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育成乳牛的初配月龄,国内外已进行了一些试验和报道。在丹麦和加拿大,黑白花母牛分别是14和15月龄初配;我国上海在15至16足月初配。过去18月龄始配的传统方法,在生产上现已明显提前。浙江嘉兴乳品厂牧场从70年代中期开始,对部分青年母牛实行提前配种。在1982—1983年的配种年度里,从12到18月龄均有配种受胎的群体。作者对该年度受配的青年母牛第一胎产奶量进行统计分析,探讨适宜的初配月龄,以达到 相似文献
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为了对山西省朔州地区中国荷斯坦青年牛繁殖性状进行遗传参数估计及分析影响繁殖性状的非遗传因素,试验收集了山西朔州地区某奶牛场2016—2021年间1 030头中国荷斯坦青年牛产犊和配种记录,包括初配日龄、初产日龄、重复配种次数、首末配种间隔、妊娠天数、56 d不返情率繁殖性状指标数据,以及13个非遗传因素(包括出生年、出生季节、初配月龄、初配年、初配季节、配种员、同胞数、初配是否性控、配孕是否性控、产犊季节、是否早产、妊娠期、产犊月龄)数据,使用SPSS 26.0软件中的GLM程序对影响试验奶牛繁殖性状指标的非遗传因素进行显著性检验,运用DMU软件AI模块中的单性状动物模型对试验奶牛繁殖性状指标进行遗传参数估计,采用DMU软件AI模块中的双性状动物模型分析试验奶牛繁殖性状指标间的遗传相关,采用SPSS 26.0软件中CORR程序分析试验奶牛繁殖性状指标间的表型相关。结果表明：初配月龄和产犊月龄对试验奶牛初配日龄、初产日龄、重复配种次数、首末配种间隔、妊娠天数、56 d不返情率繁殖性状指标均具有极显著影响(P<0.01),出生年、初配年、初配季节、配种员、初配是否性控、产犊季节、是否... 相似文献
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1 影响母牛受胎率的因素1．1 牛体因素1．1．1 母牛膘情对受胎率的影响 母牛膘情不同,受胎效果不同(详见表1).表1不同膘情母牛受胎效果 由表1可见,总受胎率上等膘比中下等膘分别提高15%、22．6%,平均情期受胎率分别提高2．91%和25．91%.1．1．2 母牛的生理状态对母牛受胎率的影响 生理状态不同,受胎效果不同(详见表2).表2 不同生理状态母牛受胎效果 由表2可见,总受胎率哺乳母牛比空怀母牛与初配母牛高3．24%与9．95%,平均情期受胎率高9．58%与22．38%.1．1．3 母牛年龄对受胎率的影响 母牛年龄不同,受胎效果不同(详见表3).表3不同年龄母牛受… 相似文献
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薛华 《河南畜牧兽医(综合版)》2012,33(11)
1配种时间
母兔在25℃以下的环境中有较高的产仔数,所以,应在早晚天气较凉爽的时候进行配种.另外,应避开喂料时间,以免公兔认为母兔是来与之抢食的,而无法进行交配.此外,在母兔发情期内选择好配种时间也很重要.最佳的配种时期是母兔发情的中后期,故有"粉红早,紫黑迟,老红正当时"的谚语.
2把握初配月龄
母兔的初配月龄以5个月龄到6个半月龄较适宜,一般中型兔初配月龄为5个半月,小型兔为5个月,大型兔为6个半月. 相似文献
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长期以来，我市奶牛基地育成母牛的初配年龄采用１８～２０月龄、体重达４００千克开始进行初配，平均配准月龄一般为２１月龄或以上。从１９９０年后，采用１６～１８月龄、体重达３５０千克进行初配，平均配准月龄一般在２０月龄左右。为了加快奶牛的发展，提高饲养奶牛的综合效益，近年来，我市奶牛基地通过缩短哺乳期，加强犊牛、育成母牛阶段的精心饲养管理，对育成奶牛进行了提早配种的效果对比试验，观察１３～１４月龄体重达３２０千克时进行初配，对其受胎率、生长发育、犊牛初生重和产乳量的影响，从而为当地养牛专业户推广奶牛提… 相似文献
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《黑龙江畜牧兽医》2015,(23)
为了探讨广西杂交水牛初配月龄、产犊间隔、犊牛出生重与第一泌乳期泌乳天数、泌乳量的关系,研究主要以广西壮族自治区水牛研究所水牛种畜场繁殖生产原始记录作为依据,分析76头杂交水牛初配月龄及各胎次产犊间隔、犊牛出生重以及第一泌乳期泌乳天数及泌乳量的规律。结果表明:杂交母水牛的平均初配月龄为32.75月龄,平均产犊间隔为18.29个月,平均出生重为37.74 kg,第2~5胎的杂交水牛犊牛出生重显著高于第6~7胎(P0.05),杂交水牛不同初配月龄对其泌乳天数无显著影响(P=0.504),但初配月龄为31~36月龄的杂交水牛的产奶量显著高于初配月龄小于24月龄或25~30月龄的杂交水牛(P=0.015)。因此,适当推迟初配月龄有助于提高产奶量。 相似文献
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制约奶牛第一胎产奶量的因素很多,而奶牛初配月龄的不同也是影响第一胎产奶量的重要因素,对牧场的经济效益也会产生较大的影响。本文旨在通过对奶牛不同初配月龄和第一胎产奶量之间关系的调查分析,探讨奶牛最佳的初配月龄,以求获得较好的经济效 相似文献
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本试验采用海丰奶牛场有限公司2 480头澳系荷斯坦牛初配月龄及其第一胎泌乳性能数据,分析不同初配月龄对第一胎泌乳天数、全泌乳期实际产奶量、305天校正奶量、305天脂肪产量和305天蛋白产量的影响。结果表明,22月龄初配奶牛305天校正奶量最高(8 934±1 667kg),其次为14月龄,24月龄305天校正奶量最低。14月龄初配奶牛全泌乳期产奶量最高(9 369±1 375kg),并且14~16、19~22月龄初配奶牛全泌乳期产奶量显著高于其他月龄奶牛(P<0.05)。22月龄初配奶牛305天脂肪产量和蛋白产量均达到最高。综上,该场澳系进口荷斯坦牛初配月龄为14月龄时最佳。 相似文献
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[目的]为了研究不同产犊季节对荷斯坦奶牛第一胎泌乳性能的影响,以便为长江中下游地区荷斯坦奶牛合理安排配种时间提供科学依据。[方法]利用海丰奶牛场有限公司2009年引进2480头澳系进口荷斯坦牛产犊季节及其第一胎泌乳性能的数据,分析不同产犊季节对第一胎泌乳天数、全泌乳期实际产奶量、305d校正奶量、305d脂肪产量和305d蛋白产量的影响。[结果]表明:不同产犊季节对第一胎泌乳天数和全泌乳期产奶量影响极显著(P0.01),显著影响305天脂肪产量(0.01P0.05),春季产犊的奶牛泌乳天数最长(358±10d),而冬季产犊的奶牛泌乳天数最短(299±18d),春季与夏季产犊奶牛的全泌乳期产奶量显著高于秋季、冬季产犊奶牛(P0.05),夏季产犊奶牛305d脂肪产量最高。[结论]综合各产犊季节样本量及相应泌乳性能,认为该场澳系进口荷斯坦牛最适宜产犊季节为夏末秋初,此时泌乳性能最好。该结果对同类地区引进澳系进口荷斯坦牛繁殖与生产管理有借鉴作用。 相似文献
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泌乳早期乳中尿素氮含量对奶牛繁殖性能的影响 总被引：1，自引：0，他引：1
为探索奶牛泌乳早期乳中尿素氮含量对产后繁殖性能的影响,本研究选取海丰奶牛场的头胎荷斯坦牛1932头,于产犊后30d内采集乳样,测定乳中尿素氮含量,并收集试验牛只产后繁殖资料,用多因素方差分析法分析乳中尿素氮对产后繁殖性能的影响。结果表明,试验牛只产犊后1个月内乳中尿素氮含量为9．22±2．78mg／dL;乳中尿素氮含量对个体情期受胎率有显著影响（P〈0．05）,而对产后首次配种天数有极显著影响（P〈0．01）,乳中尿素氮含量大于15mg／dL的奶牛产后第一次配种天数显著高于低于此数值的奶牛,且个体情期受胎率显著低于此数值低的奶牛。同时乳中尿素氮含量与个体情期受胎率呈极显著负相关（P〈0．01）。据此认为,作为反映能氮平衡的关键指标,泌乳早期乳中尿素氮含量可作为预测奶牛产后繁殖性能的指标加以利用。 相似文献
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本文报道了12头加系荷斯坦克隆母牛的生长发育、配种繁殖和生产性能状况．比较了克隆牛和非克隆牛的部分生产指标。结果表明,在良好的饲养管理条件下,克隆牛的平均初生重、6月龄、18月龄和1产后体重分别达41．6、191．8、520．8和651．1kg;第1次配种月龄为16．7个月。受孕月龄为19．2个月,产犊月龄为28．6个月;第1泌乳期305d产奶量为7029．7kg,乳脂率3．73％,乳蛋白率3．27％．符合加系荷斯坦牛的生产性能指标。克隆牛生长发育和产奶量指标均略高于非克隆牛,但产间距比非克隆牛长。克隆牛疾病发生情况、类别、治疗效果和非克隆牛相似：有2头克隆牛死于心脏病．其原因有待作深入研究。 相似文献
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红细胞钾作为南方中国荷斯坦牛耐热性遗传标记的研究 总被引：1，自引：0，他引：1
为探讨建立奶牛耐热性评定指标,本研究以湖南省奶牛原种场及某企业牛场饲养的144头荷斯坦奶牛为研究对象,于2005年9月从牛尾采集血液样品,分析测定了红细胞中的钾含量及钾含量的遗传力。结果参试牛群红细胞钾含量在牛群中呈正态分布,平均为636．35±141．53 mg／L。红细胞钾含量主要受遗传控制,其遗传力为0．318,表明红细胞钾含量可以作为奶牛耐热性选择指标,通过对该指标的测定和分析有助于建立奶牛高产耐热品系。 相似文献
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A stochastic computer simulation model was used to predict heritability (h2) and repeatability (t) of derived reproductive traits in beef cattle as a function of underlying, normally-distributed genetic variation in interval from calving to first estrus (postpartum interval) and single-service conception rate. Traits simulated were mating rate, first-service conception rate, overall conception rate, date of first service, number of services during a 63-d breeding season, calving date and postpartum interval. Weight of calf weaned was also simulated on a per-cow-exposed, per-cow-mating, per-cow-calving, per-calf-weaned or adjusted 205-d basis. Derived estimates of h2 for mating rate and date of first service were not significantly different from 0, reflecting the high proportion of cows that were predicted to cycle within the first 21 d of breeding. Estimates of h2 were significant and approached the level of input h2 for overall and first-service conception rate and number of services, suggesting that these traits may be potential selection criteria. Values of h2 for calving date were significant but considerably smaller than input h2. Estimates of t were much larger than h2 for date of first service and calving date, even when no nonadditive genetic or permanent environmental effects were explicitly simulated. Estimates of h2 for weaning weight per cow exposed and especially for weaning weight per cow calving (in the presence of random calf death losses) were much lower than underlying h2 values. Culling of open cows generally reduced genetic variances of derived reproductive traits to negligible levels within three calf crops. 相似文献
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Data were evaluated from a purebred Holstein herd (n = 1274) kept near Khartoum, a hot and dry area, from 1990 to 1996. The mixed model procedure in SAS was used to analyse the reproductive traits. The mean gestation length, days dry, number of services per conception, days from calving to first oestrus, days from calving to conception, calving interval and breeding efficiency were 279 days, 104 days, 4.2, 85.8 days, 208.9 days, 486.2 days and 74.9%, respectively. Factors that had significant effects (p<0.01) on all the reproductive measures under study were the year and month of calving, and parity.The heritability estimates for all traits under investigation were zero. The repeatability estimates for the numbers of services per conception, days from calving to conception, days from calving to first oestrus and calving interval were 0.21±0.021, 0.12±0.024, 0.03±0.018 and 0.00, respectively. The phenotypic correlation for calving interval with numbers of service per conception was 0.05, that with days from calving to first oestrus was 0.06 and that with days from calving to conception was 0.07. Other correlations ranged from 0.00 to 0.28. The simple correlation coefficients between production and reproductive measures ranged from –0.06 to 0.45. 相似文献
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A study was conducted to assess the effect of non-genetic factors on the reproductive performance of Sanga and Friesian?×?Sanga crossbred dairy cattle kept at Amrahia Dairy Farm, Ghana. Records on 66 crossbred Friesian?×?Sanga and 105 purebred Sanga cattle from 2005 to 2012 were used. The effect of sex of calf (male or female), season of calving (major, minor and dry), year of calving (2005–2012) and parity (first to third) on birthweight, calving interval and age at first calving were determined. The data were analyzed using the general linear model procedures of GenStat (Discovery Edition). The effect of parity of dam, year of calving, season of calving and sex of calf were considered as fixed effects for evaluating the different reproductive traits. Data on calving and conception rates over the period were 74.3 and 76.1 %, respectively. The overall mean values for birthweight, age at first calving and calving interval obtained were 23.9?±?1.5 and 22.8?±?1.4 kg, 38.8?±?2.5 and 40.2?±?2.4 months and 390.8?±?12.5 and 413.6?±?12.1 days for the crossbred and Sanga, respectively. It was observed that all the major determinants of reproductive performance studied apart from birthweight were significantly influenced by year of birth, parity, season of calving and sex. 相似文献