Introducción
Las lesiones podales (LP) constituyen uno de los problemas de salud más importantes en los hatos lecheros, después de las alteraciones reproductivas y la mastitis (Flor y Tadich, 2008). Las patologías que causan claudicación están entre las enfermedades o alteraciones más dolorosas que afectan a los bovinos (Greenough, 2009).
La prevalencia de lesiones podales en hatos lecheros es muy variable, depende de las características del sistema de producción. En Nueva Zelanda se mencionan incidencias del 2 al 38% dependiendo de los rodeos (Tranter y ftorris, 1991). En Australia, en un estudio con 73 hatos se reportó que el 88% de los establecimientos presentaban lesiones podales y el hato más afectado tenía el 30% de incidencia (Harris et al., 1988). En Canadá, la prevalencia de cojera a nivel de hato varió de 0 a 69%, con una media de 21% (Solano et al., 2015). En condiciones pastoriles en el sur de Chile, las prevalencias de afecciones podales estuvieron en un rango entre 9 y 32% (Flor, 2006). En general, los valores reportados indican una alta prevalencia de este tipo de afecciones dentro de las explotaciones de ganado lechero.
Las vacas cojas presentan una menor producción de leche (Rowlands y Lucey, 1986; Green et al., 2002). El 10% de los animales que sufren lesiones podales son sacri?cados en forma prematura (Greenough, 2009). La mediana de días abiertos fue cuarenta días más larga en vacas cojas comparadas con vacas sanas (Hernández et al., 2001). Se ha estimado que una vaca con claudicación le cuesta al productor entre US$350 y US$527 por caso (Greenough, 2009). El costo promedio por caso de úlcera de la suela, dermatitis digital y podredumbre de pezuña fue de US$216, US$133 y US$121, respectivamente (Cha et al., 2010). En Estados Unidos, Canadá y el Reino Unido se determinó que el costo por vaca coja llegó a US$389 anualmente (Bargai, 2000).
La incidencia de LP en un hato puede variar con la edad y la raza de las vacas, el terreno, condiciones climáticas y manejo del hato (Rowlands y Lucey, 1986; Harris et al., 1988). Otros factores tales como la estación del año, la etapa de la lactancia y la conformación de la pezuña también contribuyen a la incidencia de cojeras (Green et al., 2002; Vermunt y Parkinson, 2002). Las LP surgen como consecuencia de la interacción de diferentes factores de riesgo que, al alcanzar un punto crítico, desencadenan la enfermedad (Shearer et al., 2005).
Los factores genéticos también pueden in?uir en la incidencia de LP. Las vacas de raza Holstein están más predispuestas a sufrir cojeras que las de raza Jersey y en general, todas las razas bovinas que tengan una disminución del ángulo dorsal o pezuñas muy cortas son propensas a sufrir lesiones podales (Olivieri y Rutter, 2003). Además de los factores raciales, existe evidencia de predisposición genética a sufrir de lesiones podales. Se han reportado valores de heredabilidad para problemas podales de 0,10 a partir de un modelo lineal y 0,22 a partir de un modelo de umbral (Boettcher et al., 1998). Se obtuvieron valores de heredabilidad de 0,07 para dermatitis digital, 0,09 para ulceración única, 0,10 para trastornos de pared, y 0,12 para hiperplasia interdigital (Koenig et al., 2005). Algunas características de conformación del pie relacionadas con la incidencia de LP, también presentan cierto nivel de heredabilidad (Rutter, 2009), entre ellas el ángulo podal (0,07), calidad de hueso (0,17) y la posición de patas posteriores (0,11).
El objetivo fue evaluar el efecto de factores genéticos y ambientales sobre la ocurrencia de lesiones podales (LP) en ganado lechero de Costa Rica.
Materiales y métodos
Diseño del estudio
La presente investigación utilizó un diseño de estudio observacional longitudinal histórico. Se usó la información disponible en la base de datos VAftPP-bovino (Pérez et al., 1989) del proyecto Consultoría Regional en Informática para la Producción Animal Sostenible (CRIPAS), se abarcó el periodo comprendido entre el 01/01/1990 al 31/12/2015. Esta información proviene de hatos lecheros que ingresan la
información de sus animales (eventos productivos, reproductivos y sanitarios) al programa VAftPP, para luego enviarla periódicamente al proyecto CRIPAS, donde es sometida a revisión y edición para su análisis posterior. Los hatos participantes tienen diferentes periodos de seguimiento, que pueden variar desde pocos meses hasta más de veinticinco años. Asimismo, los periodos de seguimiento de las vacas y de las lactancias son de longitud variable. A partir de esta fuente se identi?caron los eventos de LP reportados a lo largo de la vida productiva de las vacas, tomando como punto de partida la fecha de su primer parto. Se seleccionaron solamente los primeros eventos de lesiones podales reportados dentro de cada lactancia.
Dado que no todos los hatos reportaban de manera consistente los eventos de lesiones podales (LP), se realizó además una preselección de los hatos que cumplieron los siguientes criterios: al menos un año de seguimiento en VAftPP, al menos cinco animales por año bajo monitoreo continuo en VAftPP, y una incidencia global mínima de LP de 1%. Estos criterios se establecieron con el ?n de asegurar tamaños mínimos de grupos por hato y año, y también para excluir del análisis los hatos que no registraron del todo los eventos de lesiones podales, o que solo lo hicieron de manera esporádica.
Se extrajo información complementaria a los eventos de LP tal como la ubicación geográ?ca del hato de procedencia, códigos de diagnóstico asociados al evento, la genealogía del animal, tipo racial, fechas de nacimiento y eventos reproductivos.
Análisis por regresión logística
El análisis de los factores potencialmente asociados a la ocurrencia de LP se realizó mediante un modelo de regresión logística (Kleinbaum y Klein, 2010), se asumió una distribución de probabilidad binomial para el evento LP, con una función de enlace logit. El modelo se resolvió utilizando el módulo para modelos lineales mixtos generalizados (GLIftftIX) del programa estadístico SAS (SAS, 2009), se usó el método iterativo de estimación denominado pseudo-verosimilitud residual.
El modelo evaluado se describe a continuación:
LogitP (LP=1#X)= β0 + β1ZA + β2HA(ZA) + β3PP + β4ftP + β5RA + β6NP + β7TH + β8EL + an + ε [1]
Donde:
LogitP (LP=1#X) = probabilidad de ocurrencia de un evento de lesión podal (0: No evento, 1= Evento β0 = intercepto.
ZA = efecto ambiental ?jo de zona agroecológica (Holdridge, 1987). Categorizado según combinaciones de provincias de humedad (bosque húmedo: bh, bosque muy húmedo: bmh, bosque seco: bs) y según faja altitudinal (tropical: t, premontano: p, montano bajo: mb y montano: m).
HA(ZA) = efecto ambiental ?jo de hato de procedencia (1,2…n), anidado dentro de zona.
PP = efecto ambiental ?jo del periodo de parto (≤1994, 1995 a 1999, 2000 a 2004, 2005 a 2009, ≥2010). ftP = efecto ambiental ?jo del mes de parto (1: enero, 2: febrero,.. 12: diciembre).
RA = efecto ?jo de grupo racial (Jersey:J8, Holstein×Jersey:H×J, Holstein:H8, Holstein×Pardo Suizo:H×PS, Pardo Suizo:PS8, Jersey×Pardo Suizo:J×PS, Guernsey:G8, Holstein×PardoSuizo×Jersey:H×PS×J, cruces varios entre razas lecheras con razas Bos indicus: LE×BI, otros cruces: OTROS).
NP = efecto ?jo del número de parto (1, 2, 3, ..≥7 ).
TH = efecto ?jo del tamaño del hato ( según número promedio de vacas en producción: ≤20. 21-40, 41-60, 61-80, 81-100 y ≥100.
EL = efecto ?jo de la etapa de la lactancia (en periodos mensuales, desde 1 hasta ≥15).
an = efecto aleatorio de la vaca, que incorpora la correlación existente entre distintos partos de una misma vaca.
ξ = efecto residual aleatorio (NID, 0, 1).
Con base en el modelo anterior se obtuvieron estimados de ajuste del modelo completo y estimados de signi?cancia estadística para todos los efectos evaluados. Para las diferentes categorías de los efectos ?jos que resultaron signi?cativos (P<0,05), se obtuvieron los odds ratio (OR) o razones de posibilidades, que
compararon la propensión relativa a sufrir lesiones podales entre una determinada categoría vs. la categoría de referencia (OR= 1), que para este estudio fue asignada como la categoría de menor propensión.
Estimación de parámetros genéticos
Para la estimación de parámetros genéticos el modelo [1] fue modi?cado y analizado como modelo genético, del tipo denominado modelo animal multirracial con repetibilidad (Van Radden et al., 2007), el cual fue resuelto mediante el programa ASREftL (Gilmour et al., 2014). Este programa utiliza una técnica de verosimilitud aproximada denominada PQL (Penalized Quasi-Likelihood), la cual está basada en series de aproximación a la verosimilitud de primer orden de Taylor (Gilmour et al., 2014). El efecto de hato dentro de zona fue sustituido por el efecto ?jo de hato. El efecto aleatorio de la vaca (an) se ligó a una matriz de parentesco construida a partir de la información genealógica disponible en la base de datos VAftPP. En la genealogía se incluyó hasta un máximo de diez generaciones de ancestros.
Adicionalmente, se agregaron al modelo los siguientes factores aleatorios:
hs = efecto aleatorio de la interacción de hato×semental. Se requirió un mínimo de tres hijas para cada semental evaluado.
pe = efecto aleatorio del ambiente permanente ligado a mediciones repetidas de LP en distintos partos de una misma vaca.
Para este análisis se utilizó solamente la información de las razas Holstein, Jersey y sus cruces, dado que fueron las categorías raciales que contaron con su?ciente información en términos de sementales y hembras evaluados, distribuidos en múltiples generaciones. Por último, este modelo genético se resolvió asumiendo dos distribuciones de probabilidad diferentes para el evento analizado: distribución normal (modelo lineal) y distribución binomial (modelo de umbral).
Los parámetros de heredabilidad (h2) y repetibilidad (r) se obtuvieron a partir de los componentes de varianza para efectos aleatorios obtenidos del modelo anterior, se utilizaron las siguientes fórmulas:
Donde:
h2 = índice de heredabilidad. r = índice de repetibilidad.
σ2a = varianza genética aditiva.
σ2pe = varianza atribuida a ambiente permanente. σ2F = varianza fenotípica.
Se obtuvieron además los estimados de valores de cría (mejores estimadores lineales insesgados/BLUP)
para los animales dentro de la población y sus correspondientes valores de con?abilidad, la cual se estimó mediante la fórmula [3]:
Donde:
Confi = valor de con?abilidad para el BLUP del i-ésimo individuo.
Si = error estándar reportado para el BLUP del i-ésimo individuo.
Fi = coe?ciente de consanguinidad del i-ésimo individuo.
σ2A = varianza genética obtenida a partir de la matriz de parentescos (A).
Los valores de cría fueron expresados como desviaciones con respecto al promedio de una población de referencia que estuvo constituida por todas las vacas nacidas en el año 2000.
Impacto de LP sobre días abiertos
Se construyó un modelo de regresión similar a [1] con el ?n de evaluar el posible efecto de la variable categórica LP (0= sin LP, 1= con LP) sobre la variable dependiente días abiertos, se asumió una distribución lognormal, y se ajustó además por los factores ?jos de zona, ?nca dentro de zona, número de parto, grupo racial, mes y año de parto; y el efecto aleatorio de la vaca. De esta manera se obtuvo un estimado de la diferencia en días abiertos en partos con o sin evento de LP reportado.
Resultados
Incidencia global de LP
Una vez realizados los procedimientos de edición y la aplicación de los criterios de inclusión se contó con información de 417 895 partos procedentes de 130 844 vacas localizadas en 358 hatos. Se contabilizaron 21 682 vacas y 29 434 lactancias con al menos un caso de LP, lo que corresponde a incidencias de 16,7% y 7,0%, por vaca y lactancia, respectivamente. Entre las vacas afectadas 74,7% (n=16 192) presentaron una sola lactancia afectada por LP, 17,8% (n=3 853) presentaron dos, y el restante 7,5% (n=1 637) presentaron tres o más lactancias afectadas por LP.
En el presente estudio, solamente el 17,2% (n=5 078) de los eventos de LP contó con un reporte de diagnóstico especí?co sobre el tipo de lesión. La LP más importante para este estudio fue la separación de la línea blanca, con un 34,4%, seguida por laminitis (13,0%) y úlcera de la suela (12,8%).
Modelo de regresión logística
El modelo de regresión logística convergió satisfactoriamente después de ocho iteraciones. El valor obtenido para el estadístico (chi-cuadrado generalizado/grados de libertad) fue 1,12, lo cual denota un ajuste adecuado de la distribución de probabilidad logit asumida para el evento, sin evidencia marcada de sobredispersión de residuales.
Los resultados del modelo indicaron que todos los factores ?jos evaluados se asociaron de forma signi?cativa (P<0,0001) con la ocurrencia de lesiones podales. Para el factor aleatorio de la vaca el componente de varianza estimado fue de 1,12, con un error estándar de 0,002.
Las zonas en que se presentó mayor propensión a lesiones podales fueron el bosque húmedo premontano (bh-p) y bosque muy húmedo premontano (bmh-p), mientras que la de menor propensión fue el bosque muy húmedo montano (bmh-m, Figura 1). Todas las zonas, excepto bh-p y bmh-p presentaron OR con amplios intervalos de con?anza que no di?eren signi?cativamente de la zona de referencia (bmh-m).
La variación entre hatos dentro de zona fue aún mayor que la variación entre zonas. A nivel de hato, la incidencia promedio de LP con base en lactancias fue de 5,6% (desviación estándar 0,06); oscilando entre un mínimo de 1% y un máximo de 33%.
Con respecto al número de parto se observó que las vacas más propensas a lesiones podales fueron aquellas con tres hasta seis partos, donde la propensión mantuvo un nivel similar (Figura 2). Una menor propensión se observó para las vacas de primer parto, mientras que las menos propensas fueron las de dos y con al menos siete partos.
En cuanto al factor racial, el grupo más propenso a sufrir lesiones podales fue la raza Holstein, mientras que los grupos menos propensos fueron los conformados por cruces entre razas lecheras y Bos indicus, y otros grupos raciales heterogéneos (Figura 3). Entre las dos razas lecheras más comunes en Costa Rica, se observó que la Holstein presentó una marcada mayor propensión que la Jersey. Se observó además que el OR del grupo Holstein×Jersey fue similar al de Jersey, lo que sugiere un efecto marcado de heterosis para este rasgo, es decir, la propensión a LP del cruce es mucho menor que el promedio de las razas paternas. El porcentaje de heterosis basado en los OR sería de 22,6% [(1,13-1,46)/1,46]. En el caso del cruce Holstein×Pardo Suizo este efecto también fue favorable, pero menos marcado, con un estimado de heterosis de 5%.
Se determinó que las vacas que parieron en los meses comprendidos entre marzo y agosto presentaron mayor propensión a LP (Figura 4), con estimados de OR cercanos a 1,20. Por el contrario, los meses de parto donde la propensión fue menor fueron noviembre y diciembre.
En cuanto al periodo de parto (Figura 5), la mayor propensión a LP se observó en las vacas que parieron entre los años 1995 a 1999, y la menor propensión en vacas paridas ≥2010. A partir del 2000 la tendencia fue decreciente, y una reducción más marcada en el periodo más reciente.
En relación a la etapa de lactancia, la propensión a primeros eventos de lesiones podales fue signi?cativamente mayor en el segundo mes posparto (Figura 6). A partir de este punto, la reducción en la propensión es consistente conforme aumentan los meses posparto, para ?nalizar con valores cercanos a 1 después del décimo mes.
Se observó que la propensión de eventos de lesiones podales tendió a ser mayor en hatos más grandes (>60 vacas), mientras que los grupos menos propensos fueron los conformados por hatos con menos de cuarenta vacas (Figura 7).
Estimación de parámetros genéticos
Para el análisis genético se contó con 320 923 partos de 98 215 vacas de razas Holstein, Jersey y Holstein×Jersey procedentes de 357 hatos. La incidencia de LP en este conjunto de datos fue de 6,33%. El archivo genealógico incluyó un total de 110 495 individuos que abarcaron un máximo de diez generaciones. Se identi?caron un total de 24 334 animales consanguíneos con un promedio de consanguinidad de 2,1% (desviación estándar 2,9).
En el análisis genético, el modelo lineal convergió de manera adecuada y resultó en estimados de varianza congruentes para todos los componentes, mientras que el modelo de umbral presentó problemas para la estimación del componente de ambiente permanente (pe), el cual se ?jó por el algoritmo PQL a un valor límite de 0, incongruente con las expectativas (Cuadro 1).
Los estimados obtenidos de heredabilidad y repetibilidad fueron bajos por ambos modelos (0,02 y 0,05). No obstante, se observó un rango amplio de variación en los valores de cría para propensión a LP, desde un mínimo de -0,05 hasta un máximo de +0,12, en el caso del modelo lineal (Cuadro 2), es decir, diferencias de hasta un 17% en la propensión genética a LP. Por otra parte, la correlación entre estimados de valores de cría obtenidos por ambos modelos fue alta (r=0,93; P<0,01), lo que indica que ambos métodos producen un ranqueo genético altamente coincidente de los animales en la población.
Debido a que el efecto de raza fue incluido como efecto ?jo en modelo genético, los valores de cría obtenidos representan las desviaciones en propensión genética dentro del grupo racial respectivo (Cuadro 2). Las con?abilidades obtenidas fueron relativamente bajas, debido a que se trata de un evento poco frecuente. La con?abilidad varió principalmente en función del número de registros de LP y el número de partos disponibles por vaca.
Discusión
La incidencia de LP obtenida en el presente estudio se encuentra dentro del rango reportado por estudios previos, los cuales varían ampliamente. Se han reportado valores de 2,71% en Argentina (Confalonieri et al., 2008), 5% en el Reino Unido (Bargai, 2000), 30% en USA/Florida (Hernández et al., 2001), 23,9% en USA/ Wisconsin (Cook, 2003), y 30,3% en Brasil/Belo Horizonte (ftolina et al., 1999). El origen multifactorial de las LP y la diversidad de ambientes entre estudios, puede explicar en parte esta gran variabilidad entre las incidencias reportadas. Diferentes formas de calcular y expresar las incidencias, por ejemplo por lactancia o por vaca, también pueden contribuir a la alta variabilidad.
En el presente estudio es posible que además exista un subregistro del evento, a pesar del uso del criterio mínimo de inclusión (1%) a nivel de hato. La dependencia de un sistema de información administrado mayormente por los productores representa una limitante, ya que no existe certeza absoluta en el reporte de todos los eventos y en su correcto diagnóstico. Sin embargo, estudios similares han validado el uso de sistemas de información de hato para estimación de incidencia de enfermedades y parámetros genéticos en ganado lechero (Zwald et al., 2004; Parker-Gaddis et al., 2012). Dichos estudios concluyen que, si bien tiende a existir subestimación de las incidencias, las tendencias y asociaciones observadas generalmente coinciden con estudios más controlados.
La mayor incidencia de enfermedad de la línea blanca ha sido también reportada previamente. Un estudio en Nueva Zelanda reportó esta enfermedad como la lesión podal de mayor importancia en los hatos lecheros, con una prevalencia del 39% (Tranter y ftorris, 1991). En Chile, la enfermedad de línea blanca fue también la más frecuente, con una incidencia del 54,9% (Flor y Tadich, 2008). Esta afección fue reportada como habitual en los sistemas intensivos y extensivos de producción bovina (Greenough, 2009). La línea blanca está compuesta por el tejido córneo más blando de la pezuña, por lo tanto, es más vulnerable a los cuerpos extraños. La afección es de alta incidencia en reproductores de carne y leche, asociada en ocasiones a laminitis, y muy frecuente en novillas lecheras luego del parto (Greenough, 2009).
Las diferencias en incidencia de LP entre zonas podrían estar ligadas a factores climáticos. Las zonas bmh- p y bh-p comprenden la faja altitudinal entre los 500 y 1500 msnm, con rango de temperatura entre 18-24°C y niveles de precipitación entre 1000-2000 (húmedo) o entre 2000-4000 (muy húmedo) mm anuales (Holdridge, 1987; Vargas y Ulloa, 2008). Son zonas intermedias tanto en altitud, como en temperatura y humedad, donde se encuentran ubicados un 34,5% de los hatos analizados. La alta precipitación y humedad, en conjunción con la temperatura, se han asociado con una disminución de la resistencia mecánica de la uña, favoreciendo un mayor desgaste y una mayor posibilidad de penetración por cuerpos extraños y proliferación de patógenos (Vermunt y Parkinson, 2002).
No obstante lo anterior, la alta variabilidad entre hatos dentro de una misma zona sugiere el impacto marcado que tienen las prácticas de manejo, así como las circunstancias especí?cas de cada sistema de producción sobre la incidencia de LP. En el presente estudio no se contó con información precisa de estas variables de manejo a nivel de hato; no obstante, un estudio previo con 1086 hatos, reportó que el sistema de alojamiento predominante a nivel local fue el pastoreo durante todo el año (72,6%), seguido por combinaciones de pastoreo con distintos niveles de estabulación (26,4%) y por último, el estabulado
completo (1%) (Vargas-Leitón et al., 2013). En países donde se realiza pastoreo durante todo el año, las cojeras en vacas de lechería están muy asociadas a la longitud, calidad y diseño de los caminos (Leonard et al., 1994). El con?namiento parcial o total de las vacas por largos períodos de tiempo también aumenta la presentación de problemas podales (Greenough, 2009). Es probable que gran parte de las lesiones podales reportadas en el presente estudio estén ligadas a estos factores. La frecuencia del recorte de pezuñas y la forma de conducir los animales hasta el ordeño son también ejemplos de factores especí?cos de cada hato. Por otra parte, en el presente estudio pueden existir además, diferencias marcadas en el nivel de registro de eventos LP entre distintos hatos.
Se ha reportado mayor incidencia de cojeras conforme aumenta la parición (Solano et al., 2015). En dicho estudio, la prevalencia más baja de cojera se produjo en vacas de primer (14%) y segundo parto (18%), respectivamente, mientras que las vacas con cuatro o más partos tuvieron una prevalencia de 32%, y la prevalencia más alta (38%) fue para las vacas con siete o más partos. Según Espejo et al. (2006) y Sarjokari et al. (2013) las vacas más viejas son más grandes, están predispuestas a la recaída de ciertas lesiones podales, y han estado expuestas por mayores intervalos de tiempo en comparación con las vacas más jóvenes. Se sugiere además que, a mayor número de partos, existe una disminución en el grosor de la zona amortiguadora, lo que causa lesiones en los pies tales como úlceras de la suela y enfermedad de la línea blanca (Espejo et al., 2006; Bicalho et al., 2009).
En el presente estudio las vacas más viejas (≥7 partos) presentaron un OR bajo, similar al de vacas de uno y dos partos. Cabe señalar que en esta categoría están las vacas que han permanecido en el hato hasta edad avanzada, generalmente por su mejor rendimiento y mayor resistencia a enfermedades, lo que puede haber in?uido en este resultado. Al tratarse de un estudio observacional, la distribución etárea de la población se puede ver afectada por sesgos de selección (Law et al., 2012). En este caso, las vacas con problemas de salud tienden a abandonar el hato o ser descartadas a edades más tempranas.
La mayor propensión a LP de las vacas Holstein ha sido también reportada en otros estudios. Las probabilidades de aparición de cojeras en hatos con predominancia de raza Holstein tendieron a ser mayores que en hatos con razas combinadas (Ranjbar et al., 2016). Las vacas Jersey y el ganado cruzado presentaron un menor riesgo de cojera en comparación con las vacas Holstein (Alban, 1995; Baranski et al, 2008; Barker et al., 2010). Se sugiere que las pezuñas del ganado lechero Holstein-Friesian están más predispuestas a daños con respecto a las pezuñas más pequeñas, duras y compactas de la raza Jersey (Pinsent, 1981). En rodeos lecheros neozelandeses la alta incidencia de cojeras se vinculó a una menor pigmentación de uña, lo cual es más común en ganado Holstein-Friesian que en Jersey (Chesterton et al., 1989). Otro factor que puede in?uir es el mayor tamaño y peso de las vacas Holstein. Se menciona que por cada 100 kg de incremento en el peso vivo se aumentan 1,9 veces los cuadros clínicos de lesiones podales (Well et al., 1993).
El aumento en incidencia de LP observado para las vacas paridas entre los meses de marzo a agosto podría estar asociado al incremento en las lluvias y la entrada de la época lluviosa. La excesiva humedad del suelo puede provocar un desgaste más rápido de la pezuña, por lo que, queda predispuesta al daño mecánico (Greenough, 2009). Esta tendencia ha sido reportada también en otros estudios (Jubb y ftalmo, 1991). Por otra parte, el aumento en precipitación también puede disminuir el consumo de materia seca proveniente de los pastos y con ello reducir la proporción de ?bra en la dieta, lo que puede conllevar a desbalances metabólicos (acidosis) y laminitis (Olivieri y Rutter, 2003; Luna-Tortós y Cedeño-Guerra, 2015).
Por otra parte, las tendencias interanuales pueden estar ligadas a varios factores, tanto climáticos como de manejo. Los factores climáticos pueden tener cambios notables entre distintos años o periodos. Es importante mencionar que en el periodo (1995-1999) ocurrieron afectaciones causadas por fenómenos climáticos relacionados con alta pluviosidad (IftN, 2008). La humedad presente en estos periodos pudo ser un factor predisponente para las altas incidencias de lesiones podales. Por el contrario, entre los años 2010 a 2014, se observaron tendencias a la reducción en los niveles de precipitación, lo que también pudo contribuir a la menor incidencia de LP. Otro factor a considerar es que la población de hatos no fue uniforme a lo largo de todos los periodos, sino que ha ido en aumento.
En el presente estudio el efecto más marcado se observó en el periodo de la lactancia, lo cual también ha sido reportado previamente en otros estudios. Las lesiones podales ocurrieron, en promedio, a los 72,6 días post parto (García-Bracho et al., 2009). De igual forma, en Nueva Zelanda la mayor ocurrencia de lesiones podales se dio antes de los 110 días posparto (ftargerison y López, 2011).
Estos resultados pueden estar asociados a desequilibrios metabólicos originados en desórdenes nutricionales (Olivieri y Rutter, 2003). Generalmente, la vaca alcanza su pico de producción alrededor del segundo mes de lactancia, con un consecuente incremento en su consumo de concentrado. En muchas ocasiones este consumo no es regulado por un programa de adaptación, de tal modo que bruscamente se ponen a disposición del animal altas cantidades de carbohidratos fácilmente fermentables y proteínas, lo que puede conllevar a la aparición de acidosis ruminal o láctica, que a su vez, pueden afectar la circulación podal y desencadenar en casos de laminitis (Bergsten, 2003). En un estudio local realizado en veintitrés vacas de distintos hatos, se determinó un 52% de prevalencia de acidosis ruminal no aguda y un 13% de acidosis aguda (Luna-Tortós y Cedeño-Guerra, 2015).
A nivel local, a pesar de que la mayoría de las explotaciones tienen acceso a pastoreo durante todo el año, existe también una alta dependencia del concentrado. En un estudio con 1086 hatos, el suministro promedio de concentrado fue de 4,5 kg por vaca por día, con una producción de 10,9 kg de leche (Vargas-Leitón et al., 2013), lo que implica una relación promedio de leche:concentrado de 2,5:1, que sin duda es alta. Lo anterior sugiere que muchas de las lesiones podales observadas en el presente estudio podrían tener también un origen nutricional. Los problemas de laminitis de origen nutricional son causados principalmente por sustancias producidas por alteración en el proceso de fermentación ruminal, y en menor frecuencia, por sustancias tóxicas presentes en los alimentos mal ensilados o conservados (Olivieri y Rutter, 2003). Otras prácticas nutricionales que se han mencionado como asociadas a problemas de laminitis son: dietas bajas en ?bra total y efectiva, pasturas tiernas en crecimiento rápido, bajo consumo de pasturas, dietas muy altas en silo de maíz picado ?no, dietas altas en concentrado y alimentación de concentrado y pasto por separado (Olvieri y Rutter, 2003).
Se menciona además que los cambios en el puerperio y el inicio de la actividad ovárica conllevan a una mayor interacción entre las vacas, así como a cambios de comportamiento y suspensión del apetito (Greenough, 2009). Como parte de la actividad sexual las vacas se montan entre sí, lo que puede ser una factor que determine la aparición de lesiones podales, sobretodo si los pisos e instalaciones no son los más adecuados. Por el contrario, después del décimo mes posparto una gran parte de las vacas están secas y en la mayoría de los casos reducen marcadamente su desplazamiento dentro de la ?nca, por lo que, están menos propensas a sufrir lesiones podales por trauma.
Se ha reportado una mayor incidencia de lesiones podales en rodeos lecheros de alta producción con manejo intensivo, en los cuales existía un mayor con?namiento y una mayor densidad animal (Greenough, 2009). Una prevalencia de cojeras de 33% en hatos grandes (299±57 vacas) y 28,7% en hatos pequeños (28±19 vacas) fueron reportados en Chile (Flor y Tadich, 2008). La mayor densidad en hatos grandes puede también promover mayor interacción entre las vacas y una menor disponibilidad de espacio para el descanso, principalmente en ambientes estabulados. Las mayores poblaciones di?cultan además la detección y el control de este tipo de afecciones.
Con relación al índice de heredabilidad, los valores reportados en otros estudios tienden a ser mayores. Se reportaron valores de heredabilidad para problemas podales de 0,10 y 0,22, obtenidos a partir de un modelo lineal y de umbral, respectivamente (Boettcher et al., 1998). Otro estudio encontró valores de heredabilidad para cojeras de 0,15 y 0,22, respectivamente, para ambos modelos (Weber et al., 2013). Por otra parte, se reportaron valores de heredabilidad de 0,07 para dermatitis digital, 0,09 para ulceración única, 0,10 para trastornos de pared, y 0,12 para hiperplasia interdigital (Koenig et al., 2005). Una de las razones para la
baja heredabilidad de LP obtenida en el presente estudio, puede ser la gran heterogeneidad de condiciones ambientales presentes a nivel local, lo que minimiza la proporción de varianza genética aditiva en relación con la varianza fenotípica. No puede desestimarse además el posible efecto del subregistro del evento de LP. Por otra parte, los problemas en la estimación de componentes de varianza por el modelo de umbral podrían estar ligados al algoritmo PQL. Se ha mencionado que la técnica PQL puede generar sesgos de estimación para algunos tipos de modelos mixtos lineales generalizados (Jang y Lim, 2009; Gilmour et al. 2014). Para datos agrupados de manera binaria con grupos contemporáneos pequeños en tamaño, los sesgos de estimación pueden sobrepasar el 50% (Rodríguez y Goldman, 2001). Es posible que esta sea la razón por la cual el modelo de umbral no logra una estimación congruente del efecto de ambiente permanente en el presente estudio.
Una manera de cuanti?car el impacto de LP es a través de su efecto sobre los días abiertos. En el presente estudio se observó un efecto altamente signi?cativo (P<0,0001) de LP sobre la variable días abiertos. El estimado de días abiertos para vacas sin y con evento de LP, ajustado por los demás efectos incluidos en el modelo, fue de 115,2 y 131,3 d, respectivamente; es decir, una diferencia de 16,1 d. En un estudio previo, la mediana de días abiertos fue cuarenta días más larga en vacas cojas comparadas con vacas sanas (Hernández et al., 2001). Vargas-Leitón y Cuevas-Abrego (2009) estimaron una pérdida de US$3,1, asociado a cada día abierto adicional, lo que extrapolado al presente estudio representaría una pérdida de US$48,3 por cada lactancia con evento de LP reportado. Si a esto se agrega el costo por tratamiento de la enfermedad, se obtiene que el impacto económico es de magnitud considerable, aún cuando existe subregistro del evento.
Conclusiones
De acuerdo con los resultados del estudio los factores ambientales deben ser prioritarios en la prevención de LP. Hubo una alta variación en la incidencia de LP entre zonas y principalmente entre hatos, así como tendencia a incremento en los meses de mayor precipitación. Por lo anterior, las medidas de manejo orientadas a mejorar las condiciones de infraestructura y alojamiento, que proporcionen en la medida de lo posible un ambiente limpio y seco, pueden reducir la incidencia de LP a corto plazo. Las prácticas de manejo preventivo, tales como el recorte funcional de pezuñas al menos una vez al año, son también indispensables en las explotaciones lecheras.
Otros factores que incidieron en la propensión a LP se relacionaron con el animal, tales como la raza y composición genética, el número de parto o la etapa de la lactancia. De acuerdo con los resultados, las vacas de raza Holstein de partos intermedios en etapas tempranas de lactancia, constituyen un grupo de alta propensión a LP, por lo que, deben recibir mayor atención en programas de control de LP. El mantenimiento del nivel y calidad de ?bra en la dieta, así como la adaptación paulatina al concentrado, sobretodo en la primera fase de la lactancia, puede contribuir también a la reducción de esta problemática. El nivel de carbohidratos no estructurales no debería superar el 35 a 40% de la materia seca de la ración.
Dado que el índice de heredabilidad para LP fue bajo en esta población, el progreso que puede lograrse mediante selección es lento. Sin embargo, ya que el impacto económico que tiene LP es alto, es conveniente identi?car y descartar las vacas con tendencia a reincidir en LP. A nivel de hato también es importante corregir paulatinamente problemas de conformación en rasgos de pies y patas, mediante el uso de sementales mejoradores para estas características.
