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Objective In tropical, subtropical and arid zones, heat stress is the main cause of productivity reduction in cattle. When climate stressors occur, animals become thermal adapted through differential expression of some genes, including heat shock proteins (HSP) family. The aim of this study was to determine levels of expression of HSP60, HSP70, and HSP90 genes in Simmental cattle raised in tropical environments of Mexico. Methods In this study, expression of HSP60, HSP70, and HSP90 genes was analyzed in 116 Simmental cattle from three farms with tropical climate located in western Mexico. Animals were sampled twice a day, in the morning and noon. Gene expression was evaluated by quantitative polymerase chain reaction using probes marked with fluorescence. The MIXED procedure of SAS with repeated measures was used for all statistical analysis. Results HSP60 gene expression differences were found for sex (p = 0.0349). HSP70 gene differences were detected for sampling hour (p = 0.0042), farm (p

Objective The objective of this study was to perform genome (genome wide association studies [GWAS]) and chromosome (CWAS) wide association analyses to identify single nucleotide polymorphisms (SNPs) associated with growth traits in registered Simmental and Simbrah cattle. Methods The phenotypes were deregressed BLUP EBVs for birth weight, weaning weight direct, weaning weight maternal, and yearling weight. The genotyping was performed with the GGP Bovine 150k chip. After the quality control analysis, 105,129 autosomal SNP from 967 animals (473 Simmental and 494 Simbrah) were used to carry out genotype association tests. The two association analyses were performed per breed and using combined information of the two breeds. The SNP associated with growth traits were mapped to their corresponding genes at 100 kb on either side. Results A difference in magnitude of posterior probabilities was found across breeds between genome and chromosome wide association analyses. A total of 110, 143, and 302 SNP were associated with GWAS and CWAS for growth traits in the Simmental-, Simbrah- and joint-data analyses, respectively. It stands out from the enrichment analysis of the pathways for RNA polymerase (POLR2G, POLR3E) and GABAergic synapse (GABRR1, GABRR3) for Simmental cattle and p53 signaling pathway (BID, SERPINB5) for Simbrah cattle. Conclusion Only 6,265% of the markers associated with growth traits were found using CWAS and GWAS. The associated markers using the CWAS analysis, which were not associated using the GWAS, represents information that due to the model and priors was not associated with the traits.

El cruzamiento permite aprovechar las diferencias genéticas aditivas entre razas, también permiten hacer uso de la heterosis y de la complementariedad. Por lo tanto, se necesita generar información de la eficacia de las cruzas en comparación con las razas puras, bajo las condiciones de interés. El objetivo fue cuantificar el impacto de los efectos genéticos aditivos y no aditivo para días a primer estro (DPE), días a primer servicio (DPS), días abiertos (DA), servicios por concepción (SPC), intervalo entre partos (IP) y duración de la gestación (DG). Se utilizó la información productiva y genealógica de hembras provenientes de un dialelo entre Holstein (HO) y Suizo Pardo (SP), un total de 148 vacas de las razas HO (n=43), SP (n=64) y sus cruzas reciprocas HO-SP (n=20) y SP-HO (n=21). Se utilizaron contrastes para estimar la heterosis individual y las diferencias entre los efectos genéticos directos y entre los efectos genéticos maternos con base en los modelos de Dickerson. Los resultados mostraron que la heterosis y las diferencias entre los efectos maternos no fueron significativos (P>0.05) para ninguna de las características estudiadas. Las diferencias entre efectos genéticos directos solo fueron importantes (P

Objective The aim was to characterize the genetic diversity evolution of the registered Mexican Charolais cattle population by pedigree analysis. Methods Data consisted of 331,390 pedigree records of animals born from 1934 to 2018. Average complete generation equivalent, generation interval, effective population size (Ne), and effective numbers of founders (fe), ancestors (fa), and founder genomes (Ng) were calculated for seven five-year periods. The inbreeding coefficient was calculated per year of birth, from 1984 to 2018, whereas the gene contribution of the most influential ancestors was calculated for the latter period. Results Average complete generation equivalent consistently increased across periods, from 4.76, for the first period (1984 through 1988), to 7.86, for the last period (2014 through 2018). The inbreeding coefficient showed a relative steadiness across the last seventeen years, oscillating from 0.0110 to 0.0145. During the last period, the average generation interval for the father-offspring pathways was nearly 1 yr. longer than that of the mother-offspring pathways. The effective population size increased steadily since 1984 (105.0) and until 2013 (237.1), but showed a minor decline from 2013 to 2018 (233.2). The population displayed an increase in the fa since 1984 and until 2008; however, showed a small decrease during the last decade. The effective number of founder genomes increased from 1984 to 2003, but revealed loss of genetic variability during the last fifteen years (from 136.4 to 127.7). The fa:fe ratio suggests that the genetic diversity loss was partially caused by formation of genetic bottlenecks in the pedigree; in addition, the Ng:fa ratio indicates loss of founder alleles due to genetic drift. The most influential ancestor explained 1.8% of the total genetic variability in the progeny born from 2014 to 2018. Conclusion Inbreeding, Ne, fa, and Ng are rather beyond critical levels; therefore, the current genetic status of the population is not at risk.

El objetivo fue presentar resultados generados en el Instituto Nacional de Investigaciones Forestales, Agrícolas y Pecuarias, sobre la caracterización productiva, genética y molecular del Criollo Coreño (C) de la Sierra Madre Occidental, así como los retos y perspectivas de investigación a corto, mediano y largo plazo. Se evaluaron 35 características de crecimiento, calidad de la canal, fertilidad y producción de leche, en bovinos C, Guzerat (G), CG y GC generados en cruzamiento dialélico, lo que reveló la influencia de la heterosis individual en la reproducción y producción de leche, así como de la heterosis materna en los kilogramos de becerro destetado por vaca en empadre. Los efectos genéticos directos y maternos no influyeron de manera relevante sobre las características analizadas. Se observó que toretes C alimentados con dietas energéticamente altas producen carne con perfiles favorables de ácidos grasos y canales de buena calidad, y que es factible utilizar dosis reducidas de FSH para la superovulación en vaquillas C sin afectar la producción de embriones. Los resultados señalan a las vacas GC como la mejor opción para producir becerros para engorda, entre los grupos genéticos evaluados. Los resultados muestran también que la población C mantiene niveles importantes de diversidad genética. Se recomienda, para las poblaciones mexicanas de bovino Criollo, realizar estudios de diversidad genética utilizando información genética molecular e integrar hatos para el registro sistemático de fenotipos relacionados con su productividad y adaptabilidad, y así poder identificar genes exclusivos de interés en esta población.

Background: Knowledge of genetic correlations and the economics of traits are essential to decide which traits should be used as selection criteria. Objective: To estimate heritabilities and genetic, environmental, and phenotypic correlations, and direct (DRS) and correlated (CRS) responses to selection by scrotal circumference (SC), frame score (FS), and yearling weight (YW) of Mexican Charolais (CH), and Charbray (CB) Young bulls. Methods: Actual SC, height and YW records (10,078 for CH, and 500 for CB) were adjusted to 365 d. The 0.0505 adjustment factor recommended by the Beef Improvement Federation was used to obtain the 365-d adjusted SC for both breeds. Height and age records were used to obtain FS. Data were analyzed using a three-trait animal model. The animal model for each trait included bull breed, contemporary group (groups of young bulls born in the same herd, year, and season of the year), and age of dam as a linear covariate as fixed effects, and direct additive genetic and residual as random effects. Results: Heritability estimates for SC, FS and YW were 0.21 ± 0.04, 0.25 ± 0.04, and 0.29 ± 0.04, respectively. The genetic correlation between YW with SC was 0.37 ± 0.16, and between YW with FS was 0.42 ± 0.16. The estimate of genetic correlation between SC and FS was low and positive (0.15 ± 0.14). The DRS was 0.38 cm, 0.18 units, and 8.30 kg for SC, FS and YW. The CRS was 0.16 cm, and 0.08 units for SC and FS from indirect selection on YW. Conclusions: Direct selection for YW is expected to be effective. Indirect selection for SC and FS based on YW would not be expected to be as effective as direct selection for improving SC and FS.

El objetivo fue estimar los componentes de (co)varianza, heredabilidades y correlaciones genéticas y fenotípicas para peso al año (YW), circunferencia escrotal (SC) y talla (FS) en toros jóvenes Simmental y Simbrah de México. Todas las características se ajustaron a 305 días acorde a los lineamientos descritos por la Federación para el Mejoramiento Genético de los Bovinos de Carne (BIF). El archivo final de datos incluyó 1,949 registros Simmental y 1,259 Simbrah. Para estimar los compones de (co)varianza y parámetros genéticos se usó un modelo animal de tres características. Para cada característica, el modelo incluyó los efectos fijos de hato-año-estación; como covariables se incluyeron la edad de la madre, proporción de genes de raza Simmental, heterocigosis y los efectos por pérdida de recombinación; los efectos de animal y residual se incluyeron como aleatorios. Las varianzas genéticas aditivas fueron 376.3±13 0.9 kg2, 2.89±0.69 cm2 y 0.37±0.08 unidades2; y las heredabilidades fueron 0.33±0.11, 0.35±0.08 y 0.42±0.08, para YW, SC y FS, respectivamente. Las correlaciones genéticas fueron 0.36±0.19, 0.47±0.17 y 0.59±0.12 para YW-SC, YW-FS, y SC-FS, respectivamente. Las estimaciones de heredabilidad muestran que puede existir una respuesta favorable en la selección para las características estudiadas. Las correlaciones genéticas indican que no existen antagonismos genéticos, sugiriendo que habría una respuesta correlacionada positiva en la selección de cualquiera de ellas.

American Creole cattle presumably descend from animals imported from the Iberian Peninsula during the period of colonization and settlement, through different migration routes, and may have also suffered the influence of cattle directly imported from Africa. The introduction of European cattle, which began in the 18th century, and later of Zebu from India, has threatened the survival of Creole populations, some of which have nearly disappeared or were admixed with exotic breeds. Assessment of the genetic status of Creole cattle is essential for the establishment of conservation programs of these historical resources.We sampled 27 Creole populations, 39 Iberian, 9 European and 6 Zebu breeds. We used microsatellite markers to assess the origins of Creole cattle, and to investigate the influence of different breeds on their genetic make-up. The major ancestral contributions are from breeds of southern Spain and Portugal, in agreement with the historical ports of departure of ships sailing towards the Western Hemisphere. This Iberian contribution to Creoles may also include some African influence, given the influential role that African cattle have had in the development of Iberian breeds, but the possibility of a direct influence on Creoles of African cattle imported to America can not be discarded. In addition to the Iberian influence, the admixture with other European breeds was minor. The Creoles from tropical areas, especially those from the Caribbean, show clear signs of admixture with Zebu.Nearly five centuries since cattle were first brought to the Americas, Creoles still show a strong and predominant signature of their Iberian ancestors. Creole breeds differ widely from each other, both in genetic structure and influences from other breeds. Efforts are needed to avoid their extinction or further genetic erosion, which would compromise centuries of selective adaptation to a wide range of environmental conditions.

El objetivo fue evaluar algunas características morfológicas de gallinas de traspatio (n= 255) provenientes de 65 unidades rurales de producción, localizadas en 52 municipios de 18 estados de la República Mexicana. El modelo estadístico incluyó los efectos de sexo, estado y municipio anidado en estado. El efecto de sexo fue importante para todas las variables analizadas (P

Se estimaron parámetros genéticos para características de crecimiento en corderos Katahdin, usando seis variantes del modelo animal. Se usó información de pesos al nacimiento (BW; n= 13,099), al destete ajustado a 75 d (WW; n= 11,509) y posdestete ajustado a 120 d (AW; n= 6,886) tomada durante 7 años (2004-2010) en 20 estados de la República Mexicana. Los análisis se hicieron ignorando o incluyendo efectos maternos. El modelo más sencillo incluyó el efecto genético aditivo directo como el único efecto aleatorio. El modelo más completo incluyó los efectos genéticos directo y materno, la covarianza entre ellos, y el efecto del ambiente permanente materno. Para seleccionar el mejor modelo se usó la prueba de razón de verosimilitud. Cuando los efectos maternos no fueron incluidos en el modelo, los estimadores de la heredabilidad directa y de la varianza genética directa resultaron sobreestimados. Las heredabilidades directas con el mejor modelo fueron 0.18 ± 0.03, 0.30 ± 0.04 y 0.20 ± 0.05 para BW, WW y AW, respectivamente. Las heredabilidades maternas también variaron dependiendo del modelo, de 0.05 a 0.23, 0.00 a 0.12, y 0.09 a 0.25 para BW, WW y AW. El ignorar los efectos maternos en el modelo resultaría en una evaluación genética equivocada para las características de crecimiento en borregos Katahdin.

The Mexican turkey population is considered to be the descendant of the original domesticated wild turkey and it is distinct from hybrid strains obtained by the intense artificial selection activity that has occurred during the last 40 years. In this study 30 Mexican turkeys were genomically compared to 38 commercial hybrids using 327,342 SNP markers in order to elucidate the differences in genome variability resulting from different types of selection, i.e., only adaptive for Mexican turkey, and strongly directional for hybrids. Runs of homozygosity (ROH) were detected and the two inbreeding coefficients (F and FROH) based on genomic information were calculated. Principal component and admixture analyses revealed two different clusters for Mexican turkeys (MEX_cl_1 and MEX_cl_2) showing genetic differentiation from hybrids (HYB) (FST equal 0.168 and 0.167, respectively). A total of 3602 ROH were found in the genome of the all turkeys populations. ROH resulted mainly short in length and the ROH_island identified in HYB (n = 9), MEX_cl_1 (n = 1), and MEX_cl_2 (n = 2) include annotated genes related to production traits: abdominal fat (percentage and weight) and egg characteristics (egg shell color and yolk weight). F and FROH resulted correlated to each other only for Mexican populations. Mexican turkey genomic variability allows us to separate the birds into two subgroups according to the geographical origin of samples, while the genomic homogeneity of hybrid birds reflected the strong directional selection occurring in this population.

Para evaluar la respuesta ovárica a la superovulación con dosis reducidas de la hormona folículo estimulante (FSH) en bovinos Criollo Coreño, se realizaron dos experimentos en el Sitio Experimental El Verdineño del INIFAP ubicado en Nayarit, México. Se utilizaron 12 vacas de 12.4 ± 2.9 años (Exp 1) y seis vaquillas de 3.0 ± 0.3 años (Exp 2). Se aplicaron tres tratamientos a cada hembra: 280 mg (T1), 200 mg (T2) y 140 mg (T3) de FSH. Las variables evaluadas fueron número de embriones transferibles (ET), número de corpúsculos recuperados (CR)=(embriones + óvulos no fertilizados), número de embriones no transferibles (ENT), número de cuerpos lúteos (CL), número de óvulos no fertilizados (ONF), volumen ovárico (VO), concentración sérica de progesterona (P4), porcentaje de fertilización (%F)=((ET+ENT)*100)/CR) y porcentaje de recuperación (%R)=CL*100/CR. Se utilizó un diseño experimental crossover simple balanceado. La información se analizó con el procedimiento GLM de SAS. El modelo estadístico incluyó los efectos de tratamiento (T1, T2 y T3), vaquilla/vaca (6 y 12) y período (3 períodos). En el Exp 1 se detectaron diferencias (P0.05) entre tratamientos para ET, ENT, CL, VO, P4, %F o %R. En el Exp 2 no se detectaron diferencias (P>0.05) entre tratamientos para ninguna de las variables. Es factible utilizar dosis reducidas de FSH para la superovulación en vaquillas Criollo Coreño sin afectar la respuesta a la superovulación o la producción de embriones.

El objetivo del presente estudio fue desarrollar un prototipo de evaluación genética multirracial para fertilidad de vaquillas (FERT) en las poblaciones Simmental-Simbrah y Charolais-Charbray. Se utilizó información de 49,943 hembras Simmental-Simbrah, nacidas entre 1984 y 2011 (EvSim) y de 49,871 hembras Charolais-Charbray, nacidas entre 1990 y 2011 (EvChar). Para el análisis, a FERT se le asignó un uno cuando la vaquilla parió antes de los 1,281 días de edad y un cero en caso contrario. Los estimadores de los componentes de varianza y los valores genéticos se obtuvieron ajustando un modelo lineal mixto para una sola característica. Los estimadores de heredabilidad fueron similares, 0.07 ± 0.008 y 0.06 ± 0.008, para EvSim y EvChar, respectivamente. La mediana del número de hembras por grupo contemporáneo fue 10, en un rango intercuartil de 5 a 20, en ambos casos, EvSim y EvChar. La mediana del número de hembras por familia de medias hermanas paternas fue 5 en ambos casos, EvSim y EvChar. Las diferencias esperadas en la progenie (DEP) de FERT variaron de: -5.79 a 8.72, -9.56 a 8.84, -7.94 a 8.22, y -7.29 a 6.14, para Simmental, Simbrah, Charolais y Charbray, respectivamente. Las heredabilidades estimadas indican que puede haber respuesta genética a la selección de FERT en las poblaciones evaluadas. Las tendencias genéticas estimadas muestran un cambio genético favorable en fertilidad de las cuatro razas durante el período 2007-2011. Los rangos de las DEP permiten identificar sementales sobresalientes para FERT.

Para caracterizar a las poblaciones del cerdo Pelón Mexicano (PPM), cerdo Cuino (PCU) y cerdos cruzados (PCI) se analizó información de 241 entrevistas realizadas durante 2013. Las variables analizadas fueron: peso corporal (Peco), longitud de cabeza (Loca), longitud del cuerpo (Locu), circunferencia del pecho (Circu), altura a la cruz (Acruz), ancho de pelvis (Anpe), número de pezones (Nupe), pelo denso o escaso (Cape), presencia o ausencia de colmillos (Colm), hocico corto o largo (Hoc), orejas erguidas o no erguidas (Posio), temperamento tranquilo o inquieto (Tem), índice de proporcionalidad (IP), índice corporal (IC) e índice de peso relativo (IPR). Los datos se analizaron con GLM y GENMOD del SAS. Los modelos estadísticos incluyeron Estado y Población. Población influyó (P

El objetivo fue evaluar algunas características morfológicas de pavos de traspatio (n=248) provenientes de 126 unidades rurales de producción localizadas en 75 municipios de 24 estados de la República Mexicana. El modelo estadístico incluyó sexo, estado y municipio anidado en estado. Las tres variables explicativas afectaron a todas las variables de respuesta (P0.05). Los machos tuvieron mayor (P0.05). El peso corporal aumentó 143 g (P

Se estimaron parámetros genéticos para características de crecimiento en corderos Katahdin, usando seis variantes del modelo animal. Se usó información de pesos al nacimiento (BW; n= 13,099), al destete ajustado a 75 d (WW; n= 11,509) y posdestete ajustado a 120 d (AW; n= 6,886) tomada durante 7 años (2004-2010) en 20 estados de la República Mexicana. Los análisis se hicieron ignorando o incluyendo efectos maternos. El modelo más sencillo incluyó el efecto genético aditivo directo como el único efecto aleatorio. El modelo más completo incluyó los efectos genéticos directo y materno, la covarianza entre ellos, y el efecto del ambiente permanente materno. Para seleccionar el mejor modelo se usó la prueba de razón de verosimilitud. Cuando los efectos maternos no fueron incluidos en el modelo, los estimadores de la heredabilidad directa y de la varianza genética directa resultaron sobreestimados. Las heredabilidades directas con el mejor modelo fueron 0.18 ± 0.03, 0.30 ± 0.04 y 0.20 ± 0.05 para BW, WW y AW, respectivamente. Las heredabilidades maternas también variaron dependiendo del modelo, de 0.05 a 0.23, 0.00 a 0.12, y 0.09 a 0.25 para BW, WW y AW. El ignorar los efectos maternos en el modelo resultaría en una evaluación genética equivocada para las características de crecimiento en borregos Katahdin.

Se analizaron 208 registros obtenidos entre 2001 y 2003 de vacas Guzerat (G), Criollo (C), Guzerat x Criollo (GC) y Criollo x Guzerat (CG) para estimar efectos genéticos directos (gi), maternos (gm) y de heterosis (hi) sobre día de máxima producción (DMP), producción máxima en lactancia (PML), producción total de leche (PTL), producción diaria de leche (PDL), persistencia de la lactancia (PER) y para estimar relaciones entre PTL y peso al destete ajustado a 210 días de edad (PA210). La curva de lactancia se estimó mediante la ecuación Y(n)=n/aekn. Las variables se analizaron con el método de cuadrados mínimos y modelos mixtos. Los modelos incluyeron grupo genético, número, año y época de parto, sexo, la covariable peso al nacer e interacciones simples. Se estimaron correlaciones y regresiones entre PA210 y PTL. Las vacas GC fueron superiores a vacas C y G para PML, PTL y PDL (P

ABSTRACT The purpose of this study was to examine the genetic variability of the Mexican Simmental. Inbreeding was calculated by year for animals born from 1985 to 2014. Proportion of ancestors known, average equivalent complete generations, generation interval, and effective size, as well as the effective numbers of founders, ancestors, and founder genomes were calculated for animals born in six periods (1985-1989, 1990-1994, 1995-1999, 2000-2004, 2005-2009, and 2010-2014). The year 1985 was selected as the initial year to form the subpopulations since the registration of the first Simmental cattle born in Mexico began in this year. Gene contributions of ancestors with the highest genetic influence were also calculated, using data of animals born in the latter period. Coefficients of inbreeding were low, ranging from 0.0068 to 0.0165. The average number of equivalent complete generations increased from 3.71, for the 1985-1989 subpopulation, to 5.83, for the 2010-2014 subpopulation. The population showed an effective population size of 186.6 animals in the last period. The numbers of founders, ancestors, and founder genomes increased from 1985 to 2004, but decreased from 2005 to 2014. The ratio of effective number of ancestors to effective number of founders and the ratio of effective number of founder genomes to effective number of ancestors were 0.31 and 0.66 and 0.27 and 0.63 for animals born in the 2005-2009 and 2010-2014 periods, respectively, revealing loss of diversity due to bottlenecks and genetic drift in the last decade. One ancestor explained 3.4% of the total genetic variability of the progeny born from 2010 to 2014, whereas the first fifteen ancestors explained 20% of such variability. The pedigree analysis showed Mexican Simmental cattle are not currently endangered.

Se analizaron 208 registros obtenidos entre 2001 y 2003 de vacas Guzerat (G), Criollo (C), Guzerat x Criollo (GC) y Criollo x Guzerat (CG) para estimar efectos genéticos directos (gi), maternos (gm) y de heterosis (hi) sobre día de máxima producción (DMP), producción máxima en lactancia (PML), producción total de leche (PTL), producción diaria de leche (PDL), persistencia de la lactancia (PER) y para estimar relaciones entre PTL y peso al destete ajustado a 210 días de edad (PA210). La curva de lactancia se estimó mediante la ecuación Y(n)=n/aekn. Las variables se analizaron con el método de cuadrados mínimos y modelos mixtos. Los modelos incluyeron grupo genético, número, año y época de parto, sexo, la covariable peso al nacer e interacciones simples. Se estimaron correlaciones y regresiones entre PA210 y PTL. Las vacas GC fueron superiores a vacas C y G para PML, PTL y PDL (P

Para estimar parámetros genéticos para peso al nacimiento (n=105,599), peso al destete ajustado a 205 días (n=89,111) y peso al año ajustado a 365 días (n=55,284), se analizaron los datos registrados de 1997 a 2009 por la Charolais-Charbray Herd Book de México, con seis diferentes modelos animal. El Modelo 1 incluyó el efecto genético aditivo directo. El Modelo 2 consideró el ambiente permanente de la madre, incluyéndolo como un efecto aleatorio adicional. El Modelo 3 incluyó el efecto genético aditivo directo y el efecto genético aditivo materno, asumiendo una covarianza igual a cero entre ellos. El Modelo 4 fue similar al Modelo 3, pero además incluyó el ambiente permanente de la madre. El Modelo 5 fue similar al Modelo 3, pero además incluyó la covarianza entre los efectos genéticos directo y materno. El Modelo 6 ajustó los tres efectos aleatorios más la covarianza entre efectos directos y maternos. Comparado con los demás modelos, el modelo más completo (Modelo 6) redujo sustancialmente -2[logaritmo de la verosimilitud] (P

Se utilizaron 619 registros productivos generados entre 2001 y 2003 por vacas Guzerat (G), Criollo (C), Guzerat x Criollo (GC) y Criollo x Guzerat (CG). Las variables estudiadas fueron porcentaje de grasa (%G), proteína (%P), lactosa (%L) y sólidos no grasos (%SNG) contenidos en la leche y kilogramos de grasa (GP), proteína (PP), lactosa (LP) y sólidos no grasos (SNGP) producidos por lactancia. También se evaluaron peso al nacer (PN) y peso al destete ajustado a 210 días de edad (PA210) y se estimaron efectos genéticos directos, maternos, de heterosis y la relación entre componentes de la leche y PA210. Para %G, %P, %L, %SNG, GP, PP, LP y SNGP los modelos incluyeron los efectos fijos de grupo genético de la vaca (GEN), número de parto (NP), año de parto (A), época de parto (E), días posparto (D) e interacciones de dos factores (F). Para PN y PA210 los modelos incluyeron GEN, NP, A, E y F. Se estimaron correlaciones residuales entre componentes de la leche y PA210. Heterosis fue importante (P

Registros de becerros Charolais, proporcionados por la Charolais Herd Book de México y generados en un periodo de ocho años (1997-2005), se analizaron para estimar parámetros genéticos y fenotípicos para peso al nacer (n=39,821), peso al destete ajustado a 205 días (n=39,556) y ganancia posdestete (n=21,831). Estimadores de componentes de (co)varianza se obtuvieron usando Máxima Verosimilitud Restringida con el algoritmo Esperanza-Maximización y modelos animal para una sola característica. Los efectos del ambiente materno permanente no fueron importantes para peso al nacimiento y ganancia posdestete, por lo que no se incluyeron en el modelo final. Los estimadores de heredabilidad directa fueron 0.22, 0.33 y 0.45 para peso al nacimiento, peso al destete ajustado a 205 días y ganancia posdestete, respectivamente. Los estimadores de heredabilidad para el efecto genético materno fueron 0.16, 0.17 y 0.14. Los estimadores de heredabilidad total y de correlación genética entre efectos directos y maternos fueron 0.12 y -0.65, 0.16 y -0.72, y 0.20 y -0.84 para peso al nacimiento, peso al destete ajustado a 205 días y ganancia posdestete, respectivamente. Para peso al destete ajustado a 205 días, el estimador de la varianza del ambiente materno permanente (28.93 kg2) explicó un 4 % del estimador de la varianza fenotípica (765.43 kg2). La respuesta esperada a la selección para una sola característica de crecimiento de ganado Charolais mexicano, podría ser menor debido a las altas y negativas correlaciones entre efectos genéticos directos y maternos.

Para estimar efectos raciales de abuelas y abuelos Criollo y Guzerat, así como heterosis materna (HM) Criollo-Guzerat sobre el comportamiento en engorda y características de la canal, se usaron crías de vacas Criollo (C, n=8), Guzerat (G, n=20), Criollo-Guzerat (CG, n=18) y Guzerat-Criollo (GC, n=6). Se evaluó peso al inicio de engorda (PIP), peso al año de edad (PAE), peso al final de engorda (PEFIP), ganancia diaria (GADIP), eficiencia alimenticia (EFALI), área del ojo de la costilla (AOC), grasa de cobertura (GRC), peso de canal caliente (PCC), porcentaje de rendimiento en canal (PRC), grasa en riñón y pelvis (RP), grado de rendimiento de canal (GR), porcentaje de rendimiento en cortes (RC) y porcentaje total de cortes al menudeo (PTC). La información se analizó con PROC GLM de SAS. Los modelos para PIP, PAE, PEFIP, GADIP y EFALI incluyeron los efectos fijos de sexo (S), año de engorda, raza del padre de la vaca (R1) y raza de la madre de la vaca (R2). Para AOC, GRC, PCC, PRC, RP, GR, RC y PTC los modelos incluyeron R1, R2 y S. Diferencias entre abuelos favorecieron (P

Para estimar las diferencias entre efectos genéticos directos y maternos, la heterosis individual y comparar las tasas de estro (TE), gestación (TG), parición (TP) y destete (TD), se utilizaron 464 registros reproductivos generados durante los aÅ„,,,,os 2000, 2001, 2002 y 2003. Los registros se obtuvieron de vacas Guzerat (G, n=202), Criollo (C, n=126), Criollo-Guzerat (CG, n=101) y Guzerat-Criollo (GC, n=35). La información se analizó con Proc Genmod de SAS, considerando la distribución binomial y medidas repetidas. Para TE y TG el modelo final incluyó los efectos fijos de genotipo de la vaca (GE), estado productivo (E, con crí­a y sin crí­a), níºmero de parto (NP), época y aÅ„,,,,o de empadre. Para TP y TD el modelo final incluyó los efectos fijos de GE, E, NP, época y aÅ„,,,,o de parto. Para TD las vacas C, CG y GC mostraron promedios superiores (P

Se utilizaron 619 registros productivos generados entre 2001 y 2003 por vacas Guzerat (G), Criollo (C), Guzerat x Criollo (GC) y Criollo x Guzerat (CG). Las variables estudiadas fueron porcentaje de grasa (%G), proteína (%P), lactosa (%L) y sólidos no grasos (%SNG) contenidos en la leche y kilogramos de grasa (GP), proteína (PP), lactosa (LP) y sólidos no grasos (SNGP) producidos por lactancia.

Se utilizaron datos de circunferencia escrotal (CE, n=7,580), edad a la pubertad en vaquillas (EP, n=5,292) y tasa de destete para hembras de primer parto (TD, n=7,003) para estimar heredabilidades y correlaciones genéticas, con datos obtenidos en Clay Center, Nebraska, E.U.A. entre 1978 y 1991. Cinco subconjuntos de datos fueron generados del archivo original. Tres subconjuntos agruparon razas similares y dos subconjuntos agruparon razas parentales y compuestas. Los grupos fueron: Charolais (C), Limousin (L) y MARC I (Grupo 1), Simmental (S), Gelbvieh (G), Braunvieh (B) y MARC II (Grupo 2), Hereford (H), Angus (A), Pinzgauer (P), Red Poll (R) y MARC III (Grupo 3), C, L, S, G, B, H, A, P, R (Grupo 4) y MARC I, MARC II y MARC III (Grupo 5). Para estimar los componentes de varianza se utilizó un modelo animal para múltiples características que incluyó como efectos aleatorios: efecto genético directo, genético materno, ambiental permanente materno y el error, utilizando la metodología de máxima verosimilitud restringida libre de derivadas. Las heredabilidades fluctuaron entre 0.35±0.06 y 0.50±0.07, entre 0.08±0.05 y 0.26±0.09, y entre 0.09±0.04 y 0.12±0.04 para CE, EP y TD. Las correlaciones genéticas entre CE y EP y entre CE y TD fueron -0.41±0.22 y 0.22±0.13 (Grupo 1), -0.09±0.05 y -0.03±0.03 (Grupo 2), 0.19±0.14 y 0.04±0.03 (Grupo 3), 0.03±0.07 y -0.02±0.01 (Grupo 4) y -0.28±0.14 y 0.20±0.11 (Grupo 5). Las correlaciones genéticas entre EP y TD fueron -0.08±0.07, 0.02±0.02, 0.42±0.24, 0.30±0.13 y -0.22±0.14 para los Grupos 1, 2, 3, 4 y 5. Las correlaciones estimadas indican asociaciones genéticas poco importantes entre las características estudiadas.

El objetivo fue estimar los componentes de (co)varianza, heredabilidades y correlaciones genéticas y fenotípicas para peso al año (YW), circunferencia escrotal (SC) y talla (FS) en toros jóvenes Simmental y Simbrah de México. Todas las características se ajustaron a 305 días acorde a los lineamientos descritos por la Federación para el Mejoramiento Genético de los Bovinos de Carne (BIF). El archivo final de datos incluyó 1,949 registros Simmental y 1,259 Simbrah. Para estimar los compones de (co)varianza y parámetros genéticos se usó un modelo animal de tres características. Para cada característica, el modelo incluyó los efectos fijos de hato-año-estación, como covariables se incluyeron la edad de la madre, proporción de genes de raza Simmental, heterocigosis y los efectos por pérdida de recombinación, los efectos de animal y residual se incluyeron como aleatorios. Las varianzas genéticas aditivas fueron 376.3±130.9 kg2, 2.89±0.69 cm2 y 0.37±0.08 unidades2, y las heredabilidades fueron 0.33±0.11, 0.35±0.08 y 0.42±0.08, para YW, SC y FS, respectivamente. Las correlaciones genéticas fueron 0.36±0.19, 0.47±0.17 y 0.59±0.12 para YW-SC, YW-FS, y SC-FS, respectivamente. Las estimaciones de heredabilidad muestran que puede existir una respuesta favorable en la selección para las características estudiadas. Las correlaciones genéticas indican que no existen antagonismos genéticos, sugiriendo que habría una respuesta correlacionada positiva en la selección de cualquiera de ellas.

Para estimar parámetros genéticos para peso al nacimiento (n=105,599), peso al destete ajustado a 205 días (n=89,111) y peso al año ajustado a 365 días (n=55,284), se analizaron los datos registrados de 1997 a 2009 por la Charolais-Charbray Herd Book de México, con seis diferentes modelos animal. El Modelo 1 incluyó el efecto genético aditivo directo. El Modelo 2 consideró el ambiente permanente de la madre, incluyéndolo como un efecto aleatorio adicional. El Modelo 3 incluyó el efecto genético aditivo directo y el efecto genético aditivo materno, asumiendo una covarianza igual a cero entre ellos. El Modelo 4 fue similar al Modelo 3, pero además incluyó el ambiente permanente de la madre. El Modelo 5 fue similar al Modelo 3, pero además incluyó la covarianza entre los efectos genéticos directo y materno. El Modelo 6 ajustó los tres efectos aleatorios más la covarianza entre efectos directos y maternos. Comparado con los demás modelos, el modelo más completo (Modelo 6) redujo sustancialmente -2[logaritmo de la verosimilitud] (P