ࡱ> VXUe5@ pbjbj22 4XX#::::t4^ttttttt3333333$5R78>3ttttt3tt4...t tt3.t3....tR 0F~:").0404.u8-u8.u8.tt.ttttt33v.vDuljina laktacije i veli ina legla u svinja Lukovi Z., Uremovi Marija, Uremovi Z., Konja i M., Kliaani V. Agronomski fakultet Sveu iliata u Zagrebu, Svetoaimunska 25, HR-10000 Zagreb, Hrvatska; e-mail: lukovic@agr.hr Hrvatski sto arski centar, HR-10000 Zagreb, Hrvatska Sa~etak Cilj istra~ivanja je bio procjeniti utjecaj duljine prethodne laktacije na veli inu legla u krma a. Analizirane su tri velike komercijalne farme. Iz analize su isklju eni zapisi o leglima kod kojih je duljina laktacije bila dulja od 50 dana ili interval od odbia do koncepcije dulji od 70 dana. U statisti kom modelu za broj ~ivooprasene prasadi, duljina laktacije je modelirana na dva na ina. Duljina laktacije je prvo modelirana kao linearna regresija du~ cijelog intervala, a zatim kao linearna regresija ugnje~ena unutar tri intervala (1-17, 18-31, 32-50 dana). Regresijski koeficijenti za duljinu laktacije du~ cijelog intervala kretali su se izmeu 0.016 i 0.035. Ocjenjeni regresijski koeficijenti po intervalima su se razlikovali, a na intervalu izmeu 18-tog i 31-og dana su bili viai nego regresijski koeficijenti dobiveni na cijelom intervalu. Meutim, izra unate uzgojne vrijednosti krma a za broj ~ivooprasene prasadi nisu pokazale razliku (r>0.998) izmeu ova dva pristupa. Prema tome, modeliranje duljine laktacije kao linearne regresije du~ cijelog intervala ini se dovoljnim. Klju ne rije i: veli ina legla, duljina laktacije, svinje Uvod Duljina laktacije (DL) utje e na veli inu legla u krma a kod sljedeeg prasenja (Clark i Leman, 1986). Rezultati istra~ivanja se razlikuju ovisno o managementu (Xue i sur., 1993) te o na inu prikazivanja podataka (Marois i sur., 2000). Ocjenjeni koeficijenti linearne regresije kreu se od 0.01 do 0.06 (Xue i sur., 1993; Babot i sur., 1994; Costa i sur., 2004). Utjecaj duljine laktacije na veli inu legla se prikazuje naj eae linearnom regresijom (Marois i sur., 2000; Logar i Kova , 2001) ili kao utjecaj s nivoima podjelom ukupne duljine laktacije na pojedine intervale. Cilj rada je bio utvrditi odnos izmeu DL i broja ~ivooprasene prasadi (B}P) na tri farme u Hrvatskoj te pronai optimalan na in modeliranja. Materijal i metode rada U istra~ivanje su uklju eni podaci o plodnosti krma a od 2. do 10. prasenja sa tri farme - A, B i C, (Tablica 1). Zapisi o leglima ija je prethodna laktacije bila dulja od 50 dana, ili je interval od odbia do koncepcije bio dulji od 70 dana nisu uklju eni u analizu. Tablica 1. Broj zapisa, srednja vrijednost i standardna devijacija za duljinu laktacije i broj ~ivooprasene prasadi FarmaBroj zapisaRazdobljeDuljina laktacije, daniBroj ~ivooprasene prasadiA3968601.1993  05.200524.14 5.329.91 2.85B2672110.1996  05.200523.35 2.659.78 2.64C1777705.2000  05.200524.46 3.409.74 2.89 Koeficijenti linearne regresije za DL odreeni su GLM procedurom (SAS Inst. Inc., 2001). Fiksni dio modela za B}P uklju uje genotip krma e (G), sezonu pripusta (S), nerasta (N), interval od odbia do koncepcije (I), redno prasenje (P) kao utjecaje sa nivoima. Dob kod prasenja (x) je prikazana kao kvadratna regresija ugnje~ena unutar prasenja, a duljina laktacije (z) je modelirana kao linearna regresija. EMBED Equation.3 Na temelju dobivenih distribucija za DL po farmama i grafi kog prikaza povezanosti DL i B}P, cijela DL podijeljena je na tri intervala (1-17, 18-31, 32-50 dana), a laktacija modelirana kao linearna regresija ugnje~ena unutar definiranih intervala. Izra unati su regresijski koeficijenti unutar intervala, te uzgojne vrijednosti po oba modela PEST programskim paketom (Groeneveld i Kova , 1990). Rezultati istra~ivanja s raspravom Koeficijenti linearne regresije za DL du~ cijelog intervala za analizirane tri farme kreu se od 0.016 do 0.035 (Tablica 2). Dobiveni koeficijenti su u skladu s literaturom (Xue i sur., 1993). Grafi ki prikaz povezanosti duljine laktacije i broja ~ivooprasene prasadi pokazuje da je veza vrlo dobro opisana na intervalu izmeu 18. i 31. dana, pri emu linerana regresija dobro pokriva to ke koje prikazuju srednje vrijednosti za broj ~ivooprasene prasadi na odreeni dan prethodne laktacije. Na intervalu prije 18. dana, kao i poslije 31. dana ta veza je slabije opisana. Razlike u B}P izmeu krma a ija je DL bila kraa od 18 dana i krma a ija je DL bila od 18 do 31 dan kreu se od 0.42 na farmi A do 0.69 na farmi C (Tablica 3)ZnpD h > N P   > L t 2 vjhUCJaJmHsHhvCJaJmHsHh5VCJaJmHsHh_QCJaJmHsHh_Q5CJaJmHsHhm!5CJaJmHsHhZ6CJaJmHsHhm!6CJaJmHsHhZCJaJmHsHhB4CJaJmHsHhm!CJaJmHsHhm!5CJaJmHsH&XZ < > N P ^`j  <ZdNZ $$Ifa$gd3 $`a$gd*Q $`a$gdM{ $`a$gdv$a$gd3p2 6 |nf *LP\^踬蓆vg[O[g@hB4hZCJaJmHsHh6dCJaJmHsHh83CJaJmHsHhB4hB4CJaJmHsHhB4hZ6CJaJmHsHhm!5CJaJmHsHh_Q5CJaJmHsHhSA}CJaJmHsHhlCJaJmHsHhvCJaJmHsHh CJaJmHsHh1CJaJmHsHhCCJaJmHsHh_QCJaJmHsHhF`CJaJmHsH^`j46>BD־ymyaUIhl/CJaJmHsHh @CJaJmHsHhA%CJaJmHsHh7)CJaJmHsHhh7CJaJmHsHh BcCJaJmHsHhh3CJaJmHsHhM&CJaJmHsHhhV4CJaJmHsHhMjCCJaJmHsHh >CJaJmHsHhh CJaJmHsHhm!5CJaJmHsHhB45CJaJmHsH<BFz :>Dxz|~;sgXIhh+CJaJmHsHhh3CJaJmHsHh5VCJaJmHsHh83CJaJmHsHh >CJaJmHsHhhtACJaJmHsHhhV4CJaJmHsHhM{CJaJmHsHhA%CJaJmHsHhhL>,CJaJmHsHhh7CJaJmHsHh @CJaJmHsHhl/CJaJmHsHh[CJaJmHsH  :< "4Bdf@ZbϿ}qbqbqbqbqbVhKCJaJmHsHhhCJaJmHsHhCJaJmHsHh83CJaJmHsHhWCJaJmHsHhM<CJaJmHsHhh~CJaJmHsHhhKCJaJmHsHhhV45CJaJmHsHhhm!5CJaJmHsHhh!5CJaJmHsHhhV45CJaJmHsH bdxLNZpr8:PRTVdպxxl]l]l]l]Nh chKfCJaJmHsHh chKfCJaJmHsHhKfCJaJmHsHhAFCJaJmHsHh chAFCJaJmHsHhCJaJmHsHhF<5CJaJmHsHh chAFCJaJmHsHh ch!CJaJmHsHh >CJaJmHsHh cCJaJmHsHhtwh c6CJaJmHsHhF]nhKCJaJmHsHZr :RfZ $$Ifa$gd3kd$$Iflr t"A  t644 la $$Ifa$gdF<5 RTXdrfZZZZ $$Ifa$gd $$Ifa$gdkd$$Iflr t"A  t644 la "rfZZIZ$$7$8$H$Ifa$gdF<5 $$Ifa$gdF<5 $$Ifa$gd3kd$$Iflr t"A t644 la  "$&*<>flp ٻ嬟xxlx`x`x`xTHlTh5VCJaJmHsHhCJaJmHsHhkCJaJmHsHh >CJaJmHsHh dCJaJmHsHh{MCJaJmHsHh{Mh{MCJaJmHsHh!5CJaJmHsHh chAFCJaJmHsH:hF<5hAFB*CJOJQJ^JaJfHphq hF<5CJaJmHsHh chAFCJaJmHsHhKfCJaJmHsH"$&V!!$$$MMrjjjjjj^^ $`a$gdvd$a$gd3kd$$Iflr t"A  t644 la :>@Bdhjl~. 0 N R T V X r !!T!V!X!b!d!t!x!z!|!~!!q)jzh{MhF`CJEHUaJmH sH jZAG hF`CJUVaJhkh{MCJaJmHsHh{MCJaJmH sH jh{MCJUaJmH sH h!CJaJmHsHh dCJaJmHsHhK KhF`6CJaJmHsHhF`CJaJmHsHh*+CJaJmHsH,!!!!!! " "&"*"0"2"6"H"L"z"""n###$$.$^$$$$$$$%,%0%\%%%%%ͩuuiuhxACJaJmHsHh*QCJaJmHsHh*Qh*QCJaJmHsHhm!5CJaJmHsHh\CJaJmHsHhT"CJaJmHsHhUCJaJmHsHh5VCJaJmHsHho7CJaJmHsHh >CJaJmHsHhCJaJmHsHhUzhUzCJaJmHsH%%&&b&d&f&f'z'''((())`)n)*8*P*d*v**LMMMMMMM2NjNNNNNNNNNOO O"O$O.O0Oĸvvvvvvvvh***CJaJmHsHh< CJaJmHsHhtwh< 6CJaJmHsHhSA}CJaJmHsHUh[CJaJmHsHhvdCJaJmHsHh .8CJaJmHsHh5VCJaJmHsHh*QCJaJmHsHh6CJaJmHsHhjCJaJmHsH.. Sli ne razlike navode Costa i sur. (2004). Razlike u B}P izmeu krma a koje su imale prethodnu laktaciju od 18 do 31 dan i krma a koje su imale laktaciju dulju od 31 dan su manje i kreu se od 0.09 (farma B) do 0.34 (farma C). Tablica 2. Ocjene koeficijenta linearne regresije i njihove standardne greake za duljinu prethodne laktacije po farmama FarmaOcjenaStandardna greakaP  vrijednostA0.0160.003P<0.001B0.0310.007P<0.001C0.0350.006P<0.001 Tablica 3. Srednja vrijednost i standardna devijacija za broj ~ivooprasene prasadi na analizirana tri intervala duljine prethodne laktacije po farmama FarmaInterval duljine laktacije, dani 1  1718  3132 -50A 9.50 2.93 (3.84*)9.92 2.85 (92.94)10.03 2.98 (3.21)B9.35 2.73 (1.53)9.79 2.65 (98.28) 9.88 2.44 (0.19)C9.06 2.79 (2.18)9.75 2.89 (96.36)10.09 2.76 (1.46)* Postotak od ukupnog broja podataka Koeficijenti linearne regresije po intervalima DL su se razlikovali (Tablica 4). Najviai koeficijenti utvreni su na intervalu od 18-tog do 31-og dana i kretali su se od 0.037 (farma B) do 0.040 (farma C). Stoga se ini da modeliranje DL kao linearne regresije du~ cijelog intervala podcjenjuje koeficijente na intervalu od 18. do 31. dana. Tablica 4. Koeficijenti linearne regresije i njihove standardne greake po pojedinim intervalima duljine laktacije po farmama FarmaInterval duljine laktacije, dani1  17 18  3132  50 1  50 A0.024 0.0050.038 0.006 0.003 0.003 0.016 0.003B0.032 0.0130.037 0.009- 0.012 0.002 0.031 0.007C0.027 0.0100.040 0.011 0.048 0.017 0.035 0.006 Krajnji cilj modeliranja laktacije u modelu za veli inu legla je ato to nija procjena uzgojne vrijednosti, stoga su izra unate korelacije izmeu uzgojnih vrijednosti dobivenih na oba na ina prikazivanja utjecaja duljine laktacije na veli inu legla. Izra unate korelacije su bile izuzetno visoke (>0.998) na sve tri farme. Isto tako, rangiranjem prvih stotinu krma a prema uzgojnim vrijednostima za broj ~ivooprasene prasadi procjenjenim po oba modela nisu utvrene bitne razlike. Literatura Babot, D., Noguera, J.L., Alfonso, L., Estany, J. (1994): Influence of management effects and comparison group size on the prediction of breeding values for litter size in pigs. U: Proceedings of the 5th World Congress on Genetics Applied to Livestock Production, Guelph, 7-12 August 1994, Vol. 17. Guelph, University of Guelph, p. 351-354. Clark, L.M., Leman, A.D. (1986): Factors that influence litter size in pig: Part 1. Pig News Info., 7, 303-310. Costa, E.P., Amaral Filha, W.S., Costa, A.H.A., Carvalho, F.F., Santos, A.K., Silva, A.F. (2004): Influence of the lactation length in the subsequent litter size in sows. Anim. Reprod., 1, 111-114. Groeneveld, E., Kova , M. (1990): A generalized computing procedure for setting up and solving mixed linear models. Journal of Dairy Science, 73, 513-531. Logar, B., Kova , M. (2001): Dvolastnostni model za velikost gnezda po zaporednih prasitvah pri praai ih. Zb. Bioteh. Fak. Univ. Ljubl., Kmet. Zooteh., 78, 219-227. Marois, D., Brisbane, J.R., Laforest, J.P. (2000): Accounting for lactation length and weaning-to-conception interval in genetic evaluations for litter size in swine. J. Anim. Sci., 78, 1796-1810. SAS Inst. Inc. (2001): The SAS System for Windows, Release 8.02. Cary, NC Xue, J.L., Dial, G.D., Marsh, W.E., Davies, P.R., Momont, H.W. (1993): Influence of lactation length on sow productivity. Liv. Prod. Sci., 34, 253-265. ABSTRACT Lactation length and litter size in pigs The aim of this study was to evaluate the influence of lactation length on the subsequent litter size. Three commercial farms were analyzed. Litter records with lactation length longer than 50 days and weaning to conception interval longer than 70 days were excluded from analysis. In statistical model for number of piglets born alive, lactation length was fitted on two ways. Firstly, lactation length was fitted as linear regression over whole interval, and secondly as linear regression nested within three intervals (1-17, 18-31, 32-50 days). Estimated regression coefficients over whole interval ranged between 0.016 and 0.035. Estimated regression coefficients by intervals were different. Regression coefficients on the interval from 18 to 31 day were higher than regression coefficients obtained over whole interval (1-50 day). But, predicted breeding value of sows for litter size did not showed any difference (r>0.998) between these two approaches. Therefore, modeling of lactation length as linear regression over whole interval seems to be sufficient. Key words: litter size, lactation length, pigs MNNNOO O$O0O$$Iflr dlt" t644 laXXX\\\j_L`acXderjjjbbbbbbb$a$gd3$a$gd06kd$$Iflr dlt" t644 la \\\h_j_t_L`acXdeeexf@ggggghhɺ~r~ffWK>h/5CJaJmHsHh/hm!5mHsHhN_h ~CJaJmHsHh ~CJaJmHsHhdKUCJaJmHsHh7)CJaJmHsHhA%CJaJmHsHh\CJaJmHsHh+^CJaJmHsHhN_CJaJmHsHhN_hN_CJaJmHsHhvdhvdCJaJmHsHhvdCJaJmHsHhm!5CJaJmHsHh*Qh9rCJaJmHsHexfgggghhlpnpp$a$gd3 hvi jjnjjkkkklZlmdmnm|mmnnXoofphpjplpnppppϿhl/CJaJmHsHh6dCJaJmHsHhdKU56CJaJmHsHh/5CJaJmHsHh8#hdKUCJaJh8#CJaJh CJaJh8#h8#CJaJhK KCJaJh_QCJaJh8#h6dCJaJh8#h/CJaJ21h:pm!. A!"#$}% $$If!vh5A5555 #vA#v#v#v#v :Vl t065A5555 / $$If!vh5A5555 #vA#v#v#v#v :Vl t065A5555 / $$If!vh5A5555 #vA#v#v#v#v :Vl t065A5555 $$If!vh5A5555 #vA#v#v#v#v :Vl t065A5555 / Dd !hb  c $A? ?3"`?2vE(ǤLƊ.Z`!vE(ǤLƊ.Z6@@S|xڥQhRQǿsԹ9́memЈjl90ՁC{FSTO{("%-DzX0f;{kZ}~x( caB%Dh4hgvsιT xd\aԘ]qx!+&ܿspRuFKJ.خ~u맵|zr#ffS̻ö;d({#=7JLlv]oz7]׻K@z} uRZ"[H}sZ<{hv[%+tFlU…ssPhUQl@$~s8T㌨NQ 9"v *xJxVmhهևɳ0*$T#!l ^ΦL*ȷ2@^^/xd[ iH;|I#)Q}rImңW,JEwNfR/SYlOk#'2r&j݃|=,ҟ.駢\L`ұh)_HhC]`~g9xoe$$If!vh5555#v#v:Vl t0655/ $$If!vh5555#v#v:Vl t0655/ $$If!vh5555#v#v:Vl t0655$$If!vh5555#v#v:Vl t0655/ $$If!vh55#v#v:Vl4 t06+55/ / $$If!vh555$ 5 #v#v#v$ #v :Vl4 t06+555$ 5 / / $$If!vh555$ 5 #v#v#v$ #v :Vl t06555$ 5 / $$If!vh555$ 5 #v#v#v$ #v :Vl t06555$ 5 $$If!vh555$ 5 #v#v#v$ #v :Vl t06555$ 5 / $$If!vh55X#v#vX:Vl4 t06+55X/ / $$If!vh55555#v#v#v#v:Vl4 t06+5555/ / $$If!vh55555#v#v#v#v:Vl t0  !"#$%&'()*+,-./0123456789:;<=>?@ABCDEFGHIJKLNOPQRSTbWZ[d\]^_`acghijklmnopqrstuvwxyz{|}~Root Entry  F^~Y@Data MWordDocument 4ObjectPool 0F~^~_1195500890F0F~0F~Ole CompObjfObjInfo  !"#$%&'()*+,-./013456789:;=>?@ACDEFH FMicrosoft Equation 3.0 DS Equation Equation.39q5F    |."System|ra0m |- I@Times New Roman-~OlePres000 n Equation Native 2o1Tablefu8SummaryInformation( <,--.  @Times New Roman- .vSymbol- 2 5 (BvSymbol- 2 w)BvSymbol- 2 (BvSymbol- 2 )CvSymbol- 2 *(BvSymbol- 2 *D)BTimes New Roman-2 `T ijklmno !!4!T;; 2 ` in!; 2 `# in!; 2 `gik!42 `ijklmno !"4!S<; 2 `pIII'''2 Lijklmno !!4!T;; 2 =mS 2 II''2  ijklmno !!5 T<: 2  mT 2 o I' 2  mT 2 p l 2 k4 2 ?j! 2 i!2 ijklmno !!4!T;;8Times New Roman- 2 . eY 2 .\ ad 2 . pd 2 .)l9 2 .zN 2 .NzN 2 . bd 2 xY 2 xY 2 ]bd 2 xY 2 u xY 2  bd 2 y Pz 2 W 2 GBz 2 Sd 2 !G 2 1yY8Symbol- 2 .d +n 2 . +m 2 . +n 2 .+m 2 .G-n 2 .v+n 2 +n 2 -n 2 +n 2 t-m 2 u +n 2 +n 2 D+n 2 +m 2 +n 2 +n 2 ?=n8Times New Roman- 2 $)C 2 1d 2 (CTimes New Roman- 2 {-2;8Symbol- 2 ms"System------'"System|mmE#mh0-'''8@Times New Roman- 2 ~ [-S`fl y ijklmno =+G i +S j +N k +I l +P m +b Im x ijklmno "x()+b IIm x ijklmno "x() 2 +b III z ijklmno "z()+l ik +p in +a in +e ijklmnoOh+'0P    $08@HssZoranforaNorm65555/ $$If!vh55555#v#v#v#v:Vl t065555$$If!vh55555#v#v#v#v:Vl t065555/ alZoran70aMicrosoft Word 10.0@~h@2r@~Tc՜.+,0 hp  Faculty of Agriculture@#A  Title  FMicrosoft Word Document MSWoDocumentSummaryInformation8B,CompObjGj@@@ NormalCJ_HaJmH sH tH DAD Default Paragraph FontRi@R  Table Normal4 l4a (k(No Listj@j } Table Grid7:V0#,-uv'(tu ' - 9 C [ u v x ~     OPs78%&'+?@BUi~:;#3CDFTbrw=}C%&/0YZ###000000000000000000000 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 000 00000p0p0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 000 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0000p00 0 0 0 0 0 0 0 0 @0 @0 @0 @0 @0 @0 @0 @0 @0 @0 0 @0 @0 @0 @0 @0 0 @0 000p00 00000000000 0p0 0p0(     OP%&+?@BUi~#3CDbr#O900(O900O900Oy0 0Oy0 0Oy00Oy0 0Oy0 0O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900$0O900 O900\0O900 O900 O900 O900O9000O900 O900 O900 O900O900O900O9000O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900O900O90$0 O90$0 O90$0 O90$0 O900Oy00Lx@0 @0 @0 @0 Oy00@z?@ABDEFGHJp #:,-8:JLVWXZbcfhpqtv'(`kldepuTVYZfh  !wy <>OP[\    ! " 3 4 H I [ \ & ' 8 9 B C T V Z [ u v      8 9 S U k l r s v w ' ) * , k m n o       & ' ` b  /1JP14^_tv23EGPS +,1268BC$'02"$*+79>@MOTU`bgkqrvx|&(14HI)+027;ef#%35CDrs78BCMN*+  BC$&/0STY###+-tv&(ru & ' , - 8 9 B C Z [ t v } ~     NPrs68 $'*+>@TUhk}9;"%25BDSTabqsvw<=|}BC$&.0X###(' u v  8C2(<g}$BCR&0Zt #&#.###`k#Zoranlk# f< v06Kn!T"8#A%M&?^(7)****+L>,.],l/Y0\23B4V4F<5o7 .8~= > @htAMjC/!EAFK K{M*Q_QUdKU5VP]Y+^F` c Bc6dvdUl0DnF]n9r5{xUzSA} ~[qKf d137C`$\M<}//"i~2 m!cwZxA6j833 N__!Utw~WM{LQ -6l+kR' - 9 C [ u v x ~    %&+?@BUi~#3CDFTbr#@aahaa Q#@@ @ @@@@@@@ @"@$@&@LUnknownGz Times New Roman5Symbol3& z Arial?5 z Courier New"h^ =fFTc@Tc@!r4d## 3QH(?m!ZoranZoranrdDocWord.Document.89q