtakarmányokra alapozott hizlalási módszert alkalmaznak, rendszerint silókukorica, rozs és cirok szilázst, valamint nedves répaszeletbôl készült szilázst is etetnek. Abraktakarmányként elsôsorban roppantott nedves kukoricát, ritkán gabonaféléket is használnak. A kísérleti állatokat genotípusonként külön helyezték el, de a csoportok azonos összetételû takarmányt kaptak. A bikák napi fejadagja 5–12 kg kukorica szilázs, 8–12 kg cukorrépaszelet, 4–6 kg roppantott kukorica, 1–2 kg repcedara, illetve 0,1 kg premix volt. A csoportok takarmányadagját és takarmány-összetételét az életkor és az élôsúly figyelembe vételével kéthetente módosították. A bikákat 2006. végén, 19–21. hónapos életkor között a KO-BOR Hús Kft. jászszentandrási vágóhídján, a szállítás napján vágtuk le.


525

A hizlalási paraméterek közül a beállításkori élôsúlyt és életkort, a ráhizlalt súlyt, a hizlalási végi súlyt, illetve az – ezek alapján számított – hizlalás alatti súlygyarapodást és élôtömeg termelést vizsgáltuk. Az állatokat közvetlenül a szállítás elôtt mérlegeltük és ezt az adatot tekintettük a hizlalási végsúlynak. A hizlalás alatt öt alkalommal mértük az élôsúlyt, az adatokat koordinátarendszerben ábrázoltuk, majd mind a négy genotípus esetén lineáris regresszió-analízis segítségével becsültük a hizlalás alatti növekedés ütemét. A vágási eredmények vizsgálatakor a vágási súlyt – súly közvetlenül a vágás elôtt –, a vágásig mért veszteséget, a vágott féltestek összsúlyát, a vágási %-ot, az EUROP izmoltsági pontot (az „E” kategóriát jelöltük 1-essel, a „P” kategóriát 5össel), valamint az EUROP faggyússági pontot (1–5 között, ahol az 1-es a legsoványabb, az 5-ös pedig a legfaggyúsabb) értékeltük. A láb, bôr, fej, nyelv, vesefaggyú, valamint a belsôségek (tüdô, máj, lép, vese, szív) súlyát, illetve ezek vágási súlyhoz viszonyított %-os arányát is meghatároztuk. Néhány értékelt paraméter számításának módját az 1. táblázatban mutatjuk be. 1. táblázat A hizlalási, ill. vágási mutatók számításának módja Mutató (1) Hizlalási idô (nap) (3) Ráhizlalt súly (kg) (4) Hizlalás alatti súlygyarapodás (kg/nap) (5) Élôtömeg termelés (kg/nap) (6) Veszteség a vágásig (kg) (7) Vágási % (8)

A számítás módja (2) Életkor a hizlalás végén – beállításkori életkor (9) Hizlalási végsúly – beállításkori súly (10) Ráhizlalt súly / hizlalási idô (11) Hizlalási végsúly / életkor a hizlalás végén (12) Hizlalási végsúly – vágási súly (13) Vágott féltestek összsúlya / vágási súly (14)

Table 1: The way of calculation of fattening and slaughter parameters parameter (1); way of calculation (2); length of fattening (day) (3); gain during the fattening (kg) (4); daily gain during the fattening (kg/day) (5); live weight production (kg/day) (6); loss to slaughtering (kg) (7); killing out (%) (8); age at the end of fattening – age at start of the fattening (9); final weight – initial weight (10); gain during the fattening / length of fattening (11); final weight / age at the and of fattening (12); final weight – slaughter weight (13); total weight of half carcasses / slaughter weight (14)

A bôr alatti faggyú vastagságát (P8), a rostélyos keresztmetszetét, valamint a márványozottságot, Falco 100 real-time ultrahang-készülékkel (továbbiakban ultrahanggal), 18 cm-es, 3,5 MHz-es lineáris mérôfejjel mértük. Az adatokat a Tôzsér és mtsai (2005b), valamint Török és mtsai (2008) munkájában leírt mérési pontokon vettük fel. Csontozáskor a rostélyost körberajzoltuk, a területét planiméterrel is (3 alkalommal mérve, majd átlagolva) meghatároztuk. A márványozottságot az Egyesült Államokban alkalmazott 1–5 skála szerint pontoztuk. Az ultrahanggal élô állapotban mért, valamint a vágás után mért eredményeket összehasonlítottuk. A fenti paramétereket folytonos változók esetén egytényezôs varianciaanalízissel (F-próba), diszkrét változók és százalékos értékek esetén pedig chi2 próbával értékeltük. A különbözô hizlalási, vágási és ultrahanggal mért mutatók között korrelációs értékeket határoztunk meg. Az adatok elôkészítését Microsoft Excel 2003 programmal, az adatok kiértékelését pedig az SPSS 9.0 (1998) statisztikai programcsomaggal végeztük el.

526


EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A 2. táblázatban a hizlalási eredményeket mutatjuk be. A genotípusok között egyik hizlalási paraméter esetén sem találtunk 5%-on szignifikáns különbségeket. 2. táblázat A növendék hízóbikák hizlalási eredményei Genotípus (1)*

RA

MT

LI

MT x CH

Állatlétszám (2)

10

10

10

10

Beállításkori életkor (nap) (3)

Χ

265

250

254

277

s

16,16

47,72

71,84

46,78

cv%

6,10

19,09

28,28

16,89

232

265

271

261

s

14,62

37,64

56,28

22,76

cv%

6,30

14,21

20,75

8,73

413

411

383

433

s

43,84

64,90

36,39

32,35

cv%

10,61

15,78

9,49

7,47

1,333

1,282

1,169

1,282

s

0,14

0,20

0,11

0,10

cv%

10,61

15,78

9,49

7,47

575

571

582

615

s

16,16

47,72

71,84

46,78

cv%

2,81

8,35

12,35

7,61

645

676

655

694

41,54

41,78

50,82

42,34

Χ

Beállításkori súly (kg) (4)

Χ

Ráhizlalt súly (kg) (5)

Χ

Hizlalás alatti súlygyarapodás (kg/nap) (6)

Χ

Életkor a hizlalás végén (nap) (7)

Χ

Hizlalási végsúly (kg) (8)

s cv%

Élôtömeg termelés (kg/nap) (9)

Χ

6,44

6,18

7,76

6,10

1,121

1,194

1,133

1,134

s

0,06

0,15

0,09

0,10

cv%

5,62

12,65

7,89

9,21

P NS

NS

NS

NS

NS

NS

NS

* RA = red angus; MT = magyar tarka (10); LI = limousin; CH = charolais Table 2: Fattening results of the bulls genotype (1); number of animals (2); age at starting of the fattening (3); initial weight (4); gain during the fattening (kg) (5); daily gain during the fattening (kg/day) (6); age at the end of fattening (day) (7); final weight (kg) (8); live weight production (kg/day) (9); Hungarian Simmental (10)

A genotípusok közötti sorrend a hizlalás alatti napi súlygyarapodás tekintetében RA (1,333 kg/nap), MT (1,282 kg/nap), MT x CH (1,282 kg/nap), LI (1,169 kg/nap), míg élôtömeg-termelésben LI (1,194 kg/nap), MT x CH (1,134 kg/nap), MT (1,133 kg/nap), RA (1,121 kg/nap) volt, nagyon kis különbségekkel. A kapott eredmények a magyar tarka fajta esetén jobbak, mint amit munkájuk során Bárczy és mtsai (1963) tapasztaltak, viszont rosszabbak annál, amit Balika és Somogyi (1971) kaptak eredményül. A red angus bikák hizlalás alatti súlygyarapodása mintegy 0,3 kg/nappal nagyobb volt annál, mint amit munkájuk során Polgár és mtsai (2005) tapasztaltak. A szakirodalmi adatokkal (Buckley és mtsai, 1990; Bozó és mtsai, 1991; Bjelka és mtsai, 2002; stb.) összevetve a vizsgálatban szereplô bikákat a forrásmunkák-


527

ban közölt értékeknél nagyobb súlyra hizlaltuk. A sorrend ebben a tulajdonságban MT x CH (694 kg), MT (676 kg), LI (655 kg), RA (645 kg) volt. A hizlalás alatti növekedést jellemzô függvényeket a 3. táblázat tartalmazza. Mind a négy genotípus esetén lineáris összefüggést találtunk a hizlalási idô és az élôsúly között, az illeszkedési (R2) értékek 99% felettiek voltak. Az egyes mérési alkalmakkor mért súlyok között nem volt statisztikailag kimutatható különbség a genotípusok között, azaz azonos körülmények között, azonos takarmányon hizlalva, a hizlalás alatti növekedés ütemét hasonlónak tekinthetjük. Az öt mérési alkalom során felvett súlyadatokat, és az azok közti különbségeket az 1. ábra szemlélteti. 3. táblázat A fajták növekedési függvényei a hizlalás alatt Fajta (1) Red Angus Magyar tarka (4) Limousin Magyar tarka x charolais

Függvény (2) yˆ = 1,3419x + 234,68 yˆ = 1,3248x + 260,46

Illeszkedés (R2) (3)

yˆ = 1,2123x + 266,59 yˆ = 1,3658x + 255,35

0,997

0,999 0,999 0,996

yˆ = élôsúly (kg); x = hizlalás napja (kezdô nap = 0) (nap) (5) Table 3: The growth equations of the genotypes during the fattening breed (1); equation (2); fitting (3); Hungarian Simmental (4); y = live weight (kg), x = days of fattening (starting day = 0) (5) 1. ábra. Az élôsúly változása a hizlalás alatt

kg

800 700 600 500 400 300 200 100 0 0

77

176

265

310

Hizlalási napok (1) Red angus

Magyar tarka (2)

Limousin

Magyar tarka x charolais

Figure 1: The live weight changes during the fattening days of fattening (1); Hungarian Simmental (2)

A 4., 5. és 6. táblázatokban a vágási eredmények láthatók. A legtöbb mutatóban szignifikáns (P<0,01, ill. P<0,05) különbségeket találtunk a genotípusok között. A legnagyobb hizlalási végsúlyt a magyar tarka x charolais bikák érték el (694 kg), ennek megfelelôen ezek vágódtak a legnagyobb súlyban (676 kg).

528


A vágásig mért legnagyobb veszteség értékeket (27,5 kg, ill. 4,05%) a magyar tarka egyedek mutatták. A red angus-ok veszteség értékei hasonlóak ahhoz, mint amirôl Polgár és mtsai (2005) számoltak be. A vágott féltestek összsúlya tekintetében a genotípusok közti sorrend MT x CH (399,8 kg), LI (372,4 kg), MT (369,8 kg), RA (354,4 kg) volt. A magyar tarka és a red angus bikák esetében a hasított féltestek összsúlya nagyobb annál, mint amit Balika és Somogyi (1971), Bozó és mtsai (1991), valamint Polgár és mtsai (2005) mértek. A magyar tarka eredménye hasonló, azonban a magyar tarka x charolais súlya kisebb annál, mint amit Bárczy és mtsai (1963) tapasztaltak. A vágási% tekintetében a bikák közötti sorrend a következô volt: MT x CH (59,16%), LI (58,70%), MT (56,99%), RA (56,61%). A charolais apaságú bikák nagyobb vágási%-ot értek el, mint a red angus, a magyar tarka és a limousin. A kapott értékek egy kivétellel (MT x CH, ez nagyobb) kisebbek annál, mint amit Bárczy és mtsai (1963), Balika és Somogyi (1971), Nagy Z-né és mtsai (1981) valamint Bozó és mtsai (1991), tapasztaltak. 4. táblázat Vágási eredmények 1. Genotípus (1)*

RA

MT

LI

MT x CH

Állatlétszám (2)

10

10

10

10

Vágási súly (kg) (3)

Χ

627

649

634

676

s

39,53

38,42

49,01

44,99

cv%

6,31

5,92

7,73

6,66

18,6

27,5

20,7

17,9

s

8,87

6,24

1,83

5,74

cv%

47,70

22,69

8,83

32,09

2,87

4,05

3,16

2,61

s

1,34

0,79

0,63

0,90

cv%

46,58

19,58

19,94

34,44

354,4

369,8

372,4

399,8

s

18,20

24,12

35,37

23,28

cv%

5,14

6,52

9,50

5,82

Χ

Veszteség a vágásig (kg) (4)

Χ

Veszteség a vágásig (%) (4)

Χ

Vágott féltestek összsúlya (kg) (5)

Vágási % (6)

Χ

56,61

56,99

58,70

59,16

s

1,63

1,60

2,05

0,80

cv%

2,87

2,81

3,48

1,35

2,8

2,9

2,3

2,5

s

0,42

0,32

0,48

0,53

cv%

15,06

10,90

21,00

21,08

2,0

1,5

1,4

1,2

s

0,00

0,53

0,52

0,42

cv%

0,00

35,14

36,89

35,14

Χ

EUROP izom (pont) (E = 1) (7)

Χ

EUROP faggyú (pont) (8)

P

SzD5%

NS

NS

<0,01

5,61

<0,01

–

<0,01

23,50

<0,01

–

<0,05

–

NS

–

* RA = red angus; MT = magyar tarka (9); LI = limousin; CH = charolais Table 4: The slaughter results 1. genotype (1); number of animals (2); slaughter weight (kg) (3); loss to slaughtering (kg) (4); carcass weight (kg) (5); killing out (%) (6); EUROP muscle (point) (E=1) (7); EUROP tallow (point) (8); Hungarian Simmental (9)


529

Az EUROP izmoltság tekintetében a legkedvezôbb értékeket a limousin bikákra kaptuk (2,3 pont), mely egyedek átlagosan U- kategóriában vágódtak. A magyar tarka x charolais (2,5 pont) U-, illetve R+, míg a red angus (2,8 pont), és magyar tarka (2,9 pont) bikák R kategóriában vágódtak. A kapott értékek hasonlóak ahhoz, mint amit Bjelka és mtsai (2002), valamint Polgár és mtsai (2005) tapasztaltak. 5. táblázat Vágási eredmények 2. Genotípus (1)*

RA

MT

LI

MT x CH

Állatlétszám (2)

Χ

10

10

10

10

11,10

12,70

12,02

12,78

s

0,62

1,11

0,84

1,11

4 lábvég (kg) (3)

cv% 4 lábvég (%) (4)

Bôr (kg) (4)

Bôr (%) (4)

Fej (kg) (5)

Χ

5,59

8,73

6,95

8,65

1,77

1,96

1,90

1,89

s

0,08

0,16

0,08

0,13

cv%

4,56

8,21

4,27

6,88 52,70

Χ

55,68

59,34

52,54

s

3,84

6,29

4,34

6,52

cv%

Χ

6,89

10,60

8,27

12,37

8,90

9,13

8,29

7,78

s

0,61

0,67

0,28

0,71

cv%

Χ

6,91

7,31

3,32

9,08

16,73

18,90

17,42

18,10

s

1,23

1,60

2,01

1,10

cv% Fej (%) (5)

Nyelv (kg) (6)

Χ

7,37

8,48

11,56

6,06

2,67

2,91

2,75

2,68

s

0,17

0,16

0,25

0,16

cv%

Χ

6,43

5,58

9,08

5,85

1,20

1,18

1,16

1,24

s

0,13

0,11

0,13

0,13

cv%

11,11

9,62

10,90

10,20

0,19

0,18

0,18

0,18

s

0,02

0,02

0,02

0,02

cv%

12,41

11,31

11,53

10,27

Χ

Nyelv (%) (6)

Vesefaggyú (kg) (7)

Χ

15,28

13,54

10,75

15,12

s

3,11

3,53

3,08

4,67

cv%

20,35

26,04

28,63

30,86

2,43

2,07

1,69

2,22

s

0,44

0,46

0,45

0,61

cv%

18,16

22,11

26,72

27,60

Χ

Vesefaggyú (%) (7)

P

SzD5%

<0,01

0,85

<0,05

–

<0,05

4,86

<0,01

–

<0,05

1,38

<0,05

–

NS

NS

NS

–

<0,05

3,30

<0,05

–

* RA = red angus; MT = magyar tarka (8); LI = limousin; CH = charolais Table 5: The slaughter results 2. genotype (1); number of animals (2); weight of the four leg-ends (3); weight of leather (4); weight of head (5); weight of tongue (6); weight of kidney-suet (7); Hungarian Simmental (8)

530


Az EUROP faggyússág sorrendje RA (2,0 pont), MT (1,5 pont), LI (1,4 pont), MT x CH (1,2 pont) volt. A szakirodalmi utalásoknak megfelelôen a legnagyobb faggyússágot a red angus bikák mutatták, bár ennek mértéke kisebb volt, mint amit Bjelka és mtsai (2002), valamint Polgár és mtsai (2005) tapasztaltak. 6. táblázat Vágási eredményei 3. Genotípus (1)*

RA

MT

LI

MT x CH

Állatlétszám (2)

10

10

10

10 2,80

Tüdô (kg) (3)

Χ

2,68

2,82

2,53

s

0,34

0,30

0,27

0,30

cv%

12,54

10,68

10,71

10,65

Χ

Tüdô (%) (3)

0,43

0,43

0,40

0,41

s

0,06

0,04

0,05

0,03

cv%

13,90

9,55

12,48

8,35

7,03

7,33

7,21

7,70

s

0,42

0,59

0,65

0,49

cv%

5,92

8,09

9,02

6,33 1,14

Χ

Máj (kg) (4)

Χ

Máj (%) (4)

1,12

1,13

1,14

s

0,06

0,07

0,10

0,03

cv%

5,60

5,76

8,35

2,34 1,23

Χ

Lép (kg) (5)

0,92

1,32

1,08

s

0,16

0,23

0,19

0,07

cv%

17,60

17,78

17,89

5,49

Χ

Lép (%) (5)

0,15

0,20

0,17

0,18

s

0,02

0,04

0,03

0,01

cv%

15,10

17,48

15,62

6,21

1,12

1,20

1,03

1,12

s

0,10

0,09

0,13

0,10

cv%

9,22

7,86

12,99

9,22 0,17

Χ

Vese (kg) (6)

Vese (%) (6)

Szív (kg) (7)

Χ

0,18

0,18

0,16

s

0,02

0,01

0,03

0,02

cv%

9,42

5,56

15,85

11,40

Χ

2,54

2,60

2,36

2,64

s

0,27

0,23

0,26

0,21

cv%

10,53

8,88

11,16

7,82

Χ

Szív (%) (7)

0,41

0,40

0,37

0,39

s

0,03

0,04

0,03

0,02

cv%

7,74

10,50

9,28

4,89

P

SzD5%

NS

NS

NS

–

NS

NS

NS

–

<0,01

0,16

<0,01

–

<0,05

0,10

<0,05

–

NS

NS

NS

–

* RA = red angus; MT = magyar tarka (8); LI = limousin; CH = charolais Table 6: The slaughter results 3. genotype (1); number of animals (2); weight of lung (3); weight of liver (4); weight of spleen (5); weight of kidneys (6); weight of heart (7); Hungarian Simmental (8)


531

A szakirodalmi adatokhoz (Bárczy és mtsai, 1963; Bozó és mtsai, 1991; Sárdi és mtsai, 2001; Polgár és mtsai, 2005) hasonlóan a négy lábvég súlya 12 kg körüli – MT x CH (12,78 kg), MT (12,70 kg), LI (12,02 kg), RA (11,10 kg) –, a bôr súlya 55 kg körüli – MT (59,34 kg), RA (55,68 kg), MT x CH (52,70 kg), LI (52,54 kg) – volt. A fej súlya mind abszolút értékben, mind pedig a vágási súlyhoz viszonyítva szignifikánsan eltért a genotípusok között. A sorrend MT (18,90 kg), MT x CH (18,10 kg), LI (17,42 kg), RA (16,73 kg) volt. A nyelv aránya a vágási súlyhoz képest 0,18 – 0,19%, itt nem kaptunk statisztikailag igazolható különbségeket. Bárczy és mtsai (1963), valamint Balika és Somogyi (1971) vizsgálatához hasonlóan a genotípusok között jelentôs különbségeket találtunk a vesefaggyú mennyiségében. Nevezetesen a red angus 15,28 kg, a magyar tarka x charolais 15,12 kg, a magyar tarka 13,54 kg, míg a limousin bikák 10,75 kg értékeket mutattak. A kapott eredmények nagyobbak annál, mint amit Nagy Z-né és mtsai (1981) tapasztaltak. A máj súlyában nem tapasztaltunk eltérést a genotípusok között, a máj a vágási súly arányában 1,12–1,14%-os arányt képviselt. A legkisebb súlyú lépet a red angus bikákban (0,92 kg), míg a legnagyobbat a magyar tarka bikákban (1,32 kg) mértük. A lép súlya – Polgár és mtsai (2005) vizsgálatához hasonlóan – a vágósúly 0,2%-át egyik genotípus esetén sem haladta meg. A tüdô a vágósúly 0,4%-a, azaz 2,5–2,8 kg. A vese átlagos súlya 1,03–1,20 kg között, míg a szív súlya 2,36– 2,64 kg között alakult. A szív súlyának aránya a vágósúlyban 0,37 – 0,41% volt, mely eredmény hasonló ahhoz, amit munkájuk alapján Polgár és mtsai (2005) megállapítottak. A 7. táblázatban az ultrahanggal mért, majd – összehasonlításként – a vágás utáni, csontozás során felvett, ill. mért eredményeket mutatjuk be. A bôr alatti faggyúvastagság (P8) szignifikánsan különbözött a genotípusok között, nevezetesen a legnagyobb értéket a red angusban (1,05 cm), a legkisebbet a magyar tarka x charolais-ban (0,61 cm) mértük. Munkájuk alapján Perkins és mtsai (1992) hasonló, míg Smith és mtsai (1992) nagyobb bôr alatti faggyúvastagságról számoltak be. Az ultrahanggal mért rostélyos keresztmetszetben nem találtunk statisztikailag igazolható különbséget (LI 111,31 cm2; MT x CH 108,46 cm2; RA 102,86 cm2, MT 102,73 cm2) a fajták között. Ezzel szemben a vágás után, planiméterrel mért keresztmetszetek szignifikánsan különböztek, a sorrend LI (115,68 cm2), MT x CH (106,43 cm2), MT (101,68 cm2), RA (98,22 cm2) volt. A két módszerrel megállapított sorrend között jelentôs eltérés nem mutatkozott. Perkins és mtsai (1992), Smith és mtsai (1992), valamint May és mtsai (2000) az általunk tapasztaltnál kisebb rostélyos keresztmetszet-értékekrôl számoltak be. A márványozottság ultrahanggal kevésbé becsülhetô pontosan, az értékek 4,22–5,83% között alakultak, a genotípusok között nem volt szignifikáns eltérés, de nagyobbak annál, mint amit Yang és mtsai (2006) tapasztaltak. A vágás utáni pontozás során – a szakirodalmi forrásokhoz hasonlóan – a red angus statisztikailag igazolhatóan nagyobb pontszámú márványozottságot mutatott, mint a többi vizsgált genotípus. A sorrend ebben a tulajdonságban RA (2,90 pont), MT x CH (2,40 pont), MT (1,90 pont), LI (1,50 pont) volt. A 8. táblázatban az értékelt mutatók között számított korrelációs együtthatókat mutatjuk be.

532


7. táblázat A bôr alatti faggyúvastagság, a rostélyos keresztmetszet és a márványozottság Genotípus (1)*

RA

MT

LI

MT x CH

Állatlétszám (2)

10

10

10

10

Ultrahanggal mért bôr alatti faggyúvastagság a vágás elôtt (P8) (cm) (3) Ultrahanggal becsült márványozottság a vágás elôtt (%) (4)

Vágás után becsült márványozottság (pont, 1–5) (5)

Ultrahanggal mért rostélyos keresztmetszet a vágás elôtt (cm2) (6)

Vágás után planiméterrel mért rostélyos keresztmetszet (cm2) (7)

Χ

1,05

0,62

0,62

0,61

s

0,27

0,13

0,09

0,18

cv%

26,25

21,37

15,03

28,91

4,22

4,80

5,83

5,09

s

2,44

1,80

1,46

1,10

cv%

57,91

37,54

25,01

21,65

2,90

1,90

1,50

2,40

s

0,57

0,57

0,71

0,52

cv%

19,57

29,88

47,14

21,52

102,73 111,31

108,46

Χ Χ Χ

102,86

s

8,87

10,44

9,62

8,33

cv%

8,62

10,16

8,65

7,68

101,68 115,68

Χ

98,22

s

9,35

9,73

12,60

9,45

cv%

9,52

9,57

10,89

8,88

P

<0,01

NS

<0,01

NS

106,43 <0,01

* RA = red angus; MT = magyar tarka (8); LI = limousin; CH = charolais Table 7: The subcutan fat thickness, ribeye area and marbling genotype (1); number of animals (2); subcutan fat thickness (P8) measured with ultrasound equipment before slaughtering (cm) (3); estimated marbling with ultrasound equipment before slaughtering (%) (4); estimated marbling score after slaughtering (point) (5); ribeye area measured with ultrasound equipment before slaughtering (cm2) (6); ribeye area measured with planimeter after slaughtering (cm2) (7); Hungarian Simmental (8)

A vágási súly a hasított féltestek összsúlyával szoros (r = 0,91; P<0,01), a hizlalás alatti súlygyarapodással (r = 0,55; P<0,01) és a rostélyos keresztmetszettel (r = 0,46; P<0,01) közepes pozitív kapcsolatot mutatott. A vágási életkor és a hizlalás alatti súlygyarapodás kapcsolata negatív és szoros (r = -0,69; P<0,01), a rostélyos keresztmetszettel pozitív és közepes (r = 0,54, ill. 0,45; P<0,01). Ez azt jelenti, hogy az életkor növekedésével a napi súlygyarapodás intenzitása csökken, a rostélyos területe pedig nô. A hizlalás alatti súlygyarapodásnak és a hasított féltestek összsúlyának kapcsolata közepes (r = 0,38; P<0,05). A bôr alatti faggyúvastagság (P8) az EUROP faggyússági ponttal közepesen szoros, pozitív korrelációt mutatott (r = 0,59; P<0,01). Az ultrahanggal mért és a planiméterrel mért rostélyos keresztmetszetek közti kapcsolat szoros (r = 0,83; P<0,01), ami azt mutatja, hogy mindkét módszerrel megfelelô pontosság érhetô el. E két tulajdonság közepes korrelációban áll a hasított féltestek összsúlyával (r = 0,52, ill. 0,47; P<0,01). A vágási % a hasított féltestek összsúlyával (r = 0,48; P<0,01) pozitív, míg a P8 értékével (r = -0,33; P<0,05) negatív kapcsolatban áll.


533 8. táblázat

A hizlalási és vágási eredmények között számított korrelációk 1+

4

5

6

7

8

9

10

11

12

0,55** 0,42**

-0,16

0,46**

0,36*

-0,04

-0,17

0,91**

0,07

0,15

0,18

1

-0,26 -0,69**

-0,14

0,54**

0,45**

-0,18

-0,18

0,41**

0,23

-0,08

0,10

2

0,65**

0,17

0,07

-0,09

0,17

0,13

0,38*

-0,25

0,00

0,34*

-0,02

-0,15

-0,14

0,13

0,08

0,30

-0,14

0,23

-0,03

-0,21

-0,37*

0,04

0,59**

-0,28

-0,33*

-0,04

0,41*

-0,17

-0,17

0,52**

0,28

0,12

-0,03

-0,28

-0,30

0,47**

0,39*

0,25

-0,29

-0,01

-0,23

0,48** -0,37*

0,24

-0,29

-0,34*

0,00

0,35*

0,48**

0,21

0,06

0,19

-0,25

13

0,35*

2

3

3 4 5 6 7

0,83**

8 9 10 11 *

-0,12

= P<0,05; ** = P<0,01

+:

1: vágási életkor; 2: hizlalás alatti súlygyarapodás; 3: élôtömeg termelés; 4: ultrahanggal mért bôr alatti faggyúvastagság; 5: ultrahanggal mért rostélyos keresztmetszet; 6: planiméterrel mért rostélyos keresztmetszet; 7: EUROP izom; 8: EUROP faggyú; 9: hasított féltestek összsúlya; 10: vágási%; 11: ultrahanggal becsült márványozottság; 12: márványozottsági pontszám; 13: vágási súly

Table 8: The correlation between fattening, slaughter and ultrasonic results 1: age at slaughtering; 2: daily gain during the fattening; 3: live weight production; 4: subcutan fat measured with ultrasound equipment; 5: rib eye area measured with ultrasound equipment; 6: rib eye area measured with planimeter; 7: conformation (EUROP classification); 8: fatness (EUROP classification); 9: carcass weight; 10: slaughter-percentage; 11: estimated marbling with ultrasound equipment; 12: estimated marbling score; 13: slaughter weight

KÖVETKEZTETÉSEK Az azonos körülmények között hizlalt, különbözô genotípusú bikák hizlalási mutatói között jelentôs különbségeket nem találtunk. Ez arra enged következtetni, hogy azonos technológiai, tartási és takarmányozási körülmények között a vizsgált genotípusok – nevezetesen red angus, magyar tarka, limousin és magyar tarka x charolais – bármelyikével hasonló hizlalási eredmények (súlygyarapodás, élôtömeg-termelés stb.) érhetôk el. Ezzel szemben a legtöbb vágási mutató esetén statisztikailag igazolható különbségeket találtunk a fajták, ill. genotípusok között. A vágott féltestek összsúlya tekintetében MT x CH, LI, MT, RA, a vágási % tekintetében MT x CH, LI, MT, RA, az EUROP izmoltság tekintetében LI, MT x CH, RA, MT volt a sorrend. A kapott eredmények alapján megállapítható, hogy azonos hizlalási körülmények között, hasonló hizlalási eredmények esetén is, a különbözô genotípusú bikák vágási eredményei egymástól jelentôsen eltérnek. A legnagyobb bôr alatti faggyúvastagságot, EUROP faggyússági pontot, vesefaggyú mennyiséget, valamint márványozottságot a red angus fajtában találtuk. Ez alátámasztja azt a tankönyvszerû tételt, hogy az angus korábban érô, gyorsabban

534


faggyúsodó fajta, amelyet nem feltétlenül érdemes a kísérleti 645 kg-os súlyig hizlalni. Kisebb súlyban (550 kg) történô vágása esetén feltehetôen kevesebb lenne a beépített faggyú mennyisége is. Az ultrahanggal és planiméterrel mért rostélyos keresztmetszet értékek között eltérés mutatkozik, de a két módszerrel felállított rangsorok között jelentôs különbség nincs. A két módszer közti korrelációs érték (r = 0,83; P<0,01) pozitív és szoros, ami arra enged következtetni, hogy a gyakorlatban mindkét eljárással megfelelô eredményeket kaphatunk. Felhasznált irodalom Balika S. – Somogyi S. (1971): A száraz takarmánykeverékkel hizlalt magyartarka növendék hízóbikák hizlalási és vágási eredményei. Állattenyésztés, 20.2.109–120. p. Bárczy G. – Boda I. – Gondolovics L. (1963): Magyartarka x charolais F1 és magyar tarka növendékbikák összehasonlító hizlalása. Állattenyésztés, 12.4.297–315. p. Bene Sz. – Fekete Zs. – Fördôs A. – Füller I. – Rádli A. – Török M. – Wagenhoffer Zs. – Polgár J. P. – Szabó F. (2008): Különbözô genotípusú növendék vágómarhák hizlalási és vágási eredménye. Állattenyésztés és Takarmányozás, (in press). Bjelka, M. – Subrt, J. – Polách, P. – Krestynová, M. – Uttendorfsky, K. (2002): Carcass quality in crossbred bulls in relation to SEUROP system grading. Czech J. Anim. Sci., 47.467–475. p. Bozó S. – Kovács I. – Kollár N. – Rada K. (1989): Elôzetes beszámoló különbözô húsfajták és keresztezéseik legfontosabb hústermelési eredményeirôl. Állattenyésztés és Takarmányozás, 38.6.503–510. p. Bozó S. – Sárdi J. – Kollár N. (1991): A hasított test összetétele különbözô ivarú és genotípusú vágómarháknál. Állattenyésztés és Takarmányozás, 40.1.35–48. p. Bölcskey K. – Sárdi J. – Bozó S. (1996): Haszonállat elôállító keresztezés a fehér-kék belga „culard” típusával. Állattenyésztés és Takarmányozás, 45.2-3.163–183. p. Buckley, B. A. – Baker, J. F. – Dickerson, G. E. – Jenkins, T. G. (1990): Body composition and tissue distribution from birth to 14 months for three biological types of beef heifers. J. Anim. Sci., 68.3109– 3123. p. Crews, D. H. – Pollak, E. J. – Weaber, R. L. – Quaas, R. L. – Lipsey, R. J. (2003): Genetic parameters for carcass traits and their live animal indicators in Simmental cattle. J. Anim. Sci., 81.1427–1433. p. Domokos Z. – Török M. – Szabó F. – Tôzsér J. (2007): A bôr alatti faggyúvastagság mérésének lehetôségei ultrahang-készülékkel a szarvasmarha-fajban. Irodalmi áttekintés. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.3.263–278. p. Ender, B. – Papstein, H. J. – Gabel, M. (1997): Vergleich der Schlachtkörper-zusammensetzung und der Fleischqualität von Bullen der Rassen Galloway und Deutsche Schwarzbunte. Arch. Tierz., 40.206–218. p. Enyedi S. – Kovács I. (1989): Különbözô kombinációkból származó magyar szürke keresztezésû növendékbikák hizodalmassága. Állattenyésztés és Takarmányozás, 38.3.214–220. p. Enyedi S. – Kovács I. (1990): Különbözô kombinációkból származó magyar szürke keresztezésû növendékbikák vágóértéke. Állattenyésztés és Takarmányozás, 39.4.311–320. p. Greiner, S. P. – Rouse, G. H. – Wilson, D. E. – Cundiff, L. V. – Wheeler, T. L. (2003): Prediction of retail product weight and percentage using ultrasound and carcass measurements in beef cattle. J. Anim. Sci., 81.1736–1742. p. Holló G. – Seregi J. – Nürnberg, K. – Ender, K. – Repa I. – Holló I. (2005): Az eltérô takarmányozás hatása magyar szürke és holstein-fríz fajtájú növendékbikák hízékonyságára és vágási eredményeire. Állattenyésztés és Takarmányozás, 54.6.555–565. p. May, S. G. – Mies, W. L. – Edwards, J. W. – Harris, J. J. – Morgan, J. B. – Garrett, R. P. – Williams, F. L. – Wise, J. W. – Cross, H. R. – Savell, J. W. (2000): Using live estimates and ultrasound measurements to predict beef carcass cutability. J. Anim. Sci., 78.1255–1261. p. Nagy Z-né – Sándi O. – Sárdi J. – Bárány I. (1981): Hereford növendék bikák eltérô intenzítású, tömegtakarmányra alapozott hizlalása, különbözô hizlalás végi testtömegig. Állattenyésztés és Takarmányozás, 30.3.239–255. p.


535

Perkins, T. L. – Green, R. D. – Hamlin, K. E. – Shepard, H. H. – Miller, M. F. (1992) Ultrasonic prediction of carcass merit in beef cattle: Evaluation of technician effects on ultrasonic estimates of carcass fat thickness and longissimus muscle area. J. Anim. Sci., 70.2758–2765. p. Perry, T. C. – Stouffer, J. R. – Fox, D. G. (1989): Use of real time and attenuation ultrasound measurements to measure fat deposition, rib eye area and carcass marbling. J. Anim. Sci., 70.2758–2765. p. Polgár J. P. – Wagenhoffer Zs. – Grubics Zs. – Hornyák Z. – Török M. – Lengyel Z. – Szabó F. (2005): Red angus F1 és R1 hízómarhák vágási és csontozási eredményeinek értékelése. Állattenyésztés és Takarmányozás, 54.2.109–120. p. Price, J. F. – Pfost, H. B. – Pearson, A. M. – Hall, C. W. (1958): Some observations on the use of ultrasonic measurements for determining fatness and leanness in live animals. J. Anim. Sci., 17.1156–1166. p. Sárdi J. – Bárány I. – Bozó S. – Bölcskey K. – Györkös I. (2001): Vágómarhák objektív minôsítésének lehetôsége. Állattenyésztés és Takarmányozás, 50.6.505–520. p. Smith, M. T. – Oltjens, J. W. – Dolezal, H. G. – Gill, D. R. – Behrens, B. D. (1992): Evaluation of ultrasound prediction of carcass fat thickness and longissimus muscle area in feedlot steers. J. Anim. Sci., 70.29–37. p. Szabó F. – Polgár J. P. – Szegleti Cs. – Arany P. (1993): Holstein-fríz bikák és tinók növekedése, vágóértéke és húsminôsége. Állattenyésztés és Takarmányozás, 42.1.15–23. p. Szücs E. /szerk./ (2002): Vágóállat- és húsminôség. Szaktudás Kiadó Ház, Budapest. Szücs, E. – Ender, B. – Papstein, H. J. – Nürnberg, G. – Ender, K. (2001): Vergleich des Schlacht- und Nährwertes sowie der Fleischbeschaffenheit von Jungbullen der Rassen Deutsches Fleckvieh und Deutsche Holsteins (Schwarzbunte) im Verlauf des Wachstums. 1. Mitteilung: Wachstum und Schlachtkörperzusammensetzung. Züchtungskunde, 73.1.33–44. p. Török M. – Domokos Z. – Tôzsér J. – Szabó F. (2008): Hízómarhák rostélyos keresztmetszetének mérése real-time ultrahangkészülékkel. Irodalmi feldolgozás. Állattenyésztés és Takarmányozás, 57.2.147–160. p. Török M. – Kocsi Gy. – Bene Sz. – Kiss B. – Farkas V. – Szabó F. (2007): Hízómarhák különbözô testtájain ultrahanggal mért bôralatti faggyúvastagsága és azok összefüggései. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.2.117–124. p. Tôzsér J. – Domokos Z. – Bujdosó M. – Wolcott, M. L. (2005a): Szarvalt és szarvatlan charolais tenyészbikajelölteken a hosszú hátizom területének és a far bôralatti faggyúvastagságának értékelése real-time ultrahangkészülékkel. Magyar Állatorvosok Lapja, 127.3.131–138. p. Tôzsér J. – Holló G. – Holló I. – Seregi J. – Szentléleki A. – Repa I. – Zándoki R. – Minorics R. (2005b): Magyar tarka fajtájú bikák real-time ultrahangkészülékkel mért rostélyos területének és bôr alatti faggyúvastagságának változása hizlalás alatt. Agrártudományi Közlemények, 18.11–18. p. Yang, X. J. – Albrecht, E. – Ender, K. – Zhao, R. Q. – Wegner, J. (2006): Computer image analysis of intramuscular adipocytes and marbling in the longissimus muscle of cattle. J. Anim. Sci., 84.3251–3258. p. Várhegyi J. – Szentpáli K. – Várhegyi J-né (1990): Hereford x magyartarka, hereford x magyartarka x charolais és kanadai hereford növendékbikák hizlalási teljesítménye és takarmányhasznosítása. Állattenyésztés és Takarmányozás, 39.3.205–212. p. Waldner, D. N. – Dikeman, M. E. – Schalles, R. R. – Olson, W. G. – Houghton, P. L. – Unruh, J. A. – Corah, L. R. (1992): Validation of real-time ultrasound technology for predicting fat thicknesses, longissimus muscle areas and composition of Brangus bulls from 4 months to 2 years age. J. Anim. Sci., 70.3044–3054. p. Érkezett: 2008. június Szerzôk címe: Szabó F. – Fekete Zs. – Fördôs A. – Zsuppán Zs. – Török M. – Polgár J. P. – Bene Sz. Pannon Egyetem Georgikon Kar University of Pannonia, Georgikon Faculty of Agriculture H-8360 Keszhely, Deák F. u. 16. [email protected] Kanyar R. Hubertus Agráripari Bt. Hubertus Agricultural Limited Partnership H-8646 Balatonfenyves, Nimród u. 1. [email protected]

536



537

NAGYTESTÛ PULYKAHIBRIDEK ÉLÔSÚLYÁNAK ÉS VÁGÓTULAJDONSÁGAINAK VÁLTOZÁSA 1966 ÉS 2004 KÖZÖTT HERENDY VERONIKA – SÜTÔ ZOLTÁN – UJVÁRI LAJOSNÉ – KUSTOSNÉ PÔCZE OLGA – HORN PÉTER

ÖSSZEFOGLALÁS A szerzôk kifejezetten nagytestû pulykatípusokra vonatkozóan végeztek összehasonlítást az 19662004-es idôintervallumban. A vizsgálatokban az 1966-ban az USA-ban két nagytestû pulykavonalból szintetizált kontrollvonal (RBC2), az 1979-ben legnagyobb testû pulykahibrid, a Nicholas, valamint 2004-ben legnagyobb teljesítményre képes (BUT 8) pulykahibrid élôsúlyát 4, 8, 12, 16, 18. és 20. hetes korban hasonlították össze. Az 1966–1979. közötti idôszakban a pulykák 4. hetes élôsúlya hímivarban átlagosan és évente 1%-kal, nôivarban 1,3%-kal javult. A nagy súlyra történô hizlalás végére a 20. hetes kori értékek hímivarban évente átlagosan 2,7%-kal, nôivarban 2,3%-kal nôttek. Az 1979– 2004. közötti idôszakban, 4. hetes korban mérve, 1,6%-kal nôtt a hímivarúak, és 1,44%-kal a nôivarúak teljesítménye. 20. hetes korban mérve az élôsúly 2,5%-kal emelkedett a hímivarban és 2%-kal a nôivarban. A teljesítményjavulás a 4. hetes testsúly esetében gyorsabb volt 1979–2004. között, mint az 1966–1979-es periódusban. A 20. hetes kori testsúly javulása mindkét ivarban gyakorlatilag azonos volt a teljes, 1966–2004-et felölelô idôszakban. Az 1979–2004-es periódusban a vágott test súlyát az élôsúlyhoz hasonló mértékben sikerült növelni, a két paraméter egyébként általában szorosan korrelál. A 12. hetes kort követô idôszakban a vágási kitermelést mindkét ivarban szignifikánsan sikerült javítani 1979–2004. között. Szignifikánsan növekedett a mell súlyának élôsúlyhoz viszonyított aránya is már 4. hetes korban és végig a hizlalás során. A teljes comb, és a kevésbé értékes húsrészek aránya, az élô testsúlyhoz viszonyítva csökkenô tendenciát mutat a 2004-es nagytestû típust összehasonlítva az 1979-es populáció adataival.

SUMMARY Herendy, Veronika, Ms. – Sütô, Z. – Ujvári, Lajosné, Ms. – Kustosné, Pôcze Olga, Ms – Horn, P.: COMPARISON OF LIVE WEIGHT AND SLAUGHTERING PARAMETERS OF LARGE 1966, 1979 AND 2004 TYPE TURKEYS Live weight of 1966 type (RBC2), of 1979 type (Nicholas) and 2004 type (BUT 8) turkeys were compared at 4, 8, 12, 16, 18 and 20 weeks of age. Between 1966-1979 the improvement of male turkeys of early growth rate at 4 weeks of age was 1% per year, for females 1.3%. The live weight improvement increased by age and measured at 20 weeks of age, reached 2.7% per annum for males and 2.3% for females. Between 1979-2004 the annual improvement in 4 week weight was 1.60% for males and 1.44% in females. Considering 20 week weight, the improvement per annum reached 2.5% and 2.0% for males and females respectively. Improvement in 4 week weight was faster between 1979–2004 compared to the 1966–1979 period, the annual improvement however comparing the 1966–1979, and the 1979–2004 periods showed very similar tendencies regarding live weight at 20 weeks of age. The changes in carcass weight were similar to that of live weight comparing the 1979–2004 type turkeys. After 12 weeks of age carcass yield was significantly improved in both sexes comparing 1979–2004 large type turkeys. Breast% was significantly superior in both sexes after 4 weeks of age, the proportion of thigh + drumstics and less valuable meat parts represented a smaller proportion of the whole body regarding the 2004 type turkey in comparison to the 1979 type population.

538

Herendy és mtsai: NAGYTESTÛ PULYKAHIBRIDEK ÉLÔSÚLYÁNAK VÁLTOZÁSA

BEVEZETÉS A pulykatenyésztés az elmúlt fél évszázadban különösen gyors fejlôdési pályát futott be. A fejlôdés hátterében az élettudományok különbözô területei, a mûszaki fejlesztés, valamint a termelôi, feldolgozói és értékesítési lánc komplex egymásra utalt fejlôdése és fejlesztése volt a jellemzô. A szelekció, a genetikai módszerek hatékony alkalmazásának igen nagy szerepét általánosan elismerik világszerte nemcsak a pulyka-, hanem a tyúktenyésztés esetében is (Arthur és Albers, 2003). A pulyka fajban már viszonylag korai kísérletek igazolták, hogy a növekedési erély és a mellszélesség növelésére irányuló szelekció egyidejûleg is eredményes különbözô, fôleg bronzpulyka típusú populációkban (Cook és mtsai, 1962; Abplanalp és mtsai, 1963; McCartney és mtsai, 1968). A genetikai korrelációk a testtömeg, valamint a mellszélesség között is pozitívnak bizonyultak, így Cook és mtsai (1962) rG=0,63 Krueger és mtsai (1972) rG=0,79, míg Arthur és Abplanalp (1975) rG=0,58-as korrelációs értékeket talált. Buss (1990) 18 kutatócsoport vizsgálatait foglalja össze, amelyekben a pulyka hústermelô képességével összefüggô tulajdonságok h2 értékeit közlik. A testsúly h2 értékének középértéke 0,41 volt átlagosan (szélsô értékek 0,16–0,60), 20. hetes korban (szélsô értékek 14–26. hét). A mellsúllyal szorosan korreláló mellszélességi h2 értékek átlaga 0,23 (szélsô értékek 0,13–0,40) volt. Nestor és mtsai (2000) által a 30 generáción keresztül 16. hetes kori testsúlyra szelektált pulykavonalban mindvégig eredményes volt a szelekció, habár a h2 értéke csökkenô tendenciát mutatott, amint az várható is volt, különös tekintettel arra, hogy a kísérleti vonalak kis létszámúak a tenyésztô vállalatok által szelektált populációhoz képest. A tenyésztôvállalatok szelektált nagypopulációi teljesítményének változása igazolta a kutatási eredmények megalapozottságát. Nixey (1996) a British United Turkeys (BUT) – a világ egyik legjelentôsebb pulykanemesítô vállalata – adatai alapján összeállította a szelekciós elôrehaladást 1966–1996. között a testsúlyban, a hím- és nôivarú BUT populációkra vonatkozóan. A hímivarban a hizlalási végsúly 9,45 kg-ról 15,80 kg-ra, nôivarban 6,75 kg-ról 11,01 kg-ra nôtt azonos 20. hetes hizlalási idô alatt. Az elôrehaladás töretlen volt a továbbiakban is (Nixey, 2002). Ugyanakkor a fajlagos takarmányértékesítés tekintetében nagyon csekély javulás következett be az 1981–2002. közötti idôben, hímivarban 4%, nôivarban 1% (Nixey, 2002), 21 hetes hizlalási idôtartamot figyelembe véve. A Kaposvári Egyetem Állattudományi Karán (és jogelôdjein), az 1970-es évek eleje óta folynak nemzetközi pulykahibrid összehasonlító teljesítmény-vizsgálatok, amelyekben a világ vezetô tenyésztô vállalatai vesznek részt (Horn és Perényi, 1980; Sütô és mtsai, 2005). Vizsgálatunk célja az volt, hogy az 1979–2004. közötti idôszakban milyen mértékben változtak a kifejezetten nagytestû pulykahibridek legfontosabb értékmérôi, a testsúly és a fôbb vágóértéket meghatározó tulajdonságok. A saját kísérleti adatokat kiegészítettük egy 1966-ban, az USA-ban két akkori legnagyobb növekedési kapacitású vonalakból kialakított szintetikus kontroll vonal (RBC2) teljesítményével is Havenstein és mtsai (2007) kísérleti adatainak felhasználásával.


539

ANYAG ÉS MÓDSZER A saját vizsgálatokra az Állattudományi Kar almos rendszerû, 30 fülkére osztott ablaktalan, klimatizált istállójában került sor, amelyben a technológiai feltételrendszer 1979–2004. között alapjában nem változott, és amely megfelel az intenzív pulykanevelési feltételeknek. Az állatállományok és a tartástechnológia fôbb jellemzôi Mind az 1979-es, mind a 2004-es kísérletben – legjobb tudásunk szerint – az adott kor legnagyobb teljesítményére képes, nagytestû hibridpulykáját vizsgáltuk. Az 1979-ben végzett kísérletben a Nicholas (USA) cég küldte a keltetôtojásokat a legjobb teljesítményû, kifejezetten nagytestû „gigant” hibridkombinációjából. A tojásokat az OTÁF gödöllôi keltetôjében keltettük. A kísérletbe 180 hím- és 180 nôivarú napos korban szexált pulykát állítottunk be. A 2004-es kísérletben a BUT (Nagy-Britannia) tenyésztô vállalat küldte legjobb kombinációjából a keltetôtojásokat (BUT 8), a keltetést a Greleger Baromfikeltetô és Értékesítô Kft., Eger végezte. A vizsgálatra 100 hím- és 140 nôivarú napos korban szexált pulykát állítottunk be, ivarok szerint elkülönítetten. Az 1979-es kísérletben 4 fülkében nevelték a hím-, 3 fülkében a nôivarú pulykákat (4,5 ill. 6 db/m2). 42. napos korban a hímivarú pulykákat 8 fülkébe telepítették át (2 db/m2, összesen 160 állat), a nôivarú pulykákat 4 fülkébe telepítették, 4 db/m2-es telepítési sûrûséggel (összesen 160 egyed). A 2004-es kísérletben két fülkében történt a hímivarú (2x50), és két fülkében a nôivarú pulykák (2x70) nevelése 42. napos korig. 42. napos kortól a hímivarú pulykákat 5 fülkében (cca. 2 db/m2), a nôivarú pulykákat 3 fülkében (4 db/m2) helyeztük el és neveltük 20. hetes korig, hasonló telepítési sûrûségfokozatokat érvényesítve, mint az 1979-es kísérletben. A nevelés végéig az állományok a zárt istállóban maradtak. A nevelés mindkét kísérletben 20. hetes korig történt. Az állatok a szabványban elôírt preventív immunizálási programban részesültek. Állategészségügyi szempontból semmilyen zavaró körülmény nem rontotta az állományok állapotát, illetve teljesítményét. Az állományok súlygyarapodása meszszemenôen megfelelt az adott idôszak hazai és nemzetközi standardjainak (Horn és Perényi, 1980; Sütô és mtsai, 2005). A megvilágítás az elsô 6 napon folyamatos volt, ezt követôen a világos szakaszt fokozatosan 14 órára csökkentettük, és ez így maradt a hizlalás végéig. Kezdetben maximum 40 lux volt a megvilágítás intenzitása, amelyet fokozatosan csökkentettünk a hizlalás végéig. A nagytestû pulykatípusok növekedési kapacitásának, annak idôbeli változásának jellegét és mértékét célul kitûzô vizsgálatunk során felhasználtuk Havenstein és mtsainak (2003ab) az USA-ban, 2003-ban végzett kísérletének adatait is. Kísérletükben a saját kísérleteinkhez hasonló idôpontokban mérték az USA-ban 1966-ban a két legnagyobb testû hibridkombinációból kialakított (Nestor és mtsai, 1969) és azóta genetikai randombred kontrollként fenntartott pulykapopuláció (RBC2) testsúlyát. A nevelés zárt tartásrendszerben történt hasonlóan saját vizsgálatainkhoz (Havenstein és mtsai, 2007).

540


Takarmányozás A takarmányozás alapelve mindkét saját kísérletben az volt, hogy az feleljen meg az adott kor jó üzemi gyakorlatának. Az 1979-ben etetett takarmányok jellemzôit az 1. táblázatban, a 2004-es kísérlet takarmányának jellemzôit a 2. táblázatban mutatjuk be. 1. táblázat Az 1979-ben etetett tápok takarmány-kémiai vizsgálatának eredményei (Kaposvári Egyetem Állattudományi Kar, Központi Laboratórium) Jellemzôk (1) Etetési idô (11) Táp típusa (12) Szárazanyag (%) (5) Víztartalom (%) (6) Nyersfehérje (%) (7) Zsír (%) (8) Rost (%) (9) Hamu (%) (10) NaCl (%) Ca (%) P (%)

Indító táp (2)

Nevelô I. táp (3)

Nevelô II. táp (4)

0–5. hét Morzsázott (13)

6–10. hét Granulált (14)


88,8 11,2 25,3 2,8 3,3 6,1 0,4 0,41 0,19

91,4 8,6 23,7 3,2 2,9 8,0 0,45 1,8 0,95

89,4 10,6 17,9 3,5 2,9 5,4 0,25 1,02 0,51

Aminosavak (15) Aszparaginsav Treonin Szerin Glutaminsav Prolin Glicin Alanin Cisztin Valin Metionin Izoleucin Leucin Tirozin Fenilalanin Lizin Hisztidin Arginin

g aminosav/100 g minta (16) 2,67 1,06 1,18 5,65 1,83 1,24 0,31 0,21 1,29 0,37 1,24 2,17 0,69 1,25 1,62 0,75 1,70

2,74 1,08 1,15 5,03 1,43 1,18 1,20 0,12 1,15 0,44 1,07 2,18 0,85 1,21 1,68 0,77 1,85

1,44 0,75 0,84 3,94 0,99 0,78 0,91 0,15 0,88 0,28 0,73 1,39 0,40 0,81 0,80 0,46 0,90

Table 1. Composition and characteristics of the feeds fed in the 1979 trial parameters (1), starter (2), grower I. (3), grower II. (4), dry matter (5), moisture (6), crude protein (7), ether extract (8), fiber (9), ash (10), feeding range, weeks (11), type of feed (12), crumbles (13), pellets (14), amino acids (15), g amino acid/100 g sample (16)

Az 1979-es kísérlethez a tápokat a Somogy Megyei GMV állította össze és gyártotta le, a 2004-es kísérlethez pedig az Agrokomplex C. S. ZRt. receptúrája szerint a zichyújfalui üzem gyártotta. A takarmányt az állatok köretetôkbôl, ad libitum fogyaszthatták.


541 2. táblázat

A 2004-ben etetett tápok takarmány-kémiai vizsgálatának eredményei (Kaposvári Egyetem Állattudományi Kar, Központi Laboratórium) Jellemzôk (1) Etetési idô (15) Táp típusa (16) Szárazanyag (%) (5) Víztartalom (%) (6) Nyersfehérje (%) (7) Nitrogén (%) (8) Zsír (%) (9) Rost (%) (10) Hamu (%) (11) Keményítô (%) (12) Összes cukor (%) (13) ME MJ/kg sza. (14) NaCl (%) Ca (%) P (%)

Indító táp (2)

Nevelô II. Táp (4)



89,1 10,9 29,2 4,67 3,3 1,6 7,2 35,1 4,0 12,04 0,47 1,26 0,90

88,7 11,3 26,2 4,19 3,6 1,8 7,1 37,4 4,2 12,09 0,35 1,26 0,83

88,9 11,1 21,9 3,50 3,2 2,6 6,1 41,7 4,5 12,04 0,47 1,07 0,80

Aminosavak (19) Aszparaginsav Treonin Szerin Glutaminsav Prolin Glicin Alanin Cisztin Valin Metionin Izoleucin Leucin Tirozin Fenilalanin Lizin Hisztidin Arginin

Nevelô I. táp (3)

0–4. hét Morzsázott (17)

g aminosav/100 g minta (20) 3,36 0,99 1,35 5,81 1,61 1,37 1,51 0,41 1,26 0,76 1,18 2,38 0,89 1,30 1,79 1,77 1,77

2,65 0,97 1,34 5,16 2,02 1,21 1,46 0,39 1,11 0,64 0,80 2,18 0,88 1,30 1,44 1,54 1,54

2,06 0,76 1,07 4,34 1,33 1,00 1,13 0,35 1,03 0,56 0,83 1,80 0,76 1,10 1,25 1,62 1,62

Table 2. Composition and characteristics of the feeds fed in the 2004 trial prameters (1), starter (2), grower I. (3), grower II. (4), dry matter (5), moisture (6), crude protein (7), nitrogen (8), ether extract (9), crude fiber (10), ash (11), starch (12), total sugar (13), ME MJ/kg dry matter (14), feeding range, weeks (15) type of feed (16), crumbled (17), pellets (18), amino acids (19), g amino acid/100 g sample (20)

Az USA-ban végzett kísérletben etetett takarmányok és az etetési program jellemzôit Havenstein és mtsai (2007) nyomán a 3. táblázat mutatja be. Ez az a receptúra és program, amelynek etetésekor az 1966-os típusú pulykapopuláció a legjobb teljesítményt mutatta, és amely teljesítményhez saját kísérleteink adatait hasonlítottuk.

542


3. táblázat Az USA-ban 2003-ban végzett kísérletben alkalmazott takarmányozási program és tápsor jellemzôi (Havenstein és mtsai, 2007 nyomán) Takarmány típusa (1) Etetés ideje (hét) (5)

Starter (2) 0 – 8.

Nevelô (3) 9 – 16.

Befejezô (4) 17. –

kcal ME/kg

2800

2930

3000

Nyersfehérje% (7)

29,0

22,0

17,0

Lizin%

1,72

1,14

0,80

Számított beltartalmi értékek (6)

Meth+Cystin%

0,92

0,69

0,57

Ca%

1,47

1,28

1,35

NPP%

0,69

0,58

0,77

Table 3. Feeding program used in the 2003 turkey trial in the USA (after Havenstein et al., 2007) type of feed (1), starter (2), grower (3), finisher (4), range of feeding (weeks) (5), calculated analysis (6), crude protein (7)

A vizsgált értékmérôk és mérésük módja Mindkét saját vizsgálatban azonos módszertani elveket érvényesítettünk. A pulykák élôsúlyának mérése 4, 8, 12, 16, 18. és 20. hetes korban történt, egyedi méréssel, a teljes állományokra vonatkozóan, ivarok szerint. Az USA-ban végzett kísérletben a mérés hasonlóképpen történt, 4, 8, 12, 16. és 20. hetes korban. A méréseket az adott életnap betöltését követô napon délelôtt, 6 órás koplaltatást követôen végeztük, legfeljebb három órán belül befejezve azt. Jelen vizsgálatunkban a vágási paraméterek meghatározását kísérleti vágóegységünkben végeztük, próbavágásokra 4, 8, 12, 16, 18. és 20. hetes korban került sor. 1979-ben alkalmanként 10 hím- és 10 nôivarú egyed próbavágására (összesen 60 hím- és 60 nôivarú egyed), illetve darabolására került sor randomizált mintavétellel. 2004-ben alkalmanként 5 hím- és 5 nôivarú egyed próbavágására került sor. Utóbbi esetben az adott korban és ivarban, a populációkra jellemzô átlagos élôsúlynak megfelelô egyedekbôl választottuk ki a darabolásra kerülô mintát. Figyelembe vettük Moran és mtsai (1991), valamint Moran (1994) eredményeit, továbbá saját experimentális tapasztalatainkat is, mely szerint az adott populációra, adott mérési idôpontban jellemzô átlagos súlyú egyedek próbavágási adatai reprezentálják legjobban az egész populációra is jellemzô teljesítményeket, mind nô-, mind hímivarban. Az elsô kísérletben a próbavágásra kijelölt állomány átlagos élôsúlya, a hat próbavágás átlagában, hímivarban 4,05%-kal, nôivarban 2,65%-kal tért el a populáció egészére jellemzô átlagtól. A 2004-es kísérletben hímivarban mindössze 0,29%, nôivarban 1,24% volt ugyanez az eltérés. Mindkét kísérletben tehát a próbavágásra kijelölt részpopulációk átlagos súlya jól közelítette az összpopulációra jellemzô átlagos élôsúlyt, mindkét ivarban.


543

A testek darabolását azonos módszerrel végeztük. A darabolásban részt vevô, nagy gyakorlattal rendelkezô munkatársak többsége azonos volt az 1979-es és a 2004-es kísérletben is. A vizsgált vágási paraméterek az alábbiak voltak: 1. vágás elôtti élôsúly (g), 2. grillfertig súly (g), 3. vágási kihozatal (%), 4. elsô- (csontos, bôrös mell és csontos bôrös teljes comb) és másodrendû testrészek (szárny és farhát) súlya (g), és aránya (%) a vágás elôtti élôsúlyhoz viszonyítva A grillfertig súly: a toll, fej, nyak, lábvégek és az összes belsôség nélküli vágott test súlya. A vágási kihozatal: a grillfertig súlynak a vágás elôtti élôsúlyhoz viszonyított %-os aránya. Az adatok értékelése A kísérleti adatok statisztikai értékelése kéttényezôs varianciaanalízissel történt, korcsoportokként egyedi adatok alapján. A genotípust (1979 vs. 2004-es típus) és az ivart fix hatásként kezeltük a varianciaanalízisek során. A legkisebb szignifikáns differenciákat korcsoportonként P<5%-os szinten adtuk meg (Steel és Torrie, 1980). Az alapadatokat egyik paraméter esetében sem transzformáltuk.

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A 4. táblázatban az 1979-ben és a 2004-ben végzett saját kísérletben vizsgált, próbavágott pulykák vágás elôtti élôsúlyát, grillfertig súlyát és a vágási kihozatalt 4. táblázat Az 1979-es és 2004-es típusú nagytestû pulykák átlagos vágás elôtti élôsúlya, grillfertig súlya és vágási kihozatala (%) hím- és nôivarban. a kortól függôen ÉletVágás elôtti élôsúly (2) χ– (g) kor

SzD 5%

(hét)

(5)

Hímivar (6)

Nôivar (7)

(1) 1979. 2004. 1979. 2004. 1160

710

(g)

Grillfertig súly (3) χ– (g) Hímivar (6)

Nôivar (7)

1979. 2004. 1979. 2004. 804

490

SzD 5% (5)

Vágási kihozatal (4) χ– % Hímivar (6)

Nôivar (7)

SzD 5% (5)

(g)

1979. 2004. 1979. 2004.

(%) 2,32

4

820

976

72

563

674

61

68,6

69,3 69,0

69,1

8

3050 4640 2590 3548

243

2162 3346 1857 2537

216

70,9

72,1 71,7

71,5

2,06

12 6290 8800 4956 6500

467

4462 6740 3590 4863

377

70,9

76,6 72,5

74,8

1,51

16 8870 13380 6610 9820

574

6554 10455 4953 7479

501

73,9

78,2 74,9

76,2

1,95

18 10030 15320 7400 11140 601

7141 11973 5576 8530

546

71,2

78,2 75,3

76,6

1,81

20 11290 18280 8850 12220 768

8632 14226 6908 9469

620

76,5

77,8 78,0

77,5

1,42

Table 4. Pre slaughter live weight, grillfertig weight and killing out percentage of 1979 and 2004 type turkeys as affected by age and sex age in weeks (1), pre slaughter live weight, g (2), grill ready weight, g (3), killing out percentage (4), LSD5% (5), males (6), females (7)

544


jellemzô átlagos teljesítményeket állítottuk össze életkor és ivar szerint, megadva a legkisebb számított szignifikáns differenciát típusok és ivarok között (P<0,05%-os szinten) korcsoportonként. A vágás elôtti élôsúlyban, minden mérési idôpontban, a típusok és az ivarok között szignifikáns különbség volt. A 2004-es (BUT) nagytestû pulykák növekedési erélye mindkét ivarban jelentôsen és szignifikánsan felülmúlta az 1979-es, az adott idôszakban legnagyobb növekedési erélyû és kapacitású (Perényi és mtsai, 1980) pulykáét. A hímivarban, a 2004-es típus fölénye az élôsúlyban az 1979-es típushoz képest, a 4. hetes korban mért 40%-os értékrôl 62%-ra növekedett a 20. hetes korra. Nôivarban a 2004-es típus relatív fölénye a négyhetes kori 36%-ról 48–50%-osra növekszik 16–18. hetes korban, amikor a nôivarra jellemzô nagy növekedési intenzitás tetôzik. Részben ezért alakult ki az az üzemi gyakorlat is, hogy a nôivarú pulykákat 16. hetes kor körül vágják. Az élôsúly javítására irányuló szelekció az 1979–2004-es idôszakban nagyon jelentôs elôrehaladást hozott. Érdekes összehasonlításra nyílik mód, ha adatainkat összevetjük az 1966-ban az USA-ban a legjobb teljesítményû pulykavonalakból szintetizált kontroll vonal (RBC2, Ohio Agricultural Research and Development Center) teljesítményével, Havenstein és mtsai (2007) kísérleti adataira alapozva. Az 5. táblázat mutatja a nagytestû vonalakból az USA-ban 1966-ban elôállított szintetikus kontroll populáció élôsúly változását 4–20. hetes kor között. 5. táblázat Az RBC2 1966-ban kifejezetten nagytestû vonalakból szintetizált pulyka kontroll vonal élôsúlyának változása a kortól és az ivartól függôen Havenstein és mtsai (2007) adatai alapján Testsúly (g) (2) Ivar (1)

Életkor (hét) (3) 4

8

12

16

20

Hímivar (4)

505

1903

3814

6397

8329

Nôivar (5)

409

1496

2966

4804

6787

Table 5. Live weight of the RBC2 line as affected by age and sex after data of Havenstein et al. (2007) sex (1), live weight (2), age in weeks (3), males (4), females (5)

A saját kísérleti adatok, valamint Havenstein és mtsai (2007) adatainak értékelése alapján 1966. és 1979. közötti idôszakban, hímivarban, a nagytestû típusba tartozó pulykák élôsúlya négyhetes korban 13%-kal nôtt, ami 20. hetes korra 35%ot ért el. Nôivarban az 1979-es típus fölénye az élôsúlyban négyhetes korban 17%os, ami 16. hetes korra éri el a maximumát, 39%-kal (18. hetes adat nincs), ez 30%-ra csökken 20. hetes korra, tendenciájában hasonlóan saját adatainkhoz. A kapott eredmények alapján, a 4. hetes korban mért súlygyarapodásban 1966. és 1979. között hímivarban 1%-os, nôivarban 1,3%-os volt az évi elôrehaladás, míg 197-es és 2004-es között ez jelentôsen magasabb, 1,6 illetve 1,4% volt. 20. hetes korban az éves elôrehaladás hímivarban 2,7, nôivarban 2,3% volt 1966. és 1979. között, míg az 1979-2004-es idôszakban, hímivarban 2,5%, nôivarban 2% volt ugyanez a paraméter. Adataink alapján tehát elmondható, hogy


545

nagyobb mértékû szelekciós elôrehaladás mutatkozott az 1979. és 2004. közötti idôszakban a 4. hetes élôsúlyban, az 1966–1979-es idôszakhoz képest. 20. hetes korban azonban mindkét idôszakban a 4. hetes értékeknél számottevôen nagyobb évi szelekciós elôrehaladás volt tapasztalható, és az gyakorlatilag azonos ütemû volt az egész idôszakban, mindkét ivarban. Joggal vetôdik fel a kérdés, hogy a különbözô idôpontokban, így 1966-ban, 1979-ben és 2004-ben végzett kísérletekben az adott kornak megfelelô takarmányozási receptúrák alapján készült takarmányok mennyiben befolyásolhatták a pulykák teljesítményét, rontva ezzel a szelekciós elôrehaladásban mutatkozó különbségek becslésének megbízhatóságát. Ebben a vonatkozásban Havenstein és mtsai (1994, 2003a, b) brojlercsirkével, Nixey (1996), Horn és mtsai (2001), Herendy és mtsai (2004), valamint Herendy (2008) pulykával végzett kísérleti eredményei azt mutatják, hogy a brojlercsirkék, illetve a pulykák súlygyarapodásában a különbözô színvonalú takarmányozás a növekedés kezdeti fázisában jelentôsebb, majd a növekedés késôbbi fázisában mind csekélyebb mértékû befolyást gyakorol a súlygyarapodásra és a vágási paraméterekre. Saját vizsgálatokban (Horn és mtsai, 2001; Herendy és mtsai, 2004) 1967-es típusú receptúra szerint összeállított dercés, valamint 1999-es receptúra szerint összeállított, granulált takarmányt fogyasztó pulykacsoportok között fiatal korban, mintegy 10. hetes korig, a takarmányozás a genetikai hatásokhoz viszonyítva 10%-os eltérést okozott az élôtömegben, amely 20. hetes korra 3%-ra csökkent az összvariancia meghatározásában, az élôsúlyt és a korreláló tulajdonságokat tekintve. A kisebb növekedési erélyû populációk reakciói szignifikánsan és jelentôsen csekélyebb mértékûek voltak, mint a nagyobb teljesítményû genotípusok. Elôbbiek alapján a kísérleti adatok tükrében mutatkozó különbségek döntô részét genetikai eredetûnek tekinthetjük. A grillfertig súlyban az 1979-es és 2004-es típusok és ivarok között minden mérési idôpontban szignifikánsak voltak a különbségek. A pulykák grillfertig súlyának típustól, kortól és ivartól függô változásai tendenciájukban nagyon hasonló öszszefüggéseket mutatnak, mint amelyeket a vágás elôtti élôsúly esetében ismertettünk. Ez következik abból is, hogy a különbözô baromfifajokkal végzett kísérletekben a grillfertig súly – és általában a vágott test különbözô részeinek súlya – szoros fenotípusos és genotípusos korrelációt mutat a vágás elôtti élôsúllyal (Marks, 1990). A pulykák vágási kihozatala típustól és ivartól függetlenül javult az életkor elôrehaladásával. Négy és 8. hetes korban, még a típusok és ivarok között nem mutatkoztak szignifikáns differenciák. 12. hetes korra a 2004-es típus vágási kihozatala számottevôen és szignifikánsan jobb volt, mint az 1979-es nagytestû típusú pulykáé, mindkét ivarban. A 2004-es pulykatípus hímivarban a hizlalási idôszak végéig jobb vágási kihozatallal jellemezhetô, mint az 1979-es típus bakjai, a különbségek 20. hetes korban ugyan nem érik el, csak közelítik a legkisebb szignifikáns differenciát (P>5%). Nôivarban 12. hetes kor után a típusok közötti különbségek tendenciájukban hasonlóak, mint hímivarban, de nem bizonyultak szignifikánsnak. A vágási kihozatalt tekintve, a 1979–2004-es idôszakban, a szelekció érdemi javulást a 8–18. hetes kor közötti idôszakban eredményezett, ez a hímivarban volt kifejezettebb.

546


Az 6. táblázat a csontos bôrös mell, a teljes comb és a másodrendû testrészek relatív súlyát mutatja a vágás elôtti élôsúly%-ában kifejezve. 6. táblázat Az 1979-es és 2004-es típusú nagytestû pulykák egyes testrészeinek aránya a vágás elôtti élôsúlyhoz viszonyítva ivaroktól és kortól függôen Élet kor (hét)

A mell súlya az élôsúly %-ában (2) χ– (%) Hímivar (6)

Nôivar (7)

SzD 5% (5)

A teljes comb a vágás élôsúly %-ában (3) χ– (%)

SzD 5%

Hímivar (6)

(5)

Nôivar (7)

(1) 1979. 2004. 1979. 2004.

(%)

1979. 2004. 1979. 2004.

4

21,7

23,4

21,8

22,6

1,26

19,1

18,9

18,7

19,5

8

22,1

27,5

22,7

26,8

1,23

20,1

20,3

20,4

20,3

12

23,0

30,7

24,3

29,3

1,94

21,1

20,0

20,2

16

23,9

32,3

25,9

30,8

1,65

22,2

20,8

18

25,4

33,6

26,6

32,4

1,72

21,9

20

26,9

33,6

28,8

31,3

1,87

22,9

(g)

Másodrendû testrészek az élôsúly %-ában (4) χ– (%) Hímivar (6)

Nôivar (7)

SzD 5% (5)

1979. 2004. 1979. 2004.

(%)

1,02

42,9

35,1 41,6

36,5

1,72

0,90

36,3

34,2 35,3

32,0

1,65

19,7

0,97

34,2

33,5 33,3

32,8

1,67

20,9

19,9

1,01

34,8

32,5 33,5

33,0

1,42

20,1

21,7

19,0

1,29

34,1

32,1 32,9

31,7

1,58

20,1

22,5

20,2

1,36

34,0

32,0 32,2

33,2

1,76

Table 6. Proportions (%) of various main carcass parts of 1979 and 2004 type turkeys related to pre slaughter live weight as affected by sex and age age in weeks (1), breast weight in % of live weight (2), thigh + drumstick % of live weight (3), less valuable carcass parts in % of live weight (4), LSD 5% (5), males (6), females (7)

A pulykák vágott testének legértékesebb része a mell, amelynek növelésére a testsúly mellett a pulyka szelekciója során törekedtek. Az 1979. és a 2004-es típusok összehasonlítása során 4. hetes korban a mell arányát tekintve az élôsúlyhoz viszonyítottan még csekélyek a különbségek, de tendenciájukban már a 2004es típus fölényt mutat az 1979-essel szemben, a hímivarban a különbség már szignifikáns is. A nevelés késôbbi idôszakában a két típus közötti különbségek nagymértékben fokozódnak, különösen a hímivarban, és mindvégig szignifikánsak mindkét ivarban. A hímivarban mutatkozó különbségek típusok között növekednek, különösen feltûnô ez 8–18. hetes kor között. A nôivar esetében is 8. és 18. hetes kor között növekszik a 2004-es típus fölénye az 1979-es típushoz képest, 20. hetes korra azonban a fölény mérséklôdik. Az adatokból következôen egyértelmûen megállapítható, hogy a pulyka szelekciójában az 1979–2004-es idôszakban a testsúly-gyarapodás javításával egyidejûleg, a mell arányának nagymértékû növelését is sikerült elérni az élôsúlyhoz viszonyítottan. A teljes comb élôsúlyhoz viszonyított arányában kortól, típustól és ivartól függôen sokkal kisebbek a különbségek, mint amit a mell arányában tapasztaltunk. A teljes comb aránya 4. és 20. hetes kor között enyhén növekvô tendenciát mutat. Az ivarok között sincsenek az esetek döntô többségében szignifikáns különbségek. Az 1979-es típusba tartozó nagytestû pulykák teljes combja az élôsúlyhoz viszonyítottan magasabb arányt képvisel a 2004-es típusú pulykákhoz képest. Az esetek többségében a különbségek szignifikánsak is 16. hetes korban és utána. A másodrendû testrészek arányában, 4. hetes korban, az 1979-es típusúak nagymértékben és szignifikánsan kedvezôtlenebb paraméterekkel jellemezhetôk


547

mindkét ivarban, a kezdeti hátrány az utóbbi tekintetben 8. hetes korra már mérséklôdik, összességében azonban az 1979-es típusú pulykák, hímivarban, a hizlalási idôszak végéig szignifikánsan magasabb másodrendû testrész aránnyal jellemezhetôek a vágás elôtti élôsúlyhoz viszonyítva. A nôivarban a jelenség tendencia jellegû, a 8. hetes kort követôen azonban a különbségek nem szignifikánsak. A vágási paramétereket áttekintve megállapítható, hogy az 1979–2004-es idôszakban, a kifejezetten nagytestû pulykatípusok szelekciója rendkívül eredményes volt a testsúly, illetve a testsúly-gyarapodás és a mellsúly növelésében is, növelve utóbbi arányát az élôsúlyhoz viszonyítottan számottevôen és szignifikánsan, mindkét ivarban. Ugyanakkor kismértékben javult a vágási kihozatal (csökkent a vágási veszteség) szignifikánsan csökkent a comb aránya a vágás elôtti élôsúlyhoz képest, és csökkent a másodrendû testrészek aránya is az élôsúlyhoz viszonyítva. A vázolt fôbb tendenciák határozottabban jelentkeznek a hímivarú pulykákban a nôivarúakhoz képest. Amennyiben azonban figyelembe vesszük azt a tényt, hogy a mai gyakorlatban a nagytestû típusok nôivarú állományait már 16. hetes korban vágják, akkor a típusok közötti különbségek nagyon hasonlóak ahhoz, mint amelyeket 20. hetes korban vágásra érett hímivarú pulykák esetében tapasztaltunk. IRODALOM Abplanalp, H. – Ogasavara, F. X. – Asmundson, V. S. (1963): Influence of selection for body weight at different ages on growth of turkeys. Brit. Poultry Sci., 4. 71–82. p. Arthur, J. A. – Abplanalp, H. (1975): Linear estimates of heritability and genetic correlation for egg production, body weight, conformation and egg weight in turkeys. Poultry Sci., 54. 11–23. p. Arthur, J. A. – Albers, A. A. (2003): Industrial perspective on problems and issues associated with poultry breeding. In: Poultry Genetics Breeding and Biotechnology. Eds: Muir, W. M. – Aggrey, S. E., CABI Publishing, Wallingford, Cambridge Buss, E, G. (1990): Genetics of growth and meat production in turkeys. In: Poultry Breeding and Genetics. Ed.: Grawford, RD., Elsevier, 645–676. p. Cook, R. E. – Blow, W. K. – Cockerham, C. C. – Glazener, E. W. (1962): Improvement of reproductive traits and body measurements in turkeys. Poultry Sci., 41. 556–563. p. Havenstein, G. B. – Ferket, P. R. – Grimes, J. L. – Quereshi, M. A. – Nestor, K. E. (2007): Comparison of the performance of 1966 vs. 2003 type turkeys when fed representative 1966 and 2003 turkey diets. Growth rate, liveability, and feed conversion. Poultry Sci., 86. 232–240. p. Havenstein, G. B. – Ferket, P. R. – Quereshi M. A. (2003a): Growth, liveability and feed conversion of 1957 vs 2001 broilers when fed representative 1957 and 2001 broiler diets. Poultry Sci., 82. 1500–1508. p. Havenstein, G. B. – Ferket, P R. – Quersehi M. A (2003b): Carcass composition and yield of 1957 vs 2001 broilers when fed representative 1957 and 2001 broiler diets. Poultry Sci., 82. 1509–1518. p. Herendy, V. (2008): Genetikai és környezeti tényezôk hatása a pulyka hústermelô képességére. Ph.D disszertáció, Kaposvár Herendy, ’ V. – Sütô, Z., Horn, P. (2004): Comparison of turkey strains and feeding management of the 1967 s and 1999’s regarding growth and slaughter characteristics. Worlds Poultry Congress, Istanbul, 1434. pdf. (CD). Horn, P. – Herendy, V. – Kustos, O. – Sütô, Z. (2001): Interaction between genotype, sex and nutrition in growth traits in turkeys. Proc. of 2th European Poultry Genetics Symposium. Gödöllô, 4–9. p. Horn, P. – Perényi, M. (1980): Comparison of turkey strains. Turkeys, 1. 20–21. p. Krueger, W. F. – Atkinson, R. L. – Quisenberry, J. H. – Bradley, J. W. (1972): Heritability in body weight and conformation traits and genetic associations in turkeys. Poultry Sci., 51. 1276–1282. p.

548


Marks, H. L. (1990): Genotype by diet interactions in body and abdominal fat weight in broilers. Poultry Science, 69. 879–886. p. McCartney, M. G. – Nestor, K. E. – Harvey, W. R. (1968): Genetics of growth and reproduction in the turkey. 2. Selection for increased body weight and reproduction. Poultry Sci., 47. 981–990. p. Moran, E. T. (1994): Body Composition. In: Poultry Production. Ed: P. Hunton, Elsevier, 139–156. p. Moran, E. T. – Acar, N. – Revignon, W. H. – Bilgily, S. F. (1991): Quality of broilers effects of strain, live production procedure and location in the flock population. In: Quality of poultry products. I. Poultry Meat. Eds: Uijttenbogaard, T. G., Veerkamp, C. H., 303–312. p. Wageningen. Nestor, K. E. – McCartney, M. G. – Bachev, N. (1969): Relative contributions of genetics and environment to turkey improvement. Poult. Sci., 48. 1944–1949. p. Nixey, C. (1996): Hômérséklet – a növekedési erély legnagyobb befolyásolója. Magyar Baromfi, 41. 10. 20–22. p. Nixey, C. (2002): Trends in Turkey Production. Proc. 11th European Poultry Conference, Bremen, CD. Perényi, M. – Sütô, Z. – Ujváriné, J. (1980): Changes in the proportion of the carcass parts of male and female heavy type turkeys between 4 and 20 weeks of age. Proc. 6. European Poultry Conference, Hamburg, Vol. IV. 514–519. p. Steel, R. G. D. – Torrie, J. H. (1980): Principles and Procedures of Statistics. A Biometrical Approach. McGrow-Hill Publ. Co. Sütô, Z. – Rajczi, B. – Kustosné Pôcze O. – Horn, P. (2005): Az intenzív szelekció hatása a pulyka testarányaira. Baromfiágazat, 5. 3. 44–49. p. Érkezett: 2007. március Szerzôk címe: Herendy Veronika ([email protected]) Authors’ address: Sütô Zoltán ([email protected]) Ujvári Lajosné ([email protected]) Kustosné Pôcze Olga ([email protected]) Horn Péter ([email protected]) Kaposvári Egyetem Tel.: +3682/314-155, Fax: +3682/320-175 Kaposvár University H-7400 Kaposvár, Guba S. u. 40. Kapcsolattartó/ Horn Péter Tel.: +3682/412-613 Contact person:


549

A PEDIGRÉANALÍZISBEN ALKALMAZOTT MUTATÓSZÁMOK ÉS ÉRTELMEZÉSÜK SZAKIRODALMI ÁTTEKINTÉS VIGH ZSÓFIA – CSATÓ LÁSZLÓ – NAGY ISTVÁN

ÖSSZEFOGLALÁS A Szerzôk a szakirodalom alapján vizsgálták a pedigréanalízis elméleti hátterét, gyakorlati végrehajtásának feltételeit és az elemzés során meghatározandó paramétereket (beltenyésztési együttható, átlagos rokonsági fok, pedigré teljesség, generációs intervallum, effektív populációméret, alapító ôsök effektív létszáma, nem alapító ôsök effektív létszáma, nem alapító ôsök és alapító ôsök effektív létszámának aránya, alapító ôsök genom ekvivalens értéke, nem alapító ôsök genom ekvivalens értéke és nem alapító ôsök effektív létszámának aránya). A szakirodalomban fellelhetô különbözô hivatkozások alapján ló, szamár, szarvasmarha, juh, sertés, kutya és nyúl állatfajok adatain – PEDIG vagy ENDOG szoftverekkel – végzett pedigréanalízisek során számolt paramétereket elemezték, melyekbôl megállapítható, hogy a beltenyésztési együttható érzékeny a pedigré hosszára és teljességére, ezért a populáció genetikai változatosságának jellemzésére célszerû más mutatókat használni (átlagos rokonsági fok, alapító ôsök effektív létszáma és nem alapító ôsök effektív létszáma). Meghatározták továbbá, hogy mely paramétereket célszerû együtt értelmezni. A beltenyésztettségi szint jelentôs növekedése esetén célszerû azokat a programokat használni, melyekkel (a szelekciós haladás csökkenése nélkül) minimalizálni lehet a beltenyésztési rátát.

SUMMARY Vigh, Zsófia, Ms. – Csató, L. – Nagy, I.: APPLICATION PEDIGREE ANALYSIS IN THE ANIMAL BREEDING PROGRAMS (REVIEW) Authors based on the literature studied the theoretical background of the pedigree analysis, the possibilities of application and the parameters available for the analysis (inbreeding coefficient, average relatedness, pedigree completeness, generation interval, effective population size, effective number of founders, effective number of ancestors, ratio of the effective number of ancestors and effective number of founders, effective number of founder genome, ratio of the effective number of founder genome and effective number of founders). The study reviewed the results of pedigree analyses carried out – using PEDIG or ENDOG softwares – in different horse, donkey, cattle, sheep, pig, dog and rabbit populations. It can be concluded that the inbreeding coefficient is sensitive to the length and completeness of the pedigree therefore the use of other parameters (average relatedness, effective number of founders and effective number of ancestors) can be suggested to describe the genetic diversity of the population. Moreover the combinative use of these parameters was also presented. In case of the substantial increase of the level of inbreeding, the usage of the softwares minimizing the inbreeding rate (without decrease of selection response) is feasible.

550

Vigh és mtsai: PEDIGRÉANALÍZIS ÉS ÉRTELMEZÉSE

BEVEZETÉS Az állattenyésztôk legfontosabb feladata nagy genetikai értékû állományok létrehozása és fenntartása. Ehhez ismerni kell a populációk genetikai hátterét és összetételét, mely információk a származás ismeretében pedigréanalízissel vagy pedig genetikai markerek segítségével nyerhetôk. E két lehetôség közül, Baumung és Sölkner (2003) szimulációs vizsgálatának eredménye szerint kedvezôbb a geneológiai analízist alkalmazni, ha megbízható származás áll rendelkezésre. Közleményükben az is olvasható, hogy egy marker alapú genetikai elemzéshez legalább 100 mikroszatellit markerre lenne szükség. Tehát a pedigréanalízis mellett szól, hogy feltételrendszere sokkal egyszerûbb és költségkímélôbb, hiszen elvégzéséhez nincs szükség laboratóriumi vizsgálatokra, csupán számítógépen rögzített származási adatok és megfelelô számítógépes kapacitás kell hozzá, ami manapság már sehol sem jelenthet problémát és többletköltséget. A populációk genetikai változatosságának megismerése az utóbbi években növekvô érdeklôdésre tett szert (Wooliams és mtsai, 2002). Ennek ismeretében információhoz jutunk az állat ôseirôl, oldalági rokonairól is, melynek segítségével fontos számításokat végezhetünk el a populáció genetikai szerkezetének és változékonyságának megállapítására (Maignel és mtsai, 1996). A genetikai változatosságnak a veszélyeztetett vadon élô és háziasított populációk fennmaradását segítô génmegôrzési programokban van jelentôs szerepe, a gazdasági állatfajok esetében pedig különféle mutatók számolására használjuk, melyek ismeretében alacsonyan tartható az állomány beltenyésztettségi szintje (Sonesson és Meuwissen, 2000). A származás alapján becsülhetô a tenyészérték és a beltenyésztettségi szint, megállapítható az egyed populáción belüli vonalba vagy családba való tartozása, feltérképezhetôk rokoni kapcsolatai, továbbá nyomon követhetôk bizonyos nagyhatású gének és genetikai defektusok (örökletes rendellenességek) nemzedékenkénti elôfordulásai (Chai, 1969; Maki és mtsai, 2001). A pedigréanalízis elméleti alapjait Wright (1931), James (1962, 1971, 1972), MacCluer és mtsai (1986) és Lacy (1989) írták le, gyakorlati alkalmazása pedig több mint tíz éve folyik rutinszerûen, Boichard és mtsai (1997) módszerének megjelenése óta. Azóta számos külföldi és magyar szerzô számol be különféle ló, szarvasmarha, juh, sertés, szamár és kutya populációk pedigréanalízisének eredményérôl. Az elmúlt években számos programot írtak pedigréanalízis végzésére. Elsôként a francia Boichard (2002) jelentette meg FORTRAN programnyelven írt PEDIG programcsomagját, mely fôképpen nagy pedigrék elemzésére szolgál és több alprogramból áll. Ezt követôen közölte Gutiérrez és Goyache (2005) az ENDOG nevû, Visual Basic nyelven írt szoftvert, ami elsôdlegesen kisebb populációk genetikai analízisére készült. A harmadikként megjelenô, Visual C++-ban írt – pedigréanalízisre használatos – program Sargolzaei és mtsai (2006) munkája, a PyPedal-t pedig Cole (2007) írta Python programozói nyelven. Említést érdemel még Kinghorn (1994) Pedigree Viewer-e, mely a származás grafikus ábrázolására is alkalmas. Bár jelen dolgozatnak nem célja a genetikai markerek alapján végzett elemzések áttekintése, mégis megemlítjük a MolKin-t (Gutiérrez és mtsai, 2005b), mely az ENDOG szoftver molekuláris adatokon alapuló ekvivalense.


551

A szakirodalmi áttekintéshez felhasznált közleményekben a hivatkozott szerzôk a PEDIG és az ENDOG programokat használták. Jelen szakirodalmi áttekintés célja a magyar és külföldi szerzôk által különbözô állatfajokon végzett pedigréanalízis eredményeinek egymással való összevetése és azok értékelése paraméterenként. A pedigréanalízis során meghatározásra kerülô fontosabb mutatók: Beltenyésztési együttható (F, Wright, 1922): Beltenyésztésrôl akkor beszélünk, ha rokon egyedek párosodnak egymással. A rokonok részben azonos alléleket hordoznak, ezért utódaik nagyobb valószínûséggel lesznek homozigóták, mint véletlenszerû párosodás mellett. A beltenyésztési együttható annak a valószínûsége, hogy egy adott lokusz két allélja származásilag azonos. A nagymértékben homozigóta egyedek szervezetének élettani pufferkacapitása csökkent, ezért környezeti labilitásuk nagyobb, alkalmazkodóképességük kisebb. Mindez – fôként, ha káros hatású recesszív allélok homozigóta állapotban való manifesztációjával párosul – a beltenyésztési leromlásban jut kifejezésre (Dohy, 1989). Emiatt nagyon fontos, hogy a populáció nagy hányadát kitevô nôivarú állomány a lehetô legnagyobb mértékben heterozigóta (outbred) genetikai felépítettségû legyen (Dohy, 1999). A fent említett programok a beltenyésztési együtthatót Wright (1922) metodikája alapján számolják, mely szerint adott (X) egyed beltenyésztési koefficiense: FX = ∑(1/2)n+n’+1 × (1+FA) ahol A az X egyed apai és anyai származási láncában levô közös ôs, n és n’ az X egyed és A ôs közötti generációk száma az apai (n), illetve az anyai (n’) ágon, FA a közös ôs beltenyésztési koefficiense. A ∑ jel az X egyed apai és anyai származási láncában levô összes közös ôsre és leszármazási útra vonatkozó összegzést jelenti. A beltenyésztési együttható függ a pedigré hosszától és teljességétôl (Boichard és mtsai, 1997), tehát minél teljesebb és több nemzedékre visszavezethetô pedigré áll rendelkezésre, annál megbízhatóbb a koefficiens. A program(csomag)ok ezt a paramétert VanRaden (1992) és/vagy Meuwissen és Luo (1992) által készített algoritmus alapján számolják, ami egy rokonsági mátrix számítása. A különbözô szerzôk által megállapított együtthatókat az átlagos rokonsági fokkal, a pedigré teljességgel, a generációs intervallummal és az effektív populációmérettel együtt az 1–3. táblázatban közöljük. Átlagos rokonsági fok (AR, Dunner és mtsai, 1998; Gutiérrez és mtsai, 2003): A populáció bármely egyedére nézve az átlagos rokonsági fok annak a valószínûsége, hogy a teljes populációt jellemzô pedigrébôl véletlenszerûen kiválasztott allél az egyedhez tartozik. A beltenyésztési együtthatóval együtt értékeljük, viszont hiányos és/vagy rövid pedigré esetén önállóan is jellemzi a populáció szerkezetét. Emellett az alpopulációk beltenyésztettségi szintjének összehasonlítására használatos. Ha nagyobb, mint a beltenyésztési együttható fele, akkor nem sikerült elkerülni a rokon egyedek párosítását. Ezt a paramétert csupán az ENDOG használja.

552


Pedigré teljesség (CGE, Maignel és mtsai, 1996): Azt fejezi ki, hogy bármely egyed származása hány teljes generációra nézve ismert (teljes generáció ekvivalens). A paraméter számítása során a generációnként ismert ôsök arányát összesítjük. A pedigréanalízis elvégzéséhez legalább 3–4 generáció teljes ismerete kívánatos a korrekt eredmény elérése érdekében. A beltenyésztési együtthatók öszszevetése akkor értelmezhetô, ha ez a paraméter is rendelkezésre áll és hasonló, mert minél teljesebb a pedigré, annál megbízhatóbb a becsült beltenyésztési együttható. Generációs intervallum (GI, James, 1977): A szülôk átlagos életkora azon ivadékok megszületésekor, amelyek részt vesznek a következô generáció létrehozásában. Fajonként és fajtánként biológiailag meghatározott. A generációs intervallumot a programok négy leszármazási úton számolják: apa–fiú, apa–lány, anya–fiú, anya–lány, a regisztrált egyedek és azok apjának és anyjának születési dátumát felhasználva. Gáspárdy és mtsai (2003) szerint a generációintervallum a szülô születése és a „tenyészutódjai” születése között eltelt idô, vagyis a szülôpárok – továbbszaporodó (effektív) utódaik számával súlyozott – átlagéletkora az utódok megszületésekor. Effektív populációméret (Ne, Wright, 1931; Pirchner, 1968; Falconer és MacKay, 1996): Az ún. effektív szám legtöbbször kisebb a tényleges számnál, mely abból adódik, hogy a háziállatok tenyésztésében az ôsök értékelése igen eltérô nagyságú családokhoz vezet. A valós populáció beltenyésztési rátája megegyezik egy annál kisebb, ám ideális szerkezetû populációéval. Ez utóbbi populációban lévô egyedek száma jelenti az effektív populációméretet. A beltenyésztési ráta (∆Fy) alapján bármely populációban az effektív populációméret (Ne):

ahol ∆Fy = (Ft – Ft-1) / (1 – Ft-1), a populáció beltenyésztettségének évenkénti növekedése, L-pedig a generációs intervallum. Az effektív populációméret rövid pedigrébôl nem becsülhetô pontosan (Te Braake és mtsai, 1994). Rövidnek az 5 teljes generáció ekvivalenst el nem érô pedigrét tekintjük (Gutiérrez és Goyache, 2005). Frankham és mtsai (2002) szerint kritikus effektív populációméretnek tekinthetô az 50-es effektív létszám. Ez a szám az állattenyésztôk gyakorlati tapasztalatán alapul, akik azt figyelték meg, hogy a szaporaságot érintô szelekció ellensúlyozhatja a beltenyésztési leromlást, amennyiben a beltenyésztési ráta generációként kisebb mint 1% (∆F=1/2Ne). Csökkenésében szerepet játszik a szülôk egyenetlen ivareloszlása (beltenyésztettségi szint növekedése). Az 1–3. táblázatokban látható, hogy a legmagasabb beltenyésztési együtthatót, 10,81-et Zechner és mtsai közölték 2002-ben lipicai ló pedigréanalízise kapcsán. Ezt az értéket a közölt legteljesebb pedigrébôl becsülték, amelynek pedigré teljessége 15,2. Kiemelkedôen jó, 14,61-es pedigré teljességrôl számoltak még be Bokor és mtsai (2008) magyarországi angol telivér állományban, 8,16-os beltenyésztési együtthatóval. A pedigréanalízis kapcsán közölt beltenyésztési együtt-


553 1. táblázat

Ló és szamár fajták esetében közölt beltenyésztési együtthatók (%), átlagos rokonsági fokok (%), pedigré teljességek és generációs intervallumok (év) Szerzô és fajta Cervantes és mtsai (2008) spanyol arab ló(1)

F (%)

AR (%)

CGE

GI (év)

7,0

9,1

5,7

–

3,06–5,31

–

–

O: 10,24–12,6 P: 8,64–13,92

Gutiérrez és Goyache (2005) katalán szamár(3)

3,36

3,76

1,96

–

Moureaux és mtsai (1996) angol telivér(4) francia ügetô(5) arab ló(6) anglo-arab(7) selle francais(8)

1,02 1,86 3,08 1,17 0,7

– – – – –

– – – – –

10,6 11,8 9,7 11,5 11,7

Poncet és mtsai (2006) Frenches-Montagnes ló(9)

6,0

–

12,3–12,4

8,7

Posta és mtsai (2006) magyar sportló (10)

7,9

–

–

10,24

Royo és mtsai (2007 asturcon ló(11)

4,7

9,2

2,97

–

Valera és mtsai (2005) andalúz ló(12)

8,48

12,25

–

–

Zechner és mtsai (2002) lipicai ló(13)

10,81

–

15,2

–

Glazewska és Jezierski (2004) lengyel arab ló(2)

Table 1.: Inbreeding coefficients (F, %), average relatedness (AR, %), pedigree completeness (CGE) and generation intervals (GI, year) of different horse and donkey populations Spanish Arab horse (1), Polish Arabian horse (2), Catalonian donkey (3), English thoroughbred (4), French trotter (5), Arabian thoroughbred (6), Anglo-Arabian (7), Selle francais (8), Frenches-Montagnes horse (9), Hungarian sporthorse (10), Asturcon pony (11), Andaluzian horse (12), Lipizzan horse (13)

hatók ló és szamár állatfajban 0,7 és 10,81, szarvasmarha esetében 0,2 és 7,06, sertés állatfajban 1,13 és 3,15, kutya állatfajban 3,3 és 6 közöttiek. A közölt pedigré teljességek az állatfajok esetében 0,81 és 15,2 közötti számok. A táblázatban nem szerepelnek Hagger (2005) eredményei, aki három brown-swiss alpopulációban 8,1, 9,6 és 7,4-es pedigré teljességet számolt, az általa megállapított generációs intervallum 5,25. Az 1–3. táblázatban szereplô, különbözô teljességû pedigrékbôl becsült beltenyésztési együtthatók alakulása látható az 1. ábrán. Az értékek elhelyezkedésébôl kitûnik, hogy egy-két kivételtôl eltekintve, a jobb minôségû pedigrébôl nagyobb beltenyésztési együtthatókat számoltak a szerzôk. A lovakra megállapított generációs intervallum 8,64 és 13,92 év közötti, szarvasmarhára 3,75 és 6,71 év, húshasznú juhokra 2,97–4,3 év, sertésekre 2,5 és 3,15 év, kutyákra pedig 3,2 és 5,6 év. Komlósi és mtsai (2007) 2,9–5,24 éves generációs intervallumot számoltak magyar merinó állományban, a leszármazási utaktól függôen. A táblázatban azok a generációs intervallumok láthatók, melyet a szerzôk a négy leszármazási út átlagolásával kaptak.

554

Vigh és mtsai: PEDIGRÉANALÍZIS ÉS ÉRTELMEZÉSE 2. táblázat

Szarvasmarha és juh fajták esetében közölt beltenyésztési együtthatók (%), átlagos rokonsági fokok (%), pedigré teljességek, generációs intervallumok és effektív populációméretek Szerzô és fajta

F (%)

AR (%)

CGE

GI (év)

Ne

Baumung és Sölkner (2002) 3 osztrák fajta(1) Tux-Zillertal Carinthian Blond Original Pinzgau

2,82 0,99 2,09

– – –

2,52 1,73 5,33

– – –

21 41 104

Canon és mtsai (1994) 2 helyi jelentôségû spanyol húsmarha fajta(2) Casina Carrenana

1,2 0,2

– –

– –

5,3 5,4

– –

Gutiérrez és mtsai (2003) 8 helyi jelentôségû spanyol húsmarha fajta(2) Alistana Asturiana de la Montana Asturiana de los Valles Avilena-Negra Iberica Bruna dels Pirineus Morucha Pirenaica Sayaguesa

1,09 1,55 0,48 2,50 0,25 2,20 1,60 3,13

0,73 0,68 0,26 0,10 0,35 0,30 1,58 1,70

1,53 1,56 1,08 2,23 0,81 1,22 2,97 1,73

4,08 4,55 4,30 5,70 5,52 4,93 6,08 3,75

36 35 89 40 95 27 123 21

Koenig és Simianer (2006) német holstein fríz (3)

1,7

–

6,15

–

–

– – – – – – – –

– – – – – – – –

3,83 2,82 4,04 3,78 3,47 4,19 5,02 4,75

– – – – – – – –

106 2500 56 27 208 125 47 46

Mc Parland és mtsai (2007) Charolais Limousin Hereford Angus Simmental Holstein-Fries

0,54 0,57 2,19 1,31 1,35 1,49

– – – – – –

6,17 6,71 6,03 6,09 6,54 6,66

– – 64 – 127 75

Pérez – Torrecillas és mtsai (2002) Chianina(4) Maremmana Mucca Pisana

3,61 6,76 7,06

Maignel és mtsai (1996) Abondance Pie Rouge des Plaines (PRP) Brown Swiss Tarentaise Simmental Montbéliarde Normande Holstein

4–6

2,88 3,13 2,26

255,97 110,92 19,91 folytatás a következô oldalon


555 A 2. táblázat folytatása

Szerzô és fajta

F (%)

AR (%)

CGE

GI (év)

Ne

3,9 3,4 1,4

– – –

7,20 7,36 6,77

4,6; 5,0 4,7; 5,2 4,8; 5,0

49 53 47

Goyache és mtsai (2003) Xalda juh(6)

1,54

1,79

1,09

2,97

Huby és mtsai (2003) 6 francia húsjuh fajta(7)

1–3

–

Sorensen és mtsai (2005) dán holstein dán jersey dán vörös(5)

6,7; 2,3; 6,7; 4,1; 4,3; 3,4; 4,7; 4,2; 4,1 4,1; 3,9; 3,4

24,8 120–360

Table 2.: Inbreeding coefficients (F%), average relatedness (AR%), pedigree completeness (CGE), generation intervals (GI, year) and effective population size of different cattle and sheep populations Austrian breeds (1), Spanish cattle breeds with local importance (2), German Holstein-Frizien population(3), Italian cattle breeds (4), Danish Holstein/Jersey/Red (5), Xalda sheep(6), French meet-sheep breeds (7)

A generációs intervallum az apai és az anyai leszármazási utakban különbözô és függ a termékenyítési módtól is. Mc Parland és mtsai (2007) különbözô szarvasmarha fajtákban 1,32 évvel hosszabbnak találták az apai leszármazási utat, Goyache és mtsai (2003) ezzel szemben az anyai utat számolták hosszabbnak 0,4 évvel. Ennek oka a mesterséges és természetes termékenyítési módban keresendô. Azokban a fajtákban, ahol a mesterséges termékenyítés elterjedt, általánosan hosszabb az apai leszármazási út, mert a spermát a tenyészállat selejtezése után akár még évekkel is fel lehet használni. Sok populációban rendelkezésre álló adat a beltenyésztési ráta (∆F), de ezek összehasonlítása nem feltétlenül korrekt, mert ezt a szerzôk többféleképpen adhatják meg, úgy mint évenként, több éves periódusonként, vagy generációnként. Viszont a beltenyésztettségi szint alakulása így követhetô nyomon, ezért ez egy nagyon fontos paraméter, amit a szelekciós programok tervezésekor figyelembe kell venni. Ha a beltenyésztési ráta növekszik és az effektív populációméret kisebb mint 50, akkor célszerû olyan programokat használni, melyekkel minimalizálni lehet a beltenyésztési rátát és maximalizálni a szelekciós haladást (Melgarejo és mtsai, 2000; Meuwissen, 2002; Gyovai, 2006). Az ebbôl számított effektív populációméretekben a különbözô domesztikált állatfajok esetében nagy különbségek figyelhetôk meg. Az esetek többségében ez a paraméter a tényleges populációméretnél jóval kisebb, a kritikus 50 alatt van. A mutató azonban csak a zárt populációk esetében megbízható, mert az import tenyészállat vagy sperma a beltenyésztési rátát jelentôsen csökkenti, ami az effektív populációméret nagyságrendekkel történô növekedését okozhatja. Erre jó példa a Maignel és mtsai (1996) által Pie Rouge des Plaines (PRP) fajta esetében számított igen nagy effektív populációméret (2. táblázat). Alapító ôsök effektív létszáma (fe, James, 1972; Lacy, 1989): Alapító ôsök azok az egyedek, melyeknek mindkét szülôje már ismeretlen a pedigrében. A populáció teljes génkészlete visszavezethetô az alapító ôsökig, melyek különbözô mértékben járulnak hozzá az állomány genetikai diverzitásához. Ezt a mutatót a szoftver konvertálja oly módon, mintha az alapító ôsök egyenlô mértékben járul-

556

Vigh és mtsai: PEDIGRÉANALÍZIS ÉS ÉRTELMEZÉSE 3. táblázat Sertés, nyúl és kutya fajták esetében közölt beltenyésztési együtthatók (%), pedigré teljességek, generációs intervallumok és effektív populációméretek Szerzô és fajta

F (%)

CGE)

GI (év)

Ne

Baumung és mtsai (2002) osztrák nagyfehér(1) osztrák lapály(2) pietrain

1,43 1,13 1,34

7,85 6,20 5,74

– – –

– 181 415

Janssens és mtsai (2005) belga lapály(3) pietrain

3,15 2,36

9 8,8

2,5 3,15

– –

7,1– 37

–

4,32

–

Glazewska (2008), lengyel kopó(4) Leroy és mtsai (2006), 9 francia kutyafajta(5)

12,4; 3,9; 5,4; 7,2; 3,5; 6,3; 8,1; 6,1; 4,7; 3,8; 4,4; 4,9; 20; 76; 53; 33; 147; 3,3; 6,0; 4,1; 4,5; 6,0; 5,9; 6,2; 8,2; 3,3; 5,6; 3,2; 4,6; 40; 88; 70; 82 4,0 5,2 4,9

Gyovai (2006), Pannon fehér nyúl(6)

5,56

10,91

1,32; 1,15; 1,2

52

Table 3.: Inbreeding coefficients (F%), pedigree completeness (CGE), generation intervals(GI, year) and effective population size(Ne) of different pig, dog and rabbit populations Austrian Large White (1), Austrian Landrace (2), Belgian Landrace (3), Polish Foxhound (4), French houndbreeds (5), Pannon White rabbit (6)

nának hozzá a genetikai változatossághoz, ezért az alapító ôsök effektív létszáma kisebb, mint az alapító ôsök létszáma. Ez a paraméter kevésbé érzékeny a pedigré teljességére, mint a beltenyésztési együttható (Boichard és mtsai, 1997). A különbözô állatfajok esetében közölt alapító ôsök effektív létszáma a nem alapító ôsök effektív létszámával, e kettô arányával, az alapító ôsök genom ekvivalens értékével és az Ng/fe arányával együtt a 4–6. táblázatban láthatók. 1. ábra: Különbözô populációk beltenyésztési együtthatói a pedigré teljesség függvényében 14

Beltenyésztési együttható (%) (1)

12

10

8

6

4

2

0

0

2

4

6

8 10 Pedigré teljesség (2)

12

14

16

Fig. 1.: Mean inbreeding coefficients of different populations according to complete generation equivalent inbreeding coefficients % (1), complete generation equivalent (2)


557 4. táblázat

Ló és szamár fajták esetében közölt alapító ôsök effektív létszáma (fe), nem alapító ôsök effektív létszáma (fa), ezek aránya (fa/fe), alapító ôsök genom ekvivalens értéke (Ng) és az Ng/fe arány fe

fa

fa/fe (%)

Ng

Ng/fe (%)

Cervantes és mtsai (2008) spanyol arab ló(1)

Szerzô és fajta

38,6

19

49,2

–

–

Gutiérrez és mtsai (2005a) katalán szamár(2)

70,6

27

38,2

–

–

Poncet és mtsai (2006) Frenches-Montagnes ló(3)

68,7–75,7

19–20

26,4–27,6

–

–

Royo és mtsai (2007) asturcon ló(4)

18,1

13

71,8

–

–

Valera és mtsai (2005) andalúz ló(5)

39,6

16,5

41,7

–

–

Zechner és mtsai (2002) lipicai ló(6)

48,2

26,6

54,4

6,0

12

Table 4.: Effective number of founders (fe), effective number of ancestors (fa), ratio of the effective number of ancestors and effective number of founders (fa/fe), effective number of founder genome (Ng), ratio of the effective number of founder genome and effective number of founders (Ng/fe) of different horse and donkey populations as in Table 1. (1,3,9,11,12,13) Spanish Arab horse (1), Catalonien donkey (2), Frenches-Montagnes horse (3), Asturcon pony (4), Andaluzian horse (5), Lipizzan horse (6)

Nem alapító ôsök effektív létszáma (fa, Boichard és mtsai, 1997): Azon ôsök minimális létszáma (nem feltétlenül alapító ôs), amellyel magyarázható a populáció teljes genetikai diverzitása. A nem alapító ôsöket a populációhoz történô genetikai hozzájárulásuk alapján választjuk ki, azonban mivel egyes egyedek nem feltétlenül alapító ôsök, ezért a rokonsági kapcsolatok miatt a genetikai hozzájárulások között átfedések lehetnek (ezek összessége több lehet, mint 100%). Ezért a nem alapító ôsök esetében a marginális hozzájárulásukat vesszük figyelembe (a genetikai hozzájárulásoknak az átfedés-mentes részét használjuk). A nem alapító ôsök létszáma alacsonyabb (vagy egyenlô) az alapító ôsök effektív létszámánál. Nem alapító ôsök effektív létszámának és az alapító ôsök effektív létszámának aránya (fa/fe): A két szám aránya jelzi, hogy a „palacknyak” effektus mennyire jellemzô a vizsgált populációra. Palacknyak effektusnak hívjuk a populáció létszámának és ezáltal a génkészletének beszûkülését. Ha fe nagyobb mint fa, akkor a palacknyak effektus szerepet játszott a populáció fennállása folyamán. Alapító ôsök genom ekvivalens értéke: (Ng, Chevalet és Rochambeau, 1986; MacCluer és mtsai, 1986; Lacy, 1989): Azt mutatja, hogy az alapító ôsök által meghatározott populációban egy adott allélnek mennyi a fennmaradási valószínûsége (a referencia populációban). A paraméter kiszámításához sztochasztikus módszerre („gene dropping”) van szükség. Minden alapító ôs két egyedi allélt kap („n” ôs esetében ez összesen 2n egyedi allél), majd a mendeli szegregációt a

558

Vigh és mtsai: PEDIGRÉANALÍZIS ÉS ÉRTELMEZÉSE 5. táblázat

Szarvasmarha és juh fajták esetében közölt alapító ôsök effektív létszáma (fe), nem alapító ôsök effektív létszáma (fa), ezek aránya (fa/fe), alapító ôsök genom ekvivalens értéke (Ng) és az Ng/fe arány Szerzô és fajta

fe

fa

fa/fe (%)

Ng

Baumung és Sölkner (2002), 3 osztrák fajta(1) Tux-Zillertal Carinthian Blond Original Pinzgau

Ng/fe (%)

21,0 29,9 65,4

14,2 29,0 32,1

67,6 96,98 49,1

9,7 22,6 19,5

46 75 29

Gutiérrez és mtsai (2003) 8 helyi jelentôségû spanyol húsmarha fajta(2) Alistana Asturiana de la Montana Asturiana de los Valles Avilena-Negra Iberica Bruna dels Pirineus Morucha Pirenaica Sayaguesa

265 119 846 68 48 130 153 116

56 83 163 59 40 105 58 25

21,1 69,7 19,2 86,8 83,3 80,8 37,9 21,5

– – – – – – – –

– – – – – – – –

Maignel és mtsai (1996) Abondance Pie Rouge des Plaines (PRP) Brown Swiss Tarentaise Simmental Montbéliarde Normande Holstein

69 96 84 50 75 146 132 140

25 64 28 17 33 63 40 43

36,2 66,7 33,3 34 44 43,2 30,3 30,7

17,3 49,6 19,3 15,2 24,4 35,8 21,6 30,4

25 51 22 30 32 24 16 21

Mc Parland és mtsai (2007) Charolais Limousin Hereford Angus Simmental Holstein-Fries

357 316 55 150 160 112

58 82 35 35 40 40

16,2 25,9 36,6 23,3 25 35,7

42 58 25 24 26 24

11 18 45 16 16 21

Pérez-Torrecillas és mtsai (2002), Chianina(4) Maremmana Mucca Pisana

220,6 142,8 12,0

95,9 120,2 11,9

43,5 84,2 99,2

53,9 79,6 10,1

24 56 84

Sorensen és mtsai (2005), dán holstein dán jersey dán vörös(5)

70 115,7 207,2

20,6 23,8 34,6

29,4 20,6 16,7

11,9 11,4 21,7

81,1

40,2

46,6

–

–

–

–

Goyache és mtsai (2003), Xalda juh(6) Huby és mtsai (2003) 6 francia húsjuh fajta(7)

85; 291; 233; 35; 144; 112; 41,1; 49,5; 48,1; 185; 52; 123 69; 40; 49 3,3; 76,9; 39,8

0,17 0,09 0,10

Table 5.: Effective number of founders (fe), effective number of ancestors (fa), ratio of the effective number of ancestors and effective number of founders (fa/fe), effective number of founder genome (Ng), ratio of the effective number of founder genome and effective number of founders (Ng/fe) of different cattle and sheep populations as in Table 2. (1,2,4,5,6,7)


559 6. táblázat

Sertés, nyúl és kutya fajták esetében közölt alapító ôsök effektív létszáma (fe), nem alapító ôsök effektív létszáma (fa), ezek aránya (fe/fa), alapító ôsök genom ekvivalens értéke (Ng) és az Ng/fe arány Szerzô és fajta

fe

fa

fa/fe (%)

Ng

Ng/fe (%)

Baumung és mtsai (2002) osztrák nagyfehér(1) osztrák lapály(2) Pietrain

334 267 285

78,8 59,2 88,6

23,6 22,2 31,1

37,6 32,9 55,1

11 12 19

Janssens és mtsai (2005) belga lapály(3) pietrain

P:124,8; O:126,8 P:43,5; O:51,9 P: 34,9; O: 40,9 P: 17,3; O: 19,8 P: 14; O: 16 P:327; O:369,9 P:104; O:155,5 P: 31,8; O: 42 P: 44,8; O: 64,78 P: 14; O: 18

Leroy és mtsai (2006), 9 francia kutyafajta(5)

6,9; 91,3; 75,9; 6,7; 40,2; 36,5; 51,10; 67,5; 20,7; 16,7; 37,0; 13,1; 47,5; 70,7; 51,4 28,9; 33,3; 34

KerdilesRochambeau (2002) 2 francia nyúlvonal(6) 1077 2066

30 15

– –

97; 44; 48; 31; 55; 63; 61; 47; 66

–

–

– –

2.4 1.9

08 12

Table 6.: Effective number of founders (fe), effective number of ancestors (fa), ratio of the effective number of ancestors and effective number of founders (fa/fe), effective number of founder genome (Ng), ratio of the effective number of founder genome and effective number of founders (Ng/fe) of different pig, dog and rabbit populations as in Table 3. (1–3, 5, 6) French rabbit lines (6)

pedigré alapján szimuláljuk egy elôre meghatározott ismétlésszámmal (pl. 10 000szer). Ezt követôen a szimulációk összesítésével az allélek várható aránya ismertté válik. Ez a mérôszám minden olyan hatást figyelembe vesz, mely a génkészlet csökkenésében szerepet játszott, ezért az Ng érték általában kisebb, mint az fe és az fa. (Sölkner és mtsai, 1998) Az alapító ôsök genom ekvivalens értéke közvetlenül összehasonlítható az fe és fa-val. Ng/fe: A populációkban fennálló drift (génsodródás) kifejezésére használatos arány. A génsodródás a szaporodás során véletlenszerûen bekövetkezô allélgyakoriság változás a populációban. A különbözô paraméterek definícióiból kiindulva a 4–6. táblázatokban a különbözô populációk genetikai diverzitása jól látszik, elsôsorban az fa/fe arányból. Az értékek összehasonlítása során kitûnik, hogy melyek azok az állományok, melyeknek a génkészlete jobban beszûkült a többihez képest. Ilyen például a Gutiérrez és mtsai (2003) által vizsgált 8 helyi jelentôségû spanyol húsmarha fajta közül az Asturiana de los Valles, az Alistana és a Sayaguesa, valamint a Mc Parland és mtsai (2007) által elemzett Charolais fajta, továbbá a Baumung és mtsai, 2002-es közleményében szereplô osztrák nagyfehér és lapály fajták. Az alapító ôsök genom ekvivalens értékének értelmezésekor nem szabad figyelmen kívül hagyni az állomány

560


2. ábra: Alapító ôsök genom ekvivalens értékének alakulása a pedigré teljesség függvényében

Alapító ôsök genom ekvivalens értéke (Ng) (1)

90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 0

2

4

6

8

10

12

14

16

Pedigré teljesség (2)

Fig. 2.: Mean effective number of founder genome of different populations according to complete generation equivalent effective number of founder genom (1), complete generation equivalent (2)

megállapított teljes generáció ekvivalensét, mert ez a paraméter is érzékeny a pedigré hosszára és teljességére, mint ahogy azt a 2. ábrán feltüntettük. Az Ng/fe arányból kiszámolt génsodródás mértéke követi az fa/fe tendenciáját, azzal arányosan változik.

KÖVETKEZTETÉSEK –

– – –

A beltenyésztési együttható nagyon érzékeny a pedigré hosszára és teljességére, ezért az öt teljes generáció ekvivalensnél rövidebb származással rendelkezô populációt célszerû egyéb paraméterekkel jellemezni, úgy mint átlagos rokonsági fok, alapító ôsök effektív létszáma, nem alapító ôsök effektív létszáma A beltenyésztési együtthatót az átlagos rokonsági fokkal és a pedigrételjességgel együtt célszerû értelmezni Az alapító ôsök genom ekvivalens értéke is a pedigrételjességgel együtt értékelendô, mert szintén érzékeny a pedigré teljességére és hosszára Amennyiben a pedigréanalízis alapján arra lehet következtetni, hogy a beltenyésztettségi szint jelentôsen növekszik (effektív populációméret <50), akkor célszerû azokat a programokat használni, melyekkel maximalizálni lehet az állomány szelekciós haladását és minimalizálni a beltenyésztési rátát (Melgarejo és mtsai, 2000; Meuwissen, 2002; NKFP, 2007).


561

IRODALOM Baumung, R. – Sölkner, J. (2002): Analysis of pedigrees of Tux-Zillertal, Carinthian Blond and Original Pinzgau cattle population in Austria. J. Anim. Breed. Genet., 119. 175–181. Baumung, R. – Sölkner, J. (2003): Pedigree and marker information requirements to monitor genetic variability. Genet. Sel. Evol., 35. 369–383. Baumung, R. – William, A. – Fischer, C. – Sölkner, J. (2002): Pedigree analysis of pig breeds in Austria. 7th World Congr Genet Appl Livest Prod. Montpellier, France Boichard, D. – Maignel, L. – Verrier, É. (1997): The value of using probabilities of gene origin to measure genetic variability in a population. Genet. Sel. Evol., 29–23. Boichard, D. (2002) PEDIG: A FORTAN package for pedigree analysis suited for large populations. In: Proc 7th World Congr. Appl. Livest. Prod. Montpellier, France, Comm. 28–13 Bokor, Á. – Sebestyén, J. – Szabari, M. – Stefler, J. (2008): Inbreeding in the Hungarian Thoroughbreds. Agrár és Vidékfejlesztési Szemle. Közlésre elfogadva Canon, J. – Gutiérrez, J.P. – Dunner, S. – Goyache, F. – Vallejo, M. (1994): Herdbook analyses of the Asturiana beef cattle breeds. Genet. Sel. Evol., 26. 65–75. Cervantes, I. – Molina, A. – Goyache, F. – Gutiérrez, J.P. – Valera, M. (2008): Population history and genetic variability in the Spanish Arab Horse assessed via pedigree analysis. Livest. Sci., 113. 24–33. Chai, C.K. (1969): Effects of inbreeding in rabbits. J. Hered., 60. 64–70. Chevalet, C. – de Rochambeau, H (1986): Variabilité génétique et controle des souches consanguines. Sci. Tech. Anim. Lab., 11. 251–257. Cole, J.B. (2007): PyPedal: A computer program for pedigree analysis. Computers and Electronics in Agriculture, 57. 107–113. Dohy, J. (1989). Az állattenyésztés genetikai alapjai. Mezôgazdasági Kiadó, Budapest, 128–141. Dohy, J. (1999): Genetika állattenyésztôknek. Mezôgazda Kiadó, Budapest, 177–179. Dunner, S. – Checa, M.L. – Gutiérrez, J.P. – Martín, J.P. – Cano, N.J. (1998): Genetic analysis and management in small populations: the Asturcon pony as an example. Genet. Sel. Evol., 30. 397–405. Falconer, D.S. – MacKay, T.F. (1996). Introduction to Quantitative genetics, 4th ed. John Wiley +Sons Inc., New York Frankham, R., – Ballou, J.D. – Briscoe, D.A. (2002): Introduction to conservation genetics. Cambridge University Press, Cambridge, UK, 617. Gáspárdy, A. – Jávorka, L. – Völgyi-Csík, J. (2003): Nemzedékköz és nemzedékváltás. Mezôhír, 3. 94–96. Glazewska, I. (2008): Genetic diversity in Polish hounds estimated by pedigree analysis. Livest. Sci., 113.296–301. Glazewska, I. – Jezierski T. (2004): Pedigree analysis of Polish Arabian horses based on founder contributions. Livest. Prod. Sci., 90. 293–298. Goyache, F. – Gutiérrez, J.P. – Fernández, I. – Gomez, E. – Alvarez, I. – Díez, J. – Royo, L.J. (2003): Using pedigree information to monitor genetic variability of endangered populations: the Xalda sheep breed of Asturias as an example. J. Anim. Breed. Genet., 120. 95–105. Gutiérrez, J.P. – Altarriba, J. – Díaz C. – Quintanilla, R. – Canon, J – Piedrafita, J. (2003): Genetic analysis of eight Spanish beef cattle breeds. Genet. Sel. Evol., 35. Gutiérrez, J.P. – Goyache, F. (2005). A note on ENDOG: a computer program for analysing pedigree information. J. Anim. Breed. Genet., 122: 172–176. Gutiérrez, J.P. – Marmi, J. – Goyache, F. – Jordana, J. (2005a): Pedigree information reveals moderate to high levels of inbreeding and a weak population structure in the endangered Catalonian donkey breed. J. Anim. Breed. Genet., 122. 378–386. Gutiérrez, J.P.– Royo, L.J.– Álvarez, I.– Goyache, F. (2005b): MolKin v2.0: a computer program for genetic analysis of populations using molecular coancestry information. J. Hered., 96. 718–721. Gyovai, P. (2006): Szelekció hatása a beltenyésztettségre házinyúlban. XXVIII. OTDK Agrártudományi Szekció, Debrecen, 40. Hagger, C. (2005): Estimates of genetic deversity in the brown cattle population of Switzerland obtained from pedigree ingformation. J. Anim. Breed. Genet., 122. 405–413. Huby, M. – Griffon, L. – Moureaux, S. – De Rochambeau, H., – Dancin-Burge, C. – Verrier, É. (2003): Genetic variability of six French meat sheep breeds in relation to their genetic management. Genet. Sel. Evol., 35. 637–655. James, J.W.(1962): The spread of genes in random mating control population. Genet. Res., 3. 1–10. James, J.W. (1971): The founder effect and response to artificial selection. Genet. Res., 16. 241–250.

562


James, J.W. (1972): Computation of genetic contributions from pedigrees. Theor. Appl. Genet., 42. 272–23. James, J.W. (1977): A note on selection differentials and generation length when generations overlap. Anim. Prod., 24. 109–112. Janssens, S. – Depuydt, J. – Serlet, S. – Vandepitte, W. (2005): Genetic variability in pigs assessed by pedigree analysis: the case of Belgian Landrace NN and Pietrain in Flanders. 56th Ann. Meeting of EAAP, Uppsala, Sweden, Com. Anim. Genet., Session G2. 39. Kerdiles, V. – De Rochambeau, H. (2002): A genetic description of two selected strains of rabbits. J. Anim. Breed. Genet., 119. 25–33. Kinghorn, B.P. (1994). Pedigree Viewer – a graphical utility for browsing pedigreed data sets. 5th World Cong.Gen. Appl. of Lives. Prod. Guelph, 22. 85–86. Komlósi, I. – Sáfár, L. – Hajduk, P. – Domanovszky, Á. (2007): A magyar merinó populációszerkezetének jellemzése az ellenôrzött tenyészetek alapján. XLIX. Georgikon Napok, Keszthely, Lacy, RC (1989): Analysis of founder representation in pedigrees: founder equivalents and founder genome equivalents. Zoo Biol., 8. 111–123. Leroy, G. – Rognon, X. – Varlet, A. – Joffrin, C. – Verrier, E. (2006): Genetic variability in French dog breeds assessed by pedigree data. J. Anim. Breed. Genet., 123. 1–9. MacCluer JW, – Van de Berg JL, – Read B, Ryder OA (1986): Pedigree analysis by computer simulation. Zoo Biol., 5. 147–160. Maignel L. – Boichard D. – Verrier E. (1996): Genetic variability of French dairy breeds estimated from pedigree information. Interbull Bull., 14. 49–54. Maki, K – Groen, A.F. – Liinamo, A.-E. – Ojala, M. (2001): Population structure, inbreeding trend and their association with hip and elbow dysplasia in dogs. Anim. Sci., 73. 217–228. Mc Parland, S. – Kearney, J.F. – Rath, M. – Berry, D.P. (2007): Inbreeding trends and pedigree analysis of Irish dairy and beef cattle populations. J. Anim. Sci., 85. 322–331. Melgarejo, I. – Valera, M. – Molina, A. – Rodero, A. (2000): Gescab: software para el caballo espanol. (Gescab: software for the andalusian horse). Arch. Zootec., 49. 125–133. Meuwissen, T.H.E. (2002): Gencont: an operational tool for controlling inbreeding in selection and conservation schemes. CD, Proc. 7th World Congr. Genet. Appl. Livestock Prod., Montpellier, France, Communication No. 28–20. Meuwissen T.I. – Luo Z. (1992): Computing inbreeding coefficients in large populations. Genet. Sel. Evol. 24. 305–313. Moureaux, S. – Verrier, É. – Ricard, A. – Mériaux, J.C. (1996): Genetic variability within French race and riding horse breeds from genealogical data and blood marker polymorphisms. Genet. Sel. Evol., 28. 83–102. NKFP-4/057/2004. (2007): Állatnemesítési programok hatékonyságának javítása. Témavezetô: Bodó, I. Pérez-Torrecillas, C. – Bozzi, R. – Negrini, R. – Filippini, F. – Giorgetti, A. (2002): Genetic variability of three Italian cattle breeds determined by parameters based on probabilities of gene origin. J. Anim. Breed. Genet., 119. 274–279. Pirchner, F. (1968): Populáció genetika az állattenyésztésben. Mezôgazdasági Könyvkiadó, Budapest, 60–66. Poncet, P.A. – Pfister, W. – Muntwyler, J. – Glowatzki-Mullis, M.L – Gaillard, C. (2006): Analysis of pedigree and conformation data to explain genetic variability of the horse breed Franches-Montagnes. J. Anim. Breed. Genet., 123. 114–121. Posta, J. – Komlósi, I. – Mihók, S. (2006): Pedigree analysis of Hungarian Sport Horses. Animal welfare, etológia és tartástechnológia, 2. 182–187. Royo, L.J. – Álvarez, I. – Gutiérrez, J.P. – Fernández, I. – Goyache, F. (2007): Genetic vaiability in the endangered Asturcón pony assessed using genealogical and molecular information. Livest. Sci., 107. 162–169. Sargolzaei, M. – Iwaiskai, H. – Colleau, J.J. (2006): CFC: a tool for monitoring genetic deversity. In: Comm. 27–28 in Proc. 8th World Congr. Genet. Appl. Livest. Prod. Belo Horizonte, Brazil. Sonesson, A. – Meuwissen, T. (2000): Mating schemes for optimum contribution selection with constraines rates of inbreeding. Genet. Sel. Evol., 32. 231–248. Sorensen, A.C. – Sorensen, M.K. – Berg, P. (2005): Inbreeding in Danish Dairy Cattle Breeds. J. Dairy Sci., 88. 1865–1872. Sölkner, J. – Filipcic, L. – Hampshire, N. (1998): Genetic variability of populations and similarity of subpopulations in Austrian cattle breeds determined by analysis of pedigrees. Anim. Sci., 67. 249–256.


563

Te Braake M.F.H. – Groen A.F. – Van Der Lught A.W. (1994): Trends in inbreeding in Dutch Black and White dairy cattle. J. Anim. Breed. Genet., 111. 356–366. Valera, M. – Molina, A. – Gutiérrez, J.P. – Gómez, J. – Goyache, F. (2005): Pedigree analysis in the Andalusian horse: population structure, genetic variability and influence of the Carthausian strain. Livest. Prod. Sci., 95.57–66. VanRaden, P.M. (1992): Accounting for inbreeding and crossbreeding in genetic evaluation of large populations. J. Dairy Sci., 75. 3136–3144. Vassallo, J.M – Díaz, C. – Garcia-Medina, J.R. (1986): A note on the population structure of the Avilena breed of cattle in Spain. Livest. Prod. Sci., 15. 285–288. Wooliams JA. – Pong-Wong R. – Villaneuvea B. (2002): Strategic optimisation of short and long term gain and inbreeding in MAS and non-MAS schemes, in: Proc. 7th World Cong. Genet. Appl. Livest. Prod., Montpellier, INRA, Castanet-Tolosan, France, CD-Rom, comm. No. 23_02. Wright S. (1922): Coefficients of inbreeding and relationhip. The American Naturalist, 56. 330–38. Wright S. (1931): Evolution in Mendelian populations. Genetics, 16. 97–159. Zechner, P. – Sölkner, J. – Bodó, I. – Druml, T. – Baumung, R. – Achmann, R. – Marti, E. – Habe, F. – Brem, G. (2002): Analysis of diversity and population structure in the Lipizzan horse breed based on pedigree information. Livest. Prod. Sci., 77. 137–146.

Érkezett: Szerzôk címe: Authors’ adress:

2008 február Kaposvári Egyetem, Állattudományi Kar University of Kaposvár, Faculty of Animal Science. H-7400 Kaposvár, Guba S. u. 40. e-mail: [email protected]; [email protected] tel: +36(82)505-800 fax: +36(82)320-167

564


60th Annual Meeting of EAAP Barcelona, 2009. augusztus 24–27. A konferencia fô témája:

“Biodiversity and Sustainable Animal Production Systems: economic, environmental and social aspects” • Cost-effectiveness and socio-economic aspects of livestock farms • Manpower factor (efficiency, training, automation) • Maintenance, use and genetic improvement of local breeds • Integration of livestock farming into the natural environment: use of natural resources to produce foods, non-food products and goods for public use (land management and conservation, unique environments, fire prevention, water, air, tourism, etc.). • Livestock production systems and global warming • welfare • Quality, traceability, safety and codes of good practices in the production of food of animal origin. Tudományos program: • Biodiversity and sustainable Animal Production systems: economic, environmental and social aspects (Plenary session) • The impact of competition between food, feed and fuel on livestock industry • Incorporation of ethical considerations in professions in livestock industry • Methods to quantify uncertainty and changing socioeconomic environment in livestock farming • The role of livestock farming in rural development • Are Organic Farming systems sustainable? • Methods and animal models used to study physiological aspects of postnatal growth and development in farm animals (EAAP- ASAS-ADSA Growth and Development Symposium) • Advances and use of electronic identification (Symposium) • Fair competition between public funded research services and private • FABRE-TP Technology platform in animal breeding: updating of the EC strategic research agenda • Physiology and genetics of stress and behaviour Indicators and analysis of risk factors in livestock welfare • Animal transportation (welfare, handling, risk assessment, economics) • Emerging zoonotic diseases

• Biosecurity and free range systems • Molecular tools for disease resistance • Selection in harsh environments: methods and results • Practical strategies and tools for the genetic management of farm animal populations • Practical implementation of marker-assisted selection in pig and poultry breeding • Including functional traits in breeding programmes • Local breeds: what future? 1. Selection • Local breeds: what future? 2. Farming systems and products • Promising application of Nutrigenomics in Animal Science • Nutrition and product quality • Feed additives to improve diet utilisation • Management and processing for high quality forages • Cattle breeding under globalization utilizing new technologies: looking at period after 2015 considering structural changes in EU policy • Protein metabolism and N excretion in dairy cattle • Minimizing losses in calf rearing • Experiences with and future of linear and body condition scoring in cattle • Cattle Network: 1. Sustainable dairy production in Mediterranean countries • Cattle Network: 2. Herd dynamics in Mediterranean countries • Water in pig production including liquid feeding • Supporting immunocompetence in young pigs • Genetic evaluation of defects and longevity in horses • Reproduction technologies in horses • Horse Network: Performance horses. Open questions and challenges for future research and practice • Sheep and goat organic farming and product • Impact of EU regulations on sheep goats breeding and production • Animal fibre science • Dog breeding • Dog behavior • SABRE (Workshop) • Writing and presenting scientific papers (Workshop)

Elôadások, poszterek: Tékoztatás: www.WageningenAcademic.com/eaap • illetve e-mail: [email protected] Határidô: 2009. március 1. Bôvebb információ: a konferencia honlapján: http://www.eaap2009.com • az EAAP honlapján: http://www.eaap.org 2009. szeptember 6–9. Clermont-Ferrand, Franciaország: “XI International Symposium on Ruminant Physiology (ISRP)”


565

AZ ELLÉS KÖRÜLI IDÔSZAKBAN ETETETT KÉT FÉLE TAKARMÁNYZSÍR HATÁSA HOLSTEIN FRÍZ TEHENEKBEN KARCAGI ROLAND G. – GAÁL TIBOR – POLGÁR J. PÉTER – HUSVÉTH FERENC

ÖSSZEFOGLALÁS A szerzôk, a takarmányhoz kevert napi 11,75 MJ NEl mennyiségû pálmaolajeredetû kalciumszappan és hidrogénezett pálmaolaj triglicerid hatását vizsgálták holstein fríz tehenek májának lipidtartalmára, tejtermelésére és a tej összetételére, a várható ellés elôtti 21. naptól, az ellést követô 100. napig. A kontrollcsoport takarmánya zsírkiegészítést nem tartalmazott. A kísérletbe állított csoportok mindegyikébe 10–10 tehén került. Szignifikáns különbségeket tapasztaltak a csoportok között a máj összlipid-tartalmában. A zsírkiegészítéseket követôen a termelt tej mennyiségében szignifikáns növekedést találtak a kontrollcsoporthoz képest. A laktáció valamennyi mintavételezési idôpontjában a kontrollhoz képest szignifikánsan alacsonyabb volt a tejzsír százalék és az összes termelt tejzsír mennyisége a kétféle zsírkiegészítésû csoportban. Az alkalmazott zsírkiegészítések ugyanakkor nem voltak szignifikáns hatással a tejcukor és a tejfehérje alakulására, de változást eredményeztek a termelt tej lipidjeinek zsírsavösszetételében. Legmarkánsabb változások a C16:0, C18:0, C18:1n9 és C18:2n6 zsírsavakban mutatkoztak.

SUMMARY Karcagi, R. G. – Gaál, T. – Polgár, J. P. – Husvéth, F.: EFFECT OF FEEDING DIFFERENT FAT SUPPLEMENTATIONS ON HOLSTEIN FRIESIAN COWS AROUND THE PERIPARTAL PERIOD The effects of calcium soap of palm oil fatty acids and hydrogenated palm oil triglycerides were studied on the liver fat content, milk-production and milk composition of Holstein Friesian cows in the experiment. Both fat supplementations were added into the diet with a daily dosage of 11,75 MJ NEl per cow in the period from 21 days prior to the expected calving until 100 days post-partum. The diet of the control group did not contain any fat supplementations. Each group consisted of ten cows. Significant differences were observed in the liver lipid concentration among the groups. Fat supplementations resulted in a significant increase in daily milk production compared to the control group. Each sampling time both milk fat concentration and total volume of produced milk fat showed significantly lower values in both fat supplemented groups compared to the control. However, fat supplementations did not affect significantly the lactose and protein content of the produced milk. During this studies, the different fat sources significantly modified the fatty acid composition of lipids in the produced milk. Considerable changes were showed in the proportions of fatty acids C16:0, C18:0, C18:1n9 and C18:2n6.

A kutatást az OTKA K68779. sz. projekt támogatta.

566

Karcagi és mtsai: AZ ELÉS KÖRÜLI IDÔSZAKBAN ETETETT TAKARMÁNYZSÍR HATÁSA

BEVEZETÉS A nagy tejtermelésû állományokban, a nem megfelelô takarmányozás következtében, különbözô anyagcsere-forgalmi zavarok, szaporodásbiológiai problémák, vagy egyéb betegségek léphetnek fel, ezek eredményeként a tejtermelés és a hasznos élettartam jelentôs csökkenésével is számolnunk kell (Collard és mtsai, 2000; Huszenicza és mtsai, 2002). A laktáció korai szakaszában a bôtejelô tehenek szárazanyagfelvétele jelentôs mértékben elmarad a laktációs periódusban mérhetô késôbbi maximumtól, ugyanakkor hirtelen megnövekedik az energiaigényük (Agnew és Yan, 2000). Ezen két tényezôbôl eredôen az intenzív tehenészetekben jelentôs mértékben növelik a takarmány abrakhányadát. Tényként fogadható el ugyanakkor, hogy a szárazonállás alatt energiaszegényebb, rostban gazdagabb takarmányon tartott állatok emésztôrendszere, valamint bendô-mikroorganizmusai, nem képesek egyik napról a másikra alkalmazkodni a hirtelen takarmányváltáshoz (Rabelo és mtsai, 2003). Az így kialakult negatív energiamérleg következtében a tehén energia szükségletének fedezése céljából saját testének energiatartalékait mozgósítja (Andrew és mtsai, 1994). Legfontosabb ezek közül a zsírszövet, ahonnan fokozott lipidmobilizáció (FLM) indul meg. Az energiaforrásként mobilizálható fehérje menynyisége (fôleg az izomzatból) már lényegesen kevesebb, a szénhidrát (elsôsorban májglikogén) tartalék, pedig elhanyagolható (Huszenicza és mtsai, 2002). A nemzetközi gyakorlatban, az intenzíven tejelô szarvasmarhák takarmányozásában, számtalan és a legkülönbözôbb típusú védett zsírok kerülnek energiakiegészítésként felhasználásra (Jenkins és Palmquist, 1984; Weiss és Wyatt, 2003; Ribács és Schmidt, 2006). Kérdésként merülhet fel ugyanakkor, hogy az ellés körüli idôszakban, a takarmányok energiakoncentrációjának növelése érdekében, az alkalmazott zsírkiegészítések nem jelentenek-e még nagyobb zsírterhelést a májra, amely eredményeként fokozódik a lipidmobilizációból fakadó májelzsírosodás veszélye a kérdéses idôszakban. A hazánkban legelterjedtebb készítmények, mint a pálmaolaj eredetû kalcium szappanok, pálmaolaj zsírsavak és a hidrogénezett zsírok általában, mikrogranulált szerkezetûek a homogénebb elkeverhetôség és a kedvezôbb felhasználás érdekében. Ezen említett zsírkiegészítések leggyakoribb zsírsavai a telített palmitinsav (C16:0) és a sztearinsav (C18:0). A különbözô termékek ár-értékarányú összehasonlításakor érdemes figyelembe venni azok zsírsavösszetételét is. A magas palmitin- (C16:0), palmitolaj- (C16:1) és olajsav (C18:1) tartalmú készítmények alkalmazása kevésbé javallott, azon a már számos esetben publikált tényre (Husvéth és mtsai, 1982; Gaál és Husvéth 1983; Ashes és mtsai, 1992; Fébel és mtsai, 2002; Karcagi és mtsai, 2008) támaszkodva, hogy e zsírsavak a leginkább felelôsek a kérôdzôk májának elzsírosodásáért. Az élettani érvek mellett technikai tényként említhetô, hogy a növényi zsírok és olajok olvadáspontja általában 45 °C alatt van. Mivel nagy mennyiségû telítetlen zsírsavat tartalmaznak, az emésztôtraktusban többnyire folyékony formában vannak jelen, miután az állat maghômérséklete 38–39 °C körül ingadozik. A fiziológiás mennyiségben fogyasztott zsír még folyékony állapotban sem fejt ki káros hatást a monogasztrikus állatok emésztôrendszerére, de kérôdzôkben nagymértékben befolyásolja a bendôfermentációt azáltal, hogy a takarmányrészecskéket olajos filmréteg vonja be, ami akadályozza azok mikroorganizmusok általi fermentációját,


567

miközben a mikrobák telítik az ilyen zsírsavak döntô hányadát (biohidrogénezés; Schmidt, 2006). Ennek eredményeként a folyékony zsírok és olajok „megszilárdulnak” és nem veszélyeztetik a bendôben zajló rostfermentációs folyamatokat. Jóllehet ez a funkció akkor mûködik, ha a folyékony zsírok és olajok csak kisebb menynyiségben vannak jelen a bendôben. A folyékony olajok nagyobb mennyiségû bendôbeli jelenléte nem kívánatos, mivel a mikroorganizmusok ezen telítési mechanizmusa károsodik. Ebben az esetben romlik a nyersrost bendôbeli lebontása, szûkül a bendôfolyadék ecetsav-propionsav aránya, csökken a tej zsír- és fehérjetartalma, valamint csökken a takarmányfogyasztás (Magdus, 1991; Fébel és mtsai, 2004). A faggyú, a hidrogénezéssel telített növényi zsírok, a kalciumszappanok, a közepes szénláncú trigliceridek és a szabad zsírsavakat tartalmazó készítmények olvadáspontja magasabb, mint 54 °C, mindemellett nagy arányban tartalmaznak telített zsírsavakat. A fent említett készítmények zsírfrakciója szilárd marad a bendôben, így nem befolyásolja a bendô mikroorganizmusok telítési mechanizmusát, valamint a fermentáció folyamatát (Ferguson és mtsai, 1990; Onetti és mtsai, 2001). Számos publikáció foglalkozott azzal a jelenséggel, miszerint zsírkiegészítések hatására csökken a szárazanyagra vonatkoztatott takarmányfelvétel (Vazquez-Anon és mtsai, 1997), a tej fehérje- és zsírtartalma (Shingfield és mtsai, 2006), valamint esetenként növekedés tapasztalható a tejmennyiség alakulásában (Weiss és Wyatt, 2003; Ribács és Schmidt, 2006). Több kísérletben igazolódott, hogy zsírkiegészítés esetén csökken a tôgyben a de novo szintézissel elôállított zsírsavak mennyisége (Banks és mtsai, 1990). Sipôcz (2000) szerint a tej zsírtartalmának csökkenése a bendôfolyadék propionsav részarányának növekedésére vezethetô vissza. Ez feltételezhetôen azzal áll összefüggésben, hogy az ecetsavtermelô baktériumok a propionsavat termelôkkel szemben érzékenyebbek a többszörösen telítetlen zsírsavak, ezen belül is a transz-izomerek (Várhegyi és mtsai, 2004) káros hatásaira (Henderson, 1971). Harfoot (1981) ezt azzal magyarázta, hogy a zsírkiegészítések disszociációjából származó telítetlen zsírsavak károsan befolyásolják a bendômikróbák sejtmembránjának mûködését. Ezen érveken túlmenôen, a hidrogénezéssel telített triglicerid típusú kiegészítések kevésbé gátolják a mikrobiális aktivitást a bendôben, mint az egy- vagy többszörösen telítetlen zsírsavak (Steele és Moore, 1968). Mindamellett, hogy Palmquist és Beaulieu (1993) szerint a szálas- és abraktakarmányok zsírtartalma és zsírsavösszetétele van a legnagyobb hatással a tejlipidek zsírsavösszetételére, kérdésként merül fel az, hogy az alkalmazott zsírkiegészítések zsírsavösszetételre gyakorolt hatása milyen mértékû. Tejelô tehenekkel már számos takarmányozási kísérletet végeztek, amelyek eredményei, a monogasztrikus állatokkal beállított kísérletek eredményeivel ellentétben, igencsak ellentmondásosak voltak. A tejzsír zsírsavösszetétele nem minden esetben korrelált az alkalmazott takarmány zsírsavösszetételével. Mindez a bendôben zajló mikróbás folyamatokkal magyarázható, melynek következtében a táplálóanyagok jelentôs része lebomlik és átalakul. Grummer (1991) szerint a bendôben inert módon viselkedô zsírkiegészítések, amelyek zsírsavösszetétele a bendôben csak kis mértékben változik, alkalmasak a tejlipidek zsírsavösszetételének módosítására. Schmidt és mtsai (2008) szerint a linol- és linolénsavban gazdag zsírkiegészítések esetén a takarmány és a tej zsírsavösszetétele közötti összefüggés korrelációs együtthatója (r) 0,68 volt. Ez utóbbi eredmény azt bizonyítja, hogy a tej zsírsavösszetétele kérôdzôkben is befolyásolható a takarmányozással.

568


Irodalmi adatokkal alátámasztott az a tény, hogy a telített zsírok emészthetôsége mind monogasztrikus, mind kérôdzô állatok számára kedvezôtlenebb a telítetlen „lágy” zsíradékokkal szemben (Pantoja és mtsai, 1996; Avila és mtsai, 2000). Mindez a zsírok emésztônedvekben történô emulgeálódásának sebességével magyarázható. Ezt a gyakorlatban úgy próbálják javítani, hogy technikai szempontból a lehetô legkisebb szemcseméretre formuláznak. A kalciumszappanok emészthetôsége viszonylag jó, de a zsírsavak felszívódásának, reészterifikációjának és további metabolizációjának gátat szab a rendelkezésre álló vérglükózszint (Patton és mtsai, 2004). Vizsgálatunk célja az volt, hogy a takarmányhoz kevert különbözô fizikai és kémiai tulajdonságú zsírok (pálmaolaj eredetû kalciumszappan és hidrogénezett pálmaolaj triglicerid) hogyan befolyásolják holstein fríz tehenek májának lipidtartalmát, tejtermelését és a tej összetételét, a várható ellés elôtti 21. naptól az ellést követô 100. napig etetve.

ANYAG ÉS MÓDSZER Kísérleteinket a Duna Mg. Rt. mosonmagyaróvári tehenészetében állítottuk be, nagy tejtermelésû holstein fríz tehenekkel, az ellést megelôzô 21. naptól a laktáció 100. napjáig. A kísérletbe vont állatokat (n=30) az elôzô idôszak termelési paraméterei (átlagos laktációs termelés, kg), laktációk száma és a kondíciópontszám figyelembe vételével három homogén csoportba (csoportonként 10 tehén) 1. táblázat A kísérleti holstein fríz tehenek korábbi termelési paraméterei

Kontroll (10)

Tehénlétszám (1) Laktáció száma (2) Kísérlet elôtti testtömeg, kg (3) 1 Kísérlet elôtt kondíciópontszám (4) Utolsó laktációs termelés (5) 305 napos tejtermelés kg (6) 305 napos tejtermelés (4% FCM), kg (7) Zsír,% (8) Fehérje,% (9) 1

Pálmaolaj eredetû Hidrogénezett kalcium szappan pálmaolaj (POCAS) triglicerid (11) (HPOTG) (12) _ _ X SD X SD

_ X

SD

10 2,6 683 3,2

0,69 29 0,5

10 2,7 691 3,1

0,67 42 0,5

10 2,6 672 3,2

0,70 35 0,4

7826 7145 3,65 3,28

792 1259 0,54 0,22

7834 7077 3,60 3,28

797 1199 0,35 0,39

7783 7141 3,67 3,31

780 1023 0,24 0,24

Kodíció pontszám: 1 (sovány) és 5 (elhízott) között

Table 1.: The previous production parameters of the experimental cows number of cows (1), lactation number (2), body weight before treatment (kg) (3), body condition before treatment1 (4), last lactation performance (5), 305-d milk (kg) (6), 305-d 4% FCM, (kg) (7), fat (%) (8), protein (%) (9), control (10), calcium soap of fatty acids from palm oil origin (11), hydrogenated trigly-ceride from palm oil origin (12) 1 scale ranged from 1 (thin) to 5 (obese)


569

2. táblázat. A kísérletbe állított holstein fríz tehenek napi takarmányadagjának az összetétele Elôkészítô csoport 21. naptól ellésig (29)

Fogadó csoport elléstôl a 35. napig (30)

Nagytejû csoport 35. naptól a 100. napig (31)

Kontroll POCAS+ HPOTG++ Kontroll POCAS+ HPOTG++ Kontroll POCAS+ HPOTG++

Szárazanyag felvétel 11,3 11,9 11,8 (kg / tehén / nap) (1) Takarmányadag összetétel a szárazanyag %-ban (2) 33,8 32,4 32,6 Silókukorica szilázs (3) Lucerna szenázs (4) 40,1 38,4 38,6 Fûszéna (5) Lucerna széna (6) Kukorica (szem, roppantott) (7) 18,7 17,9 18,0 Extrahált szójadara (8) Árpa (9) Sörtörköly (10) 5,3 5,1 5,2 Fehérje koncentrátum1 (11) Extrahált napraforgódara (12) 1,4 1,3 1,3 2 Vitamin és ásványi premix (13) 0,7 0,7 0,7 Metionin premix3 (14) Kalcium szappan4 (15) 4,1 Hidrogénezett triglicerid5 (16) 3,6 A napi takarmányadag táplálóanyag tartalma (g/kg sz.a.) (17) NEl (MJ/kg sz.a.) (18) NDF (19) ADF (20) Nyers fehérje (21) MFE (22) MFN (23) RDP (24) UDP (25) Nyers zsír (26) Kalcium (27) Foszfor (28)

6,23 415,1 236,6 136,2 100,1 89,4 92,6 43,6 28,6 4,3 4,3

6,82 400,0 228,0 131,1 96,5 86,2 89,1 42,0 69,6 7,2 4,2

6,82 400,0 228,0 131,1 96,5 86,2 89,1 42,0 69,7 4,2 4,2

20,3

20,9

20,8

22,3

22,9

22,8

29,9 9,8

29,1 9,5

29,2 9,6

19,9 10,8

19,4 10,5

19,4 10,5

13,0 25,9 4,4 4,3

12,6 25,2 4,3 4,2

12,6 25,3 4,3 4,3

6,5 4,5 1,4 0,4

6,3 4,3 1,3 0,4 2,7

6,3 4,4 1,3 0,4

15,8 23,9 4,0 3,9 8,1 5,9 6,1 1,2 0,4

15,4 23,3 3,9 3,8 7,9 5,8 6,0 1,2 0,4 2,5

15,4 23,4 3,9 3,8 7,9 5,8 6,0 1,2 0,4

2,4 6,77 315,0 191,5 175,1 104,3 111,3 108,6 66,5 30,6 8,1 4,9

7,13 307,5 186,9 171,2 101,8 108,6 106,1 65,1 53,7 9,5 4,9

7,13 307,5 186,9 171,2 101,8 108,6 106,1 65,1 53,8 8,0 4,9

2,2 6,55 316,0 200,1 177,4 107,5 120,6 115,6 73,2 33,9 6,9 5,7

6,91 309,1 195,7 173,5 105,1 117,9 113,1 71,6 51,6 8,8 5,5

6,91 309,1 195,7 173,5 105,1 117,9 113,1 71,6 51,7 6,8 5,5

+POCAS = pálmaolaj eredetû kalcium szappan; ++ HPOTG = hidrogénezett pálmaolaj triglicerid 1 2 3 4 5

Natur-Prot, Agronatúr Kft., Kapuvár (NEl: 7,00 MJ/kg, Sz.a.: 88,0, UDP: 45,0, CP: 40,0, NDF: 11,5, ADF: 6.5, Nyers zsír: 2,8, Lys: 1,50, Met: 0,50, Met+Cys 1,10% sz.a.) Profisan® TMR, Sano-Modern Takarmányozás Kft., Székesfehérvár Smartamine® M, Adisseo France S.A.S., Franciaország (100 g/tehén/nap premix: 88g búzakorpa és 12g Smartamine® M (75% Met ) Magnapack®, Norel S.A. 28007 Madrid, Spain Alifet®, ERBO Agro AG, 4922 Bützberg, Switzerland

Table 2.: Composition of the daily rations of cows DM intake (kg / cow / day) (1), ingredient composition of the TMR (% of DM) (2), corn silage (3), alfalfa silage (4), grass hay (5), alfalfa hay (6), corn grain, cracked (7), soybean, extracted (8), whole barley grain, rolled (9), brewer’s grain (10), protein concentrate1 (11), sunflower seed, extracted (12), vitamin and mineral premix2 (13), methionine premix3 (14), calcium saap of palm oil fatty acids4 (15), hydrogenated triglycerides of palm oil5 (16), nutrient content of the daily ration (g/kg DM) (17), net lactation energy (MJ/kg DM) (18), NDF (19), ADF (20), crude protein (21), energy dependent metabolizable protein (22), nitrogen dependent metabolizable protein (23), RDP (24), UDP (25), ether extract (26), calcium (27), phosphorous (28), close up diet (d-21 to calving) (29), fresh cow diet (d1 to d35 postpartum) (30), high yielding dairy cow diet (d35 to d100 postpartum) (31) 1 2 3 4 5

Natur-Prot, Agronatúr Kft., Kapuvár, Hungary (NEl: 7.00 MJ/kg, DM: 88.0, UDP: 45.00, CP: 40.00, NDF: 11.5, ADF: 6.5, Ether extract: 2.8, Lys: 1.50, Met: 0.50, Met+Cys 1.10% DM) Profisan® TMR, Sano-Modern Takarmányozás Kft., Székesfehérvár, Hungary Smartamine® M, Adisseo France S.A.S. (100 g/cow/day premix contain 88g bran and 12g Smartamine® M (75% Met ) Magnapack®, Norel S.A. 28007 Madrid, Spain Alifet®, ERBO Agro AG, 4922 Bützberg, Switzerland

570


válogattuk szét. A tehenek kísérlet elôtti termelési paramétereit az 1. táblázat foglalja össze. A kontrollcsoportban etetett kukoricaszilázs és abrakalapú takarmányadag összetételét és táplálóanyag tartalmát a 2. táblázatban tüntettük fel. Az egyik kísérleti csoportban a kontrollként alkalmazott takarmányadagot tehenenként és naponta 11,75 MJ NEl tartalmú kalcium szappannal (POCAS csoport), a másik csoportban ugyanakkora energiamennyiségben hidrogénezett trigliceriddel (HPOTG csoport) egészítettük ki. A napi zsírkiegészítés adagot két egyenlô adagra bontva etettük, a takarmányban homogénen elkeverve, a reggeli és a délutáni etetés alkalmával. Az alkalmazott zsírok zsírsavösszetételét a 3. táblázat tartalmazza. Az állatokat az elôetetési idôszakban (21. naptól az ellésig) folyamatosan szoktattuk hozzá a zsírkiegészítésekhez. A kontrollcsoport teheneinek takarmánya 3. táblázat. Az alkalmazott zsírkiegészítések zsírsavösszetétele (az eredeti tömeg százalékában) Zsírsav (1) C14:0 C16:0 C16:1n-7 C18:0 C18:1n-9 C18:1n-7 C18:2n-6 C18:3n-6 C18:3n-3 C20:4n-6 C20:5n-3 C22:4n-6 C22:6n-3 ÖSSZESEN (2) SFA3 MUFA4 PUFA5 Összes n-6 Összes n-3 n-6/n-3 Tejtermelô nettó energia (MJ/kg) (3) Nyers zsír (%) (4)

POCAS1

HPOTG2

1,15 33,41 0,26 4,43 39,83 0,26 11,86 1,32 0,47 0,13 0,40 0,18 6,31

2,85 21,74 0,26 69,44 4,38 0,03 0,10 0,35 0,07 0,53 0,25 0,00 0,00

100,00

100,00

38,99 40,34 20,67 13,49 7,18 1,88 19,59 83,6

94,03 4,68 1,29 0,98 0,32 3,07 23,49 99,8

1

POCAS = pálmaolaj eredetû kalciumszappan (Magnapack®; Norel S.A. 28007 Madrid, Spain) HPOTG = hidrogénezett pálmaolaj triglicerid (Alifet®; ERBO Agro AG, 4922 Bützberg, Switzerland) 3 SFA = telített zsírsav 4 MUFA = egyszeresen telítetlen zsírsav 5 PUFA = többszörösen telítetlen zsírsav 2

Table 3.: Fatty acid composition of the fat supplementations used in the experiment (weight percent of total) fatty acid (1), total (2), net lactation energy (MJ/kg) (3), ether extract (%) (4) 1 POCAS = calcium soap of palm oil originated fatty acids (Magnapack®; Norel S.A. 28007 Madrid, Spain) 2 HPOTG = hydrogenated triglyceride (Alifet®; ERBO Agro AG, 4922 Bützberg, Switzerland) 3 SFA = saturated fatty acids 4 MUFA = monounsaturated fatty acids 5 PUFA = polyunsaturated fatty acids


571

zsírkiegészítést nem tartalmazott. A kísérleti takarmányokat a kalkulált ellés elôtti 21±3. naptól, az ellés utáni 100±5. napig etettük. Mindhárom csoport egyedeit egységes technológiai körülmények között, kifutós mélyalmos, féltetôs istállókban helyeztük el. Az ivóvízellátás vályús itatórendszerbôl, ad libitum történt. A tehenekbôl az ellés elôtti 15. napon, valamint az ellés utáni 5. és 25. napokon, a 11. bordaközön keresztül, szubkután biopsziás májmintát (400–1000 mg/minta) vettünk, helyi érzéstelenítés alkalmazásával. A kísérletbe vont állatok májának megkímélése érdekében, az alapmintát a kísérletben nem résztvevô, de a kísérleti állatokkal azonos szaporodásbiológiai fázisban lévô, valamint azokkal együtt tartott és takarmányozott további tíz állatból vettük, az ellés elôtti 25. (±2.) napon. Meghatároztuk a májminták összlipid (TLM) tartalmát, egy a korábbiakban közölt munkánkban (Karcagi és mtsai, 2008) leírtak alapján. A tej mennyiségének és összetételének megállapítására, a kísérleti szakaszban három alkalommal (22., 37. és 92. napon), egyedileg mintákat vettünk a reggeli és esti fejéskor, és a két tejmennyiségbôl úgy alakítottuk ki a vizsgálatra kerülô mintákat, hogy azokat 60% (reggeli részminta) és 40% (esti részminta) arányban egyesítettük. A teheneket mintavételezésre, ±2 napos tûréshatárral, egyedileg fogtuk be az ellés idôpontjától kalkulált megfelelô idôpontban. A tejmintákat hûtött körülmények között, még a gyûjtés napján az Állattenyésztési Teljesítményvizsgáló Kft. gödöllôi laboratóriumába szállítottuk, ahol meghatározásra került azok zsír-, fehérje-, és laktóztartalma egy MilkoScan™ FT6000 típusú automata tejvizsgáló berendezéssel (Foss, Dánia). Ugyanitt meghatározták a minták szomatikus sejtszámát (fluoreszenciás optoelektronikus számlálás, MSZ EN ISO 13366-2; Fossomatic 5000, Foss, Dánia). A takarmányadagban alkalmazott zsírok, valamint a tejlipidek zsírsavösszetételét egy TRACE 2000 (Thermo Finnigan Italia, S.p.A., Rodano, Milano, Olaszország) típusú kétlángos ionizációs detektorral felszerelt gázkromatográffal határoztuk meg, kapilláris oszlop felhasználásával (Omegawax 320, 30m x 0,32mm ID, 0,25 µm film vastagság; Suppelco Inc., katalógusszám: 4-7057). Az elválasztáskor az oszloptér hômérséklete 200 °C, az injektoré 250 °C, a detektoré 260 °C volt. Vivôgázként, 65 kPa nyomásértéken tartva, héliumot használtunk. A tejmintákból a zsírt kloroform és metanol 2:1 arányú elegyével Folch és mtsai (1957) szerint extraháltuk, majd az extraktumban lévô zsírsavak észterezését BF3-metanollal végeztük. A metilészterekké alakított zsírsavminta oldatokból 1µl-t injektáltunk a gázkromatográfba, 100:1 split alkalmazásával. A minták zsírsavait, standard zsírsavak retenciós idejének meghatározását követôen azonosítottuk, és mennyiségüket az összes zsírsav súlyának százalékában fejeztük ki. A kísérleti eredmények értékeléséhez kéttényezôs variancia analízist használtunk, Statistica 5.0 (Stat Soft Inc., Tulsa, USA) szoftver felhasználásával. Az átlagok közötti különbségek szignifikanciáinak meghatározásához LSD tesztet alkalmaztunk. A szignifikanciát P<0,05 értéken deklaráltuk. Kísérleteinket a Zala Megyei Állategészségügyi és Élelmiszer Ellenôrzô Állomás állatvédelmi engedélye szerint végeztük (engedélyszám: 157/2/2004).

572


EREDMÉNYEK A kísérleti idôszakot megelôzô alap mintavételhez viszonyítva, az ellés elôtti 15. napra mindhárom csoport teheneinek májában szignifikánsan növekedett az összlipidtartalom (TLM) (4. táblázat). Ezek az értékek az ellés utáni 5. napra, a kontroll- és a POCAS csoportban tovább növekedtek, majd az ellést követô 25. napra jelentôs mértékben csökkentek. A HPOTG csoportban az ellés után mért TLM értékek az ellés elôtti 15. napon mért értékekhez viszonyítva nem tértek el szignifikáns mértékben. 4. táblázat. A máj összlipid tartalmának alakulása Kezelés (1)

Mintavétel, nap (3)

Máj összlipd tartalom (g/kg nedves máj) (4)

Alap minta (2)

-25 ± 2.

36,62 ± 3,26

Kontroll (5)

-15 ± 2. 5 ± 2. 25 ± 2.

56,00 ± 19,51 93,01b ± 39,20 66,90 ± 28,17

Pálmaolaj eredetû kálcium) szappan (POCAS) (6)

- 15 ± 2. 5 ± 2. 25 ± 2.

62,72 ± 16,80 83,44b ± 37,47 52,43 ± 21,54

Hidrogénezett pálmaolaj trigicerid (HPOTG) (7)

-15 ± 2. 5 ± 2. 25 ± 2.

49,10 ± 5,40 44,18a ± 5,15 48,43 ± 5,93

ab:

a különbözô betûkkel jelölt átlagok szignifikáns (P<0,05) különbségeket mutatnak azonos idôszakban a kezelések között

Table 4.: Total lipid concentration of the bovine liver treatment (1), basal sample (-25±2 day) (2), sampling, day (3), total lipid concentration (g/kg wet liver) (4), control (5), calcium soap of fatty acids from palm oil origin (6), hydrogenated triglyceride of palm oil origin (7) ab:

means marked with different letters show significant differences (P<0.05) among treatments at the same sampling time

Az 1. ábra magyarázata (to Fig. 1.) A: Termelt tej mennyisége (kg) B: Tejzsírtartalom (g/100g) C: Zsírra (4%) korrigált tejmennyiség (kg) D: Összes termelt tejzsír mennyisége (g) E: Tejcukortartalom (g/100g) F: Tejfehérjetartalom (g/100g) G: Szomatikus sejtszám

A: Milk production (kg) B: Milk fat (g/100g) C: Fat corrected milk (4%) (kg) D: Total produced milk fat (g) E: Lactose (g/100g) F: Protein (g/100g) G: Somatic cell number

Rövidítések:

Abbreviation:

HPOTG = hidrogénezett pálmaolaj triglicerid; POCAS = pálmaolaj eredetû kalciumszappan; K = kontroll

HPOTG = hydrogenated palm oil triglyceride; POCAS = calcium soaps of palm oil fatty acids; K = control

Jelölések:

Marking in the graphs:

Statisztikai jelölések:

Statistical marking in the graphs:

abc: a különbözô betûkkel jelölt átlagok szignifikáns (P<0,05) különbségeket mutatnak azonos idôszakban a kezelések között.

abc: Means marked with different letters show significant differences (P<0.05) among treatments at the same sampling time


1.ábra. A tej mennyisége és összetétele Figure 1. The qualitative and quantitative parameters of the produced milk

573

574


Az eltérô kezelésben részesült csoportok májának összlipidtartalmában egymáshoz viszonyított szignifikáns különbségek csak az ellés utáni 5. napon voltak mérhetôk. Ebben a mérési idôpontban a HPOTG kezelés teheneinek mája kisebb TLM koncentrációt mutatott, mint a másik két kezelés teheneié. A termelt tej mennyiségében statisztikailag is igazolható különbséget csak a laktáció 37. napján tapasztaltunk, amikor a HPOTG csoport tejtermelése naponta átlagosan 1,50 l-rel magasabb volt a kontrollcsoporthoz viszonyítva (1. ábra). Ebben az idôszakban a POCAS csoport teheneinek átlagos tejtermelése egyik csoportétól sem különbözött szignifikánsan. A zsírkiegészítéses csoportok esetében a tejzsírtartalom szignifikáns csökkenést mutatott. A kísérlet idôtartama alatt, a kontrollcsoporthoz képest, úgy a tejzsírszázalék, mint az összes termelt tejzsír mennyisége mindkét zsírkiegészítésben részesült csoportban kisebb volt. A zsírkiegészítések nem voltak ugyanakkor szignifikáns hatással a tejcukor és a tejfehérje alakulására. A szomatikus sejtszám legmagasabb átlagértékeit, a vizsgált idôszak egésze alatt a kontrollcsoport mutatta, de szignifikánsan alacsonyabb értékeket csak a POCAS csoporthoz képest tapasztaltunk (22. és 37. nap). A tejlipidek zsírsavösszetételének lényegesebb változásait a 2. ábra szemlélteti. A C14:0 zsírsavtartalom a kísérlet teljes idôszaka alatt a POCAS csoportban volt a legalacsonyabb. Ez a különbség, a kontrollcsoport eredményeihez képest csak a 37. napon, míg a HPOTG csoporthoz képest a 37. és a 92. napon volt statisztikailag is igazolható. A tejlipidek C16:0 és C18:0 tartalma a laktáció elôrehaladásának függvényében ellentétes változást mutatott. A 22. napi mintavételezéshez viszonyítva a C16:0 aránya a 92. napra szignifikánsan emelkedett, a C18:0 mennyisége ezzel szemben szignifikáns csökkenést mutatott. A kísérletben résztvevô csoportok között a legnagyobb különbség a laktáció 37. napján volt mérhetô, amikor a tej lipidfrakciójának C16:0 zsírsavtartalma, a kontrollcsoporthoz képest, mindkét alkalmazott zsírkiegészítés esetében szignifikánsan alacsonyabb volt. Ezzel szemben a tejzsír átlagos C18:0 zsírsav tartalma a kontroll tehenek tejében szignifikánsan alacsonyabb volt, mint a zsírkiegészítések alkalmazásakor. A vizsgált CLA izomer (c-9, t-11) aránya szignifikánsan nôtt a 22. naptól a 92. naAz 2. ábra magyarázata (to Fig. 2.) A: A tej lipidfrakciójának C14:0 zsírsavtartalma (g/100g) B: A tej lipidfrakciójának C16:0 zsírsavtartalma (g/100g) C: A tej lipidfrakciójának C18:0 zsírsavtartalma (g/100g) D: A tej lipidfrakciójának C18:1n9 zsírsavtartalma (g/100g) E: A tej lipidfrakciójának C18:2n6 zsírsavtartalma (g/100g) F: A tej lipidfrakciójának CLA c9,t11 zsírsavtartalma (g/100g)

Rövidítések: HPOTG = hidrogénezett pálmaolaj triglicerid; POCAS = pálmaolaj eredetû kalciumszappan; K = kontroll

A: C14:0 fatty acid content of the milk lipid (g/100g) B: C16:0 fatty acid content of the milk lipid (g/100g) C: C18:0 fatty acid content of the milk lipid (g/100g) D: C18:1n9 fatty acid content of the milk lipid (g/100g) E: C18:2n6 fatty acid content of the milk lipid (g/100g) F: CLA c9,t11 fatty acid content of the milk lipid (g/100g)

Abbreviation: HPOTG = hydrogenated palm oil triglyceride; POCAS = calcium soaps of palm oil fatty acids; K = control

Marking in the graphs:

Jelölések: Statistical marking in the graphs: Statisztikai jelölések: abc: a különbözô betûkkel jelölt átlagok szignifikáns (p<0,05) különbségeket mutatnak azonos idôszakban a kezelések között.

abc: Means marked with different letters show significant differences (p<0.05) among treatments at the same sampling time


575

pi mintavételi idôpontok között. A csoportok között szignifikáns különbséget nem tapasztaltunk. Tendenciájában a legmagasabb CLA tartalom a kontrollcsoport esetén volt megfigyelhetô. A POCAS csoport teheneinek tejében mind a 37. mind a 92. napi mintavétel alkalmával szignifikánsan nagyobb C18:1 arányt tapasztaltunk, mint a HPOTG kezelés során. A kontrollhoz viszonyítva ezen zsírsav mennyisége a HPOTG csoportban csak a 37. napi mintavételkor mutatkozott szignifikánsan nagyobbnak.

2. ábra A tej lipidfrakciójának zsírsavösszetétele Figure 2. The fatty acid composition of the milk lipid fraction

576


EREDMÉNYEK ÉRTÉKELÉSE Saját eredményeink megerôsítik más szerzôk (Rukkwamsuk és mtsai, 1999) korábbi észrevételeit, miszerint szignifikáns lipid felhalmozódás figyelhetô meg intenzíven termelô (Andersen és mtsai, 2005), különösen a túlkondícióban lévô (Van den Top és mtsai, 1994) kérôdzô állatok májában az ellés körüli idôszakban. A megnövekedett energiaigény és az ellés utáni idôszakban jelentkezô szárazanyag- felvétel csökkenés következtében a tehén nem képes fedezni a magas tejtermelés energiaigényét (Grum és mtsai, 1996). A szárazanyag-felvétel csökkenése fordított arányosságot mutat az zsírszövetek felôl történô lipid-mobilizációval (Mandebvu és mtsai, 2003). Kísérletünkben arra kerestük a választ, hogy az ellés körüli energiahiányos idôszakban alkalmazott zsírkiegészítések hogyan befolyásolják a tejtermelést és ezzel összefüggésben az erre az idôszakra gyakran jellemzô lipidakkumláció mértékét a májban. Az alkalmazott zsírkiegészítésektôl függôen a máj összlipid tartalma a HPOTG kezelés kivételével szignifikánsan növekedett az ellés után, az ellés elôtti mintavételi idôpontokhoz viszonyítva. Az ellés körüli idôszakban mért eredményeinket más szerzôk eredményei is igazolják (Gaál és Husvéth, 1983; Magdus és mtsai, 1985). A TLM tartalomban történt változás azt mutatta, hogy az állatok különbözô mértékben, de energiahiányos állapotban voltak. Vizsgálatunkban pálmaolaj eredetû zsírokat alkalmaztunk a napi takarmányadag energiatartalmának növelésére, amelyek szignifikánsan befolyásolták a tehenek TLM tartalmát az ellés utáni 5. napon vett minták átlageredményei alapján. Fébel és mtsai (2002), valamint Harvatine és Allen (2005) ugyancsak vizsgálták a zsírkiegészítések lipidanyagcserére gyakorolt hatását tejelô tehenekben az ellés körüli idôszakban. De amíg ezek az eredmények a plazmalipid tartalom szignifikáns változásaira mutatnak rá, addig csak kevés eredmény ismeretes a TLM tartalom változásaival kapcsolatban, hasonló feltételek mellett. Grum és mtsai (1996) eredményei alapján a szárazonállás idôszakában adagolt zsírkiegészítések (QuaI-Fat®, National By-products, Inc., Mason City, IL) hatására a kiegészítésben nem részesült kontrollcsoporthoz képest csökkent a tehenek májlipid tartalma az ellést követô idôszakban. Az általunk alkalmazott zsírkiegészítések szignifikáns hatással voltak a TLM tartalomra, jóllehet ez a hatás sokkal kifejezettebb volt a hidrogénezett pálmaolaj triglicerid, mint a pálmaolaj eredetû kalciumszappan csoportban. Kísérletünk tejtermelésre vonatkozó kedvezô eredményeit számos hazai (Ribács és Schmidt, 2006) és nemzetközi szerzô (Madison-Anderson és mtsai, 1997; Avila és mtsai, 2000; Weiss és Wyatt, 2003) eredményei igazolják. A zsírkiegészítés eredményeként mutatkozó kedvezôbb energia ellátás adhat magyarázatot az 1,30–2,00 liter tejtermelésbeli növekedésre, amit a két zsírkiegészítés esetén, a kontrollcsoporthoz képest tapasztaltunk. A tejmennyiség növekedésével egyidejûleg a tejzsírtartalom (g/100g) csökkenését tapasztaltuk, ami mindkét zsírkiegészítés esetében szignifikáns mértékû volt a kontrollcsoporthoz képest. Hazai szerzôk közül Ribács és Schmidt (2006) valamint Várhegyi és mtsai (2004) is igazolták a zsírkiegészítéseket követô tejzsírtartalom csökkenést. Külföldi szerzôk közül Pantoja és mtsai (1994) tapasztalták, hogy a tej zsírtartalma csökken a takarmány telítetlen zsírsavtartalmának növekedésével. Männer (2002) ezt a többszörösen telítetlen zsírsavak során keletke-


577

zô transz-izomerek hatására vezeti vissza. Pantoja és mtsai (1994) valamint Madison-Anderson és mtsai (1997) megfigyelték, hogy zsírkiegészítések alkalmazása során a tej zsírtartalmával egyidejûleg csökkent annak fehérjetartalma is. Ez a jelenség, tendenciájában, eredményeink alapján is igazolható, de az általunk tapasztalt különbségeket a statisztikai elemzés nem erôsítette meg. Több szerzô (Avila és mtsai 2000; Ribács és Schmidt, 2006) számolt be publikációjában arról, hogy a takarmány és ezen belül is az alkalmazott zsírkiegészítés zsírsavösszetétele jelentôsen befolyásolja a tej lipid frakciójának zsírsavöszszetételét. A közepes és hosszú szénláncú zsírsavak (C12:0-C18:0) többsége közvetlenül a takarmányból származik, vagy a szervezet más szöveteiben szintetizálódik többlépcsôs mechanizmuson keresztül (Grummer, 1991). Mint azt a 3. táblázatban is feltüntettük, az általunk alkalmazott HPOTG legnagyobb arányban (69,44%) C18:0 zsírsavat tartalmazott. A tejlipid eredményeket vizsgálva mindkét kezelt csoportban szignifikáns eltéréseket tapasztaltunk a kontrollcsoporthoz viszonyítva az ezen zsírsav esetében. Mindezt nem támasztja alá az a tény, hogy a két kezelt csoport e vizsgált paraméter tekintetében nem mutatott szignifikáns különbséget egymáshoz viszonyítva, bár a kiegészítésként alkalmazott két zsírféleség C18:0 tartalma lényegesen eltért. A kiegészítésként adagolt pálmaolaj kalcium szappan nagyobb C18:1n9 (olajsav) és C18:2n6 (linolsav) tartalma ugyanakkor tükrözôdött a tejlipidek hasonló zsírsavainak nagyobb arányaiban és bizonyítja a kalciumszappanok telítetlen zsírsavainak hidrogenációval szembeni nagyobb ellenállását. Schmidt és mtsai (2008) növényi eredetû kalciumszappanok takarmányozása során ezen megfigyelésünkkel azonos eredményekrôl számoltak be. Weiss és Wyatt (2004) eredményeit igazolva, a máj lipidtartalma, a termelt tej mennyisége és összetétele szempontjából szignifikáns különbségeket tapasztaltunk a különbözô zsírkiegészítések között, figyelembe véve azok fizikai és kémiai tulajdonságait, valamint zsírsavösszetételüket. Eredményeink alapján elônyök származtak az alkalmazott triglicerid típusú zsír etetése során. Ez feltételezhetôen annak nem elhanyagolható glicerintartalmával (moltömegarányosan: 9,72%), a bendôben folyó mikróbás fermentáció szempontjából kedvezô fizikai állapotával és zsírsavösszetételével magyarázható.

KÖVETKEZTETÉSEK Az általunk használt zsírkiegészítések kísérletünk szerint alkalmasak lehetnek a bôtejelô tehenek elléskörüli energiahiányának pótlására. Alkalmazásuk esetén az energiahiányból fakadó anyagcsere-zavarok súlyossága csökkenthetô, az ilyenkor fellépô májelzsírosodás mértéke mérsékelhetô. Az elôzô változások kedvezô hatással lehetnek a termelt tej mennyiségére, a tej zsírtartalmában ugyanakkor csökkenés várható. Az általunk összehasonlított két zsírféleség közül akár a máj összlipidtartalmát, akár a tejtermelésre gyakorolt hatást tekintetve a hidrogenált pálmaolaj triglicerid (HPOTG) kedvezôbbnek bizonyult, mint a pálmaolaj eredetû kalciumszappan (POCAS). Ez a különbség feltételezhetôen az elôbbi zsírféleség nem elhanyagolható gricerin tartalmával magyarázható, amely a tejelô tehenekben fontos glikogenetikus prekurzorként szolgálhat.

578

Karcagi és mtsai: AZ ELÉS KÖRÜLI IDÔSZAKBAN ETETETT TAKARMÁNYZSÍR HATÁSA IRODALOM

Agnew, R.E. – Yan, T. (2000): Impact of recent research on energy feeding systems for dairy cattle. Livest. Prod. Sci., 66. 197–215. p. Andersen, J.B. – Madsen, T.G. – Larsen, T. – Ingvartsen, K.L. – Nielsen, M.O. (2005): The effects of dry period versus continuous lactation on metabolic status and performance in periparturient cows. J. Dairy Sci., 88. 3530–3541. p. Andrew, S.M. – Waldo, D.R. – Erdman, R.A. (1994): Direct analysis of body composition of dairy cows at three physiological stages. J. Dairy Sci., 77. 3022–3033. p. Ashes, J.R. – Siebert, B.D. – Gulati, S.K. – Cuthbertson, A.Z. – Scott, T.W. (1992): Incorporation of n3 fatty acids of fish oil into tissue and serum lipids of ruminants. Lipids, 27. 629–631. p. Avila, C.D. – DePeters, E.J. – Perez-Monti, H. – Taylor, S.J. – Zinn, R.A. (2000): Influences of saturation ratio of supplemental dietary fat on digestion and milk yield in dairy cows. J. Dairy Sci., 83. 1505–1519. p. Banks, W. – Clapperton, J.L. – Girdler, A.K. (1990): Effect of dietary unsaturated fatty acids in various forms on the de novo synthesis of fatty acids in the bovine mammary gland. J. Dairy Res., 57. 159–162. p. Collard, B.L. – Boettcher, P.J. – Dekkers, J.C.M. – Petitclerc, D. – Schaeffer, L.R. (2000): Relationships between energy balance and health traits of dairy cattle in early lactation. J. Dairy Sci., 83. 2683–2690. p. Fébel, H. – Csapó, J. – Huszár, Sz. – Andrásofszky, E. – Miklós, Sz. – Várhegyi, I. (2004): Különbözô zsírkészítmények élettani hatásának vizsgálata juhokban. Magyar Állatorvosok Lapja, 126. 395–402. p. Fébel, H. – Husvéth, F. – Veresegyházy, T. – Andrásofszky, E. – Várhegyi, I. – Huszár, S. (2002): Effect of different fat sources on in vitro degradation of nutrients and certain blood parameters in sheep. Acta Vet. Hun., 50. 217–229. p. Ferguson, J.D. – Sklan, D. – Chalupa, W.V. – Kronfeld, D.S. (1990): Effects of hard fats on in vitro and in vivo rumen fermentation, milk production, and reproduction in dairy cows. J. Dairy Sci., 73. 2864–2879. p. Folch, J.M. – Lees, M. – Sloane-Stenley, G.H. (1957): A simple method for the isolation and purification of total lipids from animal tissues. J. Biol. Chem., 226. 495–509. p. Gaál, T. – Husvéth, F. (1983): Comparison of the liver biopsy sample and the „whole liver” in respect of lipid content and fatty acid comosition of lipids. Acta Vet. Hun., 31. 51–56. p. Grum, D.E. – Drackley, J.K. –Younker, R.S. – LaCount, D.W. – Veenhuizen, J.J. (1996): Nutrition during the dry period and hepatic lipid metabolism of periparturient dairy cows. J. Dairy. Sci., 79. 1850–1864. p. Grummer, R.R. (1991): Effect of feed on the composition of milk fat. J. Dairy Sci., 74. 3244–3257. p. Harfoot, C.G. (1981): Lipid metabolism in the rumen. In: Lipid metabolism in ruminant animals. Pergamon Press Oxford, 21–25. p. Harvatine, K.J. – Allen, M.S. (2005): The effect of production level on feed intake, milk yield, and endocrine responses to two fatty acid supplements in lacting cows. J. Dairy. Sci., 88. 4018–4027. p. Henderson, C. (1971): A study of the lipase produced by Anaerovibrio lipolytica, a rumen bacterium. J. Gen. Microbiol., 65. 81–89. p. Husvéth, F. – Karsai, F. – Gaál, T. (1982): Peripartal fluctuations of plasma and hepatic lipid components in dairy cows. Acta Vet. Hun., 30. 97–112. p. Huszenicza, Gy. – Fébel, H. – Gáspárdy, A. – Gaál, T. (2002): A nagy tejtermelésû tehenek takarmányozásának, tejtermelésének és szaporodóképességének kapcsolata. Magyar Állatorvosok Lapja, 124. 719–725. p. Jenkins, T.C. – Palmquist, D.L. (1984): Effect of fatty acids or calcium soaps on rumen and total nutrient digestibility of dairy rations. J. Dairy Sci., 67. 978–986. p. Karcagi, R.G. – Gaál, T. – Wágner, L. – Husvéth, F. (2008): Effect of various dietary fat supplementations on liver lipid and glycogen of high-yielding dairy cows in the peripartal period. Acta Vet. Hun., 56. 57–70 p. Madison-Anderson, R.J. – Schingoethe, D.J. – Brouk, M.J. – Baer, R.J. – Lentsch, M.R. (1997): Response of lactating cows to supplemental unsaturated fat and niacin. J. Dairy Sci., 80. 1329–1338. p. Magdus, M. (1991): A zsírforgalmat befolyásoló tényezôk vizsgálata és az energiaellátás javításának lehetôségei zsíretetéssel kérôdzôkben. Kandidátusi értekezés, Budapest Magdus, M. – Galambos, L. – Husvéth, F. (1985): Studies on the lipid metabolism of ewes in the periparturient period. Acta Vet. Hun., 33. 89–100. p. Mandebvu, P. – Ballard, C.S. – Sniffen, C.J. – Tsang, D.S. – Valdez, F. – Miyoshi, S. – Schlatter, L. (2003): Effect of feeding an energy supplement prepartum and postpartum on milk yield and composition, and incidence of ketosis in dairy cows. A. Feed. Sci. Tech., 105. 81–93. p.


579

Männer, K. (2002): Pansengeschützte Fette für Milchrinder. Kraftfutter, 10. 386-394. Onetti, S.G. – Shaver, R.D. – McGuire, M.A. – Grummer, R.R. (2001): Effect of type and level of dietary fat on rumen fermentation and performance of dairy cows fed corn silage-based diets. J. Dairy Sci., 84. 2751–2759. p. Palmquist, D.L. – Beaulieu, A.D. (1993): Milk fat synthesis and modification. J. Dairy Sci., 76. 1753–1771. p. Pantoja, J. – Firkins, J.L. – Eastridge, M.L. (1996): Fatty acid digestibility and lactation performance by dairy cows fed fats varying in degree of saturation. J. Dairy Sci., 79. 424 – 437. p. Pantoja, J. – Firkins, J.L. – Eastridge, M.L. – Hull, B.L. (1994): Effects of fat saturation and source of fiber on site of nutrient digestion and milk production by lactating dairy cows. J. Dairy Sci., 77. 2341– 2356. p. Patton, R.S. – Sorenson, C.E. – Hippen, A.R. (2004): Effects of dietary glucogenic precursors and fat on feed intake and carbohydrate status of transition dairy cows. J. Dairy Sci., 87. 2122–2129. p. Rabelo, E. – Rezende, R.L. – Bertics, S.J. – Grummer, R.R. (2003): Effects of transition diets varying in dietary energy density on lactation performance and ruminal parameters of dairy cows. J. Dairy Sci., 86. 916–925. p. Ribács, A. – Schmidt, J. (2006): Lenolajalapú Ca-szappan felhasználása a tehéntej zsírsavösszetételének módosítására. Acta Ovariensis, 48. 73–86. p. Rukkwamsuk, T. – Kruip, T.A. – Meijer, G.A. – Wensing, T. (1999): Hepatic fatty acid composition in periparturient dairy cows with fatty liver induced by intake of a high energy diet in the dry period. J. Dairy Sci., 82. 280–287. p. Schmidt, J. (2006): Takarmányozás és a tej minôsége. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55. 1. 33–40. p. Schmidt, J. – Husvéth, F. – Sipôcz, J. – Tóth, T. – Fábián, J. (2008): Dietary manipulations to incerase the concentration of conjugated linoleic acid in milk. Acta Alimentaria, 37. 53–69. p. Shingfield, K.J. – Reynolds, C.K. – Hervás, G. – Griinari, J.M. – Grandison, A.S. – Beever, D.E. (2006): Examination of the persistency of milk fatty acid composition responses to fish oil and sunflower oil in the diet of dairy cows. J. Dairy Sci., 89. 714–732. p. Sipôcz, P. (2000): Védett fehérje és védett zsír a tejelô tehenek takarmányozásában. PhD értekezés, Mosonmagyaróvár Steele, W. – Moore, J.H. (1968): The digestibility coeficients of myristic, palmitic and stearic acids in the diet of sheep. J. Dairy Res., 35. 371–381. p. Van den Top, A.M. – Wensing, T. – Beynen, A.C. (1994): The influence of calcium palmitate and oleate feeding on hepatic lipid metabolism in goats. J. Anim. Physiol. Anim. Nutr., 72. 44–45. p. Várhegyi, J. – Várhegyi, I. – Fébel, H. – Juhász, Z. (2004): Tejzsírtartalom és a tejzsír zsírsav-összetétele. Óvári Tudományos Napok, Proc. 96. p. Vazquez-Anon, M. – Bertics, S.J. – Grummer, R.R. (1997): The effect of dietary energy source during mid to late lactation on liver triglyceride and lactation performance of dairy cows. J. Dairy Sci., 80. 2504–2512. p. Weiss, W.P. – Wyatt, D.J. (2003): Effect of dietary fat and vitamin E on alpha-tocopherol in milk from dairy cows. J. Dairy Sci., 86. 3582–3591. p. Weiss, W.P. – Wyatt, D.J. (2004): Digestible energy values of diets with different fat supplements when fed to lacting dairy cows. J. Dairy Sci., 87. 1446–1454. p.

Érkezett: Szerzôk címe: Author’s address:

2008. június Pannon Egyetem, Georgikon Mezôgazdaságtudományi Kar, Állattudományi és Állattenyésztéstani Tanszék University of Pannonia Georgikon Faculty of Agriculture, Department of Animal Science H-8360 Keszthely, Deák F. u. 16. Hungary

580


60th Annual Meeting of EAAP programmja Augusztus 23, vasárnap 15.00–19.00 h Registration of participants and delivery of documentation Augusztus 25. hétfô 08.00–18.30 h Registration of participants and delivery of documentation 08.30–10.15 h Sessions S1 to S8 10.15–10.45 h Coffee break 10.45–12.30 h Sessions S1 to S8 (cont.) 12.30–14.00 h Lunch 14.00–15.45 h Sessions S9 to S16 15.45–16.15 h Coffee break 16.15–18.00 h Sessions S9 to S16 (cont.) 18.30–19.30 h Opening Ceremony 20.00–22.00 h Welcome cocktail Augusztus 25. kedd 08.00–8.30 h Registration of participants and delivery of documentation 08.30–10.15 h Plenary Session: – “Leroy Fellowship Award” Lecture – Session on “Biodiversity and sustainable Animal Production Systems” 08.30–10.15 h Session S17 10.15–10.45 h Coffee break 10.45–12.30 h Session on “Biodiversity and sustainable Animal Production Systems” (cont.) 10.45–12.30 h Session S17 (cont.) 12.30–14.00 h Lunch 14.00–15.45 h Sessions S17 to S25 15.45–16.15 h Coffee break 16.15–18.00 h Sessions S17 to S25 (cont.) 19.00–23.00 h Social Evening Augusztus 26. szerda 08.00–18.30 h Registration of participants and delivery of documentation 08.30–10.15 h Sessions S26 to S32 10.15–10.45 h Coffee break 10.45–12.30 h Sessions S26 to S32 (cont.) 12.30–14.00 h Lunch 14.00–15.45 h Commissions future programmes and elections meetings (G, Ph, N, M, C, S, PH, L) followed by Sessions S33 to S41 (Free communications) 15.45–16.15 h Coffee break 16.15–18.00 h Sessions S33 to S41 (cont.) 18.30–19.30 h 53rd General Assembly of EAAP Augusztust 27. csütörtök 08.00–18.30 h Registration of participants and delivery of documentation 08.30–10.15 h Sessions S42 to S49 10.15–10.45 h Coffee break 10.45–12.30 h Sessions S42 to S49 (cont.) 12.30–14.00 h Lunch 14.00–15.45 h Sessions S50 to S55 15.45–16.15 h Coffee break 16.15–18.00 h Sessions S50 to S55 (cont.) 19.30–23.00 h Farewell Dinner Augusztus 28. péntek 08.30–18.30 h Conference Technical Tours (packed lunch provided)


581

A MÉHÉSZETI ÉRTÉK ÉS CUKORÖSSZETEVÔK VIZSGÁLATA NAPRAFORGÓ NEKTÁRBAN ZAJÁCZ EDIT – SZALAI TAMÁS – SZALAINÉ MÁTRAY ENIKÔ

ÖSSZEFOGLALÁS Napraforgó hibridek méhészeti értékének és a nektár cukor-összetételének vizsgálatát végezték el a szerzôk, 2006-ban. Elemezték a környezeti tényezôk befolyásoló hatását a nektárprodukcióra és a nektár cukorkoncentrációjára. Legjobb cukorértéke az Arena PR és NK Delfi hibrideknek volt. A cukorösszetétel vizsgálatok azt mutatták, hogy a napraforgó nektár a hexózban gazdag nektárok közé tartozik. Legnagyobb arányban elôforduló cukorkomponensek a fruktóz –F– (40-46%) és a glükóz –G– (49-–56%). Jóval kisebb mennyiségben található a nektárban szacharóz, turanóz és maltóz. A szacharóz nem minden esetben volt kimutatható a vizsgált mintákban. A nektár F/G aránya átlagosan 0,83.

SUMMARY Zajácz, Edit Ms. – Szalai, T. – Szalainé-Mátray, Enikô Ms.: APICULTURAL VALUE AND SUGAR COMPOSITION IN SUNFLOWER NECTAR Nectar production and its sugar composition were studied in various sunflower hybrids in 2006. The influence of the main climatic factors on the quantity and sugar concentration of secreted nectar was determined. The highest average sugar value was produced by Arena PR and NK Delfi hybrids: thus these had the highest apicultural value. The nectar of sunflower belongs to the category of hexose-rich nectars. The most frequent sugar components are glucose (49–56%) and fructose (40–46%). The nectar contained lower amounts of sucrose, turanose and maltose. Sucrose was not always present in the nectar. The average fructose/glucose ratio in nectar is 0,83.

582

Zajácz és mtsai: NAPRAFORGÓ NEKTÁR MÉHÉSZETI ÉRTÉKE

BEVEZETÉS A méhek által gyûjtött nektár cukrokban gazdag oldat (Gillespie és Henwood, 1994). A benne dominánsan elôforduló cukorkomponensek: glükóz, fruktóz, szacharóz (Wykes, 1952; Lüttge 1961; Percival, 1961; Baker és Baker, 1983), melyek aránya növényfajonként változhat (Baker és Baker, 1983; Halmágyi és Keresztesi, 1991). A három fô cukoralkotón kívül, növénytôl függôen, egyéb cukrok is elôfordulhatnak a nektárban, többek között raffinóz, maltóz, melibióz, melecitóz, de csak kis mennyiségben (Wykes, 1952; Lüttge, 1961; Percival, 1961). Percival (1961) szerint a nektárok három nagyobb csoportba sorolhatók, a szacharóz-domináns, a kiegyenlített (szacharóz, glükóz, fruktóz egyenlô aránya) és a fruktóz-glükóz domináns nektár. Baker és Baker (1983), 765 növényfaj nektárvizsgálata alapján, a következô négy kategóriát állították fel: Hexóz domináns: S/(G+F) < 0,10 Hexózban gazdag: S/(G+F) = 0,10-0,49 Szacharózban gazdag: S/(G+F) = 0,50-0,99 Szacharóz domináns: S/(G+F) > 0,99 Besorolása alapján az Asteraceae család a hexózban gazdag vagy hexóz domináns csoportba tartozik. A nektárcukrok egyik feladata a megporzó rovarok csalogatása. A rovarok viráglátogatása függ a nektár mennyiségétôl (Baker és Baker, 1983), a cukorkoncentrációjától (Nicolson és Nepi, 2005), valamint kémiai összetételétôl, ami magába foglalja a szénhidrátokon kívül az aminosavak, zsírok, fehérjék, szerves savak, enzimek különbözô mennyiségét és típusát (Baker és Baker, 1983). A nektárt, a benne lévô cukrok különbözô édes érzetétôl függôen gyûjtik a méhek (Baker és Baker, 1983). Wykes (1952) szerint többnyire az a nektár a legvonzóbb számukra, amelyik egyenlô arányban tartalmazza a szacharózt, valamint a glükózt és fruktózt, ez azonban a természetben igen ritkán fordul elô (Percival, 1961). A méh nem érzi édesnek a nektárt, ha a szacharóz 4%-nál, a gyümölcs és szôlôcukor keveréke pedig 8-9%-nál alacsonyabb töménységû (Örösi, 1968). A napraforgó nektár minôségét nemcsak cukorértéke, hanem azon belül a cukrok egymáshoz való aránya, a cukorösszetétel is befolyásolja (Lajkó, 2002). A napraforgó nektártermelésével és a nektár cukorösszetételével foglalkozó irodalom, nemzetközi és hazai viszonylatban egyaránt igen csekély. Tepedino és Parker (1982) szerint a napraforgó bôséges nektárt termel magas cukormennyiséggel. Pham-Delegue és mtsai (1990) szerint, a méhek válogatása és eloszlása a napraforgón összefüggésben van a nektár cukorösszetételével, fôleg a szacharóz mennyiségével. Az általuk vizsgált genotípusok mindegyikében magas volt a glükóz és fruktóz aránya (az összes cukor 30-50%-a külön-külön), míg a szacharóz aránya erôsen ingadozott. Wykes (1952) a fruktóz és glükóz relatív nagyobb arányát, míg a szacharóznak csak jelenlétét mutatta ki a napraforgó nektárban. Halmágyi és Suhayda (1963) mérései szerint, a napraforgó egy-egy csöves virága 0,388–0,487 mg közötti nektárt választhat ki. A nektár cukorkoncentrációja 51,3–53,6% közötti, és ebbôl következôen a cukorérték 0,207–0,212 mg között változhat. Frank és Kurnik (1970) vizsgálatában a ’Kisvárdai’ fajta esetén 0,135 mg volt a cukorérték. Pesti (1976) kísérletében a napraforgó egy-egy csöves virága 0,222 mg nektárt termelt. Péter (1981) a mûtrágyák nektárprodukcióra


583

gyakorolt pozitív hatását figyelte meg. Az átlagos cukorkoncentráció 39,51% volt, a cukorérték 0,10–0,28 mg között változott. Nikovitz és Szalai Mátray (1983) három fajta és 16 hibrid nektárvizsgálatát végezte el 1982–83-ban. A legjobb cukorértéke a Luciole (0,170 mg), a legalacsonyabb a Marianne (0,039 mg) hibridnek volt. Mészáros és Gulyás (1994) 16 napraforgó hibridet vizsgált, melyekben a nektármennyiség 0,05–0,26 mg között változott, átlagosan 25%-os cukortartalommal. Lajkó (2001) a hibridek átlagában 1,5–2,3 mg nektármennyiséget mért 20 csöves virágban Kiszomboron; míg Gödöllôn 1,9–3,0 mg-ot. Bujáki és Horváth (2001) két termôhelyen (Kiszombor és Bácsalmás) vizsgálta különbözô napraforgó hibridek nektártermelését. Legmagasabb cukorértéket a Resia hibridben mértek. A cukorérték 52 µg/virág értéket mutatott a két termôhely átlagában. Átlag feletti cukortartalmat az Arena, Florakisz és S-277 hibridekben mértek. Szalainé és mtsai (2001) által vizsgált 16 napraforgó hibrid közül az Arena termelte a legtöbb nektárt. Zajácz és mtsai (2002) vizsgálatai szerint megfelelô vízellátottság esetén hôségnapokon is van nektártermelés. Szentes (2003) a tenyészidôszak alatt esett bôséges csapadék hatására nagyobb nektárprodukciós értékeket kapott homokos talajon, mint agyagos talajon (0,232 és 0,147 mg/csöves virág). Kísérletünk célja különbözô napraforgó hibridek méhészeti értékének meghatározása volt. Vizsgálataink között szerepelt a nektárprodukció-, cukorkoncentráció- és cukorérték mérés, továbbá a nektár cukorösszetevôinek meghatározása. Választ vártunk arra, hogyan befolyásolják az egyes agroökológiai adottságok a nektárprodukciót, a nektár szárazanyag- tartalmát, és melyik hibrid a legvonzóbb a méhek számára.

ANYAG ÉS MÓDSZER A vizsgálatok helye és ideje A nektármintákat egy Verseg (Pest-megye) határában lévô kísérleti tábláról (csernozjom barna erdôtalaj) gyûjtöttük 2006. július 24–2006. augusztus 2. között. Vizsgált hibridek A nektárvizsgálatokat jelenleg is köztermesztésben lévô hét napraforgó hibriden végeztük: Alexandra PR, Arena PR, NK Armoni, NK Brio, NK Delfi, NK Dolbi és NK Jazzy. Idôjárási körülmények A vizsgálat ideje alatt kifejezetten meleg, fülledt idôjárás volt már a délelôtti órákban, magas hômérsékleti értékekkel (25-35 °C). Éjszakai csapadék többször is elôfordult a virágzási idô alatt (07.23., 07.24., 07.25., 07.29., 08.01.). A nektár mennyiségi és minôségi meghatározása A nektármintákat minden nap azonos idôpontban, délelôtt 9–10 óra között vettük. Az elôzetesen tüllhálóval izolált csöves virágokból üvegkapillárissal gyûjtött nektár mennyiségét analitikai mérlegen mértük, a refrakciót Zeiss-Abbé-féle refraktométerrel határoztuk meg. A cukorértéket az egységesen elfogadott módszer

584


szerint határoztuk meg (nektármennyiség mg x cukortartalom%)/100. A nektártermelést 5 vizsgálati napon, hibridenként 4 ismétlésben állapítottuk meg. A cukorösszetétel meghatározása A következô öt cukrot vizsgáltuk a nektárban: fruktóz, glükóz, szacharóz, turanóz, maltóz. A csöves virágokból adott mennyiségû szekrétumot szívtunk ki üvegkapillárissal, majd Eppendorf-csôben fagyasztva tároltuk a feldolgozásig. A cukorkomponensek meghatározását nagynyomású folyadék kromatográffal (HPLC) végeztük, melyhez Jasco PU-980 pumpa, ERC-7515A (RI) detektor, Rheodyne injektor (térfogata 20 µl) csatlakozott. Az oszlop Supelcosil LC-NH2 típusú, hômérséklete 31 °C, a detektor hômérséklete 35 °C volt. Diluensként 25:75 acetonitril:víz, eluensként 75:25 acetonitril:víz keverékét használtuk, az áramlási sebesség 1 ml/min volt. A fagyasztóból kivett nektármintákat kiolvadás, majd oldás után 2 percig vízfürdôben ultrahangoztuk, 2 percig centrifugáltuk (5000 ford./min), majd injektáltuk. Az eredmények értékeléséhez Jasco-Borwin 1.5 kromatográfiás szoftvert használtunk. A cukrok relatív arányát szárazanyag-tartalomra vonatkoztatva fejeztük ki. Az adatok feldolgozása Microsoft Excel programmal, statisztikai értékelése varianciaanalízissel történt. EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 1. Nektárprodukció és cukorkoncentráció A napraforgó csöves virágai a vizsgált napok átlagában 0,124–0,192 mg nektárt termeltek (1. ábra). Az Arena PR hibrid esetében mértük a legmagasabb nektárprodukciót átlagosan, mely nem volt szignifikáns (P<0,05) az átlag (0,165 mg) felett termelô NK Delfi, NK Dolbi és NK Brio hibridhez képest. Az adott idôszakban, az Alexandra PR és NK Armoni hibridek az utóbbi szignifikánsan (P<0,05) a legkevesebb nektárt termelte az összes vizsgált hibridhez képest.

60 50 40 30 20 10 0

%

NK Armoni

Alexandra PR

NK Jazzy

NK Brio

NK Dolbi

NK Delfi

0,25 0,2 0,15 0,1 0,05 0 Arena PR

mg/csöves virág (2)

1. ábra: Napraforgó hibridek nektárprodukciója és a nektár cukorkoncentrációja a vizsgált napok átlagában

Napraforgó hibridek (1) Nektármennyiség (mg/csöves virág) (2)

Cukortartalom (%) (3)

Fig. 1.: Average nectar production and the sugar concentration of nectar in sunflower hybrids during the measurements sunflower hybrids (1), nectar production, mg/disc floret (2), sugar concentration of nectar, % (3)


585

A nektár cukorkoncentrációja 40,7–50,1% között változott. Átlagon felüli (45,3%) cukortartalmat az Alexandra PR, Arena PR, NK Delfi, NK Brio és NK Armoni hibridek esetében kaptunk. Átlag alatti cukorkoncentrációt az NK Jazzy és NK Dolbi hibridek nektárjában mértünk. A méhek a minél több és koncentráltabb nektárt kedvelik. Ez vizsgálatainkban az Arena PR hibrid esetében érvényesül leginkább. Megfigyelhetô volt, hogy az Alexandra PR hibrid kevesebb, ugyanakkor a legkoncentráltabb nektárt termelte (1. ábra). 2. A klimatikus hatás és a nektártermelés összefüggése A vizsgálati idô alatt esett többszöri csapadék szignifikáns (P<0,05) hatással volt a nektár mennyiségi változására (2. ábra). A jó nektárképzôdéshez szükséges napos, meleg idôjárás, és az elôzô nap délután esett csapadék hatására legtöbb nektárt július 26-án mértünk.

60

0,3

40

0,2

20

0,1

0 07.24.

07.26.

07.27.

07.31.

0 08.02.

mg/csöves virág (4)

°C

2. ábra: A hômérséklet hatása a nektármennyiségre és cukortartalomra a vizsgált hibridek és napok átlagában

Vizsgálati nap (1) Hômérséklet (°C) (2)

Cukortartalom (%) (3)

Nektármennyiség (mg/csöves virág) (4)

Fig. 2.: The influence of temperature on nectar production and the sugar concentration of nectar in average of examined hybrids and days measurement day (1), temperature, °C (2), sugar concentration of nectar % (3), nectar production mg/disc floret (4)

A legtöményebb nektárt 35 °C-os, napos, meleg idôben (07.31.), a leghígabbat 22 °C-os, többször felhôs, borús idôben termeltek a hibridek (08.02.). A cukortartalom tekintetében a vizsgált napok között szignifikáns (P<0,05) különbséget kaptunk. 3. Cukorérték és méhészeti jelentôség A mézelô növény fajok, fajták ill. hibridek méhészeti értékének összehasonlítására a cukorérték szolgál. Elmondható, hogy jelentôs cukorértéket a nagy mennyiségû és ugyanakkor tömény nektárt kiválasztó Arena PR és NK Delfi hibrid produkált, melyek az adott agroökológiai feltételekhez a legjobban alkalmazkodtak a vizsgálati térségben. Ezen hibridek méhészeti szempontból nagyon jó méhlegelônek mondhatók. Legalacsonyabb cukorértéke az NK Armoni hibridnek volt. Megfigyeléseink alapján a méhek már a kora reggeli órákban járták a napraforgó táblát. A méhlátogatottság július 31-én volt a legintenzívebb, amikor a nektár a legtöményebb volt. Összességében a legtöbb mézelô méh az NK Brio, Arena PR és NK Delfi hibrideket látogatta. Igen jelentôs volt a hibridek egyéb méhfélék (fôleg poszméhek) általi látogatottsága is.

586


4. A nektár cukorösszetevôi A napraforgó nektárban mind az öt vizsgált cukor (fruktóz, glükóz, szacharóz, turanóz és maltóz) kimutatható volt. A cukrok közül a nektár szárazanyag-tartalmának legnagyobb részét a monoszacharidok (glükóz, fruktóz) alkotják (3a. ábra). A vizsgált minták átlagában a glükóz 49–56% között, míg a fruktóz mintegy 10%-kal kisebb arányban fordult elô, ami Vear és mtsai (1990) gázkromatográffal megállapított eredményeit erôsíti meg. Az oligoszacharidok (szacharóz, turanóz és maltóz) jóval kisebb mennyiségben voltak kimutathatók a nektárban (3b. ábra). Ezek közül legnagyobb arányban a maltóz fordult elô, ezt követi a turanóz és szacharóz. Egyes nektármintákban nem volt szacharóz, hasonlóan Vear és mtsai (1990) eredményeihez. Battaglini és mtsai (1973) nem tudtak kimutatni szacharózt a napraforgó nektárban. A fruktóz/glükóz arány átlagosan 0,83 a vizsgálatainkban, mely hányados Battaglini és mtsai (1973) mérései szerint 0,95 volt. Ez a szám a nektár kristályosodási hajlamát fejezi ki. Minél magasabb ez az érték, a méz annál gyorsabban kristályosodik (Persano és Piro, 2004). Persano és Piro (2004) mérései szerint (1,05) a napraforgó méz a fruktóz és glükóz arányainak tekintetében gyors kristályosodásra hajlamos. A S/(G+F) arány alapján 0,001 értéket kaptunk a vizsgált minták átlagában, alátámasztva Baker és Baker (1983) megállapítását, mely szerint az Asteraceae család fajai (így az általunk tanulmányozott napraforgó is) a hexóz domináns (S/(G+F) < 0,10) csoportba tartoznak. 3a. ábra: Napraforgó nektár cukorösszetevôi (%, a nektár szárazanyag-tartalmára számítva)

cukor, % (1)

60 40 20

Maltóz (6)

Turanóz (5)

Szacharóz (4)

Glükóz (3)

Fruktóz (2)

0

Fig. 3a: Sugar composition in nectar of sunflower (in dry matter of nectar) sugar (1), fructose (2), glucose (3), sucrose (4), turanose (5), maltose (6)

3b. ábra: Napraforgó nektár cukorösszetevôi (%, a nektár szárazanyag-tartalmára számítva)

cukor, % (1)

0,30 0,20 0,10 0,00 Szacharóz (2)

Turanóz (3)

Maltóz (4)

Fig. 3b: Sugar composition in nectar of sunflower (in dry matter of nectar) sugar (1), sucrose (2), turanose (3), maltose (4)


587

KÖVETKEZTETÉSEK A 2006. évi vizsgálatok eredményeként megállapítható, hogy az Arena PR és NK Delfi hibridek kiváló nektártermelôk, míg közepes cukorértéket az NK Brio, Alexandra PR, NK Dolbi hibridek mutatnak. Gyengébb méhészeti értékû az NK Jazzy, valamint a kevés, de közepes cukortartalmú nektárt termelô NK Armoni. A magas nektárhozamú és koncentrált nektárt termelô hibridek magasabb cukorértékkel jellemezhetôk, ezáltal a méhvonzásuk is kedvezôbb. A nektár cukorösszetevôinek vizsgálatából kiderül, hogy a napraforgó nektár legnagyobb részét a monoszacharidok teszik ki, ezen belül pedig a glükóz fordul elô legnagyobb mennyiségben (49–56%).

KÖSZÖNETNYILVÁNÍTÁS A szerzôk ezúton mondanak köszönetet Magyar Gábornénak a mérésekben nyújtott segítségért. IRODALOM Baker, H. G. – I, Baker (1983): Floral nectar sugar constituents in relation to pollinator type. In: Jones, C.E.– Little, R.J. (Eds.) Handbook of Experimental Pollination Biology. New York, Van NostrandReinhold, 117–141. p. Battaglini, M. – Bosi, G. – Grandi A. (1973): Zur Zucker-Fraktion der Nektarsorten von 57 Trachtpflanzen in Mittelitalien. Der XXIV. Internationale Bienenzüchterkongress der Apimondia, Buenos Aires, 493–500. p. Bujáki G. – Horváth Z. (2001): Elôzetes kísérletek a nektárminôség és a méhek viráglátogatási gyakorisága közti összefüggés felmérésére. Méhészújság, 14. 12. 417–418. p. Gillespie, L. H. – Henwood, M. J. (1994): Temporal changes of floral nectar-sugar composition in Polyscias sambucifolia (Sieb. ex DC.) Harms (Araliaceae). Annals of Botany, 74. 227–231. p. Frank J. – Kurnik E. (1970): Nektárvizsgálatok hazai és szovjet napraforgófajtákon. Takarmánybázis, Iregszemcse, 10. 2. 65–69. p. Halmágyi L. – Keresztesi B. (1991): A méhlegelô. II. kiadás, Akadémiai Kiadó, Budapest, 308. p. Halmágyi L. – Suhayda J. (1963): Nektárvizsgálatok napraforgó fajtákon. Kísérletügyi Közlemények, Állattenyésztés, 56/B. 2. 43–54. p. Lajkó L. (2001): Méhészeknek ôszintén a napraforgó nektártermelésérôl. IV. Méhészújság, 14. 11. 383–385. p. Lajkó L. (2002): A napraforgó nektártermelése. Méhészet, 50. 7. 12–13. p. Lüttge, U. (1961): Über die Zusammensetzung des Nektars und den Mechanismus seiner Sekretion. I. Planta, 56. 189–212. p. Mészáros G. – Gulyás S. (1994): Napraforgó hibridek méhészeti értéke. Méhészújság, 17. 5. 5–6. p. Nicolson, S. W. – Nepi, M. (2005): Dilute nectar in dry atmospheres: nectar secretion patterns in Aloe castanea (Asphodelaceae). Int. J. Plant Sci., 166. 227–233. p. Nikovitz A. – Szalai Mátray E. (1983): Ôszi káposztarepce és napraforgó fajták, illetve hibridek nektárés virágportermelésének összehasonlítása. Állattenyésztési és Takarmányozási Kutatóintézet Közleményei, 375–379. p. Örösi P. Z. (1968): Méhek között. Mezôgazdasági Kiadó, Hetedik kiadás, Budapest, 635. p. Percival, M. S. (1961): Types of nectar in angiosperms. New Phytologist, 60. 235-281. p. Persano, O. L. – Piro, R. (2004): Main European unifloral honeys: descriptive sheets. Apidologie, 35. 38–81. p. Pesti J. (1976): Daily fluctuations in the sugar content of nectar and periodicity of secretion in the Compositae. Acta Agronomica Academiae Scientiarum Hungaricae, 25. 1–2. 5–17. p.

588


Péter J. (1981): Környezeti tényezôk és a napraforgó nektára. Méhészet, 29. 7. 126–127. Pham-Delegue, M. H. – Etievant, P. – Guichard, E. – Marilleau, R. – Douault, PH. – Chauffaille, J. – Masson, C. (1990): Chemicals involved in honeybee-sunflower relationship. J. Chem. Ecol., 16. 11. 3053–3065. p. Szalainé Mátray E. – Zajácz E. – Szalai T. – Szél Zs. (2001): Napraforgó hibridek méhészeti értéke. Méhészet, 49. 6. 12–13. p. Szentes Cs. (2003): Miért nem mézel a napraforgó? II. Méhészet, 51. 6. 14–15. p. Tepedino, V. J. – Parker, F. D. (1982): Interspecific differences in the relative importance of pollen and nectar to bee species foraging on sunflowers. Environmental Entomology, 11. 246-250. Vear, F. – Pham-Delegue, M. – DeLabrouhe, D. T. – Marilleau, R. – Loublier, Y. – le Métayer, M. – Douault, P. – Philippon, JP. (1990): Genetical studies of nectar and pollen production in sunflower. Agronomie, 10. 219–231. p. Wykes, G. R. (1952): An investigation of the sugars present in the nectar of flowers of various species. New Phytol. 51. 2. 210-215. p. Zajácz E. – Zaják Á. – Szalainé Mátray E. – Szalai T. (2002): Napraforgó hibridek nektártermelése. Méhészújság, 15. 12. 422–423. p.

Érkezett: Szerzôk címe: Authors’ address:

2008. április Zajácz, E., Szalainé, M. E.: Állattenyésztési és Takarmányozási Kutatóintézet, Méhtenyésztési és Méhbiológiai Kutatócsoport Research Institute for Animal Breeding and Nutrition Research Group for Honeybee Breeding and Biology H-2101 Gödöllô, Isaszegi út 200. Szalai, T.: Szent István Egyetem, Földhasználati- és Tájgazdálkodási Tanszék Environmental and Landscape Management, Szent István University H-2001 Gödöllô, Páter Károly. u.


589

TARTALOM, 2008. VOL. 57. No. Anke, M – Regiusné Môcsényi Ágnes – Gundel J.: Magnézium a táplálékláncban. 1. Közlemény . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Anke M. – Regiusné Môcsényi Ágnes – Gundel J.: Magnézium a táplálékláncban. 2. Közlemény: Az állatok és az ember magnéziumstátusza, a fajok és a különbözô emberi szervek Mg-tartalmától függôen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Anke, M. – Regiusné Môcsényi Ágnes – Gundel J.: Magnézium a táplálékláncban. 3. Közlemény: Növényi- és állati eredetû élelmiszerek, valamint néhány ital Mg-tartalma . . Barna Judit: Szaporodásbiológiai kutatások és azok hatása a baromfitenyésztés fejlesztésére . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bene, Sz.: Különbözô fajtájú húshasznú tehenek néhány értékmérôje azonos környezetben. PhD. értekezés. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bene, Sz. – Balika, S. – Lengyel, Z. – Szabó, F.: Limousin borjak választási eredménye. 2. Közlemény: Genetikai paraméterek, tenyészértékek. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bertók L.: Anyanyelvünk – tudományos nyelvünk a XXI. század elején . . . . . . . . . . . . . . Bogenfürst F.: A viziszárnyas ágazat helyzete és jövôbeni kilátásai Magyarországon . . . Domokos Z. – Török M. – Szentléleki A. – Bujdosó M. – Tôzsér J.: Az ellési idôszak és a génarány hatása charolais tenyészbika-jelöltek üzemi sajátteljesítmény-vizsgálati eredményeire. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Dublecz K. – Pál L. – Wágner L. – Bányai Adél – Tóth Sz. – Farkas R.: A baromfitakarmányozás aktuális kérdései . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Fördôs A.– Balika S. – Keller K. – Bene Sz. – Szabó F.: Limousin borjak választási eredménye. 3. Közlemény: Genotípus x környezet kölcsönhatás . . . . . . . . . . . . . . . . Fördôs A.– Domokos Z. – Bene Sz. – Keller K. – Szabó F.: Charolais borjak választási eredménye. 3. Közlemény: Genotípus x környezet kölcsönhatás. . . . . . . . . . . . . . . . . Fördôs, A.– Füller, I. – Bene, Sz. – Szabó, F.: Húshasznú magyar tarka borjak választási eredménye. 3. Közlemény: Genotípus x környezet kölcsönhatás. . . . . . . . . . . . . . . . . Gere, T.: Állatjólét és etika. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Gundel J.: Gondolatok az állattenyésztési szakmai nyelv használatáról . . . . . . . . . . . . . Gundel J..– Regiusné Môcsényi Ágnes: GM takarmányok az állatitermék-elôállításban . Halmágyi, L. – Zajácz, Edit: A magyar méhészet adatai 1887 és 2004 között. . . . . . . . . Herendy Veronika – Sütô Z. – Ujvári Lajosné – Kustosné Pôcze Olga – Horn Péter: Nagytestû pulykahibridek élôsúlyának és vágótulajdonságainak változása 1966 és 2004 között. . Hidas A.: Molekuláris genetika a baromfitenyésztés jelenlegi irányzataiban . . . . . . . . . . Horn P.: A baromfitenyésztés fejlôdésének kilátásai, új kihívások, veszélyforrások és lehetôségek . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Jónás S.: Mozgáselemzés módszerének kidolgozása gidrán csikók ugróképességének elôrejelzésére. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Jónás, S. – Komlósi, I. – Posta,J.– Mihók, S.: Csikók szabadon ugratóban mért csánkhajlítottsági értékei és ezek összefüggése az egyedek ugró képességével . . . . Karcagi R. G. – Gaál T. – Polgár J. Péter – Husvéth Ferenc: Az ellés körüli idôszakban etetett két féle zsírkiegészítés hatása Holstein fríz tehenekben. . . . . . . . . . . . . . . . . . Keller K. – Bene Sz. – Fördôs A.– Fekete Zsuzsanna – Szabó F.: A húsmarhatartás ökonómiai modellezése. 1. Közlemény: A tehenek élôsúlyának hatása a jövedelmezôségre, és a fontosabb értékmérôk ökonómiai súlyára . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Keller K. – Zsuppán Zsuzsa – Fördôs A. – Szabó F.: A húsmarhatartás ökonómiai modellezése. 2. Közlemény: A választási súly hatása a jövedelmezôségre, és a fontosabb értékmérôk ökonómiai súlyára . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Keller, K. – Fördôs, A.– Szabó, F.: Értékmérôk ökonómiai súlyozása a szarvasmarhatenyésztésben. Szakirodalmi áttekintés. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Old.

2. 173.

3. 265. 4. 373. 5. 449. 1.

37.

1. 1. 2. 189. 5. 415.

6. 507. 5. 469. 3. 193. 2. 107. 1. 13. 1. 90. 2. 186. 3. 285. 1. 65. 6. 537. 5. 439. 5. 389. 4. 356. 1.

39.

6.

565

3. 201.

4. 305. 1.

23.

590

ÁLLATTENYÉSZTÉS ÉS TAKARMÁNYOZÁS, 2008. 57. 6. No.

Komlósi I. – Harmat Á. – Nagy I.. – Márkus Sz. – Posta J. – Béri B. – Mihók S.: Magyar tarka bikák borjúnevelô- és tejtermelô-képességi tenyészértéke közötti összefüggés elemzése. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Konrád Sz. – Kovácsné Gaál Katalin – Vitinger Emôke: A genotípus, a tartástechnológia és az ivar hatása a mellhús texturális tulajdonságaira (angolul) . . . . . . . . . . . . . . . . . . Kôrösiné Molnár Andrea – Podmaniczky B. – Gerendai D. – Szabó Zsuzsa – Horváth I.né – Farkas Zs. – Somogyi Gy.: Fûszerpaprika-ôrlemény, mint természetes tojássárgája színezék. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Kupai T. – Lengyel A.: In vivo növekedési modellvizsgálatok juh fajban. 1. Közlemény: modellezés allometrikus függvénnyel. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Kupai T. – Lengyel A.: In vivo növekedési modellvizsgálatok juh fajban. 2. Közlemény: Modellezés dinamikus függvényekkel. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Márkus Sz. – Nìmcová, Eva – Fazekas I. – Bognár L. – Komlósi I.: A tejtermelést befolyásoló tényezôk vizsgálata függvényillesztésekkel . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Mátrai T. – Kókai Miklósné – Hermán Istvánné – Salamon Józsefné – Erdélyi I.: Módszer a keményítô alfa-amilázos hozzáférhetôségének a meghatározására takarmányokban Mézes M.: A takarmány és a termékek minôségbiztosításának kérdései a baromfiágazatban . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Nagy B.: A magyar szürke szarvasmarha néhány értékmérô tulajdonsága. PhD. értekezés Nagy Zsuzsanna –Toldi Gy. – Sáfár L. – Kukovics S.: A tejelô cigája versenyképessége hazai tejtermelési és vágóbárány-elôállítási feltételek között . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Pajor F. – Hanó M. – Láczó Edina – Póti P.: Német húsmerinó bárányok temperamentumának értékelése és kapcsolata hizlalási tulajdonságokkal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Pajor F. – Póti P. – Láczó Edina – Tôzsér J.: Ultrahang mérések és vágási tulajdonságok összefüggései eltérô életkorú magyar merinó kosbárányokban . . . . . . . . . . . . . . . . . . Posta J.: Tenyészértékbecslés a magyar sportlótenyésztésben. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Radácsi Andrea: Szarv- és szôrszínváltozatok a magyar szürke szarvasmarha fajtában. Radácsi Andrea – Béri B. – Bodó I.: Szarvszín-változatok a magyar szürke szarvasmarha fajtában . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Regiusné Môcsényi Ágnes: Az impaktfaktorról (IF) a Magyar Tudományban . . . . . . . . . . Schmidt J. –Tóth T. – Zsédely Eszter: A tojás N-3 zsírsav- és E-vitamin tartalmának növelése takarmányozással . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Selwet, M.: Szervessavak hatása a vöröshere szilázs táplálóanyag-tartalmára, az élesztôés penészgombák számára, és a szilázs stabilitására. (angolul) . . . . . . . . . . . . . . . . . Sütô Z. – Horn P.: A tyúkfélék és a pulyka tenyésztésének helyzete és jövôje . . . . . . . . . Szabados, T. – Gergátz, E. – Gyökér, E. Ms. – Csiba, A. Ms. – Gyimóthy, G. – Németh, A.– Mihályfi, S.: A külsô méhszáJ. alakulások és a termékenyítô katéter bejuttathatóságának vizsgálata lacaune juhállományban. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szabó F. – Fekete Zsuzsanna – Fördôs A. – Zsuppán Zsuzsa – Kanyar R. –Török M. – Polgár J. P. – Bene Sz.: Azonos körülmények között hizlalt, különbözô genotípusú növendék bikák hizlalási és vágási eredménye. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szalay I. – Kovácsné Gaál Katalin: A baromfi géntartalékok és az alternatív baromfitenyésztés helyzete és jövôje . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szentléleki Andrea – Zengô Gy. – Széplaki K. – Kékesi K. – Tôzsér J.: Holstein-fríz fajtájú tehenek viselkedése fejôtermi fejés alatt . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szûcs, E. – Geers, R. – Praks, J.. – Jezierski, T. – Sossidou, N. Evangelia – Poikalaninen, V.: Összefüggések az állat- és környezetvédelem, valamint az élelmiszerminôség között és ennek megjelenése az oktatásban. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Török M. – Domokos Z. – Tôzsér J. – Szabó F.: Hízómarhák rostélyos keresztmetszetének mérése real-time ultrahangkészülékkel. Irodalmi feldolgozás. . . . . . . . . . . . . . . Török M. – Kocsi Gy. – Szabó F.: Angus bikák bôr alatti faggyújának és rostélyos keresztmetszetének értékelése. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

2.

Old.

97.

3. 249.

2. 161. 2. 117. 2. 127. 3. 213. 3. 257. 5. 485. 3. 264. 4. 339. 3. 239. 3. 229. 4. 372. 4. 304. 4. 291. 3. 278. 4. 357. 1. 73. 5. 403.

1.

55.

6. 523. 5. 425. 4. 315.

1.

81.

2. 147. 2.

141


591 No.

Várhegyi J. – Várhegyi Józsefné – Kanyar R. – Hajda Z.: A kondíció és a kondícióváltozás hatása az Angus R1 tehenek vemhesülésére . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Vigh Zsófia – Csató L. – Nagy I.: A pedigréanalízisben alkalmazott mutatószámok és értelmezésük. Szakirodalmi áttekintés. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Zajácz Edit – Szalai T. – Szalainé Mátray Enikô: A méhészeti érték és cukorösszetevôk vizsgálata napraforgó nektárban. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Zsuzsa – Bene Sz. – Balika S. – Szabó F.: A húsmarha állományok néhány reprodukciós élettartam és növekedési tulajdonságainak értékelése. l. Közlemény: Blonde d’aquitaine tehenek elsô ellési életkorának és élettartamának vizsgálata egy tenyészetben. . . . .

Old.

4. 327. 6. 549. 6. 581.

6.

497

3. 5. 3. 5. 1. 2. 4. 4. 6. 6.

212. 424. 228. 484. 72. 106. 314. 289. 564. 580.

SZEMLE: „A magyar tudományos állattenyésztési szakmai nyelv használatáról”. Tanácskozás, Debrecen, 2008. febr. 8. 2 SchmidtJ..akadémikus székfoglalója az MTA székházában. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . A magyar állattenyésztés nagyjai Könyvismertetés . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Állítsunk szobrot Horn Artúr professzornak . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Eleven örökség és Háziállataink Könyvismertetés . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Gere Tibor 70 éves . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . In memoriam Prof. Dr. Szakály S. (1937–2008) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Kitüntetések: Jávor András, Kukovics Sándor . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Keserû János (1926–2008) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60th Aun. Meeting of EAAP (tudományos program) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60th Aun. Meeting of EAAP (tudományos program) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

592


CONTENT, 2008. VOL. 57. No. Anke, M. – Regiusné Môcsényi, Ágnes Ms. – Gundel, J.: Magnesium in the food chain. 1st Paper. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Anke, M. – Regiusné Môcsényi, Ágnes Ms.– Gundel, J.: Magnesium in the food chain. 2nd Paper: The Mg-status human and animals depending from species and Mg-content of some human organs . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Anke, Manfred – Regiusné Môcsényi Ágnes Ms. – Gundel János: Magnesium in the foodchain. 3rd Paper: Magnesium-content in plants and animal origin foods and in some of drinks . Barna, Judit Ms.: Research on reproductive biology and its effects on the development of poultry breeding . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bene, Sz.: Some production traits of beef cows of different breeds in identical environments. PhD. Thesis. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bene, Sz. – Balika, S. – Lengyel, Z. – Szabó, F.: Weaning results of Limousin calves. 2nd Paper: Genetic parameters, breeding values. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bertók, L.: Our mother language – our scientific therminologies at the beginning of XXI. century, (only Hungarian) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Bogenfürst, F.: The current state and future prospects of waterfowl production in Hungary . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Domokos, Z. – Török, M. – Szentléleki, Andrea – Bujdosó, M. – Tôzsér, J.: Effects of calving period and gene ratio on results of performance test in charolais sire candidates Dublecz, K. – Pál, L. – Wágner, L. – Bányai, Adél – Tóth, Sz. – Farkas, R.: Recent developments in poultry nutrition . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Fördôs, A. – Balika, S. – Keller, K. – Bene, Sz. – Szabó, F.: Weaning performance of limousin calves. 3rd Paper: Genotype x environment interaction . . . . . . . . . . . . . . . . . Fördôs, A.– Domokos, Z. – Bene, Sz. – Keller, K. – Szabó, F.: Weaning performance of Charolais calves. 3th Paper: Genotype x environment interaction. . . . . . . . . . . . . . . .. Fördôs, A.– Füller, I. – Bene, Sz. – Szabó, F.: Weaning performance of beef Hungarian Fleckvieh calves. 3th Paper: Genotype x environment interaction. . . . . . . . . . . . . . . . . Gere, T.: Animal welfare and ethics. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Gundel, J.: Some reflections on the usage of Hungarian therminology of the animal production. (only Hungarian) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Gundel, J.– Regiusné Môcsényi, Ágnes Ms.: GM feeds in the animal production . . . . . . Halmágyi, L. – Zajácz, Edit Ms.: Data of apiculture in Hungary between 1887 and 2004. Herendy, Veronika – Sütô, Z. – Ujvári Lajosné Ms.– Kustosné Pôcze Olga Ms. – Horn, P: Comparison of live weight and slaughtering parameters of large 1966, 1979 and 2004 type turkeys . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Hidas, A.: Current status of molecular genetics as a tool for poultry breeding . . . . . . . . . Horn, P.: Outlook on poultry production challenges, dangers and opportunities . . . . . . . Jónás, S.: Development of an objective movement analysing system to predict jumping ability of the gidran foals. PhD. értekezés/Thesis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Jónás, S. – Komlósi, I. – Posta, J.– Mihók, S.: The jumping capacity of young horses predicted by stifle-hock-fetlock angulation in free-jumping. (in English) . . . . . . . . . . . . Karcagi, R, G. – Gaál, T. – Polgár, J. P. – Husvéth, F.: Effect of feeding different fat supplementations on holstein friesian cows around the peripartal period . . . . . . . . . . . . . Keller, K. – Bene, Sz. – Fördôs, A.– Fekete, Zs. Ms.– Szabó, F.: Economic modelling of beef-cattle farming. 1st Paper: The effect of life weight of cows on profitability and on the marginal and relative economic weight of selected traits . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Keller, K. – Fördôs, A.– Szabó, F.: Economic weighting of traits for cattle breeding. Review. Keller, K. – Zsuppán, Zsuzsa Ms.– Fördôs, A. – Szabó, F.: Economic modelling of beefcattle farming. 2nd Paper: The effect of weaning weight on profitability, marginal and relative economic weight of some traits . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Page

2. 173.

3. 265. 4. 373. 5. 449. 1.

38.

1.

1.

2. 189. 5. 415. 6. 507. 5. 469. 3. 193. 2. 107. 1. 1.

13. 90.

2. 186. 3. 285. 1. 65.

6. 537. 5. 439. 5. 389. 4. 356. 1.

39.

6. 565.

3. 201. 1. 23. 4. 305.


593 No.

Komlósi, I. – Harmat, Á. – Nagy, I. – Márkus, Sz. – Posta, J.– Béri, B. – Mihók, S.: Comparison of milk traits and maternal weaning weight breeding values of Hungarian Fleckvieh bulls. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Konrád, Sz. – Kovácsné Gaál, K. Ms. – Vitinger, E. Ms.: The effect of genotype, keeping technology and sex on the textural attributes of chicken meat. (in English) . . . . . . . . . Kôrösiné Molnár, A. Ms. – Podmaniczky, B. – Gerendai, D. Ms. – Szabó, Zs. Ms. – Horváth, I.né Ms.– Farkas, Zs. – Somogyi, Gy.: Paprika flouor as a natural yolk colouring agent. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Kupai, T. Ms. – Lengyel. A: In vivo model-study of growing in sheep species. 1st Paper: Modelling with allometric function. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . , T. Ms. – Lengyel, A.: In vivo model-study of growing in sheep species. 2nd Paper: Modelling with dynamic function. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Márkus, Sz. – Nìmcová, Eva Ms. – Fazekas, I. – Bognár, L. – Komlósi, I.: Test of the Factors affecting milk production by regression models . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Mátrai, T. – Kókai, M.-né Ms. – Hermán, I.né Ms. – Salamon, J.-né Ms. – Erdélyi, I.: Method for the determination of alfa-amylase availability of the starch in feed . . . . . . . Mézes, M.: Problems of feed and products quality management in the poultry industry . . . . Nagy, Zsuzsanna Ms.–Toldi, Gy. – Sáfár, L. – Kukovics, S.: Competitiveness of Milking Tsigai sheep within domestic milk production conditions . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Nagy, B.: Some production traits of hungarian grey cattle. PhD. Thesis . . . . . . . . . . . . . . Pajor, F. – Hanó, M. – Láczó, E. Ms. – Póti, P.: Relationship between temperament and fattening traits in German Mutton Merino lambs . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Pajor, F. – Póti, P. – Láczó, E. Ms. – Tôzsér, J.: Relationship between ultrasound measurements and slaughter traits in different age groups of Hungarian Merino ram lambs Posta, J.: Breeding value evaluation of Hungarian sport horses. PhD. értekezés/ Thesis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Radácsi, Andrea Ms.: Horn and coat colour varieties of the Hungarian grey cattle. PhD. értekezés/Thesis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Radácsi, Andrea Ms. – Béri, B. – Bodó, I.: Evaluation of horn colour varieties in the hungarian grey cattle . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Regiusné Môcsényi, Á. Ms.: About the impact factors (IF) in “Hungarian Science” (priodical of H: Acad. of Sci.) (only Hungarian) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Schmidt, J. –Tóth, T. – Zsédely, Eszter Ms.: N-3 fatty acid and vitamin E enrichment of table egg by flaxseed, fish oil and a-tocopherol supplementations of feed . . . . . . . . . . Selwet, M.: Effect of organic acids on nutritive value, yeast numbers, mould fungi and aerobic stability in red clover silage . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Sütô, Z. – Horn, P.: Actualities and perspectives of poultry and turkey production in Hungary . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szabados,T. – Gergátz, E. – Gyökér, E. Ms. – Csiba, A. Ms. – Gyimóthy, G. – Németh, A.– Mihályfi, S.: The morphology of the external cervical orifice and the penetration of the insemination catheter in lacaune sheep. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szabó, F. – Fekete, Zsuzsanna Ms. – Fördôs, A. – Zsuppán, Zsuzsa Ms. – Kanyar, R. – Török, M. – Polgár, J. P. – Bene, Sz.: Growth and slaughter value of young fattening bulls of different genotypes fed on identical feeding regimen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szalay, I. – Kovácsné, Gaál Katalin Ms.: Present status and future progress of poultry genetic resources and alternative poultry production . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szentléleki, Andrea – Zengô, Gy. – Széplaki, K. – Kékesi, K. –Tôzsér, J.: Behaviour of Holstein friesian cows during conventional milking . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Szûcs, E. – Geers, R. – Praks, J. – Jezierski, T. – Sossidou, N. E. – Poikalaninen, V.: Socio-economic approach of ict supported education on animal welfare, enivironmental protection and food quality interactions. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

2.

Page

97.

3. 249.

2. 161. 2. 117. 2. 127. 3. 213. 3. 257. 5. 485. 5. 339. 3. 264. 3. 239. 3. 229. 4. 372. 4. 304. 4. 291. 3. 278. 4. 357. 1.

73.

5. 403.

1.

55.

6. 523. 5. 425. 4. 315.

1.

81.

594

ÁLLATTENYÉSZTÉS ÉS TAKARMÁNYOZÁS, 2008. 57. 6. No.

Török, M. – Domokos, Z. – Tôzsér, J.– Szabó, F.: Real-time ultrasonic measurements of ribeye area of fattening cattle. Review. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Török, M. – Kocsi, Gy. – Szabó, F.: Evaluation of subcutaneous fat and the ribeye area of Angus bulls. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Várhegyi, J.– Várhegyi, Józsefné Ms. – Kanyar, R. – Hajda, Z.: The effect of condition and condition change on the reproduction of Angus R1 beef cows . . . . . . . . Vigh, Zsófia Ms. – Csató, L. – Nagy, I.: Application pedigree analysis in the animal breeding programs (review) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Zajácz, Edit Ms. – Szalai,T. – Szalainé, Mátray Enikô Ms.: Apicultural value and sugar composition in sunflower nectar . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Zsuppán, Zsuzsa Ms. – Bene, Sz.– Balika, S.– Szabó, F. Study of age at first calving and the longevity of blonde d’aquitaine cows in a herd . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

Page

2. 147. 2. 141. 4. 327. 6. 549. 6. 581. 6. 497.

Miscellaneous „About usage of Hungarian therminology of the animal production”, Conference, Debrecen, 2008. 02.08. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Great figures of Hungarian animal breeding (book review) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . In memoriam Prof. Dr. Szakály S. (1937–2008) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Inaugural lecture of J. Schmidt at the Hungarian Academy of Science . . . . . . . . . . . . . . . Honoured: Jávor András, Kukovics Sándor . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Keserû János (1926–2008) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . “Living heritage” and “Our fram animals” . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Statue for A. Horn . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . T. Gere is 70 years old. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60th Aun. Meeting of EAAP (scientific programm) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 60th Aun. Meeting of EAAP (stime table) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

2. 5. 2. 3. 4. 4. 5. 3. 1. 6. 6.

116. 424. 106. 212. 314. 289. 484. 228. 72. 564. 580.

Áés LLATTENYÉSZTÉS TAKARMÁNYOZÁS. 6 (Hungarian Journal of) ANIMAL PRODUCTION. ENGLISH SUMMARIES Vol

Recommend Documents