INTRODUCCION

En respuesta a la disminución de la eficiencia reproductiva en los sistemas de producción de leche, la investigación científica pone énfasis en optimizar el manejo y en redefinir estrategias para su mejora. Se ha trabajado con características de los animales que favorecen la eficiencia reproductiva, que fueron posteriormente incorporadas en índices de selección genética para ser utilizados en programas de mejoramiento. De esta manera, se logró mejorar la eficiencia reproductiva de las vaquillonas en muchos países (Miglior, Muir y Van Doormaal, 2005; ^{Berry, Wall y Pryce, 2014}; Pryce etal., 2014; Miglior etal., 2017). En Argentina, aún no se han podido implementar estos programas de mejora y los porcentajes de descarte todavía exceden el número total de hembras obtenidas para el reemplazo. Una de las posibles estrategias para revertir esta situación es incrementar el número de vaquillonas preñadas en el menor tiempo posible, aunque algunos autores también citan la disminución de la edad al primer -parto como estrategia recomendada (^{Brickell y Wathes, 2011}; Macmillan, Loree, Mapletoft, y Colazo, 2017). De esta manera las vaquillonas pasan a tener un rol preponderante en la mejora de la eficiencia reproductiva de los rodeos (Le Cozler, Lollivier, Lacasse, y Disenhaus, 2008).

La eficiencia reproductiva toma un rol fundamental en sistemas pastoriles y semipastoriles, ya sean con pariciones continuas o estacionadas. Particularmente en los sistemas con pariciones estacionadas o en bloques, se supone que el pico de partos debiera coincidir con la disponibilidad de la pastura producida para cubrir los requerimientos energéticos de la lactancia. Con esta estrategia se busca reducir los costos por alimentación adicional (Mc Dougall, Heuer, Morton y Brownlie, 2014). Por otro lado, para mantener el ciclo anual de partos es preciso lograr altos porcentajes de hembras preñadas en períodos concentrados de servicios. Por esta razón, la evaluación temprana del desempeño reproductivo es fundamental (Dairy Australia, 2017).

El ajuste de modelos de riesgos proporcionales (MRP) (^{Cox, 1972}) para rasgos definidos como tiempo a la ocurrencia de un evento fue ampliamente utilizado en bovinos para leche y en particular en caracteres relacionados con la fertilidad en hembras (González-Recio, Chang, Gianola y Weigel, 2005; ^{Ansari-Lari y Abbasi, 2008}; Piccardi, Balzarini, Capitaine Funes y Bo, 2011; Piccardi, Capitaine Funes, Balzarini y Bo, 2013). Estos modelos suponen que cada animal tiene un riesgo base de experimentar un evento a un tiempo dado. Sin embargo, este riesgo puede ser modificado por ciertos factores que pueden ser fijos, aleatorios o una combinación de ambos. Este tipo de modelos permite la inclusión de animales que no presentan la ocurrencia del evento en estudio durante el período de tiempo analizado (Ducrocq, 1987); así, el tiempo transcurrido durante el estudio, aun sin que se produzca el evento, es también informativo.

El conocimiento preciso de la forma en la que el manejo reproductivo afecta la concepción de las vaquillonas ayudaría a disminuir el intervalo entre el inicio del período de servicio (IPS) y la concepción, favoreciendo la disminución de la edad media al primer parto. Aumentar la eficiencia reproductiva de las vaquillonas permitiría optimizar el rendimiento y la rentabilidad de la fertilidad del rodeo (LeBlanc, 2010). El objetivo de este trabajo fue analizar el efecto de factores de manejo sobre la concepción en vaquillonas de rodeos lecheros con sistemas de pariciones en bloques.

MATERIALES Y MÉTODOS

Se analizaron los datos reproductivos de 2532 vaquillonas Holando, recolectados entre los años 1972 y 2009. El rodeo pertenece a la Estación Experimental Agropecuaria de Rafaela (INTA), localizada en las coordenadas 31° 12' S, 61° 30' O, a 99 m s.n.m. Las pariciones estuvieron concentradas en dos bloques anuales: otoño (febrero, marzo y abril) y primavera (julio, agosto y septiembre). Consecuentemente los servicios artificiales también estaban agrupados en servicios de otoño (mayo, junio y julio) y de primavera (octubre, noviembre y diciembre). Las vaquillonas fueron dadas de alta al servicio artificial posterior a los 15 meses de edad y habiendo alcanzado al menos el 60 % del peso adulto medio y la madurez sexual. Una vez iniciado el período de servicios, las inseminaciones artificiales dadas se correspondieron a celos detectados visualmente. La preñez se diagnosticó por tacto.

El intervalo del primer servicio a la concepción (IPSC) fue definido como los días transcurridos entre el inicio del periodo de servicios (IPS) y la concepción. El IPS se correspondió con la fecha del primer servicio artificial dado en todo el grupo de vaquillonas para cada período de servicios anual. La fecha de concepción fue verificada por el registro del parto o aborto posterior correspondiente. El período total analizado por animal por año fue de 90 días posteriores al IPS. Las vaquillonas muertas o descartadas durante el período de análisis, fueron censuradas.

Los datos fueron analizados ajustando el modelo de riesgos proporcionales. Este tipo de modelo asume la proporcionalidad del riesgo, es decir, que el riesgo de que suceda un evento de interés asociado a los distintos valores de las variables exploratorias afecta multiplicativamente la función de riesgo base. El supuesto de proporcionalidad se controló graficando el log(-log(SKMn(t))) versus el log(t) para cada uno de los estratos de las covariables siendo SKM el estimador de sobrevida de Kaplan y Meier (Ducrocq, 2001). ). La función de riesgo y(t) para la vaquillona i en el tiempo t, es igual a:

y que la distribución Weibull ajusta la tasa de ocurrencia del evento de interés, que puede disminuir (p<1) permanecer constante (p=1) aumentar (p>1) en el tiempo, dependiendo del parámetro de forma (Kalbfleisch y Prentice, 2002).

Para el ajuste del modelo se utilizó el programa Survival Kit V6.1 (Ducrocq, Solkner, y Mészaros, 2010). Se estimó la función de sobrevida mediante el método Kaplan Meier (Kaplan y Meier, 1958). Las estimaciones de los coeficientes de regresión para los efectos fijos incluidos en el modelo y su significancia estadística se hallaron a través del estimador de máxima verosimilitud. La comparación entre los modelos con efectos fijos se realizó a través del test de cociente de verosimilitud. Las covariables intervinientes estuvieron asociadas a: 1) efecto de la edad al IPS que se calculó en meses y se dividió en tres clases: 1- hasta los 18 meses, 2- de 18 a 24 meses y 3- más de 24 meses (de 24 a 32 meses); 2) efecto del número de los servicios artificiales, variable que se categorizó en: 1- correspondiente al primer servicio, 2- al segundo servicio y 3- al tercero o más servicios dados en el período; 3) los niveles del efecto de la estación de servicios, variable categorizada en: 1- otoño y 2- primavera. También se incorporó en el modelo el efecto de la cronología o año de servicio que se clasificó en 34 categorías (las cuatro primeras constituidas por dos años consecutivos): 1- 1972 y 1973, 2- 1974 y 1975, 3- 1976 y 1977, 4- 1978 y 1979 y 30 niveles más, uno por cada año (1980 al 2009). La tasa de concepción de los toros fue otra de las variables explicativas del riesgo de concepción y se calculó como la razón entre el número total de vaquillonas preñadas y el número total de servicios dados a las vaquillonas, considerando toda la base de datos para cada toro, con dos categorías: 1) 50 % o menos y 2) más del 50 % de tasa de concepción.

Todos los modelos ajustados incluyeron los efectos de la edad (edad), el número de los servicios a la preñez (nums), la tasa de concepción de los toros utilizados en cada servicio (fe), el año (años) y la estación de servicios (esfs) como efectos fijos. El efecto fijo de la fe se incluyó en algunos modelos como independiente del tiempo (WTCi) y en otros como dependiente del tiempo (WTC). Cuando se incorporaron a los modelos la interacción de añosxestación como efecto aleatorio, se asumió una distribución normal de media cero y varianza constante (WTCi_añosxesfs).

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

En la Figura 1 se presenta la distribución del IPSC en días. El porcentaje de animales censurados (no preñadas en los primeros 90 días de seguimiento del IPS) fue de 17,22 %, con una media del tiempo de censura de 68 días. La media del tiempo de concepción fue de 24 días. Informes del InCalf (Dairy Australia, 2017) arrojaron estadísticas sobre el porcentaje de vaquillonas vacías, de 13 % y 10 % a las 12 y 15 semanas de iniciado el período de los servicios respectivamente. El mayor porcentaje de vaquillonas vacías en el sistema monitoreado sugiere la necesidad de implementar un manejo para elevar la tasa de concepción de las vaquillonas en los primeros 90 días posteriores al IPS. Harman, Casella y Grohn (1996) analizaron exitosamente el tiempo a la concepción en rodeos lecheros ajustando una distribución Weibull, como la usada en este trabajo. Otros autores como Hayes ef al. (2019) también han informado los efectos de ciertas variables sobre los días abiertos en vaquillonas pero ajustando modelos de riesgos proporcionales no paramétricos en sistemas con pariciones estacionadas. En este trabajo la función de riesgo de concepción en vaquillonas fue constante y creciente por lo que la distribución de los días desde el IPS a la concepción ajustó bien a la distribución Weibull.

El supuesto de proporcionalidad de los riesgos se cumplió para los efectos edad, nums y esfs. Los riesgos para el efecto de la fe no fueron proporcionales en el tiempo, porque los cocientes de las funciones de riesgo para los dos niveles no presentaron paralelismo entre los ajustes. Por esta razón, se ajustaron modelos considerando la tc como un efecto independiente del tiempo (tci) y otros considerándolo como un efecto dependiente del tiempo (tc). En los dos modelos Weibull ajustados, WTCi (tc Independiente del tiempo) y WTC (tc dependiente del tiempo), todos los efectos fijos fueron significativos (p<0,001). En ambos modelos la edad de la hembra fue la que más cambios produjo en el logaritmo de la verosimilitud. En orden de Importancia le siguieron el nums y la tc. De ambos modelos, WTC fue el de mejor ajuste (Tabla 1). Los dos modelos Weibull con efectos fijos fueron extendidos incorporando el efecto aleatorio de la interacción de añosxests.

Figura 1: Distribución de frecuencias del intervalo del primer servicio a la concepción en días, en vaquillonas del rodeo lechero de INTA Rafaela, Argentina. 

Solo el modelo de efectos fijos que consideró a la tci (WTCi_añosxests) presentó interacción estadísticamente significativa. Las curvas de sobrevida estimadas para los tres modelos ajustados se presentan en la Figura 2 junto a la curva de sobrevida estimada por el método no paramétrico (modelo de Cox). Se puede observar que las tres curvas de sobrevida estimadas se encuentran muy cercanas a la curva de sobrevida no paramétrica hasta el día 20 (con 44,1 % de las hembras preñadas al día 20). A partir del día 23 aproximadamente las curvas descriptas por los modelos WTC y WTCi_añosxests subestiman el riesgo de concepción. La curva estimada por el modelo WTCi es la que mejor describe la curva no paramétrica estimada hasta los 90 días. Este modelo consideró el número de los servicios y la tc como efectos constantes desde el primer día hasta los 90 días (Tabla 2).

Tabla 1: Prueba del cociente de verosimilitud para los modelos de riesgo proporcional para la concepción en función de efectos de manejo que incluyen la tasa de concepción como efecto independiente del tiempo (WTCi) o como efecto dependiente del tiempo transcurrido entre primer servicio y la concepción (WTC) 

Tabla 2: Coeficientes de regresión y tasas de riesgo de concepción estimadas para la edad, número de los servicios (nums), tasa de concepción de los toros (tci) y estación de los servicios (ests) - modelo WTCi. 

Figura 2: Ajustes de curvas de sobrevida (S(t)) no paramétrica (KM) y paramétricas (WTCi, WTC y WTCi_año*ests) para monitorear la concepción a medida que transcurre el tiempo desde el primer servicio en vaquillonas del rodeo lechero de INTA Rafaela Referencias: S(t): función de sobrevida, días: días entre el primer servicio dado en el período y la concepción, KM: Kaplan Meier (línea continua negra), WTCi: modelo Weibull con la tasa de concepción modelada como efecto independiente del tiempo (línea de puntos negro), WTC: modelo Weibull con la tasa de concepción modelada como efecto dependiente del tiempo (línea continua gris), WTCi_ año*ests: modelo Weibull que ajustó la tasa de concepción como efecto independiente del tiempo y la interacción del año y la estación de los servicios como efecto aleatorio (línea de guiones gris oscuro). 

Según los resultados obtenidos el grupo de referencia (grupo con mayor número de animales no censurados) estuvo constituido por vaquillonas que iniciaron el período de servicio entre los 18 y 24 meses de edad, en el primer servicio y con toros con tc mayores al 50 % en la primavera. Respecto a la tasa de riesgo de concepción, ésta se redujo significativamente (0,62 veces) en edades menores de los 18 meses (p<0,001), disminuyó significativamente (p<0,001) en el segundo y tercer servicio (0,34 y 0,19 veces respectivamente), disminuyó significativamente (p<0,05) al utilizar toros con menos 50 % de tc (0,86 veces) y aumentó significativamente en otoño en 1,17 veces (p<0,001), respecto al grupo de referencia. Si bien la tasa de riesgo de concepción fue 1,01 veces mayor con más de 24 meses de edad, este valor no fue significativamente mayor respecto al grupo de referencia.

En este trabajo, la edad al IPS fue el efecto de mayor contribución al riesgo de concepción, probablemente debido a que se podría relacionar con diferencias en el peso y éste a su vez con la madurez sexual (^{Byerley, Staigmiller, Berardinelli y Short, 1987}; Hayes et al., 2019). La mayor cantidad de vaquillonas preñadas iniciaron el período de servicio entre los 18 y 24 meses de edad. Considerando que la media de días a la concepción fue de 24 meses, el rango de edad a la concepción es de 19 a 25 meses. Como el requerimiento para el ingreso a los servicios fue llegar al menos al 60 % del peso adulto medio, los valores hallados podrían estar indicando la falta de madurez sexual a edades menores a pesar del peso logrado. Estudios realizados por^{Andreo et al. (2000}) hallaron que la utilización de un concentrado comercial de calidad superior aumentaba la precocidad en el desarrollo genital y en el comportamiento sexual de las vaquillonas sin mejorar la ganancia de peso. Debido al significativo efecto del peso y la madurez sexual sobre el riesgo de concepción en vaquillonas, es recomendable la recolección e incorporación de pesos de los animales Individuales en el ajuste de futuros modelos. El rango de variación de la edad (meses) fue amplio lo que justificaría una mejor caracterización de la relación entre el peso y la madurez sexual en este tipo de rodeos.

El número de los servicios artificiales y la tasa de concepción de los toros utilizados presentaron una influencia significativa sobre el riesgo de preñez. Si bien los resultados obtenidos coinciden con lo esperado, podrían estar subestimados porque estos efectos se modelaron como independientes del tiempo transcurrido y se encuentran muy influenciados por las decisiones de manejo. Dicha subestimación podría verse reflejada en la disminución de la tasa de riesgo de concepción a medida que aumenta el número de los servicios. Es importante que el ajuste de futuros modelos considere con mayor detalle la incorporación de este efecto dado que representa el principal rasgo de la fertilidad desde el punto de vista económico (Gonzalez Recio, Perez Cabal y Alenda, 2004).

Respecto a la estación de servicio, es de resaltar que existe 1,17 veces más riesgo de concepción en otoño en comparación con la primavera. Sin embargo, la cantidad de vaquillonas censuradas (preñadas) en ambas estaciones fue similar debido fundamentalmente a la estrategia reproductiva utilizada en el tambo. La consecuente distribución de partos garantizó tener vacas en ordeñe durante todo el año y mantener estable la producción de leche, asegurando el esquema de entrega requerido por la industria nacional.

La cantidad de vaquillonas preñadas (respecto al total de servidas) a los 23 días de IPS fue del 48 %, valor que podría mejorarse a través del manejo, fundamentalmente disminuyendo la edad y garantizando la madurez sexual. Aplicando modelos de riesgos proporcionales, Malchiodi, Cecchinato y Bittante (2014) obtuvieron resultados parecidos, informando un 40 % de vaquillonas preñadas a los 15 meses de edad. Este es otro punto que respalda la necesidad de incorporar al análisis los datos individuales del peso al IPS, considerando que los pesos vivos de las vaquillas en el apareamiento y el parto tienen un gran impacto en el rendimiento reproductivo del rodeo.

La reducción de los días a la concepción en vaquillonas podría aumentar el número de partos tempranos en el año, incrementando la producción de leche y maximizando la utilización de las pasturas cuando las vacas se encuentran en el pico de producción (Shalloo, Cromie y McHugh, 2014). Factores como la edad al IPS, el número de servicios artificiales, el año, la estación y la tc de los toros afectan el riesgo de concepción de las vaquillonas, por lo que una mejor descripción podría resultar útil para corregir el manejo en pos de mejorar la eficiencia en la concepción en rodeos lecheros.

CONCLUSIONES

La distribución del intervalo del primer servicio a la concepción en días, en los rodeos lecheros con pariciones en bloques de INTA Rafaela, se ajusta a una distribución Weibull con tasa de concepción creciente en el tiempo. La tasa de concepción fue menor en vaquillonas con edades menores de los 18 meses, en el segundo y en el tercer servicio y al utilizar toros con menos del 50 % de tasa de concepción histórica. La concepción fue 17 % mayor en vaquillonas servidas en otoño que en las que recibieron servicios en primavera. Las estimaciones derivadas del modelo ajustado permitirán planificar futuras estrategias reproductivas para mejorar la eficiencia en la concepción en el rodeo.