933 resultados para Leite de bufala - Produção


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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)

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Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)

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Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP)

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Neste trabalho é feita uma análise da sustentabilidade da pecuária leiteira na agricultura familiar, decorrente do rápido processo de degradação das pastagens formadas em área de terra firme, numa região de fronteira da Amazônia brasileira. A pesquisa foi realizada no Município de Rio Maria, Sudeste Paraense, sendo este um dos Municípios do Pará reconhecido internacionalmente pelo alto índice de conflitos fundiários. Foram entrevistadas 55 unidades de produção familiar, nos Projetos de Assentamentos Itaipavas 126, Barra Mansa, Mata Azul, Fazenda São Roque e Vale da Serra que sobrevivem, especificamente, da pecuária leiteira, que foram entrevistados nos meses de julho a agosto de 2002. A escolha das propriedades foi intencional, e constitui-se na identificação da renda da pecuária (venda do leite e reses), bem como, uma análise das técnicas utilizadas pelos pequenos produtores, no manejo das pastagens, do rebanho para garantir a sustentabilidade da unidade produtiva. Essa análise permitiu identificar através dos indicadores socioeconômicos que, embora a pecuária seja considerada uma atividade de baixo risco, economicamente viável para a Amazônia, entre os pequenos produtores, torna-se uma atividade insustentável, posto que, o processo de degradação das pastagens inicia-se a partir de três a cinco anos, sem, no entanto, permitir que as unidades de produção poupem recursos para renovação ou recuperação. A renda sustentável da atividade de pecuária leiteira sendo muito baixa em relação à renda obtida logo na fase inicial da atividade desestimula a adoção de práticas mais sustentáveis. A tendência declinante da produtividade das pastagens, com leves acréscimos decorrentes das queimadas e de controle da juquira tem sido compensadas com a incorporação de novas áreas de pastagens. O esgotamento de estoques de reservas florestais tende levar ao colapso da atividade, a despeito da existência de mercado para carne e leite, as práticas de recuperação não são adotadas. Considerando uma taxa de depreciação de pastagens de 10% ao ano e uma taxa de juros de 15% ao ano, do lucro líquido obtido os proprietários deveriam investir pelo menos 40% para garantir a sustentabilidade das pastagens ao final de dez anos. Verifica-se que a pecuária leiteira da agricultura familiar está sendo feita com a contínua drenagem dos recursos naturais, sem a devida compensação no preço de venda desses produtos (leite e carne). Espera-se que estes resultados possam contribuir para definir políticas públicas, com medidas concretas para os pequenos produtores de leite, no sentido de garantir renovação/recuperação das pastagens degradadas, visto que, são estes produtores os responsáveis por grande parte do desequilíbrio ecológico do ecossistema no Sudeste Paraense. Entre os pequenos criadores de gado não há necessidade de financiamento para contínua aquisição do gado, pois todos os proprietários já possuem rebanho acima da capacidade das pastagens. Nesse caso, seria necessária capacitação do produtor capacitação do produtor, para manejo adequado do pasto e do rebanho e financiamentos voltados para recuperação das pastagens degradadas. Não existe entre os produtores um espírito de conservação, mas sim uma ansiedade em aumentar o rebanho e as pastagens.

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Registros de 2.981 lactações de vacas da raça Pardo-Suiça, distribuídas em 62 rebanhos, com parições nos anos de 1980 a 2002, foram utilizados para verificar a influência de fatores genéticos e não genéticos, sobre a produção de leite e idade ao primeiro parto. O modelo empregado incluiu os efeitos fixos de rebanho, ano e estação de parto, além dos efeitos aleatórios de animal e ambiente temporário. Para a produção de leite, além dos efeitos fixos descritos anteriormente, incluíram-se também os efeitos linear da duração da lactação e linear e quadrático da idade da vaca ao parto, como co-variáveis. Na estimação dos componentes de (co) variâncias foi utilizada a inferência Bayesiana por meio de amostrador de Gibbs, com tamanho de cadeia de 1.500.000 rounds e período de queima 500.000 rounds. A frequência de amostragem foi de 500 rounds. As médias estimadas para produção de leite e idade ao primeiro parto foram iguais a 5347,47 1849,13 kg e 29,65 4,51 meses, respectivamente. Os efeitos de rebanho, ano de parto e duração da lactação, influenciaram significativamente a produção de leite (P< 0,01). A idade ao primeiro parto foi influenciada pelos efeitos de rebanho, ano de parto (P<0,01), além do efeito de estação de parto (P<0,05). As estimativas de herdabilidade obtidas para a produção de leite e idade ao primeiro parto foram iguais a 0,23 e 0,18, respectivamente. A correlação genética entre as duas foi igual a -0,31. A tendência genética e fenotípica, em função do reprodutor, para produção de leite foi de 1,09 kg e 115,34 kg de leite, respectivamente, para cada ano de produção. Para idade ao primeiro parto, os valores genéticos dos reprodutores tornaram-se negativos a partir de 1988, com redução aproximada de 0,05 meses a cada ano e fenotipicamente verificou-se uma redução de 32 para 28 meses de idade ao primeiro. Filhas de touros com alto valor genético para produção de leite tendem a apresentar crescimento mais acelerado ou maturidade fisiológica a uma idade mais precoce, diminuindo a idade ao primeiro parto.

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Dados referentes a 1.719 controles de produção de leite de 357 fêmeas predominantemente da raça Murrah, filhas de 110 reprodutores, com partos distribuídos entre os anos de 1974 e 2004, obtidos do Programa de Melhoramento Genético de Bubalinos (PROMEBUL) com adição de registros do rebanho pertencente à EMBRAPA Amazônia Oriental - EAO, localizada em Belém, Pará. Os registros foram usados para comparar modelos de regressão aleatória na estimação de componentes de variância e predição de valores genéticos dos reprodutores utilizando a. função polinomial de Legendre, variando de segunda à quarta ordem. O modelo de regressão aleatória incluiu os efeitos de rebanho-ano, mês de parto, coeficientes de regressão para idade da fêmea (para descrever a parte fixa da curva de lactação) e coeficientes de regressão relacionados ao efeito genético direto e de ambiente permanente. A comparação entre modelos foram realizadas por meio do Critério de Informação de Akaike. O modelo de regressão aleatória que utilizou a terceira ordem de polinômio de Legendre, com quatro classes de resíduo para o ambiente temporário, foi o que melhor descreveu a variação genética aditiva da produção de leite. A herdabilidade estimada variou entre 0,08 a 0,40. A correlação genética entre produções mais próximas foram próximas da unidade, mas em idades mais distantes a correlação foi baixa. A correlação de Spearman e de Pearson entre os valores genéticos preditos em todas as situações foram próximas da unidade.

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Verifica a presença de heterogeneidade de variâncias sobre a produção de leite na primeira lactação de fêmeas da raça Pardo-Suíço e, seu impacto sobre a avaliação genética dos reprodutores, utilizando a inferência Bayesiana por meio de amostrador de Gibbs, foram utilizados 2981 registros referentes às produções de leite e idade da vaca ao parto, em primeiras lactações de vacas da raça Pardo-Suíço, distribuídos em 62 rebanhos. Os registros foram provenientes do serviço de controle leiteiro da Associação Brasileira de Criadores de Gado Pardo Suíço, com os partos ocorridos entre os anos de 1980 a 2002. Foram estabelecidas duas classes de desvio-padrão fenotípico para produção de leite. Posteriormente, os dados foram analisados desconsiderando e considerando as classes de desvio-padrão. As médias observadas e desvio-padrão para produção de leite nas classes de alto e baixo desviopadrão e em análise geral foram iguais a 5802,02 ± 1929,96, 4844,37 ± 1592,99, 5373,47 ± 1849,13, respectivamente. As médias posteriores para os componentes de variâncias foram maiores na classe de alto desvio-padrão. A herdabilidade obtida na classe de alto desviopadrão foi próxima do valor observado na análise geral e inferior ao valor encontrado na classe de baixo desvio-padrão fenotípico. A correlação genética para a produção de leite entre as classes de desvio-padrão foi igual a 0,48. As correlações de Pearson e Spearman entre os valores genéticos para a produção de leite obtidos na análise geral, com os valores obtidos em cada classe de desvio-padrão foram todas maiores que 0,80, quando se considerou todos os reprodutores. Porém, refinando a amostra de reprodutores verifica-se que, as correlações diminuem em magnitude. Existindo uma maior variabilidade nos rebanhos presentes na classe de alto desvio-padrão e, o impacto dessa heterogeneidade de variância sobre a avaliação genética de reprodutores, é pequeno, pois a fonte principal dessa heterogeneidade é decorrente de fatores genéticos confirmando a presença de heterogeneidade de variâncias.

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Com o objetivo de verificar a existência da interação genótipo x ambiente, sob a forma de heterogeneidade de variâncias para a produção de leite na espécie bubalina e o seu impacto na avaliação genética dos animais, utilizando a inferência Bayesiana por meio de Amostrador de Gibbs, foram utilizados 5.484 registros de produção de leite referentes à produções de 2.994 búfalas predominantemente Murrah, filhas de 150 reprodutores, acasalados com 1130 matrizes, cujos partos ocorreram entre os anos de 1974 e 2004. Os registros foram provenientes do Programa de Melhoramento Genético dos Bubalinos (PROMEBUL) com a adição de registros provenientes do rebanho da EMBRAPA Amazônia Oriental -EAO, localizada em Belém, Pará. Foram estabelecidas classes de rebanho-ano de parto e de acordo com o desvio padrão de cada classe, os registros de produção de leite foram classificados em classes de alto e baixo desvio-padrão fenotípico. Posteriormente, os dados foram analisados desconsiderando e considerando as classes de desvio-padrão. O modelo utilizado empregou os efeitos fixos referentes às classes de rebanho-ano, mês de parto e covariáveis idade da fêmea ao parto e duração da lactação, além do efeito aleatório de animal, ambiente permanente e ambiente temporário. Para os efeitos fixos, foi assumido distribuição à priori uniforme e para os componentes de (co)variâncias foram assumidas distribuições priori qui-quadrado inversa e Wishart invertida. As médias observadas e desvio-padrão para produção de leite nas classes de alto e baixo desvio-padrão e em análise geral, foram iguais a 1870,21±758,78, 1900,50±587,76 e 1885,48±677,98, respectivamente. As médias posteriores para os componentes de variâncias foram maiores na classe de alto desvio-padrão. A herdabilidade obtida na classe de alto desvio-padrão foi próxima do valor observado na análise geral e inferior ao valor encontrado na classe de baixo desvio-padrão fenotípico. A correlação genética para produção de leite entre as classes de desvio-padrão foi igual a 0,58. As correlações de Spearman entre os valores genéticos para a produção de leite obtidos em análise geral com os valores obtidos nas classes de alto e baixo desvio padrão foram iguais a 0,94 e 0,93, respectivamente, para todos os reprodutores. Para uma amostra dos 10 melhores reprodutores, as mesmas correlações foram iguais a 0,94 e 0,47, respectivamente. Tais resultados revelam presença de heterogeneidade de variâncias entre rebanhos e esta heterogeneidade de variâncias é resultante de fatores ambientais, que podem levar a uma classificação errônea dos melhores reprodutores geneticamente para a produção leite.

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O leite de búfala foi fermentado por Lactobacillus casei, com diferentes concentrações de açúcar e tempos de fermentação, e estocado durante 30 dias a 5 e 10°C. Avaliaram-se a acidez, o pH e a viabilidade de L. casei nos diferentes tratamentos. O leite fermentado por 18 horas não apresentou os parâmetros requeridos para o produto, enquanto os fermentados por 22 e 24 horas apresentaram acidez e pH adequados. O tempo e a temperatura de estocagem influenciaram esses parâmetros. A viabilidade de L. casei inicial foi maior que 9 log UFC mL-1 e a final, maior que 8 log UFC mL-1, com influência da acidez.