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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Evaluación de la prolificidad acumulada de la cerda y peso acumulado de camadas al nacimiento en los grupos raciales Large White, Landrace y cruzados]]></article-title>
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<institution><![CDATA[,Universidad Central de Venezuela Facultad de Agronomía Departamento de Producción Animal]]></institution>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[With the purpose of evaluating the productive life of Large White (LW) and Landrace (LR) sows and their reciprocal crosses, 2.444 records of prolificacy (TAN) and aggregated weight of the litter at birth (PAN) were analyzed. The sow records came from a commercial farm located in the State of Yaracuy, Venezuela. The data were adjusted by month, period of year, and farrowing number. For the final analysis, the years of birth of the sows were grouped into two periods: 1986- 1998 and 1999-2005. Sows with a chance of at least delivering three farrowings were considered. An analysis of variance (ANOVA) by the restricted maximum likelihood procedure was performed. The effects included in the analysis were: breed group of the sow (GRC: 1… 4), birth period of the sow (PN: 1, 2), month of birth of the sow (MN: 1 …12), the GRC*MN interaction, and the age at first farrowing as covariate. The adjusted and non-adjusted TAN averages obtained were 39.27 and 39.3, respectively; and the adjusted and nonadjusted PAN averages were 59.5 and 59.58 kg, in that order. The sows of LR*LW (42.69 piglets and 63.32 kg) and LW (41.44 piglets and 62.57 kg) breed group were higher (P<0.01) in TAN and PAN, respectively. There was a statistically significant effect of PN, PM, and GRC*MN. Heterosis was significant for TAN, with a value of 5.9%. It is concluded that purebred sows and their crosses whose genotype have alleles from mothers of the LW breed, are superior for the characteristics assessed in this research.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[ <p align="center"><span style="text-transform: uppercase; font-weight: 700"> <font face="Verdana">Evaluación dE la Prolificidad acumulada dE la cErda y PEso acumulado  dE camadas al nacimiEnto En los GruPos racialEs larGE WhitE,  landracE y cruzados</font></span></p>     <p align="center"><b><font face="Verdana" size="2">  Evaluation of the accumulated prolificacy of the sow and accumulated  weight of the litters at birth in the breed groups large White,  Landrace and Crossbred</font></b></p>     <p align="center"><font face="Verdana" size="2">  Nelson López*,1 y Rafael Galíndez*</font></p>     <p align="center"><font face="Verdana" size="2">* Universidad Central de Venezuela. Facultad de Agronomía. Departamento de  Producción Animal.  Apartado Postal 4579. Maracay, estado Aragua,Venezuela  <a href="mailto:Correo-E:galindez70@yahoo.com">Correo-E:galindez70@yahoo.com</a></font></p>     <p align="justify"><b><font face="Verdana" size="2">Resumen</font></b></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">Con el objetivo de evaluar la vida productiva de  cerdas de las razas Large White (LW), Landrace  (LR) y sus cruces recíprocos, se analizaron 2444  registros de prolificidad (TAN) y peso acumulado  de la camada al nacer (PAN). Los registros de  las cerdas provinieron de una granja comercial  ubicada en el estado Yaracuy. Los datos fueron  ajustados por mes, período de años y número de  parto. Para el análisis final se agruparon los años  de nacimiento de las cerdas en dos períodos: 1986  – 1998 y 1999 – 2005. Se consideraron las cerdas  con la oportunidad de tener al menos tres partos. Se  realizaron análisis de varianza por el procedimiento  de máxima verosimilitud restringida. Los efectos  incluidos en el análisis fueron: grupo racial de  cerda (GRC: 1,…,4), período de nacimiento  de la cerda (PN: 1, 2), mes de nacimiento de  la cerda (MN: 1,…, 12), GRC*MN y la edad  al primer parto como covariable. Se obtuvieron  promedios ajustados y no ajustados de 39,27 y  39,3 lechones; y 59,5 kg y 59,58 kg para TAN  y PAN, respectivamente. Las cerdas del grupo  racial LR*LW (42,69 lechones y 63,32 kg) y LW  (41,44 lechones y 62,57 kg) resultaron superiores  (P&lt;0,01) en TAN y PAN, respectivamente.  Hubo efecto estadístico significativo de PN, MN y GRC*MN. La heterosis fue significativa para  (TAN) con un valor de 5,9%. Se concluye que las  cerdas puras o cruzadas cuyo genotipo posee alelos  provenientes de madres de la raza LW, son superiores  para los caracteres evaluados.  </font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">(<b>Palabras clave:</b> Prolificidad, peso, parto,  razas (animales), cerdas, cruzamiento, Yaracuy,  mejoramiento animal, vigor híbrido)  </font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  <b>Abstract</b></font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  With the purpose of evaluating the productive  life of Large White (LW) and Landrace (LR)  sows and their reciprocal crosses, 2.444 records  of prolificacy (TAN) and aggregated weight of  the litter at birth (PAN) were analyzed. The sow  records came from a commercial farm located in  the State of Yaracuy, Venezuela. The data were  adjusted by month, period of year, and farrowing  number. For the final analysis, the years of birth  of the sows were grouped into two periods: 1986-  1998 and 1999-2005. Sows with a chance of at  least delivering three farrowings were considered.  An analysis of variance (ANOVA) by the restricted  maximum likelihood procedure was performed.  The effects included in the analysis were: breed  group of the sow (GRC: 1… 4), birth period of the  sow (PN: 1, 2), month of birth of the sow (MN:  1 …12), the GRC*MN interaction, and the age  at first farrowing as covariate. The adjusted and  non-adjusted TAN averages obtained were 39.27  and 39.3, respectively; and the adjusted and nonadjusted  PAN averages were 59.5 and 59.58 kg,  in that order. The sows of LR*LW (42.69 piglets  and 63.32 kg) and LW (41.44 piglets and 62.57  kg) breed group were higher (P&lt;0.01) in TAN  and PAN, respectively. There was a statistically significant effect of PN, PM, and GRC*MN.  Heterosis was significant for TAN, with a value of  5.9%. It is concluded that purebred sows and their  crosses whose genotype have alleles from mothers of  the LW breed, are superior for the characteristics  assessed in this research.</font></p>     <p align="justify">  <font face="Verdana" size="2">(<span style="text-transform: uppercase; font-weight: 700">Key words:</span> Conception rate, labels, birth, breeds  (animals), sows, crossbreeding, Yaracuy, animal  breeding, hybrid vigor)</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="left"><font face="Verdana" size="2">  <b>Recibido:</b> 04/04/11 - <b>Aprobado:</b> 07/12/11</font></p>     <p align="justify">  &nbsp;</p>     <p align="justify">  <span style="text-transform: uppercase"><b><font face="Verdana" size="2">introducción</font></b></span></p>     <p align="justify">  <font face="Verdana" size="2">Los sistemas de producción con animales de interés  zootécnico se deben fundamentar principalmente en  un buen manejo, alimentación, sanidad y buena  composición genética del plantel animal que forma  parte de la explotación pecuaria, para finalmente  obtener un resultado que satisfaga las exigencias del  consumidor y alcanzar los beneficios que aspira el  productor. En este sentido, el mejoramiento genético  es importante, ya que es una actividad cada vez más  diseminada entre los productores porcinos, los cuales  buscan una reducción en los costos de producción o  mayor eficiencia de sus animales (Martínez et al.,  2006).</font></p>     <p align="justify">  <font face="Verdana" size="2">Uno de los mayores éxitos de la industria porcina  en los últimos 25 años ha sido la mejora obtenida  en la productividad de las cerdas y esto se debe a  la concepción de un programa genético, que está  encaminado hacia el logro de los objetivos propuestos  a mediano y largo alcance (Coma y Gasa, 2007).</font></p>     <p align="justify">  <font face="Verdana" size="2">En Venezuela, la producción porcina posee ciertas  desventajas (instalaciones, alimentación, etc.), por  eso se hace necesario evaluar el comportamiento  productivo, tanto de razas puras como de los  cruces presentes en las explotaciones porcinas para  determinar cuáles son los grupos raciales que mejor  se adaptan a nuestras condiciones. En cuanto a la  prolificidad acumulada al nacer se refieren valores  entre 36 y 40 lechones en cuatro partos (Noguera  et al., 2002; Moeller et al., 2004). La longevidad  y productividad están estrechamente relacionadas.</font></p>     <p align="justify">  <font face="Verdana" size="2">Según Martínez (2005), la longevidad puede ser  definida como el tiempo de vida del animal en el  rebaño, siendo este concepto válido para varios  animales de interés zootécnico. Puede ser medida  como tiempo de permanencia en días o número de  partos. Por otra parte, la vida productiva se puede  medir a través de la producción acumulada; por  ejemplo en cerdas, mediante el estudio del número  de lechones nacidos vivos o destetados durante la  vida de la misma (sumatoria). Así mismo, el que  se exprese o no una característica puede deberse a  factores genéticos, ambientales y la posible interacción  entre ambos, pudiendo repercutir en el tamaño y  peso de las camadas al nacer y al destete (Galíndez,  2004). Disminuir la vida productiva y aumentar la  productividad de las cerdas que forman parte de  las granjas, trae consigo muchos beneficios, ya que  incrementan las ganancias económicas, a la vez que  favorece la selección y fijación de caracteres genéticos.</font></p>     <p align="justify">  <font face="Verdana" size="2">Por lo tanto, es importante la evaluación de dichos  animales en cuanto al número y peso de los lechones  producidos al nacimiento y destete para seleccionar  razas o cruces que ayuden a mejorar genéticamente  el rebaño, tomando en cuenta factores que puedan  influenciar (año, mes, época de nacimiento, etc.) en  la expresión de la potencialidad de estos animales.  En este sentido, el objetivo del siguiente trabajo es  evaluar la prolificidad acumulada de la cerda y peso  acumulado de camadas al nacimiento en los grupos  raciales Large White, Landrace y cruzados.</font></p>     <p align="justify">  <span style="text-transform: uppercase; font-weight: 700"> <font face="Verdana" size="2">matErialEs y métodos</font></span></p>     <p align="justify">  <font face="Verdana" size="2">Se analizaron datos de tamaño (prolificidad  acumulada de la cerda) (TAN) y peso acumulado  (PAN) de las camadas al nacer provenientes de  una granja porcina ubicada en municipio José  Antonio Páez del estado Yaracuy, Venezuela. La  zona cuenta con una precipitación anual de 988,4  mm al año y una temperatura promedio de 26,2 ºC</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="left"><font face="Verdana" size="2">USICLIMA, 2010). Para analizar las  variables se  sumaron los valores de tamaño y peso de la camada  al nacer de cada parto, para obtener la prolificidad  acumulada y el peso de la camada acumulado  para cada cerda durante su vida productiva. Los  datos correspondieron al período comprendido  entre los años 1986 y 2005. Todos los animales  consumieron alimento balanceado producido por la  misma empresa. Se aplicó el manejo recomendado  a los lechones (suministro de hierro, corte de cola y  colmillos, desparasitación, etc.). Los lechones eran  vacunados contra Mycoplasma hyopneumoniae,  Estreptococcus suis, Salmonella typhimurium,  Pleuroneumonía porcina y Peste Porcina Clásica;  los animales adultos se vacunaron contra Rinitis  infecciosa, Fiebre Aftosa, Peste Porcina Clásica,  Escherichia coli y Actinobacillus. En la granja se  realizó un manejo reproductivo controlado, utilizando  inseminación artificial en todos los casos. Sólo se  realizaronn dos inseminaciones, luego de lo cual, si  ocurrió repetición de celo, la cerda era descartada.</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  Los grupos raciales incluidos en el estudio  fueron:</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  Landrace (LR): 572 cerdas.</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  Large White (LW): 843 cerdas.</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  Cruces recíprocos.</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  LR x LW: 522 cerdas (padre LR y madre LW)</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  LW x LR: 507 cerdas (padre LW y madre LR)</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  El número de partos se agrupó en tres categorías:  un parto, dos partos y tres o más; dicha agrupación  obedece al número de partos promedio de las cerdas  en la granja antes de ser descartadas. Con motivo  de obtener una distribución más homogénea de los  registros, los años de parto y nacimiento se agruparon  en dos períodos: el primer período desde el año 1986  hasta el año 1998 y el segundo período desde el año  1999 hasta el año 2005.</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  Con la finalidad de obtener los factores de  ajuste (para hacer comparable las cerdas), se realizó  un análisis de varianza considerando, el grupo de  contemporáneos: mes de parto-período de partonúmero  de parto, usando el procedimiento de máxima  verosimilitud restringida, con el programa estadístico  SAS (Littell et al., 2002).</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  Después de realizados los ajustes, se procedió al  análisis estadístico final, considerando aquellas cerdas  con la oportunidad de tener al menos tres partos</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="left"><font face="Verdana" size="2">(Hudson y Van Vleck,1981).  Asimismo, se probaron  todas las interacciones posibles de segundo orden,  eliminándose del análisis aquellas que resultaron no  significativas (P&gt;0,05). Por otra parte, se probaron  las regresiones lineales y cuadráticas de la prolificidad  acumulada y peso acumulado al nacer sobre la  edad al primer parto de la cerda, eliminándose las  regresiones cuadráticas por resultar no significativas  (P&lt;0,05) e introducir imprecisiones en el análisis  estadístico. Para el análisis de los datos se usó un  diseño completamente aleatorizado y se realizó el  análisis de varianza, usando el procedimiento de  máxima verosimilitud restringida, con la herramienta  estadística SAS (Littell et al., 2002). Se utilizó el  siguiente modelo lineal:</font></p>     <p align="left"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05f9.gif" width="308" height="465"></p>     
<p align="left"><span style="text-transform: uppercase"><b> <font size="2" face="Verdana">rEsultados y discusión</font></b></span></p>     <p align="left">  <font face="Verdana" size="2">Se obtuvieron medias ajustadas y no ajustadas de  prolificidad de la cerda acumulada al nacer (Tabla  1) superiores a las medias reportadas por Siewerdt</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">y Cardellino (1998), Reyes (2000),  Leidenz et  al. (2001), Galíndez (2004), Serenius y Stalder  (2004) y Mora (2008). Por otra parte, para el  peso de la camada acumulado al nacimiento los  promedios ajustados y no ajustados obtenidos (Tabla  1) superan a los reportados por De Venanzi (1998)  y Mora (2008). Es de hacer notar que los valores  de comparación con la literatura citada, provienen  de cálculos realizados tomando en cuenta los valores  promedios reportados para cada parto, ajustándolos  al número de partos considerado en este estudio, lo  que puede representar una fuente de variación entre  los valores reportados en este estudio y la literatura  citada. Asimismo, las características propias de la  población estudiada y las pautas de manejo en cada  granja, pueden introducir variación que se refleja en  las divergencias en los promedios reportados. Es de  hacer notar que resulta beneficioso el hecho de obtener  un mayor número de lechones por cerda, debido a</font></p>     <p align="left"><font face="Verdana" size="2">  que este carácter tiene un alto valor económico; sin  embargo, debe cuidarse el límite superior del tamaño  de camada, puesto que en camadas numerosas  aumenta la mortalidad durante la gestación (Moeller  et al., 2004).</font></p>     <p align="left"><a name="t1"></a></p>     <p align="center"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05t1.gif" width="369" height="356"></p>     
<p align="left">&nbsp;</p>     <p align="justify">&nbsp;</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify">&nbsp;</p>     <p align="justify">&nbsp;</p>     <p align="justify"><b><font face="Verdana" size="2">  Efecto del grupo racial de la cerda (GRC)</font></b></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  El efecto del grupo racial de la cerda, sobre el  tamaño acumulado de la camada al nacer resultó  significativo (Tabla 2), coincidiendo con lo expresado  por De Venanzi (1998), Siewerdt y Cardellino  (1998) y Rico et al. (2000).</font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  En la Tabla 3, se muestran los promedios para  los grupos raciales estudiados, donde destaca la  superioridad tanto en TAN, como PAN de la  camada de las cerdas LR*LW y LW sobre el resto  de los grupos raciales. Esta superioridad concuerda  con los reportes de Chang (1997), De Venanzi  (1998), Siewerdt y Cardellino (1998), Rico et  al. (2000) y Galíndez (2004), quienes señalan  que los mejores promedios fueron evidenciados en  cerdas puras y los cruces en los cuales el grupo racial  incluye a LW como componente materno. Las cerdas  LR*LW obtuvieron una superioridad de prolificidad  acumulada de 19,48% y 11,78% sobre las puras LR  y las cruzadas LW*LR. Asimismo, la diferencia de  las puras LW sobre la raza LR y el cruce LW*LR  fue de 17,06% y 9,12%, respectivamente. Para la  variable PAN de la camada al nacer, las diferencias  del cruce LR*LW con respecto a LR y al cruce  LW*LR estuvieron por el orden de 14,11% y  11,21%, respectivamente. En cuanto a la raza LW,  la superioridad fue de 13,09% y 10,15% sobre LR  y el cruce LW*LR. En los resultados se aprecia  un efecto importante por parte de las madres de la  raza LW, ya que cuando la cerda proviene de una  madre de esta raza los promedios son superiores.</font></p>     <p align="left"><a name="t2"></a></p>     <p align="center"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05t2.gif" width="537" height="214"></p>     
<p align="left"><a name="t3"></a></p>     <p align="center"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05t3.gif" width="619" height="233"></p>     
<p align="justify">&nbsp;</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="Verdana" size="2">Estas diferencias pudiesen ser  consecuencia de la  composición genética particular de las cerdas; puesto  que al recibir genes de individuos de la raza LW por  vía materna se expresa superioridad de estas sobre las  cerdas que reciben genes de individuos de la raza LR  por vía materna; esta teoría había sido esgrimida con  anterioridad por Galíndez (2004). Cabe destacar  que los trabajos citados no reportan directamente  la prolificidad acumulada o el peso de la camada  acumulado, por lo cual fue necesario calcular la  sumatoria de tres partos por cerda partiendo de  los promedios para cada parto para poder realizar  las comparaciones; puesto que no se encontraron  investigaciones que refieran específicamente estos  caracteres acumulados.</font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  <b>Efecto del período de nacimiento de la cerda  (PN)</b></font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  Este efecto resultó significativo para la variable  PAN y altamente significativo para TAN (Tabla  2). En la Tabla 4, se observa que en el período  comprendido entre los años 1999-2005 se obtuvo  la mejor media para las variables estudiadas.</font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  Las diferencias del período 1999 – 2005 sobre  el período 1986-1998 están en el orden de 11,5%  y 8,81% para TAN y PAN, respectivamente. Se  puede inferir, que las variaciones encontradas entre  los dos períodos, son el resultado de alteraciones en  las condiciones climáticas y en el manejo general  aplicado en las granjas, lo que puede incluir mejora  genética producto de programas de selección. Los  factores climáticos o de manejo que ocurrieron en  los períodos evaluados no pueden ser identificados,  por tal motivo se incluye este efecto en el análisis,  para ajustar la respuesta por la variación producida  por esta fuente, aumentando la precisión. Los  resultados reflejan que esta fuente de variación  debe ser considerada, sobre todo en las estimaciones  genéticas. No se encontraron estudios que reflejen  el efecto que ejerce el período de nacimiento de  la cerda sobre las variables TAN y PAN, que  pudieran aportar mayores explicaciones de los  resultados obtenidos en esta investigación.</font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  <b>Efecto del mes de nacimiento de la cerda  (MN)</b></font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  La Tabla 2 se muestra el efecto del mes de  nacimiento de la cerda sobre TAN y PAN el cual  resultó estadísticamente significativo (P&lt;0,01).  Como se puede apreciar en la Tabla 5, el mes de  mayo se destaca por tener las mayores medias,  superioridad obtenida que se mantiene en ambas  variables, con diferencias respecto a la media  del peor mes (diciembre) de 24,18% y 24,06%,  respectivamente. Es probable que los resultados  sean consecuencia de las condiciones sanitarias,  incidencias de enfermedades, confort y manejo  de la cerda que son cambiantes a causa de la  época de lluvia o sequia que ocurren a lo largo  del año, afectando a la cerda durante el período  de crecimiento y desarrollo, favoreciendo o  comprometiendo su futuro como reproductora y  su capacidad para dar camadas de un tamaño y  peso aceptable. Reportes de De Venanzi (1998)  y Galíndez (2004) han evidenciado el efecto  de la época o mes de parto; sin embargo, no se  encontraron investigaciones que relacionen la  época o mes de nacimiento de la cerda con su  comportamiento productivo posterior.</font></p>     <p align="justify"><a name="t4"></a></p>     <p align="center"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05t4.gif" width="520" height="220"></p>     
<p align="justify"><a name="t5"></a></p>     <p align="center"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05t5.gif" width="596" height="389"></p>     
]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center">&nbsp;</p>     <p align="justify"><b><font face="Verdana" size="2">Efecto de la interacción del  grupo racial (GRC)*mes de nacimiento de la cerda (MN) </font></b></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">El efecto de la interacción GRC  * MN resultó altamente significativo sobre ambas variables (Tabla 2). En la  Figura 1, se observa la interacción GRC*MN para la variable TAN; no existe  tendencia definida en el comportamiento de los grupos raciales presentes en el  estudio, igualmente se evidencia una superioridad del grupo racial LR*LW en el  segundo mes con respecto a las razas LR (50,96%), LW (28,09%) y el cruce LW*LR  (38,19%), aunque esta superioridad no se mantiene en el resto del año, como  ocurre por ejemplo en los meses de mayo y agosto cuando las diferencias entre  los grupos raciales son mínimas, incluso en este último mes el grupo racial LR*LW  ocupa el último lugar en orden de mérito. Al final del año se observa una caída  del comportamiento de todos los grupos raciales; empero es más drástico el  descenso del comportamiento del cruce LR*LW, ubicándose en el tercer lugar en  orden de importancia por debajo de la raza LW (22,64%) y de LR (18,08%).</font></p>     <p align="justify"><a name="f1"></a></p>     <p align="center"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05f1.gif" width="372" height="401"></p>     
<p align="justify"><a name="f2"></a></p>     <p align="center"><img border="0" src="/img/fbpe/rfcv/v52n2/art05f2.gif" width="375" height="399"></p>     
<p align="justify"><font face="Verdana" size="2">Se observan cambios de posición  en el orden  de mérito de los grupos raciales a lo largo del año;  es decir, existe una respuesta diferencial de los  genotipos en distintos ambientes, lo que ha sido  señalado por Reis y Lobo (1991) como evidencia de  interacción genotipo ambiente. Para la variable PAN  la interacción GRC*MN se comporta de manera  similar (Figura 2). Las mayores diferencias entre los  promedios de los grupos raciales se observan en el  mes de febrero, cuando el cruce LR*LW obtuvo en  promedio un porcentaje de 37,86% de superioridad,  con respecto a los otros grupos raciales. Asimismo,  en el mes de julio la raza LW presentó en promedio  una superioridad de 31,55%, sobre las medias de  los otros grupos raciales. Es de hacer notar, que si  bien es cierto que para el mes de febrero el cruce  LR*LW obtuvo la mayor magnitud de diferencia  (superior), para final de año este cruce se reflejó  una de las medias más bajas superando solamente  al cruce LW*LR en un 6,79%. Estos cambios en  las magnitudes de las diferencias de los promedios  entre grupos raciales respecto a los meses, pone  en evidencia el efecto de la interacción genotipo x  ambiente (Reis y Lobo, 1991).</font></p>     <p align="justify"><b><font face="Verdana" size="2">  Efecto de la edad de la cerda al primer  parto</font></b></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  No hubo efecto de la covariable edad de la  cerda al primer parto sobre ninguna de las variables  estudiadas (Tabla 2). Los resultados contradicen  el reporte de Koketsu et al. (1999) y Babot et al.  (2003), investigadores que aún cuando no estudiaron  directamente la edad al primer parto de la cerda,  evidenciaron influencias altamente significativas de  la edad a la que es servida por primera vez la cerda  sobre los rasgos productivos al nacimiento; esta  característica está directamente relacionada a la edad  al primer parto. En este sentido, los autores citados  concluyen que en la medida que es servida a más  temprana edad la cerda se alarga la vida productiva  de esta; sin embargo, el servir cerdas muy jóvenes  deriva en descartes tempranos de éstas; por tal motivo  sugieren una edad al primer servicio entre 220 y 240  días, cuando los ovarios y el útero han alcanzado  un desarrollo adecuado. La misma tendencia fue  observada por Becková y Vaclavková (2008) quienes  manifiestan que este intervalo de edades al primer  servicio de la cerda redunda en edades al primer parto  en el rango de 340 a 350 días, aumentando de esta  manera el número de lechones vivos al nacer.</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  <b>Heterosis</b></font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  La heterosis para la prolificidad de la cerda  acumulada al nacer (TAN) resultó estadísticamente  significativa (P&lt;0,01), a diferencia de la variable de  peso acumulado de la camada al nacimiento (PAN),  la cual no resultó estadísticamente significativa  (P&gt;0,05). El porcentaje de heterosis para el tamaño acumulado de la camada al  nacer fue de  5,9%; resultado superior en 2,1% y 4,6% a los  reportados por Cassady et al. (2002) y Galíndez  (2004), respectivamente. Debe añadirse que los  trabajos citados no evaluaron la heterosis en la  vida útil de la cerda (comportamiento acumulado).  Los resultados reflejan que existen genes de efecto  no aditivo que están influenciando la prolificidad  acumulada al nacimiento; caso contrario ocurre con  el peso acumulado de la camada al nacer; ya que la  heterosis resultó no significativa para este carácter  productivo, por tanto los efectos ambientales cobran  mayor importancia. En el caso de la prolificidad  acumulada al nacimiento, la práctica de cruzamiento  resulta positiva, debido a que aumenta el rendimiento  productivo de las cerdas.</font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  <span style="text-transform: uppercase; font-weight: 700">conclusionEs</span></font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">Se observó superioridad en vida  útil o productiva,  evaluada como prolificidad acumulada y peso  acumulado de la camada al nacimiento, de las  cerdas puras y cruzadas cuyo genotipo posee alelos  provenientes de madres de la raza Large White,  cuando es comparada con Landrace. Aún cuando  desde el punto de vista práctico, no se controlan los  meses, años o períodos de nacimiento de las cerdas,  es importante considerar estos factores de ajuste en  las evaluaciones genéticas individuales, puesto que  se observaron diferencias estadísticas significativas,  aumentándose de esta manera la precisión de las  evaluaciones. Por último, se recomienda la práctica del  cruzamiento entre las dos razas analizadas debido a  que se obtienen ventajas que se reflejan en la heterosis;  sin embargo, entre los cruces es preferible usar las  madres Landrace*Large White, ya que expresan  ventajas reproductivas y en peso de la camada sobre  los otros grupos raciales, en este caso se estaría  aprovechando la habilidad combinatoria particular  producto del cruce de las razas mencionadas.</font></p>     <p align="justify"><font face="Verdana" size="2">  <span style="text-transform: uppercase"><b>rEfErEncias</b></span></font></p>     <!-- ref --><p align="justify">1<font size="2" face="Verdana">. Babot, D.; Chavez, E.;  Noguera, J. 2003. The effect of age at the first mating and herd size on the  lifetime productivity of sows. Anim. Res., 52:49-64. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818376&pid=S0258-6576201100020000500001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">2. Be&#269;ková R.; Václavková E.  2008. The effect of age at the first mating on the longevity of Czech Landrace  and Czech Large White sows. Res. Pig Breeding, 2:1-5. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818377&pid=S0258-6576201100020000500002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">3. Campos, J. 1999.  Melhoramento genético aplicado a la produçao animal. Fep. MVZ. Editorial Belo  Horizonte. Belo Horizonte, Brasil. 493 p. </font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">4. Cassady, J.; Young, L.;  Leysmaster, K. 2002. Heterosis and recombination effects on pig reproductive  traits. J. Anim. Sci., 80:2303-2315. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818379&pid=S0258-6576201100020000500003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">5. Coma, J.; Gasa, J. 2007.  Alimentación de cerdas de reposición y primerizas. XXIII Curso de  especialización Fundación Española para el Desarrollo de la Nutrición Animal (FEDNA).  Eds.: P.Gª. Rebollar, C. de Blas y G.G. Mateos. Madrid, España. pp.133-178. [En  línea]. Dirección URL:&lt; http://www.etsia.upm.es/fedna/publi.htm &gt; [Consulta: 15  de Feb. 2010]. </font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font size="2" face="Verdana">6. Chang, A. 1997.  Comportamiento productivo predestete en una granja experimental porcina. Tesis  de Maestría. Facultades de Agronomía y Ciencias Veterinarias. Universidad  Central de Venezuela. Maracay, Venezuela. 102 p. </font></p>     <p align="justify"><font size="2" face="Verdana">7. De Venanzi, J. 1998.  Caracterización de la producción en poblaciones porcinas puras y cruzadas. Tesis  de Maestría. Facultades de Agronomía y Ciencias Veterinarias. Universidad  Central de Venezuela. Maracay, Venezuela. 224 p. </font></p>     <p align="justify"><font size="2" face="Verdana">8. Galíndez, R. 2004.  Sobrevivencia de lechones y tamaño de camada hasta el destete en dos granjas  comerciales. Tesis de Maestría. Facultades de Agronomía y Ciencias Veterinarias.  Universidad Central de Venezuela. Maracay, Venezuela. 83 p. </font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">9. Hudson, G.; Van Vleck, L.  1981. Relationship between production and stayability in Holstein cattle. J.  Dairy Sci., 64:2246-2250. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818384&pid=S0258-6576201100020000500004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">10. Koketsu, Y.; Takahashi, H.;  Akachi, K. 1999. Longevity, lifetime pig production and productivity, and age at  first conception in a cohort of gilts observed over six years on commercial  farms. J. Vet. Med. Sci., 61:1001-1005. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818385&pid=S0258-6576201100020000500005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">11. Leidenz, M.; Vecchionacce,  H.; Verde, O.; González, C.; Díaz, I. 2001. Factores genéticos y ambientales que  afectan características productivas en lechones predestete. Revista Unellez de  Ciencia y Tecnología, pp. 67-72. </font></p>     <p align="justify"><font size="2" face="Verdana">12. Littell, R.; Milliken, G.;  Stroup, W.; Freud, R. 2002. SAS for linear models. 4ed. SAS Institute Inc. Cary,  North Carolina, USA. 633 p. </font></p>     <p align="justify"><font size="2" face="Verdana">13. Martínez, G. 2005. Algunas  alternativas para la evaluación genética de la longevidad de vacas en sistemas  de producción de carne. En: XX Cursillo Sobre Bovinos de Carne. R. Romero;  Salomon, J. y De Venanzi y J. (Eds.). Maracay, Venezuela. pp. 219-244. </font> </p>     <!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">14. Martínez, G.; Salmerón. F.;  López, M. 2006. Heredabilidad estimada y comparación entre genotipos puros en  porcinos de las razas Duroc, Landrace y Yorkshire y en cruces recíprocos de las  razas Landrace y Yorkshire, para grasa dorsal y peso a los 154 días. Rev. Cient.  Fac. Cs Vet. LUZ, 16:142-148. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818389&pid=S0258-6576201100020000500006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">15. Moeller, S.; Goodwin, R.;  Johnson, R.; Mabry, J.; Baas, T.; Robison, O. 2004. The national pork producers  council maternal line national genetic evaluation program: a comparison of six  maternal genetic lines for female productivity measures over four parities. J.  Anim. Sci., 82:41-53. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818390&pid=S0258-6576201100020000500007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">16. Mora, J. 2008. Comparación  de peso y tamaño de camada al nacimiento en cruces comerciales de cerdos en una  granja porcina del estado Carabobo. Tesis de Grado. Facultad de Agronomía.  Universidad Central de Venezuela. Maracay, Venezuela. 64p. </font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">17. Noguera, J.; Varona, L.;  Babot, D.; Estany, J. 2002. Multivariate analysis of litter size for multiple  parities with production traits in pigs: I. Bayesian variance component  estimation. J. Anim. Sci., 80:2540- 2547. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818392&pid=S0258-6576201100020000500008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">18. Reis, J.; Lobo, R. 1991.  Interacoes genotipo – ambiente nos animais domésticos. Gráfica e Editora F.C.A.  (FEI). Brasil. 183 p. </font></p>     <p align="justify"><font size="2" face="Verdana">19. Reyes, M. 2000. Factores  genéticos y ambientales sobre algunas características productivas en lechones  predestete en condiciones tropicales (1990-1994). Tesis de Grado. Facultad de  Agronomía. Universidad Central de Venezuela. Maracay, Venezuela. 27 p. </font> </p>     <!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">20. Rico, C.; Roque, R.; Mora,  M. 2000. Comportamiento de la camada hasta el destete en un rebaño de cerdos  Criollos en Cuba. Revista Cubana de Ciencias Agrícolas, 34:17-32. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818395&pid=S0258-6576201100020000500009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">21. Serenius, T.; Stalder, K.  2004. Genetics of length of productive life and lifetime prolificacy in the  Finnish Landrace and Large White pig populations. J. Anim. Sci., 82: 3111-3117. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818396&pid=S0258-6576201100020000500010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">22. Siewerdt, F.; Cardellino,  R. 1998. Repetibilidad de caracteres de tamaño, peso e mortalidad de leitegadas  ao nascimento. Revista da Sociedade Brasileira de Zootecnia, 29:1689-1697. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1818397&pid=S0258-6576201100020000500011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><p align="justify"><font size="2" face="Verdana">23. Steel, R.; Torrie, J.;  Dickey, D. 1997. Principles and procedures of statistics. a biometrical approach.  3th edition. McGraw – Hill. USA. 666 p. </font></p>     <p align="justify"><font size="2" face="Verdana">24. USICLIMA. 2010. Resumen de  datos mensuales – Estación de Yaritagua – Estado Yaracuy. Servicio de  Climatología Agrícola – Facultad de Agronomía UCV. Versión digital (CD).</font></p>       ]]></body>
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