یماد مولع شهوژپ و شناد همانلصفirisweb.ir › files › site1 ›...

فصلنامه دانش و پژوهش علوم دامینشریه علمی تخصصی دانشکده کشاورزی و منابع طبیعی دانشگاه آزاد اسالمی واحد کرج

جلد 17- پاییز 1393

صـاحب امـتیاز و ناشـر: دانـشکده کـشاورزی و مـنابع طـبیعی دانـشگاه آزاد اسـالمی واحد کـرجمـدیر مـسئول: ابوالقاسم لواف

سـردبیر: ابوالفضل زارعی

هـیات تـحریریه: )به ترتیب حروف الفبا(

1. ابوالفضل زارعی دانشیار علوم دامی دانشگاه آزاد اسالمی واحد کرج

2. مجتبی زاهدی فر عضو هیات علمی موسسه تحقیقات علوم دامی

3. محمود شیوازاد استاد علوم دامی پردیس کشاورزی دانشگاه تهران

4. کیوان کرکودی دانشیار علوم دامی دانشگاه آزاد اسالمی واحد ساوه

5. محمد علی کمالی عضو هیات علمی سازمان تحقیقات و آموزش وزارت جهاد کشاورزی

6. ابوالقاسم لواف دانشیار علوم دامی دانشگاه آزاد اسالمی واحد کرج

7. محمد مرادی شهر بابک استاد علوم دامی پردیس کشاورزی دانشگاه تهران

8. بهزاد همتی استادیار علوم دامی دانشگاه آزاد اسالمی واحد کرج

مـدیر داخلی: بهزاد همتی ویراستار انگلیسی: طرالن فرهوش

صـفحه آرایی: سحر گریوانینـاظر چاپ: رهی غفاریان

بـررسی کنندگان: اعضای هیات علمی دانشگاه ها و محققین موسسات پژوهشی ایران

به استناد مجوز رسمی شماره ثبت 124/4331مورخ87/10/1 وزارت فرهنگ و ارشاد اسالمی، این نشریه با

عنوان »دانش و پژوهش علوم دامی« منتشر می شود. همچنین این مجله در ISC نمایه شده است.

نـشانی:

کرج، مهـرشهر، بلـــوار ارم، بلــوار آزادی، دانشکده کشاورزی و منابع طبیعی دانشگاه آزاد اسالمی واحد کرج

تلفن: 20-33200218, 33210201 - 026 فکس: 33203575 - 026 صندوق پستی: 31876-44511

E-mail: [email protected] [email protected]

تـاریخ چاپ: زمستان 1394

فصلنامه تخصصی دانش و پژوهش علوم دامی

جلد 17- پاییز 1393

•• فهرست مطالب ••

بررسي کارآيي فنی واحدهاي صنعتي پرورش پولت، توأم و مرغ تخمگذار در ايران......................................................... 11

رضا اسفنجاری کناری، مهدی شعبانزاده

اثر اينولین بر عملکرد و میزان کلسترول تخم مرغ در مرغ هاي تخمگذار تجاری.................................................................. 27

علی نبی زاده

اثر عصاره آويشن شیرازی و پروبیوتیک بر بیان ژن فاکتورهای رشد شبه انسولینی و گیرنده های آن ها در کبد جوجه های

گوشتی................................................................................................................................................................................ 37

علی معتمدی مطلق، وهاب باباپور، زربخت انصاری پیرسرائی و نریمان شیخی

51 ...................................................................................... بررسی اثر سن از شیرگیری بر عملکرد پروار بره های نر کلکوهی

کیوان کرکودی

برازش مدل های تابعیت خطی وغیرخطی وزن بدن و الشه با استفاده از اندازه های بیومتری بدن در گوسفند قزل.............. 67

ابوالقاسم لواف

برآورد ضرايب اقتصادی صفات تولیدی گوسفند نژاد ماکوئی............................................................................................ 81

ابوالقاسم لواف

راهـنماي تهيه مقـاله

مجله دانش و پژوهش علوم دامي صرفا مقاالت تحقيقاتي را كه حاصل پژوهش هاي بنيادي و يا كاربردي در زمينه تغذيه، ژنتيك و اصالح

نژاد، مديريت پرورش و جنبه هاي اقتصادي حيوانات اهلي باشد، را پذيرفته و پس از ارزيابي تخصصي، پذيرش قطعي، مشروط و يا رد مقاله را

به نگارنده )گان( اعالم خواهد نمود.

شرايط كلي پذيرش مقاالت جهت بررسي شامل موارد ذيل است:

1- مقاله نبايد قبال يا به صورت هم زمان در نشريه علمي ديگري ارائه شده باشد. البته چاپ مقاالت تنها به صورت خالصه يك صفحه اي

در كنگره ها، سمپوزيوم ها و سمينار هاي داخلي و خارجي اين محدوديت را ندارد.

2- هر مقاله بايد شامل؛ فرم تعهدنامه، فرم ارسال مقاله، عنوان، چكيده فارسي، مقدمه، مواد و روش ها، نتايج و بحث، در صورت نياز

سپاسگزاري، منابع و چكيده به زبان انگليسي باشد. نتايج و بحث مي توانند تواما" يا به صورت جداگانه آورده شوند.

3- مقاله بايد روي كاغذ 28×21/5 سانتـي متر )A4( با حاشيه سمت راست 3، حاشيه سمت چـپ 2، از طرف باال 3، از سمت پايين 3

سانتي متر با فونت 12 ب لوتوس و فاصله سطر 1 به صورت تك ستوني تايپ شود )در صفحه چكيده انگليسي حاشيه سمت راست 2، حاشيه

سمت چـپ 3، از طرف باال 3، از سمت پايين 3 سانتي متر با فونت Times New Roman 12 و فاصله سطر 1 باشد(. متن كليه صفحات

Microsof Word 2007 مقاله بايد داراي شماره )پايين در قسمت وسط( بوده و تعداد صفحات از 15 تجاوز نكند. متن مقاالت بايد در محيط

و نمودارها، عكس ها و جداول در محل متن جاي گذاري شود و فايل عكس ها و نمودارها به طور جداگانه نيز ارسال گردد. ضمناً سرتيترهاي اصلي

)چكيده، مقدمه، بررسي منابع، مواد و روش ها، نتايج و بحث و...( با فونت 12 ب لوتوس Bold باشد. همچنين براي عنوان Abstract از فونت

Bold زيرنويس نمودارها يا جداول راست چين و با فونت 10 ب لوتوس باشد. ضمنا عنوان جداول و نمودارها 11 ب لوتوس Bold و محتويات

جدول 10 ب لوتوس باشد.

4- كليه واحد هاي به كار رفته در متن و جداول مطابق با واحد هاي بين المللي )SI( باشد.

5- اسامي علمي به كار رفته در متن و منابع علمي به صورت ايتاليك باشند.

6- عبارت ها و اصطالحاتي كه فاقد معادل فارسي اند در متن مقاله با تلفظ صحيح به فارسي آورده و در زير نويس همان صفحه به زبان

اصلي نوشته شوند.

7- لطفا فايل مقاله خود را مطابق بند 3 تنظيم و به همراه فرم تعهد نامه كه به تائيد تمام نگارندگان رسيده باشد به آدرس الكترونيكی

a. sc.res@kiau. ac.ir و [email protected] ارسال فرمائيد.

8- فرم تعهدنامه: اين فرم كه به پيوست مي باشد الزم است كه توسط نگارنده )گان( محترم كامل و پس از امضاء به همراه مقاله

ارسال گردد.

9- فرم ارسال مقاله: همراه هر مقاله بايستي يك صفحه جداگانه كه در آن عنوان كامل مقاله، نام و نام خانوادگي، مرتبه علمي و

آدرس نويسنده يا نويسندگان مقاله )در مورد نويسنده اول ذكر آدرس كامل به همراه پست الكترونيك ضروري است( آمده است، نيز ارسال شود.

10- عنوان: عنوان مقاله )حداكثر 20 كلمه(، كوتاه و رسا باشد و ترجمه انگليسي آن نيز زير عنوان فارسي و به صورت وسط چين،

نوشته شود )حرف اول اولين كلمه و اسامی خاص بزرگ تايپ شود(.

11- چكيده فارسي: چكيده مقاله حداكثر 250 كلمه باشد و بايد فشرده گويايي از مقاله با تاكيد بر هدف، مواد و روش ها و نتايج باشد

و تمام آن در يك پاراگراف نوشته شود. الزم است در چكيده نتايج تحقيق حتي المقدور عدد و رقم ذكر نگردد. در انتهاي چكيده بايد تعداد

3 تا 5 كلمه به عنوان كلمات كليدي اضافه گردد. از آوردن P-value درمتن چكيده پرهيز گردد و به جاي آن از كلمه معني دار يا غيرمعني

دار استفاده شود.

12- مقدمه: مقدمه بايد شامل معرفي و توجيه موضوع مورد پژوهش بوده و به اهم كارهاي پژوهشي انجام شده قبلي در اين مورد

اشاره و هدف پژوهش را به وضوح روشن نمايد.

13- مواد و روش ها: اين قسمت شامل شرح كامل مواد و روش ها و طرح آزمايش مورد استفاده مي باشد. اگر روش تحقيق از يك

منبع گرفته شده به ذكر ماخذ اكتفا شود و حتي المقدور از تشريح شيوه آزمايش خودداري شود )مگر در مواردي كه روش كار جديدي به كار

رفته باشد(.

14- نتايج: نتايج تحقيق به صورت متن، جدول، شكل و نمودار ارائه و توضيح داده مي شود. عنوان جدول بايد گويا باشد به نحوي كه

نياز نباشد به متن مقاله مراجعه شود. ارقام اعشار در حداقل ممكن ارائه شود. اختصارات و عاليم متن جدول را مي توان با زير نويس روشن كرد

و توضيح داد. در جدول حتي المقدور از خطوط افقي استفاده شود. اعداد و ارقام و مطالب جدول حتي المقدور نبايد در متن مقاله تكرار شده باشد.

عكس ها بايد اصلي )Original( واضح و سياه و سفيد باشد. عكس ها بايد عالوه بر ارسال به صورت اسكن شده در متن مقاله جاي گذاري

شود. نمودارها بايد در محيط EXCEL رسم گردند ودر متن مقاله جاي گذاري شوند. اجزاء نمودار بايد سياه و سفيد بوده و براي تمايز خطوط و

ستون ها از طرح هاي سياه و سفيد استفاده شود. نمودار ها عالوه بر جاي گذاري در متن به صورت جداگانه نيز ارسال شود. براي اوزان و مقادير

از سيستم متريك استفاده شود. ارقام و اعداد مربوطه به اوزان و مقادير در صورتي كه در آغاز جمله بيايد با حروف نوشته شود.

منابع در متن مقاله در داخل پرانتز به صورت شماره ذكر گردد و در صورت نياز )فقط در جايي كه نتوان شماره آورد( با ذكر نام خانوادگي

مولف اول آمده به فارسي تا دو مولف )بدون پاورقي انگليسي( و در صورت وجود مولفين بعدي )سه و بيشتر( به عنوان »همكاران« ذكر شده

و پس از مولف، سال انتشار در داخل پرانتز، بدون شماره دهي، مشخص مي شود.

15- بحث: در اين قسمت نتايج تحقيق با استفاده از منابع علمي ديگر مورد تجزيه و تحليل قرار مي گيرد. مقاله مي تواند داراي يك

نتيجه گيري كلي باشد. اين قسمت )بدون عنوان( كه شامل يك استنتاج نهايي از پژوهش و ذكر كاربرد )هاي( احتمالي آن است، در انتهاي

بحث به صورت يك پاراگراف مجزا آورده شود.

16- سپاسگزاری: در اين بخش توصيه می شود كه از اشخاص، سازمان ها و نهادهايی كه در انجام تحقيق كمك كرده اند تشكر و

قدرداني نمود.

17- منابع: در قسمت منابـع علمي فقط كتـب و مقاله هايـي كه مورد اسـتفاده نويسنـده )نويسندگان( قرار گرفته ذكر مي گردد. منابع

برحسب حروف الفباي نام خانوادگي مولفان تنظيم شده و در قسمت منابع مي آيد. هر منبع علمي بايد شامل نام خانوادگي و حرف اول نام

كوچك نويسنده )نويسندگان(، سال انتشار، عنوان مقاله )يا كتاب(، نام مجله )يا ناشر( به طور كامل، شماره جلد و صفحات مقاله )يا تمام

صفحات كتاب( طبق نمونه هاي زير باشد. چنانچه از يك نويسنده چندين منبع مورد استفاده قرار گيرد ترتيب درج آنها بر حسب سال انتشار

از قديم به جديد خواهد بود و در صورتي كه مقاالت منفرد و مشترك از يك نويسنده ارايه شود ابتدا مقاالت منفرد و سپس مقاالت مشترك

آورده شود. در تنظيم منابع ابتدا منابع فارسي و سپس منابع خارجي آورده مي شوند.

مثال در مورد مقاله هاي مندرج در مجله ها:

زارعي. ا.، شيوازاد. م، ميرهادي. ا، گرامي. ع و حافظيه. م. 1384. بررسي مقايسه اي قابليت هضم پروتئين پودر آرتميا و پودر ماهي تحت

شرايط in vivo وin vitro. مجله پژوهش و سازندگي، جلد 18، شماره 3، صفحات 10 تا 19.

Parsons A. S. and Buchanan K. P. 2006. Effect of corn particle size and pellet texture on broiler perfor-

mance in the growing phase. Journal of Applied Poultry Research, 37:346-396.

مثال در مورد كتاب:

گليان. ا و ساالر معيني. م. 1375. احتياجات غذايي طيور )ترجمه(. واحد آموزش و پژوهش معاونت كشاورزي سازمان اقتصادي كوثر.

Pond W. G. , Church D. C. , Pond K. R. and Schoknecht P. A. 2005. Basic animal nutrition and feeding.

5th ed, John Wiley and Sons, 549 p.

مثال در مورد مقاالت ارايه شده در كنفرانس ها:

ايال. ن و شيوازاد. م. 1383. بررسي ارزش غذايي جو برهنه در مقايسه با جو معمولي در تغذيه جوجه هاي گوشتي. مجموعه مقاالت اولين

كنگره علوم دامي و آبزيان كشور، دانشگاه تهران، 10 تا 12 شهريور ماه، صفحات 456 تا 459.

Karkoodi, K. and Zahedifar, M. 2007. Effects of acid hydrolysis steam pressure treatment on physico-

chemical properties and bio-utilization of sugarcane bagasse. Proceedings of BSAS Annual Meeting. Page

232.

در مورد نشريات يا مقاالتي كه توسط سازمان ها و ادارات بدون ذكر نام فردي چاپ شده است از اصطالح »بي نام« و در منابع خارجي

از كلمه Anon استفاده مي شود.

چكيده به زبان انگليسي:

چكيده مقاله به زبان انگليسي بايد ترجمه چكيده فارسي باشد. حرف اول در اولين كلمه واسامی خاص به صورت حرف بزرگ تايپ شوند.

ساير موارد:

• مسووليت هر مقاله از نظر علمي بر عهده نويسنده يا نويسندگان آن مقاله خواهد بود.

• مقاالت توسط هيات تحريريه و با همكاري متخصصان داوري شده و در صورت تصويب بر طبق ضوابط خاص مجله به نوبت چاپ

خواهد شد.

• مجله در رد يا قبول و اصالح مقاالت آزاد است.

• مقاالت پذيرفته نشده مسترد نخواهد شد.

فرم تعهد نامه نگارنده )نگارندگان(

گارنده )گان( ذيل تعهد مي نمايند كه مقاله با عنوان..............................................................................................................

را تنها به دفتر نشريه دانش و پژوهش علوم دامي دانشگاه آزاد اسالمي واحد كرج ارائه نموده اند و قبال يا به صورت هم زمان به هيچ نشريه

علمي داخلي يا خارجي ارسال نگرديده است.

1- نگارنده اول نام و نام خانوادگي:............................................................. تاريخ:................................ امضا:

2- نگارنده دوم نام و نام خانوادگي:............................................................. تاريخ:................................. امضا:

3- نگارنده سوم نام و نام خانوادگي:............................................................. تاريخ:..................................امضا:

4- نگارنده چهارم نام و نام خانوادگي:............................................................. تاريخ:.............................. امضا:

5- نگارنده پنجم نام و نام خانوادگي:............................................................. تاريخ:.................................امضا:

بررسي کارآيي فنی واحدهاي صنعتي پرورش پولت، توأم و مرغ تخمگذار در ايران

رضا اسفنجاری کناری1*، مهدی شعبانزاده1

تاریخ دریافت:1393/06/31 تاریخ تصویب:1393/12/20

چکیده

در مطالعه حاضر کارآیي فنی واحدهاي صنعتي پرورش پولت و مرغ تخمگذار ایران مورد بررسي قرار گرفته است. به منظور تخمین

کارآیي از دو تکنیک ناپارامتریک تحلیل فراگیر داده ها و تکنیک مرزي پارامتري تصادفي استفاده شده است. داده هاي مورد استفاده در مطالعه

حاضر که شامل سری نهاده ها و ستاده ها بودند، از طریق سرشماري مرکز آمار ایران از 840 واحد صنعتي پرورش پولت و مرغ تخمگذار

در سال 9013 بدست آمد. نتایج حاصل از مطالعه حاضر نشان مي دهد که میانگین تخمین کارآیي با استفاده از هر دو تکنیک تحلیل فراگیر

داده ها و تکنیک مرزي پارامتري تصادفي براي واحدهاي پرورش پولت و توأم اختالف معنی داری نداشته است. همچنین، نتایج نشان مي دهد

میانگین کارآیي براي واحدها در محدوده 0/45 تا 0/82 مي باشد. بدین معني که امکان افزایش سطح تولید کل با استفاده از سطح فعلی میزان

مصرف نهاده و یا کاهش سطح نهاده ها در سطح فعلي تولید و یا ترکیبي از هر دو از طریق پر کردن شکاف بین بهترین تولید کننده و سایر

تولیدکنندگان وجود دارد.

C6, C4, R15 :JEL طبقه بندي

واژه هاي کلیدي: تحلیل فراگیر داده ها، تابع تولید مرزي تصادفي، کارآیي فني، ایران.

1. گروه اقتصاد کشاورزی، دانشکده کشاورزی، دانشگاه زابل، زابل، ایران)[email protected]( عهده دار مکاتبات *

بررسي کارآیي فنی واحدهاي صنعتي پرورش پولت، توأم و مرغ تخمگذار در ایران

12

1. مقدمه

امروزه رشد روز افزون جمعیت جهان و تأمین مواد غذایي سالم و کافي براي این جمعیت در حال رشد یکي

براي اساس این بر زیبایي،1390(. و به شمار مي آید)اسفنجاري بشري مسائل و مشکالت جوامع مهمترین از

بسیاري از کشورها و به خصوص کشورهاي در حال توسعه از جمله ایران دسترسي به یک حداقل امنیت غذایي

در زمینه بسیاري از محصوالت کشاورزي امري ضروري به نظر مي رسد. در این راستا صنعت مرغداري در ایران

را مي توان یکي از صنایع با اهمیت در زمینه دسترسي به امنیت غذایي عنوان نمود. عالوه بر این موضوع، صنعت

مرغداري در ایران به لحاظ سهم قابل توجه آن در تامین پروتئین حیواني کشور همواره از اهمیت و جایگاه قابل

مالحظه اي برخوردار بوده است و به لحاظ شرایط و قابلیت هاي مساعد ایران، افزایش تولید محصوالت آن جهت

دستیابي به خودکفایي و نیز صادرات این محصوالت به خارج از کشور همواره مورد تأکید سیاست گذاران این

بخش قرار داشته است)اصفهانی و خزایی، 1389(. با این وجود و به خصوص طي سال هاي اخیر این صنعت با

مسائل و مشکالت متعددي مواجه بوده است. هزینه تمام شده باال و غیر رقابتي بودن صنعت مرغداري در کشور

سبب شده که علي رغم ظرفیت مناسب براي صادرات فر آورده هاي این بخش، نه تنها صادرات محصوالت این

بخش به صورت جدي و اساسي و به طور مستمر انجام نشده بلکه حتي در برخي مواقع به علت ناکافي بودن

تولید داخل واردات گوشت مرغ و تخم مرغ نیز صورت مي گیرد)محمدي، 1387(. بسیاري از کارشناسان، توسعه

عوامل تولید و ایجاد تغییرات عمده در تکنولوژي را راه حل این مساله عنوان مي نمایند با این وجود بسیاري دیگر

از محققان از جمله فطرس و همکاران )1391(، یوسف و مالومو1 )2007( و رحمان2 )2009( با توجه به مشکالت

و محدودیت هاي فراوان فراروي تولیدکنندگان در ایران و در بسیاري از کشورهاي در حال توسعه راه حل اساسي

این مساله را از طریق افزایش کارایي فني عنوان مي نمایند. چرا که اکثر واحدهاي تولیدي از امکانات بالقوه خود

استفاده نمي کنند و عوامل تولید آن ها بهترین عملکرد را ندارند. بنابراین افزایش کارایي فني مي تواند تولید بیشتري

را از مجموعه ثابتي از عوامل تولید کمیاب ایجاد نماید بدون آن که هزینه اضافي را بر تولیدکننده تحمیل نماید.

از این نظر کارشناسان اندازه گیري وضعیت فعلي کارایي واحدهاي مرغداري را به منظور شناخت واحدهاي الگو

و بر این اساس ارائه راه حلي مناسب براي ارتقاء وضعیت آتي واحدهاي ناکارا را امري ضروري و مهم مي دانند

)اسفنجاري کناري، 1390(.

در زمینه بررسي کارآیي فنی واحدها و به خصوص واحدهاي صنعتي مرغداري ، تاکنون مطالعات متعددي چه در

داخل و چه در خارج از کشور انجام گرفته است. الرویس و فرانسیس3 )2003(، با استفاده از روش تحلیل فراگیر

داده ها کارایي فني واحدهاي تولید مرغ گوشتي مناطق مرکزي عربستان سعودي را اندازه گیري نمودند. در این مطالعه

1.Yusef Malomo2.Rahman3.Alrwis and Francis

مجله دانش و پژوهش علوم دامی / جلد 17 - پاییز 1393

13

مشخص گردید که بسیاري از واحدهاي تحت مطالعه پایین تر از ظرفیت کامل عمل مي نمایند به طوري که میانگین

کارایي واحدهاي کوچک 83 درصد و میانگین کارایي واحدهاي بزرگ 88 درصد بوده است. یوسف و مالومو1 )2007(،

در مطالعه خود با استفاده از روش تحلیل فراگیر داده ها کارایي فني واحدهاي تولیدي تخم مرغ را در یکي از ایالت هاي

کشور نیجریه بررسي نمودند. در این مطالعه با توجه به ظرفیت واحدها کارایي هر یک از واحدهاي تحت مطالعه

محاسبه، تحلیل و بر این اساس واحدهاي ناکارا شناسایي شده اند. محمدي )1387(، با استفاده از رویکرد تحلیل فراگیر

داده ها میزان کارایي واحدهاي تولیدي طیور استان فارس را اندازه گیري نمود. در این مطالعه 35 واحد تولیدي طیور در

استان فارس انتخاب و میزان کارایي آنها اندازه گیري و مورد بررسي قرار گرفت. نتایج حاصل از این مطالعه نشان مي دهد

از میان واحدهاي مورد مطالعه، تنها سه واحد کارایي 100 درصد داشته اند و بقیه با درجات مختلف ناکارایي مواجه

بوده اند. همچنین در این مطالعه با شناخت واحدهاي الگو، براي واحدهایي که میزان کارایي آنها کمتر از 100 درصد

بود. میزان تعدیل در استفاده از نهاده ها مشخص گردید تا این واحدها به یک واحد کارا تبدیل گردند. اسفنجاري کناري

و زیبایي )1390(، کارآیي فني و شکاف تکنولوژي واحدهاي پرورش مرغ تخم گذار ایران را با استفاده از مفهوم تابع

تولید فرامرزي مورد بررسي قرار دادند نتایج حاصل از این مطالعه نشان داد که امکان افزایش سطح تولید کل تخم مرغ

با استفاده از همین میزان نهاده و یا کاهش سطح نهاده ها در سطح فعلي تولید تخم مرغ و یا ترکیبي از هر دو از طریق پر

کردن شکاف بین بهترین تولید کننده و سایر تولیدکنندگان وجود دارد. فطرس و همکاران )1391(، با استفاده از روش

تحلیل فراگیر داده ها کارایي واحدهاي پرورش مرغ گوشتي استان همدان را اندازه گیري نمودند. نتایج حاصل از این

مطالعه نشان مي دهد که تحت شرایط بازده ثابت نسبت به مقیاس و بازده متغیر نسبت به مقیاس به ترتیب 12/21 و

13/3 درصد از واحدها کارایي فني کامل دارند و فقط 23/16 درصد از واحدها داراي کارایي مقیاس هستند.

بررسي مطالعات اشاره شده نشان مي دهد که در این مطالعات به منظور سنجش کارایي واحدها یا از روش

مرغ اهمیت صنعت به توجه با است. شده استقاده تصادفي مرزي تحلیل روش از یا و داده ها فراگیر تحلیل

تخمگذار در ایران و همچنین اختصاص بخش مهم و قابل توجهي از سرمایه هاي کشور به این صنعت، مطالعه

حاضر درصدد است تا ابتدا با بهره گیري از هر دو روش تحلیل فراگیر داده ها و تحلیل مرزي تصادفي ، کارآیي

واحدهاي صنعتي پرورش پولت، مرغ تخمگذار و توام ایران را براي دوره زماني 1390 اندازه گیري و سپس نتایج

حاصل از این دو روش را با یکدیگر مقایسه نماید. سنجش وجود عدم وجود تفاوت آماری معنی دار در نتایج

حاصل از رهیافت های مختلف اندازه گیری کارایی از ویژگی های بارز پژوهش حاضر می باشد.

2. مواد و روش ها

حسب بر مي توان را روش ها این که شده مطرح مختلفي تکنیک هاي تاکنون کارایي محاسبه منظور به

1. Yusef Malomo


14

ویژگي هایشان به دو روش کلي و متمایز روش ناپارامتري و روش پارامتري طبقه بندي نمود. روش اندازه گیري

ناپارامتري نامیده مي شود که براي محاسبه ناپارامتري مبتني بر تکنیک برنامه ریزي ریاضي است و از آن جهت

مرز تولید )هزینه( و اندازه گیري کارایي در چارچوب آن، الزامي به تخمین هیچ نوع تابعي نمي باشد )محمدي و

همکاران، 1386(. متداول ترین شیوه محاسباتي که در چارچوب روش مذکور مطرح مي باشد، روش تحلیل فراگیر

داده ها است که مبتني بر بهینه سازي مي باشد )کوئلي و همکاران1، 1998(. برخالف روش ناپارامتري روش پارامتري

مستلزم مشخص بودن شکل تابع مرزي و فروض خاص در خصوص نحوه توزیع عدم کارایي در مدل مي باشد

)پورزند، 1388(. این تکنیک مبتني بر روش هاي اقتصادسنجي و یک سري پارامترهاي تخمیني و استنتاجات آماري

است که براي برآورد توابع مرزي و اندازه گیري عدم کارایي )کارایي( به کار مي رود. بارزترین مدل در این روش،

تابع مرزي تصادفي مي باشد )اسفنجاري کناري، 1390(. در این مدل سعي مي شود در کنار سنجش میزان عدم

کارایي تأثیر عوامل تصادفي نیز مدنظر قرار گیرد. مشخصه اصلي این مدل ترکیبي بودن جزءاخالل آن است که

نشان مي دهد بخشي از انحراف نقاط مشاهده شده از تابع مرزي ناشي از عدم کارایي و بخش دیگر ناشي از عوامل

تصادفي است. ویژگي این مدل نسبت به مدل هاي معمول اقتصادسنجي در این است که در برازش تابع، نقاط

متوسط را در نظر نمي گیرد بلکه نقاط مرزي یا سرحدي را مورد توجه قرار مي دهد. همچنین، این روش با در نظر

گرفتن عوامل تصادفي و روابط بین عوامل تولید و محصوالت تعریف بهتري از عدم کارایي ارائه مي دهد. در ادامه

دو روش تحلیل فراگیر داده ها و روش تحلیل مرزي تصادفي به تفصیل مورد بررسي قرار گرفته است.

2.1. مدل تحلیل فراگیر داده ها

مفهوم دقیق تعریف کارایي را مي توان در تعریف پارتو2 جستجو کرد. طبق تعریف کارایي، یک سیستم داراي

کارایي پارتو است به طوري که بهبود وضع اقتصادي یک فرد از جامعه بدون بدتر شدن وضع اقتصادي فرد دیگري

امکان پذیر نباشد. به عبارت دیگر تخصیص مجدد منابع باعث بدتر شدن وضع عده اي از جامعه نگردد. در ادبیات

نظري این مفهوم اقتصادي به تفکیک کارایي فني3، کارایي تخصیصي4 و کارایي اقتصادي5، تعریف و مورد سنجش

قرار گرفته است. مدل )CCR( با تبدیل ورودي ها و خروجي هاي چندگانة یک واحد )بنگاه(، به یک ورودي و

یک خروجي مجازي ، روش فارل6 )1957( را که بر اساس دو ورودي و یک خروجي ارائه شده است، جامعیت

مي بخشد؛ به گونه اي که فرآیند تولید چند ورودي و چند خروجي را در بر مي گیرد. کارآیي واحد )j( به روش

)CCR( را مي توان بصورت زیر بیان نمود:1. Coelli et al.2. Pareto3. Technical Efficiency (TE)4. Allocative Efficiency (AE)5. Economic Efficiency (EE)6. Farrel


15

(,...,3,2,1)0,...,,0,,...,

1......

:.

......

max

21

21

2211

2211

2211

2211

njuuu

xxxyuyuyu

ts

xxxyuyuyu

s

m

mjmjj

sjsjj

mjmjj

sjsjj

=³

³

£+++

+++

+++

+++=

nnn

nnn

nnnq

)1(

نشان دهنده sjjjj yyyy ,...,,, 321 و مي باشند j واحد نهاده هاي نشان دهنده mjjjj xxxx ,...,,, 321 ،)1( رابطه در

ستاده هاي واحد j مي باشند. قید مثبت بودن ضرایب وزني بدین منظور است که در تمامي واحد ها، همه ورودي ها

و u1, u2, … , us U= بردارهاي بهینه مقادیر محاسبه هدف فوق رابطه در شوند. لحاظ خروجي ها و

V= v1, v2, … , vm است؛ به گونه اي که نسبت کل مجموع وزني محصوالت به مجموع وزني ورودي ها حداکثر

V و U بوده و کارایي هیچ واحدي بیشتر از یک نباشد. اما این رابطه جواب هاي بیشمار خواهد داشت. زیرا اگر

یک جواب بهینه باشد Uα وVα نیز جواب بهینه خواهد بود. از طرف دیگر این مدل غیرخطي و غیرمحدب است.

ابتکاري که در مدل )CCR( صورت گرفته است، بدین شکل مي باشد که با تساوي مخرج کسر برابر یک در رابطه

)1(، این رابطه به مدل برنامه ریزي خطي تبدیل مي شود.

000

1

³³£¢-¢

=¢

¢

nmnm

n

m

,xy

x:t.s

ymax

ii

i

i

)2(

محاسبه مسئله فوق به صورت دوگان، عالوه بر تحمیل قیود کمتر، این مزیت را خواهد داشت که کارایي فني

را براي هر بنگاه به تفکیک ارائه نماید:

0

0

0

³

³-

³+-

l

lq

l

q

xx

Yy

ts

i

i

:.

min

)3(

λ یک بردار )N*1( است که شامل اعداد ثابت و بیانگر وزن هاي مجموعه مرجع خواهد بود مقادیر اسکالر به

دست آمده براي θ نیز کارایي بنگاه ها را نشان مي دهد. در این مدل براساس برنامه ریزي خطي، الزم است N بار و

هر مرتبه براي یکي از بنگاه ها حل شود و در نهایت کارایي هر بنگاه بدست خواهد آمد. چارنز و همکاران )1978(،

λIN′=1 )قید مدل CRS را جهت اندازه گیري بازده متغیر به مقیاس بسط دادند. مدل VRS با اضافه کردن قید

تحدب( به مدل CRS به دست مي آید )کوئلي، 1996( که به صورت رابطه )4( مي باشد.


16

01

00

³=

³-³+-

ll

lql

q

'i

i

NIxxYy

:t.smin

)4(

2.2. تکنیک مرزي پارامتري تصادفي

از دو جزء عدم ترکیبي آن اخالل این است که جمله در به سایر مدل هاي مذکور نسبت این مدل برتري

کارایي و سایر اختالل هاي آماري مي باشد)قاسمي، 1390(. به عبارت دیگر در این مدل بخشي از انحراف نقاط

مشاهده شده از تابع مرزي ناشي از عدم کارایي و بخشي دیگر از آن نیز مربوط به عوامل تصادفي و خارج از کنترل

مدیر است. در مدل مذکور تأثیر این دو جزء، به تفکیک مورد ارزیابي قرار مي گیرد. تابع تولید مرزي تصادفي، براي

اولین بار توسط میوسن و وان دن بروک1 )1977( براي تخمین کارایي فني ارائه گردید. این مدل پیشنهادي، یک

تابع تولید با اطالعات مقطعي و یک جزء اخالل است. در این مدل، قسمتي از انحرافات از مرز تولید به عوامل

خارج از کنترل مدیر نسبت داده مي شود:

(exp)(,) 0 iiji XfY eb= )5(

å=

++=k

jiiji XY

10lnln eb

)6(

m×1 از پارامترهاي β بردار ام، i m×1 مقدار نهاده هاي تولید ام، بردار در رابطه )5(، تولید واحد

iε جمله پسماند یا خطا است. مجهول و

در توابع مرزي تصادفي، جمله پسماند از دو جزء تشکیل شده است. این دو جزء مستقل از یکدیگرند. از این

رو مدل خطاي مرکب2 نیز نامیده مي شود.

iii UV −=ε )7(

در رابطه )7( ، جزء متفاوتي است که بیانگر تغییرات تصادفي تولید، متأثر از عواملي که خارج از کنترل مدیر

iU مربوط به . (,0)~) 2vi NV σ واحدهاست. این جزء داراي توزیع نرمال، با میانگین صفر و واریانس است

جزء عدم کارایي فني واحدها است که عوامل مدیریتي را شامل مي شود و داراي توزیع نرمال یک طرفه با میانگین

. براي واحدهایي که میزان تولید آن ها بر روي تابع تولید مرزي قرار (,0)~) 2ui NU σ 2 است

uσ صفر و واریانس

iU بزرگتر از صفر است. iU برابر با صفر و براي واحدهایي که تولید آن ها زیر منحني تولید مرزي است، دارد،

1. Meeusen & van den Broeck2. Composed Error Model


17

بنابراین بیانگر مازاد تولید مرزي از تولید واقعي در سطح معین از مصرف نهاده ها است. اجزاء مربوط به واریانس

جمله خطاي تابع تولید مرزي را مي توان به صورت رابطه زیر در نظر گرفت:

222vu σσσ += )8(

γ را ارائه نمودند که به صورت زیر قابل محاسبه است: بتیس و کورا1 )1977( به منظور محاسبه کارایي فني، پارامتر

22

2

2

2

vu

uu

σσσ

σσ

γ+

== )9(

γ معني دار بودن جزء عدم کارایي و اثر آن در مدل را ارزیابي مي کند. این پارامتر در رابطه )9(، در واقع پارامتر

γ=0 باشد در یک فرایند حداکثرسازي تکراري برآورد گردیده و مقداري بین صفر و یک را اختیار مي کند. اگر

iU در مدل وجود نداشته باشد، تمام تغییرات تولید و اختالفات بین واحدهاي تولیدي مربوط ، یعني 02 =uσ

به عوامل خارج از کنترل مدیر است و از این رو، تعیین کارایي فني امکان پذیر نیست )بتیس و رائو2، 2002؛ بتیس

و همکاران، 2004((. در این حالت روش حداقل مربعات معمولي به روش حداکثر درستنمایي ترجیح داده مي شود.

در شرایطي که بخشي از جمله پسماند مربوط به عوامل مدیریتي است، روش حداکثر درستنمایي را مي توان به کار

برد. داده هاي مورد استفاده در مطالعه حاضر از طریق سرشماري مرکز آمار ایران از 840 واحد صنعتي پرورش

فقط مطالعه این در ایران،1390(. آمار )مرکز است آمده بدست 1390 سال در تخمگذار مرغ و توام پولت،

واحدهای که از نظر سیکل تولید همگن بوده اند مورد مطالعه قرار گرفته اند و واحدهای که شروع سیکل تولید آنها

خارج از ماه فروردین بوده است به ناچارازمطالعه حذف شده اند.

نتايج و بحث

با توجه به مباحث مطرح شده کارآیي واحدهاي صنعتي پرورش پولت، توأم و مرغ تخمگذار ایران با استفاده

از مدل تحلیل فراگیر داده ها و روش تحلیل مرزي تصادفي برآورد شد. در ادامه نتایج مربوط به هریک از مدل ها

به تفصیل مورد بحث و بررسي قرار گرفته است.

جدول)1( نتایج مربوط به تخمین کارآیي واحدهاي پرورش پولت، توأم و مرغ تخمگذار را نشان مي دهد که

با استفاده از مدل تحلیل فراگیر داده ها محاسبه شده اند. بررسي نتایج مربوط به کارآیي فني واحد هاي پرورش مرغ

تخمگذار نشان دهنده آن است که میانگین کارآیي فني در حالت بازده ثابت )CRS( و بازده متغیر نسبت به مقیاس

)VRS( و همچنین میانگین کارآیي مقیاس به ترتیب برابر با 18، 45 و 47 درصد بوده و تنها 5 درصد واحدهاي

)19 واحد از 354 واحد( مورد بررسي داراي کارآیي فني با بازده متغیر نسبت به مقیاس 100 درصد هستند. بررسي

1. Battese & Corra2. Battese and Rao


18

VRS و CRS نتایج کارآیي فني واحدهاي پرورش پولت نیز نشان دهنده آن است که میانگین کارآیي فني در حالت

و همچنین میانگین کارآیي مقیاس به ترتیب برابر با 82/3، 91 و 90/4 درصد مي باشد. با این وجود در این واحدها

برخالف واحد هاي پرورش مرغ تخمگذار، بیش از 50 درصد واحدهاي )19 واحد از میان 34 واحد( تحت بررسي

داراي کارآیي فني با بازده متغیر نسبت به مقیاس 100 درصد هستند. همچنین بررسي نتایج کارآیي فني واحدهاي

پرورش توام نیز نشان دهنده آن است که میانگین کارآیي فني در حالت CRS و VRS و همچنین میانگین کارآیي

مقیاس به ترتیب برابر با 48/9، 67/6 و 72/3 درصد بوده و 25 درصد واحدها )22 واحد از میان 89 واحد( داراي

کارآیي فني با بازده متغیر نسبت به مقیاس 100 درصد مي باشند.

براي تمام واحدهاي ناکارا، واحد یا واحدهاي الگو قابل شناسایي مي باشند. بر این اساس تمام واحدهاي ناکارا

مي توانند با الگوگیري از واحدهاي مرجع به مرز کارایي رسیده و تبدیل به واحد کارا شوند. در نتیجه میزان کارآیي

و تولید این واحدها افزایش خواهد یافت. در مطالعه حاضر به عنوان نمونه، نتایج الگو گیري یکي از واحدهاي

پرورش پولت )واحد شماره 14( در جدول )2( ارائه شده است. بر اساس نتایج این جدول میزان مصرف سوخت

براي این واحد برابر 96/79 هزار لیتر در دوره تولید مورد مطالعه مي باشد که 18/77 درصد بیشتر از میزان مصرف

سوخت در واحدهاي الگو مي باشد. همچنین این واحد ناکارا در میزان استفاده از خوراک، جوجه ریخته شده و

نیروي کار به ترتیب 23، 5 و 25 درصد بیشتر از واحد هاي الگو مصرف کرده است. بنابراین و بر این اساس هر

ناکاراي واحدهاي پرورش مرغ تخمگذار، پولت و توام مي توانند با شناسایي و الگوگیري از یک از واحدهاي

واحدهاي کارا در میان واحدهاي خود، به واحدي کارا تبدیل گردند.


19

جدول 1- نتایج کارآیي با استفاده از مدل تحلیل فراگیر چند مرحله اي براي واحدهاي پرورش مرغ تخمگذار، پولت و توام

هاي تحقیقمأخذ: یافته

واحدهااسیمقیین کارآیانگیمیین کارآیانگیمیین کارآیانگیمنوع واحد

CRSVRSکل واحدهاکارايواحدها

18/045/047/019354مگذارخپرورش مرغ ت

3/8291/04/901934پرورش پولت

9/486/673/722289رورش توامپ

جدول2- نتایج حاصل از الگو گیري از واحدهاي پرورش پولت )واحد شماره 14(مقدار هدفslakeرییمقدار تغیمقدار واقعدیمحصول و عوامل تول

6/108006/108قطعه)1000)تعداد پولت

0497/81- 797/96303/15تر)یل1000)سوخت

0350/305- 005/4317/80)تن)خوراك

0914/119- 126086/6قطعه)1000)جوجه

6- 5/0- 85/1)نفر)کاريروین

قیتحقيهاافتهیماخذ:

به منظور محاسبه کارایي فني واحدهاي صنعتي پرورش پولت، مرغ تخمگذار و توام با استفاده از تابع تولید

مرزي تصادفي، ابتدا الزم است فرم تابع تولید براي هر یک از سه فعالیت مذکور مشخص گردد. براي دستیابي به

این هدف در مطالعه حاضر از آزمون LR استفاده شده و انتخاب فرم تابعي از میان دو فرم تابعي کاب داگالس

و ترانسلوگ انجام پذیرفته است. نتایج مربوط به آزمون LR در جدول )3( ارائه شده است. با استفاده از آزمون

LR مشخص است که براي واحد هاي پرورش پولت، فرم تابعي کاب داگالس نسبت به ترانسلوگ برتري دارد

ولي براي واحدهاي پرورش مرغ تخمگذار و توأم فرم تابعي ترانسلوگ بر فرم تابعي کاب داگالس برتري دارد.

پس از انتخاب تابع تولید مناسب و نوع مدل با بهره گیري از نرم افزار FRONTIER تابع تولید کاب داگالس براي

واحدهاي پرورش پولت و تابع تولید ترانسلوگ براي واحدهاي پرورش مرغ تخمگذار و توأم به روش حداکثر

درستنمایي برآورد شده وکارایي فني واحدها تخمین زده شد.


20

جدول 3- آزمون نسبت حداکثر درست نمایي تعمیم یافته براي انتخاب مدل مناسب10.0)يدرجه آزادیمحاسبات2cآمارهصفره یفرض

2c)انتخاب مدلجه آزمونینت

پرورش پولتيواحدها

یتصادفيمرزرشیعدم پذ7/2(1)5/80فرم کاب داگالس( 1)

0==gmیتصادفيمرزرشیعدم پذ7/2(1)22/32فرم ترانسلوگ( 2)

0==gm( کاب داگالسرشیپذ98/15(10)10/44(2( در مقابل فرم(1فرم

پرورش مرغ تخمگذاريواحدها



0==gm( ترانسلوگرشیعدم پذ98/15(10)3/17(2( در مقابل فرم(1فرم

پرورش توأميواحدها



0==gm( ترانسلوگرشیعدم پذ98/15(10)136/58(2( در مقابل فرم(1فرم

قیتحقيهاافتهیماخذ:

در ادامه پارامترهاي تابع تولید کاب داگالس )براي واحدهاي پرورش پولت( و ترانسلوگ )براي واحدهاي پرورش

مرغ تخمگذار و توأم( به روش حداکثر درستنمایي برآورد شد. نتایج بدست آمده از نرم افزار فرانتیر حاکي از آن است

µ=0 رد نمي شود در نتیجه، توزیع کارایي فني واحدها توزیع نیمه نرمال دارد. در که )براي هر سه نوع فعالیت( فرض

جدول )4( نتایج مربوط به تخمین کارآیي با استفاده از تحلیل فراگیر داده ها و تحلیل مرزي تصادفي آورده شده است.

جدول 4- مقایسه تکنیک تحلیل فراگیر داده ها و تحلیل مرزي تصادفي

انسیواراریعانحراف منیانگیمحداکثرحداقلتعداد واحدکیتکننوع واحد

3540/300/970/820/060/003یتصادفيمرزپرورش مرغ تمگذار

340/3410/720/180/03یتصادفيمرزپرورش پولت

890/340/940/740/140/02یتصادفيمرزپرورش توام

3540/1010/450/220/05هادادهفراگیرل یتحلپرورش مرغ تمگذار

340/5610/910/130/02هادادهفراگیرلیتحلپرورش پولت

890/2510/680/250/06هادادهفراگیرل یتحلپرورش توام



21

براي اینکه مشخص شود که آیا این دو تکنیک مورد استفاده مکمل هم بوده اند یا نه از آزمون برابري میانگین با استفاده از

نرم افزار SPSS استفاده شد. قبل از انجام آزمون فرض همساني واریانس دو گروه )تخمین کارآیي با استفاده از تحلیل فراگیر

داده ها و تحلیل مرزي تصادفي( براي هر سه نوع واحد بررسي شده است. با توجه به جدول)5( مشخص شد در واحد هاي

پرورش پولت ما واریانس همسان داریم و در واحد هاي پرورش توأم و مرغ تخمگذار نا همساني واریانس داریم. بنابراین آزمون

برابري میانگین با توجه به نا همساني واریانس در واحد هاي پرورش توأم و مرغ تخمگذار صورت گرفته است. با توجه به

جدول فرض برابري میانگین ها در واحد هاي پرورش پولت و توأم رد نمي شود. یعني میانگین تخمین کارآیي با استفاده از هر

دو نوع تکنیک براي این دو نوع واحدهاي پرورش طیور در سطح اعتماد 5 درصد برابر بوده است. بنابراین نتیجه گرفته مي شود

که این دو تکنیک در تخمین کارآیي مکمل هم عمل کرده و نتایج تخمین قابلیت اعتماد و اطمینان باالیي دارد. مطالعات زیادی

براي برآورد کارایي و بررسي تطبیقي نتایج، از هر دو روش SFA وDEA استفاده کردند از جمله )رحیمي سوره و صادقي،

1383، محمدي و بخشوده، 1386، شارما و همکاران، 1991، رینحارد و همکاران، 2000( که نتایج به دست آمده از این دو روش

تفاوت معني داري با یکدیگر نداشتند. ولی در مطالعات محمدي و صدراالشرافي )1384( و زارع نژاد و یوسفي )1388( تفاوت

کارایي هاي به دست آمده از دو روش تحلیل فراگیر داده ها و مرزي تصادفي را معني دار گزارش شده اند.

جدول 5- آزمون برابري واریانس و آزمون برابري میانگیننیانگیميآزمون برابرانسیواريآزمون برابر

يداریمعنيدرجه آزادtيداریمعنFنوع واحد

1/459142/7190/147-59/290/000پرورش توام

0/060/8031/843660/070پرورش پولت176/250/00020/69515/200/000پرورش مرغ تخمگذار


با توجه به جدول )4( تخمین تابع تولید مرزي تصادفي واحدهاي پرورش پولت ایران نشان داد که میزان کارآیي واحد ها

بین 0/34 تا 1 با انحراف معیار 0/18 متغیر است. با توجه به اینکه میانگین کارآیي در این واحد ها 0/72است. با بهره گیري از

شیوه هاي اصولي تولید و استفاده بهینه از نهاده ها 0/28 امکان افزایش تولید در این واحدها وجود دارد. نتایج تخمین تابع تولید

مرزي تصادفي واحدهاي پرورش توأم ایران نشان داد که میزان کارآیي واحد ها بین 0/34 تا 0/94 با انحراف معیار 0/14 متغیر

است. و تنها 12 درصد از واحد ها کارآیي باالي 0/90 دارند. با توجه به اینکه میانگین کارآیي در این واحد ها 0/74است. با

بهره گیري از شیوه هاي اصولي تولید و استفاده بهینه از نهاده ها 0/26 امکان افزایش تولید در این واحدها وجود دارد. ارزیابی

سودآوري بنگاه های اقتصادی و به خصوص علل شکاف کارآیی موجود بین واحدها، همواره مورد توجه نه تنها فعاالن اقتصادی


22

بلکه سیاست گذاران در کشور مي باشد. افزایش درآمد به علت کمیابی منابع و عوامل تولید دارای محدودیت می باشد. در نتیجه

ارتقاء درآمد و سوددهی بیشتر با افزایش کارایی می تواند مفید واقع شود، زیرا که امکان افزایش بهره وری با بهبود کارایی بدون

افزودن منابع اساسی و یا گسترش تکنولوژی جدید وجود دارد.

نتیجه گیري و پیشنهادها

در این مطالعه براي اطمینان بیشتر به نتایج، تخمین کارآیي با هر دو روش پارامتریک و غیر پارامتریک صورت گرفته است.

این دو روش در اصل بعنوان مکمل یکدیگر عمل مي نمایند. اگر این روشها در کنار یکدیگر مورد استفاده قرار گیرند یقینًا از

درجه اعتماد باالیي برخوردار خواهند بود و مي توانند مدل مناسبي را براي افزایش کارایي واحدها ارائه دهند. نتایج کارآیي فني

واحد هاي پرورش پولت نشان داد که میانگین کارآیي فني در حالت بازده ثابت نسبت به مقیاس)CRS(، بازده متغیر نسبت به

)VRS( برابر 82/3، 91 و 90/4 درصد مي باشد و 19 واحد از 34 واحد داراي کارآیي فني )scale(و مقیاس )VRS(مقیاس

100 درصد هستند و بقیه بنگاهها به درجات متفاوتي داراي ناکارآیي هستند. نتایج کارآیي فني واحدهاي پرورش توأم نشان

مي دهد که میانگین کارآیي فني در حالت بازده ثابت نسبت به مقیاس، بازده متغیر نسبت به مقیاس و مقیاس)scale( برابر 48/9،

67/6 و 72/3 درصد مي باشد و 22 واحد از 89 واحد داراي کارآیي فني با بازده متغیر نسبت به مقیاس 100 درصد هستند و

بعقیه بنگاهها به درجات متفاوتي داراي ناکارآیي هستند. نتایج تخمین تابع تولید مرزي تصادفي واحدهاي پرورش پولت ایران

نشان داد که میزان کارآیي واحد ها بین 0/34 تا 1 با انحراف معیار 0/18 متغیر است. با توجه به اینکه میانگین کارآیي در این

واحد ها 0/72است. با بهره گیري از شیوه هاي اصولي تولید و استفاده بهینه از نهاده ها 0/28 امکان افزایش تولید در این واحدها

وجود دارد. نتایج تخمین تابع تولید مرزي تصادفي واحدهاي پرورش توأم ایران نشان داد که میزان کارآیي واحد ها بین 0/34 تا

0/94 با انحراف معیار 0/14 متغیر است. و تنها 12 درصد از واحد ها کارآیي باالي 0/90 دارند. با توجه به اینکه میانگین کارآیي

در این واحد ها 0/74است. با بهره گیري از شیوه هاي اصولي تولید و استفاده بهینه از نهاده ها 0/26 امکان افزایش تولید در این

واحدها وجود دارد. در این مطالعه براي تمام واحد هاي ناکارا )واحدهاي پرورش پولت ایران، واحدهاي پرورش توأم ایران

و واحدهاي پرورش مرغ تخمگذار ایران( واحد یا واحدهاي الگو شناسایي شد. بنابراین از طریق کم کردن شکاف تولید بین

واحدهاي ناکارا و واحد هاي الگو مي توان تولید را بدون تغییر تکنولوژي افزایش داد. و در نتیجه میزان کارآیي وتولید این صنعت

در ایران افزایش خواهد یافت. بعد از برآورد کارایي واحدهاي صنعتي پرورش پولت، مرغ تخمگذار و توام، معلوم شد که تعداد

زیادی از تولیدکنندگان ناکارا بوده اند. به بیان دیگر، نتایج کارایی نشان داد که واحدها به علت عدم استفاده بهینه از نهاده ها،

حداکثر تولید را نسبت به نهاده هایی که مصرف کرده اند به دست نیاورده اند. مرغداران مورد مطالعه در صورت پرکردن شکاف

تکنیکی خود با بهترین تولیدکننده می توانند کارآیی خود را به طور قابل مالحظه ای افزایش دهند. بنابراین اجرای یک مدیریت

صحیح در خصوص کاربرد نهاده ها در سطح بهینه بین واحدها می تواند راه گشا باشد. ارتقاي کارایی و بهره وري واحدها نیازمند


23

زمان و برنامه است، از این رو پیشنهاد می گردد در این زمینه برنامه هاي جامع و بلندمدت با توجه به نیازها، اهداف، امکانات،

محدودیت ها و شرایط جامعه مرغداران تهیه و تدوین شده و به اجرا گذاشته شود. همچنین انجام مطالعات با تکرار در طول

زمان می تواند به فهم بهتر تفاوت هاي میان مرغداران منطقه منجر شود و متعاقبا برنامه ریزي براي سیستم هاي آموزشی و ترویجی

بهتر می تواند کارآیی و بهره وری مرغداران را بهبود دهد.


24

منابع

1. اسفنجاري کناري، رضا )1390(، بررسي اقتصادي واحدهاي صنعتي پرورش مرغ تخمگذار در ایران. پایان نامه کارشناسي

ارشد، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.

تکنولوژیکي واحدهاي پرورش مرغ فني و شکاف کارآیي بررسي زیبایي )1391(، کناري، رضا و منصور اسفنجاري .2

تخم گذار ایران، نشریه اقتصاد و توسعه کشاورزي، 26: 260-252.

بر کارایي مرغداران استان خراسان جنوبي، 3. اصفهاني، سید محمد جعفر و جواد خزاعي )1389(، بررسي عوامل موثر

تحقیقات اقتصاد کشاورزي، 4: 165-180.

4. پورزند، فرناز )1388(، کارایي فني و شکاف تکنولوژي ذرت کاران به تفکیک سطح پایداري کشاورزي مناطق مختلف

استان فارس، پایان نامه کارشناسي ارشد، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.

5. رحیمي سوره، ص. و ح. صادقي. 1383. عوامل مؤثر بر کارایي و اقتصاد مقیاس در رهیافت هاي پارامتري و ناپارامتري

)مطالعه موردي: طرح هاي مرتع داري در ایران(. تحقیقات اقتصادي، 67: 291-259.

6. زارع نژاد، م. و یوسفي حاجي آباد، ر. 1388. ارزیابي کارایي فني تولید گندم در ایران )با استفاده از دو رهیافت پارامتریک

و ناپارامتریک(. فصلنامه پژوهشهاي اقتصادي، 9)2(: 172-145.

استان 7. فطرس، محمد حسن. و موسي، سلگي )1391(، تحلیل کارایي و سوددهي واحدهاي پرورش جوجه گوشتي

همدان، مجله پژوهش و سازندگي، 79-70:73.

8. قاسمي، روبابه )1390(، بررسي عوامل مؤثر بر پذیرش تکنولوژي تصفیه آب و هوادهي و اثر آن بر کارآیي در مزارع

پرورش ماهي استان مازندران، پایان نامه کارشناسي ارشد، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.

و اقتصاد کشاورزي فصلنامه ،DEA رویکرد با طیور تولیدي واحدهاي کارایي گیري اندازه ،)1387( علي 9. محمدي،

توسعه، 19: 30-6.

10. محمدي، ه. و س. م. صدراالشرافي. 1384. مطالعه کارایي اقتصادي تعاوني هاي دشت قمرود با استفاده از دو روش مرز

تصادفي و تحلیل فراگیر داده ها. مجله علوم کشاورزي، 3: 29-15.

11. محمدي، هادي. و محمد بخشوده)1386(، مطالعه کارایي فني، تخصیص و اقتصادي در تعاوني هاي تولید روستایي در

ایران )روش مرزي تصادفي و تحلیل فراگیر داده ها(، فصلنامه علوم اقتصادي، 11: 64-53.

12. مرکز آمار ایران )1390(، نتایج تفصیلي سرشماري عمومي طیور سال 1390.

13. Alrwis, K. N. and Francis, E. )2003(, Technical efficiency of broiler farms in central region of

Saudi Arabia. Research Publishing, 116:.5-34.

14. Battese J., and Rao D. S. P. 2002. Technology gap, efficiency and stochastic metafrontier function.

International Journal of Business & Economic, 1: 87-93.


25

15. Battese, G. E. and J. S. Corra. )1977(, Estimation of production frontier model: application to the

pastoral zone of Eastern Australia, Australian Journal of Agricultural Economics, 21: 169-179.

16. Battese, G.E., Rao, D. S. P., and O’Donnell, C. )2004(, A metafrontier production function

for estimation of technical efficiencies and technology Gaps for Firms Operating Under Different

Technologis, Journal of Productivity, Analysis, 21: 91-103.

17. Charnes, A., Cooper, W. W. and Erodes, G. )1978(, Measuring the efficiency of decision making

units, European Journal of Operational Research, 2)60(: 429-444.

18. Coelli T. J. )1996(, A guide to FRONTIER version 4.1: a computer program for stochastic frontier

production and cost function estimation, CEPA Working Papers, No. 7/96, Department of econometrics,

University of New England, Armidale.

19. Coelli T., Rao D. S. P., and Battese G. E. )1998(, An Introduction to Efficiency and Productivity

Analysis, Second Edition, Boston: Kluwer Acdemic Publishers.

20. Farrel, M. J. )1957(, The measurement of productive efficiency. Journal of the royal statistical

society, series A, CXX, part 3: 253-290.

21. Meeusen, W., and Van Den Broak, J. )1977(, Efficiency estimation cobb-douglas production

function with composed error, International Economic Review, 18: 435-444.

22. Rahman, S., 2009. Whether Crop Diversification is a Desired Strategy for Agricultural Growth

in Bangladesh? Food Policy, 34: 340-349.

23. Reinhard, S., C. A. Knox Lovell and G. Thijssen. 2000. Environmental efficiency with multiple

environmentally detrimental variables; estimated with SFA and DEA, European Journal of Operational

Research, 121: 287-303.

24. Sharma, V. P. and A. Kumar. 2000. Factor influencing adoption of agro foresty program: A case

study from Northwest India. Indian Journal of Agricultural Economics, 55)3(: 500-509.

25. Yusef, S.A. and Malomo, O. )2007(, Technical efficiency of poultry egg production in ogun

state: a DEA approach, Journal of Poultry Science, 6)9(: 622-629.

اثر اينولین بر عملکرد و میزان کلسترول تخم مرغ در مرغ هاي تخمگذار تجاری

علی نبی زاده1*

تاریخ دریافت:1394/06/11 تاریخ تصویب:1394/10/10

چکیده

به منظور بررسي اثر اینولین بر عملکرد و میزان کلسترول تخم مرغ، آزمایشي در قالب طرح کامال تصادفي با چهار تیمار )سطوح صفر،

یک، دو و سه درصد اینولین( و هر تیمار شامل چهار تکرار اجرا شد. 80 قطعه مرغ تخمگذار سویه لوهمن در سن 42 هفتگي بر اساس

وزن و تولید تقریبا نزدیک بهم انتخاب و به صورت کامال تصادفي به تیمارها اختصاص داده شدند. اثر سطوح مختلف اینولین بر میانگین

تولید )درصد(، میانگین وزن تخم مرغ، تخم مرغ تولیدي )روز/مرغ/گرم( و ضریب تبدیل غذا معني دار نبود. سطوح دو و سه درصد اینولین

باعث افزایش معني دار ضخامت پوسته تخم مرغ در مقایسه با گروه کنترل شد. در تیمار هاي حاوي یک، دو و سه درصد اینولین به ترتیب

8/78، 19/38 و 20/22 درصد کاهش در کلسترول زرده به ازاي هر گرم زرده و 8/38، 18/02 و 18/81 درصد کاهش در کلسترول زرده

به ازاي هر تخم مرغ مشاهده شد. به طور کلي نتایج این مطالعه نشان داد استفاده از اینولین تا 3 درصد جیره، سبب بهبود ضخامت پوسته و

کاهش کلسترول زرده تخم مرغ مي گردد.

کلمات کلیدي: اینولین، زرده تخم مرغ، عملکرد، کلسترول، مر غ تخمگذار

1- گروه علوم دامی، دانشگاه آزاد اسالمی واحد بجنورد، بجنورد، ایران. )[email protected]( *

اثر اینولین بر عملکرد و میزان کلسترول تخم مرغ در مرغ هاي تخمگذار تجاری

28

مقدمه

تخم مرغ منبع خوبی از پروتئین، ویتامین ها و امالح ضروری بوده و در عین حال یکي از منابع غني از کلسترول

است. هر زرده تخم مرغ حاوي 250-200 میلي گرم کلسترول است )12(. نشان داده شده است که بین تصلب

شرایین و افزایش چربي هاي سرم خون در انسان ارتباط وجود دارد)12(. از بین انواع چربیهاي سرم، کلسترول بیش

از همه مورد توجه قرار گرفته است. لذا توصیه مي شود مصرف تخم مرغ به دلیل میزان باالي کلسترول آن محدود

الذکر و امکان کاهش تقاضا براي مصرف تخم مرغ و متعاقب آن متضرر شدن با توجه به موارد فوق شود)6(.

صنعت مرغ تخم گذار، تحقیقات گسترده اي در زمینه امکان کاهش کلسترول تخم مرغ در دنیا صورت گرفته است.

از آنجائیکه کاهش کلسترول زرده تخم مرغ به روش ژنتیکي با موفقیت چنداني همراه نبوده است )7( و با توجه

به عدم استقبال جامعه از تخم مرغ هاي کم کلسترولي که با استفاده از مکمل هاي سنتتیک شیمیایي تولید شده اند

)15(، لزوم به کارگیري ترکیبات طبیعي در جیره پرندگان، به منظور کاهش کلسترول تخم مرغ کامال مشهود است.

درجه با ملکول های شامل که است فروکتوز مر پلي یک می گردد استخراج کاسنی از عمدتًا که اینولین

پلیمریزاسیون 3 تا 60 )میانگین 10( است و بدلیل وجود پیوندهای گلیکوزیدیک )β)2→1 در مقابل آنزیمهاي

گوارشي میزبان مقاوم بوده، باعث افزایش باکتري هاي مفید و کاهش باکتري هاي مضر دستگاه گوارش مي شود

)17(، در روده بزرگ و سکوم ها تولید اسید هاي چرب کوتاه زنجیر)اسید استیک،اسید پروپیونیک واسید بوتیریک(

نموده و باعث کاهش pH محیط شده و محیط نامناسبی را برای عوامل بیماري زا فراهم مي کند. تولید فرآورده هاي

تخمیري شامل پروپیونیک اسید ممکن است سنتز کلسترول را در کبد کاهش داده )8(، و متعاقب آن باعث کاهش

معني دار کلسترول زرده تخم مرغ گردد)2 و 14(. لذا در این مطالعه سطوح متفاوت و بیشتر از سطوح قبلي بکار

گرفته شده است تا امکان کاهش بیشتر کلسترول زرده تخم مرغ بررسي شود.

مواد و روش ها

این آزمایش در اسفند 1391 در فارم خصوصي کوشکی کیلومتر پنج جاده اسفراین به طرف زرق آباد به مدت

14 هفته شامل دو هفته دوره عادت پذیري و 12 هفته دوره رکورد برداري در مرغ هاي تخم گذار تجاري انجام

شد. در این آزمایش تعداد 80 قطعه مرغ تخم گذار سویه لوهمن سفید، در سن 42 هفتگي بر اساس وزن و تولید

تقریبًا نزدیک بهم انتخاب شدند. این مرغ ها به گونه ای بین پن ها توزیع شدند که میانگین وزنی و تولیدی آنها

توزیع یکنواختی داشت. در هر پن به ابعاد 65×65×75 سانتی مترتعداد پنج قطعه مرغ اختصاص داده شد. در ابتدای

آزمایش مرغ ها بر اساس وزن و تولید تقریبًا نزدیک به هم به 16 گروه پنج قطعه ای تقسیم بندی شدند. هر یک از

گروههای فوق به صورت کاماًل تصادفی در یکی از واحدهای آزمایشی قرار گرفتند. هر چهار گروه به یک تیمار

آزمایش اختصاص داده شد. هر پن دارای مانع توری به ارتفاع 75 سانتی متر طول و عرض 65×65 سانتی متر بود.


29

پرندگان در معرض دوره نوری 17 ساعت روشنایی قرار گرفتند. دمای سالن نگهداری مرغ ها در محدوده 16 تا 20

درجه سانتی گراد بود. تیمارهای آزمایش سطوح صفر، یک، دو و سه درصد اینولین1 در نظر گرفته شد. جیره های

آزمایش به صورت آردی تهیه شدند و پرندگان مورد آزمایش در تمام طول آزمایش به آب و غذا دسترسي آزاد

داشتند. جیره های آزمایش بر اساس حداقل مقادیر مواد مغذی توصیه شده توسط راهنمای سویه لوهمن با استفاده

از ترکیبات مواد خوراکی جداول انجمن ملي تحقیقات به نحوی تنظیم شدند که از لحاظ میزان انرژی و سایر

مواد مغذی با هم برابر باشند.

به محض مشاهده تلفات، تاریخ و شماره تیمار و تکرار یادداشت می شد. مصرف خوراک در دوره های 28 روزه

رکورد برداری شد. از تفاضل دان اختصاص داده شده برای هر تکرار در ابتدای هر دوره و دان باقیمانده در پایان

هر مرحله مقدار دان مصرفی هر تکرار محاسبه شد. تخم مرغ های تولیدی روزانه جمع آوری و پس از شمارش

توزین و درصد تخم گذاری و میانگین وزن محاسبه شد. ضریب تبدیل خوراک در دوره های 28 روزه از تقسیم

غذای مصرفی هر واحد آزمایشی در هر دوره بر گرم تخم مرغ تولیدی روزانه هر تکرار بدست آمد. براي اندازه

گیري کلسترول تخم مرغ، پس از توزین تخم مرغ ها با ترازوي دیجیتالي با دقت0/01گرم، زرده به طور کامل از

سفیده جدا شد و مورد توزین قرار گرفت. پس از آن با استفاده از یک همزن، زرده را به طور کامل به هم زده تا

ماده اي یکنواخت حاصل شود. آنگاه یک گرم از زرده یکنواخت شده جدا شد و با افزودن 15 میلي لیتر محلول

2:1 کلروفرم – متانول )دو حجم کلروفرم، یک حجم متانول( و پنج میلي لیتر آب به زرده جدا شده و سانتریفوژ

کردن آن و سپس جدا نمودن فاز آبي )الیه باالیي( و فاز جامد )الیه میاني( عصاره زرده استخراج شد)3(. کلسترول

زرده، با افزودن سه میلي لیتر معرف )براي تهیه این معرف 0/5 گرم کلرور فریک، به یک لیتر اسید استیک گلیسال

خالص اضافه مي شود(. دو میلي لیتر اسید سولفوریک 98% به دو میکرولیتر عصاره زرده و مقایسه آن با استاندارد

تعیین شد)16(. براي محاسبه کلسترول کل تخم مرغ از رابطه زیر استفاده شد:

مقدارکلسترول در هر گرم زرده )میلي گرم( × وزن زرده = کلسترول تخم مرغ)میلي گرم(

براي آنالیز آماري از نرم افزار آماري MSTATC استفاده شد و میانگین ها به کمک آزمون چند دامنه اي دانکن

در سطح 5 0/0 مقایسه شدند.


داده هاي مربوط به اثر اینولین بر مصرف خوراک، گرم تخم مرغ تولیدي روزانه و ضریب تبدبل خوراک در دوره هاي

1.)Orafti® GR BENEO-Orafti B 3300, Tienen, Belgium(


30

مختلف و کل دوره در جدول 2 و داده هاي مربوط به اثر اینولین بر میانگین تولید )درصد( و وزن تخم مرغ )گرم( در

جدول 3 گزارش شده است. بررسي داده ها و مقایسه میانگین ها نشان داد که تیمار هاي آزمایشي بر روي میانگین تولید

)درصد(، وزن تخم مرغ )گرم(، تخم مرغ تولیدي )روز/مرغ/گرم( و ضریب تبدیل تاثیر معني دار نداشت. نتایج بدست

آمده در این تحقیق با نتایج سایر محققین مطابقت دارد )9 و 14(. تیمارهاي غذایي اعمال شده در این آزمایس، وزن

زرده تخم مرغ را در مقایسه با گروه کنترل از نظر عددي افزایش داد، اما از نظر آماري این افزایش معني دار نبود.

جدول 1 - ترکیب جیره های آزمایش )برحسب درصد(% اینولین 3% اینولین2%اینولین1%اینولین0نام ماده خوراکی

33/4916/4796/4478/42ذرت23/1568/1508/1648/16کنجاله سویا

22222222گندم278/258/338/4روغن سویا

0123اینولین61/759/759/757/7صدف

60/156/156/156/1کربنات کلسیم1/11/11/11/1دي کلسیم فسفات

3/03/03/03/0نمک25/025/025/025/0†مکمل ویتامین25/025/025/025/0††مکمل معدنی

13/013/013/013/0دي ال متیونین

2/02/02/02/0ال لیزینترکیبات محاسبه شده:

2780278027802780انرژي قابل سوخت وساز)kcal/kg(

26/1426/1426/1426/14پروتئین % 73/373/373/373/3کلسیم %

38/038/038/038/0فسفر قابل دسترس % 96/096/096/096/0لیزین % 68/068/068/068/0متیونین + سیستین %

63/063/063/063/0ترئونین %

E ،2/2میلی گرم ویتامین D3 ،10واحد بین المللی ویتامین A،2500واحد بین المللی ویتامین 10000مقدار ویتامین در هر کیلوگرم جیره: †میکروگرم B9 ،15میلی گرم ویتامینB6،56/0میلی گرم ویتامین B3 ،2میلی گرم ویتامین B2 ،8میلی گرم ویتامین B1 ،4میلی گرم ویتامین

میلی گرم کولین کلراید.H2 ،200میلی گرم ویتامین B12،15/0ویتامین

میلی گرم 1/0میلی گرم مس، 5میلی گرم آهن، 50میلی گرم روي، 60میلی گرم منگنز، 80مقدار مواد معدنی در هر کیلوگرم جیره:††

میلی گرم سلنیوم.1/0میلی گرم ید، 1کبالت،


31

نتایج آنالیز آماري داده هاي مربوط به ضخامت پوسته نشان داد سطوح دو و سه درصد اینولین باعث افزایش

معني دار ضخامت پوسته تخم مرغ در مقایسه با گروه کنترل گردید. افزایش معني دار ضخامت پوسته با استفاده

از اینولین در جیره مرغان تخم گذار توسط سایر محققین نیز گزارش شده است )9( این افزایش مي تواند بدلیل

افزایش میزان جذب مواد معدني شامل کلسیم که ترکیب عمده تشکیل دهنده پوسته است باشد )1(. گزارش

Bifidobacteria در سکوم Lactobacillus و مفید شامل افزایش میکروارگانیسم هاي باعث اینولین شده است

پرنده مي شود)9(. برخي از گونه هاي الکتوباسیلوس باعث جذب بیشتر کلسیم و افزایش آن در خون مي شود

جذب افزایش باعث مفید میکروارگانیسم هاي مي یابد)10(. افزایش تخم مرغ پوسته ضخامت آن متعاقب که

و پوسته افزایش وزن باعث افزایش جذب، این منیزیم مي شوند، و کلسیم ویژه به معدني مواد و ویتامین ها

ضخامت آن مي گردد)13(.

یافته ها این است. داده شده نشان 4 در جدول تخم مرغ زرده کلسترول به مربوط داده هاي آماري نتایج

بیانگر آنست که تیمار هاي غذایي بر میزان کلسترول زرده تخم مرغ تاثیر معني دار )p>0/05( دارد، به طوریکه

در تیمار هاي حاوي سطوح صفر، یک، دو و سه درصد اینولین به ترتیب 8/78، 19/38 و 20/22 درصد کاهش

در کلسترول زرده به ازاي هر گرم زرده و 8/38، 18/02 و 18/81 درصد کاهش در کلسترول زرده به ازاي هر

تخم مرغ مشاهده شد. نتایج بدست آمده در این تحقیق با نتایج سایر محققین مطابقت دارد)9 و 14(. اینولین از

طریق کاهش سنتز کلسترول در کبد بدلیل تولید اسید هاي چرب کوتاه زنجیر، افزایش دفع اسید هاي صفراوي

و همچنین کاهش فعالیت 3 – هیدروکسي 3- متیل گلوتاریل کوآنزیم آ رودکتاز که آنزیم کلیدي مسیر بیوسنتز

کلسترول مي باشد باعث کاهش سنتز کلسترول و در نتیجه کاهش آن در زرده تخم مرغ مي شود )5(. بر اساس

نتاج بدست آمده در این آزمایش، سطح سه در صد اینولین در جیره مرغان تخمگذار تجاري مي تواند کلسترول

تخم مرغ را 18/81 درصد کاهش دهد.


32

جدول 2- اثر اینولین بر مصرف خوراک، گرم تخم مرغ تولیدي روزانه و ضریب تبدبل خوراک در تیمار هاي آزمایش

تیمار هاي آزمایش

--------------------------------------------------------SEM% اینولین3% اینولین2% اینولین1% اینولین0

)روز/مرغ/گرم) خوراك مصرفی

46 -4293/11165/10878/11178/1081.81950 -4613/10840/10630/11078/109929/054 -50ab90/108b13/105a40/111a78/111209/154 -4265/10970/10615/11110/110993/0

)روز/مرغ/گرم) تخم مرغ تولیدي

46 -4228/5358/5308/5477/54710/050 -4650/5205/5455/5401/54987/054 -5005/5353/5382/5311 /54846/054 -4294/5273/5314/5429/54584/0

)گرم/گرم) ضریب تبدیل

46 -4210/203/206/299/1039/050 -4606/297/103/204/2042/054 -5005/297/107/206/2032/054 -4207/299/106/203/2032/0

: میانگین خطاي استاندارد. SEM(.P≥05/0)تفاوت ارقام در هر ردیف با حروف غیر مشابه، معنی دار است

جدول 3- اثر اینولین بر میانگین تولید )درصد( و وزن تخم مرغ )گرم( در تیمار هاي آزمایش تیمار هاي آزمایش

--------------------------------------------------------------------SEM % اینولین3% اینولین2% اینولین1% اینولین0

)درصد) میانگین تولید

46 -4243/8918/9055/9065/91920/050 -4610/8808/9055/9073/89307/154 -5010/8805/8860/8825/89330/154 -4253/8845/8988/8818/90709/2

)گرم) وزن تخم مرغ

46 -4258/5943/5970/5980/59417/050 -4660/5900/6025/6018/60356/054 -5023/6080/6068/6065/60355/054 -4294/5273/5314/5429/54584/0

.: میانگین خطاي استانداردSEM(.P≥05/0)تفاوت ارقام در هر ردیف با حروف غیر مشابه، معنی دار است


33

جدول 4- میانگین ضخامت پوسته، وزن زرده و کلسترول زرده تخم مرغ در تیمار هاي آزمایشتیمار هاي آزمایش

-------------------------------------------------------------------SEM % اینولین3% اینولین2% اینولین1% اینولین0

)میلی b924/0ab684/0a104/0a304/0176/0متر)ضخامت پوسته

)تخم مرغ/گرم( 85/1492/1411/1513/15113/0وزن زرده

a24/14b99/12c48/11c36/11209/0کلسترول زرده ) گرم زرده/میلی گرم)

)زرده/میلی گرم) a48/211b75/193c37/173c71/17153/11کلسترول زرده

( : میانگین خطاي استانداردP.)SEM≥05/0تفاوت ارقام در هر ردیف با حروف غیر مشابه، معنی دار است


34

منابع

1. Azorin-Ortuno M.. Urban C. Ceron J .J. Tecles F. Allende A. and Barberan F .A2009 .. Effect

of low inulin doses with different polymerization degree on lipid metabolism, mineral absorbtion, and

intestinal microbiota in rats with fat-supplemented diet. Food Chemistry, 113: 1058-1065.

2. ChenY. C. Nakthong C. and Chen T. C. 2005. Effects of chicory fructans on egg cholesterol in

commercial laying hen. International Journal of Poultry Science, 4 )2(: 109-114.

3. Fulch J. Less M. and Stanely G. H. S. 1957. A simple method for the isolation and purification of

total lipids from animal tissues. Journal of Biology and Chemistry, 226: 497-509.

4. Holden J. Exler J. McCharen C. and Lockard J. 1989. A nationwide study of the cholesterol,

proximate, vitamin and mineral levels in large eggs. Federation of American Societies for Experimental

Biology A658.

5. Kim M. and Shin H. K. 1998. The water soluble extract of chicory influences serum and liver lipid

concentrations, cecal short chain fatty acid concentrations and fecal lipid excretion in rats. Journal of

Nutrition, 128: 1731-1736.

6. Kritchevsky S. B. and Kritchevsky D. 2000. Egg consumption and coronary heart disease: an

epidemiologic overview. Journal of the American College of Nutrition, 19: 549- 555.

7. Malekian F. Rao R. M. Prinyawiwatkul W. M. arshal W.E. Windhauser M. and Ahmedna M.

2000. Lipase and lipoxygenase activity, functionality, and nutrient losses in rice bran during storage.

LSU Ag Center Research and Extension Bulltin, 870: 1-69.

8. Mul A. J. 1997. Application of oligosaccharides in animal feeds In: Int. Symp. Non-digestible

oligosaccharides. Healthy feed for the colon. P.106. Wageningen. The Netherlands.

9. Nabizadeh A. 2012. The effect of inulin on broiler chicken intestinal microflora, gut morphology,

and performance. Journal of animal and feed science, 21: 725-734.

10. Panda A. K. Rao S. S. R. Raju M. V. L. N. and Sharma S. S. 2008. Effect of probiotic )Lactobacillus

sporogens( feeding on egg production and quality, yolk cholesterol and humoral immune response.

White leghorn layer breeders. Science of Food and Agriculture, 88)1(: 43-47.

11. Park S. O. and Park B. S. 2012. Effect of feeding inulin oligosaccharides on cecum bacteria, egg

quality and egg production in laying hens. African Journal of Biotechnology, 11)39(: 9516- 9521.


35

12. Pirronen V. Toivo J and Lampi A. M. 2002. New data for cholesterol content in meat, fish, milk,

eggs and their products consumed in Finland. Journal of Food Composition and Analysis, 15: 705 -713.

13. Roberfroid M. B. 2000. Prebiotic and probiotic: are they functional foods. American Journal of

Clinical Nutrition, 71)6(: 1682S-1687S.

14. Shang H. M., Hu T. M. Lu Y. J. and Wu H. X. 2010. Effects of inulin on performance, egg

quality, gut microflora and serum and yolk cholesterol in laying hens. British Poultry Science, 51)6(:

791-796.

15. Sutton CD, Muir WM and Mitchel GEJR )1984( Cholesterol metabolism in the laying hen as

influen- ed by dietary cholesterol, caloric intake and genotype. Poultry Science 63: 972-980.

16. Zak B. 1997. Cholesterol methods. Clinical Chemistry, 23: 1201.

17. Zentek J. Marquart B. Pietrzak T. Ballevre O. and Rochat F. 2003. Dietary effects on bifidobacteria

and Clostridium perfringens in the canine intestinal tract. Journal of Animal Physiology and Animal

Nutrition, 87:397-407.

اثر عصاره آويشن شیرازی و پروبیوتیک بر بیان ژن فاکتورهای رشد شبه انسولینی و گیرنده های آن ها در کبد جوجه های گوشتی

علی معتمدی مطلق1، وهاب باباپور1*، زربخت انصاری پیرسرائی2 و نریمان شیخی1

تاریخ دریافت:1394/06/31 تاریخ تصویب: 1394/10/02

چکیدهاین پژوهش با هدف بررسی اثر عصاره آویشن شیرازی و پروبیوتیک بر مقدار بیان نسبی ژن فاکتورهای رشد شبه انسولینی نوع اول و دوم و بیان نسبی ژن گیرنده های این فاکتورها در بافت کبد پرنده به عنوان شاخص های بیولوژیک رشد، در قالب طرح کامال تصادفی انجام شد. از نظر برنامه غذایی، جیره های مورد استفاده از نظر اجزاء و ترکیب شیمیایی کامال یکسان بوده و فقط از نظر به کارگیری عصاره آویشن و یا پروبیوتیک متفاوت بودند. ضمنا در کل دوره 42 روزه پرورش در هیچ گروهی از آنتی بیوتیک استفاده نشد.این پژوهش با 108 قطعه جوجه خروس گوشتی نژاد راس در 3 تیمار انجام شد. هر گروه آزمایشی دارای 3 تکرار بوده که در هر تکرار نیز 12 قطعه جوجه قرار داشت. در سن 42 روزگی )پایان دوره پرورش( از هر واحد آزمایشی دو قطعه پرنده با وزنی نزدیک به میانگین وزن هر پن انتخاب و پس از ثبت مشخصات، به منظور استخراج بافت کبد برای اندازه گیری بیان نسبی ژن های مذکور بالفاصله کشتار شدند. این پژوهش نشان داد که مصرف عصاره آویشن شیرازی و نیز پروبیوتیک، تأثیر معنی داری بر بیان ژن فاکتور های رشد شبه انسولینی و نیز بیان ژن گیرنده های آن در بافت کبد جوجه خروسهای گوشتی نداشت اما مصرف پروبیوتیک در مقایسه با گروه شاهد و همچنین گروهی که عصاره آویشن شیرازی دریافت کرده بودند، به

شکل معنی داری باعث افزایش بیان نسبی ژن رسپتورهای فاکتورهای رشد شبه انسولینی شد.

واژه های کلیدی: بیان ژن، فاکتورهای رشد شبه انسولینی، پروبیوتیک، آویشن شیرازی، جوجه گوشتی

1. دانشکده دامپزشکی- واحد علوم و تحقیقات- تهران2. دانشکده علوم دامی- دانشگاه علوم کشاورزی و منابع طبیعی- ساری

)[email protected]( :عهده دار مکاتبات *

اثر عصاره آویشن شیرازی و پروبیوتیک بر بیان ژن فاکتورهای رشد شبه انسولینی و گیرنده های آن ها در کبد...

38

مقدمه

در سال های اخیر، پرورش مرغ گوشتی با توجه به نقش و اهمیت خاصی که در تأمین پروتئین حیوانی مورد

نیاز انسان دارد رشد چشمگیری داشته و به صنعت بزرگی تبدیل شده است. استفاده از آنتی بیوتیک ها به دلیل

به وجود آمدن سویه های مقاوم باکتریایی و امکان انتقال این مقاومت به انسان و به هم زدن فلور طبیعی دستگاه

گوارش، مشکالت جدی در بهداشت عمومی و دامی ایجاد کرده و موجبات نگرانی مصرف کنندگان را فراهم

ساخته است لذا متعاقب ضرورت محدودیت مصرف بسیاری از آنتی بیوتیک ها و داروهای بهبود دهنده رشد،

ترکیبات فیتوژنیک و همچنین پروبیوتیک ها درسطح گسترده مورد ارزیابی و به کارگیری قرارگرفته شده است

)7،8،23،24(. عصاره های گیاهی با تحریک حس بویایی و چشایی موجب افزایش اشتها شده در ضمن با افزایش

ترشحات گوارشی و تحریک فعالیت های آنزیمی و سهولت مکانیزم های حمل و نقل موجب افزایش جذب مواد

غذایی می شود. ضمنا این مواد نقش به سزایی در مهار رشد باکتری ها و قارچ ها و تثبیت فلور میکروبی دستگاه

گوارش هم ایفا می کند )23(. از مهم ترین عصاره های به کارگرفته شده در تغذیه دام و طیور می توان از آویشن

نام برد که با توجه به وجود ترکیبات موجود در آن چون تیمول، موجب تحریک رشد و کاهش ضریب تبدیل غذا

)Thymus Volgaris(در رابطه با آویشن باغی .)و اثرات مثبت دیگر چون خاصیت آنتی اکسیدانی می شود )18و19

اطالعات زیادی در دسترس است. ازدیگر گونه قابل ذکر این گیاه آویشن شیرازی )Zataria multiflora( از خانواده

نعناعیان می باشد )1(.

امروزه استفاده از پروبیوتیک ها به علت بهبود فلور میکروبی روده، کاهش مقدار وقوع اسهال، افزایش سطح

در صنعت آنزیم ها از برخی تولید و برابراسترس در مقاومت ایجاد پاتوژن، باکتری های با رقابت توان ایمنی،

پرورش طیور در حال گسترش است. افزودن بسیاری از این میکروارگانیسم ها موجب افزایش وزن در هفته های

اول پرورش در جوجه های گوشتی می شود. ضمنا مصرف این مواد موجب کنترل عوامل پاتوژن در دستگاه گوارش

طیور شده از این رو در بهبود عملکرد تغذیه ای طیور همچنین افزایش اخذ غذا و بهبود ضریب تبدیل غذا و در

نتیجه افزایش وزن بدن آنها موثر واقع می شود. )17و31(. Nurmi و Rantala )1973(، با ارائه فرضیه حذف رقابتی

کنترل عفونت های در موثر اقدامی در میالدی سعی نخستین دهه 70 در سال های ،)Competitive exclusion(

سالمونالیی در مرغ های گوشتی داشته است اما مشخص شد بکارگیری پروبیوتیک ها موجب محافظت در برابر

عفونت های باکتریایی و حتی افزایش رشد می شود )4، 11، 12، 13، 27و 33(

از اولین محصوالت تجاری ساخته شده حاصل از این فرضیه Broilact بود که در شرکت Orion در فنالند

ساخته شد و از سال 1987 تا 1994 بصورت مایع در فنالند و سوئد تولید می شد و از آن پس تا کنون به شکل

پودر منجمد به بازار ارائه می شود. در واقع Broilact مخلوطی از 32 نوع باکتری انتخاب شده از محتویات سکوم

مرغ بالغ سالم بوده که قابلیت اتصال به غشای روده را دارند. )27و31(.


39

عالوه برخواص حذف رقابتی Broilact مشخص شد این میکروارگانیسم ها با تولید اسیدهای چرب فرار عرصه

را برای فعالیت باکتری های پاتوژن چون سالمونال تنگ می کنند. ضمنا Schneitz و همکاران )1998(، نشان دادند

که مصرف این پروبیوتیک ضمن کاهش تلفات جوجه ها موجب افزایش قابلیت هضم مواد آلی و افزایش میزان

ابقاء مواد ازته و نهایتا بهبود ضریب تبدیل و افزایش رشد شده است که قسمتی از این بهبود کارایی را مربوط

به افزایش تخمیر در محتویات روده دانستند. ضمنا با به کارگیری پروبیوتیک با توجه به عملکرد حذف رقابتی،

موجبات النه گزینی سریع فلور سالم و کامل در بدو زندگی جوجه ها را فراهم کرده و با تشکیل پوشش حفاظتی

مانع اتصال باکتری های پاتوژن به غشای روده می شوند )26(.

فاکتورهای رشد شبه انسولینی نوع اول و دوم )IGF- I و IGF- II( ترکیباتی پلی پپتیدی بوده و از نظر ساختمانی

و عملکردی شباهت هایی به هورمون انسولین دارد. البته این فاکتورهای رشد در گونه های مختلف پرندگان در

مقایسه با پستانداران، هم از نظر تعداد و هم از نظر توالی اسیدهای آمینه متفاوتند. این هورمون ها در کنار هورمون

رشد، هورمون های تیروئیدی و هورمون انسولین نقش مهمی در رشد جانوران ایفا می کنند )16(.

تحقیقات نشان می دهد بسیاری از اعمال هورمون رشد در پرندگان به مانند پستانداران به واسطه ی فاکتور های

رشد شبه انسولینی صورت می گیرد )لی 2005(. از جمله این اعمال، افزایش متابولیسم گلوکز و اسیدهای آمینه،

سنتز DNA، تکثیر سلول های مختلف بدن و ضمنا تنظیم رشد می باشد )21(.

بر خالف دوران جنینی که mRNA و مراحل سنتز این فاکتورهای رشد در بافت مغز، چشم و استخوان های

پرندگان مشاهده شده، پس از هچ، سلول های کبد و تا حدودی سلول های قلب بیشترین نقش را در تولید این

هورمون ها به عهده دارند )16و 29(.

اشان اختصاصی گیرنده های بر هورمون ها این تأثیرات خاطر به انسولینی شبه رشد فاکتورهای عملکرد

به )IGF- Receptors( که روی سطح اغلب سلول های جانوری دیده می شود صورت می گیرد. طبق مطالعات

عمل آمده در مقایسه با پستانداران هیچ مدرکی دال بر وجود رسپتورهای IGF- II در جوجه ها در دست نیست

این بازی می کند. را IGF- I R نقش خود بر تأثیر با نوع یک انسولینی فاکتور رشد شبه مانند به IGF- II و

گیرنده ها به دسته بزرگی از رسپتورها موسوم به تیروزین کیناز تعلق دارد که گیرنده های انسولینی نیز در این

گروه قرار می گیرند فعال شدن این رسپتورها موجب توسعه و هایپرتروفی سلول هایی چون عضالت اسکلتی و

دیگر بافت های هدف می شود )21(.

همچنین و آویشن عصاره مستقیم تأثیرات بررسی پیرامون گسترده ای تحقیقات تاکنون اینکه به توجه با

که آن ها رسپتورهای و انسولینی شبه رشد فاکتورهای و خصوصا آندوکرینی سیستم بر نظر مورد پروبیوتیک

تأثیرات مهمی در متابولیسم و رشد جوجه ها بر جای می گذارند صورت نگرفته است، و نظر به اینکه بیان ژن، گام

نخست در سنتز هر ماده مثل هورمون های مورد مطالعه در این تحقیق می باشد در این پژوهش سعی شده تأثیرات


40

عصاره آویشن شیرازی و پروبیوتیک بر بیان ژن IGF- I و IGF- II و IGF- I R در کبد جوجه خروس های گوشتی

بررسی شود.


این آزمایش در مجتمع کشت وصنعت آراست شهرستان آمل انجام شد. کلیه برنامه های بهداشتی و مدیریتی بر

اساس موازین بهداشتی اداره کل دامپزشکی استان مازندران و اصول و مقررات این مرکز انجام گرفت. در ابتدای

انتخاب انجام آزمایش برای تعیین جنسیت شده و خروس ها به داخل سالن پرورش، جوجه ها ورود جوجه ها

شدند. سپس جوجه ها به صورت انفرادی وزن کشی و جوجه های با وزن حدود 44/5 گرم انتخاب و بصورت

تصادفی در درون پن ها قرار داده شدند. واکسیناسیون بر طبق برنامه واکسیناسیون منطقه اجرا شد. در این بررسی

از برنامه نوردهي دائمي استفاده شد. از پوشال چوب به عنوان بستر در درون پن ها استفاده گردید و به منظور

جلوگیری از انتقال بستر و تماس جوجه های پن های مجاور با همدیگر٬ میان پن ها صفحات پالستیکی قرار داده

شد. کارگر نیز به جز در موارد ضروری وارد واحدهای آزمایشی نمی شد و در صورت نیاز برای ورود به درون

پن ها برای هر واحد آزمایشی چکمه جداگانه فراهم شده بود.. در کل دوره 42 روزه پرورش در هیچ گروهی از

آنتی بیوتیک استفاده نشد. ضمنا تعداد تلفات هر واحد آزمایشی به صورت روزانه ثبت شد.

این پژوهش در قالب طرح کامال تصادفی با سه تیمار و سه تکرار و دوازده مشاهده در هر تکرار انجام شد ازاین

رو 9 واحدآزمایشی که در هر واحد 12 قطعه جوجه خروس گوشتی یک روزه نژاد راس )مجموعا 108 قطعه( به

طور تصادفی در قفس ها قرار داده شد.

تیمارهای آزمایشی شامل:

تیمار1 )تیمار شاهد( : جیره پایه.

تیمار2: جیره پایه + عصاره آویشن شیرازی

تیمار3 : جیره پایه + پروبیوتیک

نیازهاي تغذیه اي بر اساس توصیه NRC )1994( و بر اساس سه مرحله آغازین )یک تا21 روزگي(، رشد

)22 تا 35 روزگي( و پایانی )35 تا 42 روزگي( تنظیم شد )جداول 1 و2(. جیره های مورد استفاده از نظر اجزا

و ترکیب شیمیایی کامال یکسان بوده و فقط از نظر به کارگیری عصاره آویشن و یا پروبیوتیک متفاوت بودند. در

سن 42 روزگی از هر واحد آزمایشی دو قطعه پرنده با وزنی نزدیک به میانگین وزن هر پن انتخاب و به منظور

استخراج بافت کبد بالفاصله کشتار و در حد انجام آزمایش های مرتبط با آنالیز بیان ژن، دو نمونه بافت کبد از هر

تکرار بالفاصله در دمای 180- درجه سلسیوس به آزمایشگاه ارسال گردید و تا زمان انجام آزمایش های آنالیز بیان

ژن نگهداری شد.


41

Lee و همکاران )2004( انتخاب شد به طوری که میزان مصرف عصاره آویشن با توجه به پژوهش های

ppm 100 تیمول در جیره باشد. با توجه به نتیجه آنالیز عصاره آویشن شیرازی به کار گرفته شده در پژوهش و

وجود 0/5 درصدی تیمول در ترکیب آن برای ساختن غلظت ppm 100 از این ترکیب فنلی در جیره جوجه ها

به ازای هر کیلوگرم دان مصرفی، gr 20 عصاره استفاده شد. عصاره مذکور با دان مصرفی بطور روزانه مخلوط

و در تمام دوره 42 روزه پرورش در اختیار جوجه ها قرار گرفته و هر روز دان باقیمانده حاوی عصاره آویشن

از دانخوری ها جمع آوری می شد.

جدول 1- اجزاء جیره پایهاجزاء جیره

)درصد)آغازین

روزگی)21)صفر تا

رشد

روزگی)35تا 21)

پایانی


563629647ذرت371316287سویا

--10گلوتن ذرت20/1185/1580/27روغن80/230/220/2متیونین30/160/085/0لیزین

60/035/045/0ترئونین80/1860/1640/15دي کلسیم فسفات

60/111010صدف

20/380/280/2نمک50/100/100/1جوش شیرین50/250/250/2مکمل ویتامینه50/250/250/2مکمل معدنی

،mg45، نیکوتینیک اسید 5/2mgمکمل ویتامینه از نظر محتویات ویتامینی عرضه نموده براي هر کیلو جیره شامل : تیامین منو هیدرات -1mg5/1 فولیک اسید ،mg15/0 بیوتین،mg3پري دوکسین هیدروکلراید ،025/0mgکوبال آمین ،mg15پنتوتنات - دي کلسیم،mg6 ریبوفالوین

.mg25/1اتوکسی کوئین ،IU55توکوفرول استات،IU10000ترانس رتینول استات،IU4000کوله کلسیفرول،mg840کولین کلراید ،اکسید mg40فروس سولفات mg120مکمل معدنی از نظر محتویات ویتامینی عرضه نموده براي هر کیلو جیره شامل : منگنز اکساید -2

mg3/0، سلنات سدیم mg25/1یدات کلسیم mg16سولفات سرب mg100روي


42

جدول2- ترکیب شیمیایی جیره)%( پیش دانترکیب

روزگی)21)صفر تا

رشد دان


پس دان

(4تا35) روزگی

)کیلوکالري در هر کیلوگرم) 291030003100انرژي قابل متابولیزم791/21159/19055/18پروتئین خام)%(

032/1902/0864/0کلسیم)%(502/0450/0422/0فسفر قابل دسترس)%(

269/1071/1015/1لیزین)%(599/0513/0489/0متیونین

954/0833/0793/0سیستئین )%(متیونین+882/0760/0725/0ترئونین)%(264/0231/0215/0تریپتوفان)%(447/1273/1185/1آرژنین)%(018/1898/0843/0والین)%(

907/0791/0738/0ایزولوسین)%(590/0526/0495/0هیستیدین)%(874/1654/1573/1لوسین)%(

081/1952/0894/0فنیل آالنین)%(192/0161/0161/0سدیم)%(248/0211/0216/0کلر)%(

903/0811/0759/0پتاسیم)%(DEB)mEq/kg(245219204

Bacteroides-Porphyromonas- باکتری های پایه بر که Broilact پروبیوتیک مصرف نحوه و سازی آماده مراحل

Eubacterium- Lactobacillus-Entrococcus و Escherchia غیر بیماریزا می باشد، طبق دستورالعمل شرکت تولیدکننده

آن )Orion( و پژوهش های به عمل آمده توسط Palmu و Camelin )1997( انجام شده است. در این پژوهش از بسته پودر

خشک استفاده شده است. به منظور تأمین تعداد باکتری توصیه شده توسط شرکت سازنده جهت تأثیر الزم، یک بسته 2 گرمی

پودر خشک پروبیوتیک لیوفیلیزه که در هر گرم آن حداقلCFU1 1010 موجود می باشد به ازای 2000 قطعه جوجه در 5 لیتر

آب حل شده و در 4 ساعت ابتدایی دوره پرورش بطوریکه هر پرنده 1 میلی گرم پروبیوتیک دریافت کند به آنها خورانده شد.

کلیه مراحل مطالعات مولکولی در آزمایشگاه ژنتیک مولکولی دانشکده علوم دامی دانشگاه کشاورزی ساری انجام گرفت.

در ابتدا به منظور استخراج RNA از بافت کبد، از محلول آکوزول )AccuZol-Catno K 3090( شرکت بایونیر استفاده شد.

RNA خشک کردن ،RNA شستن ،RNA مراحل استخراج شامل همگن سازی نمونه ها، جداسازی، رسوب

RNA استخراج شده تا زمان تبدیل آن بهcDNA٬ در دمای 70- انجام گرفت سپس بر اساس راهنمای کیت

1. Colony Forming Unit


43

Quantifast Revears-Transcriptase شرکت از کیت cDNA تولید برای نگهداری شد. و سپس سلسیوس

کیاژن )Cat NO 205311 ( استفاده شد. cDNA حاصل پس از اتمام کارها و حل نمودن آن در آب بدون یون

و استریل، در دمای 70- درجه سلسیوس تا انجام مراحل بعدی آزمایش نگهداری شد.

به منظور انجام Real time PCR از کیت QuantiFast SYBER Green PCR شرکت Thermo Scientific با

مشخصه )Lot No 00145251( استفاده شد. با استفاده از نرم افزار Vector NTI، آغازگرهای اختصاصی، طراحی

و سپس توسط شرکت Metabion ساخته شد. ویژگی های آغازگرهای مورد استفاده در این پژوهش در جدول3

آورده شد.

جدول 3- ویژگی های آغازگرهای مورد استفاده در این پژوهش

اندازه باند

(bp)

جهت )توالی (5'-3'آغازگر شماره ثبت در بانک

ژن

ژن

301 رفت TggCCTgTgTTTgCTTACCTT M32791 IGF-I

برگشت TTCCTTTTgTgCTTTTggCAT

274 رفت CTCTTCCCCAACCTCACggTCA S40818 IGF-I R

برگشت gCTTCTCCTCCATCgTTCCTgg

101 رفتTgTggAggAgTgCTgCTTTC NM_00103034

2.1

IGF-II

برگشت gggAggTggCggAgAggTCA

152رفت gAgAAATTgTgCgTgACATCA L08165

β-Actinبرگشت CCTgAACCTCTCATTgCCA

بر اساس پروتوکل کیت QuantiFast SYBER Green PCR، آغازگرهای مورد نظر با غلظت 10 پیکومول در میکرولیتر

برای واکنش Real time PCR مورد استفاده قرار گرفتند.

در این مظالعه از RNA ریبوزومی )rRNA β – actin( به عنوان ژن مرجع استفاده شد )9و 20و 28(. به منظور اندازه

گیری بیان نسبی ژن IGF- I و IGF- II و IGF- I R از دستگاه Real time PCR Rotor- Gene شرکت Corbett مطابق

با روش Livak و Schmittgen 2001 اقدام شد.

.)SAS Institute Inc., 2003( SAS داده های این پژوهش در غالب طرح کامال تصادفی با استفاده از نرم افزار آماری

مورد آنالیز قرار گرفت و از آزمون دانکن نیز به منظور مقایسه میانگین ها استفاده شد.


44

نتايج

نتایج آزمون های بیان ژن تحت تأثیر عوامل آزمایشی به کار رفته در این پژوهش در سه گروه آزمایشی شامل:

1- گروه شاهد

2- گروه مصرف کننده عصاره آویشن شیرازی

3- گروه مصرف کننده پروبیوتیک

در نمودارهای 1 و 2 و 3 آمده است.

0

1

2

3

4

5

1 2 3

ژنیسبنن

بیاIG

F-।

گروه هاي آزمایشی

2^-∆∆Ct

نمودار1- بیان ژن IGF- I در پایان42 روزگی تحت تأثیر عوامل آزمایشی با استفاده از روش ∆∆ct - 2 ستون ها SD± میانگین.

.)P>0.05( ستون ها با حروف غیر مشابه تفاوت معنی دار با یکدیگر دارند

00.5

11.5

22.5

33.5

1 2 3

ژنیسبنن

بیاIG

F-॥


2^-∆∆Ct

نمودار2- بیان ژن IGF- II در پایان42 روزگی تحت تأثیر عوامل آزمایشی با استفاده از روش ∆∆ct - 2 ستون ها SD± میانگین.



45

0

1

2

3

4

1 2 3ژن

یسبنن

بیاIG

F-R


2^-∆∆Ct

نمودار3- بیان ژن IGF- R در پایان42 روزگی تحت تأثیر عوامل آزمایشی با استفاده از روش ∆∆ct - 2 ستون ها SD± میانگین.


بحث

با توجه به نتایج برخی از پژوهش های به عمل آمده که نشان می دهد به کارگیری آویشن موجب بهبود ضریب

تبدیل و افزایش وزن جوجه های گوشتی گشته است )2و 5و 18( و همچنین وجود پژوهش های مختلفی که نشان

داد استفاده از پروبیوتیک ها روی بهبود عملکرد رشد طیور موثر است )17و 31( این پژوهش با هدف بررسی تأثیر

دو عامل عصاره آویشن شیرازی و پروبیوتیک بر بیان ژن IGF- I و IGF- II و IGF- I R در کبد جوجه خروس های

گوشتی انجام شد.

نتایج این بررسی نشان داد که مصرف عصاره آویشن شیرازی به مقدار مورد استفاده در این پژوهش تأثیری

بیان ژن IGF- I و IGF- II و IGF- I R در کبد جوجه خروس های گوشتی ندارد. پژوهش ها نشان می دهد بر

مصرف عصاره آویشن در جوجه های گوشتی اثرات آنتی اکسیدانی و ضد نفخی داشته و موجب بهبود عملکرد

سیستم ایمنی و نیز تأثیرات مثبت بر فراسنجه های بیوشیمیایی خون می شود )3( اما تحقیقات به عمل آمده توسط

آویشن عصاره مصرف از ناشی رشد عملکرد بهبود می دهد نشان )2015( همکاران و Motamedi Motlagh

شیرازی در جوجه های گوشتی مرتبط با افزایش میزان هورمون های دخیل در رشد چون هورمون های تیروییدی

و هورمون رشد نبوده و ممکن است تیمول و دیگر ترکیبات موثر در این عصاره با تأثیر بر مراکز اشتها واقع در

هیپوتاالموس و دیگر مکانیسم های موثر بر اخذ غذا موجب بهبود عملکرد رشد شوند.

طبق نتایج حاصل از این تحقیق، مصرف مقدار به کار گرفته شده از پروبیوتیک در این تحقیق تأثیری بر میزان

بیان نسبی ژن فاکتورهای رشد شبه انسولینی در سن 42 روزگی نداشته اما به طور معنی داری سبب افزایش بیان

ژن IGF- I R نسبت به گروه مصرف کننده عصاره آویشن و نیز گروه شاهد گردید. مطالعات نشان می دهد هورمون

رشد، هم به طور مستقیم باعث رشد استخوان ها و عضالت و دیگر بافت های بدن شده و هم به طور غیر مستقیم


46

با تحریک تولید و ترشح سوماتومدین ها چون IGF-I و IGF- II از بافت ها خصوصا بافت کبد موجبات بهبود

رشد پرندگان را فراهم می آورد )15(.

با توجه به اینکه بیان ژن هورمون های دخیل در رشد در واقع اولین مرحله شروع سنتز این هورمون ها بوده

ضمنا گام اول تأثیر پذیری بافت ها در پاسخ به این هورمون ها افزایش گیرنده های مربوط به این فاکتورهای رشد

می باشد، لذا مطالعات مولکولی در این مرحله از سنتز پروتئین می تواند اطالعات مفیدی در خصوص این عوامل

در اختیار قرار دهد زیرا صفات بیولوژیک مانند چگونگی ترشح هورمون های دخیل در رشد در واقع پاسخی از

رفتار ژن مربوطه، تحت تأثیر فاکتورهای محیطی محسوب می شود.

نتایج پژوهش های محققین نشان می دهد که بهبود قابلیت هضم و جذب مواد غذایی در اثر مصرف پروبیوتیک

در پرندگان می تواند عامل تأثیرگذاری بر فاکتورهای بیولوژیک مرتبط با رشد باشد )24و 32(. ضمنا طبق نتایج

مطالعات انجام شده، تأثیرات مثبت استفاده از این پروبیوتیک بر میزان هورمون های موثر بر رشد چون تیروکسین

افزایندگی اثر بیان ژن هورمون رشد در کبد جوجه های گوشتی گزارش شده است)22(. به نظر می رسد نیز و

پروبیوتیک به کار رفته در پژوهش بر بیان ژن گیرنده های IGF- I به خاطر تأثیرات مثبت مصرف پروبیوتیک به کار

گرفته شده در این پژوهش بر افزایش قابلیت هضم و جذب مواد غذایی در دستگاه گوارش و افزایش ابقا مواد

ازته بوده است )32(

با اینکه به طور محدود در مورد تأثیر عوامل تغذیه ای و پروبیوتیک ها بر عملکرد رشد و بیان ژن های مختلف

بیولوژیک تأثیرگذاری مکانیزم کامل طور به کنون تا ،)24 14و )5و است گرفته صورت مطالعاتی پرندگان

پروبیوتیک ها گزارش نشده است )10و 24( و متأسفانه گزارشاتی که مکانیزم تأثیر مستقیم پروبیوتیک ها بر بیان

ژن هورمون های دخیل در رشد را در پرندگان نشان دهد در دست نیست لذا با نظر به وجود گزارشات محدود در

مورد مکانیزم بیولوژیک تأثیر عوامل تغذیه ای و پروبیوتیک ها بر عملکرد رشد مطالعه تأثیر thymol و پروبیوتیک

بر روی بیان ژن فاکتورهای رشد شبه انسولینی و گیرنده های آن ها نیاز به پژوهش های گسترده تری دارد.


47

منابع

ترکیبات شناسایی .)1388( ع. شفیعی. برزگرصفوی. س.، ع.، نوده. ح.، صالحی طباطبایی. م.، نوروزی. م.، خانوی. .1

شیمیایی روغن فرار دو گیاه آویشن شیرازی و مرزنگوش و بررسی اثرات ضد ویروسی آن ها. فصلنامه گیاهان دارویی، سال نهم،

دوره اول، شماره مسلسل سی و سوم، صفحات 128تا 137.

2. Abdulkarimi R., Aghazadeh A., Daneshyar M. 2011. Growth performance and some carcass

characteristics in broiler chickens supplemented with thymus extract )Thymus vulgaris( in drinking

water. AJS. 7: 400-405.

3. Aeschbach R., Loliger J., Scott B. C., Mucia A., Butler J., Halliwell B. 1994. Antioxidant action

of thymol, carvacrol, 6-ginerol, zinezerone and hydroxytyrosol. Food Chemi toxicol. 32: 31-36.

4. Aho M., Nuotio L, Nurmi E., Kiiskinen T. 1992. Competitive exclusion of campylobacters from

poultry with K-bacteria and Broilactâ.Int. J. Food Microbiol. 15: 265–275.

5. Aliakbarpour H. R., Chamani M., Rahimi G., Sadeghi A. A., Qujeq D. 2012. The Bacillus subtilis

and Lactic Acid Bacteria Probiotic Influences Intestinal Mucin Gene Expression, Histomorphology and

Growth Performance in Broilers. Asian-Aust. J. Anim. Sci. Vol. 25, No. 9: 1285-1293.

6. Al-Kassie G. A. M. 2009. Influence of two plant extracts derived from thyme and cinnamon on

broiler performance. Pakistan. Vet. J. 29: 169-173.

7. Amad A. A., Männer K, Wendler K. R., Neumann K., Zentek J. 2011. Effects of a phytogenic

feed additive on growth performance and ileal nutrient digestibility in broiler chickens. Poult Sci. 90:

2811–2816.

8. Bai S. P., Wu. A. M., Ding X. M., Lei Y, Bai J., Zhang K. Y., Chio J. S. 2013. Effects of probiotic-

supplemented diets on growth performance and intestinal immune characteristics of broiler chickens.

Poult. Sci. 92: 663–670.

9. Bustin S. A., Benes V., Nolan T., Pfaffi. M. V. 2005. Quantitative real-time RT-PCR- a perspective.

Journal of Molecular Endocrinology. 34: 597–601.

10. Chichlowski M., Croom J., McBride B. W., Daniel L., Davis G., Koci M. D. 2007. Direct-

fed microbial primaLac and salinomycin modulate whole-body and intestinal oxygen consumption and

intestinal mucosal cytokine production in the broiler chick. Poult.Sci. 86: 1100–1106.

11. Elwinger K., Schneitz C., Berndtson E., Fossum O., Teglo¨ f B., Engstro¨m B. 1992. Factors


48

affecting the incidence of necrotic enteritis, caecal carriage of Clostridium perfringens and bird

performance in Broiler chicks.Acta Vet. Scand. 33: 369-378.

12. Goren E., De Jong. W. A., Doornenbal P., Koopman J. P., Kennis H. M. 1984. Protection of

chicks against salmonella infection induced by spray application of intestinal microflora in the hatchery.

Vet. Q. 6: 73–79.

13. Hakkinen M.and Schneitz C. 1996. Efficacy of a commercial competitive exclusion product

against a chicken pathogenic Escherichia coli and E. coli O157:H7. Vet. Rec. 139: 139–141.

14. Horn N. L., Donkin S. S., Applegate T. J., Adeola O. 2009. Intestinal mucin dynamics: Response

of broiler chicks and White Pekin ducklings to dietary threonine. Poult. Sci. 88: 1906–1914.

15. Huybrechts L. M., King D. B., Lauterio T. J., Marsh J., Scanes C. G. 1985. Plasma concentrations

of somatomedin-C in hypophysectomized, dwarf and intact growing domestic fowl as determined

by heterologous radioimmunoassay. J. Endocrinol. 104: 233-239.

16. Kadlec J., Hosnedlová B., Řehout V., Čítek J., Večerek L., Hanusová L. 2011. Insulin-like

growth factor-I gene polymorphism and its association with growth and slaughter characteristics in

broiler chickens. Journal of Agrobiology. 28)2(: 157–163.

17. La Ragione R. M., Narbad A., Gasson M. J., Woodward M. J. 2004. In vivo characterization

of Lactobacillus johnsonii FI9785 for use as a defined competitive exclusion agent against bacterial

pathogens in poultry. Lett Appl Microbiol. 38: 197–205.

18. Lee K.-W., Everts H., Beynen A. C. 2004.Dietary Carvacrol Lowers Body. Essential Oils in

Broiler Nutrition. Int J. Poult. Sci. 3: 738-752.

19. Lee K.-W., Everts H., Kappert H. J., Yeom K. H., Beynen A. C. 2003. Weight Gain but Improves

Feed Conversion in Female Broiler Chickens. J. Appl. Poult. Res. 12: 394–399.

McMurtry JP )1998(: Nutritional and developmental roles of insulin-like growth factors in

poultry. J Nutrition 128, pp. 302.

20. Livak K. J. and Schmittgen T. D. 2001. Analysis of relative gene expression data using Real-

Time Quantitative PCR and the 2 -∆∆Ct method. Methods. 25: 402–408.

21. McMurtry JP., Francis G. L., Upton Z. 1997: Insulin-like growth factors in poultry. Domesti

Anim Endocrin 14: 199–229.

22. Motamedi Motlagh A., Babapour V., Ansari Pirsaraei Z., Sheikhi N. 2015. Effect of thyme


49

)Zataria multiflora( extract and probiotic )Broilact( feeding on blood thyroid hormones concentration

and growth hormone gene expression of liver in broiler chickens. Indian Journal of Fundamental and

Applied Life Sciences. 5 )S1(: 1979-1985.

23. Mountzouris K. C., Paraskevas V., Fegeros K. 2009. PHYTOGENIC COMPOUNDS IN

BROILER NUTRITION in Tobias Steiner. Phytogenics in Animal Nutrition., Natural Concepts to

Optimize Gut Health and Performance. First published , Erber AG, Austria: 97-107.

24. Mountzouris K. C., Tsitrsikos P., Palamidi I., Arvaniti A., Mohnl M., Schatzmayr G., Fegeros

K. 2010. Effect of probiotic inclusion levels in broiler nutrition on growth performance, nutrient

digestability, plasma immunoglobulins, and cecal microflora composition. Poult. Sci. 89: 58-67.

25. National Research Council. 1994. Nutrient Requirements of Poultry,8th Ed. Natl. Acad. Press.

Washington, DC.

26. Nurmi E. V., Rantala M. 1973. New aspects of Salmonellainfection in broiler production. Nature.

241:210.

27. Palmu L., Camelin I. 1997. The Use of Competitive Exclusion in Broilers to Reduce the Level of

Salmonella Contamination on the Farm and at the Processing Plant. Poult. Sci. 76: 1501–1505.

28. Pfaffi M. W. 2001. A new mathematical model for elative quantification in real time RT- PCR.

Nucleic Acids Res. 29: 2002-2007.

29. Richards M. P., Poch S. M., McMurtry J. P. 2005. Expression of insulin-like growth factor

system genes in liver and brain tissue during embryon ic and post-hatch development. Biochemistry and

Physiology, Part A. 141 : 76- 86.

30. SAS Institute. 2003. SAS User’s Guide. Version 9.1 ed. SAS Institute Inc., Cary, NC.

31. Schneitz C., Hakkinen M. 1998. Comparison of two different types of competitive exclusion

products. Appl. Micro. 26: 338–341.

32. Schneitz C., Kiiskinen T., Toivonen V, Na¨ si M.1998. Effect of BROILACTâ on the

Physicochemical Conditions and Nutrient Digestibility in the Gastrointestinal Tract of Broilers. Poult

Sci. 77: 426–432.

33. Soerjadi-Liem A. S., Snoeyenbos G. H., Weinack O. M. 1984. Establishment and competitive

exclusion of Yersinia enterocolitica in the gut of monoxenic and holoxenic chicks. Avian Dis. 28: 256–260.

بررسی اثر سن از شیرگیری بر عملکرد پروار بره های نر کلکوهی

کیوان کرکودی1*


چکیده

در این تحقیق تأثیر سنین مختلف از شیرگیری بر عملکرد پروار بره های نر نژاد کلکوهی مطالعه شد. به این منظور تعداد 16 رأس بره

نر در سنین 45، 60، 75 و 90 روزگی به طور تصادفی انتخاب، از شیر گرفته شده وبه مدت 112 روز پروار گردیدند. آزمایش درقالب طرح

گاماًل تصادفی با چهار تیمار سن از شیرگیری در چهار تکرار انجام شد. نتایج نشان داد که با افزایش وزن از شیرگیری؛ میانگین وزن نهایی،

خوراک مصرفی روزانه و الشه گرم بطور معنی داری افزایش یافت )P> 0/05(، ولی راندمان الشه گروه 60 روز از شیرگیری )43/57درصد(

با گروه 90 روز از شیرگیری )44/96 درصد( تفاوت معنی داری نداشت )P<0/05( ولی از دو گروه 45 و75 روز از شیرگیری باالتر بود.

افت الشه در هرچهار گروه تفاوت معنی داری نشان نداد. کل تغییرات وزن بدن طی دوران پروار در هر چهار گروه اختالف معنی داری

نشان داد ولی در گروه 60 روز از شیرگیری باالتر از سایر گروه ها بود. افزایش وزن روزانه کل دوره درگروه 60 روز از شیرگیری باسایرسنین

از شیرگیری )45، 75 و 90 روزگی( معنی دارنبود)P<0/05(. ماده خشک مصرفی روزانه وضریب تبدیل غذایی بطور معنی داری درگروه

60 روز از شیرگیری )به ترتیب 1/03 و7/16( پایین تر ازگروه های 75 و 90 روز از شیرگیری )به ترتیب 1/26 و8/8، 1/3 و9/66( بود

)P>0/05(. نتایج حاصل از این آزمایش نشان داد که با توجه به موارد مطرح شده ونیز مزایای زود از شیرگیری بره ها شامل فاکتورهای

اقتصادی و زیست محیطی مربوط به خود بره ها و نیز میش های مولد بهترین سن از شیرگیری بره در نژاد کلکوهی 60 روزگی می باشد.

واژه های کلیدی: سن از شیرگیری، عملکرد پروار، بره نژاد کلکوهی

1. گروه علوم دامی، دانشکده کشاورزی و منابع طبیعی، دانشگاه آزاد اسالمی واحد ساوه، ساوه، ایران. )[email protected]( :عهده دار مکاتبات *


52

مقدمه

قرمز به 70 درصد گوشت نزدیک است. قرمز کننده گوشت تأمین منبع مهمترین درایران گوشت گوسفند

مصرفی در ایران از گوشت گوسفند و بز تأمین می شود. گله داری وپرورش گوسفند وبز در ایران سابقه ای کهن

دارد ودر طول قرون واعصار متمادی همواره یکی از کارهای اصلی عشایر وروستائیان بوده است وطبق آخرین

آمار موجود درسال 1383 کشور ما درحدود 52115000 رأس گوسفند و25756000 رأس بز دارد. دراین بین

استان مرکزی با درحدود 3 میلیون واحد دامی، برابر با 2/5 درصد از کل دام کشور، یکی از قطب های دامپروری

کشور به حساب می آید. در میان انواع دام استان مرکزی نیزگوسفند با حدود 38/9 درصد از مجموع واحد دامی

استان مقام اول را دارا می باشد.

یکی از مهمترین شاخه های دامپروری، پرورش گوسفند وصنایع وابسته به آن می باشد. برای اینکه اهمیت

این آن روشن شود ودرابعاد وسیع بهداشت وشیوه های مدیریتی درپرورش به توجه پرورش گوسفند ولزوم

ونیاز فزاینده جمعیت جهان رشد به کوتاه نگاهی بدواً زوایا مشخص شود، وسایر اقتصادی لحاظ از مسئله

پروتئینی انسان الزم می باشد. درخالل سال های 1937 تا1972 یعنی درطول 35 سال جمعیت جهان از 2/14

میلیارد به 3/865 میلیارد و درسال 1976به 4 میلیارد افزایش پیدا کرده است ودرحال حاضر جمعیت جهان از

مرز 6/5 میلیارد نفر نیز گذشته است. نگرشی گذرا به آمار وارقام مربوط به همان 35 سال نشان می دهد که تعداد

گوسفندان از 652 میلیون به 1/036 میلیارد افزایش یافته است و مصرف سرانه گوشت گوسفند از 1/33 درسال

1937به1/35 درسال 1972 تزاید پیدا کرده است. مالحظه می گرددکه افزایش چندانی با توجه به رشد جمعیت

تولید گووشت نظر از ایران است)10(. ناچیز ودرمجموع مصرف سرانه گوشت گوسفند است نشده حاصل

گوسفند مقام پنجم تولید درجهان را با 332/6 هزار تن یا 4/2 درصد دارا می باشد)5(. اما تاکنون نتوانسته نیاز

مصرف کنندگان داخلی راتأمین نماید به طوریکه تعداد گوسفندان کشور 5/1 درصد تعداد گوسفندان دنیا بوده

ولی مقدار تولید گوشت گوسفند در کشور 4/2 درصد مقدار تولید جهانی آن است که علت آن پایین بودن وزن

کشتار می باشد. میانگین وزن کشتار گوسفند درکشوردرسال 1380 معادل 15/4 کیلوگرم گزارش شده است)5(.

درحال درکشورهای نفر میلیارد یک از بیش که داشته اعالم سازمان خواروبار جهانی که است درحالی این

توسعه دروضعیت شدید سوء تغذیه به سر می برند وهرسال حدود 1/6 درصد به جمعیت جهان افزوده می گردد

که دراین خصوص تأمین پروتئین مورد نیاز انسان بسیار ضروری و حیاتی می باشد وگوشت گوسفند یکی از

مهمترین واساسی ترین منابع پروتئینی مورد نیاز انسان می باشد.

از طرفی پرورش گوسفند وبز به شکل کنونی ومتکی به مرتع با توجه به افزایش سریع دام در کشور وهمچنین

تخریب مراتع آینده نامطمئنی دارد وافزایش تولید گوشت قرمز به بهای تخریب مراتع منطقی به نظر نمی رسد)7(.


53

یکی از روش های کاهش تراکم دام در مراتع و کاهش دام متکی به مرتع زودتر از شیر گرفتن بره های نر وماده

مازاد گله و پروارکردن آن ها می باشد.

نظر از که می باشد کلکوهی گوسفند مرکزی استان در غالب نژاد های از یکی که این به عنایت با حال

خصوصیات و عملکرد پروار درسنین و وزن های مختلف از شیرگیری بره ها تاکنون مقایسه پژوهشی بر روی آن ها

صورت نگرفته و به نظر می رسد که تحقیق و مقایسه سنین مختلف ازشیرگیری بر روی عملکرد پروار با تأکید بر

جنبه اقتصادی آن ضروری باشد.

بنابراین، این آزمایش به منظور بررسی اثر سن از شیرگیری بره های نر )درسنین 45، 60، 75و90 روزگی( بر

روی عملکرد پرواری بره های نر کلکوهی اجرا گردید.


این آزمایش در ایستگاه شماره 3 نگهداری دام گلدشت واقع در 18 کیلومتری غرب اصفهان متعلق به سازمان

جهادکشاورزی استان اصفهان آغاز وبه انجام رسید. از اواخر سال 1386 گله های نسبتًا خالص نژاد کلکوهی منطقه

که طرح محوری قوچ بر روی آن ها صورت گرفته بود تحت نظر قرار گرفت. دراواسط اردیبهشت ماه از هر چهار

سن مورد نظر )45، 60، 75 و90 روزگی( تعداد یکصد بره نر وزن کشی ومیانگین وزنی هر سن مشخص گردید.

در مرحله بعد جهت هر کدام از سنین مورد نظر 4 رأس بره تک قلو با وزن نزدیک به میانگین های بدست آمده

مشخص وجدا گردیدند. تعداد 16 باکس انفرادی به ابعاد 1/5 متر در1/2 متر طراحی گردید بطوری که درهر باکس

یک رأس بره نر نژاد کلکوهی بصورت تصادفی انتخاب و قرار داده شد. قبل از شروع آزمایش کلیه بره ها بر علیه

آنتروتوکسمی واکسینه شدند و جهت مبارزه با انگل های داخلی نیز به همه آن ها شربت کلوزانتل خورانیده شد.

دوره عادت پذیری بره ها به مدت 15 روز به طول انجامید. این آزمایش درقالب طرح کاماًل تصادفی با 4 تیمار؛

شامل 4 سن از شیرگیری45، 60، 75 و 90 روزگی که به ترتیب دارای میانگین وزنی 0/34 ± 10/8، 13/27±0/11،

0/21 ±16/35 و0/21 ±19/1 کیلوگرم بودند، در 4 تکرار انجام شد. یک روز قبل از شروع مرحله اصلی آزمایش

بره ها به مدت 14 ساعت پرهیز غذایی داداه شدند و وزن هر کدام به صورت انفرادی مشخص وثبت گردید وتا

پایان دوره آزمایش هر 14 روز یک بار هرکدام از بره ها بصورت انفرادی و قبل از غذا دهی نوبت صبح، توزین

شده و وزن با گوارش خالی آن ها ثبت گردید.

نیاز بره ها به نگهداری به ازای هر کیلوگرم وزن متابولیکی 70 گرم از جیره ای با غلظت 51 گرم پروتئین خام

و 17 کیلوژول انرژی خام در هرکیلوگرم ماده خشک ونیاز به رشد به ازای هر کیلوگرم وزن متابولیکی 35 گرم از

جیره ای باغلظت 173 گرم پروتئین خام و 16/5 کیلوژول انرژی خام در هرکیلوگرم ماده خشک بر اساس جداول

استاندارد غذایی AFRC )1992( درقالب جیره متعادلی از کاه جو، یونجه خشک، مالس چغندر، کنجاله تخم پنبه


54

و دانه جو تنظیم شده است )جدول1(.

کل جیره مورد نیاز هر حیوان جهت یک دوره بصورت جداگانه توزین شده و بصورت آزاد در دو نوبت صبح

وعصر روزانه رأس ساعت مشخص در اختیار بره ها قرار می گرفت وباقی مانده غذای هر روز قبل از خوراکدهی

نوبت صبح جمع آوری و توزین می گردید. جیره غذایی از دوقسمت کنسانتره وعلوفه تشکیل شده که به نسبت

60 به 40 به همراه آب ونمک بصورت آزاد در اختیار دام ها قرار داشت. این آزمایش به مدت 112 روز ادامه یافت.

پس از پایان دوره پروار کلیه بره ها با رعایت حدود 14 ساعت گرسنگی توزین و سپس جهت بررسی صفات

کلیه ها، طحال، چربی قلب، گوارش، شش ها، جگر، دستگاه شامل داخلی گردیدند.اندام های ذبح الشه همگی

احشایی به دقت جدا، توزین و وزن هر کدام جداگانه ثبت گردید. در انتهای آزمایش داده های مربوط به وزن

کشی بره ها و میزان خوراک مصرفی، ضریب تبدیل غذایی و نیز داده های مربوط به ذبح بره ها و اجزای الشه با

استفاده از نرم افزار SAS )2000( مورد تجزیه وتحلیل آماری قرار گرفت ومقایسه میانگین ها با استفاده از ازمون

چند دامنه ای دانکن صورت پذیرفت.

نتايج وبحث

1- اثر سن از شیرگیری بر تغییرات وزن بره ها

میانگین وزن شروع دوره پروار، وزن درپایان دوره پروار، تغییرات وزن بره ها درطول دوره ازمایش درجداول

2و3 ارائه کردیده است.

1-1- وزن شروع و پايان دوره پروار

تفاوت میانگین وزن شروع دوره پروار وطول دوره پروار تا84 روزگی در سنین مختلف از شیرگیری از نظر

آماری معنی دار بود)P > 0/05( و درگروه 90 روز از شیرگیری نسبت به سایر گروه ها بیشتر بود)27/55 کیلوگرم(

و از 84 تا 112 روزگی )پایان پروار( اختالف میانگین وزن در دو گروه 75 و90 روز از شیرگیری )32/47 و 34/17

کیلوگرم( معنی دار نبود)P< 0/05(. ضمن اینکه اختالف با سایر گروه ها یعنی 45 و60 روز از شیرگیری )26/27

و29/40 کیلوگرم( معنی داربود)P>0/05(. بین میانگین اختالف وزن نهایی بره ها )کل تغییرات وزن بره ها( در هر

4 سن از شیرگیری اختالف معنی داری )P>0/05( مشاهده نگردید )جدول 3(.

در یک بررسی اثر وزن از شیرگیری بر عملکرد پروار بره های نر نژاد فراهانی، بهترین وزن از شیرگیری این

بره ها 17/30 کیلوگرم در سن 60 روزگی پیشنهاد شده است)9(. در آزمایشی که اثر طول مدت پروار و زمان از

شیرگیری را بر عملکرد و خصوصیات پروار بره های نر نژاد لری مورد مطالعه قرار داد، بهترین زمان از شیرگیری

نتایج برخی نموده است)16(. میانگین وزن 27/80 کیلوگرم گزارش با لری را درسن 60 روزگی نژاد بره های


55

آزمایشات نشان می دهد در بره هایی که سرعت رشد پایین تری دارند بطور قابل توجهی زمان زیادتری را در دوره

اثر مدت پروار بر رشد و خصوصیات الشه پروار سپری می کنند تا به وزن کشتار برسند)22(. در یک بررسی

بره های نر لری بختیاری، بره ها را درسن 90 روزگی از شیر گرفته و به مدت 60، 80 و100 روز پروار نمودند و

گزارش نمودند که مدت پروار اثر معنی داری )P >0/01( روی وزن پایان دوره پروار بره های نر لری بختیاری

داشته است)11(.

1-2- افزايش وزن روزانه

افزایش وزن روزانه در بره هایی که در سن 60 روزگی از شیر گرفته شده بودند با میانگین افزایش وزن روزانه

سایر سنین )45 روزگی، 75 روزگی و90 روزگی( معنی دار نبود )P <0/05(. میانگین و خطای معیار افزایش وزن

روزانه بره ها در طول دوره پروار پس از شیرگیری به تفکیک سن )45، 60، 75 و 90 روزگی( در جدول 4 ارائه

گردیده است.

با یکدیگر اختالف معنی داری نشان افزایش وزن روزانه کل دوره در هر 4 گروه تقریبًا مشابه و میانگین

نداد)P <0/05(. همچنین میانگین کل افزایش وزن روزانه هر 4 گروه در پایان آزمایش 139/75 گرم در روز بود

که این نتایج با نتایج آزمایشی که توسط کالنتر وهمکاران )14( درمورد نژاد کلکوهی صورت گرفت )144 گرم

در روز( مشابه اما با نتایج آزمایش الهوتی )15( درمورد نژاد کلکوهی )210 گرم در روز( تفاوت زیادی داشت.

الهوتی )15( در بررسی مقایسه عملکرد پرواری بره های نر سه نژاد گوسفند زندی، کلکوهی و فراهانی میزان

افزایش وزن روزانه هر کدام از نژاد های فوق الذکر را به ترتیب 217، 210 و195 گرم در روز گزارش نمود.

به نظر می رسد از دالیل اختالف بین نتایج این مطالعه با آزمایش الهوتی وزن شروع پروار، فصل شروع پروار،

شرایط نگهداری وطول مدت پروار می باشد.

در یک بررسی )9( که اثر وزن از شیرگیری بر عملکرد پروار بره های نر نژاد فراهانی مطالعه گردید، میانگین

کل افزایش وزن روزانه بره ها در پایان دوره پروار 183/5 گرم گزارش شد و تفاوت بین میانگین افزایش وزن

روزانه بره هادر سنین از شیر گیری 45 و 60 روزگی و همچنین بین سنین از شیر گیری 75 و 90 روزگی معنی

دار نبود)P<0/05(. همچنین نتایج این آزمایش با نتایج سایر محققین در خصوص باالترین افزایش وزن روزانه در

تیمار 60 روز از شیر گیری در مورد بره های نر نژاد لری مطابقت دارد)16(.

2- اثر سن از شیرگیری بر مصرف و ضريب تبديل خوراک

میانگین خوراک مصرفی، مصرف خوراک روزانه وضریب تبدیل غذایی بره ها در گروه های مختلف از شیر

گیری در جداول 5 و6 ارائه شده است.


56

2-1- مصرف خوراک

بطور کلی بره هایی که درسن 90 روزگی از شیرگرفته شدند نسبت به سایر گروه ها خوراک بیشتری مصرف

کردند که با نتایج دیگر محققین در مورد نژاد فراهانی مطابقت داشت)9(. همچنین میانگین میزان خوراک مصرفی

روزانه کل دوره پروار بره ها در هر 4 گروه از شیرگیری 1/13 کیلوگرم در روز بر اساس 100 درصد ماده خشک

بود، ضمن اینکه مصرف ماده خشک روزانه کل دوره در گروه 60 روز از شیرگیری )1/03 کیلوگرم در روز به طور

.)P>0/05(بود )معنی داری کمتر از دو گروه 75 و90 روز از شیرگیری )به ترتیب 1/26 کیلوگرم و1/30 کیلوگرم

درآزمایشی که بر روی وزن از شیرگیری بره های نژاد فراهانی صورت گرفت میانگین کل خوراک مصرفی روزانه

بر اساس صد درصد ماده خشک 1/22 کیلوگرم گزارش گردید)9(.

نژاد زندی، کلکوهی وفراهانی در مدت 90 روز پروار، نر سه بره های در آزمایش مقایسه عملکرد پرواری

میانگین مصرف خوراک روزانه کل دوره به ترتیب 1/6 کیلوگرم، 1/62 کیلوگرم و1/55 کیلوگرم گزارش شد)15(.

در مطالعه دیگری در سن 6 ماهگی بره های نر زندی و کلکوهی به مدت 84 روز پروار گردیدند ومیزان مصرف

خوراک روزانه نژاد زندی وکلکوهی به ترتیب 1/016 کیلوگرم و 0/8 کیلوگرم گزارش گردید)14(که نتایج این

آزمایش در مورد نژاد کلکوهی تقریبًا مشابه بوده و به نظر می رسد از دالیل تفاوت اندک نتایج این آزمایش با

مطالعه فوق در مورد مصرف ماده خشک همان فصل شروع پروار، وزن وسن شروع پروار و اختالف دمای دوران

پروار می باشد.

2-2- ضريب تبديل خوراک

میانگین ضریب تبدیل غذایی در هر 4 گروه طی دوران پروار 8/06 بود و درگروه 60 روز از شیرگیری )7/16(

بطور معنی داری کمتر از دو گروه 75 و 90 روز از شیرگیری )به ترتیب 8/80 و 9/66( بود)P>0/05(. ضمن اینکه

.)P<0/05(اختالف معنی داری مشاهده نگردید )با گروه 45 روز از شیر گیری )6/64

در مطالعه اثر وزن از شیرگیری بر روی عملکرد بره های نر نژاد فراهانی، میانگین ضریب تبدیل خوراک کل

دوره را 6/71 گزارش گردید)9(. در مطالعه ای که بر روی مقایسه عملکرد پرواری بره های سه نژاد گوسفند زندی،

کلکوهی وفراهانی صورت گرفت، ضریب تبدیل را به ترتیب 7/3، 7/95 و 8 گزارش شد)15(. نتایج گزارش شده

توسط سایر محققین ضریب تبدیل نژاد های زندی، کلکوهی و فراهانی را به ترتیب 6/4، 5/6 و 8/5 گزارش نموده

است )12 و 14(. در مورد سایر مطالعات ضریب تبدیل متفاوت بوده که می تواند ناشی از اختالف در عملکرد های

مشاهده شده در آزمایشات مختلف و شرایط محیطی متفاوت باشد.


57

3- اثر سن از شیرگیری بر صفات الشه

میانگین و خطای معیار وزن الشه گرم، الشه سرد، اقت الشه و درصد راندمان الشه بره ها که در چهار سن از

شیرگیری 45، 60، 75 و90 روزگی مورد پروار قرار گرفتندو درجدول 7 ارائه گردیده است.

3-1- وزن الشه گرم وسرد

بره هایی که درسن 90 روزگی از شیر گرفته شده بودند دارای الشه گرم وسرد سنگین تری نسبت به سایر سنین

بودند واین تفاوت معنی دار بود)P>0/05(. ضمن اینکه بره هایی که درسن 45 روزگی از شیر گرفته شده بودند

.)P>0/05(دارای کمترین وزن الشه گرم وسرد بودند وبا سایر گروه ها از نظر آماری تفاوت معنی داری داشتند

.)P<0/05(ولی دو گروه 60 و75 روزگی اختالف معنی داری از نظر میانگین وزن الشه گرم و سرد با هم نداشتند

میانگین وزن الشه گرم وسرد بره هایی که درسن 90 روزگی از شیر گرفته شده بودند )به ترتیب 15/35 کیلوگرم

.)P>0/05( باالتر از سایر گرو ها و این اختالف معنی دار بود )و 15/06 کیلوگرم

میانگین وزن الشه گرم وسرد بره هایی که در سنین 60 و75 روزگی از شیر گرفته شده بودند )به ترتیب 12/79و

اختالف اما .)P<0/05(نداشتند یکدیگر با داری معنی اختالف کیلوگرم( 13/27 و 13/56 و کیلوگرم 12/55

.)P>0/05(میانگین وزن این دو گروه با گروه های 45 روز از شیرگیری و 90 روز از شیر گیری معنی دار بود

همچنین میانگین وزن افت الشه بین گروه های مختلف از شیرگیری معنی دار نبود)P<0/05(. درصد افت الشه

نیز در گروه 60 روز از شیرگیری )0/99 درصد( کمتر از سایر گروه ها ولی این اختالف بین گروه های مختلف

.)P<0/05(معنی دار نبود

نتایج آزمایشی نشان داد که بین سه نژاد زندی، کلکوهی و فراهانی از نظر وزن و درصد الشه گرم وسرد، وزن

بدن خالی و درصد افت الشه اختالف معنی دار وجود ندارد)15(. در آزمایشی گزارش گردید که افزایش دوره

پروار و درنتیجه باال رفتن وزن بره ها هنگام کشتار بر میزان راندمان الشه گرم، درصد استخوان، دنبه، چربی داخلی

و چربی کل اثر داشته و همچنین با افزایش وزن بره ها هنگام کشتار راندمان الشه گرم افزایش و اختالف ایجاد

شده بین تیمارها دراین رابطه معنی دار بود )P>0/05( )13(. نتایج یک بررسی در مورد اثر وزن از شیرگیری

بر عملکرد پروار بره های نر فراهانی نشان داد که میانگین وزن الشه گرم وسرد بره هایی که درسن 90 روزگی از

شیر گرفته شدند باالتر از سایر سنین از شیرگیری بوده و این تفاوت معنی دار بود)P>0/05(. همچنین گزارش

گردید که اختالف میانگین وزن افت الشه و نیز در صد افت الشه بین گروه های مختلف از شیر گیری معنی دار

نبود)P<0/05( که با نتایج این آزمایش مطابقت دارد. ولی باالتر بودن میانگین وزن الشه گرم وسرد در گروه 90

روز از شیر گیری ناشی از متفاوت بودن و باالتر بودن وزن بره ها هنگام کشتار می باشد


58

3-2- راندمان الشه

میانگین راندمان الشه در گروه 90 روز از شیر گیری )44/96( باالتر از سایر گروه ها بود واین اختالف با دو

گروه 75 روز از شیرگیری و 45 روز از شیرگیری معنی دار بود)P>0/05(. اما با گروه 60 روز از شیرگیری این

اختالف اندک و از نظر آماری معنی دار نبود)P<0/05(. در مطالعه ای گزارش شد که راندمان الشه نزادهای زندی

و کلکوهی به ترتیب 51/5 و 49/4 می باشد)14(. در یک آزمایش گزارش گردید که راندمان الشه در نژاد کلکوهی

)52/9 درصد( پایین تر از دونژاد زندی وفراهانی )به ترتیب 53/7 و 55/4 درصد( می باشدو از این لحاظ نژاد

فراهانی راندمان الشه بیشتر از خود نشان داد )15(.

میانگین داد که نشان فراهانی صورت گرفت نژاد نر بره های از شیرگیری بر روی وزن نتایج مطالعه ای که

راندمان الشه بره هایی که درسن 90 روزگی از شیر گرفته شده بودند بیشتر از سایر گروه ها است. و اختالف آن با

سایر گروه ها معنی دار بود)P>0/05(. و به نظرمی رسد که این اثر ناشی از تفاوت وزن هنگام کشتار بره ها است

)9(. در این مورد نتایج حاصل از این آزمایش با آزمایش فوق الذکر تقریبًا مشابه ومطابقت دارد. این مطلب با نتایج

مطالعه دیگری که گزارش نموده بود با افزایش وزن بره ها هنگام کشتار راندمان الشه نیز افزایش یافته و اختالف

ایجاد شده در سطح)P> 0/01( معنی دار است، مطابقت داشت)13(.

3-3- قطعات الشه

با توجه به نتایج بدست آمده از این آزمایش میانگین وزن قطعات الشه در گروه 90 روز از شیر گیری نسبت

به سایر گرو ها باالتر بود)P>0/05(. درچند مورد راسته وسینه وقلوه گاه بین گروه 90 روز از شیر گیری و 75

روز از شیرگیری تفاوت معنی دار نبود )P<0/05(. همچنین به جز راسته و سردست در مورد سایر قطعات الشه

داری وجود معنی اختالف از شیر گیری بین گروه 60 و75 روز دنبه( و ران گاه، قلوه و )شامل گردن، سینه

نداشت)P<0/05(. مقایسه میانگین قطعات مختلف الشه در جدول8 ارائه گردیده است.

سایر در ودنبه( ران گاه، قلوه سینه، راسته، سردست، گردن، )شامل الشه مختلف قطعات وزن میانگین

مطالعات)15و14( در مورد نژاد کلکوهی بطور متوسط باالتر از نتایج این آزمایش گزارش گردیده است که به دلیل

وزن باالتر کشتار می باشد. این مطلب با نتایج سایر محققین نیز مطابقت دارد. همچنین گزارش هایی وجود دارد که

با افزایش طول دوره پروار بندی از مقدار اضافه وزن کاسته می شود )29(.

3-4- اندام های مختلف بدن

با توجه به نتایج این آزمایش میانگین وزن اندام های حیاتی همچون کبد، قلب، کلیه، طحال، شکمبه وسیرابی

در سنین مختلف از شیرگیری با هم تفاوت چندانی نداشت)P<0/05(. در مورد پوست، اختالف بین گروه های 45


59

و60 روز از شیرگیری و نیز بین 75 و 90 روز از شیر گیری معنی دار نبود)P<0/05(. ولی اختالف بین گروه های

یاد شده معنی دار بود)P>0/05(. همچنین به جز پوست در تمامی موارد اختالف میانگین وزن اندام های مختلف

بین گروه 60 روز از شیرگیری و 75 روز از شیرگیری معنی دار نبود)P<0/05(. مقایسه میانگین وزن اندام های

مختلف بدن در جدول 9 ارائه گردیده است. نتایج یک آزمایش نشان داد ترکیب الشه که دربرگیرنده قطعات الشه

و نسبت های بافتی می باشد تحت تأثیر نژاد، سن حیوان، ترکیب جیره و شرایط آب وهوایی و غیره است)19(. در

یک بررسی میزان چربی الشه، چربی دنبه و قلوه گاه با افزایش وزن کشتار افزایش و درصد قطعات ماهیچه ای

مثل ران کاهش نشان داد )25(.

امروزه در کشور ما عماًل بره ها را درسن 3 الی 4 ماهگی از شیرگیری می کنند)90 -120 روزگی( و در عمل

هنوز غالبًا توصیه می نمایند که از شیرگرفتن بره ها درآغل بیش از 12تا 16 هفتگی و در پرورش در هوای آزاد هرگز

زودتر از 16 هفتگی نباید شروع شود. ولی با توجه به فاکتورهای اقتصادی و زیست محیطی زودتر از شیرگرفتن

بره ها دارای مزایای ریادی می باشد.

لذا با توجه به نتایج این آزمایش در خصوص میزان خوراک مصرفی، ضریب تبدیل غذایی، افزایش وزن روزانه،

هزین هتمام شده به ازای هر کیلوگرم وزن زنده، کل تغییرات وزن در طی دوران پروار)16/12 کیلوگرم درگروه

60 روز از شیرگیری( و راندمان الشه مناسب تر بهترین سن از شیرگیری بره های نر نژاد کلکوهی، 60 روزگی

پیشنهاد می گردد.


60

جدول 1- اجزا و ترکیب شیمیایی جیره غذاییدر جیره مقداراجزاي جیره

ASFEDغذایی

)درصد)

مقدار ماده

)گرم) خشک

MEگاژول))م

FME)مگاژول)

CP)گرم)

ERDP)گرم)

DUP)گرم)

MP)گرم)

-5/1416019/07/67/34/1کاه جو -3437518/336/681/4615یونجه

-5/2730048/37/387/297/5دانه جو-192103/28/18/78417/27کنجاله پنبه دانه

--55572/072/05/62/5مالس10011113/1122/103/1997/1258/29110معج

جدول2 – میانگین)±خطای معیار( وزن بره ها در طول دوره آزمایشروزگی112

(kg)روزگی98

(kg)روزگی84

(kg)روزگی70

(kg)روزگی56

(kg)روزگی42

(kg)روزگی28

(kg)14( وزن شروع (kgروزگی

( (kgپروارسن از

شیرگیري

)روز)

c76/0±27/26

c80/0±20/24

c73/0±77/21

d54/0±55/19

d41/0±40/17

d35/0±35/16

d38/0±22/14

d46/±15/12

d35/0±8/1045

b52/0±40/29

b23/0±40/27

b13/0±70/24

c19/0±35/22

c20/0±07/20

c32/0±03/19

c48/0±87/16

c43/0±80/14

c11/0±27/1360

a33/0±47/32

a43/0±07/31

a47/0±60/28

b24/0±05/26

b20/0±35/24

b12/0±82/22

b37/0±62/20

b32/0±17/18

b21/0±35/1675

a71/0±17/34

a87/0±70/31

a88/0±32/29

a58/0±55/27

a49/0±72/25

a57/0±65/24

a45/0±17/23

a51/0±32/21

a22/0±10/1990

.(P<05/0ر ستون داراي تفاوت معنی دار می باشند(میانگین هاي با حروف غیر مشابه در ه

جدول 3- مقایسه میانگین)±خطای معیار( تغییرات وزن بره ها درطول دوره آزمایشکل تغییرات

وزن

(kg)

روزگی112

(kg)روزگی98

(kg)روزگی84

(kg)روزگی70

(kg)روزگی56

(kg)روزگی42

(kg)روزگی28

(kg)14( سن از(kgروزگی

شیرگیري

)روز)

a48/0±47/15

a10/0±07/2

a21/0±42/2

a22/0±22/2

ab15/0±15/2

b06/0±05/1

a26/0±12/2

a09/±07/2

b18/0±35/145

a56/0±12/16

ab30/0±00/2

a17/0±70/2

a25/0±35/2

a13/0±27/2

b16/0±05/1

a16/0±15/2

a35/0±07/2

ab32/0±53/160

a40/0±12/16

b16/0±4/1

a24/0±47/2

a34/0±55/2

b04/0±70/1

a08/0±52/1

a25/0±20/2

a26/0±45/2

ab15/0±82/175

a57/0±70/15

a17/0±47/2

a34/0±37/2

a41/0±77/1

ab23/0±82/1

b12/0±07/1

a32/0±47/1

a33/0±85/1

a31/0±22/290

.(P<05/0داراي تفاوت معنی دار می باشند(میانگین هاي با حروف غیر مشابه در هر ستون


61

جدول شماره 4- میانگین)±خطای معیار( افزایش وزن روزانه بره ها در طول دوره آزمایشافزایش وزن

روزانه کل

(kgدوره(

روزگی112

(kg)روزگی98

(kg)روزگی84

(kg)روزگی70

(kg)روزگی56

(kg)روزگی42

(kg)روزگی28

(kg)14( از سن(kgروزگی

شیرگیري

)روز)

a00/0±138/0

a01/0±148/0

a01/0±173/0

a01/0±159/0

ab01/0±153/0

b00/0±075/0

a02/0±151/0

a00/±148/0

b01/0±096/045

a005/0±144/0

ab02/0±143/0

a01/0±193/0

a02/0±167/0

a01/0±162/0

b01/0±075/0

b01/0±153/0

a02/0±148/0

ab02/0±109/060

a003/0±143/0

b01/0±100/0

a01/0±176/0

a02/0±182/0

b003/0±121/0

a00/0±109/0

a10/0±157/0

a20/0±175/0

ab01/0±130/075

a005/0±134/0

a01/0±176/0

a02/0±169/0

a02/0±126/0

ab01/0±130/0

b00/0±076/0

a02/0±105/0

a02/0±132/0

a02/0±158/090

(.P<05/0یانگین هاي با حروف غیر مشابه در هر ستون داراي تفاوت معنی دار می باشند(م

جدول 5- مقایسه میانگین)±خطای معیار( کل ماده خشک مصرفی و روزانه در طول دوره آزمایش ماده خشک مصرفی

(kg)ماده خشک مصرفی

کل

(kg)

روزگی112

(kg)روزگی98

(kg)زگیرو84

(kg)روزگی70

(kg)روزگی56

(kg)روزگی42

(kg)28( )kg)14روزگی سن از شیرگیري (kgروزگی

)روز)

c03/0±92/0

c72/3±76/102

b84/0±12/18

b79/0±61/16

b69/0±07/15

b67/0±46/13

b19/0±44/11

b34/±90/10

d25/0±42/9

c57/0±72/745

b03/0±03/1

b09/3±26/115

b86/0±81/19

b68/0±12/18

b75/0±31/16

b53/0±72/14

b36/0±14/13

b31/0±44/12

c31/0±92/10

b07/0±79/960

a05/0±26/1

a51/5±61/141

a39/0±90/22

a79/0±70/21

a22/1±43/20

a37/1±60/18

a68/1±03/17

a55/0±37/15

b48/0±55/13

a39/0±01/1275

a03/0±30/1

a39/3±31/145

a68/0±23/24

a58/0±41/22

a01/1±77/19

a42/0±72/18

a47/0±94/15

a16/1±95/15

a68/0±15/15

a21/0±13/1390

(.P<05/0میانگین هاي با حروف غیر مشابه در هر ستون داراي تفاوت معنی دار می باشند(

جدول 6- مقایسه میانگین)±خطای معیار( ضریب تبدیل غذایی در طول دوره پروار )پس از شیرگیری(ضریب تبدیل

کل دوره

روزگی112

(kg)روزگی98

(kg)روزگی84

(kg)روزگی70

(kg)روزگی56

(kg)روزگی42

(kg)روزگی28

(kg)14( سن از (kgروزگی

شیرگیري

)روز)

c06/0±64/6

b72/0±82/8

b48/0±96/6

b47/0±90/6

b26/0±30/6

a55/0±99/10

b63/0±36/5

b34/±58/4

a68/0±97/545

c24/0±16/7

b45/1±52/10

b55/0±81/6

b94/0±21/7

b30/0±51/6

a63/2±71/13

b47/0±89/5

b14/1±84/5

a81/2±17/860

b41/0±80/8

a80/1±95/16

ab71/0±96/8

ab33/1±48/8

a57/0±91/10

a62/0±12/11

b82/0±27/7

b59/0±71/5

a41/0±68/675

a24/0±66/9

b83/0±96/9

a47/1±05/10

a82/2±97/12

a22/1±71/10

a78/1±41/15

a92/2±63/12

a31/1±87/8

a86/0±25/690

.(P<05/0میانگین هاي با حروف غیر مشابه در هر ستون داراي تفاوت معنی دار می باشند(


62

جدول 7- مقایسه میانگین)±خطای معیار( تغییرات وزن بره ها درطول دوره آزمایشراندمان الشه

)درصد)افت الشه

) )درصدافت الشه

(kg)الشه سرد

(kg)الشه گرم

(kg))روز) سن ازشیرگیري

b28/0±66/40

a06/0±09/1

a02/0±23/0

c24/0±45/10

c26/0±68/1045

ab41/1±57/43

a05/0±99/0

a01/0±24/0

b26/0±55/12

b26/0±76/1260

b97/0±76/41

a12/0±08/1

a04/0±29/0

b32/0±27/13

b35/0±56/1375

a68/0±96/44

a03/0±01/1

a01/0±29/0

a22/0±06/15

a22/0±35/1590


جدول 8- مقایسه میانگین)±خطای معیار( قطعات مختلف الشهدنبه

(kg)ران

(kg)سینه و قلوه گاه

(kg)راسته

(kg)سردست

(kg)گردن

(kg))روز) سن از شیرگیري

c06/0±56/0

c04/0±61/1

c03/0±90/0

c01/0±96/0

d02/±81/0

c03/0±48/045

b02/0±80/0

b05/0±91/1

b04/0±03/1

b05/0±09/1

c01/0±94/0

b01/0±59/060

b07/0±84/0

b03/0±02/2

ab05/0±13/1

a01/0±28/1

b03/0±01/1

bc03/0±57/075

a05/0±09/1

a03/0±22/2

a04/0±23/1

a05/0±38/1

a02/0±12/1

a03/0±70/090


جدول 9- مقایسه میانگین)±خطای معیار( وزن اندام های مختلف

شکمبه، سیرابی،

(kgهزارال وشیردان خالی(دنبالن

(kg)طحال

(kg)کلیه

(kg)قلب

(kg)ریه

(kg)کبد

(kg)چربی احشایی

(kg)پاچه

(kg)کله

(kg)( سن از (kgپوست

شیرگیري

)روز)

a04/0±93/0

c01/0±13/0

a00/0±04/0

b00/0±09/0

a00/0±12/0

b01/0±40/0

b03/0±39/0

ab05/0±51/0

c01/0±56/0

b05/±70/1

b11/0±49/245

a06/0±98/0

bc01/0±17/0

a01/0±06/0

ab01/0±10/0

a00/0±125/0

ab03/0±46/0

a03/0±51/0

b04/0±39/0

b01/0±65/0

b70/0±37/1

b15/0±86/260

a02/0±01/1

b03/0±20/0

a01/0±06/0

a01/0±13/0

a01/0±13/0

a01/0±47/0

a02/0±53/0

ab04/0±49/0

ab01/0±69/0

b06/0±92/1

a18/0±57/375

a05/0±03/1

a01/0±26/0

a00/0±05/0

ab01/0±10/0

a00/0±12/0

a02/0±48/0

a02/0±49/0

a07/0±58/0

a02/0±73/0

a09/0±18/2

a13/0±55/390



63

منابع

1. اسدی مقدم، ر. وع. نیکخواه.1353. اثر اخته روی افزایش وزن و صفات الشه بره های پرواری هشت تا دوازده ماهه. نشریه

دانشکده کشاورزی، دانشگاه تهران. شماره چهارم. سال ششم. صفحات 53-67

2. اسدی مقدم، ر. وا. حسنین. 1361. بررسی مقایسه ای ظرفیت تولید وتولید مثل چهار نژاد گوسفند بومی ایران، رشد،قدرت

پروار و خصوصیات الشه. مجله علوم کشاورزی ایران. جلد 13. شماره های 1، 2، 3، 4، 29 و 7.

3. اوحدی نیا، ح. 1374. بیماری های عفونی و انگلی گوسفند. چاپ اول. انتشارات اشرفی.

4. توکلیان، ج. 1378. ذخایر ژنتیکی دام وطیور ایران. موسسه تحقیقات علوم دامی کشور.

5. خالداری، مجید. 1382. اصول پرورش گوسفند و بز، انتشارات جهاد دانشگاهی، دانشگاه تهران.

نامه کارشناسی ارشد. پایان 6. دانشور، ف. 1376. بررسی خصوصیات پرواریندی و الشه بره های نر نژاد لری بختیاری.

دانشگاه آزاد اسالمی واحد خوراسگان اصفهان.

بره های میزان رشد وخصوصیات الشه بر روی پروتئین جیره غذایی اثر سطوح مختلف بررسی داورنیا، ص. 1375. .7

پرواری، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه تهران.

8. دهقانیان، س. وح. نصیری مقدم. 1370. تغذیه دام. انتشارات جاوید.

9. رحیمی، د. 1386. بررسی اثر وزن از شیرگیری بر عملکرد پروار بره های نژاد فراهانی، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکده

کشاورزی، دانشگاه آزاد اسالمی واحد ساوه.

10. سعادت نوری، م. و. ص. سیاه منصور. 1366. اصول نگهداری و پرورش گوسفند، چاپ پنجم. انتشارات اشرفی تهران؛

.494

11. طالبی، م. ادریس، م. 1378. اثر مدت پروار بر رشد وخصوصیات الشه بره های نر لری بختیاری، مجموعه مقاالت دومین

سمینار پژوهشی تغذیه دام کشور. صفحات231-236.

12. عزیزی، ر. ع. بهادری، س. کمال زاده، ع. ا. میرزایی، ش. میرشمس الهی، آ. 1381. یررسی اثرات دو سیستم پروار بندی

بر بازده پرواری بره های نر گوسفند فراهانی، موسسه تحقیقات جهاد کشاورزی استان مرکزی.

13. فرزاد، ع. 1372. بررسی اثر وزن زنده بر کیفیت الشه بره های پرواری نر بلوچی، اولین سمینار پژوهشی گوسفند و بز

کشور. صفحات44-53.

14. کالنتر، م. 1375. مقایسه راندمان پرواری سه نژاد از نژاد های موجود در پرواربندی های گوسفند منطقه قم. مجموعه

مقاالت اولین سمینار پژوهشی تغذیه دام کشور. 262.

15. الهوتی، م. 1385. مقایسه عملکرد پروار بره های نر سه نژاد گوسفند زندی، کلکوهی و فراهانی در استان مرکزی، پایان

نامه کارشناسی ارشد گروه علوم دامی، دانشکده کشاورزی دانشگاه تهران.

16. یار احمدی، ب، چنگی، ع. ر، بیرانوند، م. ح، طاقی، م. م. 1384. بررسی اثر طول مدت پروار و زمان شیر گیری بر عملکرد


64

وخصوصیات پروار بره های نر نژاد لری، دومین سمینار پژوهشی گوسفند و بز کشور، موسسه تحقیقات علوم دامی کشور. 91.

17. AHMAD, N.A.and H.L.Davies.1986. Effect of sex and energy level of diet on growth, feed

efficiency and carcass characteristics. Proceed Aust. Soci. Anim. Prod. Vol. 16:119-122.

18. Anous, M.R.1989. Relationship between muscle and bone development of the hind in limb in

lambs of different breeds. Anim. Prod. 48:121-129.

19. Blake, J. L.,1983, Growth and development of lambs, sheep production )William Haresign(,

London, Buterworth. 21-38.

20. Church, D.C.1991. Livestock feeds and feeding. Englewood Cliffs, Prentic Hall, NJ.U.S.A.

21. Coop, I.E., 1982, Sheep and Goat production. Elsevier publishing company, Amesterdam; 492.

22. Doney. J.M., J.A.Milne, T.J.Maxwell, Angela M. Sibbald and A.D.Smith. 1988. The effects of

live weight at weaning on growth rate and carcass composition at different stages of maturity in Scottish

Blackface lambs fed on tow different diets. Anim. Prod.47:401-409

23. Ensminger.M.E. and R.O. Parker. 1986. Sheep and Goat science. Danville, I 11. interstate Printers

and Publishels. U.S.A.

24. Farid, A. 1991. Carcass physical and chemical composition of three fat tailed breeds of sheep.

Meat Sci.29:109-120.

25. Kelloway, R.C.1973. The effects of plan of nutrition, genotype and sex on growth, body

composition and wool production in grazing sheep. J. Agric. Comb. 80:17-27

26. Makarechian, M., J. R. Whiteman, L. E. Walters and A. W. Muson. 1978. Relationship between

growth rate dressing percentage and carcass composition in lambs. J. Anim. Sci. 46:1610-1617.

27. Murphy , T.A., S.C.Loerch.. K.E.Mechlure andM.B.Solomon. 1994. Effect of restricted feeding

on growth performance and carcass composition of lamb. J. Anim. Sci. 72:3131-3137.

28. Murray, D.M. and O.Slezacek. 1976. Growth rate and its effect on empty body weight carcass

weight and dissected carcass composition of sheep. J. Agric. Sci.Camb. 87-171-179.

29.Nik-khan, A. 1984. The growth and carcass quality of Afshari,Turkey and Mehraban lambs on

different diets.Anim. Prod. In Australian. 15:498-502.

30. Notter, D.R., R.F.Kelly and F.S.Mcclaugherty. 1991. Effects of ewe breeds and management

system on efficiency of lamb production : 2. lamb growth survival and carcass characteristics. J. Anim.


65

Sci. 69: 22-23.

31. Sakul,H., M.Dally and E.Bradford., 1993. Evaluation of Australian Merino and U.S.Sheep breed

for growth and carcass traits.J.Anim. Sci.71:363-368

32. Gonzalez.2001. Effect of weaning age and slaughter weight on carcass and meat quality of

Talaverana breed lambs raised at pasture. Anim. Sci.2001, 73:85-95.

33. Wood, J.D., H.Macfie, R.W.Pomeroy and D.J.Twinn.1980. Carcass composition in four sheep

breeds: The importance of type of breed and stage of maturity. Anim, Prod.30:135-152.

34. Yazdi, M. H, Johansson, P. Gate, A.Nashojm, H.Gorgani, L. Eljedahl.1999. Bayesian analysis of

birth weight and litter size in Baluchi sheep using Gibbs sampling. J.Anim. Sci, vol;77: 583-590.

35. Younis, A.A, E.Salah, E.Galal, M.M.Mokhtar and S.S.El-kishin.1976. Effect of length of

fattening period on gain and carcass traits of desert sheep. Indian.J. Anim.Sci.46)12(:636-641.

36. Yuksel, E. 1979. Genetic aspects on the efficiency of food utilization in some farm and laboratory

animals. Anim Breed. Abs.47:499-504

برازش مدل های تابعیت خطی وغیرخطی وزن بدن و الشه با استفاده از اندازه های بیومتری بدن در گوسفند قزل

ابوالقاسم لواف1*


چکیده

این تحقیق با استفاده از داده های مربوط به اندازه های بیومتری تعداد 150رأس گوسفند قزل که برای ذبح به کشتارگاه آورده شدند انجام

گرفت. معادالت تابعیت خطی و غیر خطی و انتخاب بهترین مدل با استفاده از ضرایب ضریب مالو و آکایک به منظور پیش بینی وزن زنده و

الشه به کمک نرم افزار )SAS)9.1 برآورد شدند و بررسی ضرایب همبستگی نشان داد که در گوسفند قزل همبستگی مثبت و معنی داری

بین وزن بدن با وزن الشه بترتیب با ضرایب0/41، ارتفاع جدوگاه با ارتفاع بدن و وزن الشه گرم بترتیب با ضرایب0/54، وزن دنبه با عرض

و طول دنبه بترتیب با ضرایب0/08 طول بدن با طول الشه با ضریب 0/84وعرض دنبه با طول دنبه با ضریب 0/59بدست آمد. در مدل خطی

ساده پیش بینی وزن زنده، وزن الشه،دور سینه وارتفاع بدن بترتیب 0/63، 0/83،0/64درصد از تغییرات وزن زنده را به خود اختصاص داد.

مدل های تابعیت خطی چند متغیره و غیر خطی برآورد معنی داری از وزن زنده و وزن الشه نداشتند، و در انتخاب بهترین مدل با در نظر

گرفتن ضریب مالو وآکایک در پیش بینی وزن بدن مدلی با دور سینه،وزن الشه گرم وعرض دنبه با ضریب مالو 2/35- وضریب آکایک

48/82 و با در نظر گرفتن اثر سن و جنس مدلی با جنس، سن،دور سینه،عرض الشه و طول دنبه با ضریب مالو1/18- وضریب آکایک

29/12 و ضریب تبیین 0/77وزن زنده را بهتر از سایر مدل ها و در پیش بینی وزن الشه مدلی با وزن زنده و ارتفاع جدوگاه با ضریب مالو

2/066 وضریب آکایک 51/52 و با در نظر گرفتن اثر سن و جنس مدلی با سن و ارتفاع جدوگاه با ضریب مالو3/35- وضریب آکایک

46/23 وزن الشه را بهتر از سایر مدل ها توضیح می دهد.

کلمات کلیدي: گوسفند قزل، اندازه هاي بیومتری،معادالت تابعیت خطی و غیر خطی

1. گروه علوم دامی، دانشکده کشاورزی و منابع طبیعی، دانشگاه آزاد اسالمی واحد کرج، کرج، ایران )[email protected]( :مسئول مکاتبات *


68

مقدمه

هدف از اصالح نژاد افزایش بازده تولید وکیفیت فرآوردهها براي مصرفکننده ميباشد که این امر با شناسایي

حیواناتي با پتانسیل ژنتیکي مطلوب و باال میّسر استکه البته اجراي آن امري است دراز مدت، اما داراي اثرات

دائمي براي افزایش تولیدات دام مي باشد. هم اکنون اصالح ژنتیکي صفات مطلوب در گوسفند بر اصالح نژاد

دام های بومي هر منطقه متمرکز شده است زیرا دام ها درمدت زمان طوالني با شرایط محیطي و تغذیهاي همان

منطقه تطابق پیدا کرده اند و ممکن است درمحیط بومي خود نسبت به نژادهاي وارداتی تولید بهتري داشته باشند.

این نژادهاي بومي ميتوانند در مراکز تحقیقاتي به عنوان مواد آزمایشي مناسبي مورد استفاده قرار گیرند و ذخیره

خوبي از ژن های منحصر به فرد باشند که در صورت نیاز به تغییر روش اصالحي در سیستم تولید، به کار برده

شوند )عزت پور و همکاران،1382(. در ایران بررسي عملکرد گوسفندان از طریق اندازه گیري وزن بدن یکي

از عمليترین روش ها است اما عوامل باز دارنده زیادي براي اجراي بهینه انتخاب وجود دارد و به نظر ميرسد

نظارت محدودي برروي برنامههاي اصالح نژادي به دلیل عدم وجود معیارهاي مناسب اعمال ميشوند. این عوامل

نه تنها در ایران بلکه در بسیاري از کشورهاي دیگر هم که در آن ها شرایط محیطي و مدیریتي اجازه اندازهگیري

آسان وزن را در گوسفندان نميدهد، باعث ایجاد مشکالتي گردد )جاللی زنوز و همکاران،1382(.از طرفي دیگر

از آنجا که پرورش گوسفند در ایران بیشتر در شرایط روستایي انجام مي شود، به علت کمبود وسایل توزین و نبود

اطالعات و امکانات کافي، رکوردگیری صفاتي نظیر وزن بدن و وزن الشه با مشکالتي روبرو است )وطن خواه،

و همکاران،1383(. تخمین رابطه بین اندازههاي بدن در گوسفند ميتواند امکان برآورد صفاتي را در دس ترس قرار

دهد که در شرایط مزرعه به راحتي و به طور معمول اندازه گیري نميشوند. ابعاد بدن که ممکن است به عنوان

صفت هاي معیار اندازه گیري شوند در انتخاب براي رشد اهمیت زیادي ميتوانند داشته باشند واصالح گر را با

ایجاد توانایي در شناسایي حیوانات زودرس یا دیررس که اندازه هاي بدني متفاوت دارند یاري کند )فخر آیی و

همکاران، 1387(.


این مطالعه با استفاده از داده های اندازه گیری شده بر روی تعداد 150رأس گوسفند قزل که برای ذبح به

کشتارگاه واقع در استان تهران در سال 93 آورده شدند، انجام گرفت. گوسفندان مورد آزمایش در این مطالعه

به صورت تصادفی از بین گوسفندان ارایه شده جهت کشتار انتخاب گردیدند.گوسفندان مورد مطالعه در سنین

باالی یکسال و زیر یکسال ودر دو جنس نر و ماده بودند. طی مدتی که گوسفندان درسالن انتظار بودند، به

علوفه دسترسی نداشتند.یک ساعت قبل از کشتار،گوسفندان در نظر گرفته شده جهت اندازه گیری رکوردهای

مورد نظر،با آویزان کردن پالک های موقتی به گردن آنها، شماره گذاری و شناسایی شدند.پس از شماره گذاری،


69

جنس و سن آنها تعیین شد.دام زنده توسط باسکول توزین و همه ی اطالعات در فرم های خاص ثبت می شد.در

حالی که گوسفند در جایگاه توسط کارگر ثابت و مهار می شد،اندازه های بدن و ابعاد ظاهری دنبه با استفاده از

متر پارچه ای و با دقت یک سانتی متر اندازه گیری و ثبت گردید.اندازه های بدن شامل طول بدن، ارتفاع بدن،

عرض لگن و دور سینه و ارتفاع جدوگاه بودند وابعاد ظاهری دنبه شامل اندازه عرض دنبه در قسمت وسط

واندازه طول دنبه )از سطح باالی محل اتصال به بدن تا نوک آن( بود.

پس از اتمام اندازه گیری ها و بعد از خونگیری، پوست کنی، تخلیه امعاء و احشاء از حفره بطنی، ارزیابی الشه

از نظر بهداشتی توسط دامپزشک صورت گرفت.صفات مورد بررسی نیز شامل توزیین الشه گرم واندازه گیری

طول الشه وعرض الشه و طول و عرض ران بود.در تحقیق انجام شده رکوردها واطالعات ثبت شده در دفاتر نظیر،

وزن، تاریخ وزن کشی، جنس، سن وصفات مربوط به ابعاد بدن، الشه و دنبه با استفاده از نرم افزار اکسل جهت

ذخیره، کنترل و آماده سازی اطالعات وارد کامپیوتر گردید. در طی فرآیند ویرایش داده ها، رکوردها به دقت مورد

بازبینی قرار گرفته ورکوردهای پرت حذف شدند و جهت تجزیه تحلیل داده ها از نرم افزار SAS 9.1 استفاده گردید


در این مطالعه میانگین وزن بدن، طول بدن، ارتفاع جدوگاه، دور سینه و عرض لگن به ترتیب 71/06،88/43،23/2

بود، در حالی که حسین زاده و همکاران)2013( در پیش بینی وزن بدن درگوسفند ماکویی، میانگین ارتفاع جدوگاه

74/23 سانتی متر و در گوسفند زندی 89/20 سانتی متر و فخرآیی)1383( در استفاده از ابعاد بدنی در گوسفند

به ترتیب 87/85، 76/5 و عبدل منعمی و همکاران )2009( در ارتفاع جدوگاه را فراهانی میانگین دورسینه و

گوسفند اوسیمی میانگین ارتفاع جدوگاه، دور سینه و عرض لگن را به ترتیب 73، 22/2،86/1 و در گوسفند بارکی

میانگین ارتفاع جدوگاه و عرض لگن را به ترتیب 21/74،6 و در گوسفند رحمانی میانگین ارتفاع جدوگاه، دور

سینه و عرض لگن را به ترتیب20/8،86/8،72/6گزارش کردند. همچنین در این مطالعه میانگین وزن الشه، طول

الشه،طول ران،عرض ران،وزن دنبه،طول دنبه و عرض دنبه بترتیب 1/26،22/16،87/43،2641/17،17/95،19/64

19/61،51/8،47بدست آمد. نتایج جدول 1 نشان می دهد که اثر جنس روی صفات وزن بدن، طول بدن،عرض

لگن معنی داربوده و نرها دارای وزن زنده سنگین تری نسبت به ماده ها هستند، وطن خواه و همکاران)1383(

در مطالعه خود روی گوسفند لری بختیاری بیان کرد که گوسفندان نر وزن زنده و وزن الشه سنگین تری دارند و

میانگین حداقل مربعات وزن زنده و وزن الشه با افزایش سن افزایش می یابد.. همچنین جدول 2 میانگین حداقل

مربعات صفات وزن الشه را نشان می دهد. نتایج این جدول نشان می دهد که اثر جنس فقط روی صفت طول

الشه معنی دار بوده و نر ها وزن الشه بیشتری نسبت به ماده ها داشتند وهمچنین اثر سن فقط روی وزن الشه معنی

دار بوده و با افزایش سن وزن الشه افزایش پیدا کرده است و همچنین نرها یی با سن بیشتر نسبت به ماده ها وزن


70

زنده بیشتری داشتند.

- همبستگي بین اندازه هاي بیومتری بدن و وزن زنده ، وزن الشه ودنبه

ضرایب همبستگی بین صفات مورد بررسی در جدول 3 نشان داده شده اند. با توجه به به نتایج مشاهده می شود

که همبستگی مثبت و معنی داری بین وزن بدن با وزن الشه P>0/01(0/59( و دور سینه 0/41 )P>0/05( وجود

داشت. که وزن الشه از بین همه صفات مورد بررسی، بیشترین همبستگی را با وزن بدن نشان داد.فیضورحمان

در بزهای سیاه بنگال 12ماهه همبستگی بین وزن زنده و وزن الشه گرم را از بزهایی که از مرکز پژوهشی جمع

آوری شده و بزهایی که تجاری بودند را بترتیب با ضریب 0/86، 0/98 و بسیار معنی دار گزارش کرده است.

تحقیقات دیگری نیز این مطلب را تأکید کرده و گزارش نموده اندکه همبستگی بین وزن بدن و وزن الشه گرم

بسیار معنی دار است.این مطلب نشان می دهد که وزن الشه شدیداً به وزن زنده وابسته است و همچنین همبستگي

باال ومعني داري را )P>0/01( بین وزن زنده و دور سینه )0/76( دربزهای مرکز پژوهشی و همچنین در مطالعه

خود همبستگي باال ومعني داري را )P>0/01( بین وزن زنده ودور سینه )0/86( دربزهای نواحی همسایه گزارش

اندازه های از روی کرده است)فایزور و همکاران،2007(.همچنین حسین زاده و همکاران در تخمین وزن بدن

بیومتری بدن در چهار نژاد گوسفند ایرانی، رابطه دور سینه با وزن بدن را r=0/088-0/89 گزارش نمودند. با توجه

به اینکه ضریب همبستگی ممکن تحت تأثیر فاکتور هایی مانند سن و جنس وفصل وشرایط تغذیه ای شود پس

این مورد انتظار نیست که نتایج یکسان در محیط ها و نژادهای مختلف تحت اندازه گیری بدست آید )حسین زاده

و همکاران،2013(. در نتایج مطالعهاي که توسط عطا وهمکاران به منظور پیش بیني وزن زنده در نژاد گوسفند

نر در جنس سینه دور که در کشور سودان گزارش شده بلوغ( زمان تا تولد زمان از )محدوده سني نیلوتیک

همبستگي مثبت و معنی داری با وزن زنده دارد و همچنین نتایج نشان داد که همبستگی بین دور سینه و وزن بدن

درحیوانات بالغ کمتر از حیوانات جوان در حال رشد بوده )آتا و همکاران،2004(.

گرم،عرض الشه الشه،وزن طول با جدوگاه ارتفاع بین داری معنی و مثبت همبستگی حاضر تحقیق در

0/4،)P>0/01( 0/54 ،)P>0/05( 0/4 ،)P>0/05( 0/41 لگن،ارتفاع بدن،دور سینه و طول بدن بترتیب با ضرایب

)P>0/05( 0/39،)P>0/01( 0/54،)P>0/05( بدست آمد. وطن خواه وهمکاران در گزارشی که در زمینه ارتباط

بین اندازه های بدن با وزن زنده،الشه گرم والشه گرم بدون دنبه در گوسفند لری بختیاری 3ماهه تا 6 سال،همبستگی

و خواه )وطن کرد 0/62گزارش ،0/8،0/8 بترتیب گرم الشه وزن و سینه ودور بدن طول با جدوگاه ارتفاع

)P>0/01( 0/49 همچنین همبستگی مثبت و معنی داری بین عرض لگن با دورسینه با ضریب .)همکاران،1383

مشاهده شد.همچنین همبستگی مثبت و معنی داری بین ارتفاع بدن با وزن الشه گرم و عرض ران بترتیب 0/43

)P>0/05( 0/39،)P>0/05( برآورد گردید. حسینی وهمکاران در ارزیابی دقت اندازه گیری های خطی بدن در


71

بره های مغانی برای پیش بینی میزان الشه تولیدی و محتوای چربی الشه پس از کشتار، ضریب همبستگی مثبت

وبسیار معنی داری بین وزن الشه گرم و ارتفاع بدن 0/40بیان نمودند )حسینی و همکاران(.

0/37 ضرایب با بترتیب گرم الشه وزن و الشه عرض با الشه طول بین داری معنی و مثبت همبستگی

دنبه با عرض و طول دنبه بین وزن داری معنی مثبت و شد وهمبستگی )P>0/05(برآورد 0/43،)P>0/05(

بترتیب با ضرایب P>0/01( 0/8 ،)P>0/01( 0/79( مشاهده شد و همبستگی بین وزن دنبه با وزن بدن،ارتفاع

عبدل نبود. دار معنی ران و طول گرم،عرض الشه،عرض لگن،وزن الشه بدن،عرض سینه،ارتفاع جدوگاه،دور

منعمی و همکاران با استفاده از اندازه های بیومتری بدن برای پیش بینی وزن بدن و وزن الشه در سه نژاد گوسفند

مصری و در بره های نر بارکی همبستگی بین وزن دنبه با ارتفاع جدوگاه و دور سینه و عرض لگن به ترتیب با

ضرایب0/05-،0/42، 0/38- و معنی دار نبود و همچنین در بره های نر اوسیمی همبستگی بین وزن دنبه با ارتفاع

جدوگاه و دور سینه به ترتیب با ضرایب0/0،03/47 و معنی دار نبود )عبدل و همکاران،2009(.

ضرايب رگرسیونی تک متغیره خطی برای پیش بینی وزن زنده

براساس جدول 4 که ضرایب رگرسیونی ساده تک متغیره در پیش بینی وزن بدن از روی اندازه های بیومتری

را نشان می دهد، تنها سه صفت)وزن الشه گرم، دورسینه، ارتفاع بدن( معنی دار شدند که به ازای هر کیلوگرم

افزایش وزن الشه گرم،وزن بدن به میزان 0/54کیلوگرم، به ازای هر سانتی متر افزایش دورسینه، وزن بدن به میزان

0/24کیلوگرم و به ازای هر سانتی متر افزایش ارتفاع بدن،وزن بدن به میزان 0/11 کیلوگرم افزایش می یابد. ساموئل

فجمیلهین در مطالعهاي که بر روي خصوصیات اندازههاي بیومتری بدني بزهاي نژاد کوتوله شرق آفریقا انجام

داد،گزارش کرده است که براساس معادالت رگرسیونيخطي ساده، به ازای هر سانتی متر افزایش دورسینه، وزن

بدن به میزان0/53کیلوگرم افزایش می یابد )Fajemilehin و همکاران،2008(. جدول 4 ضرایب رگرسیونی خطی

ساده پیش بینی وزن بدن را نشان می دهد.

ضرايب رگرسیونی تک متغیره خطی برای پیش بینی وزن الشه

براسا س جدول 5 که ضرایب رگرسیونی ساده تک متغیره در پیش بینی وزن الشه از روی اندازه های بیومتری

را نشان می دهد، تنها سه صفت)وزن زنده،ارتفاع جدوگاه،ارتفاع بدن( معنی دار شدند که به ازای هر کیلوگرم

به ارتفاع جدوگاه،وزن الشه افزایش متر ازای هر سانتی به میزان0/61کیلوگرم، به بدن،وزن الشه افزایش وزن

میزان 0/38کیلوگرم و به ازای هر سانتی متر افزایش ارتفاع بدن،وزن الشه به میزان 0/16کیلوگرم افزایش می یابد.

فیضورحمان در پیش بینی وزن الشه از روی خصوصیات بدنی در بزهای سیاه بنگال گزارش کردند که به ازای هر

کیلوگرم افزایش وزن بدن،وزن الشه به میزان 0/43کیلوگرم، افزایش می یابد )Faizur Rahman و همکاران،2007(.


72

– معادالت تابعیت تک متغیره خطی و غیر خطی برای پیش بینی وزن زنده

در مدل خطی ساده پیش بینی وزن زنده، از بین همه ی چهارده صفت که به طور جداگانه مورد برازش قرار

گرفتند،یازده صفت)طول بدن،ارتفاع جدوگاه،عرض لگن،وزن زنده،طول الشه،عرض الشه،طول و عرض ران،وزن

دنبه،طول و عرض دنبه( معنی دار نبودندو سه صفت )وزن الشه گرم،دور سینه،ارتفاع بدن(معنی دار بودند که وزن

الشه گرم0/83درصد از تغییرات وزن زنده را به خود اختصاص می دهد و دومین صفت دور سینه که 0/64درصد

از تغییرات وزن زنده راو پس از آن ارتفاع بدن که 0/63درصد از تغییرات وزن زنده را به خود اختصاص می دهد

و در صورتی که وزن الشه گرم در دسترس نبود می توان ازدور سینه و یا ارتفاع بدن به ترتیب بیشترین ضریب

تبیین استفاده نمودکه در جدول 6 نشان داده شده است و در مدل درجه دو از تمامی چهارده صفت)وزن بدن،طول

بدن،ارتفاع جدوگاه،دور سینه،ارتفاع بدن،عرض لگن،وزن الشه گرم،طول الشه،عرض الشه،طول و عرض ران،وزن

دنبه،طول و عرض دنبه( که به طور جداگانه مورد برازش قرار گرفتند هیچ کدام معنی دار نبودند. ماریا سارتی و

همکاران در اندازه گیری دور سینه برای تعیین وزن درعملکرد گوسفند گوشتی بیان کردند با اینکه مقدار ضریب

تبیین 0/944 در نژاد آپنینیکا در و ضریب تبیین 0/955 در نژاد مرینیزاتا در دو مدل خطی و درجه یک یکسان

بدست آمد، ولی مقدارمجموع مربعات باقی مانده و انحراف استاندارد باقی مانده در مدل درجه یک کمتر بود

بنابراین مدل درجه یک یکی از مناسب ترین مدل های تابعیت پیش بینی کننده وزن بدن به کمک دورسینه در نظر

گرفته شد )Sarti و همکاران،2003(.

معادالت تابعیت تک متغییره خطی و غیر خطی برای پیش بینی وزن الشه

در مدل خطی ساده پیش بینی وزن الشه، از بین همه ی چهارده صفت که به طور جداگانه مورد برازش قرار

گرفتند،یازده صفت)طول بدن،دور سینه،عرض لگن،وزن الشه گرم،طول الشه،عرض الشه،طول و عرض ران،وزن

دنبه،طول و عرض دنبه( معنی دار نبودند وسه صفت معنی دار بودند که وزن زنده 83 درصد از تغییرات وزن الشه

را به خود اختصاص می دهد ودومین صفت ارتفاع جدوگاه،که 80درصد از تغییرات وزن الشه و پس از آن ارتفاع

بدن که 72 درصد از تغییرات وزن الشه را به خود اختصاص می دهدکه در جدول 7 نشان داده شده است و در

صورتی که وزن زنده در دسترس نبود می توان از ارتفاع جدوگاه و یا ارتفاع بدن به ترتیب بیشترین ضریب تعیین

استفاده نمودولی در مدل درجه دو از همه ی چهارده صفت)وزن بدن،طول بدن،ارتفاع جدوگاه،دور سینه،ارتفاع

بدن،عرض لگن،وزن الشه گرم،طول الشه،عرض الشه،طول و عرض ران،وزن دنبه،طول و عرض دنبه( که به طور

جداگانه مورد برازش قرار گرفتندهیچ کدام معنی دار نبودند. فیض و رحمان در پیش بینی وزن الشه از روی

خصوصیات بدنی در بزهای سیاه بنگال گزارش کردند که،معادالت تابعیت وزن الشه گرم با استفاده از وزن زنده با

درصد قابلیت اطمینان باال می تواند برآورد شود و وزن زنده 96 درصد از تغییرات وزن الشه را به خود اختصاص


73

می دهد )FAIZUR RAHMAN و همکاران،2007(.

معادالت تابعیت چند متغییره خطی و غیر خطی برای پیش بینی وزن زنده

معادالت برازش مدل های خطی چندگانه و درجه دوم در پیش بینی وزن زنده که بصورت ترکیبی از همه ی

صفات )وزن الشه، طول بدن، ارتفاع جدوگاه، دور سینه، ارتفاع بدن، عرض لگن، وزن الشه گرم، طول الشه،

عرض الشه، طول و عرض ران، وزن دنبه، طول و عرض دنبه( نشان داد معادالت برازش مدل های خطی چند گانه

و درجه دوم در پیش بینی وزن زنده هیچکدام معنی دار نبود.

معادالت تابعیت چند متغییره خطی و غیر خطی برای پیش بینی وزن الشه گرم

معادالت برازش مدل های خطی چند گانه و درجه دوم در پیش بینی وزن الشه گرم که بصورت ترکیبی از

همه ی صفات)وزن بدن،طول بدن،ارتفاع جدوگاه،دور سینه،ارتفاع بدن،عرض لگن،وزن الشه گرم،طول الشه،عرض

الشه،طول و عرض ران،وزن دنبه،طول و عرض دنبه( در جدول 7 قرار داردو نتایج نشان داد معادالت برازش

مدل های خطی چند گانه و درجه دوم در پیش بینی وزن زنده هیچکدام معنی دار نبود.فراهانی و همکاران در

رابطه بین دنبه و اندازه های بدن با بعضی صفات مهم اختصاصی در نژاد دنبه دار گوسفند ماکویی ایرانی در پیش

بینی وزن الشه گرم گزارش کردند که دو مدل مناسب هستند که اولین مدل خطی )R2=0/88( و دومین مدل درجه

دوم )R2=0/94( و مقایسه دقت پیش بینی نشان می دهد که رگرسیون غیرخطی )درجه دوم( دقت پیش بینی را %6

بهبود می دهد )Farahani و همکاران،2010(.

انتخاب بهترين مدل با در نظر گرفتن ضريب مالو و آکايک در پیش بینی وزن بدن

جدول8 ضرایب مالو و آکایک مدل های مختلف را در برازش وزن زنده درصفات مورد بررسی )صفات طول

بدن،ارتفاع جدوگاه،دور سینه،ارتفاع بدن،عرض لگن،وزن زنده،طول الشه،عرض الشه،طول و عرض ران،وزن

دنبه،طول و عرض دنبه( را نشان می دهد،به طوری از ضرایب مالو و آکایک برای برای تعیین مناسب ترین مدل

استفاده شد که مقدار ضریب مالودر مدلی با )CG CW TWI(وزن الشه گرم،دور سینه،عرض دنبه کمتر بود از

سایر مدل ها و مقدار ضریب آکایک در این مدل نیز نیز تقریبًا یکسان با مدل)CG CW RW TWI(دور سینه،وزن

الشه گرم،عرض لگن،عرض دنبه بودبنابراین چون مقدار ضریب مالو در مدل CG CW TWI بسیار کمتراز سایر

مدل ها بود این مدل وزن زنده را ازسایر مدل ها بهتر توضیح می دهد.

جدول8 ضرایب مالو و آکایک مدل های مختلف را در برازش وزن زنده را که عالوه بر صفات مورد بررسی

Sex( اثر سن و جنس نیز در نظر گرفته شده است را نشان می دهدکه مقدار ضریب مالو و آکایک در مدلی با


74

Age CG TH( جنس، سن،دور سینه و طول دنبه و مدلی با )Sex Age CGCW ITH(جنس،سن،دورسینه،عرض

جنس،سن،دورسینه،عرض با مدلی در تعیین ضریب مقدار چون بنابراین بود یکسان تقریبًا دنبه الشه،طول

الشه،طول دنبه با ضریب 0.77 باالتر بود بنابراین این مدل وزن زنده را بهتر از سایر مدل ها توضیح می دهد.

عزیز و همکاران عالوه برضریب تبیین و ضریب تصحیح شده از آماره مالو نیز استفاده کردندآنها دریافتند که

در گوسفند نجدی براساس ضریب تبیین و ضریب تصحیح شده دور سینه بهتر وزن بدن را تا ارتفاع جدوگاه

پیش بینی میکند و بر اساس آماره مالو به این نتیجه رسیدند که ارتفاع جدوگاه پیش بینی کننده بهتری برای

پیش بینی وزن بدن است)Aziz و همکاران،1993(.

انتخاب بهترين مدل با در نظر گرفتن ضريب مالو و آکايک در پیش بینی وزن الشه

بررسی مورد درصفات گرم الشه وزن برازش در را مختلف مدل های آکایک و مالو ضرایب جدول9

)صفات طول بدن، ارتفاع جدوگاه، دور سینه، ارتفاع بدن، عرض لگن، وزن زنده، طول الشه، عرض الشه، طول

و عرض ران، وزن دنبه، طول و عرض دنبه( را نشان می دهد،به طوری که ضریب مالو در مدل )LW WH( وزن

زنده و ارتفاع جدوگاه کمتر از سایر مدل ها بودو مقدار ضریب آکایک در این مدل تقریبًا یکسان بود با مدل

)LW WHCG( وزن زنده،ارتفاع جدوگاه و دور سینه، بنابراین چون مقدار ضریب مالو در LW WH بسیار کمتر

بود،بنابراین این مدل وزن الشه گرم را بهتر از سایر مدل ها توضیح می دهد.

جدول 9 ضرایب مالو و آکایک مدل های مختلف را در برازش وزن الشه گرم که عالوه بر صفات مورد بررسی

اثر سن و جنس نیز در نظر گرفته شده را نشان می دهد که مقدارضریب مالو در مدل )Age WH( سن و ارتفاع

جدوگاه از سایر مدل ها کمتر بودو مقدار ضریب آکایک در این مدل کمتر از مدل )Sex Age WH( جنس،سن و

ارتفاع جدوگاه بودبنابراین چون مقدار ضریب مالو و آکایک در مدل Age WH کمتر بود بنابراین این مدل وزن

الشه گرم را بهتر از سایر مدل ها بهتر توضیح می دهد.بوسداگان وهمکاران توضیح دادند که آکایک به عنوان یک

روش ساده و متنوع است وگزارش کرد آکایک یک راه جدید و مدرنی در حل بسیاری از مشکالت آماری ارایه

می دهد )Bozdogan و همکاران،1987(.

نتیجه گیری

نتایج در گوسفند نژاد قزل نشان داد که بهترین معادله در پیش بینی وزن زنده و وزن الشه گرم در روش خطی

تابعیت خطی ساده بر اساس بینی وزن زنده در روش ساده درجه یک است.همچنین بهترین مدل برای پیش

ضریب تبیین وزن الشه گرم و در صورتی که وزن الشه گرم در دسترس نبود می توان به ترتیب از دور سینه یا

ارتفاع بدن استفاده کرد ولی با توجه به ضرایب مالو و آکایک بهترین مدل مدلی با دور سینه، وزن الشه گرم و


75

عرض دنبه و مدلی با سن،جنس،دور سینه و طول دنبه بود. بهترین مدل برای پیش بینی وزن الشه گرم در روش

تابعیت خطی ساده بر اساس ضریب تبیین وزن زنده بود و در صورتی که وزن زنده در دسترس نبود می توان به

ترتیب از ارتفاع جدوگاه یا ارتفاع بدن استفاده کرد ولی با توجه به ضرایب مالو و آکایک بهترین مدل مدلی با وزن

زنده و ارتفاع جدوگاه و مدلی با سن و ارتفاع جدوگاه بود.

میانگین حداقل مربعات صفات وزن بدن-1جدولجدول1-میانگین حداقل مربعات صفات وزن بدن

عرض لگن ارتفاع بدن دورسینه ارتفاع جدوگاه طول بدن وزن بدن تعداد اثر صفت

23/2 36/86 88/43 71/06 66/6 39/76 150 میانگین کل

** ns ns ns ** * جنس

53/0±79/23 05/2±9/37 05/1±81/88 99/0±64/71 17/1±54/69 40±77/40 100 نر

18/0±8/23 64/0±69/36 3/0±1/88 28/0±92/70 44/0±23/66 18/0±88/39 50 ماده

* ns ns ns * ** سن

55/0±73/23 13/2±97/34 09/1±76/87 03/1±41/70 21/1±85/66 54/0±28/38 85 زیر یکسال

18/0±57/23 65/0±82/36 3/0±58/88 28/0±99/70 44/0±08/66 19/0±24/40 65 باالي یکسال

ns ns ns ns ns ns جنس×سن

83/0±87/24 18/3±75/35 63/1±12/88 54/1±12/71 81/1±72 67/0±37/39 50 نر زیر یکسال

68/0±58/22 60/2±83/39 33/1±5/89 26/1±16/72 47/1±67 55/0±16/42 35 باالي یکسالنر

74/0±60/23 85/2±20/34 46/1±4/87 3/1±7/69 62/1±7/61 6/0±20/37 30 ماده زیر یکسال

27/0±46/23 94/0±48/37 44/0±44/8 42/0±87/70 65/0±7/65 28/0±14/4 35 ماده باالي یکسال

جدول 2- میانگین حداقل مربعات صفات وزن الشهمیانگین حداقل مربعات صفات وزن الشه-2جدول

عرض دنبه دنبهطول وزن دنبه عرض ران طول ران عرض الشه طول الشه وزن الشه تعداد اثر صفت

19/64 17/95 2641/17 16/43 26/87 18/22 61/47 19/51 30 میانگین کل

ns ns ns ns ns ns ** ns جنس

02/20±006/1 52/17±04/1 20/2630±4/43 47/16±66/0 16/27±64/0 66/18±63/0 39/62±87/0 28/20±54/0 20 نر

84/19±3/0 49/18±29/0 52/2654±01/39 4/16±29/0 88/26±21/0 35/18±18/1 68/60±31/0 22/0±50/19 10 ماده

ns ns ns ns ns ns ns ** سن

61/19±04/1 23/18±08/1 87/2691±42/489 78/15±68/0 27/26±67/0 20/18±65/0 16/60±91/0 10/18±56/0 18 زیر یکسال

73/19±31/0 83/17±3/0 4/39±13/2654 22/0±4/16 0/21±27 17/18±18/0 72/61±32/0 22/0±31/19 12 باالي یکسال

ns ns ns ns ns ns ns ns جنس*سن

62/20±55/1 37/17±62/1 75/27718±59/729 37/15±03/1 25/26±005/1 19±97/0 62/63±35/1 81/18±84/0 8 زیر یکسالنر

41/19±27/1 66/16±37/1 66/2541±71/595 58/17±83/0 08/28±82/0 33/18±79/0 16/61±10/1 75/21±69/0 12 نر باالي یکسال

60/18±39/1 10/19±45/1 2665±57/652 20/16±91/0 3/26±89/0 40/17±87/0 7/56±21/1 4/17±75/0 ماده زیر یکسال

45/0±73/19 43/0±59/18 31/57±1/2683 31/0±15/16 3/0±09/27 26/0±17/18 46/0±54/61 3218/0±29/0 10 ماده باالي یکسال


76

جدول 3- همبستگی بین صفات مورد بررسی طول

دنبه

وزن

دنبه

عرض

ران

طول ران عرض

الشه

طول

الشه

وزن الشه عرض

لگن

ارتفاع

بدن

دورسینه ارتفاع

جدوگاه

طول بدن وزن

بدن

LW17/0 BL

*41/0 35/0 WH

*41/0 *39/0 *41/0 CG

23/0 **54/0 11/0 36/0 BH

16/0 **49/0 **40/0 *38/0 11/0 RW

14/0 *43/0 17/0**54/0

35/0 **59/0

CW

*37/0 21/0 02/0 35/0 *39/0 48/0** 18/0 CL

43/0*

14/0 31/0 02/0 29/0 27/0 48/0** 02/0- CWI

02/0- 33/0 18/0 12/0- 08/0- 05/0 008/0 14/0 12/0 HL

01/0- **47/0 02/0 15/0 05/0- *39/0 06/0 15/0 19/0 03/0 HW

19/0- 24/0- 2/0- 37/0-*

04/0 02/0 05/0 22/0- 05/0- 36/-0* 19/0 TW

**79/0

18/0- 15/0- 2/0 *39/0 -

06/0- 1/0- 05/0- 28/0- 21/0- 48/0-* 11/0 TH

59/0**

**8/0

06/0 14/0- 05/0- 16/0- 02/0- 12/0- 08/0 21/0- 005/0 15/0- 18/0 TWI

P>0/01**P>0/05*،عرض الشهCL،طول الشهCW،وزن الشهRW،عرض لگن BH،ارتفاع بدنCG،دور سینه WH،ارتفاع جدوگاهBL،طول بدنLWوزن بدن

CWIطول ران،HLعرض ران،HWوزن دنبه،TWطول دنبه ،THعرض دنبه،TWI

جدول 4- ضرایب رگرسیونی خطی ساده پیش بینی وزن بدنPارزش ضریب رگرسیون عرض از مبدأ ضریب تعیین نام متغییر

35/0 07/0 58/34 03/0 طول بدن

08/0 21/0 65/24 1/0 ارتفاع جدوگاه

03/0 24/0 5/18 64/0 دور سینه

04/0 11/0 51/35 63/0 ارتفاع بدن

58/0 11/0 02/37 01/0 عرض لگن

001/0 54/0 11/29 83/0 وزن الشه

29/0 12/0 39/32 03/0 طول الشه

93/0 016/0- 06/40 0003/0 عرض الشه

38/0 16/0 41/35 02/0 طول ران

93/0 01/0 52/39 0002/0 عرض ران

2/0 0003/0 87/38 05/0 وزن دنبه

35/0 11/0 37/74 03/0 طول دنبه

21/0 155/0 74/36 05/0 عرض دنبه


77

جدول 5- ضرایب رگرسیونی تک متغیره خطی پیش بینی وزن الشهpارزشضریب رگرسیونعرض از مبدأضریب تعییننام متغییر

01/042/915/008/0طول بدن

38/0001/0-8/058/7ارتفاع جدوگاه

04/082/713/028/0دور سینه

72/071/1316/001/0ارتفاع بدن

02/035/1517/022/0عرض لگن

61/0001/0-83/074/4وزن زنده

1/078/421/007/0طول الشه

01/055/1711/06/0عرض الشه

02/081/1417/0370طول ران

01/025/1713/047/0عرض ران

004/026/1900009/073/0وزن دنبه

89/0-0007/082/1901/0طول دنبه

99/0-01/052/190004/0نبهعرض د

جدول 6- معادله خطی ساذه پیش بینی وزن زنده در گوسفند قزل

LWوزن زنده ،ارتفاع بدن BHدور سینه، CGوزن الشه گرم، CWP>0/001**P>0/05*

R2

83/0LW=29/11+0/54CW **

64/0LW=18/5+0/24CG *

63/0LW=35/51+0/11BH *

جدول 7- معادله خطی ساده پیش بینی وزن الشه در گوسفند قزل

P>0/001**

R2

8/0CW= -7/58+0/38WH

72/0CW=13/75+0/16BH

83/0CW=-4/74+0/61LW


78

جدول 8- ضرایب مالو و آکایک برای انتخاب مدل مناسب برای پیش بینی وزن زنده در گوسفند قزلمتغییرها در مدل

AICR2C(p)

3 -2.3552 0.5030 48.8245 CG CW TWI

4 -1.6908 0.5368 48.7122 CG RW CW TWI

4 -1.5751 0.7529 29.8648 Sex Age CG TH

5 -1.1865 0.7745 29.1192 Sex Age CG CWI TH

جدول 9- ضرایب مالو و آکایک برای انتخاب مدل مناسب برای پیش بینی وزن الشه گرم در گوسفند قزل

AICR2C)p(

2 -2.0663 0.4803 51.5237 LW WH

3 -1.5093 0.5144 51.4822 LW WH CG

2 -3.3483 0.5643 46.2342 Age WH

RW،عرض لگنAge، سن RW،جنسعرض لگن Sex،دورسینهCG، CWI،طول دنبهعرض الشه THوزن الشه گرم ، CW، عرض

ارتفاع جدوگاهTWI، WHدنبه


79

منابع

1. جاللی زنوز، م،ج. )1382(. اصول نوین پرورش گوسفند. چاپ اول، انتشارات موسسه نشر پرتو واقعه.

2.حسینی،م. میرایی،ر. پاکدل،ع و ح، مرادي شهربابک. ارزیابی دقت اندازه گیریهاي خطی بدن در بره هاي مغانی براي پیش

بینی میزان الشه تولیدي و محتواي چربی الشه پس از کشتار. منابع طبیعی دانشگاه تهران.

3. عزت پور، م.)1382(. پرورش گوسفند و بز بومی ایران، چاپ اول، ساری، ایران. 183 ص.

4. فخر آیی، ج.، رحیمی، ح.، منصوری، ی،م، )1387(. استفاده از برخی ابعاد بدن برای وزن زنده در گوسفند فراهانی با در

نظر گرفتن اثر عوامل محیطی.مجله دانش و پژوهش علوم دامی، جلد 2 پاییز.

5. وطن خواه، م.، م. مرادی شهر بابک، ا. نجاتی جوارمی، ر. میرائی آشتیانی و ر. واعظ ترشیزی.1383؛بررسی پارامترهای

صفات رشد برای برخی از نژادهای گوسفند ایرانی. مجموعه مقاالت اولین کنگره علوم دامی و آبزیان کشور، دانشکده کشاورزی

و منابع طبیعی، دانشگاه تهران، جلد دوم

6. Abdel – Moneim, A. Y. 2009 use of live body measurements for prediction of body and carcass

cuts weights in three Egyptian breed of Egypt Journal of Sheep & Goat Sciences, Vol. 4 )2(, 2009

7. Atta, M., O. A. OKubanjo,A.B )2004(. Body and carcass measurements of goat slaughtered at

different weights. Small Rumin

8. Aziz, M.A. sharaby,)1993(. collinearity as a problem in predicting body weight from body

dimensions of Najidi sheep in Saudi Arabia. Small Rumin. Res. 12, pp. 117-124

9. Bozdogan, H., 1987. Model selection and Akaike’s information criterion AIC(: the general theory

and its analytical extensions Psychometrika, 52: 345–370

10. Faizur Rahman. MD 2007 Prediction of Carcass Weight from the Body Characteristics of Black

Bengal Goats Black Benga Goats Body Measuremen International Journal of Agriculture & Biology

11. Farahani.A. H., H. Moradi, Moradi. M. Relationship of fat-tail and body measurements with some

economic important traits in fat-tail Makoei breed of Iranian sheep. African Journal of Biotechnology

Vol. 9)36(, pp. 5989-5992, 6 September, 2010

12. Hosseinzadeh Shirzeyli. F., Lavvaf. A. , and Asadi. A. Estimation of body weight from body

measurements in four breeds of Iranian sheep.Songklanakarin J. Sci. Technol. 35 )5(, 507-511, Sep. -

Oct. 2013

13. Maria Sarti, F., Castelli, L., Bogani,D. and Panella, F. )2003(. The measurement of chest girth

as an alternative to weight determination in the performance recording of meat sheep. Italian Journal of


80

Animal Science. 2: 123-129.

14. Samuel Fajemilehin, O. K., A.E. Salako., )2008(. Body measurement characteristics the West

African Dwarf )WAD( Goat in deciduous forest zone of Southwestern Nigeria.African Journal of

Biotechnology 7 )14( 2521-2526

برآورد ضرايب اقتصادی صفات تولیدی گوسفند نژاد ماکوئی

ابوالقاسم لواف1*


چکیده

به منظور برآورد ارزش اقتصادی صفات تولیدی گوسفند نژاد ماکوئی، مدلی ساده و مناسب که توصیف کننده شرایط تولیدی در سطح

سیستم کامل پرورشی گوسفند نژاد ماکوئی باشد، تشکیل گردید. آمار و اطالعات مورد استفاده، مربوط به 40 گله و تعداد دام هاي این گله

به طور متوسط 60 رأس میش داشتي بود.. صفات مورد مطالعه در این تحقیق شامل: تعداد بره متولد شده در هر زایش، میران بره زایی،

درصد زنده ماني بره ها، وزن زنده در وزن شیرگیري )کیلوگرم(، میانگین افزایش روزانة وزن پس از شیرگیري )گرم(، وزن زنده در میش های

یک ساله )کیلوگرم( و مقدار سالیانة تولید پشم در میش ها )کیلوگرم( بودند که ضرایب اقتصادی نسبی برآورد شده به ترتیب برابر 1/39،

0/56، 1/00، 0/86، 0/45 و 0/32 بود. ضریب اقتصادي تعداد بره متولد شده در هر زایش میش در تمامي حاالت عددي مثبت و بسیار بزرگ

بود که نشان دهندة تأثیر فوق العاده آن بر روي سود سیستم مي باشد. این صفت، باالترین ارزش را به خود اختصاص داده و بیانگر بیشترین

تأثیر بر اهداف اصالحي در این نژاد است. ضرایب اقتصادي دیگر صفات مورد بررسی نیز، مثبت بوده و می توان از این صفات بعد از صفت

تعداد بره متولد شده در هر زایش، با توجه به مقدار ارزش برآورد شده، در برنامه های اصالح نژادي گوسفندان نژاد ماکوئی استفاده نمود.

واژه های کلیدی: اهداف اصالحی، ضرایب اقتصادی، گوسفند ماکوئی، صفات تولیدی

1. گروه علوم دامی، دانشگاه آزاد اسالمی واحد کرج، کرج، ایران )[email protected]( :مسئول مکاتبات *

برآورد ضرایب اقتصادی صفات تولیدی گوسفند نژاد ماکوئی

82

مقدمه

تغذیه و بهبود مدیریت، از طریق ماکوئی، مي تواند نژاد تولیدي گله هاي گوسفند بهبود در عملکرد صفات

ژنتیک حاصل شود. بهبود از طریق استفاده از حیواناتي که از نظر ژنتیکي، برتر هستند، به لحاظ تجمعي بودن،

بهترین راه براي افزایش بازدهي در تولید حیوانات مي باشد ) 23 (. وزن اقتصادي یک صفت، تعیین کننده اهمیت

آن صفت در تصمیم گیري جهت انتخاب مي باشد، به طوري که وزن اقتصادي باالتر براي یک صفت نسبت به سایر

صفات، به این مفهوم است که حیوانات با ارزش اصالحي برآورد شده باال براي آن صفت، عمومًا بیشتر انتخاب

مي شوند )6( و )9(. اکثر پژوهشگران، اولین قدم در طراحي برنامه هاي اصالح نژاد دام را، تصمیم گیري در مورد

اهداف اصالحي مناسب عنوان نمودند و برخي معتقدند که بزرگترین عامل در ناکارآمد بودن برنامه هاي اصالح نژاد

دام، مطلوب نبودن اهداف اصالحي است که سبب شده است فشار انتخاب بروي صفات نادرست، اعمال شود

) 16 ( و )19( و )26(. در مطالعه ای با برآورد ضرایب اقتصادی نسبی صفات تولیدمثل، رشد و برخی از صفات

الشه در گوسفندان نژاد لری بختیاری، اهداف اصالحی در گوسفندان این نژاد پرورش یافته تحت سیستم روستایی،

شامل صفات میزان آبستنی، تعداد بره متولد شده در هر زایمان میش، زنده مانی بره ها تا شیرگیری و شش ماهگی،

وزن شش ماهگی بره ها، وزن پشم تولیدی، وزن میش، بازده الشه، ترکیب الشه و میزان غذای مصرفی گزارش شده

است )33(. در تعیین ضرایب اقتصادي، تعیین هزینه هاي ثابت از اهمیت باالیي برخوردار است. پیشرفت ژنتیکي

در تولید، مي تواند سبب افزایش درآمد با همان مقدار هزینه ثابت شود. در برآورد ضرایب اقتصادی، بایستی هزینة

جیرة متعادل شده همچنین هزینه ای نیز برای چرای گله بر روی پس چر و کشتزار علوفه ای خریداری شده )یا

اجاره شده(، در نظر گرفته شود )31(. نهاده های یک سیستم تولیدی، شامل غذای مصرفی، مدیریت و هزینه های

ثابت و درآمدها نیز شامل درآمد حاصل از فروش میش ها و قوچ های حذفی، بره های نر و مادة مازاد، پشم میش ها

و بره ها و کود تولید از گله می باشد )22(. دیکرز ) 1995 ( معتقد است که مي توان از همبستگي هاي ژنتیکي برآورد

شده بین صفات که تغییر ژنتیکي در یک صفت را بر اساس تغییر ژنتیکي صفت دیگر بیان مي کنند، استفاده نمود

یا بازدهي منطقي و معقول اصالحي تنها هدف رقابتي، دنیاي در یک که نمود بیان )1970( دیکرسون . ) 10 (

راندمان اقتصادي مي باشد، که به صورت نسبت درآمد حاصله تقسیم بر هزینه هاي تولید تعریف مي شود. به طور

کلي، تابع سود، یک معادلة ساده است که تغییر در درآمدهاي اقتصادي خالص را به صورت تابعي از یکسري

پارامترهاي اقتصادي، زیست شناختي و فیزیکي توصیف مي کند. بر اساس تعریف ژنتیک کل، ارزش اقتصادي

صفت i به صورت اثر یک واحد تغییر نهایي در سطح ژنتیکي صفت gi ( ،i (، در تابع هدف )یعني سود(، در حالي

که دیگر صفات در ژنتیک کل ثابت بمانند، تعریف مي شود. در روش استاندارد یا شبیه سازي داده ها، سیستم تولید،

اقتصادي ( شبیه سازي مي شود یا مجموعه معادالت )مدل زیستي- به وسیله یک معادلة جبري )معادله سود ( و

)13(. گوسفند نژاد ماکویي به جهت راندمان باالي تولید گوشت و دارا بودن پشم سفید مرغوب با تارهاي بلند از


83

دیگر نژادهاي بومي موجود از ارزش باالیي برخوردار است . در منطقه شهرستان ماکو، یکصدهزار راس گوسفند

نژاد ماکوئی وجود دارد که به صورت گله های خالص و مخلوط پرورش داده می شوند. افزایش توان تولیدی این

حیوان، باال بردن خلوص ژنتیکی و جلوگیری از منقرض شدن این نژاد ارزشمند با استفاده از اصول ژنتیکی و

بهبود شرایط محیطی مسلمًا الزم و ضروری است. هدف از این تحقیق، برآورد ضرایب اقتصادی صفات تولیدی

گوسفند نژاد ماکوئی در سیستم پرورش یک بار زایش در سال با استفاده از روش شبیه سازی داده ها می باشد. اهمیت

محاسبه ارزش هاي اقتصادي در شرایطي که بیش از یک صفت در هدف انتخاب نقش داشته باشد، آشکار مي شود

و تعریف یک سیستم رکوردگیري به منظور شناسایي حیواناتي که داراي باالترین ارزش اصالحي براي صفات

موجود در اهداف اصالحي هستند، تصمیم گیري در مورد این که چه صفاتي در اطالعات شاخص وارد شوند، با

تعیین اهداف اصالحي خواهد بود.


وضعیت گله هاي مورد مطالعه و مشخصات آن ها

براي بررسي اثر عوامل مختلف اقتصادي و تولیدي بر ضرایب اقتصادي، گله گوسفند ماکوئی )با زبان برنامه نویسی

VB، بر اساس مدل Bayesian( شبیه سازي شد و از آمار و اطالعات مربوط به 40 گله گوسفند ماکوئی )جدول

1( و اطالعات موجود در مرکز تحقیقات کشاورزي و منابع طبیعي استان آذربایجان شرقی در سال 1389 استفاده

شد. هر گله بطور متوسط شامل 60 راس میش داشتی بود. اطالعات مربوط به شجره دام ها با نرم افزار CFC و

Pedigree بررسی شدند. علوفه مورد نیاز دام ها در طي سال از سه منبع مرتع، پس چر مزارع و تغذیه دستي تامین

مي شد و مرتع و پس چر مورد نیاز گله اجاره ای بود مي گردد. جفتگیري در گله به صورت طبیعي انجام مي پذیرد.

به این منظور به ازاي هر 25 راس میش، یک راس قوچ نگهداري مي شد که قوچ ها در طي فصل جفتگیري، به

مدت دو سیکل فحلي همراه گله بوده و در سایر مواقع به صورت جدا از گله نگهداري مي شدند. نرخ آبستني در

گله 89 درصد و تعداد میش هاي داراي یک یا دو بره به ترتیب برابر 90 و 10 درصد میش هاي زایمان کرده بود.

بره ها در یک ماه اول بعد از تولد، تنها از شیر مادر و سپس تا سن شیرگیري، از شیر مادر و تغذیه دستي به صورت

آزاد استفاده مي نمودند. درصد زنده ماني بره ها از هنگام تولد تا شیرگیري 95/5 درصد بوده که و تنها 2 درصد از

مرگ و میر بره ها در هفته اول بعد از تولد رخ مي دهد و زنده ماني بره ها تا شش ماهگي 98 درصد بود که فرض

شد که مرگ و میر در طي این مدت با توزیع یکسان رخ مي دهد. بره هاي مازاد بر نیاز جایگزیني گله در سن 6

ماهگي به فروش مي رسیدند. بره هاي مورد نیاز جایگزیني بعد از انتخاب در سن 6 ماهگي تا سن 18 ماهگي در

گله نگهداري شده و آن گاه جایگزین میش هاي حذف می شدند. میزان تلفات بره هاي نر جایگزین از زمان انتخاب

تا جایگزیني 2% بود، که فرض مي شد با توزیعي یکسان در طي مدت آزمایش رخ مي دهد. پارامترهاي استفاده


84

شده در مدل در جدول )2( ارائه شده است. در این تحقیق مدل مورد بررسی با در نظر گرفتن تاثیر شرایط مختلف

تولید و سیستم یک بار زایش در سال طراحی گردید. در این سیستم، جفتگیري در اواخر شهریور تا اواخر مهرماه

انجام پذیرفت و بره ها در طي اسفند متولد و تا اواخر خرداد و اوایل تیر به همراه میش نگهداري مي شدند. فاصله

زایش در این سیستم 12 ماه بود و میش ها مدتي از سال بدون بره و غیرآبستن بودند. حیوانات جایگزین در سن

6 ماهگي انتخاب شده و هر حیوان جایگزین، تا سن 18 ماهگي با نام حیوان جایگزین در گله باقي مي ماند و در

این سن تلقیح مي شد. بنابراین روزهاي اول فروردین، اول آذر و اول مرداد به عنوان روزهاي زایش در نظر گرفته

شد. به دلیل فشردگي برنامه هاي جفتگیري و زایش و به منظور تسهیل مدیریت پرورش بره ها، در این سیستم از

روش هاي هم زمان سازي فحلي استفاده مي شد. با این وجود جفتگیري به صورت طبیعي انجام مي گرفت. میش ها

تا سن حدود 6-5/5 سالگي در گله باقي مانده و بعد از این مدت به دلیل افزایش سن حذف و توسط بره هاي

جوان، جایگزین مي شدند. تلفات میش ها برابر 0/8 تا 1 درصد در نظر گرفته شد. هر قوچ تا سن 3/5 سالگي در

گله نگهداري و بعد از آن توسط قوچ هاي جوان جایگزین مي شد. تلفات قوچ ها نیز برابر 0/8 تا 1 درصد در نظر

گرفته می شد. میش ها و قوچ ها و بره هاي باالتر از یک سال، سالیانه دو بار، در اواسط فروردین و مرداد، پشم چیني

مي شدند در حالي که بره هاي جایگزین، در سال اول زندگي، یک بار و در مرداد ماه پشم چیني مي شدند.

صفات مورد مطالعه

در این تحقیق، صفاتي که براي دامدار ارزش پولي دارند، مورد بررسي قرار گرفتند، به عبارت دیگر، ضرایب

اقتصادي برای برخی صفات که در افزایش درآمد یا کاهش هزینه هاي دامدار نقش دارند، محاسبه شدند. این صفات

از شیرگیري، تا شیرگیري، نرخ جایگزیني، وزن بره ها بره در هر زایش، نرخ زنده ماني از: تعداد بودند عبارت

میانگین رشد روزانه بعد از شیرگیري، وزن زنده بدون دنبه.

برآورد پارامترهاي اقتصادي

براي محاسبة ضرایب اقتصادي ) Evs ( صفات از یک مدل استفاده شد. پس از شناسایي صفات مهم اقتصادي و

محاسبة درآمد و هزینة هر یک از این صفات ، معادلة سودي تشکیل گردید. براي به دست آوردن ضرایب اقتصادي

صفات مورد مطالعه، از روش شبیه سازي سیستم استفاده شد. در این روش براي سود سیستم، یک معادلة جبري

نوشته شد و سپس از این معادله بر حسب هر یک از صفات، مشتق جزئي گرفته شد. معادلة سود به قرار زیر براي

گوسفند ماکوئی طراحي گردید:FCFfffflock CCRNP −−= ()

flockP سود ساالنه گله


85

fN تعداد گوسفند ماده داشتی

fR درآمد یک راس گوسفند ماده داشتی در طول یکسال

fC هزینة جاری یک راس گوسفند ماده داشتی در طول یکسال

FCFC هزینة ثابت سالیانه گله

سود سیستم در حالت کلی بدست آمد و با مشتق گرفتن از تابع سود نسبت به صفت مورد نظر )مشتق جزئی(،

ضرایب اقتصادی نسبی و از جمع آن ها )مشتق کلی(، ضرایب اقتصادی مطلق آن صفت به دست آمد. میانگین

فنوتیپي صفات نیز از پایان نامه ها، مقاالت و آمار ایستگاه تحقیقات ماکوئی به دست آمد. تمامي هزینه ها و درآمدها

بر حسب واحد ریال بیان شده است. با توجه به اینکه درآمدها و هزینه ها یي که با خود صفت درگیر نیستند در

مشتق گیري حذف مي شوند، معادلة سود را مي توان به صورت زیر در نظر گرفت:

OCORpP i -+=

=P سود کل

=i هر یک از صفات موجود در معادله سود

i در ارتباط هستند. =ip درآمدها و هزینه هایي که با صفت

i در ارتباط نیستند. OR= سایر درآمدها )Other Revenues( یا درآمدهایي که با صفت

i در ارتباط نیستند. OC= سایر هزینه ها )Other Costs( یا هزینه هایي که با صفت

OR وOC در ضریب اقتصادي صفت اثري ندارند زیرا در مشتق گیري حذف مي شوند.

جداول 1 و 2 پارامترهاي سیستم را نشان مي دهند. پارامترهاي مورد نیاز جهت برآورد مولفه هاي نهاده و ستانده

از طریق رکوردبرداري هاي شخصي، مقاالت، بازاریان، دامداران، کارشناسان و آمار ایستگاه هاي تحقیقاتي مذکور

پارامترهاي مورد در استان گردآوری شده اند. متوسط قیمت ها در سطح منطقه، در سال 1389 به عنوان ارزش

استفاده در مدل آورده شدند. تفاوت هاي فصلي قیمت ها و عملکرد حیوانات در مدل وارد نشده اند. در این تحقیق،

براي بررسي اثر عوامل اقتصادي و تولیدي بر ضرایب اقتصادي، با استفاده از آمار هزینه ها و درآمدها، پارامترهاي

از: درآمدهای سیستم پروش گوسفند )درآمد استفاده عبارتند آمار مورد لذا برآورد گردید. نیاز اقتصادي مورد

حاصل از فروش بره هاي مازاد، درآمد حاصل از فروش میش های حذفی، درآمد حاصل از فروش قوچ های حذفی،

درآمد حاصل از فروش پشم و درآمد حاصل از فروش کود( و هزینه های سیستم پرورش گوسفند )هزینه هاي

هزینة کارگری، هزینه های شامل خود نگهداری، هزینة بازاریابی(. هزینه های و نگهداری هزینه های تغذیه اي،

پشم چینی و هزینه های بهداشتی می باشد.


86


ضرایب اقتصادی نسبی صفات مورد مطالعه در این تحقیق، به قرار زیر برآورد شد؛ تعداد بره متولد شده در

هر زایش میران بره زایی1/39، درصد زنده ماني بره ها 0/56، وزن زنده در وزن شیرگیري )کیلوگرم( 1/00، میانگین

مقدار و )کیلوگرم( 0/45 زنده در میش های یک ساله از شیرگیري )گرم( 0/86، وزن افزایش روزانة وزن پس

سالیانة تولید پشم در میش ها )کیلوگرم( 0/32 بود. ضریب اقتصادي تعداد بره متولد شده در هر زایش میش در

تمامي حاالت عددي مثبت و بسیار بزرگ است که نشان دهندة تأثیر فوق العاده آن بر روي سود سیستم مي باشد.

این صفت، باالترین ارزش را به خود اختصاص داده و بیانگر بیشترین تأثیر بر اهداف اصالحي در این نژاد است

و همچنین ضرایب اقتصادي دیگر صفات مورد بررسی نیز، مثبت بوده و بعد از صفت تعداد بره متولد شده در هر

زایش، با توجه به مقدار ارزش برآورد شده، دارای اهمیت بر روی اهداف اصالح نژادي گوسفندان نژاد ماکوئی

می باشند.

ضریب اقتصادي LS در تمامي حاالت عددي مثبت و بسیار بزرگ است که نشان دهندة تاثیرفوق العاده آن بر

FtFBWPwADG در سیستم WFtFBW و ،SRروي سود سیستم مي باشد. بزرگتر بودن ضرایب اقتصادي صفات

eFW در در سال مربوط به تعداد بیشتر بره در این سیستم مي باشد. همچنین کوچک تر بودن ضریب اقتصادي

این سیستم، ناشي از باالتر بودن هزینه ها و پائین بودن قیمت تمام شده نسبت به دیگر صفات است. در این مطالعه

با پایه قرار دادن صفت وزن زندة در زمان شیرگیري به عنوان پایه و تقسیم نمودن ضرایب اقتصادی مطلق همه

صفات بر ضرایب اقتصادی مطلق این صفت، ضرایب اقتصادی نسبی بدست آمده که جهت تسهیل در مقایسات

صورت گرفته است. ضریب اقتصادی برآورد شده در این مطالعه برای صفت LS همانند مطالعات وطن خواه

)1384(، خدایي )1382(، باقري )1381(، فرخي )1382( و زحمتکش )1385( مثبت گزارش شد، در حالی که

احمدي )1381( ضریب اقتصادی صفت مذکور را منفی گزارش کرده است. ضریب اقتصادی برآورد شده برای

صفت وزن زندة در زمان شیرگیري نزدیک به مطالعات خدایي )1382(، باقري )1381(، فرخي )1382( و احمدي

)1381( به ترتیب 1، 98/75، 2/52 و 15/77 گزارش شد. تولید دنبه نسبت به گوشت، انرژي بیشتري نیاز دارد و

هزینة بیشتري را نیز به همراه خواهد داشت. بنابراین ضریب اقتصادي آن در هر دو سیستم، پایین تر از ضریب

اقتصادي وزن بدون دنبه مي باشد.

هزینه هاي غذایي میش ها در طي زمان انتخاب تا فروش بسیار بزرگ مي باشد به طوري که ضرایب اقتصادي

وزن بدون دنبه و وزن دنبه را در هر دو سیستم منفي نموده است. چون هزینة تولید دنبه باالتر از گوشت مي باشد،

بنابراین ضریب اقتصادي وزن دنبه در میش ها کوچکتر از ضریب اقتصادي وزن بدون دنبه در آن ها مي باشد. چون

ضریب اقتصادي وزن پشم ناشور ساالنه در میش ها در هر دو سیستم برابر است، ضرایب اقتصادي کلیه صفات را

نسبت به آن محاسبه کرده و تحت عنوان ضرایب اقتصادي نسبي در جدول )5( آورده شد.


87

به علت پایین بودن مقدار تولید پشم در بره ها، هیچ یک از دامداران، بره ها را مورد پشم چیني قرار نمي دهند.

بنابراین تولید پشم بره ها به عنوان یک صفت مؤثر در درآمد و هزینة دامدار در نظر گرفته نشد. ولي در گله هایي

که بره ها را قبل از فروش پشم چیني مي کنند، الزم است که صفت تولید پشم در بره ها نیز در مدل آورده شود.

بعضي صفات دیگر مانند: قطر تار پشم، رنگ الیاف پشم، طول عمر اقتصادي، مقاومت به بیماري ها و … نیز

این صفات، پیشرفت از حاصل اقتصادي سود ولي باشند. نژاد اصالح هدف در کاندیداي حضور مي توانند

از این صفات مشخص نشده است، پارامترهاي ژنتیکي و فنوتیپي بسیاري واضح و مشخص نیست. همچنین

بنابراین این صفات به طور مشخصي در این تحقیق آورده نشده اند، ولي مي توان آن ها را در آینده مورد مطالعه

قیمت با نیز دنبه بنابراین و نمي شود دنبة آن جدا داد. در حال حاضر هنگام فروش گوسفند، قرار و تحقیق

بازار به سمت به علت وجود دنبة بسیار بزرگ در گوسفند ماکوئی و تمایل به فروش مي رسد، ولي گوشت

گوشت بدون چربي، پیش بیني مي شود که در چند سال آینده، دنبه به طور جداگانه قیمت گذاري شود. بنابراین

در اینجا ضرایب اقتصادي صفات در شرایط پیش بیني شدة آینده به دست آورده شد. پشم گوسفند ماکوئی بیشتر

مصرف قالي بافي دارد، زیرا این گوسفند از جمله گوسفندان داراي پشم ضخیم مي باشد. در حال حاضر هنگام

این بنابراین نمي گردد. پرداخت پشم تار کمتر قطر بابت مبلغي و نمي شود اندازه گیري آن قطر پشم، فروش

صفت در مدل وارد نشده است ولي اگر پیش بیني مي شود که تحت شرایط آینده، قطر تار نیز مهم خواهد بود،

آنگاه بایستي این صفت نیز در مدل وارد شود. گوسفندان ماکوئی داراي پشم سفید رنگ هستند. در گله هایي

که پشم گوسفندان داراي رنگ هاي مختلفي است و رنگ ها از نظر ارزش پولي با یکدیگر تفاوت دارند، بایستي

رنگ الیاف نیز مورد توجه قرار گیرد.


88

جدول 1- بررسي هزینه ها در گله گوسفند ماکوئی.

مقدارشرح

)تکمیلی مرتع( به ماه در سال مدت تغذیه دستی

چر مزارع به ماه در سالمدت استفاده از پس

مدت استفاده از مرتع به ماه در سال

5/455/2

تغذیه دستی هر میش در سال به ریالۀهزین

یالتغذیه دستی هر قوچ در سال به رۀهزین

تغذیه دستی هر بره در سال به ریالۀهزین

تغذیه با پس چر هر راس گوسفند در سالۀهزین

تغذیه با مرتع هر راس گوسفند در سالۀهزین

30500044000010600021500400

کارگري ساالنه هر راس گوسفند در سال به ریالۀهزین

چینی هر راس گوسفند در سال به ریالپشمۀهزین

واکسیناسیون، دارو و سم هر راس گوسفند در سال به ریالۀهزین

)خوراك، دام و...( هر راس گوسفند در سال به ریالۀهزین حمل و نقل

جایگاه، انبار، ّآب انبار و... هر راس گوسفند در سال به ریالۀهزین

14850030000660020506100

تعداد متوسط میش در سال

تعداد متوسط قوچ در سال

تعداد بره زنده متولد شده در سالۀهزین

تعداد بره از شیر گرفته شده در سالۀهزین

604

373358

تعداد حذف میش بالغ در سال

تعداد حذف قوچ بالغ در سال

تعداد فروش بره نر بالغ در سال

تعداد فروش بره ماده بالغ در سال

تعداد بره ماده جایگزین گله در سال

در سالتلفات میش و قوچ

822715103


89

جدول 2- مقادیر استفاده شده جهت پارامترهاي مدل )سیستم یک بار زایش( .

دسته و نام پارامتر

مقدارپارامترهاي تولیدي

)کیلوگرم)وزن بلوغ میش ها

)کیلوگرم)وزن بلوغ قوچ ها

)کیلوگرم)وزن تولد بره هاي یک قلوزا

)کیلوگوزن تولد بره رم)هاي دوقلوزا

)کیلوگرم) وزن از شیرگیري

)گرم در روز) میانگین رشد روزانه بعد از شیرگیري نرها

)گرم در روز) میانگین رشد روزانه بعد از شیرگیري ماده

)کیلوگرم)وزن بره هاي جایگزین در زمان جفتگیري

)کیلوگرم) وزن میش حذفی

)کیلوگرم) وزن قوچ حذفی

)کیلوگرم( وزن بره پرواري فروشی

)کیلوگرم)وزن ساالنه پشم میش ها

)کیلوگرم)وزن ساالنه پشم قوچ ها

)درصد) نرخ باروري

)درصد) نرخ دوقلوزایی

)رأس) تعداد بره به ازاي هر میش در هر بار جفتگیري

)درصد)نرخ مرگ و میر بره ها از تولد تا شیرگیري

)درصد)6ها از شیرگیري تا نرخ مرگ و میر بره ماهگی

)درصد)گ و میر برهنرخ مر هاي جایگزین

)درصد)نرخ مرگ و میر میش ها

)درصد)نرخ مرگ و میر قوچ ها

3/487/63

47/4 -75/318/3 -43/2

58/25183157

5/3845-4060-5550-457/14/26/875/997/03/4

2211

مقدارپارامترهاي مدیریتی

)ماه) سن از شیرگیري

)ماه)سن در اولین جفتگیري )ماه) سن میش در اولین زایش

هاي حذفی در سالدرصد میش

هاي حذفی در سالدرصد قوچ

)سال)میانگین سن میش ها در گله

)درصد)نرخ جایگزینی میش ها در گله

5/3814

25-2220

5/520

مقدارايپارامترهاي تغذیه

)ماه) مدت زمان استفاده از مرتع

)ماه)مدت زمان استفاده از پس چر

5/2 -25 -5/4


90

ادامه جدول 2- مقادیر استفاده شده جهت پارامترهاي مدل )سیستم یک بار زایش( .)ماه) 5مدت زمان استفاده از تغذیه دستی

مقدارهاي نگهداري به ازاي یک میش بالغهزینه

)واکسیناسیون، دارو، سم و ... ( )ریال)ۀهزین بهداشت

)ریال)پشمۀهزین چینی

)ریال)ۀهزین کارگري

)ریال)ۀهزین جایگاه

6600300001550006500

ارمقدهاقیمت

)ریال) قیمت یک کیلوگرم وزن بره

)ریال) قیمت یک کیلوگرم وزن میش حذفی

)ریال) قیمت یک کیلوگرم وزن قوچ حذفی

)ریال) قیمت یک کیلوگرم پشم

68000 -6500063000 -6100065000 -6250060000 -80000

جدول 3- هزینه ها در بره ها در سیستم )ریال(.

هاهزینهقلو متوسط براي تک

و دوقلو

11687هزینۀ غذایی تولید و نگهداري یک کیلوگرم وزن زندة تا شیرگیري 1/11هزینۀ غذایی رشد و نگهداري یک گرم افزایش روزانۀ وزن پس از شیرگیري

153000هزینۀ کارگري هر راس 15790هزینۀ جایگاه هر راس

6000هزینۀ بازاریابی هر راس10000هر راسهزینۀ بهداشتی ـ درمانی

50660ها به ازاء هر راس برة متولد شدههزینۀ فالشینگ میش10690ها به ازاء هر راس برة متولد شدهقوچهزینۀ

19256هزینۀ تلفات به ازاء هر برة شش ماههدربرة متولد شدهبر تعداد، ه و مقدار به دست آمدهها کسر کردشد، سپس درآمد را از هزینهها، تمامی منابع درآمد و هزینه در نظر گرفتهدر مورد قوچ

.شدسال تقسیم


91

جدول 4- هزینه ها در میش ها و جایگزین ها )ریال(.)ریال)ها در جایگزینهزینهها(ریال)ها در میشهزینه ها

مقدارهاهزینهمقدارهاهزینه

هزینۀ غذایی تولید و نگهداري یک کیلوگرم وزن زندة در

ة پرورشدور126000هزینۀ کارگري هر راس15008

15790هزینۀ جایگاه هر راس126000هزینۀ کارگري هر راس10000درمانی هر راس–هزینۀ بهداشتی 25790هزینۀ جایگاه هر راس

هزینۀ بازاریابی هر راس6000

هزینۀ تولید یک کیلوگرم پشم در

سال6663

10000در سالدرمانی هر راس–هزینۀ بهداشتی

50000چینی هر راسهزینۀ پشم6663هزینۀ تولید یک کیلوگرم پشم در سال

50000چینی هر راسهزینۀ پشمها به ازاء هر راس ها و جایگزینهزینۀ تلفات در میش

میش و جایگزین34193

جدول 5- ضرایب اقتصادي.

)ریضرایب اقتصادي نسبی ال)ضرایب اقتصادي صفات

ضرایب اقتصادي صفات مورد مطالعه

نسبی

ضرایب اقتصادي صفات مورد مطالعه

مطلق

154115تعداد بره متولد شده در هر زایش میش39/1تعداد بره متولد شده در هر زایش میش61460هامانی برهدرصد زنده56/0هامانی برهدرصد زنده

)کیلوگرم) )کیلوگرم)وزن00/1وزن زندة در شیرگیري 110523زنده در شیرگیريمیانگین افزایش روزانۀ وزن پس از شیرگیري

)گرم)86/0

میانگین افـزایش روزانـۀ وزن پـس از شـیرگیري

)گرم)95120

)کیلوگرم)وزن زندة در میش )کیلوگرم)وزن زندة در میش45/0ها 49856هاها مقدار سالیانۀ تولید پشم ناشور در میش

م))کیلوگر32/0

)کیلوگرم)مقدار سالیانۀ تولید پشم در میش ها35625


92

منابع

1. احمدي متقي ع. 1381. برآورد ضرایب اقتصادي برخي صفات مهم تولیدي در گوسفند بلوچي. پایان نامه کارشناسي

ارشد. دانشگاه مازندران. دانشکده کشاورزي ساري.

2. باقري م. 1381. برآورد ضرایب اقتصادي برخي صفات مهم اقتصادي در گوسفند لري بختیاري. .پایان نامه کارشناسي

ارشد. دانشگاه مازندران، دانشکده کشاورزي ساري.

3. زحمتکش ب. 1385. برآورد ضرایب اقتصادي برخي صفات مهم تولیدي در گوسفند قره گل شیراز. پایان نامه کارشناسي

ارشد. دانشگاه مازندران. دانشکده کشاورزي ساري.

4. فرخي ح. 1382. برآورد ضرایب اقتصادي برخي صفات مهم تولیدي در گوسفند زل مازندران. پایان نامه کارشناسي ارشد.

دانشگاه مازندران. دانشکده کشاورزي ساري.

5. وطنخواه م. 1384. اصالح نژاد گوسفند لري بختیاري در سیستم روستایي: تعیین مدل مناسب. پایان نامه دوره دکتري،

دانشکده کشاورزي. دانشگاه تهران.

6. Amer PR, McEwan JC, Dodds KG and Davis GH, 1999. Economic values for ewe prolificacy and

lamb survival in New Zealand sheep. Livestock Production Science. 58: 75-90

7. Performance in year 86. Jahad-Agriculture organization. Chaharmahal and Bakhtiari. Deputy

Planning and Economic Affairs. Bureau of Statistics and Information Technology. )In Farsi(.

8. Smith. MTGA, 1980. Studies on selection index for improvement of litter weight in sheep. Animal

Production. 31: 81-5.

9. Dekkers JCM, 2003. Design and Economics of Animal Breeding Strategies. Iowa State University,

Iowa, USA.

10. Dekkers JCM, Birke PV and Gibson JP, 1995. Optimum linear selection indexes for multiple

generation objectives with nonlinear profit functions. Animal Science..610 75:165-

11. Dickerson GE, 1970. Efficiency of animal production – modeling the biological component.

Journal of Animal Science. 30: 849-59.

12. Falconer DS, 1988. Introduction to quantitative genetics. Third Edition. New York.

13. Gibson jp, 1995. An introduction to the design and economics of animal breeding strategies.

Guleph, Ontario, Canada.

14. Gifford DR, Ponzoni RW, Burr J and Lampe RJ, 1990. Environmental Effects on Fleece and

Body Traits of South Australian Angora goat. Small Ruminant. Research. 3: 249-56.


93

15. Godard ME, 1998. Cinsensus and debate in the definition of breeding objectives. Journal of Dairy

Science. 81: 6-18.

16. Groen AF, 2000. Breeding goal definition. In: Galal S, Boyazoglu J, Hammond K )Eds.(,

Workshop on Developing Breeding Strategies for Lower Input Animal Production Environments. Bella,

Italy, 22-25 September, 1999, 25-104.

17. Groen AF, Steine T, Colleau JJ, Pederson J, Pribyl J and Reinsch N, 1997. Economic values

in dairy cattle breeding with special reference to functional traits. Report of EAAP Working Group.

Livestock Production Science. 49: 1-21.

18. Harris DL and Newman S, 1994. Breeding for profit: Synergism between genetic improvement

and livestock production )a review(. Journal of Animal Science. 72:201- 213.

19. Harris DL, 1970. Breeding for efficiency in livestock production: defining the economic

objectives. Journal of Animal Science. 30: 860-5.

20. Hazel LN, 1943. The genetic basis for constructing selection indexes. Genetics. 28: 476.

21. James JW, 1986. Economic evaluation of breeding objectives in sheep and goats – general

considerations. Proc. 3rd World. Congress of Genetic and Applied Livestock Production. Vol. 9,

Lincoln, Nebraska, 470-478.

22. Kosgey I S, Van Arendonk JAM and Baker RL, 2003. Economic values for traits of meat sheep

in medium to high production potential areas of the tropics. Small Ruminant Research. 50: 187-202.

23. Kosgey IS, Van Arendonk AM and Leyden Baker R, 2004. Economic values for traits in breeding

objectives for sheep in the tropics: impact of tangible and intangible benefits. Livestock Production

Science. 88: 143-60.

24. Moav R, 1973. Economic evaluation of genetic differences. Agricultural Genetics. John Wiley

and sones. New York.

25. Newman S, Morris C, Baker R and Nicoll G, 1992. Genetic improvement of beef cattle in New

Zealand: Breeding objectives. Livestock Production Science. 32: 111-30.

26. Ponzoni RW and Gifford DR, 1990. Developing breeding objectives for Australian cashmar

goats. Journal of Animal Breeding and Genetic. 107: 351-70.

27. Ponzoni RW, 1988. The derivation of economic values combining different ways: an example


94

with Australian Merino sheep. Journal of Animal Breeding and Genetics. 105: 143-53.

28. Simm C, 1998. Genetic improvement of cattle and sheep. Farming press miller freeman UKltd.

433.

29. Smith C, 1983. Effects of changes in economic weights on the efficiency of index selection.

Journal of Animal Science. 56: 1057-64.

30. Smith CJWJ and Brascamp EW, 1986. Derivation of economic weights in livestock improvement.

Animal Production. 43: 545-51.

31. Talebi MA, 2009. Selection index to improve growth traits and carcass composition in Lori-

Bakhtiari. Ph. D. dissertation, University College of Agriculture and Natural Resources, TehranUniversity,

Tehran. )In Farsi(.

32. Van Arendonk JAM, 1991. Use of profit equations to determine relative economic value of dairy

cattle herd life and production from field data. Journal of Dairy Science. 74: 1101-1107.

33. Vatankhah M, 2005. Defining a proper breeding scheme for Lori-Bakhtiari sheep in village

system. Ph. D. dissertation, University College of Agriculture and Natural Resources, Tehran University,

Tehran. )In Farsi(.

یماد مولع شهوژپ و شناد همانلصفirisweb.ir › files › site1 ›...

Documents

Transcript of یماد مولع شهوژپ و شناد همانلصفirisweb.ir › files › site1 ›...