Vliv vybraných faktorů na růstové schopnosti a ukazatele masné užitkovosti u jehňat plemen suffolk a charollais

Původní vědecká sdělení / Original scientific papers

Vliv vybraných faktorů na růstové schopnosti a ukazatele masné užitkovosti u jehňat plemen suffolk a charollais The influence of selected factors on growth abilities and meat utility attributes of Suffolk and Charollias lambs Ptáček, M. – Štolc, L. – Stádník, L. – Štolcová, J. Česká zemědělská univerzita v Praze

ABSTRACT The aim of this study was to evaluate effects of year and month of lambing, breed, sire effect, effect of gender and litter size on selected meat utility attributes. The evaluation proceeded for a period of 5 years (2005–2009), when 138 ram-lambs and 148 ewe-lambs of Suffolk (n = 125) and Charollais (n = 161) breeds were monitored. Processing of data set was done by SAS program GLM, LSM method. The lambing year had a significant effect (P < 0.001) on birth weight, the live weight at 100 days of age (LW 100) and the daily gain from birth till 100 days of age (DG 100). Lambs born in January and February had higher birth weight than lambs born in March and April. On the other hand lambs coming from spring system of lambing (March, April) had higher LW 100, DG 100 and lower fat thickness (P < 0.01) compared with winter lambing system (January, February). The lowest growth attributes (except of MLLT depth) of lambs detected at primiparas. Ewes at the age between 2nd and 8th didn’t show statistical differences in evaluated traits. When comparing both breeds Suffolk lambs had higher LW 100 (P < 0.01) and Charollais lambs were characteristic by lower fat thickness (P < 0.001). The Sire effect was evident among sires of the same breed as well as among sires between breeds evaluated. Differences ranged to 20.16 % (DG 100) at Suffolk and to 7.74 % at Charollalis (DG 100). Ram-lambs had higher birth weight (+0.08 kg; P < 0.01), LW 100 (+2.94 kg; P < 0.001) and DG 100 (+28.42 g; P < 0.001) in comparison with ewe-lambs. The highest growth abilities were noticed in single lambs (P < 0.001). The growth abilities of lambs declined with increasing litter size (P < 0.05–0.001).

Keywords meat utility, lamb, sheep, Charollais, Suffolk

ABSTRAKT Cílem práce bylo zhodnotit vliv roku a měsíce bahnění, věku bahnice, plemene, plemeníka, pohlaví jehňat a četnosti vrhu na vybrané ukazatele masné užitkovosti jehňat. Hodnocení probíhalo po dobu 5 let (2005–2009), během kterých bylo sledováno 138 beránků a 148 jehniček plemen suffolk (n = 125) a charollais (n = 161). Zpracování údajů proběhlo programem SAS, procedurou GLM (obecný lineární model) metodou nejmenších čtverců. Rok bahnění měl průkazný vliv (P < 0,001) na hmotnost narození, hmotnost ve 100 dnech a průměrné denní přírůstky od narození do 100 dní věku (DG 100). Jehňata narozená v lednu a únoru měla vyšší hmotnost narození než březnová a dubnová jehňata. Naproti tomu u jehňat v systému jarního bahnění (březen, duben) byla zjištěna vyšší hmotnost ve 100 dnech věku, PŘ100 (P < 0,01) a vrstva podkožního tuku (P < 0,01). U prvniček byly zaznamenány statisticky prokazatelně nejnižší ukazatele růstu (kromě hloubky MLLT). Naproti tomu matky ve věku 2–8 let nevykazovaly v užitkových vlastnostech statisticky významné rozdíly. V rámci meziplemenných rozdílů měla jehňata suffolk vyšší hmotnost ve 100 dnech a DG 100 (P < 0,01) a jehňata charollais nižší vrstvu podkožního tuku (P < 0,001). V hodnocení vlivu plemeníka jsme zaznamenali statisticky významné rozdíly beranů jak v rámci plemen tak mezi sledovanými plemeny. Rozdíly mezi berany suffolk se pohybovaly do 20,16 % (DG 100) a u plemene

Výzkum v chovu skotu / Cattle Research – 4/2011

49


charollais do 7,74 % (DG 100). Ve srovnání jehňat podle pohlaví měli beránci v průměru vyšší hmotnost narození (+0,08 kg; P < 0,01), živou hmotnost ve 100 dnech věku (+2,94 kg; P < 0,001) a průměrné denní přírůstky (+28,42 g; P < 0,001) než jehničky. Nejvyšší růstové schopnosti byly zaznamenány u jedináčků, což je možné demonstrovat statisticky (P < 0,001). Růstové schopnosti jehňat poté klesaly s rostoucí četností vrhu (P < 0,05–0,001). Klíčová slova masná užitkovost, jehně, ovce, charollais, suffolk ÚVOD Chov ovcí v ČR je orientován na výsledný produkt jatečného jehněte. Nezastupitelnou roli v tomto záměru hrají masná plemena ovcí chovaná buď v rámci čistokrevné plemenitby nebo za účelem užitkového křížení. Plemena suffolk a charollais patří mezi dvě nejoblíbenější masná plemena u chovatelské veřejnosti, což lze dokumentovat nejvyšším zastoupením bahnic v kontrole užitkovosti (KU) u masných plemen ovcí. Horák et al. (2007) uvádějí, že v našich podmínkách je maso ve všech chovech, mimo dojná stáda, hlavní užitkovou vlastností u ovcí, která rozhoduje o ekonomice chovu. V reakci na preference spotřebitelů požadují zpracovatelé jehňata, která splňují podmínky pro věk, váhu trupu, tukové krytí trupu a znaky jakosti (kvality) masa (Freer a Dove, 2002). Pinďák a Milerski (2007) poukazují na fakt, že nejlepší zmasilost na všech částech těla vykazují jednoznačně masná plemena. K těmto nejdůležitějším částem trupu patří osvalení hřbetu, beder a kýty. Do skupiny masných užitkových typů u nás chovaných lze zařadit plemeno texel, berrichon du Cher, charollais, suffolk, oxford down, clun forest a hampshire. Jatečně upravené tělo (JUT) charakterizuje Milerski (2003) jako tělo bez kůže, bez hlavy oddělené od trupu před prvním krčním obratlem, bez nohou oddělených v dolním kloubu zápěstím a zánártním, bez orgánů dutiny hrudní, břišní a pánevní vyňatých s pánevním lojem, bez ocasu odděleného mezi šestým a sedmým ocasním obratlem, bez pohlavních orgánů a bez vemene, bez míchy u ovcí starších 12 měsíců, ledviny s ledvinovým lojem zůstávají u těla. Janssens (2004) odhaduje zastoupení skopového masa na 4 % veškeré spotřeby masa. Zároveň uvádí, že v některých zemích je tento podíl mnohem vyšší. Mezi evropské státy s největší spotřebou masa malých přežvýkavců zařazují Bucek et al. (2010) Kypr, Velkou Británii, Francii, Rumunsko a Portugalsko. Z publikace Holé (2009) vyplývá, že zatímco světová spotřeba jehněčího masa ve světě stoupá, v České republice zůstává průměrná spotřeba společně s kozím a koňským masem na cca 0,3 kg/obyvatele. Bucek et al. (2010) uvádějí, že se v ČR v roce 2009 produkovala jatečná jehňata o průměrné živé hmotnosti 31 kg. Průměrná hmotnost JUT se pak dle Bucka et al. (2010) pohybovala kolem 13,2 kg, což odpovídalo cca 42,6 % jatečné výtěžnosti. METODIKA Hodnocený chov se nachází v obilnářské výrobní oblasti v nadmořské výšce cca 600 m n. m. Průměrný úhrn srážek v dané oblasti se pohybuje kolem 650 mm/rok a průměrná roční teplota činí 7,5 °C. Základní stádo hodnoceného podniku čítá 23 bahnic plemene charollais, 25 matek suffolk a 3 plemenné berany (2 suffolk, 1 charollais). Systém ustájení v chovu je v ovčínech na hluboké podestýlce s možností celoročních pastevních výběhů. Pastva probíhá oplůtkovým systémem od poloviny dubna do konce října. Poté jsou ovce dokrmovány senem a v poslední třetině březosti se začíná s příkrmem jadrných krmiv a okopanin. Podnik využívá převážně systému jarního bahnění, které probíhá v ovčínech. Po obahnění je matka s jehňaty umístěna do choulu, kde zůstává 3–7 dní. Krmná dávka jehňat se skládá z mateřského mléka (narození–odstav, ad libitum); lučního sena (od 10 dnů věku ve školkách, ad libitum); příkrmu (mačkaný oves a ječmen, v celkovém množství 250 g/ks/KD); jetelotravní pastvy (počátek pastevní sezony od poloviny dubna).

50



V identických chovatelských podmínkách šlechtitelského chovu jsme po dobu pěti let (2005– 2009) vyhodnotili 286 jehňat masných plemen suffolk (n = 125) a charollais (n = 161), 138 beránků a 148 jehniček. Během sledovaného období v chovu působilo celkem 10 různých plemeníků (5 charollais a 5 suffolk). Podklady byly čerpány z databáze kontroly užitkovosti Svazu chovatelů ovcí a koz v ČR. Z ukazatelů masné užitkovosti byla vyhodnocena hmotnost při narození a hmotnost ve 100 dnech věku [kg] (LW 100) – zjištěny vážením na tenzometrických vahách. Jehňata byla vážena ve věku 80–120 dní a lineární interpolací byl přepočten věk na 100 dní. Následně byly dopočteny průměrné denní přírůstky od narození do 100 dní věku [g] (DG 100), dle vzorce (hmotnost ve 100 dnech [g] − hmotnost při narození [g]) / 100. Ve stejném věku byla sonograficky zjištěna hloubka svalu musculus longisimus lumborum et thoracis [mm] (MLLT) a vrstva podkožního tuku v oblasti za posledním žeberním párem [mm]. K zjišťování údajů byl použit sonograf Aloka 500 a lineární sonda 5 MHz. Celková zmasilost, vyjádřená subjektivně kvalifikovaným odhadem, se hodnotila na bodové stupnici od 1 do 5 (1 = nejmenší zmasilost; 5 = nejvyšší zmasilost). Na základě analýzy proměnlivosti těchto ukazatelů byly vyhodnoceny vlivy roku bahnění, měsíce bahnění, věku bahnice, plemene, plemeníka, pohlaví jehněte a četnosti vrhu. Statistické vyhodnocení bylo realizováno programem SAS – GLM (SAS/STAT® 9.1., 2009). Yijklmno = µ + Ai + Bj + Ck + Dl + Fm + Go + Hp + eijklmopq, Yijklmno = hodnota závisle proměnné (hmotnost při narození, hmotnost ve 100 dnech, přírůstky ve 100 dnech, MLLT, lůj, zmasilost, četnost vrhu), µ = obecná hodnota závisle proměnné, Ai = fixní efekt i-tého roku bahnění (i = 2005, n = 68; i = 2006, n = 63; i = 2007, n = 58; i = 2008, n = 38; i = 2009, n = 59), Bj = fixní efekt j-tého měsíce bahnění (j = leden, n = 8; j = únor, n = 51; j = březen, n = 210; j = duben, n = 17), Ck = fixní efekt k-tého věku bahnice (k = 1. leté, n = 25; k = 2. leté, n = 46; k = 3. leté, n = 49, k = 4. leté, n = 55; k = 5. leté, n = 46; k = 6. leté, n = 26; k = 7. leté, n = 19; k = 8. leté, n = 13; k = 9. leté, n = 3; k = 10. leté, n = 4), Dl = fixní efekt l-tého plemene (l = charollais, n = 161; l = suffolk, n = 125), Fm = fixní efekt m-tého plemeníka (m = Chamel, n = 25; m = Chinin, n = 23; m = Chiri1, n = 17; m = Chiri2, n = 41; m = Chural, n = 55; m = Honey, n = 35; m = Supersir, n = 21; m = Brister, n = 34; m = Yrit, n = 22; m = Yudo, n = 13), Go = fixní efekt o-tého pohlaví (o = beránci, n = 138; o = jehničky, n = 148), Hp = fixní efekt p-té četnosti vrhu (p = jedináčci, n = 41; p = dvojčata, n = 220; p = trojčata, n = 25), eijklmopq = zbytková chyba. Statistická průkaznost byla hodnocena na hladinách významnosti: P < 0,05; P < 0,01; P < 0,001. VÝSLEDKY A DISKUSE Vliv roku bahnění Vliv roku ve sledovaném výzkumu byl patrný u hmotnosti při narození jehňat, LW 100 a DG 100 (P < 0,001), jak je patrné z tabulky 1. U ostatních užitkových vlastností rozdíly statistickou významnost nevykazovaly. Ve sledovaném období byla nejnižší hmotnost jehňat při narození zjištěna v roce 2008, kdy rozdíly tohoto ukazatele byly statisticky průkazné ve vztahu ke všem sledovaným rokům


51


(P < 0,001). Vliv roku bahnění na hmotnost při narození dokumentuje ve své práci také Mavrogenis (1996). Zatímco Momani et al. (1995) neprokázali vliv roku na živou hmotnost a průměrné denní přírůstky od narození do 130 dnů, v našem případě byly shledány statisticky významné rozdíly u obou ukazatelích hodnocených ve 100 dnech věku (P < 0,001). Nejnižších hodnot výše zmíněných vlastností bylo dosaženo v letech 2005 a 2006. Naproti tomu nejvyšší hodnoty byly zaznamenány v letech 2007 a 2008. Právě tyto čtyři roky byly předmětem statisticky vysoce signifikantních diferencí (P < 0,001). Vliv roku bahnění na hmotnost jehňat v 91 a 105 dnech potvrzují také Demirören et al. (1995) a Mavrogenis (1996). Výše hodnocené výsledky dokumentují význam vnějších faktorů prostředí ovlivňující zejména růstové schopnosti jehňat hodnocených ve 100 dnech věku v dílčích letech (P < 0,001). Tento fakt potvrzuje nezbytnost zohlednění roku narození jehňat nejen v odborných pracích, ale i v dalších oblastech vědecké činnosti např. při odhadech genetických parametrů populace či plemenných hodnot jedince. Z chovatelského hlediska lze za nejúspěšnější rok označit rok 2007. V rámci tohoto roku bylo dosaženo vůbec nejvyšších hodnot ve hmotnosti narození, LW 100 a DG 100. Podobně lze ocenit nízkou vrstvu podkožního tuku v tomto roce (3,36 mm vs. 3,43–3,56 mm). Vliv měsíce bahnění V hodnoceném chovu byla zastoupena jehňata narozená v lednu až v dubnu. První dva měsíce představují zimní systém bahnění, březen a duben označují jarní systém bahnění. Můžeme konstatovat, že měsíc bahnění – a s tím spojený systém bahnění – ovlivňoval všechny hodnocené ukazatele (P < 0,05; 0,01; 0,001) vyjma hmotnosti narození. V této souvislosti uvádějí Yilmaz et al. (2007), že jehňata narozená v zimním systému bahnění vykazovala v průměru větší hmotnost při narození (P < 0,01) než jehňata pocházející z jarního systému bahnění. Také v našem případě jehňata narozena v lednu a únoru byla o 0,03–0,11 g těžší, nicméně rozdíly nebyly statisticky průkazné. Shodně potom dokumentujeme, že měsíc narození ovlivňoval DG 100 (P < 0,01) a s tím spojenou LW 100. Celkově můžeme konstatovat, že jehňata narozená v březnu vážila ve 100 dnech v průměru více než jehňata narozená v lednu (+6,02 kg; P < 0,01) a únoru (+3,57 kg; P < 0,01). Stejně tak jsme zaznamenali u březnových jehňat vyšší DG 100 (+62,28g; +35,50 g) ve srovnání s lednovými a únorovými jehňaty (P < 0,01). Vliv sezóny bahnění na průměrné denní přírůstky potvrzuje Kuchtík et al. (2010). U březnových jehňat byla zjištěna statisticky prokazatelně menší hloubka MLLT v porovnání s lednovými (P < 0,05). Statisticky prokazatelně menší hloubka svalu MLLT (P < 0,001) byla dále zaznamenána u dubnových jehňat v porovnání s jehňaty narozenými v lednu, únoru a březnu. U vrstvy podkožního tuku byl patrný statisticky průkazný rozdíl březnových (−0,34 mm; P < 0,01) a dubnových (−0,57 mm; P < 0,01) jehňat proti jehňatům narozeným v únoru. Z výsledků dále vyplývá, že v průměru o 0,41 a 0,64 mm nižší vrstva podkožního tuku byla zjištěna u březnových a dubnových jehňat v porovnání s jehňaty narozenými v lednu. Rozdíly u tohoto ukazatele nebyly signifikantní ani na jedné z hodnocených hladin významnosti. Přesto můžeme na základě těchto výsledků usuzovat, že výrazným faktorem ovlivňujícím protučnělost jehňat je skladba krmné dávky, lišící se v jednotlivých ročních období. Z výše dosažených výsledků zjišťujeme, že jehňata pocházející z jarního systému bahnění vykazovala vyšší růstové schopnosti (hmotnost při narození, LW 100 a DG 100) a nižší vrstvu podkožního tuku. Opodstatnění využití jarního systému bahnění dokumentují Mátlová a Loučka (2002), kteří doplňují výhody jarního bahnění ve vyšší reprodukční aktivitě beranů a bahnic, v lepších předpokladech pro laktaci vzhledem ke kvalitě porostu. Zároveň dodávají, že tento systém bahnění využívá zelené krmení a tím snižuje celkové náklady na vyprodukovaná jehňata. Na druhé straně u lednových a únorových jehňat byla zaznamenána vyšší hloubka MLLT svalu, což bylo potvrzeno i statisticky významnými rozdíly (P < 0,05; 0,001), viz tabulka 2. Můžeme dodat, že co se týče celkového zpeněžování masa jsou jehňata pocházející z jarních systémů

52



bahnění výhodnější při zpeněžování v živém (v ČR stále preferovaný systém prodeje jatečných jehňat), než dle kvality JUT (zařazování dle systému SEUROP). Vliv věku bahnic Z tabulky 3a a 3b lze vyčíst, že nejvíce jehňat pocházelo od matek ve věku do 5 let, což odráží i dlouhověkost ve sledovaném chovu u obou masných plemen. Naproti tomu výsledkům jehňat od 9 a 10 letech matek nelze přisuzovat příliš velkou vypovídající schopnost z důvodu nízkého počtu jehňat, a tím vysoké střední chybě, viz tabulka 4. Z šetření vyplývá, že věk matek má prokazatelný vliv na hmotnost narození a na růstové schopnosti jehňat do 100 dní věku. V této souvislosti je důležité uvést, že statisticky významné rozdíly v dílčích ukazatelích se týkaly především prvniček. Právě jehňata prvniček vykazovala nejnižší ukazatele hmotnosti narození, LW 100 a DG 100 (P < 0,05; 0,01; 0,001). Nejsignifikantnější rozdíly (P < 0,001) potom byly shledány právě u hmotnosti při narození. Tyto poznatky jsou v souladu s tvrzením Peeters et al. (1996), kteří uvádějí, že jehňata roček mají nižší hmotnost narození a růstové schopnosti. Tento fakt potvrzují také Jakubec et al. (2001), kteří zmiňují, že starší bahnice mívají těžší jehňata než mladší matky. Lze souhlasit i s tvrzením Cloete et al. (2002) že porodní hmotnost se zvyšuje se zvyšujícím se věkem bahnic. Ve sledovaném chovu byl tento trend také patrný. Vliv věku bahnic na průměrné denní přírůstky do 30 dní věku potvrzují také Momani et. al. (1994). Jediným ukazatelem, který statisticky průkazně neovlivňuje věk matek je hloubka MLLT. Nicméně i zde můžeme konstatovat, že v průměru u jehňat pocházejících od starších matek byla hloubka MLLT svalu vyšší. Z výše uváděných výsledků se lze domnívat, že živá hmotnost matek je jedním z faktorů ovlivňujícím růstové schopnosti jehňat. Tento trend je zvláště patrný při srovnání jehniček a starších ovcí. Zároveň z chovatelského hlediska hodnocení dlouhověkosti bahnic ve stádě a s tím spojenými náklady na bahnici je zajímavé zjištění, že u matek ve věku 2–8 let nebyly zjištěny statisticky průkazné rozdíly v užitkovosti v žádném z hodnocených ukazatelů. V praxi tento poznatek znamená, že produkční schopnost obou plemen do osmého roku věku při vhodných podmínkách chovu a dobrém zdravotním stavu ovcí do 8. roku věku neklesá. Vliv plemene V rámci meziplemenné příslušnosti jsme hodnotili dvě, v rámci kontroly užitkovosti v chovatelských podmínkách České republiky, nejvíce zastoupená masná plemena ovcí. Na nízkou vrstvu tuku u plemene charollais upozorňuje Milerski (2001). Toto tvrzení dokumentuje také tabulka 4, ze které vyplývá, že vrstva podkožního tuku byla v průměru o 0,48 mm nižší u plemene charollais (P < 0,001). Naproti tomu u hodnocení hloubky MLLT zjišťujeme, že v průměru vyšší hodnoty (+0,82 mm) byly zaznamenány u plemene suffolk, nicméně výsledek je vysloven bez statistické průkaznosti. Stejně tak u plemene suffolk byly patrné vyšší růstové schopnosti jehňat (+1,72 kg u hmotnosti ve 100 dnech a +16,39 g u přírůstků ve 100 dnech) v porovnání s jehňaty charollais (P < 0,05). Vliv plemene na masné užitkové vlastnosti dokumentují Martínez-Cerezo et al. (2005). Dwyer et al. (2004) zjistili, že hmotnost po porodu u plemene suffolk byla 4,68 kg, což je ve srovnání s hodnoceným chovem o 760 g více. Maxa et al. (2007) uvádějí, že v České republice u jehňat suffolk mezi roky 1996–2004 dosahovaly průměrné hodnoty hmotnosti ve 100 dnech 27,91 kg, výšky MLLT 25,5 mm a podkožního tuku byla 3,3 mm. Ve sledovaném chovu jsme u téhož plemene zaznamenali v rozmezí let 2005–2009 následující výsledky: LW 100 32,53 kg, hloubka MLLT 26,01 a vrstva tuku 3,70 mm. Milerski et al. (2006) zjistili u plemene charollais průměrnou LW 100 28,84, hloubku MLLT svalu 23,56 mm a vrstvu podkožního tuku 2,83 mm. Ve sledovaném chovu přesahovaly průměrné ukazatele o 1,97 kg (LW 100), 1,63 mm (hloubka MLLT) a 0,39 mm (podkožní tuk). Příčiny vyšších hodnot v hodnoceném chovu u všech ukazatelů mohou být vysvětleny různými chovatelskými podmínkami stejně jako genetickým pokrokem v populaci.


53


Zatímco Štolc et al. (2006) při hodnocení plemen suffolk a charollais zaznamenali větší hloubku MLLT u plemene suffolk (P < 0,05), je v našem hodnocení zjištěný rozdíl bez statistického významu, ačkoli také zde byla u plemene suffolk hloubka MLLT o 0,82 mm vyšší. Naopak jsme shodně prokázali vyšší zastoupení podkožního tuku u plemene suffolk (P < 0,001). Z výsledků naší studie vyplývá, že u jehňat suffolk byly zaznamenány vyšší hodnoty u LW 100 (+1,72 kg; P < 0,05) a DG 100 (+16,39; P < 0,05). U Štolce et al. (2006) byly tento ukazatele bez statistické průkaznosti, ačkoli i zde byla jehňata suffolk cca o 0,05 kg těžší a měla o 8,2 g větší DG 100. Z výše publikovaných výsledků můžeme usuzovat na vyšší růstovou intenzitu jehňat suffolk hodnocenou ve 100 dnech věku a zároveň na nižší protučnělost jehňat charollais, což potvrzuje význam volby chovaného plemene. I přes výborné ukazatele masné užitkovosti jehňat zaznamenáváme u plemene charollais pokles stavů bahnic v KU. Během posledních pěti let byl zaznamenán pokles o 955 bahnic (z 2397 v roce 2005 na 1442 v roce 2009). Naproti tomu u plemene suffolk byl zaznamenán ve stejném období nárůst o 944 bahnic v rámci KU (z 4919 v roce 2005 na 5863 v roce 2009). Důvody k preferenci plemene suffolk u chovatelské veřejnosti můžeme spatřovat v „líbivějším“ exteriéru a ve vyšší odolnosti těchto zvířat. Vliv plemeníka Tabulka 5a a 5b nabízí souhrn beranů obou plemen působících ve sledovaném chovu po dobu 5 let. Plemeníci Chamel až Chural jsou charollais, berani Honey až Yudo jsou suffolk. Nejvíce jehňat bylo hodnoceno po beranovi Chural (55 jehňat), nejméně po plemeníkovi Yudo (13 jehňat). Momani et al. (1995) neprokázali vliv plemeníka na živou hmotnost a průměrné denní přírůstky (hodnocené ve věku 130 dnů). Z našich výsledků naproti tomu vyplývá, že vliv plemeníka vykazoval statistickou průkaznost (P < 0,05;0,01;0,001) ve všech hodnocených parametrech kromě hloubky MLLT. Rozdíly mezi LW 100 a DG 100 dnech věku byly zaznamenány mezi beranem Yudo a plemeníky Chamel, Chiri2 a Chural (P < 0,05). Největší počet statisticky významných rozdílů byl zaznamenán u vrstvy podkožního tuku a nejprůkaznější závislost zde byla zjištěna mezi plemeníky Chural a Honey (P < 0,001). Celkově můžeme konstatovat, že rozdíly byly nejvíce patrné v rámci meziplemenné příslušnosti (suffolk vs. charollais). V porovnání obou plemen lze potvrdit předcházející výsledky z tabulky 5. U beranů suffolk jsme zaznamenali v průměru vyšší růstové parametry (hmotnost narození, LW 100, DG 100, hloubku MLLT). Naproti tomu pro berany charollais byla charakteristická nízká vrstva podkožního tuku. Zároveň můžeme pozorovat rozdíly mezi berany v rámci plemen: hmotnost narození (P < 0,01), zmasilost (P < 0,05). Na rozdíly ve zmasilosti mezi berany v rámci plemen texel a scotish blackface upozorňuje Navajas a kol. (2008), nicméně dodává, že rozdíly jsou nízké (do 4 %). U plemene charollais se rozdíly pohybovaly do 6,26 % u hmotnosti ve 100 dnech, 7,74 % u přírůstků ve 100 dnech a 7,65 % u hloubky MLLT. U plemene suffolk rozdíly ve hmotnosti ve 100 dnech činily do 17,1 %, přírůstky ve 100 dnech do 20,16 % a hloubka MLLT 7,65 %. Při hodnocení vlivu plemeníka jsme hodnotili berany v rámci plemene a berany mezi dvěma masnými plemeny. Byl prokázán vliv plemeníka na užitkové vlastnosti ovcí, zejména na hmotnost narození a vrstvu podkožního tuku, tyto rozdíly byly pozorovány jak v rámci meziplemenné příslušnosti tak mezi berany v rámci plemen. Naproti tomu rozdíly v růstových schopnostech jehňat (LW 100, DG 100) byly statisticky signifikantní pouze mezi berany suffolk a charollais. Zároveň se nepodařilo prokázat vliv plemeníka na hloubku MLLT svalu, a to ani mezi plemeníky suffolk a charollais ani mezi berany v rámci hodnocených plemen. Závěrem dodáváme, že hodnocený chov má statut šlechtitelského chovu, a tudíž jsou do plemenitby zařazováni pouze berani s vysokými plemennými hodnotami, u kterých se předpokládá, že budou ve stádě působit jako zlepšovatelé. I přes tuto skutečnost byly

54



zaznamenány statisticky významné rozdíly u beranů v rámci plemen potvrzující klíčový význam plemeníka ve stádě. Vliv pohlaví Z celkového počtu 286 hodnocených jehňat bylo procentické zastoupení beránků 51,75 % a jehniček 48,25 %. Horák et al. (2007) uvádí, že beránci bývají o 7 % těžší než jehničky. Yilmaz et al. (2007) dodávají, že porodní hmotnost u beránků je o 0,5 kg vyšší než jehničky (P < 0,01), což přímo koresponduje s námi dosaženými výsledky. Beránci dosahovali v průměru hmotnost při narození 3,94 kg, zatímco u jehniček byla hodnota v průměru o 80 g nižší (P < 0,01), což představovalo 2,03 % z hmotnosti beránků. Vysoce signifikantními (P < 0,001) se ukázaly rozdíly ve LW 100 a DG 100. U beránků LW 100 činila 33,14 kg a DG 100 291,93 g. U jehniček bylo v průměru dosaženo −2,94 kg LW 100 a −28,42 g u DG 100, což se také projevuje na výsledné hmotnosti JUT jak dokumentují Peña et al. (2005). Vyšší denní přírůstky beránků ve věku od 81–185 dní zaznamenali Abdullah et. al. (2010). Tyto výsledky rovněž korespondují s tvrzením Jakubce et al. (2001), že beránci rostou rychleji než jehničky, což potvrzují i Stanford et al. (2001) u kříženců suffolk. Naopak větší průměrná hloubka MLLT (+0,01 mm) byla zjištěna u jehniček, i když rozdíly nelze označit za statisticky významný, což potvrzují i Stanford et al. (2001). Z výše uvedených skutečností se dá usuzovat, že do 100 dnů věku rostou celkově beránci rychleji, ale zmasilost vyjádřená hloubkou MLLT je u obou pohlaví srovnatelná. Větší zmasilost jehnic zaznamenali i de Siqueira et al. (2001) při zkoumání kříženců Ile de France × Corriedale. Jehničky kromě výšky MLLT vykazovaly i vyšší hodnoty vrstvy podkožního tuku, naopak u beránků byla zjištěna vyšší zmasilost hodnocená subjektivně na bodové stupnici. Všechny rozdíly však nevykazovaly statistickou průkaznost ani na jedné ze sledovaných hladin významnosti. Tejeda et al. (2008) uvádějí, že není statisticky významný rozdíl v protučnělosti svalu MLLT mezi beránky a jehničkami v JUT jehňat. Vliv četnosti vrhu na závisle proměnné Horák et al. (2004) uvádějí, že nejvyšší hmotnost jehňat je u jedináčků, což potvrzuje i Jakubec et al. (2004). Tato tvrzení se shoduje i s námi zjištěnými výsledky, kdy rozdíly hmotnosti narození byly statisticky vysoce signifikantní (P < 0,001), a to jak mezi jedináčky a dvojčaty (+0,15 kg), tak mezi jedináčky a jehňaty pocházejících z trojčat (+0,37 kg). Velmi vysoce statisticky průkazné rozdíly (P < 0,001) byly dále zaznamenány mezi dvojčaty a trojčaty (+0,22 kg). V této souvislosti Horák et al. (2004) uvádějí, že porodní hmotnost dvojčat se pohybuje v rozpětí 3–3,5 kg a hmotnost narození u trojčat je 2–3,5 kg. Z námi dosažených výsledků vyplývá, že porodní hmotnost dvojčat a trojčat ve sledovaném chovu vždy překračovala hodnoty uváděné Horákem et al. (2004), konkrétně o 0,4–0,9 kg resp. o 0,3–1,7 kg u trojčat. Z tabulky 7 dále vyplývá, že u jedináčků byla zaznamenána nejen nejvyšší porodní hmotnost, ale i nejvyšší růstové schopnosti (LW 100, DG 100 a MLLT). U všech uvedených růstových ukazatelů byly patrné statisticky velmi vysoce průkazné rozdíly (P < 0,001) mezi jedináčky a jehňaty pocházejících z vícečetných vrhů. Vyšší živou hmotnost jedináčků prokázal také Kuchtík et al. (2011). Na druhé straně vrstva podkožního tuku byla jednoznačně nejnižší u trojčat, statisticky průkazné rozdíly zde byly patrné jak v porovnání s dvojčaty (P < 0,001), tak mezi trojčaty a jedináčky (P < 0,05). Dá se tedy celkově zhodnotit, že vysoce signifikantní diference (P < 0,001) byly prokázány mezi jedináčky a trojčaty a mezi dvojčaty a trojčaty, naopak rozdíly mezi jedináčky a dvojčaty na této hladině významnosti nebyly patrné. Zároveň jehňata dvoučetných vrhů mají prokazatelně nižší vrstvu podkožního tuku v porovnání s jedináčky. Na výše uvedených poznatcích lze dokumentovat důvod doporučení u masných plemen upřednostňovat bahnice s dvojčaty ve vrhu. Ve sledovaném chovu se také vyskytoval problém odchovu všech třech jehňat v případě takto početného vrhu. Matky obou masných plemen nebyly často sami schopny odchovat všechna


55


jehňata. To se projevilo buď úhynem jehňat, nebo příkrmem mléčnou náhražkou, což výrazně prodražovalo jejich odchov. ZÁVĚR V rámci této práce byl potvrzen význam roku bahnění (P < 0,001) na růstové schopnosti jehňat: hmotnost narození, LW 100 a DG 100. Podobně vyšší růstové schopnosti dosahovala jehňata pocházející z jarního systému bahnění (březen a duben). Na druhé straně v měsících představující zimní systém bahnění (leden a únor) byla zjištěna nejvyšší hloubka MLLT svalu (P < 0,001). Z chovatelského hlediska jsou důležité závěry, ze kterých vyplývá, že u jehňat pocházejících od matek mezi 2 a 8 rokem věku nebyly shledány statisticky prokazatelné rozdíly v hodnocených ukazatelích masné užitkovosti. V rámci meziplemenné příslušnosti vykazovaly v průměru vyšší LW 100 a DG 100 jehňata suffolk (P < 0,05), naproti tomu vysoce statisticky prokazatelně (P < 0,001) nižší vrstvu podkožního tuku měla jehňata charollais. Vliv plemeníka byl patrný u ukazatelů hmotnosti narození, vrstvě podkožního tuku. Rozdíly byly pozorovány jak mezi berany obou plemen, tak v rámci obou hodnocených plemen (P < 0,05–0,001). Z výše uvedené práce dále vyplývá, že hodnocené růstové schopnosti jehňat ve 100 dnech věku nebyly ovlivněny plemeníkem. Beránci v porovnání s jehničkami měli vyšší hmotnost při narození (P < 0,01), LW 100 a DG 100 (P < 0,001). Naproti tomu statisticky signifikantní rozdíly ani v hloubce MLLT ani ve vrstvě podkožního tuku zaznamenány nebyly. Nejvyšší růstové schopnosti byly zaznamenány u jedináčků, což je možné demonstrovat statisticky (P < 0,001). Růstové schopnosti jehňat poté klesaly s rostoucí četností vrhu (P < 0,05–0,001). Práce dokumentuje vliv věku matek na ukazatele masné užitkovosti, ale potvrzuje význam roku, zhodnocuje dva nejrozšířenější systémy bahnění (zimní vs. jarní), zdůrazňuje význam výběru plemene a důležitost plemeníka ve stádě. Dedikace Tato práce byla vznikla za podpory Ministerstva školství, mládeže a tělovýchovy České republiky (projekt MSM 6046070901) a Ministerstva zemědělství (projekt NAZV QH 81324). Reference ABDULLAH, A. Y. – KRIDLI, R. T. – SHAKER, M. M. – OBEDIAT, M. D. (2010): Investigation of growth and carcass characteristics of pure and crossbred Awassi lambs, Small Ruminant Research, 2010. 94 (1–3), s. 167–175. ISSN 0921-4488 BUCEK, P. – KVAPILÍK, J. – KÖLBL, M. – MILERSKI, M. – PINĎÁK, A. – MAREŠ, V. – KONRÁD, R. – KUCHTÍK, J. – KVISOVÁ, M. – LÁTALOVÁ, J. – ŠKARYD, V. – RAFAJOVÁ, M. – KLIMEŠ, M. – MARGETÍN, M. – ORAVCOVÁ, M. – MACHYNOVÁ, A. – ŠUTÝ, J. (2010): Ročenka chovu ovcí a koz v České republice za rok 2009. ČMCHS a.s. a SCHOK V ČR, 2010. s. 110 + přílohy. ISBN 978-80-904131-5-3 CLOETE, S. W. P. – SCHOLTZ, A. J. – GILMOUR, A. R. – OLIVIER, J. J. (2002): Genetic and environmental effects on lambing and neonatal behaviour of Dormer and SA Mutton Merino lambs. Livestock Production Science, 2002. 78 (3), s. 183–193. ISSN 0301-6226 DE SIQUEIRA, E. R. – SIMOES, C. D. – FERNANDES, S. (2001): Sex and slaughter weight effects on meat production of lambs. Carcass morphometric evaluation, cuts weights, tissues and offals percentages. Revista Brasileira de Zootecnia – Brazilian Journal of Animal Science, 2001. 30 (4), s. 1299-1307. ISSN 1516-3598 DEMIRÖREN, E. – SHRESTHA, J. N. B. – BOYLAN, W. J. (1995): Breed and environmental – effects on components of ewe productivity in terms of multiple births, arteficial rearing and 8 – month breeding cycles. Small Ruminant Research, 1995. 16 (3), s. 239–249. ISSN 0921-4488 DWYER, C. M. – CALVERT, S. K. – FARISH, M. – DONBAVAND, J. – PICKUP, H. E. (2005): Breed, litter and parity effects on placental weight and placentome number, and consequences for the neonatal behaviour of the lamb. Theriogenology, 2005. 63, s. 1092–1110. ISSN 0093-691X FREER, M. – DOVE, H. (2002): Sheep nutrition. Csiro Publishing, 2002. s. 385. ISBN 0-85199-595-0

56



GORDON, I. (1997): Controlled reproduction in sheep and goats. CAB interantional, 1997. ISBN 0-85199-115-7 HOLÁ, J. (2009): Situační a výhledová zpráva OVCE – KOZY. Ministerstvo zemědělství ČR, 2009. 87 s. ISBN 978-80-7084-815-9, ISSN 1211-7692 HORÁK, F. – AXMANN, R. – ČERVENÝ, Č. – DOLEŽAL, P. – DOSKOČIL, J. – JÍLEK, F. – LOUČKA, R. – MAREŠ, V. – MILERSKI, M. – PINĎÁK, A. – TŮMA, J. – VESELÝ, P. – ZEMAN, L. (2007): Ovce a jejich chov. Nakladatelství Brázda, 2007. 303 s. ISBN 80-209-0328-3 JAKUBEC, V. (2001): Šlechtění ovcí. Rapotín, 2001. 152 s. JANSSENS, S. ( 2004): Genetic Parameters in Meat Sheep. Augustus, 2004. 184 s. KUCHTÍK, J. – DOBEŠ, I. – HEGEDÜŠOVÁ, Z. (2010): Růst jehňat kříženců plemen romanovská, suffolk a charollais – vliv pohlaví, četnosti vrhu a sezony. Acta Univeristitatis Agriculturae et Silvicuturae Mendelianae Brunensis, 2010. 53 (5), s. 233–238. ISSN 1211-8516 KUCHTÍK, J. – DOBEŠ, I. – HEGEDÜŠOVÁ, Z. (2011): Effect of genotype, sex and size on growth and basic traits of carcass quality of leight lambs. Acta Univeristitatis Agriculturae et Silvicuturae Mendelianae Brunensis, 2011. 54 (3), s. 111–116. ISSN 1211-8516 MÁTLOVÁ, V. – LOUČKA, R. (2001): Pastevní chov ovcí a koz. Agrospoj, 2001. 151 s. ISBN 80-86454-22-3 MARTÍNEZ-CEREZO, S. – SANUDO, C. – PANEA, B. – MEDEL, I. – DELFA, R. – SIERRA, I. – BELTRÁN, J. A. – CEPERO, R. – OLLETA, J. L. (2005): Breed, slaughter weight and ageing time effects on physico-chemical characteristics of lamb meat. Meat Science, 2005. 69 (2), s. 325–333. ISSN 0309-1740 MAVROGENIS, A. P. (1996): Environmental and genetic factors influencing milk and growth traits of Awassi sheep in Cyprus. Heterosis and maternal effects. Small Ruminant Research, 1996. 20 (1), s. 59–65. ISSN 0921-4488 MAXA, J. – NORBERG, E. – BERG, P. – MILERSKI, M. (2007): Genetic parameters for body weight, longissimus muscle depth and fat depth for Suffolk sheep in the Czech Republic. Small ruminant research, 2007. 72 (2–3), s. 87–91. ISSN 0921-4488 MILERSKI, M. (2003): Klasifikace jatečně upravených těl ovcí podle systému SEUROP, In: Sborník přednášek z mezinárodní konference a setkání chovatelů OVCE – KOZY SEČ 2003. Svaz chovatelů ovcí a koz s podporou Mendelova univerzita v Brně, 2003. s. 33. MILERSKI, M. – MARGETÍN, M. – MAXA, J. (2006): Factors affecting the longissimus dorsi muscle depth and backfat thickness measured by ultrasound technique in lambs. Arch. Tierz., 2006. 49, s. 282–288. ISSN 0003-9438 MILERSKI, M. (2007): Šlechtění ovcí na znaky jatečné hodnoty. In: Sborník referátů z mezinárodní konference Katedry speciální zootechniky. Kat. speciální zootechniky. 2007, str. 19–21. ISBN 978-80-213-1645-4 MILERSKI, M. (2001): In vivo assessment of meatiness and fattiness of Charollais ram-lambs. Czech journal of animal science, 2001. 46 (6), s. 275–280. ISSN 1212-1819 MOMANI, M. S. – SADA, I. – STOLC, L. – VOHRADSKY, F. – VECEROVA, D. (1995): The effects of internal and external factors on lamb growth in Charollais breed. Živočišná výroba, 1995. 40 (4), s. 149-153. ISSN 0044-4847 MOMANI, M. S. – SADA, I. – ŠTOLC, L. (1994): Reproductive characteristics and growth – rate in lambs of Charollais breed in the Czech Republic. Živočišná výroba, 1994. 39 (12), s. 1021–1028. ISSN 00444847. NAVAJAS, E. A. – LAMBE, N. R. – FISHER, A. V. – NUTE, G. R. – BÜNGER, L. – SIMM, G. (2008): Muscularity and eating quality of lambs: Effects of breed, sex and selection of sires using muscularity measurements by computed tomography. Meat Science, 2008. 79 (1), s. 105–112. ISSN 0309-1740 NOTTER, D. R. (2000): Effects of ewe age and season of lambing on prolificacy in US Targhee, Suffolk, and Polypay sheep. Small Ruminant Research, 2000. 38 (1), s. 1–7. ISSN 0921-4488 PENA, F. – CANO, T. – DOMENECH, V. – ALCADE, M. J. – MARTOS, J. – GARCÍA – MARTINEZ, A. – HERRERA, M. – RODERO, E. (2005): Influence of sex, slaughter weight and carcass weight on “non-carcass” and carcass quality in segureña lambs. Small Ruminant Research, 2005. 60 (3), s. 247–254. ISSN 0921-4488 PEETERS, R. – KOX, G. – VAN ISTERDAEL, J. (1996): Environmental and maternal effects on early postnatal growth of lambs of different genotypes. Small Ruminant Research, 1996. 19 (1), s. 45–53. ISSN 0921-4488


57


PINĎÁK, A. – MILERSKI, M. (2007): Test výkrmnosti a jatečné hodnoty ovcí v polních podmínkách v roce 2006, Svaz chovatelů ovcí a koz Zpravodaj 1/2007, Svaz chovatelů ovcí a koz, 2007. s. 17–18, ISSN 1213-371X SAS. (2009): SAS – STAT® 9.1. User’s Guide. Carry, NC: SAS Institute Inc. 5121 s. STANFORD, K. – BAILEY, D. R. C. – JONES, S. D. M. – PRICE, M. A. – KEMP, R. A. (2001): Ultrasound measurement of longissimus dimensions and backfat in growing lambs: effects of age, weight and sex. Small ruminant research, 2001. 42 (3), s. 191–197. ISSN 0921-4488 ŠTOLC, L. – NOHEJLOVÁ, L. – VELICHOVÁ, A. – ŠTOLCOVÁ, J. (2006): Zhodnocení masné užitkovosti plemen Suffolk a Charollais. In: Sborník přednášek ze setkání chovatelů a mezinárodní konference Ovce – Kozy Seč. Svaz chovatelů ovcí a kozv ČR a Mendelova zemědělská a lesnická univerzita v Brně, 2006. s. 40– 44. ISSN 1213-600X TEJEDA, J. F. – PENA, R. E. – ANDRÉS, A. I. (2008): Effect of live weight and sex on physico – chemical and sensorial characteristics of Merino lamb meat. Meat science, 2008. 80 (4), s. 1061–1067. ISSN 0309-1740 YILMAZ, O. – DENK, H. – BAYRAM, D. (2007): Effects of lambing season, sex and birth type on growth performance in Norduz lambs. Small ruminant research, 2007. 68 (3), s. 336–339. ISSN 0921-4488

Tab. 1

BW [kg] LW 100 [kg] DG 100 [g] MLLT [mm] Fatness [mm] Muscularity

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na vlivu roku bahnění

µ+α SE µ+α SE µ+α SE µ+α SE µ+α SE µ+α SE

1. 2005 (n = 68) 3,85 0,058 28,17 1,177 244,14 11,712 25,28 0,671 3,43 0,134 3,95 0,168

2. 2006 (n = 63) 3,98 0,055 30,15 1,081 261,54 10,761 26,34 0,616 3,48 0,123 3,90 0,154

3. 2007 (n = 58) 4,09 0,056 34,67 1,103 305,27 10,974 25,61 0,629 3,36 0,125 4,00 0,157

4. 2008 (n = 38) 3,67 0,059 34,10 1,225 304,38 12,199 25,43 0,698 3,56 0,139 3,91 0,175

5. 2009 (n = 59) 3,90 0,057 31,26 1,225 273,28 12,194 25,34 0,698 3,47 0,139 3,68 0,175

P < 0,05

P < 0,01 2-3;

1-5; 4-5; 1-5; 4-5;

3-5; 3-5;

P< 0,001 1-2,3,4; 2-4; 3-4,5; 4-5; 1-3,4; 2-3,4; 1-3,4; 2-3,4;

BW = hmotnosti při narození, LW 100 = živá hmotnost zjišťovaná vážením ve 100 dnech věku, DG 100 = průměrné denní přírůstky od narození do 100 dní věku, MLLT = hloubka svalu musculus longisimus lumborum et thoracis, Fatness = vrstva podkožního tuku, Muscularity = zmasilost

Tab. 2


58

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na vlivu měsíce bahnění


1. leden (n = 8) 3,97 0,080 28,25 2,248 241,76 22,374 28,44 1,280 3,74 0,255 4,53 0,320

2. únor (n = 51) 3,89 0,044 30,70 1,178 268,54 11,723 26,15 0,671 3,67 0,133 3,89 0,167

3. březen (n = 210) 3,86 0,026 34,27 0,696 304,04 6,930 25,56 0,396 3,33 0,185 3,96 0,099

4. duben (n = 17) 3,81 0,061 33,46 1,635 296,54 16,287 22,25 0,932 3,10 0,185 3,18 0,233

P < 0,05

P < 0,01

P< 0,001

3-1,2; 1-4;

3-1,2;

1-3; 1-4;

4-1,2,3; 2-3,4; 4-2;

4-1,3;



Tab. 3a


Tab. 3b


Tab. 4


Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na vlivu věku matek


1. leté (n = 25) 3,70 0,061 27,36 1,432 236,89 14,257 25,07 0,816 3,15 0,162 3,61 0,204

2. leté (n = 46) 3,92 0,056 32,05 1,118 282,65 11,095 25,66 0,635 3,52 0,126 4,09 0,159

3. leté (n = 49) 3,94 0,057 33,36 1,146 293,88 11,402 26,17 0,653 3,48 0,130 3,99 0,163

4. leté 5. leté P < 0,05 (n = 55) (n = 46) 3,94 3,99 1-10; 9-10; 0,055 0,056 31,91 32,01 1,043 1,093 279,63 279,77 1-4,5; 10,384 10,875 26,06 26,62 0,595 0,623 3,61 3,63 1-2,4,5,6,8; 0,118 0,124 10-4,5,6,7,8; 3,89 3,93 1-2; 0,150 0,155

P < 0,01

P< 0,001

9-2,3,4, 5,6,7,8;

1-2,3,4, 5,6,7,8;

1-2,4,5,7,8;

1-3,6;

1-2,7,8;

1-3,6;

1-7 1-7;

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na vlivu věku matek


6. leté (n = 26) 3,95 0,062 33,87 1,295 299,19 12,894 25,72 0,738 3,63 0,147 3,91 0,184

7. leté (n = 19) 3,96 0,069 33,27 1,548 292,78 15,411 26,99 0,882 3,79 0,176 4,34 0,220

8. leté (n = 13) 3,99 0,079 34,12 1,812 301,21 18,044 26,41 1,032 3,72 0,205 3,77 0,258

9. leté (n = 3) 3,60 0,126 30,51 3,223 268,49 32,096 24,50 1,837 3,43 0,366 3,44 0,458

10. leté (n = 4) 4,00 0,152 28,25 3,928 242,74 39,119 22,80 2,238 2,64 0,445 3,92 0,558

P < 0,05

P < 0,01

P< 0,001

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

1-2,3,4, 5,6,7,8;

1-4,5;

1-2, 7,8;

1-3,6;

1-2,4,5,6,8; 10-4,5,6,7,8;

1-7

1-2;

1-7;

1-10, 9-10;

1-3,6;

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na plemenné příslušnosti


1. Charollais (n = 161) 3,88 0,051 30,81 0,945 269,53 9,416 25,19 0,539 3,22 0,107 3,87 0,135


2. Suffolk (n = 125) 3,92 0,053 32,53 1,001 285,92 9,965 26,01 0,571 3,70 0,114 3,91 0,143

P < 0,05

P < 0,01

P< 0,001

1-2 1-2

1-2

59


Tab. 5a

BW [kg] LW 100 [kg] DG 100 [g] MLLT [mm]

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na vlivu plemeníka

µ+α SE µ+α SE µ+α SE µ+α SE

1.Chamel 2.Chinin (n = 25) (n =23) 3,81 3,76 0,087 0,074 29,36 31,32 2,141 1,776 253,28 274,53 21,174 17,610 25,31 26,40 1,221 1,011

3.Chiri1 (n = 17) 3,89 0,081 30,52 1,977 269,44 19,466 26,35 1,142

4.Chiri2 (n = 41) 4,01 0,072 29,92 1,676 259,63 16,648 24,38 0,959

5.Chural (n = 55) 3,87 0,060 30,95 1,279 271,32 12,708 25,02 0,733

µ+α

3,04

3,30

3,14

3,30

3,15

SE

0,241

0,200

0,225

0,189

0,145

µ+α SE

3,95 0,302

4,21 0,251

4,13 0,283

3,65 0,238

3,81 0,182

Fatness [mm] Muscularity

Tab. 5b


60

P < 0,01

2-3,8,9; 4-5

2-4,6

P< 0,001

10-1,4,5; 10-1,4,5;

6-1,2,3,4; 4-8; 5-7,8;

1-7,8; 3-8; 5-10; 6-9;

5-6;

8-2,10;

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na vlivu plemeníka

µ+α BW [kg] SE µ+α LW 100 [kg] SE µ+α DG 100 [g] SE µ+α MLLT [mm] SE µ+α Fatness [mm] SE µ+α Muscularity SE

Tab. 6

P < 0,05

6.Honey 7.Supersir 8.Brister 9.Yrit 10.Yudo (n = 35) (n = 21) (n = 34) (n = 22) (n = 13) 3,94 3,92 3,95 3,90 3,82 0,068 0,084 0,074 0,091 0,095 32,06 33,10 32,89 30,19 36,42 1,561 2,177 1,740 2,357 2,400 281,61 292,40 290,10 260,67 326,49 15,504 21,629 17,285 23,328 23,849 25,52 26,14 25,82 26,70 26,92 0,895 1,243 0,997 1,343 1,370 3,88 3,81 3,76 3,24 3,71 0,177 0,245 0,197 0,265 0,271 3,91 4,15 3,41 4,22 4,29 0,222 0,314 0,247 0,333 0,346

P < 0,05

P < 0,01

2-3,8,9; 4-5;

2-4,6;

P< 0,001

10-1,4,5; 10-1,4,5;

1-7,8; 3-8; 5-10; 6-9;

6-1,2,3,4; 4-8; 5-7,8;

5-6;

8-2,10;

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na pohlaví jehňat


1. beránci (n = 138) 3,94 0,051 33,14 0,953 291,93 9,489 25,59 0,543 3,41 0,108 3,93 0,136

2. jehničky (n = 148) 3,86 0,052 30,20 0,951 263,51 9,474 25,60 0,543 3,51 0,108 3,85 0,135

P < 0,05

P < 0,01

P< 0,001

1-2 1-2 1-2



Tab. 7

Výsledky vybraných užitkových vlastností v závislosti na četnosti vrhu

četnost vrhu BW [kg] LW 100 [kg] DG 100 [g] MLLT [mm] Fatness [mm] Muscularity


1. jedináčci (n = 41) 4,07 0,057 35,62 1,186 315,44 11,808 27,79 0,676 3,75 0,134 4,30 0,169

2. dvojčata (n = 220) 3,92 0,050 32,55 0,864 286,41 8,606 25,78 0,492 3,34 0,098 4,06 0,123

3. trojčata (n = 25) 3,70 0,065 26,84 1,425 231,31 14,186 23,23 0,812 2,30 0,162 3,30 0,203

P < 0,05

P < 0,01

P < 0,001 1-2,3; 2-3

1-3;

1-2;

3-1,2

1-2;

3-1,2

1-2;

3-1,2 1-2; 3-1,2

Kontaktní adresa Ing. Martin Ptáček prof. Ing. Ladislav Štolc, CSc. doc. Ing. Luděk Stádník, Ph. D. Ing. Jarmila Štolcová Česká zemědělská univerzita v Praze, Katedra speciální zootechniky Kamýcká 129, 165 21, Praha 6 – Suchdol, Česká republika E-mail: [email protected]


61

Vliv vybraných faktorů na růstové schopnosti a ukazatele masné užitkovosti u jehňat plemen suffolk a charollais

Recommend Documents