INFLUENCE DU NUMÉRO DE LACTATION
ET DU NIVEAU D’ÉTABLE SUR LA PRODUCTION LAITIÈRE
DES VACHES MONTBÉLIARDES DU JURA
G. RICORDEAU, P. AURIOL
J. LEFEBVRE
Avec la collaboration
technique
de M. CARPENTIERStation centrale de
Génélique animale,
Centre national de Reclaerches
zoolechniques, Jouy-en-Josas (Seine-et-Oise)
SOMMAIRE
L’objet
de cette étude est de déterminer l’influence de différents facteurs - année, niveau desperformances
initiales, niveau d’étable - sur l’évolution de laproduction
laitière avecl’âge.
De i9¢7 à 1958, on a retenu dans 99 étables du
Jura,
169vaches Montbéliardespossédant
les5
premières
lactations et 4663lactations de « vachescontemporaines
». Pour chacune des étables,on a calculé moyennes de
production
et unprobit
moyen.i)
De 1947 à 1958, onenregistre
un accroissement continu de laproduction
laitière moyenne dû engrande partie
à l’amélioration des conditions de milieu : 3okg
par an pour lespremières
lacta-tions et 45
kg
pour les lactations 2à 5(graph. i).
2
)
L’accroissement
deproduction
dû réellement à l’influence del’âge
est le même pour l’échan- tillon des 169vachespossédant
5 lactations consécutives que pour leurscontemporaines
des mêmes étables, à condition d’éliminer les effets résultant de l’amélioration continue des conditions de milieu.Cet accroissement est en moyenne de 600
kg
de lait de lapremière
à la deuxième lactation, de 410kg
de la deuxième à la troisième, de 260
kg
de la troisième à laquatrième
et de 13okg
de laquatrième
à la
cinquième (tabl.
3). Les coefficients derépétabilité
calculés àpartir
des données des 169vachesavec 5 lactations sont de 0,52 pour la
quantité
de lait et de o,69pour le tauxbutyreux.
3
) Le « milieu étable permet
d’expliquer
25 à 30 p. 100 de la variance despremières
lacta-tions. Le coefficient de
régression
du niveau deproduction
desgénisses
sur la moyenne d’étable àlaquelle
ellesappartiennent
est de o,98.4
) La
production
laitière moyenne des lactations 4 et 5 a été estimée àpartir (tabl.
6) : dela
production
laitière enpremière
lactation(équation
i) ; du niveau d’étable(équation
2) ; de cesdeux variables
(équation 3 ). Cependant,
avec cette troisièmeéquation, l’écart-type
des erreursentre la
production
adulte estimée et laproduction
adulte réelle est encore de 579kg
de lait.En valeur absolue, l’accroissement de
production
laitière avecl’âge
estindépendant
du niveau d’étable, mais à l’intérieur d’étables de même niveau, cet accroissement est en corrélationnégative
avec le niveau de
production
enpremière
lactation.5
)
Dans la discussion, il estenvisagé
de regrouper les étables en unpetit
nombre de classespour estimer la « valeur
d’élevage
o des taurillons en testage àpartir
de la méthode dite « des con-temporaines
».INTRODUCTION ET BIBLIOGRAPHIE
Ouand
il n’est paspossible
d’utiliser exclusivement la moyenne despremières
lactations pour caractériser le niveau de
production
d’une étable(effectifs trop petits), l’interprétation complète
des résultats dutestage
nécessite souventl’emploi
de fac-teurs de correction
permettant
d’éliminer les effets del’âge
ou du numéro de lacta- tion. Encomparant
lesperformances corrigées
dechaque
vache à laproduction
moyenne du
troupeau corrigée
pourl’âge,
lesproductions
relatives ainsi obtenuespeuvent
être utilisées pour estimer la valeurd’élevage
des taureaux dont les filles sont disséminées dans différentescatégories d’élevages.
De nombreuses études ont été consacrées au
problème
de l’influence du facteurâge (âge
exact ou numéro delactation)
sur laproduction laitière,
mais elles tiennentrarement
compte
du niveau deproduction
de l’animal et du niveau d’étableauquel
il
appartient.
Les auteursayant
par ailleurs travaillé sur des racesdifférentes,
en utilisant des facteurs de correction additifs oumultiplicatifs,
il ne faut pas s’étonner si les résultats obtenus sontparfois
contradictoires.Niveau de
production
en 1’e lactationSi l’on se base
uniquement
sur le niveau deproduction
en Irelactation,
l’accrois-sement
(absolu
ourelatif)
deproduction
avecl’âge
estplus important
pour les faiblesproductrices
commel’indiquent
SAND!RS( I g 2 8),
WARDet CAMPBELL(I938), JoHANS-
SON et HA1!TSSON
( 1940 ),
LEFEBVRE( 194 6),
HICKMAN et HF.ND!RSON(1955),
POI,Y(1958),
AURIOI, et RICORDEAU( 195 8),
PIRCHNF;R( 1959 ),
bien que BAKELS et GALI<(ig6i),
n’observent pas de différences et que DIETRICH( 1957 )
et BRUMBY(I96I) ,
font
apparaître
des résultats différents.Du
point
de vue de lasélection,
il y a lieu desouligner
que si la relation existant entre le niveau deproduction
desgénisses
etl’augmentation
deproduction
avecl’âge
estlégèrement négative
en cequi
concerne les corrélationsphénotypiques,
elle
apparaît
comme nulle en cequi
concerne les corrélationsgénétiques (HICKMA!N
et
H!ND!RSON,
1955 ; ROBkRTSON et KHISHIN,I(!5H ;
PIRCHNER et hUSH,1959).
Pevfovmances
obtenues surplusieurs
lactationsLe niveau de
production
desgénisses peut
ne pas refléterparfaitement
leursperformances
ultérieures(A URIOI ,
etC!ROSCI,AUD!, 19 6 0 ). Beaucoup
degénisses
sont
handicapées
par unvêlage
intervenantprécocement (ou
en saisondéfavorable) ;
elles subissent une
augmentation
anormale de laproduction
laitière au cours deslactations suivantes. Il est alors
possible
de réduire cet inconvénient en tenantcompte
desperformances enregistrées
sur l’ensemble des lactations. En se basant sur la moyenne des 4premières lactations, SA ND E R S, J OH A N SS ON
et HANSSON, constatent de faibles différences dansl’augmentation
de laproduction
laitière avecl’âge :
cetteaugmentation
étant mêmesupérieure
pour le groupe des fortesproductrices.
Moyenne
d’étableLa détermination du niveau de
production
àpartir
desperformances enregis-
trées au cours de la vie d’un animal nous conduit à
prendre
en considération le niveau d’étable. Ceparamètre,
estimé par une moyenne deproduction laitière,
est influ- encé engrande partie
par les conditions du milieu. Eneffet,
pour ROBERTSON et RENDE
R,
( l954 ),
ROBERTSON et McARTHUR(1955),
PIRCIINER et LUSH(Io5g),
SYR-STAD
(ig6o),
BRUMBY(ig6o, I9 6 I ),
WIENER(1060), THOMP SON ,
BAI,DWIN et GRAF(
19 6 1
),
les différencesgénétiques n’expliquent
que 4 à 25 p. 100 de la variance des écarts entreélevages.
Il existe donc unerégression importante
de laproduction
des vaches sur la moyenne de
production
dutroupeau.
I,es résultats concernant
l’augmentation
de laproduction
laitière avec le numérode
lactation,
en fonction du niveaud’étable,
ne concernent que lespremières
lac-tations et sont assez contradictoires. Pour
J OHANSSON
et RoBEItT5oV( 195 2),
HICK-MAN et HENDERsaN
( 1955 ),
l’accroissement deproduction
laitière avecl’âge
estd’autant
plus
faible que le niveau d’étable estplus
élevé. HOFMEYR( 1955 ),
V’WNEx(
19 6 0
),
S!aR!,E et HENDERSON(ig5o),
observent lephénomène inverse,
etcela,
selon les deux derniers auteurs,
indépendamment
du niveau deproduction
desgénisses.
Facteurs de correction
La recherche des facteurs de correction doit être
entreprise
avecprudence,
si l’on veut comme le
souligne J OHANSSON ( I95 8),
tenircompte
des relations et des interactions existant entre les différents facteurs de variation. Si les études deJ OHANS -
SON et de HANSSON
( 1940 ),
SEARI,E et HENDERSON( 19 6 0 ),
SEARI,1!( 19 6 2 )
ne per- mettent pas de choisir entre facteurs additifs oumultiplicatifs,
celles de VANVLECKet H!ND!RSO!r
( 19 6 1 )
ont mis en évidence la nécessité de calculer les facteurs de correction en considérant simultanément les variables liées entre ell.es.MATÉRIEL
ETTECHNIQUES
Choix des données
Pour étudier l’évolution de la
production
laitière avecl’âge,
nous avons retenu 99étables comp- tant chacune au moins une vache ayant eu lescinq premières
lactations contrôlées. Afin d’éliminer le facteur cc saison devêlage
», n’ont été retenues que les vaches ayanttoujours
vêlépendant
la sai-son la
plus
favorable à laproduction
laitière, c’est-à-dire entreseptembre
et mars(AUR I OL, r 955 )·
D’autre part, les animaux dont une lactation
(ou plus)
avait une durée inférieure à 24ojours
ousupé-
rieure à 370
jours,
ont été éliminés de cette étude. 169 vaches ont ainsi été sélectionnées pour lapériode
de 1947 à 1958.Calcul des moyennes d’étable
Pour chacune des 99étables
précédentes,
nous avons calculé 4moyennes : moyennes des ires, moyenne des 2e, moyenne des 3e et 4e, et moyenne des 5elactations. Le calcul de ces moyennes a été effectué àpartir
des lactationscomparables,
obtenues de 1947 à I95g, des animauxcontemporains
appartenant à ces 99 étables : 4 663 lactationscorrespondant
à desvêlages
en saison favorable et de même limite de durée ont ainsi été utilisées.Chacune des 4moyennes d’étable a été transformée en
probit
en fonction des moyennes respec- tives des lactations il 2,3-4et 5. La moyennepondérée
des 4probits
donne leprobit
moyen d’étable ;le coefficient de
répétabilité
des 4probits
calculés pourchaque
étable est de o,ï5.Corrections
Les corrections utilisées sont celles établies antérieurement par AURIOL et RICORDFAU
(r 95 8) :
les lactations
supérieures
à 300jours
ont été ramenées à cette durée enappliquant
unerégression journalière
de 9kg de lait pour lespremières
lactations, et de 13kg pour les lactations 2à 5 ;l’âge
au
premier vêlage
a été ramené à 32 mois enappliquant
unerégression
mensuelle de 68kg
de laitde 24à 32 mois, aucune correction n’étant faite au-delà de 32 mois
d’âge.
Accroissement de
production
avecl’âge :
D5-1Pour caractériser
l’augmentation
deproduction
laitière avecl’âge
des vachespossédant
5 lac- tations consécutives, nous avons calculé la différence D5-1 entre laproduction
moyenne des 4e et 5elactations et la
production
obtenue en Ire lactation. Les corrections pour la durée de lactation ont étéappliquées
aux lactations 1, 4 et 5supérieures
à 300jours.
RÉSULTATS
I. - DIFFÉRENCES ANNUELLES ET DIFFÉRENCES ENTRE ÉLEVAGES
a) Différences
annuellesA
partir
de l’ensemble des données récoltées de Ic!!7 à195 8
dans les 99 établesnous avons calculé les moyennes mobiles annuelles par numéro de lactation. Indé-
pendamment
del’âge
desanimaux,
ilapparaît
un accroissement constant de laproduction
laitière. Cette amélioration annuelle est en moyenne de 45kg
pour les lactations 2, 3, 4 et 5 et de 3okg
seulement pour lespremières lactations,
vraisem- blablement par suite d’une diminution del’âge
moyen aupremier vêlage (i
moistous les 3ans en moyenne —
graphique i).
L’insémination artificielle esttrop
récentedans le
Jura ( 1947 )
pour êtreresponsable
à elle seule de cette amélioration. Celle-ci serait donclargement
attribuable aux conditionsd’élevage.
HOFMEYR( I g58) signale qu’en Suède,
au cours des 10 dernières années( 1945
àI955 )
laproduction
de toutesles vaches contrôlées
( 27
p. 100dutotal)
aaugmenté
d’environ 400kg
de lait.Ayant
contrôlé 35
troupeaux
sur 9années,
W’W:!!R(ig6o)
observeégalement
une réductiondes différences entre
troupeaux
due àl’augmentation
du niveau des étables médiocres et non à la diminution du niveau des bonsélevages.
b) Di/férences
entreélevages
La
production
laitière moyenne varie defaçon importante
d’unélevage
àl’autre, puisque
l’écart maximum entreélevages
atteint 1620kg
pour les moyennes cal- culéesd’après
lespremières lactations,
et 2 gookg
pour les moyennes calculéesd’après
les 5e lactations(tabl. 2 ).
Le nombre moyen de lactations utilisé pourchaque
moyenned’élevage
estrespectivement
de 13, 12, 16 et 13 pour les lactations 1, 2, 3 et 4, 5
(effectif légèrement plus
élevé pour les bonnesétables),
cequi
sembleindiquer
que dans les qc!élevages
retenus, on a renouvelérégulièrement
les trou-peaux en élevant peu de
génisses.
Les différentes moyennesd’étables,
ycompris
celles calculées
d’après
lespremières
lactations sontpratiquement indépendantes
de
l’âge
moyen aupremier vêlage
de chacune des étables.2. - ACCROISSEMENT DE PRODUCTION LAITIÈRE
EN FONCTION DFJ NUMÉRO DE LACTATION
Cet accroissement a été calculé pour les
1 6 9
vachespossédant
lescinq premières lactations,
maiségalement
àpartir des 4 66 3
« lactationscontemporaines » enregis-
trées dans les mêmes étables et sur la même
période
de II années.a)
Vachescontemporaines
De 3 0!o
kg
de lait enpremière lactation,
laproduction
laitière atteint un maxi-mum
de
445okg
de lait encinquième lactation ;
l’accroissement est en moyenne de j!4kg
de lait de lapremière
à la deuxièmelactation,
de 409kg
de la deuxième à latroisième,
de 237kg
de la troisième à laquatrième
et de 160kg
de laquatrième
à lacinquième (tabl. 3 ).
Chacune de cesperformances correspond
à la moyennesimple
des moyennes obtenues annuellement pour les lactations d’ordre I à 5 : cette
façon
de faire élimine les variations
systématiques
dues notamment à l’amélioration des conditions de milieu.b)
Vaches aveccinq
lactations consécutivesLa
production
des1 6g
vaches passe alors de 3 ogokg
de lait enpremière
lactationà 4
6 g 2 kg
encinquième.
Cette dernière moyenne inclut en effet lapart
due à l’amélio- ration continue des conditions demilieu, puisque, quelle
que soit la cohorteconsidérée,
la
cinquième
lactation esttoujours
obtenuequatre
ansaprès
lapremière.
Enappli- quant
les corrections duparagraphe
1a, on constate alors que lesperformances
moyennes des vaches contrôlées
pendant
5 ans sont à peuprès identiques
à cellesde leurs
contemporaines.
Ces animaux ne constituent donc pas un échantillon excep- tionnel comme on avait tendance à lecroire,
maispeuvent
au contraire servir de référence en vue de l’étude du facteurâge. D’après
cet échantillon on observe unebonne
répétabilité
desperformances :
0,52 pour laquantité
de lait parlactation,
contre
o,6c!
pour le tauxbutyreux
moyenpondéré ( 1 ).
c)
Maximumthéoriyue
L’accroissement de
production
laitière avecl’âge
est, comme l’a montré BRODY( 1945
),
unphénomène comparable
à la croissancepondérale
dontl’équation
est dela forme Ae-1-t. Dans cette
équation,
leparamètre
Areprésente
le maximum théo-rique pouvant
être atteint par lapopulation
considérée dans un milieu déterminé.En utilisant la méthode de W.
L IONEL ,
le maximumthéorique,
calculé àpartir
des moyennescorrigées
se situe à 4700kg : production qui
est encoreéloignée
du maximum observé. Parmi les1 6g
vaches contrôlées encinquième
(’) Pour les 5 premières lactations des 16g vaches, le taux butyreux moyen pondéré était respecti-
v
ement de : 37,27 g - 36,75 g - 36,63 g - 36,51 et 36,zo g p. 1000 g. (cf également : Auxtot, et GROSCI,.!UDE, ig60).
lactation,
55 p. 100 n’ont pas eu de sixième lactation. Le fait d’avoir tenucompte
descinquièmes
lactations de ces vachespeut
avoir entraîné unesous-estimation ;
BAKELS etG ALL ( 19 6 1 )
ont en effet montré que la lactationprécédant
la réforme ne devait pas êtreprise
en considération dans le calcul du niveau deproduction
en fonction del’âge,
car elle étaitprobablement
influencéepar les causes
qui
conduisent à cette réforme.3. - INFLUENCE DU NIVEAU DE PRODUCTION INDIVIDUEL
Si
l’augmentation
deproduction D,,-,
est en corrélationnégative
avec le niveaude la
première lactation,
elle est en corrélationpositive
avec la somme descinq
lac-tations.
Or,
ce dernierparamètre
est certainement celuiqui
traduit le mieux lepotentiel
laitier d’unanimal, puisque
lesperformances
initialespeuvent
être limitéesen
partie
par des besoinsimportants,
et unappétit
réduit. Par contre, les accidents(dont
lesrisques augmentent
avecl’âge)
sontsusceptibles d’empêcher
certaines vaches d’atteindre normalement leur
production
maximum. C’est ainsi que sur les1 6 9
vachescontrôlées,
5 p. 100présentaient
un maximum en deuxièmelactation,
15p. 100entroisième,
3g p. 100 enquatrième
et 45p. 100seulement encinquième.
Par suite de ces évolutionsdifférentes,
l’estimation de laproduction
laitière obtenue en
quatrième
etcinquième
lactation(z)
àpartir
de celle obtenueen
première
lactation(x)
est assezimprécise (équation
i, tabl.6).
Le fait que
l’augmentation
de laproduction
laitière avecl’âge
soitplus important
pour les animaux à
potentiel
deproduction
élevé est àrapprocher
d’un autrephé-
nomène :
l’augmentation plus importante
de laproduction
laitière avec l’élévation du niveau d’alimentation pour la mêmecatégorie
d’animaux.4. - INFLUENCE DU NIVEAU D’ÉTABLE
a)
Production laitière enPremière
lactation et niveau d’étableIl existe une corrélation
supérieure
à !- 0,50 entre le niveau de lapremière
lactation et le niveau d’étable
calculé,
soitd’après
les lactations degénisses,
soitd’après
« leprobit
moyen» (tabl. 4 ).
Le « milieu étable» permet
doncd’expliquer
25 à 30 p. ioo de la variance des
productions
initiales. Ces valeurs sont d’ailleurscomparables
à cellesrapportées
par HICI!nzAN et HENDERSON(I955! I95 6).
D’autrepart,
le coefficient derégression
du niveau de lapremière
lactation sur le niveaud’étable calculé
d’après
les lactations degénisses,
est deo, 9 85 (± 0 , 135 ).
Ce coeffi-cient voisin de 1,0 est peu différent de ceux observés en
Angleterre
et en Suède(tabl. I ) ;
il tend à prouver, si l’on admet le raisonnement de ROBERTSON et RENDES(I954)!
que les différencesgénétiques
entreélevages
sontpratiquement
nulles dans leJura.
b)
Accroissement deproduction
laitière avecl’âge
et niveau d’étable L’estimation de laproduction
laitière adulte(z) d’après
le niveau d’étable(y)
est donné par
l’équation
2 du tableau 6.Le
paramètre D 5 _ 1
estindépendant
du niveau d’étable calculé sur les deux pre- mières lactations. Ilprésente
une corrélationpositive
peusignificative
avec lamoyenne d’étable
lorsque
celle-ci estcalculée,
soit sur lescinquièmes
lactations, soitd’après
leprobit
moyen.Dans le tableau 5, nous avons
présenté
l’évolution de laproduction
laitièredes vaches
possédant cinq lactations,
en les classant dans trois groupesd’élevage : haut,
moyen et bas niveau(’).
Pour les trois groupes, l’accroissement deproduction
est à peu
près
lemême, plus important cependant
de lapremière
à la deuxième lactation etplus
faible de la troisième à lacinquième,
pour les vachesappartenant
aux bonnes étables
(graph. 2 ).
Il est intéressant de constater que lesperformances
moyennes des vaches
appartenant
au groupe « haut niveau »correspondent parfai-
tement à celles
enregistrées
dans le Doubs pour les vachespossédant également cinq
lactations consécutives
(données
nonpubliées).
Si l’on estime que les Montbéliardes duDoubs,
bien queplacées
dans de meilleures conditionsd’élevage,
ne sontgéné- tiquement
pas différentes de celles duJura,
celasignifie
bien que les effets du milieuse
répercutent
defaçon identique
sur lesperformances
des différentes lactations.En
supposant
que les animaux aient étéplacés
dans d’aussi bonnes conditionsau cours des
quatre premières
lactationsqu’en cinquième lactation,
les maxima théo-riques A i , A 2’ A 3’ correspondants
aux trois niveaux d’étable sontrespectivement de 4 6oo,
4 goo et zookg
de lait.( 1
) Le taux butyreux moyen pondéré de toutes les vaches appartenant aux établcs à haut, moyen et bas niveau de production laitière, était respectivement de 36,5g - 36,8 g et 37,1 g p. 1000g.
c) 3ge
aupremier vêlage et
niveau d’étableIl existe une corrélation
positive
entrel’âge
aupremier vêlage
et le niveau deproduction
laitière(!-- 0 , 2 8).
Enfait,
comme nous l’avionsdéjà
observé(A URIO r,
et
RICORD!AL, 195 8)
larégression
de laproduction
laitière surl’âge
n’est pas liné- aire. En classant lesgénisses
dans les troiscatégories d’étables,
nous n’avons pas constaté d’influence du niveau d’étable sur l’accroissement de laproduction
enfonction de
l’âge
aupremier vêlage,
cequi
confirme les résultats d’Ho!M!yR(I9!5).
Il est donc
préférable
d’utiliserégalement
des facteurs additifs de correction pourl’âge
aupremier vêlage.
5. - INFLUENCE DU NIVEAU DE PRODUCTION INITIAI, ET DU NIVEAU D’ÉTABLE Discussion
La
production
laitière d’une vache adulte(z) apparait
donc comme une fonc-tion de sa
performance
enpremière
lactation(x)
et du niveau moyen deproduction
de son étable
(y).
Pour essayer deséparer
les influencesrespectives
de x et y dans la variation de z, il nous faut étudier larégression
de z surchaque couple (x, y).
Apartir
du modèle linéaire à deux variables(équation
3 du tableau6),
nous avonsdéterminé la droite de
régression
estimée en tenantcompte
du niveau d’étable cal- culé sur la moyenne des lactations 3 et 4(cette
moyenne deproduction
est étroi-tement liée au
probit
moyen et al’avantage
de ne pascomprendre
les lactationsinitiales).
a)
Des troiséquations
du tableau6,
la troisième est laplus précise puisqu’elle permet
deprévoir
laperformance
adulte(z)
àpartir
du niveau depremière
lacta-tion
(x)
et du niveau d’étable(y),
avec une erreur,exprimée
parl’écart-type résiduel,
de5 8 0 kg ( 12
p. 100en valeurrelative).
Nous pouvons dire enconclusion,
que l’ac-croissement de
production
laitière avecl’âge
estindépendant
du niveaud’étable,
mais
qu’à
l’intérieur d’étables de mêmeniveau,
cet accroissement est d’autantplus
faible que le niveau de
production
initial(première lactation)
estplus
élevé. Parexemple,
lagénisse qui produira
4 oookg
de lait à 32mois,
aura peu de chances de donner uneproduction
trèssupérieure
enquatrième
etcinquième
lactation si lamoyenne de ses
contemporaines
de la même étable est inférieureà
400okg.
Au con-traire,
dans une étable dont le niveau moyen est de 6 00okg,
cettegénisse
aura lac<
possibilité
» d’accroître sesperformances
au cours des lactations suivantes.D’après
les tables deproduction
établies par GAINES en 1943, il est intéressant de constater quel’augmentation
deproduction
laitière avecl’âge
est au moins aussiimportante,
pour les vaches traites trois fois que pour celles traites deux fois parjour.
Encomparant
lesperformances
des «troupeaux
demontagne
» et des &dquo; trou- peaux deplaine » d’après
lesperformances globales
du contrôle laitier enSuisse,
enAllemagne
et enAutriche,
on constateégalement, qu’en dépit
d’une différence annuelle d’environ i oookg
delait,
l’accroissement absolu deproduction
laitièreavec
l’âge
est du même ordre pour les deuxcatégories
detroupeaux.
Les conditionsd’élevage représentent
donc bien un facteur limitant laproduction
laitière. Onpeut
penser que c’est dans les meilleures étables que les vaches sont
capables
d’atteindre de fortesproductions
et que dans lestroupeaux
de mêmeniveau,
ce sont lesgénisses
les
plus productives
aupremier vêlage qui
manifestent leplus
faible accroissement deproduction
avecl’âge,
par suite du fait que lesapports
alimentaires limitent leursproductions
ultérieures.b)
Cet échantillon de1 6 9
vaches estréduit,
mais nonexceptionnel
dupoint
de vue
longévité
etproduction
laitière :- les animaux de race Montbéliarde sont
réputés
pour leurlongévité ( 1 )
(’) Dans la plupart des concours, une section « longévité, fécondité et rusticité p rassemble les vaches de plus de dix ans, ayant produit sept veaux nés viables en sept vêlages différents.
puisque parmi
les vaches soumises au contrôlelaitier, près
de 30 p. 100 ontaccompli plus
dequatre lactations,
- les vaches ainsi conservées ne sont pas
uniquement
de bonneslaitières, puisqu’une enquête
réalisée dans leJura
apermis
de constater que les éleveurs tenaientlargement compte
del’aptitude
des vaches à vêlerrégulièrement
et à biense laisser traire. Les observations de BAKEM
(!,c!!9)
montrent par ailleurs que ladurée de vie des vaches est d’autant
plus longue
que leur niveau deproduction
ini-tial est
plus
faible.c)
En vue del’interprétation
des résultats concernant la descendance des tau- reaux d’I.A., l’application (dans
les conditionsd’élevage
duJura)
de la méthode decomparaison
des filles avec leurs commensales de mêmeâge
pose desproblèmes,
par suite des faibles effectifs par
troupeau.
I,e fait que les différencesgénétiques
entretroupeaux
semblent être faibles autorise leregroupement
desgénisses
dans unpetit
nombre de
classes,
en fonction desproductions
moyennes desélevages
oit elles sontexploitées ;
cette solution ne doitcependant
pas être considérée comme définitive etrigoureuse,
étant donné que l’utilisation de « taureaux testés» permet
maintenantà certains
éleveurs,
de constituer de véritables familles dont la valeurd’élevage
estnettement
supérieure
à la moyenne.Puisque
l’effet del’âge
sur laproduction
lai-tière est
indépendant
de la moyenned’étable,
onpeut
calculer cette moyenne d’étable àpartir
de toutes les lactationsdisponibles,
enajustant
la distribution desâges
observée à une distributionreprésentative
de la moyenne de lapopulation,
ou ce
qui
revient aumême,
en utilisant la méthode décrite par Sl’BENBERG(1955).
La transformation des
productions
en variable ccprobit
»,après
ventilation des données parannée, âge
et numéro delactation,
intervalle et saison devêlage,
semble
cependant préférable
dupoint
de vue calcul etinterprétation
comme nousavons pu le constater dans d’autres domaines
(contrôle
de la croissance et de la conformation en racesCharolaise,
Normande et-1Io>itbéliar<ie, L!!!BVx!,
AURIOL etDUMONT).
Le niveau de
production
par étable ne constitue en faitqu’une
donnéeglobale.
Pour obtenir le maximum
d’informations,
il serait utile dedéterminer, parmi
lesprincipales
sources de variation(choix
desreproducteurs, alimentation, techniques d’élevage,
conditions detraite, pratique
desréformes,
étatsanitaire)
cellesqui expliquent
le mieux les différences entreélevages.
Reçu pour
publication
en novembye 1963.SUMMARY
INFLUENCE OF LACTATION NUMBER AND HERD PRODUCTION-LEVEL ON MILK YIELD OF cc MONTBGLIARDF n COWS
The
object
of thisstudy
is to determine the influence of different factors - year, level of initialperformances,
herdproduction
level - on the evolution of milkproduction
with age.During
theperiod
i947 to195 8,
we retained in 99 herds of theJura region, i6 9 1vlontbvliardes
cows
having
five consecutive lactations( 1 - 5 )
and a total of4 66 3
« contemporary cow n records from the same herds. For each of the herds, 4production
averages and aprobit
average were cal- culated.1
)
From 1947to i958, a continual increase of the average milkproduction, mainly
due to theamelioration of environmental conditions, was
registred :
30kg
per year for the first lactations and 45k g
for the lactations 2to 5(graph. i).
2
)
Theproduction
increaseactually
due to the influence of age, isequal
for thesample
ofi6
9
cows with five consecutive records and theircontemporaries
in the same herds, wheneliminating
the effect of the continuous amelioration of the environmental conditions. This increase is in average, 6
00kg of milk from the first to the second lactation, 410
kg
from the second to the third, 260kg
from the third to the fourth and 130
kg
from the fourth to the fifth(table 3 ).
Therepeatability
coeffi-cients calculated
through
the records of the1 6 9
cows with five lactations are 0.52 for milkyield
and0
.6
9
for butterfat percentage.3
)
The « herd enviromnent» explains
z5to 30 p. 100 of the variance of the first lactations.The
regression
coefficient of theproduction
level of cows in first lactation to their herd’s average is 0.98.4
)
The average milkproduction
of fourth and fifth lactations was estimated from(table
6) :- first lactation
production
level(equation i) ;
- herd’s average
(equation 2 ) ;
- both these two variables
(equation 3 ).
However, with the third
equation,
the standard deviation of the errors between estimated andtrue adult
production
is still 579kg
of milk.The absolute value of milk
production
increase with age isindependant
of the herd’sproduc-
tion level, but within herds of the same level this increase is in
negative relationship
with the level ofproduction during
the first lactation.5
)
In thediscussion,
theregrouping
of herds in a small number of classes is considered, to esti-mate the
« breeding
value » of young bullsthrough testing by
the method of « contemporary compa- risons ».REFERENCES BIBLIOGRAPHIQUES
A
URIOL P., ’955. Influence du mois de vêlage sur la production laitière des vaches Pie Rouge de l’Esi dans le Jura. Ann. Zoolech., 4, 189-200.
A
URIOL P., RICORDEAU G., 1958. In a Récentes études sur divers aspects du problème de la production
du lait. Ann. i1’tvtr., Paris, 13, 15-17.
A
URIOL P., GROSCLAUDE F., ig6o. Recherches sur jumeaux bovins. I. Production et développement cor- porel des vaches laitières en fonction de l’âge au premier vêlage. Résultats préliminaires. !Inn. Zootech., 9,
30 1-343-
A U R I O
L I’., GROSCLAUDE F., 1960.
Évolution,
avec l’âge, de la composition du lait de vaches. Ami.Zoolech., 9, 121-132. B
AKELS F., 1059. Untersuchungen über die beziehungen zwischen milchleistung und nutzungsdauer in
einer Allgauer herde. Arb. Insi. Tierz. Vererb. ee. Ko!isiFoi,sch. Univ. A!’infAeK., 1, 1-30. B
AKELS F., GnLL C., 1961. Ein beitrag zur berechnung durchschnittlicher Jahresmilchleistungen von
Altersklassen beim Rind in Herdbuchpopulationen. Zuchtutanskunde, 34, 6-14. BRODY S., 1945. Bioernergetics and growth. Reinhold Publishing Corporation, U. S. A.
BRU.!IBY P. J., 1960. Twin research at Ruakura, New Zealand. Proc. VII study meeting F. E. Z. Stoekhulm, 99-
l o 5 . B
RUMBY P. J., 1961. The causes of differences in production between dairy herds. Anim. Prod., 3, 2!-29-!, D
IETRICH H., 1957. Untersuchungen über die Lebensleistung schwarzbunter Niederungsrinder in Sachsen
- Anhalt unter besonderer Berücksichtigung der Milchmenge, des prozentischen Fettgehaltes sowies des
Alters. Külan-Archi., 71, r55-zro.
GAINES W. L., 1943. An analysis of milking Shorthorn milk records. Univ. Illinois. Agrie. Exp. St Bull., 498, 551-576.
G
AUNT S. N., BARTLETT 1B1. A. G., 1 9!58. Influence of herd and stablemate averages on production records
of artificially sired (A. 1.) progeny. J. Dairy Sci. Abstr., 41, 34r.
HicxMnv C. G., IIENDFRSON C. R., 1955- Components of the relationship between level of production and
rate of maturity in dairy cattle. J. Dairy Sci., 38, 883-890.
H E rt DE
xsoN C. I2., 1956. Cornell Research on methods of selecting dairy sires. Proc. U. Z. Soc. Anim.
Prod., 16, 69-74.
HOF M
EYR J., r955. A study of Danish and Swedish progeny testing methods for dairy bulls. Kgl. Lantbr.
Ann.
Sverige,
22, 4z5-488.J
OHANSSON L, IIANSSON A., 1940. Causes of variations in milk and butterfat yield for dairy cows. Kgl.
Lantbr. Akad. 7’i(iski,., 79, 1-127.
JOFI A N SS
ON L, RosEaTSO:! A., 1952. Progcny testing in the breeding of farm animals. Proc. Brit. Soc Anim. Prod., 79-105.