Készült a Pannon Egyetem Állattenyésztési Tudományok Doktori Iskola keretében

PANNON EGYETEM GEORGIKON MEZ GAZDASÁGTUDOMÁNYI KAR Állattudományi és Állattenyésztéstani Tanszék

DOKTORI (PhD) ÉRTEKEZÉS

Készült a Pannon Egyetem Állattenyésztési Tudományok Doktori Iskola keretében

Doktori Iskola vezet je, témavezet DR. SZABÓ FERENC egyetemi tanár, az MTA doktora

KÜLÖNBÖZ

FAJTÁJÚ HÚSHASZNÚ TEHENEK

NÉHÁNY ÉRTÉKMÉR JE AZONOS KÖRNYEZETBEN

Készítette BENE SZABOLCS

KESZTHELY 2007

Különböz fajtájú húshasznú tehenek néhány értékmér je azonos környezetben Értekezés doktori (PhD) fokozat elnyerése érdekében Írta: BENE SZABOLCS Készült a Pannon Egyetem Állattenyésztési Tudományok Doktori Iskola iskolája keretében Témavezet : Dr. SZABÓ FERENC, egyetemi tanár, az MTA doktora Elfogadásra javaslom (igen / nem)

..……........……..….

A jelölt a doktori szigorlaton …....... % -ot ért el, Keszthely, 2007. .................................

…………….........…. Szigorlati Bizottság

elnöke Az értekezést bírálóként elfogadásra javaslom: Bíráló neve: …........................ …................. igen /nem

Bíráló neve: …........................ …................. igen /nem

Bíráló neve: …........................ …................. igen /nem

………………………. (aláírás) ………………………. (aláírás) ………………………. (aláírás)

A jelölt az értekezés nyilvános vitáján …..........% - ot ért el Keszthely, 2007. ................................

……………………..... Bíráló Bizottság elnöke

A doktori (PhD) oklevél min sítése…................................. ………………………… Az EDT elnöke

KIVONAT A szerz a keszthelyi kísérleti húsmarhatelepen, tíz éven át azonos körülmények között tartott, kilenc fajtába (magyar tarka, hereford, angus, red angus, lincoln red, limousin, charolais, blonde d’Aquitaine, shaver) tartozó tehenek néhány értékmér jét hasonlította össze. Arra kereste a választ, hogy a reprodukciós teljesítményben, a növekedésben és a kifejlettkori él súlyban, valamint a borjúnevel -képességben milyen különbségek vannak a fajták között. Az irodalmi utalásoknak megfelel en a kis test , anyai típusba tartozó fajták reprodukciós fölénye a vizsgálatban is megmutatkozott. A legjobb vemhesülési eredményt a red angus, charolais és angus fajták érték el, a hereford és a lincoln red teljesítménye közepesnek tekinthet . A legjobb szaporulati és felnevelési, valamint a legjobb fajlagos mutatókat is az angus, a red angus, charolais, illetve a hereford fajták mutatták. Az extenzív lápi körülmények között a n ivarú állatok növekedési erélye kisebb volt, mint az kedvez bb körülmények között lehetne. Ez abban mutatkozott meg, hogy a vizsgált fajták 4 - 6 hónappal kés bb érték el a becsült tenyészérettségi él súlyt, mint a szakirodalomban közölt, kívánatosnak tekintett értékek. Az eredmények viszont tendenciájukban megegyeznek az egyes fajták közötti különbségekr l meglév

eddigi

információkkal. Az értékelt tényez k, nevezetesen a borjú genotípusa, a tehén elléskori életkora, az évjárat, az évszak és a borjú ivara szignifikáns (P<0,001, ill. P<0,05) különbségeket eredményeztek a borjak választási eredményeiben. A legnagyobb választási eredményeket a limousin és blonde d’Aquitaine anyák borjai érték el, bár ezekt l alig maradt el a red angus, az angus és a shaver. A tehén életkora a korábbi vizsgálatok eredményeihez hasonló módon és tendenciával, a keszthelyi lápi körülmények között is befolyásolta a borjak választási eredményét. A többfajtás tenyészértékbecslés (MBVE) eredményei szerint a választási tulajdonságok direkt örökölhet sége közepes (h2d = 0,31 - 0,51) közepes, anyai örökölhet sége pedig gyenge (h2m = 0,07 - 0,15). A három különböz

egyedmodell a választási tulajdonságra hasonló genetikai

paramétereket eredményezett. A modell az egyedek tenyészértékét csak nagyon kis mértékben befolyásolta, a rangsorok között pedig nem volt számottev különbség.

ABSTRACT

SOME PRODUCTION TRAITS OF BEEF COWS OF DIFFERENT BREEDS IN IDENTICAL ENVIRONMENTS

The author performed evaluations of different breeds of cows (Hungarian Simmental, Hereford, Angus, Red Angus, Lincoln Red, Limousin, Charolais, Blonde d’Aquitaine, Shaver) for 10 years at the Keszthely experimental farm. The aim of study was to evaluate the differences between breeds in mature weight, reproduction, growth and calf rearing. The advantage of the smaller framed breeds in reproduction was confirmed - as expected based on published data. The best pregnancy rates were achieved by the Red Angus, Charolais and Angus types, while the Hereford and Lincoln Red breeds had medium performance. The best reproduction, rearing and calf production per cow were also achieved by the Angus, Red Angus, Charolais and Hereford breeds. In the extensive peatbog-soil pasture environment, the growth rate of female cattle was lower than under optimal circumstances. The breeds included in the research achieved breeding weight 4 - 6 month later than indicated by other publications. The result of the research however confirmed the differences between the breeds already known. The evaluated characteristics had sigificant differences (P<0.001, and P<0.05) on weaning weight due to the genotype of the calves, age of the cow at first calving, birth year and season and sex of the calves. The highest weaning weights were achieved by the calves of the Limousin and Blonde d’Aquitaine breeds, closely followed by the Red Angus, Angus and Shaver. In the wetland environment, the age of the cow had significant effect on the calves weaning weight as predicted by previous studies in other environments. According to the results of multi-breed breeding value estimation direct heritability of weaning characteristics is medium (h2d = 0.31 - 0.51) and maternal heritability is weak (h2m = 0.07 - 0.15). The three different types of animal models resulted similar genetic parameters on weaning traits. The model had very little impact on the breeding value of individuals and gradiation as a rank of sires showed little difference.

AUSZUG EINIGE LEISTUNGSMERKMALE DER MUTTERKÜHEN VON VERSCHIEDENER RASSEN IN DER GLEICHEN UMWELTBEDINGUNGEN Der Autor hat in seiner Arbeit durch zehn Jahren lang einige Leistungseigenschaften der Mutterkühen von neun Fleischrinderrassen (Ungarisches Fleckvieh, Hereford, Limousin, Charolais, Angus, Red Angus, Lincoln Red, Blonde d’Aquitaine und Shaver) verglichen. Er hat die Antwort darauf gesucht, welche Unterschiede sind zu finden in der Reproduktionsleistung, in der Wachstum und im Gewicht von aufgewachsenen Kühen, und in der Kalbaufzuchtsfähigkeit der Kühen von verschiedener Rassen. Wie es in der Fachliteratur geschrieben wurde, die Kühe im mütterleichen Typ mit kleineren Körper eine reproduktive Vorteil in dieser Untersuchung auch gezeigt haben. Die beste Trächtigkeitsraten hatten die Rassen Red Angus, Charolais, und Angus, die Hereford und Lincoln Red Kühe zeigten mittelmäßige Ergebnisse. Die beste spezifische Ergebnisse in der Vermehrung und in der Kälberaufzucht sind auch bei den Rassen Angus, Red Angus und Charolais Kühen zu sehen. In der Haltung zwischen extensiven Weidebedingungen am Moorboden die Wachstumsintensität der Kühe war niedriger, als das zwischen besseren Haltunsbedingungen gewesen wäre. Es zeigte sich auch daran, daß die geprüfte Rassen das Gewicht von Zuchtreife um 4 - 6 Monate später erreichteten, wie es im Fachliteratur als Erwünscht geschrieben wurde. Aber die Ergebnisse im Tendenz sind gleich mit den früheren Informationen über dieser Rassen. Die gewertete Eigenschaften, wie Genotyp des Kalbes, das Alter der Kuh bei der Abkalbung, der Jahrgang, die Jahreszeiten und das Geschlecht des Kalbes ergaben signifikante Unterschiede in den Absatzergebnissen der Kälber (P<0,001; P<0,05). Die höchste Gewichte erreichten die Limousin und Blonde d’ Aquitaine Kälber, aber die Red Angus, Angus und Red Lincoln Kälber hatten auch nur mit weniger niedrigere Ergebnisse. Das Alter der Kuh - mit gleichem Tendenz wie im früheren Untersuchungen – übte eine beweisbare Wirkung auf die Absatzleistung der Kälber. Laut den Ergebnissen der Zuchtwertschäzung mit mehreren Rassen (MBVE) die direkte Absatzparametern haben mittelmäßige Heritabilität (h2d = 0,31 - 0,51 ), und die mütterliche Heritabilität ist niedrig (h2m = 0,07 - 0,15). Die drei unterschiedliche Tiermodelle (Animal Model) bei den Absatzeigenschaften zeigten ähnliche genetische Parametern. Das Modell beeinflußte den Zuchtwert der Tiere nur sehr niedriegerweise, und in der Reihenfolge fanden wir keine Unterschiede.

TARTALOMJEGYZÉK 1. BEVEZETÉS ................................................................................................................. 10 2. IRODALMI ÁTTEKINTÉS......................................................................................... 12 2.1. Reprodukciós teljesítmény ....................................................................................... 12 2.1.1. Vemhesülés........................................................................................................ 13 2.1.2. Szaporulat .......................................................................................................... 14 2.2. Növekedés és kifejlettkori súly................................................................................. 16 2.2.1. Növekedési ütem ............................................................................................... 16 2.2.2. Tenyészérettségi él súly és életkor ................................................................... 17 2.2.3. Kifejlettkori él súly........................................................................................... 18 2.2.4. A kifejlett tehenek testméretei........................................................................... 20 2.2.5. A küllemi bírálat, a kondíció bírálat és a testméretek ....................................... 22 2.3. Borjúnevel -képesség és a választási súly ............................................................... 23 2.3.1. A borjúnevel -képesség és a választási eredmények kapcsolata ...................... 23 2.3.2. A választási eredményekre ható tényez k......................................................... 23 2.3.3. A húshasznú tehenek tejtermelése..................................................................... 26 2.3.4. A választási súly, súlygyarapodás és a 205-napos súly örökölhet sége ........... 27 2.3.4.1. A „többfajtás” tenyészértékbecslés ........................................................... 27 2.3.4.2. Tenyészértékbecslés egyedmodellel........................................................... 28 3. A VIZSGÁLAT CÉLJA................................................................................................ 32 4. ANYAG ÉS MÓDSZER ............................................................................................... 34 4.1. A vizsgálat helye és a vizsgált állomány.................................................................. 34 4.2. A vemhesülést befolyásoló tényez k vizsgálata ...................................................... 38 4.3. A szaporulati mutatók vizsgálata.............................................................................. 40 4.4. A növekedés, a kifejlettkori súly és a testméretek értékelése................................... 41 4.4.1. A növekedési ütem vizsgálata ........................................................................... 41 4.4.2. A tenyészérettségi életkor és él súly becslése .................................................. 41 4.4.3. Kifejlettkori él súly és életkor meghatározása.................................................. 42 4.4.4. A kifejlettkori testméretek vizsgálata ................................................................ 42 4.5. A borjúnevel -képesség és a választási súly vizsgálata ........................................... 44 4.5.1. A környezeti hatások elemzése.......................................................................... 44 4.5.2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek meghatározása .................................... 45 4.6. Az alkalmazott programok ....................................................................................... 48 5. EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK....................................................................... 49 5.1. A vemhesülést befolyásoló tényez k ....................................................................... 49 5.2. Szaporulati eredmények ........................................................................................... 58 5.3. A növekedési ütem és a kifejlettkori él súly............................................................ 63

5.3.1. A növekedési ütem ............................................................................................ 63 5.3.2. A becsült tenyésztésbe vételi életkor és él súly................................................ 67 5.3.3. A kifejlett kori él súly....................................................................................... 67 5.3.4. A kifejlett kori testméretek ................................................................................ 69 5.4. A borjúnevel -képesség ........................................................................................... 71 5.4.1. Környezeti hatások ............................................................................................ 71 5.4.2. Választási eredmények az apa és az anya fajtája szerint ................................... 76 5.4.3. Genetikai paraméterek, tenyészértékek ............................................................. 78 5.4.3.1. Variancia és kovariancia komponensek, genetikai paraméterek ............. 78 5.4.3.2. Tenyészértékek.......................................................................................... 80 5.4.3.3. A vizsgált modellek összehasonlítása ....................................................... 83 6. KÖVETKEZTETÉSEK, JAVASLATOK .................................................................. 84 6.1. A reprodukciós eredmények..................................................................................... 84 6.2. Növekedés, tenyésztésbe vétel, kifejlettkori súly, testméretek ................................ 85 6.3. Borjúnevel képesség ............................................................................................... 87 6.3.1. Környezeti hatások ............................................................................................ 87 6.3.2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek ............................................................. 87 7. ÚJ KUTATÁSI EREDMÉNYEK (TÉZISPONTOK) ................................................. 89 8. NEW RESEARCH RESULTS (POINTS OF THESIS)............................................... 91 9. ÖSSZEFOGLALÁS ...................................................................................................... 93 10. KÖSZÖNETNYILVÁNÍTÁS..................................................................................... 97 11. TUDOMÁNYOS KÖZLEMÉNYEK JEGYZÉKE.................................................. 98 11.1. Az értekezés témakörében megjelent tudományos közlemények .......................... 98 11.1.1. Idegen nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk....................................... 98 11.1.2. Magyar nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk ..................................... 98 11.1.3. Konferencia kiadványban megjelent közlemények idegen nyelven................ 99 11.1.4. Konferencia kiadványban megjelent közlemények magyar nyelven .............. 99 11.2. Az értekezés témakörén kívüli (egyéb) közlemények.......................................... 100 11.2.1. Idegen nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk..................................... 100 11.2.2. Magyar nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk ................................... 100 11.2.3. Konferencia kiadványban megjelent közlemények idegen nyelven.............. 100 11.2.4. Konferencia kiadványban megjelent közlemények magyar nyelven ............ 101 11.2.5. Egyéb közlemény .......................................................................................... 102 12. FELHASZNÁLT IRODALOM ............................................................................... 103 13. MELLÉKLETEK...................................................................................................... 116

BEVEZETÉS

1. BEVEZETÉS A húsmarhatenyésztés célja világszerte a szükséges mennyiség

vágómarha és

marhahús gazdaságos megtermelése és piacra juttatása. Noha a marhahústermelésben a tejés kett shasznosítású fajták világszerte meghatározó arányt képviselnek, a húshasznú állományok szerepe is fontos és növekv jelent ség . A marhahústermelés terén Magyarországnak évszázados hagyományai vannak. A középkorban hazánkat Európa marhahús-szállítójának tekintették. Korabeli feljegyzések bizonyítják, hogy azid tájt a Kárpát-medencéb l évente több százezer hízóökröt hajtottak lábon a bécsi, milánói, nürnbergi vágóhidakra. Erre jó alapot adott a többmilliós, igázásra is használt magyar szürke marha, mely képes volt „lábon”, legelve nagy távolságokra eljutni. A századfordulótól az 1970-es évig a magyar tarka fajta töltötte be ezt a szerepet, melynek kett shasznosítású fajtaként a nyugat-európai ízlésnek megfelel , faggyúban szegény, de jól márványozott húsa rendkívüli népszer ségnek örvendett. A

hazai

szarvasmarha-tenyésztés

szakosodása

az

1972-ben

elfogadott

kormányprogram hatására indult el. A programban megfogalmazottak alapján egyrészt létrejött az intenzív tejtermel ágazat, másrészt kialakultak a hazai húsmarha állományok. A húsmarhatartás az 1970-es és az 1980-as években fejl dött, majd kés bb a tehénlétszám visszaesett és az ágazat stagnált. Ez a létszámcsökkenés oly mértéket öltött, hogy 2003. december 1-re az anyatehén létszám 39 ezerre csökkent. Az olcsóbb baromfihús a marhahúsnak világszerte konkurensévé vált. Ez nagy szerepet játszott abban, hogy a hazai marhahús fogyasztás az évek során 3,1 kg/f /év-re csökkent. Ennek következtében a hazai marhahús termelésünk visszaesett, az itthon el állított marhahúsnak csupán felét értékesítjük a hazai piacokon. Az EU csatlakozási szerz désünk a támogatott tehénlétszámot az akkorinál jóval többre, 117 ezer húshasznú tehénre határozta meg. Napjainkra már elértük ezt a létszámot, így az ágazat további fejl dési lehet ségét nem a tehenek számának növelése, hanem az ágazat bels tartalékainak a feltárása jelenti. Jelent s tartalék rejlik a hazai húsmarha állományok szaporulati és választási eredményeinek javításában, valamint a költségek csökkentésben,

az

olcsóbb,

takarékosabb

tartási,

takarmányozási

megoldások

alkalmazásában és végezetül a szaktudás továbbfejlesztésében is. A húsmarha ágazat fejlesztése nagyon fontos és sürget feladat. Ehhez a szükséges terület és takarmánybázis hazánkban rendelkezésre áll. Jelenleg 1,07 millió hektár a 10

BEVEZETÉS gyepterületünk, emellett hazánk a kukoricaövezetben fekszik, és az ország 72 %-a mez gazdaságilag hasznosítható terület. Ez Európában kiemelked , jelent s melléktermékhozamot biztosít a húshasznú anyatehéntartás számára. Mindezek, továbbá a silókukoricatermesztés kedvez ökológiai feltétele megalapozza a hatékony marhahízlalást az ország kukoricaterm régióiban. Számos gyakorlati tapasztalattal rendelkezünk a tekintetben, hogy a földrajzi, a klimatikus, a környezeti tényez k, a talajadottságok különböz sége, az ún. „röghatás” jelent sen meghatározza, hogy milyen lesz az állatok teljesítménye. A húsmarhatartás rendkívül különböz körülmények között történik a világon és hazánkban is. Vélhet en azonos fajtába, típusba tartozó állatok reprodukciós, növekedési, vagy más termelési mutatóiban a „röghatás”, vagyis az eltér

környezet következtében nagy különbségek

lehetnek. E tekintetben különösen fontos, hogy az összehasonlításokat azonos környezeti feltételek mellett is végezzünk. Azonos környezetben a különbségek els sorban a fajták, illetve a genotípusok különböz ségéb l adódnak, a tartás, a takarmányozás körülményei azaz a különböz környezeti hatások - azokat egyformán befolyásolják. A fentiek alapján munkám céljául a tíz éve teljesen azonos körülmények között tartott, különböz húsmarhafajták (magyar tarka, hereford, angus, red angus, lincoln red, limousin, charolais, blonde d’Aquitaine, shaver) néhány értékmér jének összehasonlítását választottam. A vizsgálatokra a keszthelyi fajtaösszehasonlító kísérletek biztosítottak lehet séget.

11

IRODALMI ÁTTEKINTÉS

2. IRODALMI ÁTTEKINTÉS

2.1. Reprodukciós teljesítmény A reprodukció a tenyésztés gyakorlatában általában termékenységet, szaporaságot, esetenként az anyaállatok nevel képességét jelenti (HOLLÓ és mtsai, 2004). A húsmarhatartás eredményességét els sorban a szaporulat, a reprodukciós teljesítmény határozza meg (SZABÓ, 1998). Rendszeres ellés nélkül nincs megfelel számú választott borjú és hízómarha, ami a hústermel -képességet, s t, populációk szintjén az ún. hústermelési kapacitást, és a tenyészállat-utánpótlás mértékét is meghatározza (ZÖLDÁG, 1980). A húsmarhaállományokban a reprodukciós teljesítmény akkor tekinthet kedvez nek, ha a választott borjak aránya a fedeztetett tehénállomány létszámának legalább 86%-a. Jó esetben minden tehén évente borjazik és az ellési id szak nem hosszabb, mint 90 nap (SZABÓ, 1998; HARASZTI és ZÖLDÁG, 1994). A húshasznú állományok tényleges szaporulati eredményének (reprodukciós teljesítményének) legjobb kifejez je a vemhesülési, ellési, ikerellési, illetve szaporulati százalék, továbbá a született és választott borjak aránya (felnevelési %), valamint a hasznosult szaporulat. E mutatókat legcélszer bb a vemhesítésre kijelölt állomány létszámára vetíteni. Az induló, átlagos, záró, vagy valóságos tehénlétszámra vetített mutatókat ugyanis az eltér mérték selejtezés torzíthatja (SZABÓ, 1998). A reprodukciót befolyásoló tényez k genetikai, vagy környezeti eredet ek. Ezek a fajta, a vemhességi id , az ellés lefolyása, az újratermékenyülés, a tartási mód, a tartás jellege, a takarmányozás színvonala (fehérje-, ásványi anyag-, vitamin- stb. ellátás), az évszaki eltérések és az éghajlat (HUSZENICZA és mtsai, 1987, 1988). A

kedvez

szaporulat

elérésének

elengedhetetlen

feltétele

a

szakszer

takarmányozás, az állomány jó egészségi állapota és a helyes szaporítási gyakorlat. Ha ezek biztosíthatók, akkor gyakorlatilag bármilyen fajtával, vagy bármilyen genotípusú állománnyal jó eredmény érhet el. A szaporulati eredményeket kedvez en befolyásolja a heterózishatás is (CUNDIFF és mtsai, 1974). A keresztezett tehénállományok szaporulati eredményei általában jobbak, mint a fajtatiszta populációké. Különösen igaz ez kedvez tlenebb körülmények között (BECZE, 1987; SZABÓ, 1998).

12

IRODALMI ÁTTEKINTÉS 2.1.1. Vemhesülés A termékenység n ivarú állatok esetében azt jelenti, hogy rendszeresen fogamzásra képes ivadékokat hoznak világra (PERJÉS, 1985). A termékenység örökölhet sége az irodalmi adatok alapján maximálisan 10% körül van (BALIKA, 1976). GERE és MOLNÁR (1973) szerint a tehén él súlya a vemhesülés és szaporasági eredmények mellett a borjak növekedésére is hatással van. KÖCSKY és PERJÉS (1980) részletesen ismertette a szarvasmarha szaporodásbiológiai paramétereit, azok számítás módját és értelmezését. YARO és mtsai (1989) hereford állományokban 92,1%-os vemhesülési arányt, és 94,9%-ban könny ellést tapasztaltak. GREGORY és mtsai (1992) több fajtára kiterjed vizsgálatban az alábbi vemhesülési eredményeket kapták: hereford 78,9%, angus 84,6%, limousin 74,8%, szimentáli 83,1%, charolais 83,2%. RENQIUST és mtsai (2006) keresztezett állományokban a vemhesülést átlagosan 80%-nak, a 9 évnél id sebb tehenek vemhesülését azonban csak 57%-nak találták. PERRY és mtsai (2007) mesterségesen termékenyített üsz k esetén 68,0%-os vemhesülést tapasztaltak. BALIKA (1976) vizsgálta magyar tarka állományokban az él súly, a szoptatás alatti súlyváltozás, az ellési id pont és a borjak súlygyarapodásának hatását az újravemhesülésre. Eredményei alapján a legjobb vemhesülést a 600-700 kg súlyú, a 100 kg-nál többet gyarapodó, ill. január-március között ell tehenek érték el. Az intenzívebben növekv (1151 g/nap súlygyarapodás feletti) borjak anyja nehezebben vemhesült. A korrelációs együtthatók alapján a vemhesülést fontossági sorrendben 1. él súlyváltozás (r = 0,62); 2. ellési id (r = 0,53); él súly (r = -0,14); borjú súlygyarapodása (r = -0,11) határozta meg. ZÖLDÁG és GÁBOR (1980) húshasznosítású magyar tarka állományban, hét éves id szakban, a legel re alapozott szabadtartás javuló környezeti tényez i és az évr l évre jobb szaporodásbiológiai mutatók közötti összefüggések fontosságára hívta fel a figyelmet. A vizsgálat szerint az els

termékenyítésre fogamzottak aránya 58-ról 64%-ra, a

termékenyítési index 1,67-r l 1,51-re, a 100 tehénre jutó évi borjúszaporulat 88-ról 97%ra, a születés el tti borjúveszteség 5,1-r l 5,0%-ra javult, emellett csökkent a nehézellések száma is. A javuló reprodukciós teljesítményt a szabadtartás, a természetszer elletés, a termékenyítési id szak el tt nyújtott energiatöbblet, a javuló technológiai fegyelem és a termékenységre végzett szelekció együttes következményének tulajdonították. SZABÓ (1982a) hereford, magyar tarka, valamint hereford x magyar tarka F1 tehenek legelés alatti él súlyváltozásának a vemhesülésre gyakorolt hatását vizsgálta. Eredményei szerint a testsúlyát növel tehenek közül a magyar tarka x hereford F1-ek 13

IRODALMI ÁTTEKINTÉS 82,46%, a hereford tehenek 76,73%, míg a magyar tarka tehenek 72,81%-os vemhesülést értek el, míg a súlycsökkentést mutató tehenek vemhesülése ennél jóval rosszabb volt. HUSZENICZA és mtsai (1988, 1989) hereford, hereford x magyar tarka és charolais fajtájú teheneken a tenyésztési szezon els napjaiban vizsgálták a fajta, az ellésszám, a tápláltsági fok és az ellést l az újravemhesülésig eltelt id hatását a ciklikus petefészekm ködés és az acikliás tehenek újravemhesülésére. A vizsgált 262 egyedb l 130 volt ciklikus petefészek m ködés

(49,6%), ezekb l a vizsgált id szakban 116 vemhesült

(89,2%), a két ellés közti id pedig 374±27 nap volt. A 132 acikliás tehénb l csak 67 vemhesült (50,8%), ezeknél a két ellés közti id (411±39 nap) szignifikánsan (P<0,001) nagyobb volt, mint a ciklikus m ködés eknél. A vizsgált tényez k közül a tápláltsági fok mutatta a legszorosabb összefüggést a vemhesülési eredményekkel. OLSON és mtsai (1991) Nebraskában és Floridában hasonlították össze 8 keresztezett genotípus vemhesülési, ellési és választási eredményeit. A legjobb vemhesülést Nebraskában a sahiwal x angus (95,9%), míg Floridában az angus x hereford (92,0%) genotípusok mutatták. AMUNDSON és mtsai (2006) keresztezett tehénállomány vemhesülési eredményeit értékelték az id járás, és a szezon hosszának függvényében. Eredményeik szerint akkor a legjobb a vemhesülés, ha az átlagh mérséklet meghaladja a 16,7 °C-t. BORMANN és mtsai (2006) angus állományokban átlagosan 93%-os vemhesülést állapítottak meg. A vemhesülés örökölhet ségét kicsinek (h2 = 0,13) találták, ezért véleményük szerint annak szelekcióval történ javítása nagyon lassú folyamat.

2.1.2. Szaporulat A szaporaság az élve született ivadékok számát jelenti. Ez rosszul örökl d tulajdonság (h2 = 0,1; GUERRA és mtsai, 2006), ebb l adódóan szelekcióval történ javítása hosszadalmas folyamat. KELEMÉRI (1973) a kistest

hereford fajta kiváló szaporaságáról számolt be.

SZUROMI és mtsai (1978) induló tehénlétszámra számított ellési arányt hereford fajtánál 81,1%-nak, magyartarka x hereford F1-eknél 79,0%-nak találták. SZUROMI és ENYEDI (1986) import hereford állományon 73,9%-os ellési %-ot állapítottak meg. MEYER és mtsai (1991) ausztráliai hereford és angus állományokban 88,2%, ill. 74,8% ellési %-kot találtak. CREWS (2006) szerint a vemhességi id örökölhet sége (h2) 0,64.

14

IRODALMI ÁTTEKINTÉS SEBESTYÉN (1979) szerint az ikerborjazás örökölhet sége h2 = 0,0 - 0,1. Az ikerellés gyakoriságát magyar tarka és holstein-fríz fajtáknál vizsgálta, magyar tarka esetén 3 gazdaságban 6968 ellésb l 231 ikerellést talált, ami 3,31%-os gyakoriságot jelent. ECHTERNKAMP és mtsai (1985) különböz fajtájú állományokból olyan teheneket válogattak ki, amelyeknél már el fordult ikerellés. Ezeket termékenyítették ikerellésre magas tenyészérték bikákkal. Az ivadékok esetében 18,3%, 8,1%, illetve 14,5% ikerellést tapasztaltak. A kiindulási populációkban az ikerellések aránya 3,0 - 4,5% között változott. Vizsgálataik alapján az ikerellések gyakorisága célirányos szelekcióval eredményesen javítható. BECZE és MÉSZÁROS (1986) szerint az ikerellések aránya természetes körülmények között 3 - 5%-os. Hormonális kezelések hatására ennek háromszorosa érhet el. A két méhszarvba 1 - 1 embrió ültetésével 18 tehénen 27,8%-os, míg ráimplantálási módszerrel 101 tehénen 41,8%-os ikerellési arányt értek el magyar tarka fajtával. KRESS és mtsai (1990) hereford és hereford - angus keresztezett üsz k ellési eredményeit értékelték. A vizsgálatban 65 hereford üsz után 38 borjú született, és ebb l 36 lett leválasztva. A hereford - angus keresztezettek esetén 43 üsz után - feltehet en a heterózis hatás következtében - 40 borjú született, és csak kett hullott el választásig. BERGER és mtsai (1992) angus üsz k és tehenek esetén vizsgálták a születéskori és a felnevelés alatti borjúelhullást. Elléskor üsz k esetén a borjak 1,3%-a, a felnevelés alatt 3,6%-a hullott el. Tehenek esetén ez 0,6%, ill. 2,1% volt. CUNDIFF és mtsai (1992) angus, hereford és shorthorn fajtákból álló keresztezett populációkban vizsgálták a vemhesülést, ellési %-ot, szaporulatot, születési súlyt, 200 napos súlyt és az egy tehénre jutó 200 napos súlyt. A fajtatiszta tehenek közül az angus mutatta a legjobb értékeket (a fentiek sorrendjében: 88,1%, 84,1%, 78,9%, 33,5 kg, 197 kg és 156 kg/tehén). A keresztezett tehéncsoportok közül az angus x hereford (90,7%, 87,6%, 82,1%, 36,3 kg, 207 kg, 173 kg/tehén) volt a legjobb. A keresztezett csoportok jobb eredményét a heterózis hatásnak tulajdonították. CUNDIFF és mtsai (1993) több fajtára kiterjed

összehasonlító kísérletükben a

legjobb ellési %-ot a hereford-angus keresztezett teheneknél találták. Az egy tehénre jutó 200 napos borjúsúly alapján felállított sorrend: szimentáli, charolais, hereford-angus keresztezett, limousin volt. SZABÓ és mtsai (1994) két amerikai hereford-angus keresztezett állományon 88 91%-os szaporulatot és 79 - 84% hasznosult szaporulatot állapítottak meg. Limousin fajta esetén 89, ill. 82%-os értékeket kaptak. 15

IRODALMI ÁTTEKINTÉS

2.2. Növekedés és kifejlettkori súly 2.2.1. Növekedési ütem A növekedési erély a fiatal szarvasmarha testtömegének és testméreteinek id beli változását fejezi ki. Az állatok fiatal korukban növekednek a leggyorsabb ütemben. A kor el rehaladtával a növekedési erély fokozatosan csökken, majd kifejlett korban megsz nik. A növekedési erély genetikailag nagymértékben meghatározott, közepesen örökl d tulajdonság (h2 = 0,40 - 0,60; SZABÓ, 1998). LASTER és mtsai (1976) az üsz k növekedési erélyében mutatkozó különbségeket vizsgálták Eredményeik szerint a fiatal 400 napos üsz k súlya az alábbi: hereford 262 kg, angus 275 kg, limousin 291 kg, charolais 305 kg, szimentáli 305 kg. BELTRÁN és mtsai (1992) két növekedési típusba sorolt (line „A” és „K”) angus növendék üsz k és tehenek él súlyát élekor-kategóriák szerint koordinátarendszerben ábrázolták. A kapott pontokra két különböz modellel („Richards” és „Brody” modell; BROWN és mtsai, 1976; DENISE és BRINKS, 1985; DOREN és mtsai, 1989) függvényt illesztettek, majd meghatározták a „k” növekedési sebesség tényez t is. Természetes alapú logaritmikus egyenlettel leírható görbéket kaptak eredményül. MENCHACA és mtsai (1996) a brahman fajtában testsúly alapján három csoportot alakítottak ki, majd mindhárom csoport esetén növekedési görbéket határoztak meg. A növekedést három szakaszra osztották (0 - 200 nap, 200 - 850 nap és 850 nap felett), majd szakaszonként ábrázolták az él súlyt és a napi súlygyarapodást. Végül szakaszonként, majd a szakaszokat összevonva exponenciális egyenleteket határoztak meg. THALLMAN és mtsai (1999) különböz fajtájú üsz k választás utáni növekedését, farmagasságát és vemhesülési eredményét vizsgálták. Eredményeik szerint a charolais üsz k 200 napos korban 229 kg, 400 napos korban 390 kg, 550 napos korban 445 kg él súlyt értek el. 550 napos korban a farmagasságuk 131,9 cm, vemhességi mutatójuk 84,7% volt. A tulajdonságok örökölhet sége a fenti sorrendben 0,21; 0,28; 0,22; 0,40; 0,28. VILLALBA és mtsai (2000) borzderes borjak növekedési ütemét vizsgálták az anya elléskori életkorának függvényében. Eredményeik szerint az els ellésb l származó borjak születési, 120 napos, 150 napos és 180 napos súlya 40, 136, 159, ill. 182 kg volt, míg a 3 ellés után születetteké 43, 150, 179, ill. 206 kg volt. A borzderes borjak hasonló növekedési ütemet mutattak, mint az angus. 16

IRODALMI ÁTTEKINTÉS A szarvasmarhák növekedési sebességével több kutató foglalkozott (NTUNDE, 1977; DUNAY és mtsai, 1978; POLGÁR, 1997). LEHMANN (1975) különböz

matematikai modellekkel értékelte a gazdasági

állatok pre- és posztembrionális növekedését. A növekedést szakaszokra osztotta, majd szakaszonként értékelte és ábrázolta a növekedési sebességet. Abban esetben, ha a teljes posztembrionális növekedést egy koordinátarendszerben ábrázolta, a legjobbnak a természetes alapú (e) logaritmusos, valamint a természetes alapú hatványfüggvényeket találta. BERG és BUTTERFIELD (1976) részletesen ismertették a szarvasmarha növekedési jellemz it. Véleményük szerint a kifejlettkori súly felének, ill.

-ának elérése után a

növekedés sebessége er teljesen lelassul. SAGER (1982, 1983) a testsúly és a testméretek növekedésének összevetése során azok között szoros kapcsolatot talált. SZ

CS

és mtsai (1987) szerint a kifejlettkori végsúly elérése a gyakorlatban igen

ritka. A függvények illeszkedését és annak szorosságát a végsúly er sen befolyásolja.

2.2.2. Tenyészérettségi él súly és életkor Az ivarérettség genetikailag jobban determinált, mint a tenyészérettség, vagy az els borjazási életkor. Tenyészérett az állat, ha tenyésztésbe vehet , szaporítható anélkül, hogy kés bbi fejl dése, termelése károsodást szenvedne. A tenyészérettséget nehéz pontosan meghatározni, hiszen nem köthet olyan biológiai állapotváltozáshoz, mint az ivarérettség (SZABÓ, 2004). A tenyészérettség és a tenyésztésbe vételi életkor a húsmarhatenyésztésben különösen az egyciklusos szaporítási gyakorlat mellett - nem feltétlenül azonos fogalmak. A húshasznú üsz ket akkor tartjuk tenyészérettnek, amikor kifejlettkori súlyuk

részét

elérik (SZABÓ, 1998). Tenyésztésbe vételük a technológia következtében a születésüket követ év nyarán, mintegy 15 - 17 hónapos életkorban történik, tehát a tenyésztésbe vétel els sorban tenyészt i döntéseken alapul. Ha a tenyészüsz erre az id pontra nem éri el kifejlettkori súlya

-át, akkor nem tekintjük tenyészérettnek, és csak a következ nyáron

indokolt tenyésztésbe venni. Ha az üsz ezen id pontnál korábban éri el a fajtára jellemz él súly

-részét, akkor tenyészérettnek tekintjük, de - technológiai megfontolásból - csak

kés bb, a szaporítási gyakorlatnak megfelel en vesszük tenyésztésbe.

17

IRODALMI ÁTTEKINTÉS A n ivarú állatok tenyészcélú felnevelése során az intenzív növekedés, a túlságosan nagy súlygyarapodás elérése nem cél. Ezzel szemben a fajtákra jellemz növekedési ütem és a koraérés fontos tenyészt i célkit zés és szelekciós szempont (SZABÓ, 1998). BENETT és GREGORY (2001) szerint a tenyészérettségi életkor örökölhet sége 0,27. Hasonló eredményt kaptak munkájuk során DOYLE és mtsai (2000) is.

2.2.3. Kifejlettkori él súly A szarvasmarha kifejlett kori súlya igen széles határok közt ingadozik. Ismerünk fajtákat, amelyekben a tehenek súlya mindössze 200 - 250 kg, ezzel szemben vannak nagytest fajták, ahol a kifejlett tehenek él súlya 700 - 900 kg, vagy ennél is nagyobb. A bikák súlya - ivarjellegüknek megfelel en - a teheneknél 25 - 60%-kal nagyobb (HORN, 1976). A szarvasmarha kifejlettkori él súlya meglehet sen jól örökl d tulajdonság: h2 = 0,41 (DOHY, 1985), 0,40 - 0,50 (SZABÓ, 1998), 0,40 - 0,80 CHOY és mtsai (2002). A kifejlett kori testsúly és néhány egyéb tulajdonság genetikai korrelációja (rg) az alábbi: születési súly 0,71, választási súly 0,56, választás utáni súlygyarapodás 0,57, ivarérettségi életkor 0,10 - 0,30, termékenység 0,00 - 0,20 (SZABÓ, 1998). BULLOCK és mtsai (1993) szerint a hereford tehenek kifejlettkori él súlya 552,4 kg, a kifejlettkori él súly örökölhet sége pedig 0,52. KAPS és mtsai (1999) három különböz

egyedmodellel

értékelték az angus tehenek kifejlettkori él súlyát. Eredményeik szerint a kifejlettkori súly 539,9 kg, annak örökölhet sége pedig NORTCHUTT és WILSON (1993) eredményeihez hasonlóan 0,53 volt. A kifejlettkori testtömeg jelent sége egyrészt, hogy a nagyobb tömeg állat több húst produkál, ami abból a szempontból is jelent s, hogy a selejtezett kifejlett állatok is vágásra kerülnek. A testtömeg növekedésével ugyanakkor növekszik az életfenntartó táplálóanyag szükséglet, ami a borjú-el állítás gazdaságossága ellen hat. A nagyobb test húsmarha el nye, hogy nagyobb a növekedési erélye, választáskor nehezebb, nagyobb súlyra hizlalható; hátránya viszont, hogy kés bb er

általában nehezebben ell ,

igényesebb, nagyobb a táplálóanyag-szükséglete, ezért jobb min ség és nagyobb terület legel t, valamint kiegészít takarmányt igényel. A kisebb test húsmarha el nye, hogy igénytelenebb, gyengébb legel n is megél, egységnyi területen több tartható, kevesebb kiegészít takarmányt igényel, jobb a reprodukciós teljesítménye, korábban ér , kevesebb

18

IRODALMI ÁTTEKINTÉS a nehézellés; hátránya viszont gyengébb növekedési erélye, kisebb a választási súlya, továbbá korábban faggyúsodik és kicsi a tehenek selejtértéke (SZABÓ, 1998). DOHY (1989) szerint a tehénállomány növekv átlagos testsúlya növeli a születési súlyt, és ezáltal kedvez en hat a gyarapodásra, ám az anyaállatok megn tt testsúlya a nagyobb életfenntartó szükséglet miatt csökkentheti a gazdaságossági mutatókat. A szakirodalomban az egyes fajták kifejlettkori súlyáról számos adat található. Az 1. mellékletben foglaltam össze a TORMAY (1901), CSELKÓ (1908), SCHANDL (1955), HORN (1959), HORN (1973), HORN (1976), BODÓ (1985), JARRIGE (1992), FELIUS (1995), HORN (1995), STEFLER (1995), BODÓ (1998), SZABÓ (1998) és SAMBRAUS (2001) által közölt kifejlettkori súlyokat. A táblázat így mintegy 100 év irodalmi közléseit foglalja össze. A közölt adatok alapján, különösen a nagyobb létszámú, elterjedtebb fajtáknál (pl. blonde d’ Aquitaine, hereford, charolais, limousin stb.) megfigyelhet

egy tendencia,

miszerint a fajták kifejlettkori súlya növekszik, a fajták tömegesednek. A TENYÉSZT

EGYESÜLETEK

(2006) által közölt él súly adatokat az 1. táblázatban

mutatom be. 1. táblázat: A húsmarhafajták kifejlettkori súlya (kg) Fajta Magyar tarka Hereford Angus Limousin Blonde d’ Aquitaine Charolais Lincoln red

Tehén 600 - 700 550 - 650 550 - 650 650 - 750 800 - 900 650 - 750 550 - 650

Bika 1100 - 1300 900 - 1300 900 - 1300 1100 - 1250 1300 - 1500 1000 - 1200 750 - 900

(Forrás: Tenyészt egyesületek)

CUNDIFF és mtsai (1985) a kifejlettkori testtömeg alapján biológiai típusokba sorolták a legfontosabb fajtákat. Hét csoportot képeztek, a csoportok számának növekedése egyben nagyobb testtömeget is jelent. Besorolásuk szerint: 1. jersey; 2. hereford, angus, devon, red poll; 3. pinzgaui, south devon; 4. brangus, santa gertrudis; 5. brahman; 6. borzderes, gelbvieh, holstein-fríz, szimentáli, maine-anjou; 7. limousin, charolais. RILEY és mtsai (2001) több fajta, köztük az angus kifejlettkori súlyát, testméreteit, vemhesülési és választási eredményeit vizsgálták. Eredményeik szerint az angus tehenek kifejlettkori súlya 520,7 kg, farmagassága 124,7 cm. A 2 éves tehenek vemhesülési mutatója 98,9%, míg a 14 éveseké csak 60,2%. 19

IRODALMI ÁTTEKINTÉS 2.2.4. A kifejlett tehenek testméretei A testméretek felvétele hagyományos eszközökkel (mér bot, mér szalag, ívkörz ) id és munkaigényes, illetve balesetveszélyes tevékenység. Ez közrejátszik abban, hogy a szarvasmarha-tenyésztés mai gyakorlatában ritkán kerül sor a testméretek ily módon történ felvételére (T

ZSÉR

és mtsai, 2001a).

A fent említett okok miatt több módszert is kidolgoztak a hagyományos méretfelvétel kiváltására. MÉSZÁROS (1977) az un. fotometriás méretfelvételezést úgy végezte el, hogy egy ismert beosztású négyzetrácsot helyezett az állat mögé, majd fénykép alapján becsülte a testméreteket. A számítástechnika fejl désével lehet ség nyílt a videotechnika, a képfeldolgozó programok alkalmazására (KMET és mtsai, 2000; T

ZSÉR

és mtsai, 2000c; KÜHN és mtsai, 2002) is. A relatív (%-os) testméreteket általában a marmagasság százalékában fejezzük ki, s a fajtastandard egyik fontos jellemz jének tartjuk. A testméretek mellett használatosak az egymással anatómiailag összefügg

testrészek arányát jobban kifejez

testalkati,

testalakulási indexek is. A testalkati indexek alkalmazásának jelent sége, hogy tájékoztatnak az állat fejlettségér l, konstitúciós és termelési típusáról (HORN, 1973). A küllem alapján a hústermelés jobban becsülhet , mint az egyéb termelési tulajdonságok. A küllemi jellemz k örökölhet ségi értéke viszonylag magas, h2 = 0,6 - 0,8 (SZABÓ, 1998; ARANGO és mtsai, 2002a). SZABÓ (1998) szerint a különböz testméretek örökölhet sége (h2) az alábbi: törzshosszúság 0,35, övméret 0,39, marmagasság 0,46, farhosszúság 0,37, mellkasmélység 0,38. WILSON (1996) szerint a kifejlettkori él súly és a farbúbmagasság örökölhet sége (h2) 0,47, ill. 0,51. WOLLERT és mtsai (1987) különböz genotípusú tehenek testméreteit hasonlították össze az els és a harmadik borjazáskor. Az él súly és a marmagasság között 0,84, az él súly és a farmagasság között 0,70 korrelációs együtthatót kaptak eredményül. T

ZSÉR

és mtsai (2001a) a 100% charolais génarányú tehenek testméreteit az

alábbiakban adták meg: él súly (s) 668 kg (3,6 évesen); marmagasság (m) 137,2±2,68 cm; II-es farszélesség (f) 55,6±3,20 cm; ferde törzshosszúság (t) 185,3±8,99 cm; övméret (ö) 203,2±14,15 cm. Az egyes testméretek és az él súly összefüggésére vonatkozó korrelációs értékek (r) az alábbiak: m - s = 0,54; f - s = 0,63; t - s = 0,63; ö - s = 0,53; amelyekhez hasonló értékeket kaptak SCHRAMM és mtsai (1989), valamint korábbi vizsgálatában T

ZSÉR

és mtsai (1995a) is. A testméretek között közepes, r = 0,4 - 0,5-ös korrelációs

együtthatót állapítottak meg. 20

IRODALMI ÁTTEKINTÉS A hazai és nemzetközi szakirodalomban nagy számmal találhatók utalások a testméretekre (NEUMANN és mtsai, 1988; WOLLERT és mtsai, 1989; BALIKA, 1990; ENGELHARDT és mtsai, 1992; PAPSTEIN és mtsai, 1993; HARTJEN és mtsai, 1993; POLGÁR és mtsai, 1997; BREM, 1998; VAN MARLE-KÖSTER és mtsai, 2000; ARANGO és mtsai, 2002b, 2002c, 2002d, 2004; JAKUBEC és mtsai, 2003; LEGARRA és mtsai, 2004; RILEY és mtsai, 2007a). A 2. mellékletben foglaltam össze néhány testméreti értéket. GERE és BARTOSIEWICZ (1979) magyar tarka x limousin F1 populációban a különböz testméretek növekedési sebességét vizsgálta. Eredményeik alapján a 380 napnál id sebb üsz k testméretei az alábbiak: marmagasság 126,7 cm, övméret 179,2 cm, törzshosszúság 155,3 cm, mellkasmélység 64,4 cm, I-es farszélesség (f1) 47,6 cm, III-as farszélesség (f3) 22,0 cm, farhosszúság (fh) 48,4 cm. Az egyes farméretek összefüggésére vonatkozó korrelációs koefficiensek (r): f3 - f1 = 0,06; f3 - fh = 0,65; f1 - fh = 0,53. SZABÓ (1990) magyar tarka x hereford F1 bikák, valamint a reciprok keresztezésb l származó egyedek 13 testméretét hasonlította össze a hízlalás végén. A magyar tarka x hereford F1 bikák testmérete számos esetben nagyobb volt a reciproknál, marmagasságban 5,4 cm, mellkasszélességben 11,1 cm volt a különbség. A testalakulási indexekben azonban nem talált szignifikáns különbségeket. NUGENT és mtsai (1991) angus és hereford újszülött borjak testméreteit hasonlították össze. A testhossz kivételével valamennyi méretben az angus borjak voltak a nagyobbak annak ellenére, hogy születési súlyban csak 0,2 kg volt a különbség a két fajta között. Eredményeik alapján az él súllyal a legszorosabb korrelációt az övméret (r = 0,74) és a vállszélesség (r = 0,64) mutatta. GILBERT és mtsai (1993a), valamint PARKS és mtsai (1993) az angus és hereford fajták

választáskori

testméreteire,

azok

közti

kapcsolatokra

és

a

testméretek

örökölhet ségére közöltek adatokat. GILBERT és mtsai (1993b) másik munkájukban hét fajta (köztük a hereford és az angus) testméreteit hasonlították össze 1964-es és az 1984-es évek adatai alapján. Eredményei alátámasztják a fajták tömegesedésének tendenciáját, ugyanis a legtöbb testméretben az él súlyhoz hasonlóan növekedés figyelhet meg. Nevezetesen a vizsgált 20 év alatt az angus tehenek marmagassága 3,9 cm-rel, farmagassága 4,8 cm-rel, övmérete pedig 9,6 cm-rel n tt.

21

IRODALMI ÁTTEKINTÉS 2.2.5. A küllemi bírálat, a kondíció bírálat és a testméretek A húsmarhák küllemét szinte valamennyi húsmarhatenyészt országban bírálják, értékelik és annak eredményét a tenyészértékbecslésben, illetve a tenyész-kiválasztásban felhasználják. A küllemi bírálat célja annak a megállapítása, hogy a vizsgált egyed külleme milyen mértékben mutatja az adott fajta jellegvonásait, testalakulása mennyire van összhangban a hasznosítás irányával, illetve hogyan alakulhat hasznos élettartama. A küllemi bírálati adatok szakszer értelmezése csakis a bírált húshasznú egyed kondíciójának (er nléti és tápláltsági állapot) és testméreteinek ismeretében lehetséges. Ezért a kondíció pontozása fontos kiegészít információként hasznosítható a gyakorlati tenyészt i munkában (T

ZSÉR,

1998). A testméretek felvétele ugyancsak jól egészíti ki és

teszi objektívvé a bírálatokat. A hazai húsmarha tenyésztésben nem elterjedt gyakorlat a tehenek kondíciójának vizsgálata, pedig a küllemi bírálattal egy id ben lehet ség lenne kizárólag vizuálisan is megítélni az er nléti és tápláltsági állapotot (ALFÖLDI és mtsai, 1999). A szarvasmarha tápláltsági állapotának (kondíciójának) értékelésére számos módszert dolgoztak ki (EVANS, 1978; FROOD és CROXTON, 1978; NICOLL, 1981). Az Amerikai Egyesült Államokban napjainkban a RICHARDS és mtsai (1986), valamint BULLOCK (2000) által kidolgozott, illetve javasolt 1 - 9 pont között értékel módszert alkalmazzák leggyakrabban. Ez az értékelés a vizuális és a tapintásos módszer kombinálása, els sorban a gerincre, a csíp re és a bordákra koncentrálva. Soványnak számít az 1 - 3 pont, amelyen belül nagyon sovány (emaciated), gyenge (poor) és vékony (thin) kategóriákat különítenek el. Határesetként (borderline) tartják számon a 4-es pontszámú egyedet, amelynél a bordák már egyesével nem láthatóak, ugyanakkor a gerinc még kiálló. Optimális kondíciónak az 5 -7 pont (moderate - visszafogott; high moderate mértékletes; good - jó) számít: jó megjelenés, szivacsos tapintású bordák, er s nyomás szükséges a gerinc kitapintásához, és a faggyúlerakódások jól látszódnak. A túlkondíció kategóriáinak a 7 - 8 pontszám (fat - kövér; extremely fat - nagyon kövér) felel meg. Franciaországban 0 - 5 pontos értékelési módszert használnak (AGABRIEL és mtsai, 1986). Tehenek esetében ebben a rendszerben sovány egyednek számít a 1,5 ponttal, kövérnek a legalább 3,5 ponttal rendelkez állat (T T

ZSÉR

ZSÉR

és mtsai, 1995b).

és mtsai (2001b) az amerikai és a francia kondícióbírálati rendszereket

hasonlították össze. Eredményeik szerint a tehén él súlya a francia pontszámmal 0,43, míg az amerikai pontszámmal 0,42 érték közepes korrelációt mutat. 22

IRODALMI ÁTTEKINTÉS

2.3. Borjúnevel -képesség és a választási súly

2.3.1. A borjúnevel -képesség és a választási eredmények kapcsolata A húsmarha állományokban a választási eredmények mérésére, értékelésére alapvet en három mutatót használnak. Ez a választási súly, a választás el tti napi súlygyarapodás (a továbbiakban súlygyarapodás) és a 205. napra korrigált választási súly (a továbbiakban 205-napos súly) (GREGORY és mtsai, 1978, 1979). A borjúnevel -képesség az anyatehén azon tulajdonságainak összessége, amelyek együttes hatással vannak a borjú fejl désére. F tényez je az anya tejtermelése, az egyéb, ösztönös anyai megnyilvánulásokat (pl. szopást rés, borjú védelmezése stb.) nem tudjuk mérni. Az adott életkorra elért választási súly a tehén tejtermelésének, tehát a borjúnevel képességének legjobb kifejez je, így e tulajdonság fontos értékmér

és szelekciós

szempont (SZABÓ, 1998). A választáskor a borjak különböz életkorúak, ezért önmagában a választási súly nem alkalmas a tehenek borjúnevel

képességének pontos jellemzésére. A különböz

életkorban választott borjak súlyának összehasonlíthatósága miatt a választási súlyt azonos életkorra kell vetíteni. Ez az életkor országonként eltér , általában 180, 200, 205, 210 nap.

2.3.2. A választási eredményekre ható tényez k A borjak növekedését, adott életkorra elért súlyát az örökletes alapok mellett számos tényez , közöttük a fajta, a tenyészet, az anya életkora, az anya tejtermelése, az évjárat, a születési évszak, és a borjú ivara nagymértékben befolyásolhatja (2. táblázat). A fajta hatását értékelve GREGORY és mtsai (1965) - feltehet en a heterózis hatás következtében - a keresztezett borjak nagyobb választási eredményét mutatták ki. SZUROMI (1986) magyar tarka és hereford fajták reciprok keresztezéseib l származó borjak választási eredményeit elemezve arra a következtetésre jutott, hogy a magyar tarka tehenekt l származó borjak 200-napra számított testtömege mind az üsz k, mind a bikák esetében szignifikánsan nagyobb, mint a hereford tehenek borjaié.

23

IRODALMI ÁTTEKINTÉS 2. táblázat: A borjak választási eredményét vizsgáló szakirodalmak

BOURDON és BRINKS (1982) BÖLCSKEY és mtsai (1984) ENYEDI (1975) GÁSPÁRDY és mtsai (1998) GREGORY és mtsai (1995a) HOLLOWAY és mtsai (2002) ILOEJE (1986) KOVÁCS és mtsai (1994b) LENGYEL és mtsai (2001) LENGYEL és mtsai (2003a) LIU és MAKARECHIAN (1993) MAGYARI (1976) NAGY és mtsai (2004) NOTTER és mtsai (1978) PELL és THAYNE (1978) SMITH és mtsai (1976) SULLIVAN és mtsai (1999) SZABÓ és mtsai (2003)

Egyéb

Fajta,

tejtermelés

Tenyészet

Anya kora , ellésszám

Évszak

Ivar

Szerz

Évjárat

Befolyásoló tényez k

+ +

+ +

+

+

+ +

+ + + + +

+ + + + + +

+ +

+ + +

+ + + +

+ +

+

+

+

+ + +

+

+

+ +

+ +

+ + +

+

+

+

+ = az szerz ezt a tényez t értékelte

SZABÓ (1990) reciprok keresztezési kísérleteiben a magyar tarka anyáktól származó F1 borjak 205-napos súlya szignifikánsan nagyobb volt, mint a hereford anyáktól származóké. Amerikai adatbázison végzett, azonos körülmények között tartott állományra vonatkozó vizsgálatában SZABÓ (1993) növekv értékek szerint galloway, hereford, angus, limousin, szimentáli, charolais sorrendet kapott és a különbségeket szignifikánsnak találta. SZABÓ (1994) a hereford és angus teheneket összehasonlítva megállapította, hogy az angus tehenek kisebb születési tömegük ellenére kedvez bb 205-napos választási súlyt érnek el, ami e fajta teheneinek jobb tejtermelését és borjúnevel -képességét igazolja. SZABÓ (1995) azonos körülmények között tartott hereford és angus tehenek F1 utódainak 205-napos súlyát hasonlította össze reciprok keresztezésekben. Az angus tehenek borjai 10 - 15 kg-mal nagyobb választási súlyt értek el, mint a hereford anyáktól származók. T

ZSÉR

és mtsai (1998) a limousin tehenek szelekciós indexének számításához a

két ellés közti id t, a 205-napos súlyt és a küllemi pontszámokat használták fel.

24

IRODALMI ÁTTEKINTÉS JAKUBEC és mtsai (2003) több fajtával végzett vizsgálataik alapján a választás el tti súlygyarapodás tekintetében az alábbi sorrendet állították fel a fajták között a Cseh Köztársaságban: 1. blonde d’ Aquitaine; 2. charolais; 3. szimentáli; 4. angus; 5. limousin. Az anya életkorának hatását értékelte NELSEN és KRESS (1981) hereford és angus, BÖLCSKEY (1987), valamint SZABÓ és GAJDI (1993) hereford, JAKUBEC és mtsai (2000) angus, LENGYEL és mtsai (2003c) limousin fajta esetében. Ezen szerz k arról számolnak be, hogy az anya életkorának növekedésével a borjú korrigált választási súlya a 3. ellésig n , majd a 11. ellést l csökken. A 3 - 10 ellésb l született borjak 205-napos súlyai között nem volt statisztikailag megbízható különbség. A születési év a borjak választási eredményét BÖLCSKEY és mtsai (1980), T

ZSÉR

és mtsai (1996), valamint JAKUBEC és mtsai (2000) vizsgálatai szerint szignifikánsan befolyásolja. A hatótényez k közül az id járást, az üzemi körülményeket és a genotípust tartják a legfontosabbnak. A születési évszak hatásának vizsgálata során BECZE (1987) arra a következtetésre jutott, hogy a tél végi, tavaszi ellésekb l született borjak esetén nemcsak a felnevelési költségek alacsonyabbak, hanem azok választási tömege is nagyobb. A tehenek újravemhesülési aránya is átlagosan közel 90%, szemben a nyár elején ellettek 60% körüli arányával. BÖLCSKEY és mtsai (1980) vizsgálatai szerint a hereford borjak közül az augusztus és szeptember hónapban születettek választási teljesítménye 11,6%-kal marad el a február és április között született borjakéhoz képest. KOVÁCS és mtsai (1994a) szerint limousin állományban az sszel született borjak érték el a legnagyobb választási súlyt (243 kg), a nyári születés ek 7,1 kg-mal maradtak el ett l. A vonatkozó vizsgálatok a két ivar közötti szignifikáns különbségr l számolnak be, nevezetesen arról, hogy a bikaborjak igazolhatóan nagyobb korrigált választási súlyt értek el, mint az üsz borjak. SZABÓ és GAJDI (1993) hereford fajtára vonatkozóan 8,1 kg, JAKUBEC és mtsai (2000) angus fajta értékelése során 32,5 kg, LENGYEL és mtsai (2003c) limousin fajtára vonatkozóan 11 kg-os különbséget kaptak a bika borjak javára. KOVÁCS és mtsai (1993) eredményei szerint a limousin borjak választási súlyát az ivar szignifikánsan befolyásolja, az ivar 53,6%-kal járul hozzá az összvarianciához. ZÁNDOKI és mtsai (2003) angus borjak választási súlyát vizsgálták az ivar függvényében. Eredményeik szerint az angus bikák 213,0 kg, az üsz k 189,3 kg, míg a red angus bikák 259,4 kg, az üsz k pedig 214,8 kg-os 205-napos választási súlyt értek el. NELSEN és KRESS (1981) angus és hereford állományok választási súlyára az ivar hatását szignifikánsnak találták.

25

IRODALMI ÁTTEKINTÉS 2.3.3. A húshasznú tehenek tejtermelése SZABÓ (1998) ismertette a húshasznú tehenek tejtermelésére MELTON és mtsai (1967) (3. táblázat), valamint GREGORY és mtsai (1995b) (4. táblázat) által kapott adatokat. Ezek alapján elmondható, hogy más szakirodalmi forrásokkal (KELEMÉRI, 1973) egybehangzóan a hereford fajta tejtermelése - ezzel párhuzamosan borjúnevel -képessége - gyengébb, mint más húshasznú fajtáké. 3. táblázat: A különböz fajtájú húshasznú tehenek tejtermelése Fajta Charolais Angus Hereford

Átlagos napi tejtermelés a laktáció különböz id szakában, kg 20. nap 100. nap 150. nap 200. nap 220. nap 5,9 5,2 4,8 4,3 3,4 5,2 4,7 4,1 3,5 2,8 4,5 3,9 3,5 2,8 2,3

Összes tej (kg) 1180 1015 850

4. táblázat: Különböz húsmarhafajták 12 órás és napi tejtermelésének alakulása 12 órás

Fajta

Napi tejtermelés (kg)

Angus Hereford Limousin Szimentáli Charolais

4,2 3,0 4,6 5,7 4,7

8,4 6,0 9,2 11,4 9,4

KOVÁCS (1997) négy Magyarországon megtalálható húshasznú tehén tejét hasonlította össze egymással, és a tejel fajták hasonló adataival. A magyar tarka és a limousin fajták közt szignifikáns különbséget talált nyerszsírtartalomban (2,24% és 2,96%), nyersfehérje-tartalomban (13,91% és 11,23%), valamint tejcukortartalomban (1,77% és 2,48%). Mindkett

tejének összetétele eltért a tejhasznú tehenek tejének

összetételét l is, amib l arra következtetett, hogy a takarmányozási és környezeti különbségek mellett a fajta is nagyban felel s a beltartalmi eltérésekért. WAGENHOFFER és mtsai (2002) a fehér-kék belga fajta kolosztrumának és tejének összetételét hasonlították össze más fajták eredményeivel. Véleményük szerint a fehér-kék belga tejének fehérjetartalma magasabb a magyar szürkénél, tejcukortartalma pedig nagyobb, mint az angus fajtáé. A vizsgált fajták közül a fehér-kék belga tehenek teljes teje és föccsteje egyaránt a legtöbb savófehérjét és a legkevesebb kazeint tartalmazta. EZZANO és mtsai (2005) szerint a jó kondícióban lév tehenek tejtermelése akár 20%-kal is nagyobb lehet, mint a sovány, alultáplált egyedeké. 26

IRODALMI ÁTTEKINTÉS 2.3.4. A választási súly, súlygyarapodás és a 205-napos súly örökölhet sége 2.3.4.1. A „többfajtás” tenyészértékbecslés A húsmarhatenyészt k a többfajtás tenyészértékbecslésre az utóbbi id ben egyre több figyelmet fordítanak világszerte. E módszer lényege, hogy egyidej leg több fajta, vagy fajták és keresztezett állományok adatbázisát egyidej leg értékelik. Az eljárást els sorban keresztezett, vagy olyan állományokban használják, amelyekben egyszerre több fajta van jelen. A többfajtás tenyészértékbecslés el nye els sorban az, hogy alkalmazásával a keresztezési célra használt tenyészállatok megítélése pontosabb, megbízhatóbb lesz, ugyanis a módszer figyelembe veszi a kombinálódó képességet, azaz a keresztezések során megnyilvánuló speciális tenyészértéket is. A gyakorlatban többfajtás becslésre használt módszer az ausztrál BREEDPLAN, amely egy a BLUP egyedmodellre épül húsmarha tenyészértékbecslési eljárás, melyet 1985 óta használnak fajtán belül, illetve keresztezett állományokban. A tenyészértékeket (estimated breeding value, EBV) ezzel a módszerrel egyidej leg több tulajdonságcsoportra (pl. ellés lefolyása, növekedés, vágóérték stb.) lehet becsülni. Használata Kanadában is elkezd dött, és ma már ott is rutinszer en alkalmazzák. A módszer alkalmazásával néhány egyesület hazánkban is próbálkozik. A BREEDPLAN els verzióját Ausztráliában a New England Egyetem és a New South Wales Mez gazdasági Intézet fejlesztette ki 1984-ben. A mai Nemzetközi Állomány Nyilvántartó Rendszer modelljének több mint 80 tenyészt egyesület tagja szerte a világon. A modell jelenleg 41 húsmarha fajta, és azok keresztezett állományait kezeli. A BREEDPLAN-t ma 17 országban alkalmazzák, lefedve ezzel a világ húsmarha állományának több mint 75%-át. Több fajtából álló keresztezett populációban a tenyészértékek becsléséhez els ként NOTTER és CUNDIFF (1991) közöltek alapadatokat, amelyeknek azonban akkoriban csak kis jelent sége volt. RODRÍGUEZ-ALMEIDA és mtsai (1997) ismételten felhívták a figyelmet a keresztezett populációkban történ tenyészértékbecslés növekv fontosságára. Ezt azért tartották fontosnak, mert a többfajtás becslés során kapott eredmények kiterjeszthet k a fajtatiszta és a keresztezett állományok még teljesebb kör jellemzésére. Az évek során több modell (ELZO és FAMULA, 1985; ARNOLD és mtsai, 1992; POLLAK és QUAAS, 1998 stb.) készült a többfajtás tenyészértékbecslés még pontosabb elvégzéséhez. 27

IRODALMI ÁTTEKINTÉS A többfajtás tenyészértékbecslés a genetikai el rejelzéshez tehát több fajtába tartozó állatok értékmér it - így a fajtatiszta, vagy keresztezett borjak adatait - egyidej leg használja. Ez a módszer nemcsak a borjak közötti különbséget használja fel a tenyészértékek becsléséhez, hanem a fajták közötti különbséget, és a heterózis hatást is figyelembe veszi (GREASER, 1999; RILEY és mtsai, 2007b). A tenyészértékbecslés során fontos, hogy populációgenetikai paraméterek rendelkezésünkre álljanak az adott tulajdonságról, és a lehet ség szerint azokon az állományokon határozzuk meg értéküket, amelyeken a tenyészértékbecslést végezzük (SZABÓ és mtsai, 2001). Számos szerz

szerint a fajtatiszta és a keresztezett állományokon megállapított

genetikai paraméterek egymástól különbözhetnek (SPLAN és mtsai, 1998, 2002; SULLIVAN és mtsai, 1999; NEWMAN és mtsai, 2002). Keresztezett állományokban gyakran a direkt anyai genetikai korreláció (rdm) értéke kisebb, mint fajtatiszta populációkban. GREGORY és mtsai (1995a), valamint SZABÓ (1993) ugyanakkor azt tapasztalták, hogy azonos körülmények

között

tartott

fajtatiszta

és

keresztezett

állományok

fontosabb

tulajdonságainak genetikai varianciája és örökölhet sége nem tért el jelent sen. A BLUP alapú egyedmodell alkalmas a többfajtás tenyészértékbecslésre (multibreed breeding value estimation, MBVE, MBE), ha a megfelel származási adatok rendelkezésre állnak (NEWMAN és mtsai, 2002).

2.3.4.2. Tenyészértékbecslés egyedmodellel Jelenlegi ismereteink szerint az egyed modell (animal model) a legpontosabb módszer, amely a rokonsági mátrixok révén a genetikai varianciát különböz komponensekre képes felbontani. Az egyedmodell vegyes modell, mely fix és véletlen hatásokat vesz figyelembe. Az apamodellt l abban tér el, hogy alkalmazásához nemcsak az apa ismeretére van szükség, hanem az egyed többi rokoni kapcsolatára is. Ezért a genetikai varianciát, melynek kialakításában nemcsak az apa, hanem az anya genetikai hatása is szerepet játszik, pontosabban becsülhetjük. Ugyanis minél több az azonosítható fix vagy véletlen hatás, annál kisebb lesz a hibavariancia. E modell esetén a véletlen hatás tulajdonképpen maga az egyed és a hiba (SZ Egyedmodellel becsülhet genetikai variancia (

2

m),

KE

és KOMLÓSI, 2000).

az additív direkt genetikai variancia (

a direkt-anyai genetikai kovariancia (

dm),

2

d),

az anyai

a hiba variancia (

2

e),

28

IRODALMI ÁTTEKINTÉS az anyai állandó környezeti variancia (

2

pe),

a fenotípusos variancia (

2

p),

a direkt

örökölhet ség (h2d), az anyai örökölhet ség (h2m) és a direkt-anyai genetikai korreláció (rdm). Az additív direkt genetikai hatás (

2

d)

az adott tulajdonságot kialakító gének

átlagos hatásának az összessége. Ez összeadódó, azaz azonos és különböz lókuszon lév allélok által kialakított génhatás, mely lehet pozitív és negatív is. Varianciája (additív genetikai variancia) pedig a hatás révén létrejöv különbség az egyedek között, azaz esetünkben a borjak genetikai értéke közötti különbség okozója (FALCONER és TRUDY, 1996; CAMERON, 1997). Az anyai hatás kétféle lehet: anyai genetikai hatás és környezeti eredet anyai hatás. Az anya genotípusa hatással van ivadékai fenotípusára. Ez az additív direkt genetikai hatáson és az anyai genetikai hatáson (

2

m)

keresztül valósul meg. Az additív

direkt genetikai hatás abból adódik, hogy a borjú a génkészletének felét az anyától örökli. Az anyai genetikai hatás az anya genotípusának befolyása olyan anyai tulajdonságokra, amelyek

befolyásolják

borjainak

növekedését,

vagyis

más

szóval

az

anyai

nevel képességet kialakító gének hatása. Ez gyakorlatilag a tejtermelés, a vehemnevel képesség, ivadékgondozó-képesség genetikailag meghatározott része (CAMERON, 1997). Az anya tejtermelése a borjú szempontjából környezeti hatás, de a tejtermel képesség is örökl dik (MACNEIL és MOTT (2006) vizsgálatai alapján a tejtermelés örökölhet sége (h2) 0,25, a borjú súlygyarapodása és a tejtermelés közötti kapcsolat r = 0,37). Az anya tejtermelése két tényez együttes hatásaként alakul ki: egyrészr l az anya tejtermel

képessége a tejtermelést kialakító gének által meghatározott (ez az anyai

genetikai hatás), azaz genetikai eredet , másrészr l függ az anya tartási módjától, takarmányozási szintjét l stb. is, azaz környezeti eredet . Környezeti eredet anyai hatás (maternal permanent environmental effect) (

2

pe)

pedig az anyának az a hatása, amelyet évr l-évre, ellésr l-ellésre biztosít ivadékainak. Ilyen például a borjak védelmezése, a szopást rés, illetve a tej mennyiségének az a része, amelyet a környezet (takarmányozás) határoz meg (FALCONER és TRUDY, 1996). Az anyai genetikai hatás és az anyai állandó környezeti hatása között tehát a legfontosabb különbség az, hogy utóbbi nem függ az anya genotípusától. Ezen hatások varianciája (

2

m;

2

pe)

pedig az ivadékok teljesítményében létrejöv különböz ség az adott

tulajdonságban.

29

IRODALMI ÁTTEKINTÉS Az anya állandó környezeti varianciájának az aránya a fenotípusban különböz nagyságrend lehet. Ennek értékét MEYER (1992, 2004), NÚNEZ-DOMINGUEZ és mtsai (1993), LEE és mtsai (1997), valamint CARNIER és mtsai (2000) 0 és 10% közöttinek találták. MEYER és mtsai (1993) hereford és wokalup fajtában a választási súly esetében az anya állandó környezeti hatásának a fenotípushoz való hozzájárulását vizsgálva 20%-ot, illetve 12%-ot kaptak eredményül. ELER és mtsai (1995) nelore fajtában, valamint PARIACOTE és mtsai (1998) hereford fajtában 14%-ot, míg DUANGJINDA és mtsai (2001) gelbvieh és charolais állományokban a választási súly esetén 14 - 17%-ot kaptak. VAN VLECK és mtsai (1996) angus, hereford, limousin, charolais, gelbvieh és red poll fajtákban végzett vizsgálataiban a választási súly esetében 29%, 30%, 18%, 21%, 12% és 17%-ot becsültek. Az anyai genetikai variancia a borjú választási súlyát az anyai nevel képességen keresztül meghatározó gének közötti variancia, aminek nincs köze a direkt, a növekedési erélyt befolyásoló génhatásokhoz csak úgy, hogy azzal pozitív, vagy negatív korrelációban van. Így a két hatás közti korreláció (rdm) a nevel képesség, a tejtermelés és a súlygyarapodás közötti korrelációként értelmezhet . Ma a külföldi szakirodalomban sokat emlegetett és vizsgált kérdés a direkt és az anyai genetikai hatás közötti kapcsolat. A két hatás közötti kovariancia, illetve korreláció a el jel

szakirodalomban különböz

és mérték . MEYER (1992) angus állományok

választási súlyát vizsgálva a direkt és az anyai genetikai hatás közötti korrelációt 0,22-nek találta. NÚNEZ-DOMINGUEZ és mtsai (1993) angus és hereford állományban végzett vizsgálatai szerint a választási súly esetében 0,25 és 0,63 korrelációs értéket kaptak. VAN VLECK és mtsai (1996) charolais, szimentáli, red poll és braunvieh populációban vizsgálták a direkt és az anyai genetikai hatás közötti korrelációt, eredményül 0,46, 0,16, 0,31 és 0,25-ös értékeket kaptak. CUBAS és mtsai (1991) angus állományban -0,93-as korrelációt kaptak a két hatás között, míg DODENHOFF és mtsai (1999) charolais, hereford, limousin és szimentáli állományban -0,12, -0,37, -0,18 és -0,10-es értékr l számolnak be a választási súly esetén. IWAISAKI és mtsai (2005) szerint e korreláció limousin fajtában -0,59, gelbvieh fajtában -0,26. A hiba variancia (

2

e)

a modellben a teljes variancia azon része, amely nem

magyarázható valamely hatás által (LENGYEL és mtsai, 2004). A direkt örökölhet ség (h2d) az additív direkt hatás kialakulásáért felel s gének, míg az anyai örökölhet ség (h2m) az anyai genetikai hatás kialakításáért felel s gének fenotípusban való megjelenését fejezi ki. 30

IRODALMI ÁTTEKINTÉS Az egyedmodellel becsülhet additív direkt genetikai variancia - a tulajdonságot kialakító additív génhatások varianciája-, és az anyai genetikai variancia is. A direkt örökölhet ség az additív direkt genetikai variancia és a fenotípusos variancia hányadosa (h2d =

2

d

/

2 p),

az anyai örökölhet ség, pedig az anyai genetikai variancia és a fenotípusos

variancia hányadosa (h2m =

2

m

/

2

p).

A teljes örökölhet ség kialakításában az additív direkt genetikai variancia ( anyai genetikai variancia ( variancia vesz részt (h2T = (

2

m),

2

d

a direkt-anyai genetikai kovariancia (

+ 0,5 x

2

m

+ 1,5 x

dm)

/

2

p)

dm)

2

d),

az

és a fenotípusos

(WILLHAM, 1972).

Az 5. táblázat a választási tulajdonságok örökölhet ségi értékeit foglalja össze keresztezett állományokban, illetve fajtánként (LENGYEL, 2005). A táblázatban látható, hogy a keresztezett populációkban tapasztalt örökölhet ségi értékek csak kis mértékben, vagy egyáltalán nem különböznek a fajtatiszta állományokban tapasztaltaktól. 5. táblázat: A választási súly és a súlygyarapodás örökölhet sége Forrás AHUNU és mtsai, 1997 CREWS és KEMP, 1999 DODENHOFF és mtsai, 1999 GUTIÉRREZ és mtsai, 2007 KAPS és mtsai, 2000 KEETON és mtsai, 1996 LEE és mtsai, 1997 LENGYEL és mtsai (2003b) MEYER és mtsai, 1993 ROSO és mtsai, 2005 SPEIDEL és mtsai, 2007 SPLAN és mtsai, 1998 SPLAN és mtsai, 2002 VAN VLECK és mtsai, 1996

Tulajdonság VS SGY VS VS VS VS VS VS VS VS VS VS VS VS

Fajta

Ország

keresztezett Ghána keresztezett Kanada több fajta USA keresztezett Spanyol angus USA limousin USA szimentáli USA charolais Magyar hereford Ausztrália keresztezett USA angus USA keresztezett USA keresztezett USA charolais USA

h2 d

h2 m

rdm

0,38 0,12 0,20 0,45 0,53 0,25 0,21 0,57 0,22 0,32 0,24 0,16 0,14 0,16

0,12 0,22 0,15 0,14 0,18 0,19 0,09 0,32 0,18 0,20 0,24 0,34 0,19 0,12

-0,29 -0,25 -0,44 -0,51 -0,44 -0,07 -0,95 -0,30 -0,63 -0,47 -0,18 0,40

VS = választási súly; SGY = súlygyarapodás; h2d = direkt örökölhet ség; h2m = anyai örökölhet ség; rdm = direkt - anyai kovariancia

31

A VIZSGÁLAT CÉLJA

3. A VIZSGÁLAT CÉLJA Munkám célja a különböz

fajtájú (magyar tarka, hereford, aberdeen angus (a

továbbiakban angus), red angus, lincoln red, limousin, charolais, blonde d’ Aquitaine és shaver) húshasznú tehenek néhány értékmér tulajdonságának összehasonlítása volt. Arra kerestem a választ, hogy a reprodukciós teljesítményben, a növekedésben és a kifejlettkori él súlyban, valamint a borjúnevel -képességben milyen különbségek vannak a fajták között. A munkához a tíz éve teljesen azonos körülmények között, Keszthelyen tartott húsmarhafajták eredményei nyújtottak lehet séget. Az értékelést az alábbi csoportosítás szerint végeztem el (1. ábra): 1. ábra: A vizsgált értékmér k

TEHÉN Reprodukciós teljesítmény

2. szaporulat

Növekedés és kifejlettkori súly

3. növekedési ütem

BIKA Borjúnevel képesség

5. kifejlettkori él súly

7. választási eredmények

1. vemhesülés 4. becsült tenyészérettségi él súly és életkor

6. kifejlett kori testméretek

8. genetikai paraméterek, tenyészértékek

Befolyásoló tényez k, környezeti és egyéb hatások

1.

Vemhesülés. A szakirodalmi adatok alapján elmondható, hogy a húsmarhák vemhesülési eredményeit nagymértékben befolyásolják a különböz , els sorban környezeti hatások. Munkám során ezért azt vizsgáltam, hogy a befolyásoló tényez k közül a fajta, az évjárat, az életkor, az ellés hónapja, az él súly, a legeltetés alatti abszolút és relatív súlyváltozás, valamint a született borjú súlygyarapodása milyen hatással van a vemhesülésre.

2.

Szaporulat. Ennek vizsgálata során arra kerestem a választ, hogy a reprodukciós teljesítmény mutatószámai közül az ellési és ikerellési %-ban, a szaporulatban, a 32

A VIZSGÁLAT CÉLJA borjazáskori és felnevelés alatti borjúelhullásban, a felnevelési %-ban, valamint hasznosult szaporulatban milyen különbségek vannak a fajták között. 3.

Növekedési ütem. A szakirodalmi adatok alapján az egyes fajták növekedési üteme a különböz környezet és a fajták közti különbségek miatt jelent sen különbözhet. Vizsgálatom célja itt annak a megállapítása volt, hogy azonos, extenzív, lápi körülmények között termel

állatok növekedése eltér-e a fajtákra jellemz

értékekt l. Célom volt továbbá a fajták sorrendjének felállítása a növekedési erély alapján. 4.

Kifejlettkori él súly. A szakirodalmi források az egyes húsmarhafajták teheneinek kifejlettkori él súlyára nagyon sokféle, esetenként egy adott fajtára vonatkozóan is nagyon különböz

adatokat közölnek. Arról azonban, hogy a fajták hány éves

koruktól tekinthet k kifejlettnek, nagyon kevés információ áll rendelkezésre. Ezért célom volt a fajták kifejlettkori él súlyának, valamint a fajták kifejlettnek tekinthet életkorának becslése, összehasonlítása is. 5.

Tenyészérettségi él súly és életkor. Nagyon kevés információval rendelkezünk arról,

hogy a húshasznú

üsz ket

mikortól

tekintjük

tenyészérettnek.

A

szakirodalomban az erre vonatkozó adatok nagyon tág határok között mozognak, s t, esetenként egy-egy fajtára vonatkozóan ellentmondásosak is. Ezért a növekedési ütem és a kifejlettkori él súly segítségével megpróbáltam megbecsülni a fajták tenyészérettségi él súlyát és életkorát, majd azokat egymással és az irodalmi adatokkal összevetni. 6.

A tehenek kifejlettkori testméretei. Célom volt továbbá a fajták testméretek alapján történ

összehasonlítása, az él súly és az egyes testméretek közötti kapcsolat

értékelése, valamint a testméretekb l az él súly becslése is. 7.

A választási eredményekre ható környezeti tényez k. A választási eredmények a borjúnevel -képesség legjobb kifejez i. Munkám során ezért azt vizsgáltam, hogy a borjú genotípusa, az anya elléskori életkora, az évjárat, az évszak, valamint a borjú ivara milyen hatást gyakorol a választási eredményekre. Célom volt továbbá értékelni a választási eredményeket az anya fajtája szerint is.

8.

Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Hazánkban „ vegyes” genotípusú, azaz több fajtát és keresztezett borjakat is tartalmazó populációban ez idáig nem határoztak meg genetikai paramétereket. Ezért munkám célja volt a többfajtás populációban, különböz egyedmodellekkel becsülni a genetikai paramétereket és a tenyészértékeket a választási eredményekre vonatkozóan.

33

ANYAG ÉS MÓDSZER

4. ANYAG ÉS MÓDSZER 4.1. A vizsgálat helye és a vizsgált állomány Munkámat a Georgikon Mez gazdaságtudományi Kar húsmarha-állományának adatai alapján végeztem. A vizsgálatot 1997 és 2006 közötti tízéves id szakra, és kilenc fajtára (magyar tarka, hereford, angus, red angus, lincoln red, limousin, charolais, blonde d’ Aquitaine, shaver; 1. kép) terjesztettem ki. 1. kép: A Keszthelyen tartott húsmarhafajták

Magyar tarka

Hereford

Angus

Red angus

Lincoln red

Limousin

Charolais

Blonde d’ Aquitaine

Shaver

Az értékelésbe vont állatok tartása, takarmányozása a vizsgálatot megel z en és a vizsgálat alatt is azonos volt. A húsmarha-állományt épület nélkül, mintegy 300 ha nagyságú, különösen extenzív, mély fekvés láptalajú legel n tartották (3. melléklet). A talajvíz szintje egész 34

ANYAG ÉS MÓDSZER évben a talajfelszín közelében volt, a csapadékosabb id szakokban (els sorban tavasszal) több legel szakasz is víz alá kerülhetett. A jellegzetes lápi növények - a sásfélék (Carex sp.), a gyapjúsások (Eriophorum sp.), valamint a szittyófélék (Juncus sp.) - mellett a területen néhány f féle (Festuca sp. stb.) is megtalálható. A lápi területen nagy mennyiségben fordulnak el

kétszik

gyomnövények, mint például a bürök (Conium

maculatum L.), a kender (Cannabis sativa L.), csalán (Urticia dioica L.), vagy a különböz aranyvessz fajok (Solidago Sp.).

Ezek visszaszorítását kaszálással, és egy kísérlet

keretében hengerezéssel végezték. A legel t különböz

nagyságú szakaszokra osztották, a szakaszokat stabil

kerítéssel, és (vagy) mobil villanypásztorral határolták el. A tehénállomány kora tavasztól kés

szig a legel szakaszokon volt elhelyezve (6. táblázat). A tehenek teleltetése épület

nélkül, a növendékeké zárt istállóban történt. 6. táblázat: A legeltetési id szak (szezon) hossza Év 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Áltagosan

Kihajtás dátuma

Behajtás dátuma

04.30 04.08 04.27 04.23 05.30 04.17 05.26 05.24

11.26 11.05 11.22 11.22 11.14 12.18 12.08 11.17

Legeltetési id szak hossza (nap) 210 211 209 220 168 245 196 177 205

A körülbelül 300 ha nagyságú legel n mintegy 160 állategységnek (ebb l kb. 110 tehén) megfelel számú marhát tartottak, ez alapján az állats r ség 0,53 állategység/ha volt. A lápterületi gyepek hozama a korábbi mérések alapján zöldtömegben kb. 15 t/ha, szárazanyagban kb. 3,42 t/ha, az emészthet nyersfehérje kb. 389 kg/ha nagyságrend volt (SZABÓ, 1983). Az állatok takarmányellátását tavaszi és nyári id szakban a legel gyeptermése, szi és téli id szakban kukoricatarló legeltetése (2. kép), silókukorica szilázs és széna biztosította. A terület mikroelemekben nagyon hiányos, ezért az állatok számára egész évben rendelkezésre állt a mikroelemekkel (Se, Zn, Cu, Mo) kiegészített nyalósó (4/a.

35

ANYAG ÉS MÓDSZER melléklet) (SZABÓ, 1982b; 1983). A legel f

laboratóriumi vizsgálatok alapján

meghatározott összetételét, valamint energiatartalmát a 4/b. és 4/c. melléklet mutatja. Az állatok itatását ásott kutakból, illetve a Hévízi-csatorna vizéb l valósították meg. Ezekb l mobil, áttelepíthet szivattyúval került az ivóvíz az itató edényekbe. A nyári szálláson kísérleti jelleggel egy golyós önitatót is üzembe helyeztek. A telepen a fajták létszámának meg rzése volt a cél. Selejtezésre kizárólag a nagyon id s, beteg, vagy nagyon hosszú id n át nem vemhesül egyedek kerültek. Hormonkezelést, ivarzás-szinkronizálást, külön takarmányadagot a vizsgált id szakban egyetlen tehén sem kapott, mind a tartási, mind a takarmányozási, mind pedig állatorvosi kezelésben (véd oltások stb.) azonos körülményeket biztosítottak számukra. A telepen alapvet en egyszezonos (szezonális) szaporítási gyakorlatot alkalmaztak, de több olyan év is volt, ahol a termékenyítési id szak végén - a vemhességvizsgálatot követ en - az üresen maradt teheneket újra bika alá helyezték. Tehát ezekben az években ezt kétszezonosnak is tekinthetjük, így az adatbázisban el fordulhatnak nyári, illetve szi születés borjak is. A bikák kihelyezése az ellések túlnyomó részének lezajlása után, május elején - közepén történt, majd augusztus közepén vették le ket a gulyákról. A vizsgált id szakban a telepen hét fajta bikái (magyar tarka, hereford, angus, red angus, limousin, charolais és blonde d’ Aquitaine; 5. melléklet) fedeztek. Ezeknek és a fajtájukba tartozó teheneknek a pároztatási id szakban külön legel szakaszon háremeket alakítottak ki. Az év többi részében a bikákat elkülönítették a tehenekt l, és a teheneket egy gulyában tartották. A borjakat választásukig anyjukkal együtt tartották. F táplálékuk a kiszopott tej volt, emellett több évben a borjúóvodákban elhelyezett abrakból is ad libitum fogyaszthattak. A tavasszal született borjak választása sszel történt, a növendékeket ivar szerint különválogatták, és a fajtatiszta növendéküsz szaporulatot tovább nevelték. A telepen a tenyésztésre szánt - kizárólag fajtatiszta - üsz ket választásig anyjukkal együtt, a legel n tartották. Választás után elkülönítették

ket, majd növendékistállóba

helyezték, ahol kiegészít takarmányt (rendszerint szénát és abrakot) kaptak. A növendék üsz k számára téli és nyári id szakban is biztosítottak legel szakaszokat. A növendékeket két korcsoportban nevelték, az éves és a két éves üsz ket külön tartották. A növendékek nagyságrendileg kétévesen kerültek bika alá, és három éves korukra ellettek le. A tehenek mérlegelését évente két alkalommal, kihajtáskor és behajtáskor végezték. A növendék üsz k súlyát kéthavonta mérték. A borjak mérlegelése választáskor, október november hónapokban történt. 36

ANYAG ÉS MÓDSZER A telepen a borjak születési súlyát egyedileg, az esetek túlnyomó többségében a telep dolgozói közvetlenül az ellést követ en mérték. A méréshez alapvet en két módszert használtak. Az els

esetben a dolgozó felemelte a borjút, majd szobai mérlegre állt,

lemérték a „ közös” súlyt, amib l a dolgozó súlyát kivonva megkapták a borjú súlyát. Ezt a módszert korlátai miatt nem nagyon alkalmazták. Helyette szabványos, gravitációs elven m köd , rugós függ mérleget használták, amely úgy m ködött, hogy a borjút egy zsákra fektették, a zsák négy sarkát a mér eszközhöz rögzítették, majd felemelték, és leolvasták a súlyt. A zsák és rögzít anyag súlyát ezek után levonták az együttes súlyból. 2. kép: Életképek a telepr l

Szilázs etetés

Kukorica tarló legeltetés

Vemhességvizsgálat

Itatás

Nyalósót fogyasztó tehén

Delel angus hárem 37

ANYAG ÉS MÓDSZER

4.2. A vemhesülést befolyásoló tényez k vizsgálata A vemhesülési eredmények értékeléséhez vetítési alapként a termékenyítésre kijelölt tehenek és üsz k számát (továbbiakban termékenyítésre kijelölt) tekintettem. Ezek létszámát a vizsgált id szak (1998 - 2005) minden évére vonatkozóan összeadtam. A kiinduló (kumulatív) létszám (adatszám) így 834 lett, amely szerint a vizsgálat tíz évében a keszthelyi állományban összesen ennyi vemhesülés lehetett volna. A fentiek alapján tehát egy tehén - amennyiben többször, több évben is kijelölték termékenyítésre - többször is szerepelhet a kiindulási adatbázisban. A 834 kiindulási adat 212 egyedt l származik (7. táblázat), azaz egy n ivarú állat átlagosan 3,93-szor volt termékenyítésre kijelölve. A vizsgált id szakban a vemhesülési adatok mellé 716 ellési- és súlyadatot sikerült összegy jteni. 7. táblázat: A vizsgálat egyedek és adatok száma Egyedszám

Termékenyítésre kijelölt

Rendelkezésre álló súly és ellési adat

Magyar tarka

59

189

121

Hereford

49

186

171

Angus

14

90

88

Red angus

17

107

105

Lincoln red

14

45

38

Limousin

11

44

44

Charolais

22

61

45

Blonde d’ Aquitaine

15

51

45

Shaver

11

61

59

Összesen

212

834

716

Fajta

A vemhességvizsgálatot minden év decemberében rektális módszerrel állatorvos végezte el. A vemhesülési %-ot az alábbi képlettel számoltam ki (A = vemhesülési %; B = vemhesült n ivarú egyedek száma; C = termékenyítésre kijelöltek száma): A = B / C x 100

38

ANYAG ÉS MÓDSZER Az adatelemzés során kiszámítottam a vizsgált tényez k (a fajta, az évjárat, az életkor, az ellés hónapja, az él súly, a legeltetés alatti abszolút és relatív súlyváltozás, valamint a született borjú súlygyarapodása) szerinti vemhesülési %-okat. A vemhesülés jellegéb l adódóan - mivel a tehén, ill. üsz vagy vemhes, vagy üres - a min ségi (kvalitatív) változók közé tartozik. Ennek következtében nem mutat normál eloszlást. A legismertebb statisztikai próbák (t-próba, F-próba) alkalmazáságának feltétele, hogy a minták normál eloszlású populációkból származnak, továbbá a kezeléseken belüli variancia homogén legyen (HANCZ, 2004). Jelen vizsgálatban ennek következtében a fentiek nem alkalmasak a tényez k szintjei közti különbségek megállapítására. A tényez k vemhesülés %-ra gyakorolt hatásának statisztikai próbáját ezért a „ nemparaméteres” eljárások közé tartozó Chi2-próbával, KRUSKAL-WALLIS teszt („ K Independent Samples” ) segítségével végeztem el. Ez a teszt az egytényez s varianciaanalízisnek „ megfelel ” nemparaméteres eljárás. (A

Chi2-próba

csoportosított

adatokon

teszi

lehet vé

a

kezelésátlagok

egyez ségének, illetve különböz ségének tesztelését. Leggyakrabban az arányokra (százalékos megoszlásokra, mint pl. a vemhesülési %, az ellési % stb.) vonatkozó hipotézisek tesztelése esetén kerülhet sor a használatára (MILISITS, 2004). A teszt elvégzése el tt a vemhesülési eredményeket a létszámadatokkal súlyoztam. Minden vizsgált tényez (a fajta, az évjárat, az életkor, az ellés hónapja, az él súly, a legeltetés alatti abszolút és relatív súlyváltozás, valamint a született borjú súlygyarapodása) esetén modell szint Chi2-próbát végeztem. Azokban az esetekben, ahol a modell szint vizsgálat eredménye szignifikáns hatást mutatott, a tényez k szintjei közti különbségeket páronként elvégzett Chi2-próbával is értékeltem. H0 hipotézisnek azt tekintettem, hogy az aktuális vizsgálatban szerepl két fajta között vemhesülési %-ban nincs különbség. H1 hipotézist - azaz hogy van különbség akkor fogadtam el, ha a P-érték (Asymp. Sig.) kisebb volt, mint 0,05. Ez gyakorlatilag P<5% megbízhatósági szintet jelent. A vemhesülési eredmények és a különböz tényez k között korrelációs értékeket határoztam meg.

39

ANYAG ÉS MÓDSZER

4.3. A szaporulati mutatók vizsgálata A reprodukciós teljesítmény értékeléséhez vetítési alapként - a vemhesülés vizsgálatához hasonlóan - a termékenyítésre kijelölt tehenek, illetve növendék üsz k számát tekintettem. A kiinduló (kumulatív) létszám (adatszám) 834 volt, amely szerint a vizsgálat id szakban összesen ennyi ellés lehetett volna. A reprodukciós teljesítmény mutatószámainak számítási módját a 8. táblázatban foglaltam össze. 8. táblázat: A reprodukciós teljesítmény mutatószámai és számításuk A vizsgált paraméterek

A számítás módja

Ellési %

ellés száma / termékenyítésre kijelölt x 100

Ikerellési %

ikerellések száma / ellések száma x 100

Szaporulat (%)

született borjú / termékenyítésre kijelölt x 100

Elhullás borjazáskor (%)

elléskori borjúelhullás / született borjú x 100

Elhullás a felnevelés alatt (%)

felnevelés alatti elhullás / született borjú x 100

Felnevelési %

választott borjú / született borjú x 100

Hasznosult szaporulat (%)

választott borjú / termékenyítésre kijelölt x 100

Egy tehénre jutó 205-napos borjúsúly (kg/tehén)

összes 205-napos borjúsúly / termékenyítésre kijelölt

100 kg tehén él súlyra jutó borjú 205-napos súly (kg/100 kg)

összes 205-napos borjúsúly / összes tehén él súly x 100

Az ellési- és az ikerellési %-ot, a szaporulatot, a hasznosult szaporulatot, a borjazáskori- és a felnevelés alatti elhullást, valamint a felnevelési %-ot - a vemhesülési % értékeléséhez hasonlóan - Chi2-próbával értékeltem. Azokban az esetekben, ahol a modell szint vizsgálat eredménye szignifikáns hatást mutatott, a fajták közti különbségeket páronként elvégzett Chi2-próbával is értékeltem.

40

ANYAG ÉS MÓDSZER

4.4. A növekedés, a kifejlettkori súly és a testméretek értékelése

4.4.1. A növekedési ütem vizsgálata Minden növendéküsz , illetve tehén esetében rendelkezésre állt a születési id pont, a mérési id pont, valamint a mérési súly (a növendék üsz ket két havonta, a teheneket pedig fél évente mérlegelték). Ezekb l féléves életkor-kategóriákként átlagos él súlyokat állapítottam meg. Az életkor-kategóriánkénti él súlyokat - BELTRÁN és mtsai (1992) vizsgálatához hasonlóan - koordinátarendszerben ábrázoltam, a kapott pontokra megkerestem a legjobban illeszked görbéket, illetve e görbék függvényeit, azok illeszkedési értékeit. A kapott függvényekkel kiszámítottam a becsült 120-napos, 205-napos, 1 - 8 éves kori súlyokat, és ezek alapján meghatároztam a vizsgált fajták növekedési görbéit. A növekedés intenzitásának és feltételezett szakaszainak meghatározására - FÁBIÁN (1973), BERG és BUTTERFIELD (1976), SZ

CS

és mtsai (1987), DOREN és mtsai (1989),

valamint POLGÁR (1997) átfogó vizsgálatai alapján - a természetes alapú logaritmizált formát választottam. A „ k” sebességi együttható meghatározására az alábbiak szerint történt (k = növekedési sebesség együtthatója; w1 = el z , w2 = aktuális testsúly; t1 = el z mérés, t2 = aktuális mérés id pontja):

k = [ln(w2) - ln(w1)] / [t2 - t1]

4.4.2. A tenyészérettségi életkor és él súly becslése A tenyészérettségi életkor és él súly becslése azon a szakirodalmi utaláson alapult, miszerint az üsz k a kifejlettkori él súlyuk

részének elérésekor lesznek tenyészérettek.

Minden fajta esetén meghatároztam kifejlettkori él súlyuk

részét (ezt tekintettem a

becsült tenyészérettségi él súlynak), majd ezt az értéket visszahelyettesítettem a növekedési függvénybe, mint „ Y” értéket, és ez alapján meghatároztam az „ X” -et, ami esetemben a becsült tenyészérettségi életkort jelentette. A közölt tenyészérettségi adatok becslés eredményei, a telepi gyakorlathoz nem kapcsolódnak. 41

ANYAG ÉS MÓDSZER 4.4.3. Kifejlettkori él súly és életkor meghatározása Az irodalmi forrásokban nagyon kevés információt találtam arról, hogy az egyes fajták milyen életkortól tekinthet k kifejlettnek, hány hónaposan érik el kifejlettkori súlyukat. A húsmarha-tenyésztésben alkalmazott ausztrál tenyészérték-becslési modell (BREEDPLAN) a húshasznú teheneket 5 éves kortól tekinti kifejlettnek. Munkám során ett l eltér en a kifejlettkori súlynak a 6 évesnél id sebb tehenek él súly-átlagát tekintettem, amit több szempont is indokolt. Egyrészr l vizsgálatomban szerepelt a magyar tarka fajta is, amely fajtában - a kett s hasznú osztrák- és bajor tarkához hasonlóan - a BAJOR modellel

becsülnek tenyészértéket, és a teheneket 6 éves kortól tekintik

kifejlettnek. Másrészt a 6 éves tehén már biztosan kifejlett, függetlenül attól, hogy már 5 évesen elérte kifejlettkori él súlyát. A 6 évesnél id sebb tehenek súlyát egytényez s varianciaanalízissel (F-próba) értékeltem. A normalitás vizsgálatot az 50 adatszám felett alkalmazható KOLGOMOROVSMIRNOV teszttel végeztem el. A varianciák homogenítását BARTLETT-próbával teszteltem. A fajták közti különbségek kimutatására a nagyon eltér létszámok miatt az LSD próbánál szigorúbb TUKEY próbát használtam. A kifejlettkori él súlyokat - a tenyészérettségi él súlyhoz hasonlóan - minden fajta esetén visszahelyettesítettem a növekedési függvénybe. A kapott életkor értéket a kifejlettkori súly elérési életkorának tekintettem.

4.4.4. A kifejlettkori testméretek vizsgálata A testméret adatokat 2004-ben, a tehenek behajtásakor vettük fel. A méretfelvételezés módját, valamint a méréshez használt eszközöket a 9. táblázat tartalmazza. A normalitás vizsgálatát (50 egyedszám alatt alkalmazható SHAPIRO-WILK teszt), majd a varianciák homogenitásának vizsgálatát (BARTLETT-próba) követ en a testméret adatokat egytényez s varianciaanalízissel (F-próba) értékeltem. Ahol a varianciaanalízis eredménye szignifikáns hatást mutatott, ott TUKEY próbával vizsgáltam a fajták közötti különbségek megbízhatóságát. Kiszámítottam az egyes testméreteknek a marmagasság százalékában kifejezett értékeit, majd meghatároztam néhány testméret indexet is. Ezeket és számítási módjukat a 10. táblázatban foglaltam össze. 42

ANYAG ÉS MÓDSZER 9. táblázat: Az egyes testméretek felvételének módja Testméret

Méretfelvétel módja

Eszköz

Szerz

Marmagasság

= vízszintes talaj - mar között

mér bot

CSELKÓ, 1908

Farbúbmagasság

= vízszintes talaj - farbúb között

mér bot

CSELKÓ, 1908

Testhossz

= mar - ül gumó között

mér szalag

BREM, 1998

Farhossz

= farbúb - ül gumó között

mér szalag

HORN, 1973

Ferde törzshossz

= vállizület - farbúb között

mér szalag

HORN, 1973

Vállszélesség

= vállizületek között

tolómér

BREM, 1998

Csíp szélesség

= a csíp legkiállóbb pontjai között

tolómér

CSELKÓ, 1908

tolómér

SCHANDL, 1955

III-as farszélesség = ül gumók közti távolság Övméret

= mar mögött

mér szalag

HORN, 1973

Fejhosszúság

= a fejélt l a fényszáj közepéig

mér szalag

HORN, 1973

Fejszélesség

= szemboltívek között

mér szalag

HORN, 1973

10. táblázat: Testméret indexek és számításuk (HORN, 1973) Testméret-index

Számításának módja

Magassági index*

=

marmagasság / testhossz x 100

Farhosszúsági index*

=

farhosszúság / testhossz x 100

Röhrer-féle testtömegindex

=

testsúly / marmagasság x 100

Túln ttségi index

=

farmagasság / marmagasság x 100

A fej indexe

=

szemboltívek távolsága / fejhossz x 100

*

= az eredeti képletben a testhosszúság helyett a törzshosszúság szerepel

Az él súlyadatok és a testméretek között korrelációs együtthatókat számítottam a teljes állomány szintjén. Az él súly testméretekb l való becsléséhez többtényez s lineáris regresszióanalízist alkalmaztam.

43

ANYAG ÉS MÓDSZER

4.5. A borjúnevel -képesség és a választási súly vizsgálata

4.5.1. A környezeti hatások elemzése Munkám ezen részében 1997 és 2006 között született 603 borjú adatát dolgoztam fel. Azt vizsgáltam, hogy a különböz tényez k hogyan befolyásolják a borjak választási súlyát (VS), súlygyarapodását (SGY) és a 205-napos súlyát (KVS). A mért választási súlyokat 205-napos életkorra korrigáltam az alábbiak szerint (A = 205-napos súly; B = választási súly; C = születési súly; D = választási életkor):

A = (B-C) / D x 205 + C A borjak adatbázisát többtényez s varianciaanalízissel értékeltem. Az ehhez szükséges normalitás vizsgálatot KOLGOMOROV-SMIRNOV, illetve SHAPIRO-WILK teszttel végeztem el. A varianciák homogenitását BARTLETT-próbával modell szintjén értékeltem. A 11. táblázat mutatja a vizsgált tényez k hatásának becslésére alkalmazott modelleket. A befolyásoló tényez k között a borjú genotípusát, a tehén elléskori életkorát, születés évét, a születés évszakát és az ivart, mint fix hatást vizsgáltam. A modellben az apa hatását véletlennek tekintettem. A borjak életkora - születést l választásig - kovariáló hatásként szerepelt a választási súly és a választás el tti napi súlygyarapodás esetében. A többtényez s varianciaanalízis egyenlete - SZABÓ és mtsai (2005) vizsgálatához hasonlóan - a választási súly és a súlygyarapodás ( ) esetén az alábbi volt (M = átlag; e = hiba; a továbbiak magyarázata a 11. táblázatban): klmnop

= M + Fk + Dl + Ym + Sn + Io + B(xijklmno-X) + eklmnop

A 205-napos súly értékelési módja az el z t l annyiban különbözik, hogy a borjak életkorát, mint kovariánst nem építettem be a modellbe. A modell a következ képp alakult:

klmnop

= M + Fk + Dl + Ym + Sn + Io + eklmnop

Az általános modellt lépésr l- lépésre úgy változtattam, hogy a vizsgált öt tényez (a borjú genotípusa, az anya életkora, a borjú születési éve és évszaka, valamint a borjú 44

ANYAG ÉS MÓDSZER ivara) közül egyet függ , a többit független változóként kezeltem. A varianciaanalízis alapján, az adott tényez re vonatkozó eredményként minden esetben a fennmaradó négy tényez

hatása alapján korrigált adatokat kaptam. Eredményeim tehát becsült adatok,

amelyek a korrekció következtében, az adott tényez hatását a vizsgált tulajdonságokra tisztán, az egyéb tényez k hatását kisz rve mutatják. 11. táblázat: A becslésre alkalmazott modellek X

Y

Variancia forrása

Osztályok

Választási súly, kg

Súlygyarapodás, g/nap

205-napos súly, kg

Borjú genotípusa (F) Tehén kora (D) Évjárat (Y) Évszak (S) Ivar (I) Választási életkor (B)

27 14 10 4 2 -

**** *** **** ** **** ****

**** ** **** **** *** ****

**** *** **** NS **** -

*= P<0,1

**=P<0,05

***=P<0,01

****=P<0,001

Ahol a többtényez s varianciaanalízis eredménye szignifikáns hatást mutatott, ott a nagyon különböz

egyedszámok miatt TUKEY próbával vizsgáltam a tényez k hatása

közötti különbségek megbízhatóságát. A választási eredményeket az anya és az apa fajtája szerint - a normalitás és homogenitás vizsgálatot követ en - egytényez s varianciaanalízissel is értékeltem.

4.5.2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek meghatározása A vizsgálatom során három tulajdonságot értékeltem, nevezetesen a választási súlyt, a súlygyarapodást és a 205-napos súlyt. A „ vegyes” genotípusú, több fajtát tartalmazó populáció - VAN VLECK és mtsai (1992), NÚNEZ-DOMINGUEZ és mtsai (1995), SPLAN és mtsai (2002), valamint ROSO és mtsai (2005) vizsgálatához hasonló - értékelésében 27 tenyészbika (6 magyar tarka; 4 hereford; 3 red angus; 3 angus; 2 lincoln red; 3 limousin; 4 charolais; 2 blonde d’ Aquitaine) 1997. - 2006. között született 603 ivadékának (297 bika és 306 üsz ; 388

45

ANYAG ÉS MÓDSZER fajtatiszta és 215 F1-es) adatai szerepeltek. A vizsgált populáció rokonság szerinti összetételét a 12. táblázat ismerteti. 12. táblázat: A vizsgált populáció összetétele Megnevezés

Egyedszám

Összes egyed Összes borjú Apa Anya Apai nagyapa Anyai nagyapa Összes nagyapa Apai nagyanya Anyai nagyanya Összes nagyanya Borjú saját teljesítmény nélkül

811 603 27 202 0 14 14 0 21 21 0

A több fajtára kiterjed értékelést három különböz egyedmodellel, „ többfajtás” tenyészérték-becsléssel (Multibreed Breeding Value Estimation) végeztem. Ezek annyiban különböztek egymástól, hogy SPLAN és mtsai (2002) vizsgálatához hasonlóan minden esetben más-más fix hatásokat építettem a modellekbe (13. táblázat). Ezen kívül a modellek teljesen azonosak voltak, mindhárom tartalmazta az anyai genetikai hatást, és az anya állandó környezeti hatását is. A választási súly és a súlygyarapodás esetén figyelembe vettem a választási életkor hatását is, mint kovariánst. 13. táblázat: Az alkalmazott egyedmodellek Fix hatások Apa genotípusa Anya genotípusa Borjú genotípusa Anya elléskori életkora Borjú születési éve Borjú születési évszaka Borjú ivara

Az alkalmazott egyedmodell 1. modell

2. modell

3. modell

+ + + + +

+ + + + + +

+ + + + + +

+ = a modell ezt a hatást tartalmazza; - = a modell ezt a hatást nem tartalmazza

46

ANYAG ÉS MÓDSZER Az egyedmodell általános alakja az alábbiak szerint írható fel (y = a megfigyelés vektora (tulajdonság); b = a fix hatás(ok) vektora; u = a véletlen hatás vektora (egyed); m = az anyai genetikai hatás vektora; pe = az anya állandó környezeti hatásának vektora; e = hiba vektor; X = a fix hatások el fordulási mátrixa; Z = a véletlen hatások el fordulási mátrixa; W = az anyai genetikai hatás el fordulási mátrixa; S = az anya állandó környezeti hatásának el fordulási mátrixa):

y = Xb + Zu + Wm + Spe + e A becslés során az alábbi variancia és kovariancia komponenseket, valamint genetikai paramétereket határoztam meg: 2

•

additív direkt genetikai variancia (

•

anyai genetikai variancia (

•

direkt-anyai genetikai kovariancia (

•

anyai állandó környezeti hatás (

•

hiba variancia (

•

fenotípusos variancia (

•

direkt örökölhet ség (h2d)

•

anyai örökölhet ség (h2m)

•

teljes örökölhet ség(h2T)

•

direkt-anyai genetikai korreláció (rdm)

•

az állandó környezeti variancia aránya a fentípusos varianciában (c2)

•

a hiba variancia aránya a fenotípusos varianciában (e2)

2

2

d)

m)

2

dm)

pe)

e) 2

p)

A három egyedmodellt összehasonlítottam. A modellnek az apák rangsorára gyakorolt hatást NÚNEZ-DOMINGUEZ és mtsai (1995), valamint LENGYEL (2004, 2005) vizsgálataihoz hasonlóan rang-korreláció számítással határoztam meg.

47

ANYAG ÉS MÓDSZER

4.6. Az alkalmazott programok

Az adatok el készítéséhez a Microsoft Excel XP (2002) és a Microsoft Word XP (2002) programokat használtam. A normalitás vizsgálatokhoz (KOLGOMOROV-SMIRNOV teszt, SHAPIRO-WILK teszt), a varianciák homogenitás vizsgálatához (BARTLETT-próba), a Chi2-próbához (KRUSKALWALLIS teszt), az egy- és többtényez s varianciaanalízis (F-próba) számításához, a korreláció- és rang-korreláció számításhoz, a lineáris regresszió-analízishez, valamint a környezeti tényez k hatásának értékeléséhez az SPSS 9.0 (1998) statisztikai programcsomagot használtam. A (ko)variancia komponenseket, a genetikai paramétereket, valamint a tenyészértékeket a DFREML (MEYER, 1998) és az MTDFREML (BOLDMAN és mtsai,1993) programokkal becsültem.

48

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK

5. EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK

5.1. A vemhesülést befolyásoló tényez k A vizsgált tényez k közül a fajta (P<0,01), az évjárat (P<0,001), az ellés hónapja (P<0,001), a tehén él súlya (P<0,05), a legelés alatti abszolút és relatív súlyváltozás (P<0,001), valamint a borjú súlygyarapodása (P<0,01) szignifikáns hatást mutatott a vemhesülésre. Az életkornak nem volt statisztikailag igazolható hatása. A kapott eredmények hasonlók BALIKA (1976) vizsgálataihoz, aki a súlyváltozás hatását találta a legnagyobbnak. A fajta hatása hasonló az irodalomban fellelhet

legtöbb vizsgálat

eredményeihez (SZABÓ, 1982a; HUSZENICZA és mtsai, 1987; HARASZTI és ZÖLDÁG, 1994). Az évenkénti vemhesülési eredmények a 14. táblázatban láthatók. A vizsgált állomány legjobban 2001-ben (90,5%), leggyengébben 1999-ben (47,2%) vemhesült. A keszthelyi extenzív lápi viszonyok között a red angus (82,2%), a charolais (82,0%) és az angus (78,9%) fajták vemhesültek a legjobban. A hereford (74,7%) és a lincoln red (71,1%) eredménye közepesnek tekinthet . A leggyengébb vemhesülési mutatót a blonde d’ Aquitaine (60,8%) mutatta. Vizsgálataim eredménye alapján igazolódni látszik a kis test , anyai típusba tartozó brit fajták szaporodásbiológiai el nye a jellemz en terminál típusú francia fajtákkal szemben, mert igénytelenebbek, jobban tudnak alkalmazkodni a széls ségesen extenzív viszonyokhoz. Ez alól kivétel a charolais, mely az angushoz hasonló vemhesülési eredményt ért el. Ennek oka az lehet, hogy a telepen a charolais kisebb test , anyai típusát tartják, ami valószín leg igénytelenebb, mint a nagyobb test „ hentes” típus. Eredményeim részben hasonlók BALIKA, (1976), SZABÓ (1982a, 1983), PERJÉS (1985), valamint HUSZENICZA és mtsai (1988, 1989) megállapításaihoz, de eltérnek YARO (1989) eredményeit l, aki a hereford fajta esetén jobb vemhesülési mutatót kapott. A 15. táblázatban az életkor szerinti vemhesülési eredmények láthatók. Legjobban a 8 - 9 éves tehenek vemhesültek (78,4%), leggyengébben a 12 évnél id sebbek (55,9%). Ennek ellenére az életkor hatását a vemhesülésre nem találtam szignifikánsnak. BALIKA (1976) magyar tarka fajtában végzett vizsgálataihoz hasonlóan az eredményes vemhesülési szint - ahogyan a 16. táblázatban látható - legkedvez bben a január - március hónapokban ellett teheneknél alakult.

49

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 14. táblázat: Vemhesülés eredmények az egyes években Év Fajta

Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver Összesen

létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%)

Modell szint szignifikancia

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

34 (17,99) 82,4 44 (23,66) 75,0 11 (12,22) 72,7 15 (14,03) 66,7 9 (20,00) 77,8

31 (16,40) 32,3 32 (17,20) 53,1 10 (11,13) 60,0 15 (14,03) 53,3 11 (24,44) 54,5

10 (5,29) 40,0 20 (10,75) 80,0 11 (12,22) 81,8 12 (11,21) 91,7 4 (8,89) 75,0

23 (12,17) 95,7 19 (10,22) 94,7 11 (12,22) 90,9 12 (11,21) 100,0 4 (8,89) 100,0 10 (22,74) 80,0

11 (18,01) 63,6

9 (14,75) 44,4

22 (11,64) 72,7 19 (10,22) 68,4 11 (12,22) 81,8 14 (13,08) 85,7 5 (11,11) 80,0 8 (18,18) 37,5 15 (24,59) 80,0 11 (24,56) 63,6 7 (11,48) 71,4

23 (12,17) 73,9 16 (8,60) 75,0 12 (13,33) 75,0 13 (12,15) 100,0 4 (8,89) 75,0 9 (20,45) 88,9 13 (21,31) 84,6 9 (17,65) 22,2 7 (11,48) 57,1

22 (11,64) 54,5 16 (8,60) 68,7 12 (13,33) 66,7 12 (11,21) 66,7 3 (6,67) 66,7 9 (20,45) 33,3 17 (27,87) 64,7 8 (15,69) 62,5 6 (9,84) 50,0

124 (14,87)

108 (12,95)

6 (11,76) 100,0 7 (11,48) 71,4 70 (8,39) 77,1 ac

24 (12,70) 62,5 20 (10,75) 95,0 12 (13,33) 100,0 14 (13,08) 100,0 5 (11,11) 60,0 8 (18,18) 87,5 16 (26,23) 100,0 8 (15,69) 75,0 7 (11,48) 85,7

75,0

a

47,2 b

Összesen

189 (100,0) 65,6 a 186 (100,0) 74,7 bc 90 (100,0) 78,9 cd 107 (100,0) 82,2 c 45 (100,0) 71,1 abc 44 (100,0) 65,9 ab 61 (100,0) 82,0 c 9 (17,65) 51 (100,0) 55,6 60,8 a 7 (11,48) 61 (100,0) 100,0 67,2 abd 95 (11,39) 114 (13,67) 112 (13,43) 106 (12,71) 105 (12,59) 834 (100,0) 90,5 d 86,0 cd 72,3 a 74,5 a 60,0 e 72,5 P<0,001

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

P<0,01

50

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 15. táblázat: Vemhesülés eredmények az életkor szerint Tehén kora (év)

Fajta Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver Összesen

Összesen

0-3

4-5

6-7

8-9

10 -11

12 -

létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%)

32 (26,45) 75,0 51 (29,83) 58,8 17 (19,32) 82,4 27 (25,71) 70,4 2 (5,26) 100,0 16 (36,36) 75,0 17 (37,78) 76,5 15 (33,34) 53,3 7 (11,86) 57,1

45 (37,18) 71,1 44 (25,73) 81,8 23 (26,14) 78,3 27 (25,71) 77,8 3 (7,89) 100,0 16 (36,36) 62,5 24 (53,33) 75,0 11 (24,44) 54,5 11 (18,64) 54,5

17 (14,05) 47,1 34 (19,88) 82,4 21 (23,86) 90,5 24 (22,86) 100,0 7 (18,42) 71,4 12 (27,28) 58,3 4 (8,89) 75,0 9 (20,00) 44,4 9 (15,25) 77,8

14 (11,57) 50,0 23 (13,45) 73,9 16 (18,18) 87,5 20 (19,05) 90,0 9 (23,69) 77,8

7 (5,79) 57,1 8 (4,68) 75,0 10 (11,36) 40,0 7 (6,67) 71,4 9 (23,69) 55,6

6 (4,96) 33,3 11 (6,43) 90,9 1 (1,14) 0,0

8 (21,05) 50,0

6 (13,33) 83,3 14 (23,74) 85,7

4 (8,89) 50,0 10 (16,95) 90,0

8 (13,56) 37,5

189 (100,0) 65,6 a 186 (100,0) 74,7 bc 90 (100,0) 78,9 cd 107 (100,0) 82,2 c 45 (100,0) 71,1 abc 44 (100,0) 65,9 ab 61 (100,0) 82,0 c 51 (100,0) 60,8 a 61 (100,0) 67,2 abd

létszám db (%) vemhesség (%)

184 (25,70) 68,5

204 (28,49) 73,5

137 (19,13) 76,6

102 (14,25) 78,4

55 (7,68) 63,6

34 (4,75) 55,9

834 (100,0) 72,5

Modell szint szignifikancia

NS

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

P<0,01

51

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 16. táblázat: Vemhesülési eredmények a borjazás hónapja szerint Ellés hónapja

Fajta Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver Összesen

létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%)

Modell szint szignifikancia

Január

Február

Március

Április

Május

7 (5,79) 71,4 1 (0,58) 100,0 1 (1,14) 100,0 2 (1,90) 100,0

4 (3,31) 75,0 14 (8,19) 100,0 3 (3,41) 100,0 14 (13,33) 100,0

1 (2,22) 100,0

5 (11,11) 100,0 1 (2,22) 100,0 5 (8,47) 60,0 46 (6,42) 93,5 a

15 (12,40) 86,7 51 (29,82) 80,4 15 (17,05) 86,7 24 (22,86) 91,7 5 (13,16) 80,0 3 (6,82) 100,0 11 (24,44) 72,7 11 (24,44) 54,5 7 (11,86) 85,7

12 (9,92) 66,7 35 (20,47) 68,6 18 (20,45) 77,8 17 (16,19) 88,2 4 (10,53) 100,0 5 (11,36) 60,0 6 (13,33) 83,3 1 (2,22) 100,0 6 (10,17) 83,3

21 (17,36) 52,4 18 (10,53) 55,6 20 (22,73) 80,0 13 (12,38) 69,2 7 (18,42) 81,8 6 (13,64) 66,7 6 (13,33) 83,3 1 (2,22) 0,0 11 (18,65) 81,8

142 (19,83)

104 (14,53)

103 (14,39)

3 (5,08) 100,0 15 (2,09) 86,7 abc

81,7

b

76,0

P<0,001

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

bc

68,0

c

Június és kés bbi 11 (9,09) 18,2 12 (7,02) 8,3 10 (11,36) 50,0 11 (10,48) 54,5 6 (15,79) 33,3 7 (15,91) 42,9 4 (8,89) 25,0 4 (8,90) 50,0 4 (6,78) 25,0 69 (9,64) 33,3 d

Az adott évben nem ellett 51 (42,13) 68,6 40 (23,39) 90,0 21 (23,86) 81,0 24 (22,86) 79,2 16 (42,10) 62,5 23 (52,27) 69,6 12 (26,68) 75,0 27 (60,00) 55,6 23 (38,99) 60,9 237 (33,10)

72,2

Összesen 121 (100,0) 65,6 a 171 (100,0) 74,7 bc 88 (100,0) 78,9 ce 105 (100,0) 82,2 c 38 (100,0) 71,1 abcd 44 (100,0) 65,9 abde 45 (100,0) 82,0 cd 45 (100,0) 60,8 a 59 (100,0) 67,2 abde 716 (100,0) 72,5 P<0,01

52

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A január - február - március hónapokban ellett tehenek vemhesülése nagyjából 10%-kal jobb, mint az április - májusban borjazóké. A júniusban, illetve június után borjazó tehenek vemhesülési mutatója 33,3%. Ez a tény arra hívja fel a figyelmet, hogy - különösen a szezonális bikahasználat esetén - a bikák elkülönítésének július közepén, de legkés bb augusztus elején meg kell történni. Ezzel elérhet az, hogy a tehenek április közepére, végére leelljenek, ezáltal megteremtve a lehet séget az eredményes újravemhesülésre. Az él súlynak a vemhesülésre gyakorolt hatását a 17. táblázat szemlélteti. A legjobb vemhesülést az 500 - 600 kg közötti állatok mutatták (77,2%). Ennek oka az lehet, hogy a brit fajták (angus, hereford) jó kondícióban lév tehenei ebbe a csoportba esnek. Ezen eredmény eltér BALIKA (1976) vizsgálatától, aki a legjobban vemhesül nek a 600700 kg él súlyú magyar tarkákat találta. A legeltetés alatti abszolút és relatív súlyváltozás hatását a 18. és a 19. táblázat mutatja. Eredményeim alapján elmondható, hogy az él súlyukat legalább 50 kg-mal, illetve 10%-kal növel állatok jobban vemhesültek (P<0,001), mint a súlyukat tartók, vagy csökkent k. A vizsgált n ivarú állatok közül 61,0% növelte él súlyát, és 16,0%-kal (P<0,001) jobb vemhesülési eredményt ért el, mint a súlyúkat csökkent k. Ezen megállapítások hasonlók BALIKA (1976) és SZABÓ (1982a, 1983) eredményeihez, azzal a különbséggel, hogy az említett szerz k feltehet en jobb üzemi körülmények között a súlyúkat növel üsz k és tehenek arányát 68,3%-nak, illetve 84,0%-nak találták. A borjak szoptatás alatt elért súlygyarapodásának hatását a vemhesülésre a 20. táblázat szemlélteti. Az eredmények szerint a borjú 850 g/nap súlygyarapodása felett a vemhesülés 79% feletti, míg alatta 66,4%, a különbség statisztikailag igazolható (P<0,01). A borjú súlygyarapodásának hatása eltér BALIKA (1976) eredményeit l, aki a legrosszabb vemhesülést az 1150 g/nap feletti borjak anyjánál találta. A 6. mellékletben a vemhesülés és a vizsgált tényez k közötti korrelációs érékeket mutatom be. A vemhesülés és az életkor, az él súly, valamint a legeltetési id szak hossza (6. táblázat) között nem volt kapcsolat (r = -0,02; 0,02; 0,01). Az ellési hónap és a vemhesülés közti kapcsolat negatív (r = -0,40; P<0,01), szorossága közepes, ami alátámasztja, hogy az év elején ellett tehenek jobban vemhesülnek, mint a kés bb borjazók. A vemhesülés és a súlyváltozás közötti kapcsolat (r = 0,19; P<0,01), valamint a borjú súlygyarapodása és a vemhesülés közti kapcsolat (r = 0,23; P<0,01) laza. A súlyváltozás és az ellési hónap közötti kapcsolat negatív ( r = -0,46; P<0,01), szorossága közepes. 53

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 17. táblázat: Vemhesülési eredmények az él súly szerint Átlagos él súly Fajta

500 kg alatt

500 - 600 kg között

600 - 700 kg között

700 kg felett

Összesen

Létszám db (%)

Vemhesség (%)

Létszám db (%)

Vemhesség (%)

Létszám db (%)

Vemhesség (%)

Létszám db (%)

Vemhesség (%)

Létszám db (%)

Vemhesség (%)

Magyar tarka

36 (29,75)

69,4

49 (40,50)

69,4

28 (23,14)

42,9

8 (6,61)

75,0

121 (100,0)

65,6 a

Hereford

98 (57,31)

69,4

51 (29,82)

80,4

22 (12,87)

81,8

171 (100,0)

74,7 bc

Angus

22 (25,00)

59,1

46 (52,27)

82,6

18 (20,45)

88,9

2 (2,28)

100,0

88 (100,0)

78,9 cd

Red Angus

31 (29,52)

77,4

42 (40,00)

81,0

25 (23,81)

88,0

7 (6,67)

100,0

105 (100,0)

82,2 c

Lincoln red

2 (5,26)

100,0

14 (36,84)

78,6

18 (47,37)

55,6

4 (10,53)

75,0

38 (100,0)

71,1 abc

Limousin

3 (6,82)

66,7

21 (47,73)

81,0

16 (36,36)

43,8

4 (9,09)

75,0

44 (100,0)

65,9 abd

Charolais

3 (6,67)

100,0

27 (60,00)

74,1

9 (20,00)

88,9

6 (13,33)

50,0

45 (100,0)

82,0 c

Blonde d’ Aquitaine

4 (8,89)

50,0

6 (13,33)

66,7

11 (24,44)

45,5

24 (53,34)

58,3

45 (100,0)

60,8 a

Shaver

4 (6,78)

50,0

16 (27,12)

68,8

26 (44,07)

61,5

13 (22,03)

92,3

59 (100,0)

67,2 abd

203 (28,35)

69,5 a

272 (37,99)

77,2 b

173 (24,16)

65,9 a

68 (9,50)

73,5 ab

Összesen Modell szint szignifikancia

P<0,05

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

716 (100,0) P<0,01

72,5

54

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 18. táblázat: A legeltetés alatti abszolút súlyváltozás hatása a vemhesülésre Él súlyváltozás (kg) Fajta*

MT HE AA RA LR LI CH BD SH Ö

létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%)

Modell szint szignifikancia

> + 150

+150 +100

+100 +50

+50 0

0-50

-50 -100

-100 -150

< -150

Összesen

Súlyát növel

Súlyát csökkent

2 (1,65) 100,0

3 (6,67) 66,7 4 (8,89) 75,0 1 (1,69) 0,0

27 (22,31) 81,5 57 (33,33) 71,9 17 (19,32) 82,4 27 (25,71) 88,9 15 (39,47) 80,0 16 (36,37) 43,8 9 (20,00) 66,7 14 (31,11) 50,0 9 (15,25) 77,8

40 (33,06) 62,5 37 (21,64) 56,8 38 (43,18) 76,3 20 (19,05) 90,0 11 (28,95) 45,5 12 (27,27) 83,3 9 (20,00) 66,7 10 (22,22) 40,0 18 (30,51) 61,1

15 (12,40) 33,3 12 (7,02) 75,0 8 (9,09) 62,5 11 (10,48) 72,7 4 (10,53) 50,0 1 (2,27) 100,0 2 (4,44) 50,0 2 (4,44) 50,0 5 (8,47) 80,0

3 (2,48) 0,0 4 (2,34) 50,0 3 (3,41) 33,3 2 (1,90) 50,0 2 (5,26) 50,0

2 (4,55) 100,0 6 (13,33) 83,3 7 (15,56) 57,1 5 (8,47) 80,0

25 (20,66) 68,0 42 (24,56) 85,7 16 (18,18) 100,0 32 (30,48) 84,4 6 (15,79) 100,0 12 (27,27) 66,7 14 (31,12) 92,9 5 (11,11) 100,0 20 (33,92) 75,0

1 (0,83) 0,0 1 (0,58) 100,0

2 (1,90) 50,0

8 (6,61) 75,0 18 (10,53) 94,4 6 (6,82) 66,7 11 (10,48) 72,7

2 (4,44) 50,0 3 (6,67) 33,3 1 (1,69) 0,0

121 (100,0) 65,6 a 171 (100,0) 74,7 bc 88 (100,0) 78,9 ce 105 (100,0) 82,2 c 38 (100,0) 71,1 abcd 44 (100,0) 65,9 abde 45 (100,0) 82,0 cd 45 (100,0) 60,8 a 59 (100,0) 67,2 abde

62 (51,23) 75,8 117 (68,42) 80,3 39 (44,32) 87,2 71 (67,62) 84,5 21 (55,26) 85,7 30 (68,18) 56,7 32 (71,11) 81,2 30 (66,67) 63,3 35 (59,32) 74,3

59 (48,77) 50,8 54 (31,58) 61,1 49 (55,68) 71,4 34 (32,38) 79,4 17 (44,74) 47,1 14 (31,82) 78,6 13 (28,89) 61,5 15 (33,33) 40,0 24 (40,68) 62,5

12 (1,68) 66,7 abcd

63 (8,80) 79,4 ab

172 (24,02) 83,1 a

191 (26,68) 73,3 bc

195 (27,23) 66,2 cd

60 (8,38) 60,0 d

20 (2,79) 35,0 e

716 (100,0) 72,5

437 (61,00) 78,03 a

279 (39,00) 62,01 b

P<0,001

1 (2,27) 0,0

3 (0,42) 33,3

P<0,01

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver; Ö = összesen (A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

P<0,001

55

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 19. táblázat: A legeltetés alatti relatív súlyváltozás hatása a vemhesülésre Él súlyváltozás (%) Fajta

Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver Összesen

létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%)

Modell szint szignifikancia

> + 15

+15 - +10

+10 - +5

+5 - 0

0 - -5

-5 - -10

-10 - -15

< -15

20 (16,53) 85,0 42 (24,56) 85,7 16 (18,18) 87,5 29 (27,62) 79,3 1 (2,63) 100,0 3 (6,82) 100,0 15 (33,34) 86,7 12 (26,68) 66,7 10 (16,96) 70,0 148 (20,67) 82,4 a

14 (11,57) 57,1 29 (16,95) 82,8 5 (5,68) 80,0 13 (12,38) 92,3 4 (10,53) 100,0 9 (20,45) 66,7 5 (11,11) 80,0 2 (4,44) 100,0 9 (15,25) 66,7 90 (12,57) 77,8 ab

9 (7,44) 88,9 24 (14,04) 70,8 8 (9,09) 87,5 11 (10,48) 63,6 10 (26,32) 80,0 9 (20,45) 44,4 6 (13,33) 100,0 5 (11,11) 80,0 11 (18,64) 81,8 93 (12,99) 75,3 ab

18 (14,88) 72,2 22 (12,87) 77,3 9 (10,23) 88,9 18 (17,14) 100,0 6 (15,79) 83,3 9 (20,45) 44,4 6 (13,33) 50,0 11 (24,44) 45,5 5 (8,47) 80,0 104 (14,53) 74,0 ab

24 (19,83) 62,5 22 (12,87) 63,6 26 (29,55) 84,6 14 (13,33) 92,9 10 (26,32) 40,0 10 (22,74) 90,0 8 (17,78) 75,0 10 (22,23) 40,0 13 (22,04) 53,8 137 (19,12) 68,6 bc

22 (18,18) 54,5 15 (8,77) 60,0 11 (12,50) 63,6 9 (8,57) 66,7 3 (7,89) 66,7 2 (4,55) 50,0 3 (6,67) 33,3 1 (2,22) 0,0 6 (10,17) 83,3 72 (10,06) 59,7 c

8 (6,61) 50,0 11 (6,43) 63,6 8 (9,09) 75,0 7 (6,67) 85,7 3 (7,89) 33,3 1 (2,27) 100,0

6 (4,96) 0,0 6 (3,51) 50,0 5 (5,68) 20,0 4 (3,81) 50,0 1 (2,63) 100,0 1 (2,27) 0,0 2 (4,44) 50,0 2 (4,44) 50,0 1 (1,69) 0,0 28 (3,91) 32,1 d

P<0,001

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

2 (4,44) 50,0 4 (6,78) 75,0 44 (6,15) 65,9 bc

Összesen 121 (100,0) 65,6 a 171 (100,0) 74,7 bc 88 (100,0) 78,9 ce 105 (100,0) 82,2 c 38 (100,0) 71,1 abcd 44 (100,0) 65,9 abde 45 (100,0) 82,0 cd 45 (100,0) 60,8 a 59 (100,0) 67,2 abde 716 (100,0) 72,5

P<0,01

56

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 20. táblázat: A borjak súlygyarapodása és az anyák vemhesülésének összefüggése Fajta Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver

létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) eloszlás db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%) létszám db (%) vemhesség (%)

létszám db(%) vemhesség (%) Modell szint szignifikancia Összesen

850 g/nap alatt 35 (28,93) 48,6 98 (57,31) 65,3 28 (31,82) 75,0 31 (29,52) 71,0 7 (18,42) 57,1 4 (9,09) 100,0 15 (33,33) 80,0 5 (11,11) 60,0 12 (20,34) 75,0 235 (32,82) 66,4 a

A borjak súlygyarapodása 851-1000 g/nap 1001-1150 g/nap között között 15 (12,40) 4 (3,31) 73,3 75,0 11 (6,43) 15 (8,77) 81,8 86,7 14 (15,91) 13 (14,77) 64,3 92,3 24 (22,86) 14 (13,33) 91,7 100,0 3 (7,89) 3 (7,89) 100,0 66,7 8 (18,18) 3 (6,82) 50,0 66,7 7 (15,56) 3 (6,67) 85,7 33,3 6 (13,33) 2 (4,44) 83,3 50,0 5 (8,47) 7 (11,86) 100,0 85,7 93 (12,99) 79,6 b

64 (8,94) 84,4 b P<0,01

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

Nem volt borja

Összesen

1 (2,22) 0,0 2 (3,39) 50,0

65 (53,71) 69,2 47 (27,49) 87,2 26 (29,55) 76,9 30 (28,58) 80,0 24 (63,17) 66,7 28 (63,64) 60,7 20 (44,44) 75,0 31 (68,90) 51,6 33 (55,94) 60,6

121 (100,0) 65,6 a 171 (100,0) 74,7 bc 88 (100,0) 78,9 ce 105 (100,0) 82,2 c 38 (100,0) 71,1 abcd 44 (100,0) 65,9 abde 45 (100,0) 82,0 cd 45 (100,0) 60,8 a 59 (100,0) 67,2 abde

20 (2,79) 80,00 ab

304 (42,46) 70,4

716 (100,0) 72,5 P<0,01

1151 g/nap felett 2 (1,65) 50,0

7 (7,95) 100,0 6 (5,71) 83,3 1 (2,63) 100,0 1 (2,27) 100,0

57

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK

5.2. Szaporulati eredmények A 21. táblázat és a 7. melléklet mutatja az egyes fajtákra kapott ellési %-ot, ikerellési %-ot és szaporulati eredményeket. Az ellés százalékos arányában a legkedvez bb értéket a red angus (75,4%), a charolais (75,4%) és a hereford fajta (73,7%) mutatta. A legkisebb értéket a blonde d’ Aquitaine fajtánál (51,0%) találtam. A lincoln red és a shaver fajták nem különböztek egymástól. A szaporulat az el z ekhez hasonlóan alakult, a legkedvez bb szaporulati %-ot a red angus (80,4%), míg a leggyengébbet a blonde d’ Aquitaine (54,9%) fajta mutatta. A fajták közti különbségek a szaporulat esetén is statisztikailag igazoltak (P<0,001). Az ikerellési % a shaver fajtánál 13,2%-os, míg a lincoln red fajtánál 12,9%-os volt. Ez hasonló ahhoz, amit ECHTERNKAMP és mtsai (1985) munkájuk során tapasztaltak. A nagyarányú ikerellésre nehéz magyarázatot találni, lehetséges, hogy a shaver kialakítására használt, illetve a hazánkba behozott lincoln red állomány tenyészértéke ikerellésre jobb volt, mint a vizsgálatban szerepl

többi fajtáé. Irodalmi adatok arra

utalnak, hogy az ikerellés ismételhet sége, örökölhet sége meglehet sen magas, és azt szelekcióval is jelent sen lehet növelni (SEBESTYÉN, 1979; ECHTERNKAMP és mtsai, 1985; BECZE és MÉSZÁROS, 1986). Mindhárom mutatónál ismételten egyértelm en igazolódni látszik a kis test , keresztezésekben anyai partnercsoportba tartozó brit fajták szaporodásbiológiai el nye a jellemz en terminál típusú fajtákkal - kivéve a charolais-t - szemben. A 22. táblázat a borjú elhullási mutatókat foglalja össze, külön vizsgálva az egyes („ normál” ) és ikerellésb l született borjakat. A legtöbb elléskori elhullást a shaver fajtánál tapasztaltam (23,3%), ahol elhullások 40%-a ikerellésnél fordult el . Ebben a tekintetben második lincoln red fajtánál 22,9%-os volt a borjazáskori elhullás. A legkisebb perinatális veszteség a hereford fajtánál (2,1%) volt tapasztalható. A fajták közti különbségek statisztikailag igazoltak (P<0,001). A felnevelés alatti (születést l választásig) elhullásban a fajták közt nem találtam szignifikáns különbséget annak ellenére, hogy a legkisebb és a legnagyobb elhullást mutató angus és limousin fajták között 14,4% volt a különbség. Eredményeim jóval rosszabbak a kívánatosnak tartottnál, amelynek okai els sorban a speciális rögnek tekinthet keszthelyi extenzív lápi viszonyokban keresend k. Meg kell említeni ugyanakkor, hogy a hereford, a red angus és az angus, mint kis test , anyai csoportba tartozó fajták ilyen külterjes viszonyok között is jobb eredményt mutattak, mint a vizsgálatban szerepl többi fajta. 58

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 21. táblázat: Ellési, ikerellési és szaporulati eredmények 1999 - 2006 összesített adata alapján

Ellésszám Fajta

Született borjú

Termékenyítésre kijelölt

Ellési % Egyes ellés

Ikerellés

Összesen

db

db

db

db

%

Magyar tarka

189

98

8

106

Hereford

186

132

5

Angus

90

62

Red angus

107

Lincoln red

Ikerellési %

Szaporulat Egyes ellésb l

Ikerellésb l

Összesen

%

db

db

db

%

56,1 ab

7,6

98

16

114

60,3 a

137

73,7 c

3,7

132

10

142

76,3 b

3

65

72,2 cd

4,6

62

6

68

75,6 b

76

5

81

75,7 c

6,2

76

10

86

80,4 b

45

27

4

31

68,9 ac

12,9

27

8

35

77,8 b

Limousin

44

24

1

25

56,8 ab

4,0

24

2

26

59,1 a

Charolais

61

45

1

46

75,4 cef

2,2

45

2

47

77,1 b

Blonde d’ Aquitaine

51

24

2

26

51,0 b

7,7

24

4

28

54,9 a

Shaver

61

33

5

38

62,3 adef

13,2

33

10

43

70,5 ab

Összesen

834

521

34

555

66,6

6,1

521

68

589

70,6

Modell szint szignifikancia

P<0,001

NS

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan P<0,05) különböznek)

P<0,001

59

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 22. táblázat: Borjúelhullás elléskor, a felnevelés alatt és összesen Elhullás borjazáskor Fajta

Egyes ellésb l született

Ikerellésb l született

Elhullás a felnevelés alatt

Összesen

Egyes ellésb l született

Ikerellésb l született

Összes borjú elhullás választásig

Összesen

Egyes ellésb l született

Ikerellésb l született

Összesen

db

%

db

%

db

%

db

%

db

%

db

%

db

%

db

%

db

%

Magyar tarka

13

13,3

1

6,3

14

12,3 ab

7

7,1

3

18,8

10

8,8

20

20,4

4

25,0

24

21,1 abc

Hereford

2

1,5

1

10,0

3

2,1 c

9

6,8

1

10,0

10

7,0

11

8,3

2

20,0

13

9,2 d

Angus

5

8,1

3

50,0

8

11,8 abd

0

0,0

1

16,7

1

1,5

5

8,1

4

66,7

9

13,2 bcd

Red angus

4

5,3

3

30,0

7

8,1 a

2

2,6

2

20,0

4

4,7

6

7,9

5

50,0

11

12,8 cd

Lincoln red

6

22,2

2

25,0

8

22,9 bde

2

7,4

0

0,0

2

5,7

8

29,6

2

25,0

10

28,6 abe

Limousin

3

12,5

0

0,0

3

11,5 abed

3

12,5

1

50,0

4

15,4

6

25,0

1

50,0

7

26,9 abce

Charolais

8

17,8

0

0,0

8

17,0 abed

1

2,2

0

0,0

1

2,1

9

20,0

0

0,0

9

19,2 abcd

Blonde d’ Aquitaine

6

25,0

2

50,0

8

28,6 ef

1

4,2

2

50,0

3

10,7

7

29,0

4

100,0

11

39,3 e

Shaver

6

18,2

4

40,0

10

23,3 df

3

9,1

1

10,0

4

9,3

9

27,3

5

50,0

14

32,6 ae

Össz. / átl.

53

10,7

16

23,5

69

11,7

28

5,4

11

16,2

39

6,6

81

15,6

27

39,7

108

18,3

Modell szint szignifikancia

P<0,001

(A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek)

NS

P<0,001

60

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 23. táblázat: A felnevelési % és a hasznosult szaporulat Választott borjú Termékenyítésre kijelölt

Felnevelési % Hasznosult szaporulat

Egyes ellésb l született

Ikerellésb l született

Összesen

Egyes ellésb l született

Ikerellésb l született

Összesen

db

db

db

db

%

%

%

%

Magyar tarka

189

78

12

90

79,6

75,0

78,9 abc

47,6 a

Hereford

186

121

8

129

91,7

80,0

90,9 d

69,4 b

Angus

90

57

2

59

91,9

33,3

86,8 bcd

65,6 bc

Red angus

107

70

5

75

92,1

50,0

87,2 cd

70,1 b

Lincoln red

45

19

6

25

70,4

75,0

71,4 abe

55,6 ac

Limousin

44

18

1

19

75,0

50,0

73,1 abce

43,2 ad

Charolais

61

36

2

38

80,0

100,0

80,9 abcd

62,3 bc

Blonde d’ Aquitaine

51

17

0

17

70,8

0,0

60,7 e

33,3 d

Shaver

61

24

5

29

72,7

50,0

67,4 ae

47,5 ad

Összesen

834

440

41

481

84,5

60,3

81,7

57,7

P<0,001

P<0,001

Fajta

Modell szint szignifikancia (A különböz bet kkel jelöltek (azonos bet t nem tartalmazok) egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek)

61

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK Az egyes ellésb l és az ikerellésb l született borjak elhullási mutatóit összehasonlítva megállapítható, hogy az ikerborjak elhullási %-ai borjazáskor, felnevelés alatt és összesen is jóval nagyobbak, esetenként kétszeres, háromszoros értéket mutatnak az egyes ellésb l született borjakhoz képest. Különösen igaz ez a blonde d’ Aquitaine fajtára, ahol az összes ikerellésb l született borjú elhullott a választásig. Az ikerellés megítélése a húsmarhatartásban nem egységes. Egyik szempontból a hosszú vemhességi id

és a generációs intervallum miatt kedvez en befolyásolják a

szaporulatot. Másik szempontból az ikerellés hátrányos tulajdonság, mert a borjak kisebb súllyal születnek, fejletlenebbek, és sokszor gyengébb az életképességük is, vagy esetenként ellési komplikációt is okozhatnak. Rendszerint az ikerellésb l született borjak esetén a perinatális veszteségek is nagyobbak, amit vizsgálatom is igazolt. Ebben a vonatkozásban meg kell említeni az anya tejtermel -képességét is, hiszen ismertek olyan fajták (pl. hereford) amelyek kevesebb tejet termelnek, ezáltal el fordulhat az, hogy egy borjú számára elegend a tej mennyisége, de az ikrek esetén kevés. Ez az ikerborjak növekedését korlátozza, és kisebb választási súly eléréséhez vezet. Emellett a vegyes ivarú ikerb l az ismert hatás - freemartinizmus (üsz

terméketlensége) - miatt nem lehet

meghagyni üsz t a selejtezett tehenek pótlására sem. Ezen megállapítások alapján különösen a keszthelyihez hasonló külterjes lápi viszonyok között - szerencsésebbnek tartom a normál ellést a kisebb borjúelhullás és a nagyobb választási súly elérése miatt. A 23. táblázat a felnevelési %-ot és a hasznosult szaporulat eredményeit mutatja be. A legkedvez bb felnevelési %-ot a hereford fajtánál találtam (90,9%), a fajta tehenei 100 született borjú közül majdnem 91-et felneveltek. A red angus (87,2%), az angus (86,8%), a charolais (80,9%) és a magyar tarka (78,9%) felnevelési % értékei egymáshoz hasonlók, és jónak tekinthet k. A leggyengébb felnevelési %-ot a blonde d’ Aquitaine mutatta (60,7%). Hasznosult szaporulat tekintetében a legjobb eredményt mutató red angus (70,1%) és hereford (69,4%) fajta is jóval elmarad a húsmarhatartásban kívánatosnak tartott 86%os értékt l (ZÖLDÁG, 1980; SZABÓ, 1998). A felnevelési % és a hasznosult szaporulat tekintetében a fajták közti különbségek statisztikailag igazoltak (P<0,001). A 8. melléklet tartalmazza az egy évben egy tehénre számítható borjú 205-napos súlyt, valamint a 100 kg tehén él tömegre jutó 205-napos súlyt. Mindkét mutatóban a legnagyobb értékeket az angus (137,7 kg/tehén, ill. 23,8 kg/100 kg) és red angus (139,5 kg/tehén/év, ill. 23,2 kg/100kg) fajták mutatták, és jóval felülmúlták a többi fajta teljesítményét. A hereford, a lincoln red és a charolais mutatói egymáshoz hasonlók. A legkisebb értékekkel jellemezhet blonde d’ Aquitaine (64,7 kg/tehén/év, ill. 8,9 kg/100kg) még a két angus fajtánál tapasztalt értékek felét sem érte el.

62

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK

5.3. A növekedési ütem és a kifejlettkori él súly

5.3.1. A növekedési ütem Az egyes fajtákra a mérlegelési adatok alapján kapott féléves életkorkategóriánkénti átlagos él súlyokat a 9. melléklet tartalmazza. A mellékletben szerepl átlagok az adott kategóriába tartozó él súlyok számtani átlagai, nem tartalmaznak korrekciót, vagyis a tényleges mérési eredményeket tükrözik. A Microsoft Excel

XP program segítségével meghatározott növekedési

függvényeket a 24. táblázat tartalmazza. A függvények csak a kifejlettnek tekintett kor, illetve súly eléréséig írják le az egyes fajták növekedési ütemét. Az illeszkedési (R2) értékek kevés kivétel 90% felettiek.

24. táblázat: A vizsgált fajták növekedési függvényei Fajta

Függvény

Illeszkedés (R2)

Magyar tarka

= 143,67 Ln(x) + 321,52

0,96

Hereford

= 144,45 Ln(x) + 273,62

0,96

Angus

= 147,18 Ln(x) + 314,12

0,97

Red Angus

= 167,31 Ln(x) + 293,85

0,98

Lincoln red

= 149,88 Ln(x) + 322,95

0,88

Limousin

= 182,61 Ln(x) + 327,11

0,98

Charolais

= 171,63 Ln(x) + 334,37

0,97

Blonde d’ Aquitaine

= 175,73 Ln(x) + 375,26

0,90

Shaver

= 166,27 Ln(x) + 328,01

0,89

= él súly (kg); x = életkor (év)

Mind a kilenc fajta esetben - LEHMANN (1975), valamint DOREN és mtsai (1989) eredményeihez hasonlóan - természetes alapú logaritmikus egyenlettel leírható függvény illeszkedett legjobban az el z ekben meghatározott pontokra.

63

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A fajtánként kapott egyenletek alapján becsült súlyadatokat a 25. és a 26. táblázat tartalmazza. 25. táblázat: Függvények alapján számított él súly fajtánként, életkor szerint Életkor

MT

HE

AA

RA

LR

LI

CH

BD

SH

Számított él súly (kg)

120-napos

162

113

151

108

156

124

144

180

143

205-napos

239

190

229

197

237

222

235

274

232

1 éves

322

274

314

294

323

327

334

375

328

2 éves

421

374

416

410

427

454

453

497

443

3 éves

479

432

476

478

488

528

523

568

511

4 éves

521

474

518

526

531

580

572

619

559

5 éves

553

506

551

563

564

621

611

658

596

6 éves

579

525

578

594

591

654

642

690

626

7 éves

601

525

578

602

615

677

659

717

652

8 éves

613

525

578

602

628

677

659

724

658

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver

26. táblázat: Függvények alapján számított él súly a magyar tarka %-ában Életkor

MT

HE

AA

RA

LR

LI

CH

BD

SH

Számított él súly a magyar tarka %-ában (%)

120-napos

100,0

69,8

93,0

66,7

96,6

76,7

88,7

111,2

88,5

205-napos

100,0

79,7

96,1

82,7

99,1

92,9

98,6

114,8

97,3

1 éves

100,0

85,1

97,7

91,4

100,4

101,7

104,0

116,7

102,0

2 éves

100,0

88,8

98,8

97,3

101,4

107,7

107,7

118,0

105,3

3 éves

100,0

90,2

99,3

99,6

101,7

110,1

109,1

118,6

106,5

4 éves

100,0

91,0

99,5

101,0

101,9

111,4

109,9

118,9

107,3

5 éves

100,0

91,6

99,7

101,9

102,1

112,3

110,5

119,1

107,8

6 éves

100,0

90,7

99,8

102,5

102,2

113,0

110,9

119,2

108,1

7 éves

100,0

87,3

96,2

100,1

102,2

112,6

109,6

119,3

108,4

8 éves

100,0

85,6

94,3

98,2

102,4

110,4

107,5

118,1

107,4

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver

64

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK Ezek alapján a becsült 120-napos súlyok tekintetében a legnagyobb értéket mutató blonde d’ Aquitaine és a legkisebb red angus közt 72 kg volt az eltérés, ami nagy különbségnek tekinthet . Valamennyi életkorban a blonde d’ Aquitaine él súlyban jóval felülmúlta a többi fajtát. A hereford már éves korban is 20 kg-mal elmaradt a többi fajta él súlyától, 3 évesen pedig majdnem 100 kg-mal kisebb él súlyt mutatott, mint a limousin. Három évesen a blonde d’ Aquitaine 136 kg-mal volt nagyobb a hereford-nál. Az 2. ábrán mutatom be a fajtákra meghatározott növekedési görbéket. Ezen jól látszik a két széls értéket mutató, eltér típusba tartozó blonde d’ Aquitaine és hereford fajták közti különbség. Az ábra szemlélteti továbbá a fajták közti növekedési ütemben mutatkozó különbségeket, amelyek els sorban éves kor után nyilvánulnak meg. A fajták növekedési sorrendje ez alapján: blonde d’ Aquitaine, limousin, charolais, shaver, lincoln red, magyar tarka, red angus, angus, hereford. A szakirodalmi utalásoknak megfelel en eredményeim alapján a keszthelyi extenzív körülmények között is nagyobb növekedési erélyt mutattak a francia fajták, mint a britek. A shaver, lincoln red és magyar tarka fajták növekedése közepes, az el z két fajtacsoport közé tehet . A 10., 11. és 12. mellékletben a vizsgált fajták közül a legkisebb növekedés hereford, a közepesnek tekinthet

magyar tarka, és a nagy növekedési erély

blonde

d’ Aquitaine növekedési függvényét POLGÁR (1997) vizsgálatához hasonlóan szakaszokra bontottam. A szakaszok az alábbiak voltak: 1.: születést l 120-napos korig; 2.: 120-napos kortól éves korig; 3.: éves kortól tenyészérettségig; 4.: tenyészérettségt l a kifejlettnek tekinthet életkorig; 5.: A kifejlett kor után. A három növekedési típus között nagyon szembet n különbségeket találtam. A hereford fajtára a kezdeti szakaszban gyors növekedés jellemz , viszont e növekedés hamar abbamarad, ezáltal viszonylag gyorsan, de kis él súlyt ér el. A blonde d’ Aquitaine növekedése a kezdeti szakaszban a hereford-hoz hasonló (hereford k = 2,57; blonde d’ Aquitaine k = 2,35), de jóval kisebb ütemben csökken a sebessége, ezért nagyobb él súlyt ér el. Eredményeim szerint - BERG és BUTTERFIELD (1976) vizsgálataihoz hasonlóan - a növekedés sebessége a kifejlettkori él súly

-ának elérése után er teljesen

lelassul. A lineáris egyenes illesztésér l az mondható el, hogy csak a 1. szakaszban találtam elfogadható illeszkedési értékeket (itt R2 = 0,87 - 0,95). Ezen eredmény hasonló SZ

CS

és

mtsai (1987) megállapításaihoz.

65

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 2. ábra: A fajták növekedési görbéi

800 700

Él súly (kg)

600

Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d'Aquitaine Shaver

500 400 300 200 100 0 0

1

2

3

4

5

Életkor (év)

6

7

8

9

66

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 5.3.2. A becsült tenyésztésbe vételi életkor és él súly A becsült tenyészérettségi életkorokat és a hozzá tartozó él súlyértékeket a 27. táblázat tartalmazza. 27. táblázat: A becsült tenyészérettségi él súly és életkor A becsült tenyészérettségi él súly és életkor

Fajta

Kg

Év

Hónap

Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver

404 347 381 397 414 447 435 478 434

1,78 1,66 1,58 1,85 1,84 1,93 1,80 1,80 1,89

21,3 19,9 19,0 22,2 22,1 23,2 21,6 21,6 22,7

Összesen

415

1,79

21,5

Eredményeim alapján a vizsgált fajták közül legkorábban ér nek az angus (19 hónap) és a hereford (20 hónap) fajták bizonyultak. Közepesen ér nek tekinthet k a red angus, magyar tarka, charolais, blonde d’ Aquitaine fajták. Legkés bben ér a lincoln red, a shaver és a limousin volt. A szakirodalmi adatokkal összehasonlítva elmondható, hogy a vizsgálatomban szerepl

fajták néhány hónappal kés bb érték el a tenyészérettségi kort, mint amit

optimálisnak tartunk. Ez alól kivétel a charolais, amelyet a fajta leírása szerint 18 - 24 hónapos kor és 450 - 500 kg él súly között veszünk tenyésztésbe. Vizsgálatomban a charolais fajta becsült tenyésztésbe vételi kora 21,6 hónap és 435 kg volt.

5.3.3. A kifejlett kori él súly A kiindulási adatbázison elvégzett tesztek (normalitás, homogenitás) eredménye (13. melléklet) - szerint a hereford fajta nem mutatott megbízhatóan normál eloszlást. A teljes adatbázison végzett normalitás, ferdeség és csúcsosság vizsgálat viszont normál eloszlást igazolt, ezért hereford-ot sem hagytam ki az értékelésb l. Az F-próbát az összes vizsgálatban szerepl fajta bevonásával végeztem el. 67

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A kifejlettkori súlyokat és azok elérésének életkorát a 28. táblázat tartalmazza. A legnagyobb kifejlettkori súlyt a vizsgált fajták közül a blonde d’ Aquitaine érte el (724 kg), a második a limousin (672 kg) lett. A magyar tarka (612 kg), és a lincoln red (628 kg) egymástól nem különbözött, viszont szignifikánsan (P<0,05) felülmúlta a legkisebb kifejlettkori súlyt elér hereford-ot (525 kg) fajta él súlyát. A sorrend él súlyban tehát blonde d’ Aquitaine, limousin, charolais, shaver, lincoln red, magyar tarka, red angus, angus, hereford. Ez az sorrend hasonló CUNDIFF és mtsai (1985) eredményeihez. 28. táblázat: A kifejlett tehenek él súlya, és életkora a kifejlettkori súly elérésekor

SD

CV%

Min

Max

Életkor a kifejlettkori súly elérésekor Év Hónap

A 6 évesnél id sebb (kifejlett) tehenek átlagsúlya (kg)

Fajta

N

Átlag

Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver

90 225 103 112 79 33 24 46 94

612 abc 525 d 578 bg 602 cg 628 ace 677 ef 659 ae 724 f 658 e

82,23 85,56 60,07 86,27 68,13 60,29 75,38 72,48 75,19

13,45 16,31 10,40 14,33 10,85 8,91 11,44 10,02 11,42

397 376 442 371 465 558 528 560 496

804 698 722 824 778 816 814 860 860

7,58 5,71 6,01 6,30 7,65 6,79 6,63 7,28 7,28

91,0 68,4 72,1 75,6 91,8 81,5 79,6 87,4 87,7

Összesen

806

599

96,57

16,12

376

860

6,80

81,6

(Az azonos bet t nem tartalmazók egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek)

A kifejlettkori súlyt legfiatalabban a vizsgált fajták közül a legkorábban ér hereford fajta érte el (5,7 évesen), a legkés bben pedig a közepesen ér magyar tarka és lincoln red (7,6 évesen). A vizsgáltomban egyetlen hústípusú fajta sem érte el kifejlettkori súlyát 5 éves korra, ahogy az a BREEDPLAN modellben szerepel. Úgy t nik, hogy az extenzívnek tekinthet körülmények között a n ivarú állatok növekedési üteme kisebb, mint az kedvez bb körülmények között lehetne. Ez abban mutatkozott meg, hogy a vizsgált fajták 4 - 6 hónappal kés bb érték el a tenyészérettségi él súlyukat, illetve életkorukat. Kifejlettkori él súlyuk a fajtára jellemz

értékek alsó

határát mutatta, és azt jóval kés bb érték el, mint az egyes fajtákra közölt, kívánatosnak tekinthet értékek mutatnak.

68

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 5.3.4. A kifejlett kori testméretek A 15. és 16. mellékletben foglaltam össze a kiértékelés - normalitás és homogenitás vizsgálat (14. melléklet), valamint az F-próba - után kapott testméreti eredményeket. A lincoln red túl kicsi egyedszáma miatt nem volt értelmezhet a SHAPIRO-WILK tesztben, ezért kihagytam az összehasonlításból, testméretei tájékoztató jelleggel szerepelnek. A BARTLETT-próba alapján varianciák minden esetben homogének voltak. Marmagasság tekintetében legnagyobb a blonde d’ Aquitaine fajta volt (142,5 cm). A limousin (138,0 cm), a charolais (137,4 cm), a shaver (136,6 cm) és a lincoln red (134,8 cm) egymástól statisztikailag nem különbözött, viszont szignifikánsan (P<0,05) nagyobb volt, mint a két angus (131,6 cm, ill. 132,0 cm), és a hereford (130,3 cm). Farbúbmagasságban is a blonde d’ Aquitaine volt a legnagyobb (146,6 cm), azonban nem különbözött a limousintól (143,3 cm). A két angus (133,8, ill. 137,2 cm) egymástól nem különbözött, de statisztikailag igazolhatóan kisebb volt, mint a charolais (141,5 cm) és a shaver (139,3 cm). A legalacsonyabb farmagasságú fajta a hereford volt (132,0 cm). Testhosszúságban els a blonde d’ Aquitaine (151,5 cm), a második a limousin (148,3 cm) fajta volt. A shaver (142,1 cm), a charolais (142 cm), lincoln red (141,5 cm), az angus (139,5 cm), a magyar tarka (138,5 cm) és a red angus (138,2 cm) fajták egymástól nem különböztek, viszont szignifikánsan (P<0,05) hosszabbak voltak, mint a legrövidebb hereford (132,6 cm). Farhosszúságban nem találtam szignifikáns különbségeket. A ferde törzshosszban a legnagyobb értéket a blonde d’ Aquitaine-nél találtam (182,9 cm), de ett l a limousin (175,5 cm), és a charolais (174,1 cm) nem különbözött. A legnagyobb övméretet a shaver fajtánál mértem (209,8 cm), bár ett l szignifikánsan (P<0,05) csak a red angus (197,4 cm), a magyar tarka (191,3 cm) és a legkisebb hereford (190,8 cm) tért el. Vállszélesség alapján a legszélesebb fajta a shaver volt (52,9 cm), de nem különbözött a limousintól (51,4 cm) és a blonde d’ Aquitaine-t l (50,3 cm). A charolais, a két angus, a hereford és a magyar tarka e tekintetben egymástól nem különbözött. Csíp szélességben a legnagyobb értéket a limousin fajta mutatta (58,3 cm), de nem különbözött a shaver (57,7 cm), a lincoln red (57,0 cm), a hereford (56,0 cm), a red angus (56,0 cm) és a blonde d’ Aquitaine (55,5 cm) I-es farszélességét l. A legnagyobb III-as farszélesség értéket a blonde d’ Aquitaine (23,2 cm), a legkisebbet pedig a hereford tehenek mutatták (18,6 cm). Itt meg kell jegyezni, hogy a hereford fajta esetében a SHAPIRO-WILK teszt nem igazolta a normál eloszlást.

69

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK Fejhosszúság tekintetében kisebb, de szignifikáns különbségeket találtam a fajták között. A leghosszabb fejméretet a lincoln red fajta mutatta (52,8 cm), de csak az angustól (48,7 cm), és a legrövidebb fej herefordtól (47,9 cm) különbözött. A fejszélesség tekintetében a fajták között kisebb mérték eltéréseket tapasztaltam. A legszélesebb fejjel a vizsgált fajták közül a shaver (21,0 cm) jellemezhet , míg a legkeskenyebbel a limousin és a blonde d’ Aquitaine. A limousin és blonde d’ Aquitaine fajták esetén a vizsgálatomban is tapasztalt szélesebb far, keskenyebb, de hosszabb fej alátámaszthatja a fajtákra jellemz könnyebb ellést. A magyar tarka nagy fejszélessége (20,5 cm) és kisebb farszélesség értékei maygarázatot adthatnak a fajtában el forduló nehéz ellésekre. A 17. mellékletben bemutatott, fajtánként számolt relatív testméretek és a testarány indexek SZABÓ (1990) vizsgálatához hasonlóan nagyon kis különbségekkel, egymáshoz hasonló értékeket mutatnak. A 18. melléklet tartalmazza az él súly és a testméretek között számolt korrelációs (r) értékeket a teljes állományra vonatkozóan. Minden esetben az állapítható meg, hogy az él súly a különböz testméretekkel többnyire közepes, illetve szoros (r = 0,40 - 0,83; P<0,01 a legtöbb esetben) pozitív korrelációt mutat. Az egyes testméretek közötti korreláció (r = 0,22 - 0,81; P<0,05 a legtöbb esetben) pozitív. Ezen eredmények megegyeznek WOLLERT és mtsai (1987), SCHRAMM és mtsai (1989), NUGENT és mtsai (1991), T

ZSÉR

és mtsai (1991, 1995a, 2001), valamint WILSON (1996) eredményeivel.

Az él súly ( ) testméretekb l való becslésére használt többtényez s regressziós modellt a 29. táblázat tartalmazza. A vizsgált testméretek közül csak a farmagasság, a vállszélesség és a csíp szélesség mutatott szignifikáns hatást. 29. táblázat: A regresszió-analízis eredményei Modell Konstans Farmagasság (FM) (cm) Vállszélesség (VL) (cm) Csíp szélesség (CS) (cm)

B -884,837 5,014 5,017 9,346

SE 130,319 0,994 1,377 1,667

Standard B 0,304 0,286 0,402

Szig. P<0,01 P<0,01 P<0,01 P<0,01

R2 0,68 (P<0,01)

A becsült lineáris regresszió illeszkedése (R2) csak 0,68, egyenlete pedig az alábbi volt: = (5,014 x FM) + (5,017 x VL) + (9,346 x CS) - 884,837

70

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK

5.4. A borjúnevel -képesség 5.4.1. Környezeti hatások A választási adatok normalitás-, eloszlás-, ferdeség- és csúcsosság-vizsgálatának eredményei a 19. mellékletben találhatók. Választási súly esetén a magyar tarka és a red angus fajták adatai nem mutattak megbízhatóan normál eloszlást. A GAUSS-görbék, valamint a ferdeség és csúcsosság értékek megfeleltek a normál eloszlás kritériumainak, ezért ezen fajták adatait is bevontam a vizsgálatba. A BARTLETT-próba modell szintjén a varianciák homogenitását igazolta. Vizsgálatom eredménye szerint - amint az a 11. táblázatban látható - a borjú genotípusa, a tehenek elléskori életkora, az év, az évszak, valamint a választási életkor szignifikánsan (P<0,05, ill. P<0,001) befolyásolja a választási súlyt, a választás el tti napi súlygyarapodást és a 205-napos súlyt. A 205-napos súly esetén az évszak hatását nem találtam szignifikánsnak. Eredményeim hasonlók NELSEN és KRESS (1981), KOVÁCS és mtsai (1993), SZABÓ és GAJDI (1993), JAKUBEC és mtsai (2000, 2003), LENGYEL és mtsai (2003c, 2004), ZÁNDOKI és mtsai (2003) eredményeihez. A vizsgált tényez k hozzájárulását a teljes varianciához a 30. táblázat szemlélteti. Mindhárom tulajdonság esetén a legnagyobb hatása az évjáratnak (41,46 - 46,14%), a legkisebb pedig az anya elléskori életkorának (3,96 - 4,93%) volt. Ett l eltér en LENGYEL és mtsai (2003c) limousin állományokban az évszak arányát az összvarianciában 24,94 27,06%-nak találták. LENGYEL és mtsai (2003c), valamint NAGY és mtsai (2004) szerint az ivar van legnagyobb hatással a választási eredményekre. 30. táblázat: A varianciaforrások aránya az összvarianciában, % Variancia forrása

Választási súly

Súlygyarapodás

205-napos súly

Borjú genotípusa

15,49

15,76

13,22

Tehén kora

4,93

4,28

3,96

Évjárat

43,99

46,14

41,46

Évszak

6,66

16,08

-

Ivar

28,93

17,74

41,36

71

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A 31., 32., 33., 34. és 35. táblázatokban a vizsgált tulajdonságokat befolyásoló tényez k hatását, a 20. mellékletben a borjak tényez k szerinti eloszlását mutatom be. 31. táblázat: Választási eredmények a borjak genotípusa szerint Választási súly, kg

Súlygyarapodás, g/nap

205-napos súly, kg

62 185 11 66 3 8 38 15 35 3 6 2 27 21 19 21 7 8 20 2 6 5 2 4 24 3

Átlag 184 153 210 199 204 203 191 194 202 183 207 152 203 194 203 206 203 148 185 183 174 179 226 174 196 231

SE 5,60 3,80 10,88 5,12 20,05 12,79 7,03 9,38 7,54 20,23 14,85 25,23 7,94 8,66 8,90 9,28 14,76 13,89 8,74 24,67 14,72 16,77 24,80 18,37 7,55 20,03

Átlag 716 613 871 813 840 884 747 741 772 729 814 562 814 792 859 847 892 572 714 706 738 719 1002 735 789 936

SE 27,72 18,84 53,87 25,37 99,30 63,35 34,80 46,47 37,33 100,21 73,53 124,93 39,33 42,89 44,08 45,95 73,11 68,80 43,30 122,17 72,88 83,04 122,80 90,96 37,40 99,20

Átlag 179 160 221 204 213 210 193 194 204 194 201 154 213 204 226 220 237 144 197 182 181 192 245 179 201 240

SE 5,93 3,98 11,47 5,41 21,24 13,58 7,46 9,96 7,89 21,47 15,75 26,79 8,21 9,06 9,25 9,65 15,47 14,71 9,00 26,20 15,63 17,71 26,33 19,49 8,00 21,23

603

192

3,76

0,778

190,00

200

3,92

Borjú genotípusa

N

MT HE AA RA LR LI CH BD MT x HE MT x RA MT x BD HE x AA AA x HE AA x RA AA x BD RA x HE RA x LI LR x MT LR x RA LR x CH LI x RA LI x BD BD x LI SH x MT SH x RA SH x LI Összesen

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver

A borjú genotípusát tekintve a legnagyobb 205 napos súlyt a blonde d’ Aquitaine x limousin (245 kg), valamint a red angus x limousin borjak (237 kg) érték el. A fajtatiszta borjak közül a legnagyobbak az angus-ok (221 kg) voltak. A legkisebb választási

72

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK eredményt a lincoln red x magyar tarka (144 kg), valamint a hereford (160 kg) mutatták. A genotípusok 205-napos súlyának összehasonlítása a 21. mellékletben található. Eredményeim alapján elmondható, hogy a keresztezett borjak - feltehet en a heterózis hatás következtében - jobb választási eredményt értek el, mint a fajtatiszták (3. ábra). Ezen megállapítás hasonló, mint amire vizsgálataik során CUNDIFF és mtsai (1974), SZUROMI (1986), valamint SZABÓ (1990, 1994) jutottak. 3. ábra: A fajtatiszta és a keresztezett borjak 205-napos súlyának összehasonlítása

205 napos súly (kg)

250 200

179

221

200

198

199

204 204

210 219

194

216

160

150

Fajtatiszta Keresztezett

100 50 0 MT

HE

AA

RA

LI

BD

MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LI = limousin; BD= blonde d’ Aquitaine

A vizsgált állományban a tehenek elléskori életkora kerekítve 2 és 15 év között változott. Az eredmények alapján a tehenek életkorának növekedésével 6 éves korig n tt a választási súly (200 kg), a súlygyarapodás (818 g/nap), valamint a 205-napos súly (212 kg). A 7 - 11 éves tehenek borjai nem különböztek a 6 évesekét l. Az id sebb tehenek borjai esetében folyamatos csökkenést tapasztaltam. A 13 éves tehenek kiugró értékét az okozhatta, hogy ilyen korú anya (20. melléklet) csak a gyengébb borjúnevel -képesség hereford tehenek között volt, és feltehet en emiatt a program felfelé korrigálta az értékeket. A 15 éves tehenek eredménye a kis borjúszám miatt nem megbízható. Vizsgálataim alapján elmondható, hogy a java korabeli tehenek borjai jobb választási eredményeket érnek el, mint az els ellésb l, vagy a nagyon id s tehenekt l születettek. Ezen eredmények megegyeznek NELSEN és KRESS (1981), BÖLCSKEY (1987), SZABÓ és GAJDI (1993), JAKUBEC és mtsai (2000), LENGYEL és mtsai (2003c), NAGY és mtsai (2004), valamint SZABÓ és mtsai (2005) eredményeivel, akik hasonló tendenciát tapasztaltak.

73

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 32. táblázat: Választási eredmények az anya életkora szerint Anya kora elléskor (év)

N

2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 Összesen

Választási súly, kg

Súlygyarapodás, g/nap

205-napos súly, kg

Átlag

SE

Átlag

SE

Átlag

SE

67 76 75 72 77 58 50 40 28 21 16 10 9 4

176 a 186 ab 196 bc 194 bcd 200 ce 189 abe 189 abe 205 c 192 abc 195 bcf 173 af 217 c 170 adf 199 abc

5,67 5,38 5,31 5,39 5,21 5,90 5,95 6,52 7,64 8,36 9,16 11,62 12,25 17,70

727 a 743 ab 800 bc 798 bcd 818 ce 775 abe 762 abe 821 c 787 abc 789 bcf 693 af 892 c 715 adf 767 abc

28,06 26,64 26,28 26,71 25,78 29,21 29,48 32,28 37,85 41,40 45,38 57,56 60,67 87,65

184 a 190 ab 206 cdefg 208 cdef 212 cde 199 bce 196 abf 208 cdefg 196 abcd 204 bcde 184 ab 225 e 182 abg 201 abe

6,01 5,70 5,46 5,56 5,40 6,23 6,27 6,90 8,10 8,84 9,70 12,27 13,01 18,78

603

192

3,76

0,778

190,00

200

3,92

(A különböz bet kkel jelöltek egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek)

33. táblázat: Választási eredmények évjáratonként

Évjárat

N

Választási súly, kg

Súlygyarapodás, g/nap

205-napos súly, kg

Átlag

SE

Átlag

SE

Átlag

SE

1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

62 60 84 46 49 74 71 61 47 49

210 abc 171 de 149 f 160 df 228 g 225 ag 212 b 197 ch 180 e 186 eh

6,41 6,39 5,80 6,95 6,70 6,45 6,01 6,06 7,04 6,54

874 abc 690 de 643 f 615 df 940 g 928 ag 856 b 797 ch 696 e 736 eh

31,73 31,63 28,74 34,44 33,17 31,95 29,74 30,02 34,85 32,37

218 a 175 bc 153 d 165 bd 223 a 249 e 228 a 199 f 192 cf 195 f

6,77 6,78 5,95 7,33 7,10 6,34 6,01 6,44 7,26 6,74

Összesen

603

192

3,76

778

190,00

200

3,92

(A különböz bet kkel jelöltek egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek)

74

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A választási súly és a súlygyarapodás esetén 2001 (228 kg, ill. 940 g/nap), a 205napos súly esetén 2002 (249 kg) bizonyult a legjobb évjáratnak. A leggyengébb évjárat mindhárom tulajdonság esetén 1999 (149 kg, 643 g/nap, ill. 153 kg) volt. Az évjárat hatását több szerz (PELL és THAYNE, 1978; BÖLCSKEY 1980, 1984; T

ZSÉR

és mtsai

1996; JAKUBEC, 2000, 2003) eredményeihez hasonlónak találtam. Az születési évszak hatásának vizsgálata során a legkisebb választási súlyt (182 kg), és súlygyarapodást (712 g/nap) a nyáron született, a legjobbat a téli ellésekb l származó (207 kg, ill. 876 g/nap) borjaknál tapasztaltam. Ezen megállapításaink hasonlók SMITH és mtsai (1976), BÖLCSKEY (1980, 1984), BECZE (1987), KOVÁCS és mtsai (1993), SZABÓ és GAJDI (1993), valamint LENGYEL és mtsai (2003c) eredményeihez, de eltér KOVÁCS és mtsai (1994a) eredményeit l, akik az

sszel született borjakat találták a

legnagyobbnak. Ezzel szemben a nyáron és

sszel született borjak 205-napos súlya (201 kg)

bizonyult a legnagyobbnak, ami hasonló SZABÓ és mtsai (2005), valamint KOVÁCS és mtsai (1994a) eredményeihez. A születési évszak 205 napos súlyra gyakorolt hatását nem találtam statisztikailag igazolhatónak.

34. táblázat: Választási eredmények évszakonként

Évszak

N

Választási súly, kg

Súlygyarapodás, g/nap

205-napos súly, kg

Átlag

SE

Átlag

SE

Átlag

SE

Tél Tavasz Nyár sz

77 433 62 31

207 a 192 b 182 b 185 b

5,68 3,35 5,76 8,43

876 a 809 b 712 c 713 c

28,13 16,61 28,51 41,75

197 200 201 201

5,70 3,56 5,58 8,52

Összesen

603

192

3,76

778

190,00

200

3,92

(A különböz bet kkel jelöltek egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek)

Az ivar hatását nézve a jobb választási eredményeket a bikaborjak érték el, választási súlyuk 12 kg-mal, súlygyarapodásuk 40 g/nappal, 205-napos súlyuk pedig 17 kg-mal volt jobb, mint az üsz borjaké. A két ivar közötti különbség BÖLCSKEY (1984, 1987), SZABÓ és GAJDI (1993), KOVÁCS és mtsai (1993, 1994a), GÁSPÁRDY és mtsai

75

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK (1998), JAKUBEC és mtsai (2000, 2003), LENGYEL és mtsai (2003c), NAGY és mtsai (2004), valamint SZABÓ és mtsai (2005) vizsgálataihoz hasonlóan alakult.

35. táblázat: Választási eredmények ivaronként

Évszak

N

Választási súly, kg

Súlygyarapodás, g/nap

205-napos súly, kg

Átlag

Átlag

Átlag

a

SE

a

SE

a

SE

Bika Üsz

297 306

198 186 b

4,13 3,96

798 758 b

20,43 19,63

208 191 b

4,22 4,19

Összesen

603

192

3,76

778

190,00

200

3,92

(A különböz bet kkel jelöltek egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek)

5.4.2. Választási eredmények az apa és az anya fajtája szerint A borjak apa fajtája szerint egytényez s varianciaanalízissel értékelt választási súlyát, súlygyarapodását és 205-napos súlyát a 36. táblázat, az apánkénti eloszlásokat és eredményeket a 22. melléklet tartalmazza. A legjobb választási eredményeket a blonde d’ Aquitaine apák borjai mutatták (a fentiek sorrendjében 207 kg, 923 g/nap, ill. 229 kg). A 205-napos súlyt tekintve ezekt l nem különböztek a limousin és az angus bikák borjai. A red angus, lincoln red és charolais apák ivadékai egymástól nem különböztek, viszont szignifikánsan nagyobbak voltak, mint a magyar tarka és a hereford bikák borjai. A vizsgált apák közül a legnagyobb 205-napos súlyt (248 kg) a 14213-as számú angus, és a 14765-ös számú limousin bikák borjainál tapasztaltam. Az apák közül különösen érdekes a 16528-as számú magyar tarka bika. Ez a Magyartarka Tenyészt k Egyesületének adatbázisa alapján az egyik legjobb hústípusú apaállat, vizsgálatomban ennek ellenére ivadékai nagyon alacsony választási eredményeket értek el. Ennek hátterében nagy valószín séggel a genotípus - környezet kapcsolat áll. Jobb környezeti adottságok mellett feltehet en e bika ivadékai nagyobb választási súlyt érhettek volna el.

76

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 36. táblázat: Választási eredmények az apa fajtája szerint Apa fajtája* MT HE AA RA LR LI CH BD

N 74 268 13 140 3 20 40 45

Választási súly, kg Átlag CV% a 202 30,14 b 161 28,08 ac 198 33,34 ac 199 26,74 ab 180 22,51 bc 176 20,44 ac 199 22,85 a 207 26,14

Súlygyarapodás, g/nap Átlag CV% a 742 30,04 b 661 37,05 cd 886 25,91 cd 857 26,33 abcd 863 3,07 c 922 22,47 ad 781 22,69 c 923 19,48

205-napos súly, kg Átlag CV% a 187 24,90 b 165 31,34 acd 212 20,80 c 210 23,04 abcd 208 3,85 cd 224 19,47 ac 200 17,51 d 229 16,33

(A különböz bet kkel jelöltek egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek) *MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine

Az anya fajtája szerint a legjobb választási eredményeket - ahogy az a 37. táblázatban látható - a blonde d’ Aquitaine és a limousin anyák borjai érték el. Ezekt l a 205-napos súlyban nem különbözött az angus, a red angus, a shaver, és a charolais. A magyar tarka anyák borjai a lincoln red-hez hasonló 205-napos súlyt értek el, míg a legkisebbek a hereford tehenek ivadékai voltak. 37. táblázat: Választási eredmények az anya fajtája szerint Anya fajtája* MT HE AA RA LR LI CH BD SH

N 106 187 77 95 33 19 38 17 31

Választási súly kg Átlag CV% ab 194 29,19 c 157 29,84 ab 190 25,72 ab 203 26,14 c 157 26,83 ac 179 18,71 ab 199 23,03 b 213 31,00 b 209 22,01

Súlygyarapodás g/nap Átlag CV% ab 741 30,07 c 617 39,24 d 897 21,73 d 876 25,62 ac 681 33,62 d 918 17,14 be 787 22,35 de 883 23,70 de 842 24,60

205-napos súly kg Átlag CV% ab 187 24,74 c 155 33,12 d 217 19,34 d 213 22,42 a 173 27,99 d 223 14,82 bd 201 17,25 d 222 20,16 d 209 20,95

(A különböz bet kkel jelöltek egymástól szignifikánsan (P<0,05) különböznek) *MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine

77

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 5.4.3. Genetikai paraméterek, tenyészértékek

5.4.3.1. Variancia és kovariancia komponensek, genetikai paraméterek A 38. táblázat a három különböz egyedmodellel (1.-, 2.-, 3. modell) becsült variancia és kovariancia komponenseket, valamint a genetikai paramétereket tartalmazza. A táblázatban látható, hogy a direkt additív genetikai hatás és az anyai genetikai hatás közötti kovariancia a választási súly és a 205-napos súly esetén negatív volt, így a két hatás közötti korreláció el jele is negatív. A korrelációs együttható (rdm) -0,12 és -0,27 között változott, azaz a két hatás között laza negatív összefüggés van. Ezen megállapítások egybehangzóak SPLAN és mtsai (2002), valamint AHUNU és mtsai (1999) eredményeihez, akik hasonló értékeket kaptak keresztezett populációk, valamint DODENHOFF és mtsai (1999) fajtatiszta állományok vizsgálatakor. Eltérés mutatkozik viszont CUBAS és mtsai (1991), KAPS és mtsai (2000), LENGYEL és mtsai (2003b), valamint ROSO és mtsai (2005) eredményeit l, akik fajtatiszta angus, limousin, illetve keresztezett állományokban e korreláció értékét szorosabbnak találták. A súlygyarapodás esetén a két hatás közti kapcsolat pozitív (rdm = 0,10 - 0,21), de laza. Vizsgálataik során MEYER (1992), NÚNEZ-DOMINGUEZ és mtsai (1993), valamint VAN VLECK és mtsai (1996) is pozitív kapcsolatot találtak. A választási súly, súlygyarapodás és a 205-napos súly direkt örökölhet sége h2d = 0,30 - 0,51 közötti, mely értékek nagyobbak, mint amit LENGYEL (2005) fajtatiszta állományokban tapasztalt. Keresztezett populációban VAN VLECK és mtsai (1996), CREWS és KEMP (1999), SPLAN és mtsai (2002) ugyancsak kisebb h2 értékeket állapítottak meg. A vizsgált tulajdonságok anyai örökölhet sége h2m = 0,07 - 0,15 között változott. Ez az eredmény hasonló a szakirodalomban található legtöbb - fajtatiszta és keresztezett állományokon végzett - vizsgálat (NÚNEZ-DOMINGUEZ és mtsai, 1993; VAN VLECK és mtsai, 1996; LEE és mtsai, 1997; DODENHOFF és mtsai, 1999; CARNIER és mtsai, 2000; GUTIÉRREZ és mtsai, 2007) eredményéhez. Az anyai genetikai hatás és az anyai állandó környezeti hatás együttesen (h2m + c2) 0,07 - 0,15 értéket mutatott, ami kisebb, mint amit LENGYEL (2005) limousin állományokban tapasztalt. E két hatás együttvéve kisebb mértékben járult a fenotípus kialakításához, mint az additív direkt genetikai hatás.

78

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 38. táblázat: A becsült genetikai paraméterek, variancia és kovariancia komponensek Tul.* Paraméterek 2

1. modell

438 172 -38 0,065 637 1209 0,36 ± 0,25 VS 0,14 ± 0,37 -0,14 ± 0,95 0,00 ± 0,21 0,53 ± 0,17 0,14 0,39 4537 2 0,0090 d direkt additív genetikai variancia 2 anyai genetikai variancia 0,0021 m 0,0009 dm direkt-anyai kovariancia 2 anyai állandó környezeti variancia 0,0000 pe 2 0,0174 e hiba variancia 2 fenotípusos variancia 0,0294 p SGY h2d direkt örökölhet ség 0,31 ± 0,23 ** h2m anyai örökölhet ség 0,07 ± 0,35 rdm direkt-anyai genetikai korreláció 0,21 ± 1,00 c2 állandó környezeti var. aránya a fenotípusban 0,00 ± 0,20 e2 a hiba var. aránya a fenotípusban 0,59 ± 0,17 h2m+c2 0,07 h2T teljes örökölhet ség 0,39 -2 log likelihood -1292 2 direkt additív genetikai variancia 548 d 2 175 m anyai genetikai variancia direkt-anyai kovariancia -36 dm 2 0,028 pe anyai állandó környezeti variancia 2 hiba variancia 690 e 2 1377 p fenotípusos variancia h2d direkt örökölhet ség 0,40 ± 0,27 KVS 2 h m anyai örökölhet ség 0,13 ± 0,33 rdm direkt-anyai genetikai korreláció -0,12 ± 0,88 c2 állandó környezeti var. aránya a fenotípusban 0,00 ± 0,18 e2 a hiba var. aránya a fenotípusban 0,50 ± 0,19 2 2 h m+c 0,13 h2T teljes örökölhet ség 0,42 -2 log likelihood 4598 additív genetikai variancia genetikai variancia direkt-anyai kovariancia dm 2 pe anyai állandó környezeti variancia 2 e hiba variancia 2 p fenotípusos variancia h2d direkt örökölhet ség h2m anyai örökölhet ség rdm direkt-anyai genetikai korreláció c2 állandó környezeti var. aránya a fenotípusban e2 a hiba var. aránya a fenotípusban h2m+c2 h2T teljes örökölhet ség -2 log likelihood 2

d direkt

m anyai

Egyedmodell 2. modell

3. modell

426 186 -49 0,036 642 1206 0,35 ± 0,24 0,15 ± 0,38 -0,17 ± 0,92 0,00 ± 0,21 0,53 ± 0,17 0,15 0,37 4528 0,0089 0,0025 0,0005 0,0000 0,0175 0,0294 0,30 ± 0,23 0,08 ± 0,35 0,10 ± 1,00 0,00 ± 0,20 0,60 ± 0,17 0,08 0,37 -1289 549 193 -55 0,027 692 1378 0,40 ± 0,27 0,14 ± 0,33 -0,17 ± 0,81 0,00 ± 0,18 0,50 ± 0,19 0,14 0,41 4591

479 181 -63 0,028 611 1209 0,40 ± 0,26 0,15 ± 0,35 -0,21 ± 0,79 0,00 ± 0,20 0,51 ± 0,18 0,15 0,39 4604 0,0088 0,0023 0,0006 0,0000 0,0174 0,0291 0,30 ± 0,22 0,08 ± 0,33 0,14 ± 1,00 0,00 ± 0,19 0,60 ± 0,16 0,08 0,37 -1331 718 193 -102 0,016 596 1406 0,51 ± 0,30 0,14 ± 0,31 -0,27 ± 0,62 0,00 ± 0,17 0,42 ± 0,21 0,14 0,47 4667

*VS = választási súly; SGY = súlygyarapodás; KVS = 205-napos súly ** kg/nap-ban becsülve

79

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A vizsgált tulajdonságok teljes örökölhet sége h2T = 0,37 - 0,47 közötti. Ez nagyobb, mint amit keresztezett állományokban MEYER (1992), valamint BENETT és GREGORY (2001), illetve fajtatiszta populációban ELER és mtsai (1995) munkájuk során tapasztaltak. A kapott örökölhet ségi értékek a hibája - feltehet en a kis létszám miatt - nagy, ezért azokat csak tájékoztató jelleg nek tekinthetjük.

5.4.3.2. Tenyészértékek A 23. és 24. melléklet, valamint az 4., 5. és 6. ábra a három eltér modellt figyelembe véve tartalmazza a tenyészbikák tenyészértékeit, illetve rangsorát. 4. ábra: A tenyészbikák direkt rangsora a választási súly szerint M1 18320 11010 14282 14213 14427 14111 14765 16558 8812 14180 14347 15087 14957 18337 17428 13201 16477 9330 17179 16137 10166 14684 18275 14992 16772 13184 16528

RA MT HE AA MT HE SH CH LR MT BD AA CH LI HE MT BD MT RA CH SH LI AA CH RA HE MT

M2

M3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine **M1 = 1. modell; M2 = 2. modell; M3 = 3. modell

80

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK A direkt additív genetikai hatás alapján becsült tenyészértékek szerint a vizsgált apák közül a legjobb a 11010-as számú magyar tarka bika volt, melynek tenyészértéke a 2. modell alapján a populáció átlagához képest 14,4 kg-mal, 63 g/nappal és 23,5 kg-mal volt nagyobb. Valamennyi modell esetén a leggyengébb apának a 16528-as számú ugyancsak magyar tarka tenyészbika bizonyult, amely a vizsgált tulajdonságokban -30,2 kg, -120 g/nap és -35,3 kg tenyészértéket mutatott. 5. ábra: A tenyészbikák direkt rangsora a súlygyarapodás szerint M1 14111 18320 11010 14427 14765 14213 14282 14957 8812 15087 14347 17179 18337 9330 16558 14180 16477 13201 18275 10166 16137 14684 14992 17428 13184 16772 16528

HE RA MT MT SH AA HE CH LR AA BD RA LI MT CH MT BD MT AA SH CH LI CH HE HE RA MT

M2

M3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine **M1 = 1. modell; M2 = 2. modell; M3 = 3. modell

Megállapítható, hogy azon bikák, melyek anyai hatásra becsült tenyészértékei választási súly és 205-napos súly esetén a legjobbak (pl. 13184-es hereford, 16528-as magyar tarka), a direkt hatásra becsült tenyészértékek esetén az utolsók között vannak a rangsorban, és ez fordítva is igaz (pl. 14282-es hereford, 18320-as red angus). Ez a két hatás közti negatív korrelációval (rdm = -0,12 és -0,27 közötti) magyarázható. De kivételnek

81

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK tekinthet például a 14427-es magyar tarka bika, amely 2-es modellel 205-napos súlyra, anyai hatás alapján becsült tenyészérték alapján második a rangsorban, míg direkt hatásra becsült esetben is a rangsor elején (5.) helyezkedik el.

6. ábra: A tenyészbikák direkt rangsora a 205-napos súly szerint M1 18320 14213 14282 14765 14111 11010 14347 14427 8812 14992 9330 13201 18337 14957 14180 17179 10166 15087 18275 17428 13184 16477 16137 16558 16772 14684 16528

M2

M3

RA AA HE SH HE MT BD MT LR CH MT MT LI CH MT RA SH AA AA HE HE BD CH CH RA LI MT

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine **M1 = 1. modell; M2 = 2. modell; M3 = 3. modell

A mellékletben megfigyelhet az is, hogy a két különböz modellel becsült direkt hatáson alapuló tenyészértékek alapján felállított rangsorok között nincs jelent s eltérés. A kapott eredmények alapján az is elmondható, hogy az a bika, melynek választási súlyra becsült tenyészértékei jók, tenyészértékei a napi súlygyarapodás és 205-napos súly estében is hasonlók (pl. a 14111-es hereford bika 2-es modellel becsülve a választási súly esetén 5., súlygyarapodásban 1., míg 205-napos súlyban 2. a rangsorban).

82

EREDMÉNYEK ÉS ÉRTÉKELÉSÜK 5.4.3.3. A vizsgált modellek összehasonlítása A három modell összehasonlítását, illetve a három modell közül a legjobban illeszked kiválasztását a szakirodalmi utalásoknak megfelel en (SPLAN és mtsai, 2002; ROSO és mtsai, 2005) az MTDFREML program által becsült „ -2 log likelihood” illeszkedési értékek alapján végeztem. Ezek alapján az a modell illeszkedik legjobban a vizsgált populációra, amelyik esetén ez az érték a legkisebb. A modellek között kis eltérések adódtak csupán, de mindhárom tulajdonság esetén a 2. modell t nik a legpontosabbnak, mert ennél volt a legkisebb a „ -2 Log L” . Ez a modell figyelembe veszi a borjú és az anya genotípusát, az anya életkorát, az évjáratot, az ellési évszakot és a született borjú ivarát is. A három modellel meghatározott genetikai paraméterek, tenyészértékek és rangsorok kis különbséggel hasonló értékeket mutattak. Ezért azokat rang-korreláció számítás segítségével is összehasonlítottam (39. táblázat). A kapott eredmények azt bizonyítják, hogy a háromféle modellel becsült rangsorok között jelent s különbség nincs. Ezt a kapott rangkorrelációs együtthatók (rrang = 0,93 0,99; P<0,01) is alátámasztják. Úgy t nik, hogy az azonos körülmények között tartott egyedek tenyészértékük alapján megállapított rangsorát a modell nem, vagy csak nagyon kis mértékben befolyásolja. 39. táblázat: A rangkorreláció-számítás eredményei Választási súly

Modell 1

Modell 2

Modell 3

-

0,98** -

0,94** 0,93** -

Súlygyarapodás Modell 1 Modell 2 Modell 3

Modell 1 -

Modell 2 0,99** -

Modell 3 0,97** 0,96** -

205-napos súly Modell 1 Modell 2 Modell 3

Modell 1 -

Modell 2 0,99** -

Modell 3 0,94** 0,94** -

Modell 1 Modell 2 Modell 3

** = P<0,01

83

KÖVETKEZTETÉSEK, JAVASLATOK

6. KÖVETKEZTETÉSEK, JAVASLATOK

6.1. A reprodukciós eredmények Az irodalmi utalásoknak megfelel en a kis test , anyai típusba tartozó fajták reprodukciós fölénye vizsgálatomban is megmutatkozott. A legjobb vemhesülési eredményt a red angus, charolais és angus fajták érték el, a hereford és a lincoln red teljesítménye közepesnek tekinthet . A legjobb szaporulati és felnevelési, valamint a legjobb fajlagos mutatókat is az angus, a red angus, charolais, illetve a hereford fajták mutatták. Eredményeim emellett gyengébbek a kívánatosnak tartottnál, hiszen a legnagyobb hasznosult szaporulatot mutató red angus fajta is mintegy 15%-kal marad el a kívánatosnak tartott 85%-os (SZABÓ, 1998) értékt l. A vemhesülési eredmények is elmaradnak a szakirodalomban közöltekt l, a borjúelhullás mind születéskor, mind pedig a felnevelés alatt nagyobb mérték volt az átlagosnál. Ezek alapján megállapítható, hogy extenzív lápi viszonyok között valamennyi fajta reprodukciós eredménye gyengébb a kívánatosnál. Az angus és a hereford fajták testtömege, így létfenntartó takarmányszükséglete is kisebb, mint más nagyobb test , igényesebb fajtáké, ezért extenzív, rossz adottságú, lápi legel kre, anyatehén-tartásra els sorban ezek ajánlhatók fajtatisztán, vagy keresztezési partnerként. A charolais, mint nagytest

francia fajta eredménye a vártnál jobb volt,

hasonló értékeket mutatott, mint az angus. A lincoln red, a shaver és a magyar tarka fajták a vizsgált körülmények között közepesnek tekinthet k, míg azoktól a blonde d’ Aquitaine és a limousin elmarad. Vizsgálataim alapján feltételezhet , hogy ha a fajtának megfelel (szakszer

környezet

takarmányozás, az állomány jó egészségi állapota és a helyes szaporítási

gyakorlat stb.) biztosítható, akkor gyakorlatilag bármilyen genotípusú állománnyal jó vemhesülési és szaporulati eredményekre számíthatunk. Valószín síthet , hogy jobb környezetben (ahol nem érvényesül a brit fajták igénytelenségéb l adódó el nye) a fajták közti különbségek kisebbek lennének.

84

KÖVETKEZTETÉSEK, JAVASLATOK

6.2. Növekedés, tenyésztésbe vétel, kifejlettkori súly, testméretek Azonos körülmények között végzett vizsgálatomban az irodalmi adatokhoz hasonlóan a fajták közötti különbségek mind a növekedésben, mind a kifejlettkori testsúlyban megmutatkoztak. Nevezetesen az értékelt fajták él súlya a fajtaátlagot mutatta, ett l csak a blonde d’ Aquitaine tért el, amelynek él súlya a fajtaátlag alsó határa körül alakult. A növekedési intenzitásra kapott eredményekb l megállapítható, hogy a blonde d’ Aquitaine jóval nagyobb növekedési erélyt mutat, mint az angus és a hereford. A limousin és a charolais ugyancsak nagy növekedési eréllyel volt jellemezhet , míg a shaver, a lincoln red és a magyar tarka azoktól elmaradt. Eredményeim szerint a vizsgált körülmények között is igazolódni látszik a kifejlettkori testsúly és a növekedési erély szoros és pozitív kapcsolata. Úgy t nik azonban, hogy az extenzívnek tekinthet körülmények között a n ivarú állatok növekedési üteme kisebb, mint az kedvez bb körülmények között lehetne. Ez abban mutatkozott meg, hogy a vizsgált fajták a becslés alapján számított tenyészérettségi él súlyúkat mintegy 4 - 6 hónappal kés bb érték el, mint az egyes fajtákra közölt, kívánatosnak tekintett értékek. Nevezetesen az angus és a hereford fajtákat becsültem a legkorábban ér nek (19 hónaposan), amelyekhez képest a magyar tarka 2, a charolais, a blonde d’ Aquitaine és a lincoln red 3, a shaver és a limousin pedig közel 4 hónappal kés bb érte el a becsült tenyészérettségi él súlyát. A kifejlettkori súlyban a legnagyobb test blonde d’ Aquitaine és a legkisebb test hereford fajták közötti 199 kg különbség a napi szárazanyag felvételben 2,5 kg-ot, a létfenntartó energia-szükségletben (NEm) 23,4 MJ különbséget jelenthet a takarmányozási szükségleti szabvány szerint. Ennek jelent sége és mértéke az egységnyi területen tartható tehenek létszámának, illetve a takarmány-szükségletének meghatározásában számottev lehet. A keszthelyi extenzív lápi viszonyok között egyik húsmarha fajta sem érte el kifejlettkori él súlyát 5 éves korára. Legkorábban, 5,5 - 6,0 évesen a kis test hereford és angus fajták, legkés bben pedig a lincoln red (7,5 évesen). Eredményeim a speciális rögnek tekinthet

lápterületi viszonyok között

tendenciájukban megegyeznek az egyes fajták közötti különbségekr l meglév

eddigi

85

KÖVETKEZTETÉSEK, JAVASLATOK információkkal, bár mind a becsült tenyészérettséget, mind a kifejlett kort a fajták jóval kés bb érték el. Azonos körülmények között tartott, különböz

fajtájú teheneken végzett

vizsgálatomban az irodalmi adatokhoz hasonlóan a fajták közötti különbségek valamennyi testméret esetén megmutatkoztak. Nevezetesen a legnagyobb súlyú, marban és farban a legmagasabb, valamint a leghosszabb test a blonde d’ Aquitaine fajta volt. A limousin és a charolais e tekintetben felváltva a második helyen szerepelt, ami nyilvánvaló is, hiszen a vizsgált fajták közül e három tartozott a nagy test , keresztezésekben apai csoportba sorolható fajták közé. A kisebb test anyai csoportba tartozó fajták közül a shaver mutatta a legnagyobb testméreteket. A brit eredet fajták közül a szakirodalmi utalásoknak megfelel en a lincoln red volt a legnagyobb testméretekkel jellemezhet , amelyt l az angus és a hereford elmaradt. Az él súly és a különböz

testméretek közti kapcsolat vizsgálata több szerz

eredményeihez (WOLLERT és mtsai, 1987; SCHRAMM és mtsai, 1989; ENGELHARDT és mtsai, 1992; WILSON, 1996; T

ZSÉR

és mtsai, 1995a, 2001; stb.) hasonlóan alakult.

Nevezetesen az él súly és a legtöbb testméret között közepes, vagy szoros és pozitív korrelációt állapítottam meg. Ez a tény ismételten felhívja a figyelmet a szarvasmarhák testméret-felvételezésének

fontosságára,

illetve

lehet séget

nyújt

a

különböz

testméretekkel kapcsolatos paraméterek becslésére. A testméretek - mint például a vállszélesség, a mar- illetve farmagasság - pontos ismerete el segítheti az egyes fajták testalakulásának, testarányainak pontosabb megítélését. Ennek következtében a testméreteknek az egyes fajták szelekciós indexeinek kialakításában, valamint a tenyésztési programjának összeállításában is szerepük lehet. (Például hazánkban a hereford és angus fajták esetében az STV-s bikák szelekciós indexében szerepet kapott a farbúbmagasság is.)

86

KÖVETKEZTETÉSEK, JAVASLATOK

6.3. Borjúnevel képesség

6.3.1. Környezeti hatások Az elemzésben értékelt tényez k, nevezetesen a borjú genotípusa, a tehén elléskori életkora, az évjárat, az évszak és a borjú ivara szignifikáns (P<0,001, ill. P<0,05) különbségeket eredményezett a borjak választási eredményeiben. A vizsgálatomban kapott eredmények alapján megállapítható, hogy a keszthelyi láptalajú legel kön tartott, különböz fajtájú tehenek borjainak választási súlya részben a korábbi eredményekhez hasonlóan, részben, bizonyos esetekben attól eltér en alakult. A anyai genotípusok között jelent s eltéréseket tapasztaltam. Vizsgálatom során a legnagyobb választási eredményeket a limousin és blonde d’ Aquitaine anyák borjai érték el, bár ezekt l alig maradt el a red angus, az angus és a shaver. A charolais, magyar tarka és lincoln red anyák borjai közepes választási eredményeket mutattak. A legkisebbek a hereford borjak voltak, aminek hátterében feltehet en a fajta alacsony tejtermelése állhat. A tehén életkora a korábbi vizsgálatok eredményeihez hasonló módon és tendenciával, a saját kísérleti körülmények között is befolyásolta a borjak választási eredményét. Ez a tény újfent arra hívja fel a figyelmet, hogy a tehenek borjúnevel képességének értékelése során a borjak választási súlyát anyjuk életkora szerint is indokolt korrigálni. Az évjárat és évszakhatás ugyancsak nagymérték , sok esetben korábbi megállapításoktól eltér

ingadozást eredményezett. Mindez a környezeti feltételek, és

technológiai elemek dönt fontosságára utal. A tankönyvszer tételként elfogadható ivari különbség, amelynek mértéke jelent s ingadozást mutat, arra hívja fel a figyelmet, hogy a választási súly és borjúnevel -képesség értékelése során e hatásra indokolt tekintettel lenni.

6.3.2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek A különböz

genotípusú borjak választási eredményeinek vizsgálata során az

additív direkt genetikai hatásra kapott örökölhet ségi érték (h2d = 0,31 - 0,51) közepes. A

87

KÖVETKEZTETÉSEK, JAVASLATOK kapott értékek nagyobbak, mint amit keresztezett állományok vizsgálatakor CREWS és KEMP (1999), SPLAN és mtsai (1998, 2002), valamint NEWMAN és mtsai (2002) tapasztaltak. A vizsgált tulajdonságok anyai örökölhet sége értéke - a legtöbb keresztezett populáció vizsgálatához (SPLAN és mtsai, 2002; ROSO és mtsai, 2005) hasonlóan - kicsi (h2m = 0,07 - 0,15). Ennek ellenére az anya hatása nem hanyagolható el a borjú fenotípusát illet en, ugyanis az anyai örökölhet ség (az anya genetikai hatásának a fenotípushoz való hozzájárulása) és az anya állandó környezeti hatásának fenotípushoz való hozzájárulása (h2m + c2) összességében körülbelül harmada akkora, mint a direkt örökölhet ség (h2d). A kapott örökölhet ségi értékek hibája meglehet sen nagy, ezért azokat csak tájékoztató jelleg nek tekinthetjük. Ennek oka nagy valószín séggel a kis egyedszám. A három különböz

egyedmodellel mindhárom tulajdonságra hasonló genetikai

paramétereket kapunk. A három modell közül a „ -2 Log L” értékek alapján azt tekinthetjük a legpontosabbnak, amely figyelembe veszi a borjú és az anya genotípusát, az anya életkorát, az évjáratot, az ellési évszakot és a született borjú ivarát is.

A vizsgálat során

alkalmazott modellek különböz sége az egyedek tenyészértékét csak nagyon kis mértékben befolyásolta, a rangsorok között pedig alig volt különbség. Ez arra enged következtetni, hogy azonos körülmények között tartott állományok esetében - ahol a genotípus x környezet kölcsönhatás nem mérhet

- az egyszer bb modellekkel is

megbízható eredményeket (tenyészértékeket) kapunk.

88

ÚJ KUTATÁSI EREDMÉNYEK

7. ÚJ KUTATÁSI EREDMÉNYEK (TÉZISPONTOK) 1.

Nemzetközileg is egyedülálló, azonos körülmények között, tíz évig tartó, kilenc fajtára kiterjed fajtaösszehasonlító kísérlet eredményei alapján a fajták között a vizsgált tulajdonságokban szignifikáns különbségeket találtam. Az így kapott eredmények az azonos környezet miatt pontosabbak, jobb összehasonlítási alapot képeznek a fajták között.

2.

Munkám során megállapítottam, hogy a húshasznú tehenek vemhesülési eredményére hatással van a legeltetési id szak alatt bekövetkez él súly (kondíció) változás. Ennek különösen a keszthelyihez hasonló, rossz adottságú legel kön van jelent sége. Ilyen esetekben a nyári legeltetési id szakban is szükséges lehet kiegészít takarmányok etetése.

3.

A január - február - március hónapokban ellett tehenek újravemhesülése mintegy 10%-kal jobb, mint az április - májusban borjazóké. A júniusban, illetve június után borjazó tehenek vemhesülési mutatója 33,3%. Ez arra hívja fel a figyelmet, hogy szezonális bikahasználat esetén a bikák elkülönítésének július közepén, de legkés bb augusztus elején meg kell történni. Ezzel elérhet az, hogy a tehenek április közepére, végére leelljenek, ezáltal megteremtve a lehet séget az eredményes újravemhesülésre.

4.

Az extenzív tartás esetében a kis test , anyai típusba tartozó brit fajták szaporodásbiológiai el nye kimutatható volt - a charolais kivételével - a másik két francia terminál fajtával szemben.

5.

Eredményeim szerint az extenzív lápi körülmények között a n ivarú állatok növekedési üteme kisebb, mint az kedvez bb körülmények között lehetne. Ez abban mutatkozott meg, hogy a vizsgált fajták kifejlett kori súlyuk

-ad részét,

azaz a becsült tenyészérettségi él súlyukat 4 - 6 hónappal kés bb érték el, mint az egyes fajtákra közölt, kívánatosnak tekintett értékek. Emellett vizsgáltomban egyik hústípusú fajta sem érte el kifejlettkori súlyát

a BREEDPLAN modellben

megjelölt 5 éves korra. 89

ÚJ KUTATÁSI EREDMÉNYEK 6.

Az anya fajtája szerint a legjobb választási eredményeket a blonde d’ Aquitaine és a limousin tehenek

borjai érték el. Ebb l arra következtethetünk, hogy e fajták

széls ségesebb körülmények között is elegend tejet termelnek borjaik számára. 7.

A hazánkban el ször végzett, ún. „ többfajtás” - fajtatiszta és keresztezett borjakat adatát is tartalmazó - tenyészértékbecslés eredményei alapján a választási súly, súlygyarapodás és a 205-napos súly direkt örökölhet sége h2d = 0,30 - 0,51, anyai örökölhet sége h2m = 0,07 - 0,15, teljes örökölhet sége h2T = 0,37 - 0,47 közötti. Ezen értékek - feltehet en az azonos környezet miatt - nagyobbak a legtöbb keresztezett populációt vizsgáló szakirodalmi utalás eredményeinél.

8.

Vizsgálataimból, és a rendelkezésre álló irodalmi forrásokból az látszik igazolódni, hogy a többfajtás tenyészértékbecslés során nagyobb örökölhet ségi értékeket kapunk, mint fajtatiszta állományokban. A „ vegyes” genotípusú állományokban azonban direkt és anyai hatás közötti korreláció értéke kisebb, mint amit fajtatiszta populációkban tapasztaltam.

9.

A többfajtás állomány vizsgálata során alkalmazott modellek különböz sége az egyedek tenyészértékét csak nagyon kis mértékben befolyásolta, a rangsorok között pedig alig eredményezett különbségeket. Ez arra enged következtetni, hogy azonos körülmények között tartott állományok esetében - ahol a genotípus x környezet kölcsönhatás nem mérhet - az egyszer bb modellekkel is megbízható tenyészérték eredményeket kapunk.

90

ÚJ KUTATÁSI EREDMÉNYEK

8. NEW RESEARCH RESULTS (POINTS OF THESIS) 1.

The breed comparison study based on a research of 10 years, including 9 different breeds, shows significant differences between breeds. Due to the common environment the study gives a better and more accurate comparison of the breeds.

2.

The study concluded that conception rates for beef cows are influenced by the live weight (condition) changes during the grazing season. This is more significant in poor pastures such as the wetlands of Keszthely. In these cicumstances feed supplementation may be required even during the summer months.

3.

Reconception rates are by 10% higher for cows calving in the months January February - March than for cows giving birth in the months April - May. Conception rates for calving during or after June is only 33.3%. In the case of seasonal breeding bull utilization the separation of bulls should take place in the middle of July (middle of August at the latest). The goal of this application to have the cows calving by the end of April, thus the chance of reconception is high.

4.

In extensive environments, the smaller sized, maternal British breeds had a significant reproduction advantage over the French terminal breeds (except Charolais).

5.

Based on the studies, in the extensive wetland environment the growth rate of female cattle is lower than it would be achieved in more favorable circumstances. The evaluated breeds have reached their breeding weight (

of final weight) 4 - 6

months later then the published data for the breeds. No beef cattle breed in this study has reached their mature weight at the age of 5 years, as describe in BREEDPLAN. 6.

Based on the breed of the mother, the best weaning weights were reached by the calves of Blonde d’ Aquitaine and Limousin cows. The conclusion is, that these premium breeds can produce enough milk even in bad condition.

91

ÚJ KUTATÁSI EREDMÉNYEK 7.

This multi-breed breeding value estimation study is a first in Hungary including the evaluation for purebred and crossbreed calves. Based on the the result of this breeding value estimation the direct hereditary value for weaning weight, growth rate and 205-day weight: h2d = 0.30 - 0.51. Maternal hereditary values: h2m = 0.07 0.15, full hereditary value: h2T = 0.37 - 0.47. These values - due to the same environment - are higher than in other studies.

8.

The study and literature data seem to prove that in multi breed, crossed populations the heretability value is higher than in pure breed populations. In the mixed genotype populations the coorelation between direct and maternal effect is smaller than in purebred populations.

9.

The models used in these multi-breed study showed only slight differences in the breeding values of the animals and the effect of the different models in the rankings was very little. This signifies that in the case of a common environmnt, even the simple models provide valid breeding value results.

92

ÖSSZEFOGLALÁS

9. ÖSSZEFOGLALÁS Munkám célja a különböz fajtájú húshasznú tehenek (magyar tarka, hereford, aberdeen angus (a továbbiakban angus), red angus, lincoln red, limousin, charolais, blonde d’ Aquitaine és shaver) néhány értékmér

tulajdonságának összehasonlítása volt. Arra

kerestem a választ, hogy a reprodukciós teljesítményben, a növekedésben és a kifejlettkori él súlyban, valamint a borjúnevel -képességben milyen különbségek vannak a fajták között. Az értékeléshez a tíz éve teljesen azonos körülmények között, Keszthelyen tartott húsmarhafajták nyújtottak lehet séget. Az értékelést az alábbi csoportosítás szerint végeztem el: Vemhesülés. Munkám során azt vizsgáltam, hogy a befolyásoló tényez k közül a fajta, az évjárat, az életkor, az ellés hónapja, az él súly, a legeltetés alatti abszolút és relatív súlyváltozás, valamint a született borjú súlygyarapodása milyen hatással van a vemhesülésre. Szaporulat. Ennek vizsgálata során arra kerestem a választ, hogy a reprodukciós teljesítmény mutatószámai közül az ellési és ikerellési %-ban, a szaporulatban, a borjazáskori és felnevelés alatti borjúelhullásban, a felnevelési %-ban, valamint hasznosult szaporulatban milyen különbségek vannak a fajták között. Növekedési ütem. Vizsgálatom célja itt annak a megállapítása volt, hogy azonos, extenzív, lápi körülmények között termel állatok növekedése eltér-e a fajtákra jellemz értékekt l. Célom volt továbbá a fajták növekedési sorrendjének felállítása is. Kifejlettkori él súly. A szakirodalmi utalások az egyes húsmarhafajták teheneinek kifejlettkori él súlyára nagyon sokféle, esetenként egy adott fajtára vonatkozóan is nagyon különböz adatokat közölnek. Arról azonban, hogy a fajták hány éves koruktól tekinthet k kifejlettnek nagyon kevés információ áll rendelkezésre. Ezért célom volt a fajták kifejlettkori él súlyának, valamint a fajták kifejlettnek tekinthet életkorának becslése, összehasonlítása is. Tenyészérettségi él súly és életkor. Nagyon kevés információval rendelkezünk arról, hogy a húshasznú üsz ket mikortól tekintjük tenyészérettnek. A szakirodalomban az erre vonatkozó adatok nagyon tág határok között mozognak, s t, esetenként egy-egy fajtára vonatkozóan ellentmondásosak is. Ezért a növekedési ütem és a kifejlettkori él súly segítségével megpróbáltam megbecsülni a fajták tenyészérettségi él súlyát és életkorát, majd azokat egymással és az irodalmi adatokkal összevetni. 93

ÖSSZEFOGLALÁS A tehenek kifejlettkori testméretei. Célom volt továbbá a fajták testméretek alapján történ

összehasonlítása, az él súly és az egyes testméretek közötti kapcsolat

értékelése, valamint a testméretekb l az él súly becslése is. A választási eredményekre ható környezeti tényez k. Munkám során azt vizsgáltam, hogy a borjú genotípusa, az anya elléskori életkora, az évjárat, az évszak, valamint a borjú ivara milyen hatást gyakorol a választási eredményekre. Célom volt továbbá értékelni a választási eredményeket az anya fajtája szerint is. Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Hazánkban „ vegyes” genotípusú, azaz több fajtát és keresztezett borjakat is tartalmazó populációban ez idáig nem határoztak meg genetikai paramétereket. Ezért munkám célja volt a többfajtás populációban, különböz egyedmodellekkel becsülni a genetikai paramétereket és a tenyészértékeket a választási eredményekre vonatkozóan Az adatok el készítéséhez a Microsoft Excel XP és a Microsoft Word XP programokat használtam. Az egy- és többtényez s varianciaanalízis (GLM) számításához, a korreláció- és rang-korrelációszámításhoz, a lineáris regresszió-analízishez, valamint a környezeti tényez k hatásának értékeléséhez az SPSS 9.0 statisztikai programcsomagot használtam. A (ko)variancia komponenseket, a genetikai paramétereket, valamint a tenyészértékeket a DFREML és az MTDFREML programokkal becsültem. A fajta, az évjárat, az ellés hónapja, valamint legelés alatti súlyváltozás szignifikáns (P<0,01, ill. P<0,001) hatást mutatott a vemhesülésre. A keszthelyi extenzív lápi viszonyok között a red angus (82,2%), a charolais (82,0%) és az angus (78,9%) fajták vemhesültek a legjobban. A hereford (74,7%) és a lincoln red (71,1%) eredménye közepesnek tekinthet . A leggyengébb vemhesülési mutatót a blonde d’ Aquitaine (60,8%) mutatta. A legeltetés alatti abszolút és relatív súlyváltozás vizsgálata alapján elmondható, hogy az él súlyukat legalább 50 kg-mal, illetve 10%-kal növel

állatok jobban

vemhesültek (P<0,001), mint a kondíciójukat tartók, vagy csökkent k. A vizsgált n ivarú állatok közül 61,0% növelte él súlyát, és 16,0%-kal (P<0,001) jobb vemhesülési eredményt ért el, mint a súlyúkat csökkent k. A reprodukcióra utaló ellés százalékos arányában a legkedvez bb értéket a red angus (75,4%), a charolais (75,4%) és a hereford fajta (73,7%) mutatta. A legkisebb értéket a blonde d’ Aquitaine fajtánál találtam (51,0%). Az angus, a lincoln red és a shaver fajták nem különböztek egymástól. Az ikerellési % a shaver fajtánál 13,2%-os, míg a lincoln red fajtánál 12,9%-os volt. A nagyarányú ikerellésre nehéz magyarázatot találni, lehetséges, hogy a shaver kialakítására használt, illetve a hazánkba behozott lincoln red állomány 94

ÖSSZEFOGLALÁS tenyészértéke ikerellésre jobb volt, mint a vizsgálatban szerepl többi fajtáé. Irodalmi adatok arra utalnak, hogy az ikerellés ismételhet sége meglehet sen magas, és azt szelekcióval is jelent sen lehet növelni. Hasznosult szaporulat tekintetében a legjobb eredményt mutató red angus (70,1%) és hereford (69,4%) fajta

is jóval elmarad a

húsmarhatartásban kívánatosnak tartott 86%-os értékt l. Vizsgálataim eredménye alapján igazolódni látszik a kis test , anyai típusba tartozó brit fajták szaporodásbiológiai el nye a jellemz en terminál típusú francia fajtákkal szemben, mert igénytelenebbek, jobban tudnak alkalmazkodni a széls ségesen extenzív viszonyokhoz. Ez alól kivétel a charolais, mely az angushoz hasonló vemhesülési eredményt ért el. Ennek oka az lehet, hogy a telepen a charolais kisebb test típusát tartják, ami valószín leg igénytelenebb, mint a nagyobb test „ hentes” típus. A fajták növekedési sorrendje vizsgálataim alapján: blonde d’ Aquitaine, limousin, charolais, shaver, lincoln red, magyar tarka, red angus, angus, hereford. A szakirodalmi utalásoknak megfelel en eredményeim alapján a keszthelyi extenzív körülmények között is nagyobb növekedési erélyt mutattak a francia fajták, mint a britek. A shaver, lincoln red és magyar tarka fajták növekedése közepes, az el z két fajtacsoport közé tehet . A becslés alapján a vizsgált fajták közül legkorábban ér nek az angus és a hereford, közepesen ér nek a red angus, a magyar tarka, a charolais és a blonde d’ Aquitaine, kés n ér nek a lincoln red, a shaver és a limousin fajták bizonyultak. A legnagyobb kifejlettkori súlyt a vizsgált fajták közül a blonde d’ Aquitaine érte el (724 kg), a második a limousin (672 kg) lett. A kifejlettkori súlyt legfiatalabban a vizsgálat körülményei között korán ér hereford fajta érte el (5,7 évesen), a legkés bben pedig a közepesen ér

magyar tarka és lincoln red (7,6 évesen). A vizsgáltomban a

BREEDPLAN modellben használt 5 éves korra egyik fajta sem érte el kifejlettkori súlyát. Úgy t nik, hogy az extenzívnek tekinthet körülmények között a n ivarú állatok növekedési üteme kisebb, mint az kedvez bb körülmények között lehetne. Ez abban mutatkozott meg, hogy a vizsgált fajták 4 - 6 hónappal kés bb érték el a becsült tenyészérettségi él súlyukat, ill. életkorukat. Kifejlettkori él súlyuk a fajtára jellemz értékek alsó határát mutatta, és azt jóval kés bb érték el, mint amit az egyes fajtákra közölt, kívánatosnak tekinthet értékek mutatnak. Az irodalmi forrásokhoz hasonlóan a fajták közötti különbségek valamennyi testméret esetén megmutatkoztak. Nevezetesen a legnagyobb súlyú, marban és farban a legmagasabb, valamint a leghosszabb test a blonde d’ Aquitaine fajta volt. A limousin és a charolais e tekintetben felváltva a második helyen szerepelt, ami nyilvánvaló is, hiszen a 95

ÖSSZEFOGLALÁS vizsgált fajták közül e három tartozott a nagy test , keresztezésekben apai csoportba sorolható fajták közé. Vizsgálatom eredménye szerint a borjú genotípusa, a tehenek elléskori életkora, az év, az évszak, valamint a választási életkor szignifikánsan (P<0,05, ill. P<0,001) befolyásolja a választási súlyt, a választás el tti napi súlygyarapodást és a 205-napos súlyt. A borjú genotípusát tekintve a legnagyobb 205-napos súlyt a blonde d’ Aquitaine x limousin (245 kg), valamint a red angus x limousin borjak (237 kg) érték el. A fajtatiszta borjak közül a legnagyobbak az angus-ok (221 kg) voltak. A legkisebb választási eredményt a lincoln red x magyar tarka (144 kg), valamint a hereford (160 kg) mutatták. Az eredmények alapján a tehenek életkorának növekedésével 6 éves korig n tt a választási súly (200 kg), a súlygyarapodás (818 g/nap), valamint a 205-napos súly (212 kg). A 7 - 11 éves tehenek borjai nem különböztek a 6 évesekét l. Az id sebb tehenek borjai esetében folyamatos csökkenést tapasztaltam. Az ivar hatását nézve a jobb választási eredményeket a bikaborjak érték el, választási súlyuk 12 kg-mal, súlygyarapodásuk 40 g/nappal, 205napos súlyuk pedig 17 kg-mal volt jobb, mint az üsz borjaké. Az anya fajtáját tekintve a legjobb választási eredményeket a blonde d’ Aquitaine és a limousin anyák borjai érték el. Ezekt l a 205-napos súlyban nem különbözött az angus, a red angus, a shaver, és a charolais. A magyar tarka anyák borjai a lincoln red-hez hasonló 205 napos súlyt értek el, míg a legkisebbek a hereford tehenek ivadékai voltak. A vizsgált tulajdonságok direkt örökölhet sége h2d = 0,30 - 0,51, anyai örökölhet sége h2m = 0,07 - 0,15, teljes örökölhet sége h2T = 0,37 - 0,47 közötti volt. A kapott örökölhet ségi értékek a nagy hibák miatt csak tájékoztató jelleg ek. A direkt additív genetikai hatás alapján becsült tenyészértékek szerint a vizsgált apák közül a legjobb a 11010-as számú magyar tarka bika volt, melynek tenyészértéke a 2. modell alapján a populáció átlagához képest 14,4 kg-mal, 63 g/nappal, ill. 23,5 kg-mal volt nagyobb. Valamennyi modell esetén a leggyengébb apának a 16528-as számú ugyancsak magyar tarka tenyészbika bizonyult, amely a vizsgált tulajdonságokban -30,2 kg, -120 g/nap és -35,3 kg tenyészértéket mutatott. A három modell összehasonlítását a szakirodalmi utalásoknak megfelel en (SPLAN és mtsai, 2002; ROSO és mtsai, 2005) a „ -2 log likelihood” értékek alapján végeztem. A kapott eredmények azt bizonyítják, hogy a háromféle modellel becsült tenyészérték között jelent s különbség nincs. Ezt a rangkorrelációs együtthatók (rrang = 0,93 - 0,99; P<0,01) is alátámasztják. Úgy t nik, hogy az egyedek tenyészértékük alapján megállapított rangsorát a modell nem, vagy csak nagyon kis mértékben befolyásolja. 96

KÖSZÖNETNYILVÁNÍTÁS

10. KÖSZÖNETNYILVÁNÍTÁS Ezúton szeretném köszönetemet kifejezni témavezet mnek, DR. SZABÓ FERENC professzor Úrnak, aki önzetlenül segítette és egyengette kutató munkámat, szakmai és erkölcsi tanácsaival, személyes példájával segítette szakmai fejl désemet. Köszönöm DR. KOVÁCS JÓZSEF professzor emeritusz Úrnak a szakma és a munka szeretetére nevel tanácsait. Ezúton is szeretném köszönetemet kifejezni DR. POLGÁR J. PÉTER és DR. KOMLÓSI ISTVÁN docens Uraknak, akik kutató munkám során önzetlenül, számtalan hasznos szakmai tanáccsal láttak el. Köszönöm DR. LENGYEL ZOLTÁN, valamint NAGY BARNABÁS PhD hallgató munka során nyújtott segítségét. Köszönetemet fejezem ki a továbbá a Georgikon Tanüzem Kht-nak és jogel djeinek, valamint az Állattenyésztéstani Tanszéki Csoportnak és jogel djeinek, akik vizsgálataim elvégzéséhez biztosították a feltételeket. Külön köszönöm NAGY LAJOS telepvezet nek, ÁBRAHÁM TAMÁS tanszéki mérnöknek, valamint a húsmarhatelep dolgozóinak mérések során nyújtott segítséget. Szeretném megköszönni a TANSZÉKI MUNKATÁRSAKNAK segítségüket és támogatásukat. Végezetül, de nem utolsó sorban szeretném megköszönni ÉDESANYÁMNAK, ÉDESAPÁMNAK és NAGYSZÜLEIMNEK, hogy lehet vé tették számomra PhD tanulmányaim folytatását, köszönöm példamutatásukat és hasznos tanácsaikat.

97

TUDOMÁNYOS KÖZLEMÉNYEK JEGYZÉKE

11. TUDOMÁNYOS KÖZLEMÉNYEK JEGYZÉKE 11.1. Az értekezés témakörében megjelent tudományos közlemények 11.1.1. Idegen nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk 1. Szabó, F. - Nagy, L. - Dákay, I. - Márton, D. - Török, M. - Bene, Sz. (2006): Effects of breed, age of dam, birth year, birth season and sex on weaning weight of beef calves. Liv. Sci., 103.181-185. IF: 1,131 (2006) 2. Bene, Sz. - Nagy, B. - Nagy, L. - Kiss, B. - Polgár, J. P. - Szabó, F. (2007): Comparison of body measurements of beef cows of different breeds. Arch. Tierz., 50.363-373. IF: 0,518 (2006) 11.1.2. Magyar nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk 1. Szabó F. - Bene Sz. - Nagy L. - Erdei I. - Márton D. - Török M. - Lengyel Z. (2005): Néhány tényez hatása a húshasznú borjak választási súlyára. Állattenyésztés és Takarmányozás, 54.1.15-25. 2. Bene Sz. - Nagy B. - Nagy L. - Szabó F. (2005): Különböz húshasznú szarvasmarha fajták teheneinek testméretei. Állattenyésztés és Takarmányozás, 54.4.305-316. 3. Bene Sz. - Szabó F. (2005): Különböz fajtájú n ivarú húsmarhák növekedése és kifejlettkori súlya. Állattenyésztés és Takarmányozás, 54.4.317-329. 4. Bene Sz. - Nagy B. - Nagy L. - Szabó F. (2006): Azonos körülmények között tartott, különböz fajtájú hústípusú tehenek reprodukciós teljesítménye. Magyar Állatorvosok Lapja, 128.4.207-215. IF: 0,155 (2006) 5. Szabó F. - Füller I. - Förd s A. - Keller K. - Nagy B. - Nagy L. - Bene Sz. (2006): Húshasznú magyar tarka borjak választási eredménye. 1. Közlemény: Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55.4.333-342. 6. Bene Sz. - Füller I. - Lengyel Z. - Nagy B. - Förd s A. - Szabó F. (2006): Húshasznú magyar tarka borjak választási eredménye. 2. Közlemény: Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55.6.505-519. 7. Szabó F. - Márton J. - Bene Sz. (2007): Angus borjak választási eredménye. 1. Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.1.9-19. 8. Bene Sz. - Márton J. - Lengyel Z. - Nagy B. - Szabó F. (2007): Angus borjak választási eredménye. 2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.1.21-29. 9. Szabó F. - Márton D. - Nagy B. - Bene Sz. (2007): Hereford borjak választási eredménye. 1. Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.2.105-115. 10. Szabó F. - Domokos Z. - Lengyel Z. - Zsuppán Zs. - Bene Sz. (2007): Charolais borjak választási eredménye. 1. Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.3.211-221. 11. Bene Sz. - Dákay I. - Lengyel Z. - Márton D. - Nagy B. - Szabó F. (2007): Hereford borjak választási eredménye. 2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.3.223-234. 12. Szabó F. - Balika S. - Zsuppán Zs. - Nagy B. - Bene Sz. (2007): Blonde d’ Aquitaine borjak választási eredménye. 1. Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.4.289-298. 98

TUDOMÁNYOS KÖZLEMÉNYEK JEGYZÉKE 13. Bene Sz. - Balika S. - Lengyel Z. - Nagy B. - Zsuppán Zs. - Szabó F. (2007): Blonde d’ Aquitaine borjak választási eredménye. 2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.4.299-311. 14. Bene Sz. - Nagy B. - Nagy L. - Szabó F. (2007): Húsmarhafajták vemhesülési eredményét befolyásoló néhány tényez vizsgálata. Magyar Állatorvosok Lapja, 129.10.600-609. IF: 0,155 (2006) 15. Bene Sz. - Komlósi I. - Nagy B. - Lengyel Z. - Szabó F.: Többfajtás húsmarha tenyészértékbecslés a választási eredmények alapján. Állattenyésztés és Takarmányozás, (közlésre elfogadva) 16. Bene Sz. - Domokos Z. - Nagy B. - Lengyel Z. - Szabó F.: Charolais borjak választási eredménye 2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Állattenyésztés és Takarmányozás, (közlésre elfogadva) 17. Szabó F. - Balika S. - Sz cs M. - Bene Sz.: Limousin borjak választási eredménye. 1. Környezeti hatások. Állattenyésztés és Takarmányozás (közlésre elfogadva) 18. Bene Sz. - Balika S. - Lengyel Z. - Szabó F.: Limousin borjak választási eredménye 2. Genetikai paraméterek, tenyészértékek. Állattenyésztés és Takarmányozás (közlésre elfogadva) 11.1.3. Konferencia kiadványban megjelent közlemények idegen nyelven 1. Bene, Sz. - Szabó, F. (2005): Growth and mature weight of female beef cattle of different breeds. European Association for Animal Production, Commission on Cattle Production, Session C4.11., abstract no. 113. 5th - 8th June, Uppsala, Sweden, 2005. 2. Szabó, F. - Nagy, L. - Bene, Sz. (2006): Some effects on weaning results of beef calves. 57th Annual Meeting of the European Association for Animal Production, Session C33.12., 313.p. 17th September, Antalya, Turkey 2006. 3. Bene, Sz. - Füller, I. - Lengyel, Z. - Nagy, B. - Szabó, F. (2006): Genetic parameters and breeding values of weaning results of Hungarian Fleckvieh beef calves. 57th Annual Meeting of the European Association for Animal Production, Session C4.29., 37.p. 17th September, Antalya, Turkey 2006. 11.1.4. Konferencia kiadványban megjelent közlemények magyar nyelven 1. Bene Sz. - Szabó F. - Lengyel Z. (2003): Húshasznú szarvasmarha állomány borjúnevel képességének vizsgálata extenzív körülmények között. Intézményi Tudományos Diákköri Konferencia, Keszthely, 2003. szeptember 26. 2. Bene Sz. - Szabó F. (2005): Különböz fajtájú hústípusú tehenek testméretei. XI. Ifjúsági Tudományos Fórum, Állattenyésztési Szekció. 2005. március 24., Keszthely 3. Bene Sz. - Balázs F. - Nagy B. - Lengyel Z. - Szabó F. (2005): Néhány tényez hatása angus borjak választási súlyára. XLVII. Georgikon Napok és 15. ÖGA találkozó, Keszthely, szeptember 29-30. 4. Bene Sz. - Nagy B. - Nagy L. - Szabó F. (2006): Különböz fajtájú hústípusú tehenek reprodukciós teljesítménye. XII. Ifjúsági Tudományos Fórum, Állattenyésztési Szekció. 2006. április 20., Keszthely 5. Bene Sz. - Balázs F. - Lengyel Z. - Nagy B. - Szabó F. (2006): Angus borjak választási tulajdonságainak variancia komponensei és populációgenetikai paraméterei. XLVIII. Georgikon Napok, Keszthely, szeptember 21-22.

99

TUDOMÁNYOS KÖZLEMÉNYEK JEGYZÉKE

11.2. Az értekezés témakörén kívüli (egyéb) közlemények 11.2.1. Idegen nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk 1. Szabó, F. - Lengyel, Z. - Balika, S. - Erdei, I. - Márton, D. - Major, T. - Bene, Sz. (2004): Examination of reproduction and weaning results in Limousin cattle population in Hungary. J. Anim. Sci. Suppl., 82.349-356. IF: 1,734 (2004) 2. Dákay, I. - Márton, D. - Bene, Sz. - Kiss, B. - Zsuppán, Zs. - Szabó, F. (2006): The age at first calving and the longevity of beef cows in Hungary. Arch. Tierz., 49.417-425. IF: 0,518 (2006) 3. Szabó, F. - Lengyel, Z. - Domokos, Z. - Bene, Sz. (2007): Estimation of genetic parameters and (co)variance components for weaning traits of Charolais population in Hungary. Arch. Tierz., 50.447-457. IF: 0,518 (2006) 11.2.2. Magyar nyelv folyóiratban megjelent lektorált cikk 1. Dákay I. - Bene Sz. - Nagy B. - Fördös A. - Márton D. - Keller K. - Vincze Zs. - Szabó F. (2006): A borjazási id szak alakulása néhány húsmarhaállományban. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55.1.13-23. 2. Nagy B. - Lengyel Z. - Bodó I. - Gera I. - Bene Sz. - Szabó F. (2006): Magyar szürke borjak növekedési tulajdonságainak variancia komponensei és populációgenetikai paraméterei. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55.2.97-107. 3. Dákay I. - Bene Sz. - Nagy B. - Keller K. - Fördös A. - Szabó F. (2006): A hasznosult szaporulat néhány húsmarha állományban. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55.4.323-332. 4. Dákay I. - Nagy B. - Bene Sz. - Fördös A. - Zsuppán Zs. - Szabó F. (2006): Az ellések közt eltelt id vizsgálata néhány hústehén állományban. Állattenyésztés és Takarmányozás, 55.5.419-430. 5. Nagy B. - Bene Sz. - Szabó F. (2006): Az ellések szezonalítása és annak hatása a két ellés között eltelt id re magyar szürke tehénállományokban. Magyar Állatorvosok Lapja, 128.12.731-736. IF: 0,155 (2006) 6. Nagy B. - Bene Sz. - Bodó I. - Gera I. - Szabó F. (2007): Magyar szürke borjak születési súlya és testméretei. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.2.97-104. 7. Török M. - Kocsi Gy. - Bene Sz. - Kiss B. - Szabó F. (2007): Hízómarhák különböz testtájain ultrahanggal mért b ralatti faggyúvastagsága és annak összefüggései. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.2.117-124. 8. Nagy B. - Bene Sz. - Bodó I. - Gera I. - Szabó F. (2007): Magyar szürke bikák és tehenek él súlya és testméretei. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.3.193-201. 9. Nagy B. - Király I. - Bene Sz. - Dákay I. - Szabó F. (2007): Magyar szürke tehenek és üsz k küls és bels medence méreteinek vizsgálata. Állattenyésztés és Takarmányozás, 56.3.203-209. 11.2.3. Konferencia kiadványban megjelent közlemények idegen nyelven 1. Szabó, F. - Lengyel, Z. - Balika, S. - Erdei, I. - Márton, D. - Major, T. - Bene, Sz. (2004): Examination of reproduction and weaning results in Limousin cattle population in Hungary. Joint Meeting ADSA, ASAS, PSA, St. Louis, Missouri, USA 2004 July 25-29. 100

TUDOMÁNYOS KÖZLEMÉNYEK JEGYZÉKE 2. Szabó, F. - Sebestyén, S. - Bene, Sz. (2004): Organisation of Beef Cattle Recording and Breeding in Hungary International Committee for Animal Recording 34th ICAR Session and INTERBULL Meeting, Sousse – Tunisia May 28th – June 3rd 2004 3. Nagy, B. - Lengyel, Z. - Bodó, I. - Gera, I. - Bene, Sz. - Szabó, F. (2005): Estimation of weaning performance of Hungarian Grey cattle by sire model. 5th International conference of PhD students. University of Miskolc, Hungary, 14-20 August, 2005. 4. Nagy, B. - Bene, Sz. - Bodó, I. - Gera, I. - Szabó, F. (2006): Live weight and body measurements of Hungarian Grey bulls and cows. 57th Annual Meeting of the European Association for Animal Production, Session C33.46., 329.p. 17th September, Antalya, Turkey 2006. 5. Polgár, J. P. - Füller, I. - Török, M. - Bene, Sz. - Kiss, B. - Harmath, Á. - Húth, B. (2007): Examination of slaugter results of Hungarian Simmental paternal half-sib bulls. 58th Annual Meeting of the European Association for Animal Production, Session 37., Abst. No. 1332., 367.p., 29th August 2007, Dublin, Ireland. 6. Szabó, F. - Márton, J. - Bene, Sz. (2007): Weaning results of Angus calves in Hungary. 58th Annual Meeting of the European Association for Animal Production, Session 37., Abst. No. 462., 369.p., 29th August 2007, Dublin, Ireland.

11.2.4. Konferencia kiadványban megjelent közlemények magyar nyelven 1. Nagy B. - Lengyel Z. - Bodó I. - Gera I. - Bene Sz. - Szabó F. (2005): Növekedési tulajdonságokat befolyásoló környezeti tényez k vizsgálata magyar szürke választott borjak esetén. VI. RODOSZ Tudományos Konferencia, Kolozsvár, 2005. 2. Dákay I. - Bene Sz. - Nagy B. - Lengyel Z. - Szabó F. (2005): Az ellések szezonalításának vizsgálata hazai húsmarhatenyészetekben. XI. Ifjúsági Tudományos Fórum, Állattenyésztési Szekció. 2005. március 24., Keszthely 3. Hornyák Z. - Török M. - Bene Sz. - Polgár J. P. - Szabó F. (2006): El zetes adatok a hazai vágómarha genotípusok vágási paramétereinek értékelésér l. XII. Ifjúsági Tudományos Fórum, Állattenyésztési Szekció. 2006. április 20., Keszthely 4. Nagy B. - Bene Sz. - Szabó F. (2006): Magyar szürke borjak születési súlya és testméretei. XII. Ifjúsági Tudományos Fórum, Állattenyésztési Szekció. 2006. április 20., Keszthely 5. Nagy B. - Bene Sz. - Bodó I. - Gera I. - Lukács G. - Szabó F. (2006): Magyar szürke bikák és tehenek él súlya és testméretei. XLVIII. Georgikon Napok, Keszthely, szeptember 21-22. 6. Nagy B. - Bene Sz. - Bodó I. - Gera I. - Szabó F. (2006): Magyar szürke borjak születési súlya és testméretei. XLVIII. Georgikon Napok, Keszthely, szeptember 2122. 7. Kiss B. - Bene Sz. - Török M. - Polgár J. P. (2007): Magyar tarka bikák vágási paramétereinek és szöveti összetételének vizsgálata. XIII. Ifjúsági Tudományos Fórum, Állattenyésztési Szekció. 2007. március 22., Keszthely 8. Förd s A. - Bene Sz. - Szabó F. (2007): A húsmarhatenyésztés biológiai alapjainak értékelése különös tekintettel a genotípus-környezet kölcsönhatásra. XIII. Ifjúsági Tudományos Fórum, Állattenyésztési Szekció. 2007. március 22., Keszthely

101

TUDOMÁNYOS KÖZLEMÉNYEK JEGYZÉKE 11.2.5. Egyéb közlemény 1. Bene Sz. (2004): Húshasznú borjak választási eredményeit befolyásoló néhány tényez vizsgálata. Diplomadolgozat, Keszthely, 2004. 2. Bene Sz. (2005): X. Húsmarhatenyésztési tanácskozás Keszthelyen. A Magyartarka, 5.4.13. 3. Bene, Sz. - Nagy, B. - Nagy, L. - Szabó, F. (2005): Body measurement data of beef cows of different breeds. Animal Breeding Abstracts, 2006. 74.1.12.77. 4. Bene, Sz. - Szabó F. (2005): Growth and mature weight of female beef cattle of different breeds. Animal Breeding Abstracts, 2006. 74.1.12.78. 5. Bene Sz. (2006): XI. Húsmarhatenyésztési Tanácskozás. Magyar Állattenyészt k Lapja, 34.11.6. 6. Bene Sz. - Szabó F. - Polgár J. P. (2006): XI. Húsmarhatenyésztési tanácskozás Keszthelyen. A Magyartarka, 6.4.11-12.

102

FELHASZNÁLT IRODALOM

12. FELHASZNÁLT IRODALOM 1.

2.

3. 4. 5.

6.

7.

8.

9.

10. 11. 12. 13. 14. 15.

AGABRIEL, J. - GIRAUD, J. M. - PETIT, M. (1986): Détermination et utilisation de la note d'état d'engraissement en élevage allaitant. Bul. Tech. C.R.Z.V. Theix, INRA, 66.43-50. AHUNU, B. K. - ARTHUR, P. F. - KISSIEDU, H. W. A. (1997): Genetic and phenotypic parameters for birth and weaning weights of purebred and crossbred N’ Dama and West African Shorthorn cattle. Liv. Prod. Sci., 51.165-171. ALFÖLDI L. - DOMOKOS Z. - T ZSÉR J. (1999): Adatok charolais tehenek kondíciójának alakulására. A Hús, 2.110-112. AMUNDSON, J. L. - MADER, T. L. - RASBY, R. J. - HU, Q. S. (2006): Environmental effects on pregnancy rate in beef cattle. J. Anim. Sci., 84.3415-3420. ARANGO, J. A. - CUNDIFF, L. V. - VAN VLECK, L. D. (2002a): Genetic parameters for weight, weight adjusted for body condition score, height, and body condition score in beef cows. J. Anim. Sci. 80.3112-3122. ARANGO, J. A. - CUNDIFF, L. V. - VAN VLECK, L. D. (2002b): Breed comparsions of Angus, Charolais, Hereford, Jersey, Limousin, Simmental and South Devon for weight, weight adjusted for body condition score, height, and body condition score in beef cows. J. Anim. Sci. 80.3123-3132. ARANGO, J. A. - CUNDIFF, L. V. - VAN VLECK, L. D. (2002c): Comparsions of Angus-, Braunvieh-, Chianina-, Hereford-, Gelbvieh-, Maine Anjou-, and Red Poll-sired cows for weight, weight adjusted for body condition score, height, and body condition score in beef cows. J. Anim. Sci. 80.3133-3141. ARANGO, J. A. - CUNDIFF, L. V. - VAN VLECK, L. D. (2002d): Breed comparsions of Angus, Brahman, Hereford, Pinzgauer, Sahiwal, and Tarentaise for weight, weight adjusted for body condition score, height, and body condition score in beef cows. J. Anim. Sci. 80.3142-3149. ARANGO, J. A. - CUNDIFF, L. V. - VAN VLECK, L. D. (2004): Comparsions of Angus, Charolais, Galloway, Hereford, Longhorn, Nellore, Piedmontese, Salers, and Shorthorn breeds for weight, weight adjusted for body condition score, height, and body condition score in beef cows. J. Anim. Sci. 82.74-84. ARNOLD, J. W. - BERTRAND, J. K. - BENYSHEK, L. L. (1992): Animal model for genetic evaluation of multibreed data. J. Anim. Sci., 70.3322–3332. BALIKA S. (1976): Újabb adatok a húsmarha szaporaságát befolyásoló tényez khöz. Állattenyésztés, 25.5.463-468. BALIKA S. - BODÓ I. (1984): Jelent sebb húsmarha-fajták. Taurina Szarvasmarhatenyészt Közös Vállalat, Budaörs. 3-40. BALIKA S. (1990): A húshasznú szarvasmarha típusformálása. Vágóállat és Hústermelés, 20.7.31-34. BAUER, K. - STEINWENDER, R. - STODULKA, R. (1997): Mutterkuh-Haltung. Leopold Stocker Verlag, Graz, Austria. BECZE J. - MÉSZÁROS J. (1986): Ikerellés indukálása termékenyített tehenekbe történ embrió-átültetéssel. Állattenyésztési Kutatóintézet Közleményei, Gödöll . 27-31.

103

FELHASZNÁLT IRODALOM 16. 17.

18.

19. 20.

21. 22. 23. 24. 25.

26.

27.

28. 29.

30. 31. 32.

33. 34.

BECZE J. (1987): Kérdések és válaszok a szaporodásbiológiai gyakorlatból. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. BELTRÁN, J. J. - BUTTS, W. T. - OLSON, T. A. - KOGER, M. (1992): Growth patterns of two lines of Angus cattle selected using predicted growth parameters. J. Anim. Sci., 70.734-741. BENETT, G. L. - GREGORY, K. E. (2001): Genetic (co)variances for calving difficulty score in composite and parental populations of beef cattle: II. Reproductive, skeletal, and carcass traits. J. Anim. Sci., 79.52-59. BERG, R. T. - BUTTERFIELD, R. M. (1976): New concepts of cattle growth. S. U. Press, Sidney, Australia. 1-36. BERGER, P. J. - CUBA, A. C. - KOEHLERT, K. J. - HEALEY, M. H. (1992): Factors affecting dystocia and early calf mortality in Angus cows and heifers. J. Anim. Sci., 70.1775-1786. BOCSOR G. (1960): A magyar tarka marha. Akadémiai Kiadó, Budapest. BODÓ I. (1979): A világ húsmarhafajtáinak és típusainak jellemz i II. A nagy test francia húsmarhafajták. A charolais. Taurina Híradó. 2. BODÓ I. (1985): A húsmarhafajták. In: Dohy J. /szerk./: Húsmarhatenyésztés. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. BODÓ I. (1998): A húsmarhafajták. In: Szabó F. /szerk./: Húsmarhatenyésztés. Mez gazda Kiadó, Budapest. BOLDMAN, K. G. - KRIESE, L. A. - VAN VLECK, L. D. - KACHMAN, S. D. (1993): A manual for use of MTDFREML. A set of programs to obtain estimates of variances and covariances. USDA-ARS, Clay Center, NE, USA. BORMANN, J. M. - TOTIR, L. R. - KACHMAN, S. D. - FERNANDO, R. L. - WILSON, D. E. (2006): Pregnancy rate and first-service conception rate in Angus heifers. J. Anim. Sci., 84.2022-2025. BOURDON, R. M. - BRINKS, J. S. (1982): Genetic, environmental and phenotypic relationships among gestation lenght, birth weight, growth traits and age at first calving in beef cattle. J. Anim. Sci., 55.543-553. BÖLCSKEY K. - ENYEDI S. - LÁNYI I.-NÉ - SZUROMI A. (1980): A tavaszi és az szi születés húsborjak választási teljesítménye. Állattenyésztés, 29.3.225-231. BÖLCSKEY K. (1984): A tavaszi f szezon különböz hónapjaiban ellett hústehenek választási teljesítménye és október végi él tömege. Állattenyésztés és Takarmányozás, 33.6.507-511. BÖLCSKEY K. (1987): A borjúnevel képesség változása az ellések számának függvényében. Állattenyésztés és Takarmányozás, 36.4.305-311. BREM, G. /szerk./ (1998): A gazdasági állatok küllemi bírálata. Mez gazda Kiadó, Budapest. BROWN, J. E. - FITZHUGH, H. A. - CARTWRIGHT, T. C. (1976): A comparison of nonlinear models for describing weight-age relationships in cattle. J. Anim. Sci., 42.810. BULLOCK, D. (2000): Improving herd efficiency. Charolais Journal, October, 70-71. BULLOCK, K. D. - BERTRAND, J. K. - BENYSHEK, L. L. (1993): Genetic and environmental parameters for mature weight and other growth measures in polled Hereford cattle. J. Anim. Sci., 71.1737-1741.

104

FELHASZNÁLT IRODALOM 35. 36.

37.

38.

39. 40.

41. 42.

43.

44.

45. 46. 47.

48. 49. 50. 51.

52.

CAMERON, N. D. (1997): Selection indices and prediction of genetic merit in animal breeding. CAB International. CARNIER, P. - ALBERA, A. - DAL ZOTTO, R. - GROEN, A. F. - BONA, M. - BITTANTE, G. (2000): Genetic parameters for direct and maternal calving ability over parities in Piedmontese cattle. J. Anim. Sci., 78.2532-2539. CHOY, Y. H. - BRINKS, J. S. - BOURDON, R. M. (2002): Repeated-measure animal models to estimate genetic components of mature weight, hip height, and body condition score. J. Anim. Sci., 80.2071-2077. CREWS, D. H. - KEMP, R. A. (1999): Contributions of preweaning growth information and maternal effects for prediction of carcass trait breeding values among crossbred beef cattle. Can. J. Anim. Sci., 79.17-25. CREWS, D. H. (2006): Age of dam and sex of calf adjustments and genetic parameters for gestation length in Charolais cattle. J. Anim. Sci., 84.25-31. CUBAS, A. C. - BERGER, P. J. - HEALEY, M. H. (1991): Genetic parameters for calving ease and survival at birthh in Angus field data. J. Anim. Sci., 69.39523958. CUNDIFF, L. V. - GREGORY, K. E. - KOCH, R. M. (1974): Effects of heterosis on reproduction in Hereford, Angus and Shorthorn cattle. J. Anim. Sci., 38.711. CUNDIFF, L. V. - GREGORY, K. E. - KOCH, R. M. (1985): Characterization of breeds representing diverse biological types. Beef Research Progress Report. USDA RL, Meat Anim. Res. Center, Clay Center, NE, USA. CUNDIFF, L. V. - NÚNEZ-DOMINGUEZ, R. - DICKERSON, G. E. - GREGORY, K. E. KOCH, R. M. (1992): Heterosis for lifetime production in Hereford, Angus, Shorthorn, and crossbred cows. J. Anim. Sci., 70.2397-2410. CUNDIFF, L. V. - SZABÓ, F. - GREGORY, K. E. - KOCH, R. M. - DIKEMAN, M. E. CROUSE, J. D. (1993): Breed comparisons in the germplasm evaluation program at MARC. Agr. Res. Ser., Clay Center, NE. (Pres. at the Beef Improvement Federation 25th Anniv. Conference, Asheville, NC, USA.) CSELKÓ I. (1908): Szarvasmarhatenyésztés. „ Pátria” Irodalmi Vállalat és Nyomdai Részvény-társaság, Budapest. DENISE, R. S. K. - BRINKS, J. S. (1985): Genetic and environmental aspects of the growth curve parameters in beef cows. J. Anim. Sci., 61.1431. DODENHOFF, J. - VAN VLECK, L. D. - GREGORY, K. E. (1999): Estimation of direct, maternal and grandmaternal genetic effects for weaning weight in several breeds of beef cattle. J. Anim. Sci., 77.840-845. DOHY J. /szerk./ (1985): Húsmarhatenyésztés. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. DOHY J. /szerk./ (1989): Az állattenyésztés genetikai alapjai. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. DOREN, P. E. - BAKER, J. F. - LONG, C. R. - CARTWRIGHT, T. C. (1989): Estimating parameters of growth curves of bulls. J. Anim. Sci., 67.1432-1445. DOYLE, S. P. - GOLDEN, B. L. - GREEN, R. D. - BRINKS, J. S. (2000): Additive genetic parameter estimates for heifer pregnancy and subsequent reproduction in Angus females. J. Anim. Sci., 78.2091-2098. DUANGJINDA, M. - BERTRAND, J. K. - MISZTAL, I. - DRUET, T. (2001): Estimation of additive and nonadditive genetic variances in Hereford, Gelbvieh and Charolais by method „ R” . J. Anim. Sci., 79.2997-3001. 105

FELHASZNÁLT IRODALOM 53.

54. 55.

56. 57.

58. 59. 60.

61. 62. 63. 64. 65.

66. 67.

68.

69.

70.

DUNAY A. - BOZÓ S. - DEÁK M. - RADA K. - KOVÁCS J. (1978): Tejel típusú növendék bikák hústermel -képességének összehasonlító vizsgálata. Állattenyésztés, 27.4.305-316. ECHTERNKAMP, S. E. - GREGORY, K. E. - HAYS, W. G. - CUNDIFF, L. V. - KOCH, R. M. (1985): Twinning in Cattle. Beef Research Progress Report, ARS-42, 2.23. ELER, J. P. - VAN VLECK, L. D. - FERRAZ, J. B. S. - LOBO, R. B. (1995): Estimation of variances due to direct and maternal effects for growth traits of Nelore cattle. J. Anim. Sci., 73.3253-3258. ELZO, M. A. - FAMULA, T. R. (1985): Multibreed sire evaluation procedures within a country. J. Anim. Sci., 60.942–952. ENGELHARDT, G. - BRANSCHIED, W. - GLODEK, P. (1992): Schätzung der grobgeweblichen Schlachtkörperzusammensetzung beim Rind mit Hilfe von Hilfsmerkmalen. Arch. Tierz., 35.561-569. ENYEDI S. (1975): A borjúkori súlygyarapodás összefüggése a kés bbi termeléssel. Állattenyésztés, 24.5.435-441. EVANS, D. G. (1978): The interpretation and analysis of subjective body condition score. Anim. Prod., 26.119-125. EZZANO, P. - ICKOWICZ, A. - LANCELOT, R. (2005): Relationships between N’ Dama cow body condition score and production performance under an extensive range management system in Southern Senegal: calf weight gain, milk production, probability of pregnancy, and juvenile mortality. Liv. Prod. Sci., 92.291-306. FALCONER, D. S. - TRUDY, F. C. M. (1996): Introduction to quantitative genetics. Longman Group Ltd., 4th Edition. FÁBIÁN Gy. (1973): Állattan. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. FELIUS, M. (1995): Cattle Breeds an Encyclopedia. Misset uitgeverij, Doetinchem, NL. FROOD, M. J. - CROXTON, J. (1978): The use of condition scoring in dairy cows and its relationships with milk yield and live weight. Anim. Prod., 27.285-291. GÁSPÁRDY A. - SZABÁRA L. - SVÁB L. - BODÓ I. (1998): Charolais borjak választási súlyának üzemi értékelése egyedi állatmodell alkalmazásával. Állattenyésztés és Takarmányozás, 47.6.503-513. GERE T. - MOLNÁR M. (1973): A tehenek él súlya és a hízóbika ivadékok növekedési intenzitása. Állattenyésztés, 22.3.213-219. GERE T. - BARTOSIEWICZ L. (1979): A szarvasmarha hasznosítási típusának összefüggése egyes testméretek posztembrionális növekedésével. Állattenyésztés, 28.3.245. GILBERT, R. P. - BAILEY, D. R. C. - SHANNON, N. H. (1993a): Body dimensions and carcass measurements of cattle selected for postweaning gain fed two different diets. J. Anim. Sci., 71.1688-1698. GILBERT, R. P. - BAILEY, D. R. C. - SHANNON, N. H. (1993b): Linear body measurements of cattle before and after 20 years of selection for postweaning gain when fed two different diets. J. Anim. Sci., 71.1712-1720. GRASER, H. U. (1999): Multi-breed EBV - Now and when? In: Proc. Assoc. Adv. Anim. Breed. Genet., Mandurah, WA, Australia. 62-66.

106

FELHASZNÁLT IRODALOM 71.

72.

73.

74.

75.

76.

77.

78.

79. 80. 81.

82. 83. 84.

85.

GREGORY, K. E. - SWIGER, L. A. - KOCH, R. M. - SUPTION, L. J. - ROWDEN, W. W. INGALLS, J. E. (1965): Heterosis in preweaning traits of beef cattle. J. Anim. Sci., 24.21. GREGORY, K. E. - CUNDIFF, L. V. - SMITH, G. M. - LASTER, D. B. - FITZIUGH, H. A. (1978): Characterization of biological types of cattle. Cycle II. I. Birth and weaning traits. J. Anim. Sci., 47.1022. GREGORY, K. E. - SMITH, G. M. - CUNDIFF, L. V. - KOCH, R. M. - LASTER, D. B. (1979): Characterization of biological types of cattle. Cyle III. I. Birth and weaning traits. J. Anim. Sci., 48.271. GREGORY, K. E. - CUNDIFF, L. V. - KOCH, R. M. (1992): Breed effects and heterosis in advanced generations of composite populations for reproduction and maternal traits of beef cattle. J. Anim. Sci., 70.656-672. GREGORY, K. E. - CUNDIFF, L. V. - KOCH, R. M. (1995a): Genetic and phenotypic (co)variances for growth and carcass traits og purebred and composite populations os beef cattle. J. Anim. Sci., 73.1920-1926. GREGORY és mtsai (1995b): Különböz húsmarhafajták 12 órás és napi tejtermelésének alakulása (táblázat). In: SZABÓ F. (1998): Húsmarhatenyésztés. Mez gazda Kiadó, Budapest. 39. GUERRA, J. L. L. - FRANKE, D. E. - BLOUIN, D. C. (2006): Genetic parameters for calving rate and calf survival from linear, threshold, and logistic models in a multibreed beef cattle population. J. Anim. Sci., 84.3197-3203. GUTIÉRREZ, J. P. - GOYACHE, F. - FERNÁNDEZ, I. - ALVAREZ, I. - ROYO, L. J. (2007): Genetic relationships among calving ease, calving interval, birth weight, and weaning weight in the Asturiana de los Valles beef cattle breed. J. Anim. Sci., 85.69-75. HANCZ CS. (2004): Kísérleti statisztika I. Kísérletek tervezése. Kaposvári Egyetemi Jegyzet, Kaposvár. HARASZTI J. - ZÖLDÁG L. /szerk./ (1994): A háziállatok szülészete és szaporodásbiológiája. Mez gazda Kiadó, Budapest. HARTJEN, P. - PREISINGER, R. - ERNST, E. (1993): Schätzung der Schlachtkörperzusammensetzung beim Rind. I. Mitt.: Schätzung der Schlachtkörperzusammensetzung am lebenden Rind mit Hilfe von Ultraschallmessungen und Lebendmassen. Arch. Tierz., 36.315-324. HOLLÓ I. - HORVÁTH Á. - MAKAY B. - VÁRKONYI J. (1976): Adatok a hegyitarka üsz k medenceméreteinek összefüggéséhez. Állattenyésztés, 25.6.515-523. HOLLÓ I. - HORVÁTH Á. (1979): El zetes beszámoló a tehenek medenceméretei és az ellés lefolyása közötti összefüggés vizsgálatáról. Állattenyésztés, 28.1.21. HOLLÓ I. - T ZSÉR J. - SZABÓNÉ WILLIN E. - NAGY N. (2004): A gazdasági állatok értékmér tulajdonságai. In: Szabó F. /szerk./: Általános állattenyésztés. Mez gazda Kiadó, Budapest. 255. HOLLOWAY, J. W. - WARRINGTON, B. G. - FORREST, D. W. - RANDEL, R. D. (2002): Preweaning growth of F1 tropically adapted beef cattle breeds x Angus and reproductive performance of their Angus dams in arid rangeland. J. Anim. Sci., 80.911-918.

107

FELHASZNÁLT IRODALOM 86.

HORN A. /szerk./ (1959): Állattenyésztési Enciklopédia. Második kötet, Szarvasmarha-tenyésztés, Juhtenyésztés, Tejgazdaságtan. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. 87. HORN A. /szerk./ (1973): Szarvasmarhatenyésztés. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. 88. HORN A. /szerk./ (1976): Állattenyésztés II. Szarvasmarhatenyésztés, juhtenyésztés, lótenyésztés. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. 89. HORN P. /szerk./ (1995): Állattenyésztés I. Szarvasmarha, juh, ló. Mez gazda Kiadó, Budapest. 90. HUSZENICZA, Gy. - FEKETE, S. - MOLNÁR, L. - HARASZTI, J. - SOLTI, L. - BICSÉRDY, Gy. - CZABÁN, L. - KÖRFFY, K. - BULLA, G. - YARO, A. C. - ZWILLINGER, A. (1987): Influence of the body condition, body mass change and different levels of energy intake on the postpartal ovarian activity of beef cows. Acta Vet. Hung., 35.359-372. 91. HUSZENICZA, Gy. - HARASZTI, J. - EKÉS, K. - YARO, A. C. - MOLNÁR, L. - ZÖLDÁG, L. - SZENCI, O. - SOLTI, L. (1988): Characteristics of genital and metabolic functions of suckling beef cows at the beginning of the breeding season in largescale farms in Hungary. J. Vet. Med. A., 35.761-769. 92. HUSZENICZA Gy. - HARASZTI J. - EKÉS K. - YARO, A. C. - MOLNÁR L. - ZÖLDÁG L. SZENCI O. - SOLTI L. (1989): Nagyüzemi körülmények között tartott húshasznú tehenek ivarszervi m ködése és metabolikus állapota a fedeztetési szezon kezdetén. Magyar Állatorvosok Lapja, 44.347-348. 93. ILOEJE, M. U. (1986): Components of variance for growth traits among zebu and South Devon beef cattle in southeastern Nigeria. Liv. Prod. Sci., 14.231-238. 94. IWAISAKI, H. - TSURUTA, S. - MISZTAL, I. - BERTRAND, J. K. (2005): Estimation of correlation between maternal permanent environmental effects of related dams in beef cattle. J. Anim. Sci., 83.537-542. 95. JAKUBEC, V. - RIHA, J. - GOLDA, J. - MAJZLÍIK, I. (2000): Analysis of factors affecting pre- and postweaning traits of Angus calves in the Czech Republic. 51st. Ann. Meet. EAAP, Hauge, NL, Cattle Prod. 243. 96. JAKUBEC, V. - SCHLOTE, W. - RIHA, J. - MAJZLIK, I. (2003): Comparsin of growth traits of eight beef cattle breeds in the Czech Republic. Arch. Tierz., 46.143-153. 97. JARRIGE, R. - BÉRANGER, C. (1992): World Animal Science, C5, Beef Cattle Production. Elsevier Science Publishers B. V., Amsterdam, NL. 98. KAPS, M. - HERRING, W. O. - LAMBERSON, W. R. (1999): Genetic and environmental parameters for mature weight in Angus cattle. J. Anim. Sc., 77.569-574. 99. KAPS, M. - HERRING, W. O. - LAMBERSON, W. R. (2000): Genetic and environmental parameters for traits derived from the Brody growth curve and their relationships with weaning weight in Angus cattle. J. Anim. Sci., 78.1436-1442. 100. KECSKÉS S. /szerk./ (1955): Állattenyészt k kézikönyve. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. 101. KEETON, L. L. - GREEN, R. D. - GOLDEN, B. L. - ANDERSON, K. J. (1996): Estimation of variance components and prediction of breeding values for scrotal circumference and weaning weight in Limousin cattle. J. Anim. Sci., 74.31-36. 102. KELEMÉRI G. (1973): A hereford szarvasmarhafajta felhasználása. Állattenyésztés, 22.2.121-130.

108

FELHASZNÁLT IRODALOM 103. KMET, J. - SAKOWSKI ZT. - HUBA, J. - PESKOVICOVA, D. - CHRENEK, J. - POLAK, P. (2000): Application of video image analysis in the slaughter value estimation of live Simmental bulls. Arch. Tierz., 43.411-416. 104. KOVÁCS A. - SZ CS 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. 105. KOVÁCS A. - SZ CS E. - BORI T. - NAGYNASKA E. - VÖLGYI CSÍK J. (1994a): A születési hónap és az ivar hatása a limousin borjak választási, valamint éveskori teljesítményére. Állattenyésztés és Takarmányozás, 43.3.209-211. 106. KOVÁCS A. - SZ CS E. - VÖLGYI CSÍK J. (1994b): A születési meteorológiai tényez k hatása a limousin borjak teljesítmény-paramétereire. Állattenyésztés és Takarmányozás, 43.6.497. 107. KOVÁCS A. Z. (1997): Magyarországon tartott néhány húshasznosítású szarvasmarhafajta tejének összetétele. Állattenyésztés és Takarmányozás, 46.2.175-187. 108. KÖCSKY L. - PERJÉS I. (1980): N ivarú szarvasmarha-állományok szaporodásbiológiai paraméterei és elemzésük. Állattenyésztési Kutatóintézet Közleményei, Herceghalom. 13-15. 109. KRESS, D. D. - DOOMBOS, D. E. - ANDERSON, D. C. (1990): Performance of crosses among Hereford, Angus and Simmental cattle with different levels of Simmental breeding. IV. Matrenal heterosis and calf production by two-year-old dams. J. Anim. Sci., 68.54-63. 110. KÜHN, C. - BELLMANN, O. - VOIGT, J. - WEGNER, J. - GUIARD, V. - ENDER, K. (2002): An experiment apporach for study the genetic and physological background of nutrient transformation in cattle with the respect to nutrient secretion and accretion type. Arch. Tierz., 45.317-330. 111. LASTER, D. B. - SMITH, G. M. - GREGORY, K. E. (1976): Characterization of biological types of cattle IV. Postweaning growth and puberty of heifers. J. Anim. Sci., 43.63-70. 112. LEE, C. - VAN TASSEL, C. P. - POLLAK, E. J. (1997): Estimation of genetic variance and covariance components for weaning weight in Simmental cattle. J. Anim. Sci., 75.325-330. 113. LEHMANN, R. (1975): Matematische Grundlagen zur Analyse des Wachtums von landwirtschaftlichen Nutztieren. Arch. Tierz., 18.163-174. 114. LEGARRA, A. - MISZTAL, I. - BERTRAND, J. K. (2004): Constructing covariance functions for random regression models for growth in Gelbvieh beef cattle. J. Anim. Sci., 82.1564-1571. 115. LENGYEL, Z. - SZABÓ, F. - KOMLÓSI, I. (2001): Effects of year, season, number of calving and sex on weaning performance of Hungarian Simmental beef calves. 52th Ann. Meet. of the EAAP. Budapest, Hungary. 53. 116. LENGYEL, Z. - DOMOKOS, Z. - MÁRTON, D. - ERDEI, I. - WAGENHOFFER, Zs. SZABÓ, F. (2003a): Weaning performance of Charolais beef calves in Hungary. 54rd Ann. Meet. of the EAAP, Roma, Italy. 41. 117. LENGYEL, Z. - BALIKA, S. - POLGÁR, J. P. - SZABÓ, F. (2003b): Estimation of genetic (co)variance components for growth and some reproduction traits of Hungarian Limousin population. Georgikon for Agriculture, 14.2.51-69. 109

FELHASZNÁLT IRODALOM 118. LENGYEL Z. - KOMLÓSI I. - BALIKA S. - MAJOR T. - ERDEI I. - SZABÓ F. (2003c): Hazai limousin állományok reprodukciós és választási eredményeinek vizsgálata. 1. közlemény: Apa modell. Állattenyésztés és takarmányozás, 52.1.25-38. 119. LENGYEL Z. - BALIKA S. - POLGÁR J. P. - SZABÓ F. (2004): Hazai limousin állományok ellés lefolyásának és választási eredményeinek vizsgálata. 2. közlemény: Apa- és egyedmodell összehasonlítása. Állattenyésztés és Takarmányozás, 53.3.199-211. 120. LENGYEL Z. (2005): Húshasznú borjak választási eredményét befolyásoló környezeti és genetikai tényez k. Doktori (PhD) értekezés, Keszthely. 121. LIU, M. F. - MAKARECHIAN, M. (1993): Factors influencing growth performence of beef bulls in a test station. J. Anim. Sci., 71.1123-1127. 122. MACNEIL, M. D. - MOTT, T. B. (2006): Genetic analysis of gain from birth to weaning, milk production, and udder conformation in Line 1 Hereford cattle. J. Anim. Sci., 84.1639-1645. 123. MAGYARI A. (1976): Ajánlások a hústermelésre szakosított szarvasmarha-tenyésztés hatékonyságának növeléséhez. Állattenyésztés és Takarmányozás, 25.5.403-411. 124. MELTON és mtsai (1967): Különböz fajtájú húshasznú tehenek tejtermelése (táblázat). In: SZABÓ F. (1998): Húsmarhatenyésztés. Mez gazda Kiadó, Budapest. 39. 125. MENCHACA, M. A. - CHASE, C. C. - OLSON, T. A. - HAMMOND, A. C. (1996): Evaluation of growth curves of Brahman cattle of various frame sizes. J. Anim. Sci., 74.2140-2151. 126. MEYER, K. - HAMMOND, K. - MACKINNON, M. J. - PAMEL, P. F. (1991): Estimates of covariances between reproduction and growth in Australian beef cattle. J. Anim. Sci., 69.3533-3543. 127. MEYER, K. (1992): Variance components due tu direct and maternal effects for growth traits of Australian beef cattle. Liv. Prod. Sci., 31.179-204. 128. MEYER, K. - CARRICK, M. J. - DONELLY, B. J. P. (1993): Genetic parameters for growth traits of Australian beef cattle from a multibreed selection experiment. J. Anim. Sci., 71.2614-2622. 129. MEYER, K. (1998): DFREML. Version 3.0. User Notes. 130. MEYER, K. (2004): Estimates of the complete genetic covariance matrix for traits in multi-trait genetic evaluation of Australian Hereford cattle. Aus. J. Agric. Res., 55.195-210. 131. MÉSZÁROS GY. (1977): Új módszer a szarvasmarhák testméreteinek felvételére és testarányaik elemzésére. Állattenyésztés és Takarmányozás, 26.6.525-532. 132. MILISITS G. (2004): Kísérleti statisztika II. Az SPSS statisztikai programcsomag alkalmazása állattenyésztési kutatásokban. Kaposvári Egyetemi Jegyzet, Kaposvár. 133. 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. 134. 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., 53.1217. 135. NEUMANN, W. - WEIHER, O. - MARTIN, J. (1988): Ergebnisse von Untersuchungen zur Züchtung von Fleischrindlinien durch Kombinationskreuzung. Arch. Tierz., 31.251-257. 110

FELHASZNÁLT IRODALOM 136. NEWMAN, S. - REVERTER, A. - JOHNSTON, D. J. (2002): Purebred-crossbred performance and genetic evaluation of postweaning growth and carcass traits in Bos indicus × Bos taurus crosses in Australia. J. Anim. Sci., 80.1801-1808. 137. NICOLL, G. B. (1981): Sources of variation in the condition scoring of cows. Ir. J. Agric. Res., 20.27-33. 138. NORTHCUTT, S. L. - WILSON, D. E. (1993): Genetic parameter estimates and expected progeny differences for mature size in Angus cattle. J. Anim. Sci., 71.1148-1153. 139. NOTTER, D. R. - CUNDIFF, L. V. - SMITH, G. M. - LASTER, D. B. - GREGORY, K. E. (1978): Characterization of biological types of cattle. Milk production in young cows and transmitted and maternal effects on preweaning growth of progeny. J. Anim. Sci., 46.892. 140. NOTTER, D. R. - CUNDIFF, L. V. (1991): Across-breed expected progeny differences: use of within-breed expected progeny differences to adjust breed evaluations for sire sampling and genetic trend. J. Anim. Sci., 69.4763–4776. 141. NTUNDE, B. N. (1977): Responses in meat characteristics of Holstein-Friesian males to castration and diet. Can. J. Anim. Sci., 57.449-458. 142. NUGENT, R. A. - NOTTER, D. R. - BEAL, W. E. (1991): Body measurements of newborn calves and relationship of calf shape to sire breeding values for birth weight and calving ease. J. Anim. Sci., 69.2413-2421. 143. NÚNEZ-DOMINGUEZ, R. - VAN VLECK, L. D. - BOLDMAN, K. G. - CUNDIFF, L. V. (1993): Correlations for genetic expression for growth of calves of Hereford and Angus dams using a multivariate animal model. J. Anim. Sci., 71.2330-2340. 144. NÚNEZ-DOMINGUEZ, R. - VAN VLECK, L. D. - CUNDIFF, L. V. (1995): Prediction of genetic values of sires for growth traits of crossbred cattle using a multivariate animal model with heterogeneous variances. J. Anim. Sci., 73.2940-2950. 145. OLSON, T. A. - EUCLIDES FILHO, K. - CUNDIFF, L. V. - KOGER, M. - BUTTS, W. T. GREGORY, K. E. (1991): Effects of breed group by location interaction on crossbred cattle in Nebraska and Florida. J. Anim. Sci., 69.104-114. 146. PAPSTEIN, H. J. - ENDER, K. - SPANKE, K. - PAPSTEIN, I. - GABEL, M. (1993): Wachstumsuntersuchen an schwarzbunten Bullen verschiedener Körperbautypen. Arch. Tierz., 36.597-606. 147. PARIACOTE, F. - VAN VLECK, L. D. - MACNEIL, M. D. (1998): Effects of inbreeding and heterozygosity on preweaning traits in a closed population of Herefords under selection. J. Anim. Sci., 76.1303-1310. 148. PARKS, N. H. - BISHOP, M. D. - DAVIS, M. E. (1993): Divergent selection for postweaning feed conversion in Angus beef cattle: III. Linear body measurements of progeny. J. Anim. Sci., 71.334-340. 149. PELL, E. - THAYNE, W. (1978): Factors influencing weaning weight and grade of West Virginia beef calves. J. Anim. Sci., 46.596-603. 150. PERJÉS I. (1985): A húsmarhaállományok szaporodóképességének megítélése és a vemhesülés el rejelzésére alkalmas egyszer módszer. Állattenyésztési Kutatóintézet Közleményei, Gödöll . 27-32. 151. PERRY, A. - SMITH, M. F. - ROBERTS, A. J. - MACNEIL, M. D. - GEARY, T. W. (2007): Relationship between size of the ovulatory follicle and pregnancy success in beef heifers. J. Anim. Sci., 85.684-689. 111

FELHASZNÁLT IRODALOM 152. POLGÁR J. P. (1997): Magyar tarka és holstein-fríz tenyészbikajelöltek STV eredményeinek értékelése származási és ivadékvizsgálati adatokkal összefüggésben. Kandidátusi értekezés, Keszthely. 153. POLGÁR, J. P. - SZ CS, E. - SZABÓ, F. (1997): Auswirkungen einer milchbetonten Selektion auf die Wachstumsintensität und den Körperbau von Jungbullen der Rassen Holstein Friesian und Ungarisches Fleckvieh. Arch. Tierz., 40.505-510. 154. POLLAK, E. J. - QUAAS, R. L. (1998): Multibreed genetic evaluation of beef cattle. In: Proc. 6th World Cong. Genet. Appl. Liv. Prod., Armidale, NSW, AUS. 81-88. 155. RENQUIST, B. J. - OLTJEN, J. W. - SAINZ, R. D. - CALVERT, C. C. (2006): Effects of age on body condition and production parameters of multiparous beef cows. J. Anim. Sci., 84.1890-1895. 156. RICHARDS, M. W. - SPITZER, J. C. - WARNER, M. B. (1986): Effect of varying level of postpartum nutrition and body condition at calving on subsequent reproductive performance in beef cattle. J. Anim. Sci., 64.300-306. 157. RILEY, D. G. - SANDERS, J. O. - KNUTSON, R. E. - LUNT, D. K. (2001): Comparison of F1 Bos indicus x Hereford cows in central Texas: I. Reproductive, maternal, and size traits. J. Anim. Sci., 79.1431-1438. 158. RILEY, D. G. - COLEMAN, S. W. - CHASE, C. C. - OLSON, T. A. - HAMMOND, A. C. (2007a): Genetic parameters for body weight, hip height, and the ratio of weight to hip height from random regression analyses of Brahman feedlot cattle. J. Anim. Sci., 85.42-52. 159. RILEY, D. G. - CHASE, C. C. - COLEMAN, S. W. - OLSON, T. A. (2007b): Evaluation of birth and weaning traits of Romosinuano calves as purebreds and crosses with Brahman and Angus. J. Anim. Sci., 85.289-298. 160. RODRÍGUEZ-ALMEIDA, F. A. - VAN VLECK, L. D. - GREGORY, K. E. (1997): Estimation of direct and maternal effects for prediction of expected progeny differences for birth and weaning weights in three multibreed populations. J. Anim. Sci., 75.1203-1212. 161. ROSO, V. M. - SCHENKEL, F. S. - MILLER, S. P. - WILTON, J. W. (2005): Additive, dominance, and epistatic loss effects on preweaning weight gain of crossbred beef cattle from different Bos taurus breeds. J. Anim. Sci., 83.1780-1787. 162. SAGER, G. (1982): Matematische Formulierungen des Höhenwachtums von HolsteinRindern. Arch. Tierz., 25.184-194. 163. SAGER, G. (1983): Matematische Formulierungen des Höhenwachtums des Körpermasse von Holstein-Rindern. Arch. Tierz., 26.23-33. 164. SAMBRAUS, H. H. (2001): Farbatlas Nutztierrassen. ULMER Verlag GmbH, Stuttgart, DE. 165. SCHANDL J. (1955): Szarvasmarhatenyésztés. Mez gazdasági Kiadó, Budapest. 166. SCHRAMM, R. D. - OSBORNE, P. I. - THAYN, W. V. - WAGNER, W. R. - INSKEEP, E. K. (1989): Phenotypic relationships of scrotal circumference to frame size and body weight in performance-tested bulls. Theriogenology, 31.495-503. 167. SEBESTYÉN G. (1979): Az ikerborjazás gyakorisága és eloszlása. Állattenyésztési Kutatóközpont Közleményei, Herceghalom. 70-72. 168. SMITH, G. M. - LASTER, D. B. - GREGORY, K. E. (1976): Characterization of biological types of cattle. I. Distocia and preweaning growth. J. Anim. Sci., 43.27-36.

112

FELHASZNÁLT IRODALOM 169. SPEIDEL, S. E. - ENNS, R. M. - GARRICK, D. J. (2007): Weaning weight inheritance in environments classified by maternal body weight change. J. Anim. Sci., 85.610617. 170. SPLAN, R. K. - CUNDIFF, L. V. - VAN VLECK, L. D. (1998): Genetic parameters for sex-specific traits in beef cattle. J. Anim. Sci., 76.2272-2278. 171. SPLAN, R. K. - CUNDIFF, L. V. - DIKEMAN, M. E. - VAN VLECK, L. D. (2002): Estimates of parameters between direct and maternal genetic effects for weaning weight and direct genetic effects for carcass traits in crossbred cattle. J. Anim. Sci., 80.3107-3111. 172. STEFLER J. (1995): Szarvasmarha fajták. In: HORN P. /szerk./: Állattenyésztés I. Szarvasmarha, juh, ló. Mez gazda Kiadó, Budapest. 173. SULLIVAN, P. G. - WILTON, J. W. - MILLER, S. P. - BANKS, L. R. (1999): Genetic trends and breed overlap derived from multiple - breed genetic evaluations of beef cattle for growth traits. J. Anim. Sci., 77.2019-2027. 174. SZABÓ F. (1982a): Magyar tarka, hereford, valamint magyar tarka x hereford F1 húshasznú tehenek anyai teljesítménye. Vágóállat- és Hústermelés, 12.2.13-16. 175. SZABÓ F. (1982b): Adatok a láptalajú legel kön tartott húshasznú szarvasmarhák ásványianyag és nyomelem ellátottságához. Állattenyésztés és Takarmányozás, 31.1.53-60. 176. SZABÓ F. (1983): A különböz lápterületi gyepeken tartott, eltér génarányú hereford szarvasmarha populációk összehasonlító vizsgálata. Kandidátusi értekezés, Keszthely. 177. SZABÓ F. (1990): Adatok magyar tarka és hereford szarvasmarhafajták reciprok keresztezésér l. Állattenyésztés és Takarmányozás, 39.2.129-135. 178. SZABÓ F. (1993): Fajtakülönbségek populációgenetikai elemzése a húsmarha tenyésztésben. Doktori értekezés, MTA. 179. SZABÓ F.- GAJDI J. (1993): Néhány tényez hatása a hereford borjak választási tömegére. Állattenyésztés és Takarmányozás, 42.6.499-505. 180. SZABÓ, F. - CUNDIFF, L. V. - GREGORY, K. E. - KOCH, R. M. - CROUSE, J. D. (1994): Breed differences in the reproduction traits of beef cattle. EAAP-FEZ-EVT 45th Meet. EAAP, Session IV. Edinburgh, SCO. 181. SZABÓ F. (1994): Hereford és angus tehenek és üsz k néhány tulajdonságának összehasonlító vizsgálata. Állattenyésztés és Takarmányozás, 43.3.199-207. 182. SZABÓ F. (1995): Hereford és angus szarvasmarhafajták reciprok keresztezésének néhány tapasztalata. Állattenyésztés és Takarmányozás, 44.1.17-25. 183. SZABÓ F. /szerk./ (1998): Húsmarhatenyésztés. Mez gazda Kiadó, Budapest. 184. SZABÓ F. - LENGYEL Z. - WAGENHOFFER ZS. - DOHY, J. (2001): A húsmarhatenyésztés populációgenetikai paraméterei. 2. Közlemény: A fontosabb tulajdonságok korrelációi. Állattenyésztés és Takarmányozás, 50.1.1-13. 185. SZABÓ, F. - LENGYEL, Z. - MÁRTON, D. - MÁRTON, I. - ERDEI, I. - WAGENHOFFER, ZS. (2003): Weaning performance and calving difficulty of Hereford beef calves in Hungary. 54rd Ann. Meet. of the EAAP, Roma, Italy. 42. 186. SZABÓ F. (2004): A gazdasági állatok növekedése, fejl dése. In: SZABÓ F. /szerk./: Általános állattenyésztés. Mez gazda Kiadó, Budapest. 208.

113

FELHASZNÁLT IRODALOM 187. SZABÓ F. - BENE SZ. - NAGY L. - ERDEI I. - MÁRTON D. - TÖRÖK M. - LENGYEL Z. (2005): Néhány tényez hatása a húshasznú borjak választási súlyára. Állattenyésztés és Takarmányozás, 53.1.15-25. 188. SZ KE SZ. - KOMLÓSI I. (2000): A BLUP modellek összehasonlítása. Állattenyésztés és Takarmányozás, 49.3.231-246. 189. SZUROMI A. - ENYEDI S. - JANIK J. - SKRIBANEK J. (1978): Magyartarka, hereford és magyartarka x hereford (F1) hústehén-állományok vemhesülési eredményei. Állattenyésztési Kutatóközpont Közleményei, Herceghalom. 41-46. 190. SZUROMI A. (1986): A magyartarka és a hereford fajta reciprok keresztezéséb l származó borjak választási eredménye. Állattenyésztési és Takarmányozási Kutatóközpont Közleményei, Gödöll . 65-66. 191. SZUROMI A. - ENYEDI S. (1986): Importált hereford állomány szaporodási teljesítményének vizsgálata. Állattenyésztési és Takarmányozási Kutatóközpont Közleményei, Gödöll . 67-73. 192. SZ CS E. - KARLE G. - CSIBA A. (1987): Holstein-fríz tenyészbikák növekedésének elemzése függvényillesztésekkel. I. Magyar Genetika Kongresszus, Budapest. 193. TENYÉSZT EGYESÜLETEK (2006): FÜLLER I. (magyar tarka); MÁRTON I. (hereford, angus); BALIKA S. (limousin, blonde d’ Aquitaine); DOMOKOS Z. (charolais); BÖLCSKEY K. (lincoln red). A húsmarhafajták kifejlettkori súlya. Szóbeli közlés. 194. THALLMAN, R. M. - CUNDIFF, L. V. - GREGORY, K. E. - KOCH, R. M. (1999): Germplasm evaluation in beef cattle. Cycle IV: Postweaning growth and puberty of heifers. J. Anim. Sci., 77.2651-2659. 195. TORMAY B. (1901): A szarvasmarha tenyésztése. Athenaeum Irod. és Nyomdai R. Társulat Kiadása, Budapest. 196. T ZSÉR J. - NAGY A. - GERSZI K. - MÉZES M. - DOMOKOS Z. - KERTÉSZ I. - FEKETE T. (1995a): A herekörméret, a mellkasszélesség és mélység, valamint az él súly fenotípusos összefüggésének változása az életkor függvényében, charolais fajtájú tenyészbika jelölteknél. Állattenyésztés és Takarmányozás, 44.3.203-210. 197. T ZSÉR J. - AGABRIEL, J. - DOMOKOS Z. (1995b): Húshasznosítású tehenek kondíciópontozásának módszere Franciaországban. A Hús, 4.223-225. 198. T ZSÉR J. - DOBRA L. - DOMOKOS Z. - KERTÉSZ I. - ZSOLTÉSZ S. (1996): Charolais borjak választási teljesítményének értékelése egy törzstenyészetben. Állattenyésztés és Takarmányozás, 45.4.349-357. 199. T ZSÉR J. (1998): A húsmarha fontosabb értékmér tulajdonságai. Küllem. In: SZABÓ F. /szerk/: Húsmarhatenyésztés. Mez gazda Kiadó, Budapest. 28-31. 200. T ZSÉR J. - BED S. - BALIKA S. - KOVÁCS A. - FARKAS I. - FARKAS L. (1998): Javaslat limousin tehenek szelekciós indexének módosításához. Állattenyésztés és Takarmányozás, 47.3.195-203. 201. T ZSÉR J. - DOMOKOS Z. - ALFÖLDI L. (2000a): Javaslat charolais fajtájú tehenek néhány testméretének korrigálására. Állattenyésztés és Takarmányozás, 49.1.1322. 202. T ZSÉR J. - DOMOKOS Z. - RUSZNÁK J. - SZELÉNYI L. - GÁBRIELNÉ T ZSÉR Gy. (2000b): Charolais fajtájú tehenek testméretének alakulása. Állattenyésztés és Takarmányozás, 49.3.207-216.

114

FELHASZNÁLT IRODALOM 203. T

204.

205. 206.

207.

208. 209.

210.

211. 212. 213.

214.

215.

216.

217.

218. 219.

J. - SUTTA J. - BED S. (2000c): Videókép-analízis alkalmazása a szarvasmarhák testméretének értékelésében. Állattenyésztés és Takarmányozás, 49.5.385-392. T ZSÉR J. - DOMOKOS Z. - ALFÖLDI L. - HOLLÓ G. - RUSZNÁK J. (2001a): Különböz génarányú charolais tehenészet teheneinek testméretei. Állattenyésztés és Takarmányozás, 50.1.15-22. T ZSÉR J. - DOMOKOS Z. - ALFÖLDI L. (2001b): A francia és az amerikai húsmarha kondícióbírálati rendszer összehasonlítása. Acta Agraria Kaposváriensis, 4.39-47. VAN MARLE-KÖSTER, E. - MOSTERT, B. E. - VAN DER WESTHUIZEN, J. (2000): Body measurement as selection criteria for growth in South African Hereford cattle. Arch. Tierz., 43.5-15 VAN VLECK, L. D. - HAKIM, A. F. - CUNDIFF, L. V. - KOCH, R. M. - CROUSE, J. D. BOLDMAN, K. G. (1992): Estimated breeding values for meat characteristics of crossbred cattle with animal model. J. Anim. Sci., 70.363-371. VAN VLECK, L. D. - GREGORY, K. E. - BENETT, G. L. (1996): Direct and maternal covariances by age of dam for weaning weight. J. Anim. Sci., 74.1801-1805. VILLALBA, D. - CASASÚS, I. - SANZ, A. - ESTANY, J. - REVILLA, R. (2000): Preweaning growth curves in Brown Swiss and Pirenaica calves with emphasis on individual variability. J. Anim. Sci., 78.1132-1140. WAGENHOFFER ZS. - KOVÁCS A. Z. - SZABÓ F. - STEFLER J. (2002): Fehér-kék belga húsmarha fajta kolosztrumának és tejének vizsgálata. Állattenyésztés és Takarmányozás, 51.6.597-605. WILLHAM, R. L. (1972): The role of maternal effects in animal breeding: III. Biometrical aspects of maternal effects in animals. J. Anim. Sci., 35.1288-1293. WILSON, D. E. (1996): Angus mature cow size genetic evaluation. Angus J., 3.8. WITT, M. (1961): B. Rinderrassen. In: HAMMOND, J. - JOHANSSON, I. - HARING, F. /szerk./: Handbuch der Tierzüchtung. Band 3. Rassenkunde. Verlag Paul Parey, Hamburg. 207-478. WOLLERT, J. - TILSCH, K. - GÖRLICH, L. - WARZECHA, H. (1987): Phänotypische und genetische Parameter produktiver Leistungsmerkmale von Fleischrindkühen. Arch. Tierz., 30.413-420. WOLLERT, J. - TILSCH, K. - GÖRLICH, L. - WARZECHA, H. - BREITENSTEIN, K. G. (1989): Untersuchungen zur Genauigkeit der Zuchtwertschätzung von Wachstumsmerkmalen bei Fleischrindkühen. Arch. Tierz., 32.139-146. YARO, A. C. - ALBERT M. - EKÉS K. - BENEDEK D. - HUSZENICZA Gy. - GASZTONYI GY. - CZABÁN L. (1989): A medd ségre vezet ivarszervi elváltozások elemzése, továbbá az egyes vizsgálómódszerek hatékonyságának összehasonlítása húshasznú tehenészetekben. Magyar Állatorvosok Lapja, 44.225-230. ZÁNDOKI R. - BALÁZS F. - MÁRTON I. - T ZSÉR J. (2003): Az angus fekete és vörös színváltozatának választási teljesítményei egy tenyészetben. Állattenyésztés és Takarmányozás, 52.3.203-213. ZÖLDÁG L. (1980): Adatfelvételi szempontok szarvasmarha állományok reprodukciós teljesítményének értékeléséhez. Magyar Állatorvosok Lapja, 35.400-402. ZÖLDÁG L. - GÁBOR Gy. (1980): A reprodukciós teljesítmény és az ellés lefolyásának alakulása a szabadtartás körülményei között szarvasmarhaállományban. Magyar Állatorvosok Lapja, 35.738-741. ZSÉR

115

MELLÉKLETEK

13. MELLÉKLETEK 1. melléklet:

A különböz fajtájú tehenek kifejlettkori súlya

117.

2. melléklet:

Különböz fajtájú tehenek testméretei

118.

3. melléklet:

A keszthelyi húsmarhatelep

119.

4. melléklet:

A felhasznált takarmányok összetétele

120.

5. melléklet:

A keszthelyi állományban termékenyít bikák 1997 - 2006 között

121.

6. melléklet:

A korrelációszámítás eredményei

122.

7. melléklet:

A vemhesülési és ellési eredmények összehasonlítása

123.

8. melléklet:

Egy tehénre, és 100 kg tehén él súlyra jutó 205-napos borjúsúly

124.

9. melléklet:

A mért él súly adatok fajtánként, életkor szerint

125.

10. melléklet:

A növekedési függvény felbontása a hereford fajta esetén

126.

11. melléklet:

A növekedési függvény felbontása a magyar tarka fajta esetén

127.

12. melléklet:

A növekedési függvény felbontása a blonde d’Aquitaine fajta esetén

128.

13. melléklet:

A kifejlettkori él súly normalitás vizsgálata

129.

14. melléklet:

A normál eloszlás vizsgálata a testméretek esetén

130.

15. melléklet:

A vizsgált tehenek átlagos testméreteinek alakulása 1.

131.

16. melléklet:

A vizsgált tehenek átlagos testméreteinek alakulása 2.

132.

17. melléklet:

A relatív testméretek és testarány indexek

133.

18. melléklet:

Az él súly összefüggései a testméretekkel

134.

19. melléklet:

A választási adatok normalitás vizsgálata

135.

20. melléklet:

A borjak eloszlása fajta, kor, az évjárat és az évszak szerint A genotípusok 205-napos súlya közti különbségek értékelése TUKEY teszttel A tenyészbikákkal párosított tehenek és a bikánkénti választási eredmények

136.

21. melléklet: 22. melléklet:

137. 138.

23. melléklet:

A vizsgált apák tenyészértékei

139.

24. melléklet:

A vizsgált apák rangsora

140.

116

MELLÉKLETEK 1. melléklet: Különböz fajtájú tehenek kifejlettkori súlya az egyes szerz k nyomán (kg) Fajta Hereford Angus Lincoln red Galloway Öves galloway Devon Shorthorn Brit longhorn Charolais Limousin Blonde d’ Aquitaine Maine Anjou Fehér-kék belga Salers Gascogne Chianina Magyar szürke Santa gertrudis Borzderes Red poll Szimentáli Magyar tarka Pinzgaui Ayrshire Dán vörös Holstein fríz Jersey

Tormay Cselkó Schandl 1901 1908 1955 500-520 450-550

550-650 500-600

Horn 1959

Horn 1973

Horn 1976

Bodó 1985

Jarrige 1992

Felius 1995

Stefler 1995

Bodó 1998

550-650 500

600 500-600

500-600 500

550 400-600

540 500-550

600-800 650 700 450-590

500-600 450-550 550-650

500-750

600 400-450 600-650

450-550 600-650

580-680

500 400-550

600 630 550-600 500-600 500

450-500 550-600 550-800

600-800

550-800

500-800

850-900 600-850

850-900 700-850

750-850

340-580

375-425 300-425 500-700 340-580

450-500 500 480-540

500-600 600 700-900 600-800 750 750-850 650-700

650-800 600 700-750 540

700-750 600-800

720-980 450-550 500-550

500-700 600-700

550-870

400-700 500-600 650-750

400-500 420-500

450

400-600

500 550-600 650 600 400-700

500-650

5000-600 550-600

550-650 750

600-650 400-700

600-650 400-700 450-550

650 550 600-675

500-600 800

650 350-500

500 600-700 850 750-1200 700 800-1100 800-900 700-800 600-800 550 800-1000 535 600-800 650-700 550 700-900

620 440

450-500

550-600

600-800

700-800 600-700 650-750 750-850 700-800

600-800

800-900 550-600

800-1000 500-600 600

500-600 450-550 550-650 400-500

700-900 600-800 650-750 750-900 700-800

750-900 500-550

500-600 500-650 450-500 500-600 500-600 500 700-900 700-800 850-1000 700-800 600-800 800-1000 500-650

600 650-750 600-700 600 500 600-700

350-425

700-900 600-700 600

Szabó Sambraus 1998 2001

750 600-700 650-750

117

MELLÉKLETEK 2. melléklet: Különböz fajtájú tehenek testméretei Fajta

Testméret

Magyar tarka

marmagasság

övméret törzshosszúság II-es farszélesség III-as farszélesség farhosszúság Hereford

marmagasság

övméret

Angus

mellkasmélység törzshosszúság marmagasság

Limousin

marmagasság

Charolais

övméret mellkasmélység marmagasság

övméret

Blonde d’Aquitaine

ferde törzshosszúság marmagasság mellkasmélység farhosszúság I-es farszélesség

Érték 135 - 138 cm 135 - 140 cm 136 cm 136 cm 136 cm 138 cm 140 cm 191 cm 196 cm 193 cm 156 cm 164 cm 46 cm 49 cm 22 cm 37 cm 49 cm 54 cm 130 cm 130 cm 135 cm 140 cm 193 cm 203 cm 94 cm 167 cm 110 cm 125 cm 130 - 140 cm 132 cm 135 cm 137 cm 137 cm 145 cm 211 - 230 cm 74 cm 129 - 133 cm 132 - 138 cm 134 cm 135 cm 136 cm 145 cm 188 - 201 cm 195 cm 200 - 230 cm 206 cm 170 - 177 cm 140 cm 145 cm 150 cm 76 cm 62 cm 58 cm

Szerz WITT (1961) HORN (1995) KECSKÉS és mtsai (1955) HORN (1959; 1976) SCHANDL (1955) BOCSOR (1960) BAUER (1997) BOCSOR (1960) KECSKÉS és mtsai (1955) HORN (1959) BOCSOR (1960) SCHANDL (1955) HOLLÓ és mtsai (1976) KECSKÉS és mtsai (1955) HOLLÓ és HORVÁTH (1979) KECSKÉS és mtsai (1955) HOLLÓ és HORVÁTH (1979) KECSKÉS és mtsai (1955) BALIKA és BODÓ (1984) SAMBRAUS (2001) TORMAY (1901) FELIUS (1995) BALIKA és BODÓ (1984) TORMAY (1901) BALIKA és BODÓ (1984) TORMAY (1901) FELIUS (1995) SAMBRAUS (2001) BALIKA és BODÓ (1984) T ZSÉR és mtsai (2000c) WITT (1961) FELIUS (1995) SAMBRAUS (2001) BAUER (1997) BALIKA és BODÓ (1984) T ZSÉR és mtsai (2000c) T ZSÉR és mtsai (2000a, 2000b) BODÓ (1979) TORMAY (1901) WITT (1961) HORN (1976) BAUER (1997) T ZSÉR és mtsai (2000a) T ZSÉR és mtsai (2000b) BALIKA és BODÓ (1984) TORMAY (1901) T ZSÉR és mtsai (2000a, 2000b) BALIKA és BODÓ (1984) SAMBRAUS (2001) FELIUS (1995) BALIKA és BODÓ (1984) BALIKA és BODÓ (1984) BALIKA és BODÓ (1984)

118

MELLÉKLETEK 3. melléklet: A keszthelyi húsmarhatelep Téli szállás, növendék üsz istálló, I. kezel folyosó, silótér Legel szakaszok („ Úsztató III.” , „ Úsztató IV.” , „ Sarok” ) Elkülönít karámok (Focipálya) 75-ös számú f út

Hévizi-árok Nyári szállás, II. kezel folyosó, válogató karámok Legel szakaszok („ Kúti” , „ L tér” ) Kísérleti „ Hengerez ” legel szakasz Legel szakaszok („ Szilvás I.” , „ Szilvás II.” , „ Disznójárás” ) Kaszált területek, rétek

Szendrey telep

71-es számú f út

Újonnan bekerített legel szakaszok („ Sertéstelepi” , „ Amuros” )

119

MELLÉKLETEK 4/a. melléklet: A láptalajon termett gyepek makro- és mikroelem tartalma (SZABÓ, 1983)

*

Makroelem

g/kg SZA*

Mikroelem

mg/kg SZA

P Ca Mg K Na

4,21 6,15 2,03 26,28 0,62

Fe Mn Cu Zn Mo Se

125,3 51,75 8,52 31,73 2,27 0,04

SZA = szárazanyag

4/b. melléklet: A takarmányok laboratóriumi vizsgálatának eredményei Gy jtés helye

Minta fajtája

SZA*

SZE

NYF

NYZS

NYR

NM

H

Amuros legel szakasz legel f 191,0 170,7 46,3 6,5 50,2 67,7 20,3 Disznójárás szakasz legel f 163,3 140,7 44,7 6,0 32,8 57,2 22,6 Kúti szakasz legel f 146,0 126,9 37,2 4,8 27,8 57,1 19,1 L tér alatti szakasz legel f 153,0 133,7 42,5 5,3 28,1 57,8 19,3 Sarok legel szakasz legel f 155,3 133,2 40,2 6,0 29,4 57,6 22,1 Sertéstelepi szakasz legel f 189,8 166,6 37,9 7,8 47,8 73,1 23,2 Szilvás I. szakasz legel f 151,9 129,5 421,0 5,0 28,7 53,7 22,4 Szilvás II. szakasz legel f 156,7 134,4 45,9 5,5 28,2 54,8 22,3 Úsztató III.-IV. szakasz legel f 879,0 800,0 162,0 20,0 271,6 346,5 79,2 Focipálya szakasz legel f 866,0 790,0 113,2 24,4 275,1 378,0 76,0 Úsztató major kukorica szilázs 501,9 468,7 44,6 19,3 197,6 301,5 332,0 Kukorica tarló kukorica szár 651,4 632,4 32,5 9,0 259,7 331,2 19,0 * SZA = szárazanyag (g/kg takarmány); SZE = szerves anyag (g/kg SZA); NYF = nyersfehérje (g/kg SZA); NYZS = nyerszsír(g/kg SZA); NYR = nyersrost(g/kg SZA); NM = nitrogén mentes anyag(g/kg SZA); H = nyershamu (g/kg SZA)

4/c. melléklet: A takarmányok energia- és metabolizálható fehérjetartalma Gy jtés helye

Minta fajtája

NEm*

Amuros legel szakasz legel f 4,45 Disznójárás szakasz legel f 4,27 Kúti szakasz legel f 4,26 L tér alatti szakasz legel f 4,36 Sarok legel szakasz legel f 4,23 Sertéstelepi szakasz legel f 4,32 Szilvás I. szakasz legel f 4,18 Szilvás II. szakasz legel f 4,26 Úsztató III.-IV. szakasz legel f 4,51 Focipálya szakasz legel f 4,55 Úsztató major kukorica szilázs 6,45 Kukorica tarló kukorica szár 6,25 * NEm = létfenntartó nettó energia (MJ/kg); NEg = súlygyarapodási energia (MJ/kg); MFE = metabolizálható fehérje (g/kg SZA)

NEg

NEl

MFE

2,14 4,55 23,93 1,97 4,43 23,10 1,96 4,42 19,22 2,05 4,48 21,96 1,93 4,40 20,77 2,01 4,46 19,59 1,88 4,37 217,57 1,96 4,42 23,72 2,19 4,61 199,07 2,23 4,64 156,20 3,96 6,18 16,68 3,77 6,00 7,51 nettó energia (MJ/kg); NEl = laktációs nettó

120

MELLÉKLETEK 5. melléklet: A keszthelyi állományban termékenyít bikák 1997 - 2006 között Klsz

Fajta*

ENAR

Szül.

Név

Term. mód

8812 9330 10166 11010 13184 13201 14111 14180 14213 14282 14347 14427 14684 14765 14957 14992 15087 16137 16477 16528 16558 16772 17179 17428 18275 18320 18337

LR MT LR MT HE MT HE MT AA HE BD MT LI LI CH CH AA CH BD MT CH RA RA HE AA RA LI

GB REF E9 12698005443 GB NJR G50 17241053636 605300223920 17095012881 60530081920 17095013535 US12079811 3095232620 3003900184 1631005651960 3002419014 3002418794 3090485104 3004319716 US12578945 3209553209 3095230624 3207459789 3209552996 3212200053 3211712300 3211152892 3212323398 3212210292 3002434790

1981.03.10 1983.04.10 1983.09.25 1986.10.10 1992.04.14 1991.04.16 1992.04.29 1995.05.18 1993.08.09 1994.04.17 1995.10.08 1996.02.15 1996.05.21 1996.04.27 1993.02.25 1997.03.08 1996.03.19 1998.12.18 1999.02.26 2000.06.04 2000.03.22 1996.08.22 2001.03.04 2001.04.05 2003.03.16 2003.04.07 2003.04.13

Heming Byukon Címeres Hercules Market Station General F nök Haxen Márton Icepick Mangó Édes Mez falvi Püski Victor Ny géri Pöttyös Jobbágy Gar Evas Convergence 3403 Mez falvi Páros Victor Paródia Aubin Bonyhádi Rex Halling Zirci Razzia Polled Zirci Ráhajtó Polled Lajosmizsei Sokatmondó K. Salamon Black Lariat 621 OF 8749 Officier Pepin Kocséri Zsenge Indiáner Lajosmizsei Sokatmondó K. Adonyi Zökken Pernye Kaposvári Adalék Vinkó Mez falvi Agát Red s Adonyi Cirkusz Autó Adonyi Cukor Árpád Zirci Csíp s Zakó

mesterséges mesterséges mesterséges mesterséges fedez mesterséges fedez mesterséges mesterséges fedez mesterséges mesterséges mesterséges mesterséges mesterséges fedez mesterséges mesterséges fedez fedez mesterséges fedez fedez fedez fedez fedez fedez

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine

121

MELLÉKLETEK 6. melléklet: A korrelációszámítás eredményei Tehén él súlya (kg) Tehén életkora (év) Ellési hónap Tehén él súlya (kg) Súlyváltozás (kg) Súlyváltozás (%) Borjú súlygyarapodása (g/nap) Legel n töltött id (nap)

Súlyváltozás (kg)

r

0,42**

-0,25**

n

716

716

r

-0,46**

n

479

r

-0,10*

n

716

Súlyváltozás (%) -0,29** 716 -0,23** 479 -0,20** 716

Borjú súlygyarapodása (g/nap) 0,18** 412 -0,13** 432 0,55**

-0,09* 716 -0,08 479 -0,18**

Vemhesülés (%) -0,02 716 -0,40** 502 0,02

716

716

0,34**

0,19**

716

716

0,32**

0,18**

716

716

r

-0,14**

0,23**

n

412

432

r

0,97**

n

716

r n

r n

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

412

Legel n töltött id (nap)

-0,02 412 -0,07 412

0,01 716

122

MELLÉKLETEK 7. melléklet: Vemhesülési és az ellési eredmények összehasonlítása Év Fajta

Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver Összesen

Összesen

1998 / 1999

1999 / 2000

2000 / 2001

2001 / 2002

2002 / 2003

2003 / 2004

2004 / 2005

2005 / 2006

vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési % vemhesség (%) ellési %

82,4 61,8 75,0 75,0 72,7 63,6 66,7 66,7 77,8 77,8

32,3 29,0 53,1 53,1 60,0 60,0 53,3 40,0 54,6 54,6

40,0 40,0 80,0 80,0 81,8 81,8 91,7 83,3 75,0 75,0

95,7 60,9 94,7 94,7 90,9 90,9 100,0 100,0 100,0 75,0 80,0 80,0

63,6 63,6

44,4 33,3

100,0 100,0 71,4 71,4

55,6 44,4 100,0 100,0

62,5 58,3 95,0 95,0 100,0 83,3 100,0 100,0 60,0 60,0 87,5 87,5 100,0 100,0 75,0 50,0 85,7 57,1

72,7 72,7 68,4 63,2 81,8 81,8 85,7 78,6 80,0 80,0 37,5 37,5 80,0 80,0 63,6 54,6 71,4 71,4

73,9 69,6 75,0 68,8 75,0 66,7 100,0 84,6 75,0 75,0 88,9 55,6 84,6 69,2 22,2 22,2 57,1 57,1

54,5 54,6 68,8 68,8 66,7 50,0 66,7 58,3 66,7 66,7 33,3 22,2 64,7 52,9 62,5 50,0 50,0 50,0

65,6 56,1 74,7 73,7 78,9 72,2 82,2 75,7 71,1 68,9 65,9 56,8 82,0 75,4 60,8 51,0 67,2 62,3

vemhesség (%) ellési %

75,0 68,6

47,2 43,5

77,1 75,7

90,5 80,0

86,0 79,8

72,3 69,6

74,5 65,1

60,0 53,3

72,5 66,6

123

MELLÉKLETEK 8. melléklet: Egy tehénre jutó és 100 kg tehén él súlyra jutó 205-napos súly Választott borjú

Átlagos „ korrigált” 205-napos borjúsúly

Összes 205napos választott borjú súly

kg

db

kg/borjú

kg

Egy tehénre jutó „ korrigált” 205-napos súly kg/tehén

612

115668

90

184

16560

87,6

14,3

186

525

97650

129

153

19737

106,1

20,2

Angus

90

578

52020

59

210

12390

137,7

23,8

Red angus

107

602

64414

75

199

14925

139,5

23,2

Lincoln red

45

628

28260

25

204

5100

113,3

18,0

Limousin

44

677

29788

19

203

3857

87,7

12,9

Charolais

61

659

40199

38

191

7258

119,0

18,1

Blonde d’ Aquitaine

51

724

36924

17

194

3298

64,7

8,9

Shaver

61

658

40138

29

197

5713

93,7

14,2

Összesen

834

599

499566

481

192

92352

110,7

18,5

Termékenyítésre kijelölt

Átlagos tehén él súly

Összes tehén él súly

db

kg/tehén

Magyar tarka

189

Hereford

Fajta

100 kg tehén él súlyra jutó 205napos súly kg/100 kg

124

MELLÉKLETEK 9. melléklet: A mért él súly adatok fajtánként, életkor szerint MT

HE

AA

RA

LR

LI

CH

BD

SH

Össz.

Létszám

54

54

23

28

19

15

25

18

20

256

Adatok sz.

394

495

231

278

121

131

206

151

172

2179

Súly (kg) Születési

35

33

34

30

31

38

38

42

33

35

120-napos

148

138

126

119

117

141

143

168

123

136

205-napos

211

184

201

183

177

206

197

225

191

197

1,0 éves

281

264

314

301

256

265

304

320

231

282

1,5 éves

411

367

436

343

413

422

438

450

569

427

2,0 éves

492

360

442

429

477

464

479

473

-

452

2,5 éves

460

376

464

486

578

537

495

581

479

495

3,0 éves

518

385

480

467

518

560

559

627

492

512

3,5 éves

514

449

468

465

594

561

565

640

560

535

4,0 éves

519

435

511

505

594

561

581

667

608

553

4,5 éves

551

486

574

547

537

603

620

693

630

582

5,0 éves

532

512

525

552

544

621

636

661

572

573

5,5 éves

556

564

586

587

609

637

698

750

596

620

6,0 éves

541

567

589

612

632

652

721

722

636

630

6,5 éves

590

583

603

636

579

662

664

750

700

641

7,0 éves

629

545

603

602

593

682

614

758

648

630

7,5 éves

611

552

592

586

651

707

626

702

653

631

8,0 éves

606

570

592

591

596

677

686

746

654

635

8,5 éves

652

522

602

627

592

-

-

737

710

634

9,0 éves

645

532

587

593

587

-

-

672

649

609

9,5 éves

594

493

568

586

643

-

-

735

646

609

10,0 éves

639

440

566

617

615

-

-

634

667

597

10,5 éves

647

489

558

606

606

-

-

687

698

613

11,0 éves

690

462

542

585

661

-

-

728

658

618

11,5 éves

671

513

557

618

669

-

-

746

644

631

12,0 éves

602

549

534

-

707

-

-

659

690

623

12,5 éves

582

511

522

-

625

-

-

692

634

594

13,0 éves

489

448

502

-

650

-

-

-

629

544

13,5 éves

567

466

-

-

703

-

-

-

661

599

14,0 éves

524

420

-

-

639

-

-

-

630

553

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver

125

MELLÉKLETEK 10. melléklet: A növekedési függvény felbontása a hereford fajta esetén 800

4.00

Növekedési fgv.: y = 144.45Ln(x) + 273.62

700

3.50 3.00

4.

500 400

1.50

3. Szakasz: y = 133.39x + 143.47 R2 = 0.2578

1.

200 100

k=0,20

k=0,00

0 1

1.00

4. Szakasz: y = 49.377x + 257.9 R2 = 0.378

k=1,06

0

2.00

2. Szakasz: y = 278.84x + 2.251 R2 = 0.0999

2.

300

2.50

1. Szakasz: y = 321.37x + 33.016 R2 = 0.877

3.

2

3

4

5 Életkor (év)

6

0.50

5. Szakasz: y = 525 7

8

0.00 9

10

"k" tényez

600

Él súly (kg)

5.

k=2,45

126

MELLÉKLETEK 11. melléklet: A növekedési függvény felbontása a magyar tarka fajta esetén 4.50

800

Növekedési fgv.: y = 143.7Ln(x) + 321.51

4.00

700 5.

3.

400 2. 1.

200 k=2,57

100

2.50

2. Szakasz: y = 159.3x + 128.6 2 R = 0.2636

2.00

3. Szakasz: y = 120x + 236.69 R2 = 0.1572

1.50

4. Szakasz: y = 25.414x + 421.36 R2 = 0.182

1.00

5. Szakasz: y = 612

0.50

k=0,09

k=0,68

k=0,00

0 0

3.00

1. Szakasz: y = 323.51x + 35.058 R2 = 0.9189

1

2

3

4

5 Életkor (év)

6

7

8

0.00 9

10

"k" tényez

Él súly (kg)

500

300

3.50

4.

600

127

MELLÉKLETEK 12. melléklet: A növekedési függvény felbontása a blonde d’Aquitaine fajta esetén 800

5.

3.50

k=2,35

4.

600 500

3.00 1. Szakasz: y = 321.86x + 42.45 2 R = 0.9513

3.

400 2.

300 1.

200

2.50

2. Szakasz: y = 244.06x + 98.691 2 R = 0.4019

2.00

3. Szakasz: y = 295.97x + 10.802 2 R = 0.8205

1.50

4. Szakasz: y = 47.62x + 454.69 2 R = 0.3225

1.00

5. Szakasz: y = 728 100

0.50

k=0,96 k=0,13

k=0,00

0 0

1

2

3

4

5 Életkor (év)

6

7

0.00 8

9

10

"k" tényez

700

Él súly (kg)

4.00

Növekedési fgv.: y = 175.73Ln(x) + 375.26

128

MELLÉKLETEK 13/a. melléklet: A kifejlettkori él súly normalitás vizsgálata Fajta

N

Magyar tarka Hereford Angus Red angus Lincoln red Limousin Charolais Blonde d’ Aquitaine Shaver Teljes állomány

90 225 103 112 79 33 24 46 94 806

KOLGOMOROV-SMIRNOV teszt* (N>50) P 0,200 0,067+ 0,200 0,200 0,200

SHAPIRO-WILK teszt** (N<50) P

0,490 0,907 0,202 0,200 0,200

* normál eloszlású, ha P 0,200. Más források szerint elegend , ha P>0,05 ** normál eloszlású, ha P>0,010 + nem mutat megbízhatóan normál eloszlást

13/b. melléklet: A kifejlettkori súly eloszlása

MÉRSÚLY 80

60

Frequency

40

20 Std. Dev = 91.36 Mean = 603.4 N = 793.00

0

0 0. 86 0 0. 82 0 0. 78 0 0. 74 0 0. 70 0 0. 66 0 0. 62 0 0. 58 0 0. 54 0 0. 50 0 0. 46 0 0. 42 0 0. 38

MÉRSÚLY

13/c. melléklet: A kifejlettkori él súly ferdesége és csúcsossága

Kifejlettkori súly

Ferdeség (skewness)*

Csúcsosság (kurtosis)**

-0,15

0,03

*ha értéke kisebb 1-nél, akkor normál eloszlást mutat; akkor jó, ha értéke a nullához közelít ** ha értéke -2 és +2 között van, normál eloszlást jelez; akkor jó, ha értéke a nullához közelít

129

MELLÉKLETEK 14/a. melléklet: A normál eloszlás vizsgálata a testméretek esetén Fajta* N Testhossz Farhossz Vállszélesség Csíp szélesség III-as farszélesség Marmagasság Farmagasság Fejhosszúság Fejszélesség Ferde törzshossz Övméret

SHAPIRO-WILK teszt (N<50)*** MT 22 0,47 0,42 0,08 0,05 0,71 0,07 0,07 0,06 0,02 0,02 0,78

HE 18 0,22 0,47 0,51 0,10 0,01** 0,59 0,66 0,52 0,01 0,17 0,67

AA 12 0,67 0,70 0,18 0,84 0,05 0,35 0,02 0,39 0,18 0,45 0,36

RA 13 0,51 0,89 0,38 0,31 0,37 0,40 0,68 0,41 0,10 0,08 0,59

LR+ 4

LI 9 0,77 0,47 0,04 0,83 0,05 0,28 0,20 0,37 0,21 0,49 0,10

CH 14 0,77 0,43 0,65 0,24 0,50 0,99 0,09 0,02 0,39 0,49 0,41

BD 11 0,37 0,81 0,46 0,45 0,09 0,32 0,66 0,25 0,45 0,78 0,41

SH 7 0,70 0,10 0,99 0,10 0,54 0,12 0,30 0,39 0,35 0,38 0,22

* MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver ** nem mutat normál eloszlást *** normál eloszlású, ha P>0,010 + a lincoln red a nagyon kis elemszám miatt nem értékelhet

14/b. melléklet: A varianciák homogenitásának tesztelése (BARTLETT-próba) Testméret Testhossz Farhossz Vállszélesség Csíp szélesség III-as farszélesség Marmagasság Farmagasság Fejhosszúság Fejszélesség Ferde törzshossz Övméret

P érték* 0,558 0,035 0,604 0,002 0,013 0,020 0,020 0,039 0,719 0,182 0,735

* ha P>0,001, a variancia homogén

130

MELLÉKLETEK 15. melléklet: A vizsgált tehenek átlagos testméreteinek alakulása 1. Fajta Mértékegység és var. koefficiens

n

Marmagasság

Farbúbmagasság

Testhosszúság

Farhosszúság

Ferde törzshossz

Övméret

cm

cv%

cm

cv%

cm

cv%

cm

cv%

cm

cv%

cm

cv%

Magyar tarka

22

134,3 ab

3,62

138,3 a

3,56

138,5 a

4,79

43,6

9,03

167,8 ab

7,19

191,3 a

5,48

Hereford

18

130,3 c

4,01

132,0 b

2,76

132,6 b

4,71

41,8

13,97

158,7 c

4,25

190,8 a

4,45

Angus

12

131,6 bc

2,72

133,8 be

2,73

138,2 a

4,38

42,1

7,94

165,3 bc

5,84

203,6 bc

5,32

Red angus

13

132,0 bc

3,17

137,2 ae

3,98

139,5 a

5,58

41,8

10,77

166,9 ab

4,66

197,4 ac

6,03

Lincoln red+

4

134,8

3,55

136,3

1,63

141,5

3,29

43,3

15,03

162,3

10,02

215,3

6,17

Limousin

9

138,0 d

1,92

143,3 cd

2,31

148,3 cd

6,10

47,4

17,03

175,5 ad

4,02

208,6 bc

6,78

Charolais

14

137,4 d

2,96

141,5 c

2,81

142,0 a

4,11

43,8

10,49

174,1 ad

7,94

205,9 bc

8,59

Blonde d’ Aquitaine

11

142,5 e

4,23

146,6 d

4,91

151,5 d

3,34

46,3

10,23

182,9 d

6,50

203,1 bc

6,74

Shaver

7

136,6 ad

1,26

139,3 ac

1,84

142,1 ac

4,05

44,7

5,73

169,0 abc

2,37

209,8 bc

6,63

110

134,8

4,21

138,3

4,51

140,5

5,93

43,6

11,63

168,8

7,16

199,9

7,17

Átlagosan Modell szint szignifikancia

P<0,01

P<0,01

P<0,01

NS

P<0,01

(Az azonos bet t nem tartalmazók szignifikánsan (P<0,05) különböznek egymástól) + A lincoln red nagyon alacsony egyedszáma miatt nem mutatott normál eloszlást, ezért kimaradt az értékelésb l. Eredményei tájékoztató jelleg ek.

P<0,01

131

MELLÉKLETEK 16. melléklet: A vizsgált tehenek átlagos testméreteinek alakulása 2. Fajta Mértékegység és var. koefficiens

Vállszélesség

Csíp szélesség (I-es farszélesség)

III-as farszélesség

Fejhosszúság

Fejszélesség

cm

cv%

cm

cv%

cm

cv%

cm

cv%

cm

cv%

Magyar tarka

43,8 a

11,86

51,8 a

8,35

19,3 a

12,83

50,7 abg

5,00

20,5 abc

5,79

Hereford

44,0 a

10,37

56,0 bc

6,51

18,6 a

7,89

47,9 c

3,85

20,8 ad

6,08

Angus

45,3 a

9,93

53,9 acef

4,29

19,8 ac

7,52

48,7 cdf

3,43

19,7 bcg

5,46

Red angus

46,0 a

9,18

56,0 bdf

6,40

19,4 a

17,18

50,0 deg

5,66

19,9 cd

6,30

48,0

11,02

57,0

5,55

20,5

10,15

52,8

4,20

20,8

4,61

Limousin

51,4 b

5,06

58,3 b

3,93

23,0 b

7,53

50,4 abd

6,51

18,7 be

5,99

Charolais

45,9 a

11,34

54,1 acd

4,67

21,6 bc

8,47

50,4 abef

2,98

19,7 bcf

5,78

Blonde d’ Aquitaine

50,3 b

12,68

55,5 bde

11,14

23,2 b

9,99

52,0 a

6,02

18,7 efg

8,64

Shaver

52,9 b

6,95

57,7 b

5,63

21,7 bc

18,56

52,1 abe

5,58

21,0 ad

7,27

46,5

11,84

55,0

7,56

20,4

13,59

50,2

5,46

20,0

7,09

Lincoln red+

Átlagosan Modell szint szignifikancia

P<0,01

P<0,01

P<0,01

P<0,01

(Az azonos bet t nem tartalmazók szignifikánsan (P<0,05) különböznek egymástól.) + A lincoln red nagyon alacsony egyedszáma miatt nem mutatott normál eloszlást, ezért kimaradt az értékelésb l. Eredményei tájékoztató jelleg ek.

P<0,01

132

MELLÉKLETEK 17. melléklet: A relatív testméretek és testarány indexek Relatív testhossz

Relatív farhossz

%

%

%

%

%

%

%

%

%

Magyar tarka

103,13

32,46

32,61

38,57

37,75

96,97

31,48

102,98

40,36

398,36

Hereford

101,77

32,08

33,77

42,98

36,76

98,27

31,52

101,30

43,39

379,13

Angus

105,02

31,99

34,42

40,96

37,01

95,22

30,46

101,67

40,41

415,65

Red angus

105,57

31,67

34,85

42,42

37,88

94,62

29,96

103,94

39,85

414,39

Lincoln red

104,97

32,12

35,61

42,28

39,17

95,27

30,60

101,11

39,34

424,33

Limousin

107,46

34,35

37,25

42,25

36,52

93,05

31,96

103,84

37,00

410,14

Charolais

100,35

30,95

32,44

38,23

35,62

96,76

30,85

102,98

39,09

452,69

Blonde d’ Aquitaine

106,32

32,49

35,30

38,95

36,49

94,06

30,56

102,88

36,01

454,04

Shaver

104,03

32,72

38,73

42,24

38,14

96,13

31,46

101,98

40,27

431,92

Teljes állomány

104,23

32,34

34,50

40,80

37,24

95,94

31,03

102,60

39,84

422,12

Fajta

Relatív Relatív vállszélesség csíp szélesség

(A *-gal jelölt indexekben a törzshosszúság helyett a testhosszúság szerepel.)

Relatív Magassági Farhossz Túln ttségi fejhossz index* index* index

Fej indexe

Röhrer-féle tömegindex

133

MELLÉKLETEK 18. melléklet: Az él súly összefüggései a testméretekkel TestFarVállCsíp hosszúság hosszúság szélesség szélesség Él súly

0,57**

Testhosszúság Farhosszúság Vállszélesség Csíp szélesség III-as farszélesség Marmagasság Farbúbmagasság Fejhosszúság Fejszélesség Ferde törzshossz * = P<0,05; ** = P<0,01

III-as MarFarFejFejFerde Övméret farmagasság magasság hosszúság szélesség törzshossz szélesség

0,48**

0,71**

0,70**

0,47**

0,29**

0,61**

0,40**

0,04

0,48**

0,56**

0,58**

0,57**

0,42**

0,45**

0,29**

0,64**

0,43**

-0,09

0,42**

0,37**

0,43**

0,43**

0,29**

0,25**

0,41**

0,34**

0,01

0,28*

0,26*

0,64**

0,43**

0,20*

0,51**

0,32**

-0,05

0,30**

0,35**

0,36**

0,13

0,34**

0,27**

0,11

0,15

0,31**

0,27**

0,46**

0,27**

-0,10

0,44**

0,31**

0,37**

0,38**

0,00

0,35**

0,31**

0,47**

-0,15

0,62**

0,52**

0,18

0,40**

0,34**

-0,31**

-0,08 0,63**

134

MELLÉKLETEK 19/a. melléklet: A választási adatok normalitás vizsgálata Választási súly (VS) Fajta***

MT HE AA RA LR LI CH BD SH

N

Súlygyarapodás (SGY)

KOLGOMOROVSMIRNOV* (N>50)

SHAPIROWILK** (N<50)

KOLGOMOROVSMIRNOV* (N>50)

SHAPIROWILK** (N<50)

P

P

P

P

106 187 77 95 33 19 38 17 31

+

0,063 0,200 0,200 0,067+

205-napos súly (KVS) KOLGOMOROV- SHAPIROSMIRNOV* WILK** (N>50) (N<50)

P

0,200 0,200 0,200 0,200

P

0,200 0,200 0,200 0,200

0,032 0,230 0,562 0,298 0,608

0,410 0,723 0,629 0,030 0,657

0,317 0,883 0,963 0,038 0,658

* normál eloszlású, ha P 0,200. Más források szerint elegend , ha P>0,05 ** normál eloszlású, ha P>0,010 ***MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine + nem mutat megbízhatóan normál eloszlást

19/b. melléklet: A választási tulajdonságok eloszlása VS

SGY

60

KVS

70

50

60

50

40 50

40

30

40 30 30

20

Std. Dev = 53.61

10

Mean = 182.5 N = 603.00

0

Mean = .76 N = 603.00

0

SGY

10

Std. Dev = 52.91 Mean = 188.4 N = 603.00

0

0 0. 32 0 0. 30 0 0. 28 0 0. 26 0 0. 24 0 0. 22 0 0. 20 0 0. 18 0 0. 16 0 0. 14 0 0. 12 0 0. 10 .0 80 .0 60

44 1.

31 1.

19 1.

06 1.

4 .9

1 .8

9 .6

6 .5

4 .4

1 .3

9 .1

0 0. 32 0 0. 30 0 0. 28 0 0. 26 0 0. 24 0 0. 22 0 0. 20 0 0. 18 0 0. 16 0 0. 14 0 0. 12 0 0. 10 .0 80 .0 60

VS

Std. Dev = .25

10

Frequency

20

Frequency

Frequency

20

KVS

19/c. melléklet: A választási tulajdonságok ferdesége és csúcsossága Ferdeség (skewness)*

Csúcsosság (kurtosis)**

Választási súly

0,27

-0,39

Súlygyarapodás

-0,12

-0,52

205-napos súly

-0,14

-0,52

*ha értéke kisebb 1-nél, akkor normál eloszlást mutat; akkor jó, ha értéke a nullához közelít ** ha értéke -2 és +2 között van, normál eloszlást jelez; akkor jó, ha értéke a nullához közelít

135

MELLÉKLETEK 20/a. melléklet: A borjak eloszlása anyjuk fajtája és kora szerint Anya kora 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 Össz.

MT*

HE

AA

RA

LR

10 8 25 18 20 9 2 7 1 2 4

26 17 17 17 18 16 18 11 10 7 8 9 9 4 187

9 11 10 10 8 9 7 5 5 2 1

14 14 9 11 11 12 9 6 6 3

5 2 1 1 3 1 7 4 4 3 2

77

95

33

106

LI

CH

6 3 4 4 2

3 14 7 4 8 1 1

19

38

BD

SH

3

1 3 3 3 5 3 5 2 4 1 1

4 2 3 3 2

17

31

Össz. 67 76 75 72 77 58 50 40 28 21 16 10 9 4 603

20/b. melléklet: A borjak eloszlása anyjuk fajtája és az évjárat szerint Év 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 Össz.

MT* 10 6 19 10 3 14 8 14 10 12 106

HE 23 35 34 14 16 18 18 11 8 10 187

AA 10 8 7 6 9 10 7 8 7 5 77

RA 12 8 10 7 10 13 11 9 10 5 95

LR 7 1 8 6 3 3 2 2 1 33

LI

6 5 2 4 2 19

CH

12 10 6 10 38

BD

SH

5 4 4 1 1 2 17

2 6 3 3 6 4 4 1 2 31

Össz. 62 60 84 46 49 74 71 61 47 49 603

20/c. melléklet: A borjak eloszlása anyjuk fajtája és a születési évszak szerint Évszak

MT*

HE

AA

RA

LR

LI

CH

BD

SH

Össz.

Tél Tavasz Nyár sz

17 69 13 7

23 149 12 3

7 57 11 2

15 67 9 4

1 18 4 10

13 6

7 27 4

1 12 3 1

6 21 4

77 433 62 31

Össz.

106

187

77

95

33

19

17

31

603

38

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver; Össz. = összesen

136

MELLÉKLETEK 21. melléklet: A genotípusok 205-napos súlya közti különbségek értékelése TUKEY teszttel Borjú genotípusa* HE x AA HE LR x MT MT x HE LR x CH LR x RA SH x MT MT AA x HE CH RA x HE LR SH x RA RA LI x RA BD LI SH x LI AA MT x RA RA x LI MT x BD AA x RA AA x BD BD x LI LI x BD Szignifikancia

Csoportok 1 146,32 155,35 156,67 170,85 173,32 174,76 186,07 191,03 194,01 201,13 207,34 208,20 211,63 212,14 213,28 220,23

0,05

2 155,35 156,67 170,85 173,32 174,76 186,07 191,03 194,01 201,13 207,34 208,20 211,63 212,14 213,28 220,23 220,69 222,78 223,60 225,22 225,43 225,97 228,68

0,05

3

170,85 173,32 174,76 186,07 191,03 194,01 201,13 207,34 208,20 211,63 212,14 213,28 220,23 220,69 222,78 223,60 225,22 225,43 225,97 228,68 234,35 235,99 236,83 0,166

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver

137

MELLÉKLETEK 22. melléklet: A tenyészbikákkal párosított tehenek, a párosításból született borjak száma és a bikánkénti választási eredmények KLSZ 8812 9330 10166 11010 13184 13201 14111 14180 14213 14282 14347 14427 14684 14765 14957 14992 15087 16137 16477 16528 16558 16772 17179 17428 18275 18320 18337 Összesen

Bika fajtája* LR MT SH MT HE MT HE MT AA HE BD MT LI SH CH CH AA CH BD MT CH RA RA HE AA RA LI

MT

HE

AA

3 7 16 19 2

Tehén fajtája* RA LR LI 1

BD

SH

2 80

13

9

35

10

12

43

1 4

1

8

2

14

2

6 36

19

3

21 27 2 187

5 77

5 53 8

19

5 7 95

1 33

2

4 26

2

4

106

CH

6

6 19

4

13

4

38

4 22

2 17

2 1 31

N** 1 3 2 7 118 8 76 2 2 47 2 14 2 2 4 28 4 4 43 40 4 124 8 27 7 8 16 603

VS (kg)

SGY (g/nap)

KVS (kg)

179 235 181 229 153 161 167 302 305 179 240 227 222 224 238 187 218 219 206 189 229 195 243 152 156 218 165

832 888 878 963 584 600 683 985 090 841 912 898 829 022 863 752 895 834 924 653 849 858 792 618 823 904 922

201 219 212 236 149 157 170 239 248 206 227 222 202 248 212 195 215 208 229 167 216 210 194 155 199 222 224

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine; SH = shaver **N = borjak száma; VS = választási súly; SGY = súlygyarapodás; KVS = 205-napos súly

138

MELLÉKLETEK 23. melléklet: A vizsgált apák tenyészértékei KLSZ Fajta N** 8812 9330 10166 11010 13184 13201 14111 14180 14213 14282 14347 14427 14684 14765 14957 14992 15087 16137 16477 16528 16558 16772 17179 17428 18275 18320 18337

LR MT SH MT HE MT HE MT AA HE BD MT LI SH CH CH AA CH BD MT CH RA RA HE AA RA LI

1 3 2 7 118 8 76 2 2 47 2 14 2 2 4 28 4 4 43 40 4 124 8 27 7 8 16

VS (kg)

Modell 1 SGY (g/nap)

KVS (kg)

VS (kg)

Modell 2 SGY (g/nap)

KVS (kg)

VS (kg)

Modell 3 SGY (g/nap)

KVS (kg)

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

5,4 -2,8 -5,6 14,3 -18,9 -1,2 8,1 4,9 10,5 12,8 3,3 8,6 -6,9 7,3 2,7 -11,3 2,7 -3,4 -2,6 -30,0 6,1 -12,6 -3,0 -1,1 -10,1 15,2 -0,3

-0,7 0,2 0,5 -1,3 4,0 -1,0 0,1 -11,5 -0,8 -3,5 0,4 5,6 0,6 -0,6 0,2 1,0 2,5 -3,9 0,2 2,6 -2,2 0,8 0,3 0,1 0,9 -1,3 0,0

18 5 -22 63 -51 -9 77 2 27 24 14 51 -42 35 20 -43 17 -24 -6 -119 3 -72 10 -46 -19 64 8

1 0 -2 6 10 -4 8 -16 3 -12 4 23 -4 4 2 -4 11 -14 -1 -12 -4 -7 1 -5 -2 6 1

6,0 3,0 -7,9 23,5 -14,8 -2,2 15,0 -5,4 6,2 10,4 8,4 12,3 -15,7 12,5 2,7 -5,9 -4,5 -5,2 -7,6 -35,1 0,8 -7,5 -5,7 -9,8 4,5 12,3 3,3

-1,7 -0,2 0,5 -1,6 7,3 -1,5 -1,9 -9,4 1,1 -5,6 0,1 7,8 1,0 -0,8 0,2 0,4 3,3 -3,8 0,5 2,3 -1,9 -0,1 0,4 0,6 -0,3 -0,8 -0,2

5,3 -2,6 -5,5 14,4 -18,4 -1,2 8,1 5,5 5,7 13,1 3,4 8,5 -6,6 7,2 2,7 -11,3 6,0 -3,1 -2,7 -30,2 6,2 -12,1 -2,8 -2,0 -7,6 14,5 -0,5

-0,8 0,3 0,6 -1,6 4,6 -1,2 -0,1 -12,4 0,8 -4,0 0,3 5,7 0,8 -0,8 0,1 1,3 2,4 -4,3 0,3 3,5 -2,6 0,9 0,3 0,2 0,9 -1,7 0,1

18 5 -21 63 -50 -9 76 5 16 26 14 49 -42 35 20 -43 25 -22 -7 -120 5 -72 9 -49 -13 62 7

0 0 -1 3 16 -5 5 -20 3 -16 4 24 -2 2 0 -2 13 -15 0 -6 -5 -4 1 -3 -1 3 0

6,2 3,0 -7,8 23,5 -14,8 -2,1 14,9 -4,7 5,1 10,6 8,4 12,0 -15,7 12,5 2,7 -5,8 -4,0 -4,9 -7,6 -35,3 0,9 -7,4 -5,7 -9,9 4,9 12,2 3,2

-2,0 -0,3 0,8 -2,3 8,2 -1,6 -2,4 -10,0 1,4 -6,3 -0,2 8,0 1,6 -1,2 0,2 0,6 3,7 -4,0 0,8 3,5 -2,1 0,0 0,6 1,0 -0,5 -1,2 -0,3

6,1 -0,6 -6,3 19,6 -19,8 -19,8 7,2 8,1 12,2 14,2 3,4 13,3 -6,0 9,9 2,7 -11,9 4,1 -3,5 -1,8 -26,3 6,4 -13,0 -3,5 -1,2 -13,3 14,6 -3,9

-1,0 0,1 0,8 -2,6 4,9 2,3 -0,3 -12,6 -1,5 -4,4 1,1 4,5 0,8 -1,3 -0,1 1,6 2,3 -4,2 0,2 3,4 -2,7 -0,1 0,5 0,2 1,7 -1,9 0,5

19 13 -23 79 -51 -66 75 10 34 30 17 66 -36 32 20 -43 28 -22 0 -105 2 -68 4 -51 -37 55 5

0 1 -2 6 15 -6 5 -19 3 -15 9 24 -3 2 1 -3 13 -15 0 -7 -5 -9 0 -4 -3 4 0

8,2 9,1 -10,2 35,1 -14,8 -31,1 16,7 -1,0 10,2 13,1 9,7 18,8 -19,5 15,9 4,0 -9,7 -3,7 -5,1 -6,7 -33,8 1,4 -4,8 -8,9 -14,3 0,9 11,0 3,6

-2,6 -1,3 1,4 -5,0 9,0 4,1 -3,5 -10,2 0,3 -7,0 0,7 6,0 2,8 -2,3 -0,3 1,4 3,9 -4,0 0,9 4,8 -2,2 -1,2 1,3 2,0 -0,1 -1,6 -0,5

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine **N = borjak száma; VS = választási súly; SGY = súlygyarapodás; KVS = 205- napos súly

139

MELLÉKLETEK 24. melléklet: A vizsgált tenyészbikák rangsora KLSZ Fajta N** 18320 11010 14282 14213 14427 14111 14765 16558 8812 14180 14347 15087 14957 18337 17428 13201 16477 9330 17179 16137 10166 14684 18275 14992 16772 13184 16528

RA MT HE AA MT HE SH CH LR MT BD AA CH LI HE MT BD MT RA CH SH LI AA CH RA HE MT

8 7 47 2 14 76 2 4 1 2 2 4 4 16 27 8 43 3 8 4 2 2 7 28 124 118 40

VS (kg)

Modell 1 SGY (g/nap)

KVS (kg)

VS (kg)

Modell 2 SGY (g/nap)

KVS (kg)

VS (kg)

Modell 3 SGY (g/nap)

KVS (kg)

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

Direkt

Anyai

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27

23 22 25 20 1 15 18 24 19 27 10 4 14 17 16 21 13 12 11 26 9 8 6 5 7 2 3

2 3 7 6 4 1 5 15 9 16 11 10 8 13 24 18 17 14 12 21 20 22 19 23 26 25 27

5 6 24 9 1 4 8 18 13 27 7 2 10 12 22 20 15 14 11 26 17 19 16 21 23 3 25

5 1 6 8 4 2 3 14 9 18 7 16 13 11 24 15 22 12 19 17 23 26 10 20 21 25 27

18 21 26 5 1 23 19 24 22 27 13 3 12 16 7 20 9 15 11 25 8 6 17 10 14 2 4

1 2 3 9 4 5 6 7 11 10 12 8 13 14 16 15 18 17 19 20 21 22 23 24 25 26 27

23 22 25 8 1 18 20 24 19 27 11 4 16 17 15 21 13 14 12 26 10 9 7 5 6 2 3

3 2 6 10 4 1 5 16 9 14 11 7 8 13 24 18 17 15 12 21 20 22 19 23 26 25 27

8 6 26 7 1 4 9 23 15 27 5 3 11 12 20 22 14 13 10 25 17 18 16 19 21 2 24

4 1 6 9 5 2 3 14 8 17 7 16 13 11 24 15 22 12 19 18 23 26 10 20 21 25 27

18 23 26 6 2 24 19 22 21 27 14 3 12 16 7 20 9 15 11 25 8 5 17 10 13 1 4

2 1 3 5 4 8 6 9 10 7 12 11 13 19 15 26 16 14 17 18 21 20 24 22 23 25 27

22 23 26 21 2 18 20 24 19 27 8 5 16 11 14 4 13 15 12 25 9 10 6 7 17 1 3

4 1 7 5 3 2 6 16 10 13 11 8 9 14 24 25 17 12 15 18 19 20 21 22 26 23 27

7 5 25 8 1 6 9 21 15 27 4 3 11 12 20 22 14 10 13 26 16 17 18 19 24 2 23

6 1 5 7 2 3 4 13 10 15 8 16 11 12 23 26 19 9 20 18 22 25 14 21 17 24 27

19 25 26 13 2 23 21 20 22 27 12 5 15 16 7 4 11 18 10 24 8 6 14 9 17 1 3

*MT = magyar tarka; HE = hereford; AA = angus; RA = red angus; LR = lincoln red; LI = limousin; CH = charolais; BD = blonde d’ Aquitaine **N = borjak száma; VS = választási súly; SGY = súlygyarapodás; KVS = 205-napos súly

140

MELLÉKLETEK

141