INTRODUCCIÓN
La mastitis es la inflamación del tejido mamario productor de leche que se produce cuando microorganismos patogénicos entran a través del esfínter del pezón, multiplicándose y a su vez producen toxinas perjudiciales para la glándula mamaria (Nielsen 2009). Esto tiene como resultado la infiltración de constituyentes sanguíneos, proteínas séricas, enzimas y sales en la leche, además de disminuir el contenido de lactosa, caseína, grasa y proteína. También se producen incrementos en el nivel de elementos indeseables como enzimas lipasas y plasminas, las cuales rompen las estructuras de grasa y caseína en la leche, respectivamente (Blowey y Edmondson 2010).
En Costa Rica la industria láctea bonifica hasta un 3% sobre el precio por kilogramo de leche pagado a sus productores cuando su Conteo de Células Somáticas (CCS) está por debajo de las 100 000 CS.ml-1. Por el contrario, cuando el CCS está por encima de las 500 000 CS.ml-1 hay una reducción progresiva en el precio pagado por kilogramo de leche recibido, disminuido hasta un 20%, cuando el CSS supera el 1000 000 CS.ml-1 (Cooperativa de Productores de Leche Dos Pinos R.L. 2010).
La mastitis es una enfermedad de difícil erradicación ya que es causada por múltiples fac-tores (Andresen 2001), asociados tanto a la vaca como a su entorno. Dentro de los factores asocia-dos a la vaca se mencionan la raza, la predisposi-ción genética, el número de partos o lactancias, la etapa de la lactancia, el nivel de producción y los intervalos reproductivos (Steeneveld et ál. 2008). Algunos de los factores del entorno que pueden influir en la incidencia de mastitis son la zona donde se ubica la finca, el hato-año- época de parto, las prácticas de alimentación, las prácticas del ordeño, la calidad e higiene del albergue, las condiciones climatológicas y las prácticas de manejo preventivo o terapéutico (Andresen 2001, Schukken et ál. 2010).
Una vaca puede presentar predisposi-ción genética a contraer mastitis, asociada a determinadas características anatómicas, esta-do nutricional, parto, estado de lactación, involución mamaria, lactogénesis o el uso de determinados procedimientos de manejo (Rupp y Boichard 2004, Oltenacu y Broom 2010). Las vacas con altos registros de producción son más propensas a contraer mastitis, habiéndose reportado correlaciones genéticas de 0,45 entre producción e incidencia de mastitis clínica (Oltenacu y Broom 2010).
Se ha reportado que las vacas más viejas tienden a presentar mayores CCS en la leche, mientras que las novillas de primer parto tienden a presentar CCS entre 20 000 y 100 000 (Blowey y Edmondson 2010). En lo que concierne a la etapa de la lactancia, se ha encontrado que duran-te el periodo seco existe mayor susceptibilidad a la mastitis clínica, principalmente 2 semanas después del secado y 2 semanas antes del parto (Biffa et ál. 2005, Elbably et ál. 2013).
Se ha encontrado que el clima y/o la época del año influyen sobre la presencia de mastitis. Es durante la estación lluviosa cuando existe una mayor proliferación y transmisión de patógenos, y por ende una mayor prevalencia de mastitis (Biffa et ál. 2005, Elbably et ál. 2013).
En Costa Rica, son pocos los estudios relacionados con esta enfermedad. Vargas et ál. (2013) reportaron un promedio de 365 013 CS.ml-1 en un grupo de 1081 fincas lecheras. Asimismo, Quesada (1994) encontró una prevalencia de mastitis subclínica de un 28% por vaca y del 11% por cuartos. No existe en el país ningún estudio a escala poblacional que evalúe posibles factores de riesgo que contribuyan en el desarrollo de la mastitis. El objetivo del presente estudio es esti-mar el efecto de factores de riesgo relacionados con la vaca, el hato y la zona agroecológica sobre la ocurrencia de primeros eventos de mastitis clínica durante la lactancia.
MATERIALES Y MÉTODOS
Diseño y población
Se realizó un estudio de carácter pobla-cional, observacional y retrospectivo, mediante el análisis de la información recolectada en la base nacional de datos VAMPP (Noordhuizen y Buurman 1984, Pérez et ál. 1989) del proyecto Consultoría Regional en Informática para la Pro-ducción Aninal Sostenible (CRIPAS), que cubre el periodo entre el 01/01/1985 y el 31/12/2013. La población estudiada estuvo constituida por 101 125 hembras procedentes de 288 hatos distribui-dos en 9 zonas de vida. Un 95,5% (n=275) de los hatos corresponden a lecherías especializadas con ordeño mecánico y 2 ordeños diarios, con ali-mentación basada en pastoreo y suplementación con concentrado. El 4,5% (n=13) restante de los hatos corresponden a sistemas de Doble Propó-sito con crianza de ternero al pie. No fue posible contar con información precisa sobre la rutina de ordeño practicada en dichos hatos.
Los productores lecheros ingresan volun-tariamente la información de su animales (even-tos productivos, reproductivos y sanitarios) al programa VAMPP. Esta información se envía periódicamente al proyecto CRIPAS, donde es sometida a revisión y edición para su análisis posterior. Los hatos participantes tienen diferen-tes periodos de seguimiento, que pueden variar desde pocos meses hasta más de 20 años. Asimis-mo, los periodos de seguimiento de las vacas y de las lactancias fueron de longitud variable.
Definición de caso, criterios de inclusión y exclusión
La información obtenida de los hatos es organizada a nivel de partos (lactancias) por vaca, de manera que cada parto representa una observación. Para el presente estudio el caso por analizar correspondió a la ocurrencia de primeros eventos de mastitis clínica dentro de las lactan-cias analizadas. Por lo tanto, cada lactancia en la que se reportó al menos un caso de mastitis clínica fue contabilizada como lactancia positiva, mientras que aquellas en las que no se reportó ningún caso se contabilizaron como negativas. En los casos de múltiples reportes de mastitis clínica dentro de una misma lactancia solo se contabilizó y analizó el primero.
Al ser un estudio observacional, el diag-nóstico de mastitis clínica fue realizado por el personal de la finca basado en la observación de los síntomas característicos de la mastitis clínica (inflamación, dolor, secreción alterada de leche). Esto representa un factor importante de incerti-dumbre, ya que la eficiencia de registro y reporte de los eventos pudo variar sustancialmente entre hatos. No obstante, debe considerarse que la mastitis clínica además de ser de diagnóstico relativamente sencillo, es también una enferme-dad que recibe especial atención en las lecherías especializadas, ya que impacta directamente la calidad del producto y existen penalizaciones importantes de parte de las plantas por la entrega de producto alterado (Cooperativa de Productores de Leche Dos Pinos R.L. 2010).
Como medida preventiva, se requirió que los hatos incluidos en el análisis tuvieran al menos 10 eventos positivos a mastitis clínica reportados, esto con el propósito de excluir los hatos que del todo no registran este tipo de even-to sanitario.
Análisis estadístico
Se calcularon 2 estadísticos relacionados con la frecuencia de aparición del evento anali-zado. El primero fue la Frecuencia Relativa (FR) de mastitis clínica obtenido mediante la siguiente fórmula:
donde:
n(+)= Número de lactancias positivas a mastitis clínica.
N= Número total de lactancias evaluadas.
Este parámetro es de fácil interpretación ya que simplemente refleja el porcentaje de lac-tancias afectadas dentro del total. Sin embargo, no es del todo eficiente para efectos compara-tivos, ya que las lactancias, animales y hatos presentaron diferentes periodos de seguimiento. Por este motivo se calculó también la tasa de incidencia (TI), (Rothman et ál. 2008), definida por la siguiente fórmula:
donde:
DAR= Número total de días a riesgo de sufrir el evento.
En el caso de lactancias completas, los DAR se obtuvieron como la longitud de la lactancia respectiva. En el caso de lactancias incompletas los DAR correspondieron a los días transcurridos desde el parto hasta el último día de lactancia registrado. En ambos casos, para lactancias demasiado extensas, se estableció un valor máximo de corte de 510 días. Los días pos-teriores a la ocurrencia de un evento de mastitis clínica no fueron contabilizados dentro de los DAR (Rothman et ál. 2008), por cuanto el even-to analizado se define como primera ocurrencia de mastitis.
Se obtuvieron estadísticos de tendencia central y dispersión para FR y TI, tanto a nivel poblacional como por hato.
El análisis de los factores que afectan la ocurrencia de mastitis se realizó mediante un Modelo Mixto Lineal Generalizado (GLMM, Kleinbaum y Klein 2010), basado en una dis-tribución logística. Se evaluaron 2 modelos: un modelo base y un modelo alternativo.
El modelo estadístico base se detalla seguidamente:
donde:
- Logit P(Fijklmnu = 1|X)= Probabilidad de que el í-ésimo animal sufra un pri-mer caso de mastitis clínica dado que pertenece a la j- ésima raza, pare en el k- ésimo mes, en el l-ésimo año, es de la m-ésima zona de vida, tiene n- ésimo número de partos y pertenece al u-ési-mo hato.
- (β0+ voi)= Intercepto sujeto-específico para el i-ésimo animal.
- β1Rj = Efecto fijo del j-ésimo grupo racial. Clases: Holstein (H8), Jersey (J8), Pardo Suizo (PS8), Guernsey (G8), Cruce Holstein×Jersey (H×J), Cruce Holstein×Pardo Suizo (H×PS), Cruce Jersey×Pardo Suizo (J×PS), Cruce Bostaurus×Bos indicus (BT×BI), CruceHolstein×Pardo Suizo×Jersey (H×P×J).
- β2Ek= Efecto fijo para el k-ésimo mes de parto. Clases: Enero hasta Diciembre.
- β3Yl= Efecto fijo para el l-ésimo año de parto. Clases: anterior a 1995, 1995 – 1999, 2000 – 2004, 2005 – 2009 y posterior a 2009.
- β4Zm = Efecto fijo para la m-ésima zona de vida (Holdridge 1987). Clases: Bosque húmedo premontano, Bosque húmedo tro-pical, Bosque muy húmedo montano, Bos-que muy húmedo montano bajo, Bosque muy húmedo premontano, Bosque muy húmedo tropical, Bosque pluvial montano bajo, Bosque seco tropical, Bosque húme-do montano bajo.
- β5Nn= Efecto fijo para el n-ésimo número de parto. Clases: 1 hasta >=6.
- Β6 Eo= Periodo de la lactancia. Clases: 1 a 30 días posparto, 31 a 60, (>=451 días posparto).
- hou= Efecto aleatorio para el u-ésimo hato.
- ε= Error residual aleatorio N(0,σs2).
El modelo alternativo consideró, además de los factores señalados para el modelo base, otros factores de riesgo adicionales relacionados con la lactancia previa, descritos seguidamente:
- β7Cp= Efecto fijo para la o-ésima historia de casos de mastitis clínica previos (Cla-ses: 1 Caso presente, 0 Caso no presente).
- Β8Lq= Efecto fijo para la q-ésima dura-ción de la lactancia anterior (en días).
- Β9Sr=Efecto fijo para la r-ésima duración del periodo seco (en días).
- Β10Ps= Efecto fijo para la s-ésima produc-ción previa corregida a 305 días (en kg).
- β11At= Efecto fijo para la t-ésima duración del intervalo entre partos (en días).
En este modelo alternativo la cantidad de información analizada se redujo considera-blemente, ya que se excluyeron las hembras de primer parto, que no tienen lactancia previa, y los hatos que no registran la producción de leche.
Ambos modelos fueron analizados median-te el procedimiento GLIMMIX del programa estadístico SAS (SAS Inst. 2009). Este procedi-miento permite considerar modelos con efectos aleatorios, errores correlacionados y estructuras de correlación causadas por existencia de agrupa-ciones o conglomerados. En el presente estudio, los efectos de animal y hato fueron considerados como aleatorios, ya que un mismo animal pudo tener varios casos de mastitis durante su vida pro-ductiva. Asimismo, el efecto de hato puede causar una correlación estructural debido a que existen características afines dentro de ese conglomerado de animales.
A partir de los resultados del modelo se calcularon las probabilidades marginales (PM) de ocurrencia de mastitis clínica para cada categoría dentro de factor, así como también los cocientes de posibilidades (del inglés OddsRatio, OR) de cada categoría con respecto a unacategoría de referencia.
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Frecuencia relativa y tasa de incidencia
La base de datos editada se conformó por 101 125 vacas distribuidas en 288 hatos lecheros. El total de lactancias analizadas fue de 313 406, para un promedio de 3,1 lactancias por vaca. Se contabilizó un total de 36 415 lactancias con al menos 1 caso de mastitis clínica reportado, para una frecuencia relativa (FR) poblacional de 11,62%. A nivel de hato las frecuencias relativas oscilaron desde un mínimo de 0,3% hasta un máximo de 70,7% con un promedio de 13,6±12,2% (Figura 1, superior). La frecuencia obtenida se asemeja a prevalencias reportadas por algunos estudios, tales como 11,9% (Biffa et ál. 2005) o 9,9% (Elbably et ál. 2013). En otros estudios los valores reportados son mayores, tales como el 19,1% obtenido por Steeneveld et ál. (2008), mientras que en otros son menores, tales como el 1,7% reportado por Ramírez et ál. (2011) o el 3,9% reportado por Mekonen et ál. (2012). Olde Riekerink et ál. (2007) reportaron una incidencia de mastitis clínica de 23% en 106 hatos de Canadá, que fluctuaron entre 7,6% y 31,6%, para diferentes regiones. Cabe señalar que en el presente estudio, a diferencia de otros, solo se contabilizaron los primeros casos de mastitis clínica en la lactancia.
La tasa de incidencia (TI) poblacional fue de 0,000465 por DAR, lo que equivale a 4,65 casos por cada 10 000 DAR o 0,17 casos por año a riesgo. Steeneveld et ál. (2008) reportaron TI para mastitis en el rango entre 0,0002 y 0,0074 por DAR, similares al presente estudio. Olde Riekerink et ál. (2007) reportaron TI de 0,00063 casos de mastitis por DAR, ligeramente mayor que en el presente estudio. Otros estudios repor-taron valores de 0,14 (Gianneechini et ál. 2002) y 0,21 (Almaw et ál. 2012) casos de mastitis por año a riesgo, también cercanos a los encontrados en el presente estudio.
A nivel de hato las TI oscilaron entre un mínimo de 9,2×10-6 y un máximo de 0,0057 por DAR, con un promedio de 0,000657±0,000071, equivalentes a 6,6 casos por cada 10 000 DAR o 0,24 caso por año a riesgo (Figura 1, inferior). Olde Riekerink et ál. (2007) reportaron un rango de variación entre hatos para Ti desde 1,98×10-5 hasta 0,0027 por DAR, similar al encontrado en el presente estudio.
En la Figura 1 se puede observar además que las distribuciones de FR y TI entre hatos son claramente sesgadas, ya que la mayoría de los hatos presenta bajas FR o TI, mientras que solo unos pocos se desvían a valores más elevados. Es importante considerar que existió una gran variación en la cantidad de lactancias disponibles por hato (40-16023), por lo que la precisión de los estimados intrahato fue muy heterogénea. Es posible también que se haya presentado un subregistro de casos de mastitis en algunos hatos, debido a que los datos fueron reportados voluntariamente.
Modelos de regresión logística
Ambos modelos de regresión logística con-vergieron exitosamente y con ajustes altamente significativos. Los resultados del modelo base indicaron que todos los factores de riesgo evalua-dos fueron altamente significativos (p<0,001) o significativos (p<0,05, Cuadro 1). En el modelo alternativo la mayoría de los efectos también fueron altamente significativos (p<0,001), con excepción de zona ecológica y periodo de secado previo, los cuales no presentaron significancia. Los resultados para los factores de riesgo comu-nes a ambos modelos fueron en su mayoría con-sistentes en términos de significancia, aunque se observó una tendencia a menores valores de F en el modelo alternativo, lo que puede atribuirse en general al menor número de lactancias (y grados de libertad) disponibles en dicho análisis. La zona ecológica fue el factor que mostró un mayor cambio en significancia entre ambos modelos, pero aún así presentó patrones similares en los estimados de OR de las categorías comparadas.
Como se observa en el Cuadro 1, los com-ponentes de varianza estimados para los efectos aleatorio de hato y residual fueron similares en ambos modelos, en ambos casos al ser mayor el componente del hato, lo que denota la importan-cia del factor hato en la variabilidad observada para la ocurrencia de mastitis, según se apreció también en la Figura 1. En el presente estudio no fue posible contar con información sobre las prácticas generales de manejo existentes en cada hato, entre ellas la rutina al momento del ordeño. Estas prácticas pueden contribuir en gran parte a la alta variabilidad que se observa en la Figura 1.
Los Cuadros 2 y 3 muestran los cocien-tes de posibilidades (OR) y las Probabilidades Marginales (PM) de presentación de primeros eventos de mastitis para vacas en diferentes cate-gorías de un mismo factor de riesgo, obtenidos a partir de la solución del modelo alternativo. Los valores obtenidos del modelo base (no mostra-dos) fueron sumamente similares para las cate-gorías coincidentes.
En el caso del tipo racial (Cuadro 2), los grupos más propensos a sufrir mastitis clínica fueron el cruce de Jersey×Pardo Suizo y la raza Guernsey, mientras que el grupo menos propenso fue la raza Pardo Suizo. Entre las 2 razas más comunes en Costa Rica, se observa que la Hols-tein tiende a una mayor propensión que la Jersey, si bien los OR no difieren significativamente entre sí. Las probabilidades de mastitis oscilan entre 0,07 (Pardo Suizo) y 0,11 (Jersey×Pardo Suizo y Guernsey). Los OR de los grupos Bostaurus×Bos indicus y el cruce Holstein×PardoSuizo×Jersey no aparecen en este modelo alter-nativo, ya que no contaron con información para la covariable de producción. No obstante, los OR obtenidos para estos grupos según el modelo base fueron, respectivamente: 1,02 (IC95% 0,90-1,16) y 1,36 (IC95% 1,04-1,80).
En algunos estudios las vacas de la raza Holstein presentaron un riesgo mayor de sufrir mastitis, en comparación con vacas de las razas Jersey, Deoni, criollas, y sus cruces (Biffa et ál. 2005, Santivañez et ál. 2013). La selección intensa por parámetros de producción en algunas razas lecheras podría influir negativamente en su propensión a mastitis, dado que existe una correlación genética negativa entre producción y propensión a mastistis (Oltenacu y Broom 2010). Otros estudios no reportan efecto significativo de la raza sobre la prevalencia de mastitis (Rahman et ál. 2009, Prendiville et ál. 2010, Ramírez et ál. 2011, Richert et ál. 2013).
En cuanto al año de parto (Cuadro 2), la mayor propensión a mastitis se observó en las vacas paridas antes de 1995 y la menor en vacas paridas después del 2009. La tendencia en los periodos intermedios no es consistente, ya que se presentan altibajos. Las probabilidades margina-les de mastitis oscilaron entre 0,06 (posterior a 2009) y 0,13 (anterior a 1995). Estas variaciones en el tiempo pueden estar ligadas a varios facto-res, tanto ambientales como de manejo. En pri-mer lugar debe considerarse que la población de hatos no es uniforme, sino que ha ido en aumento con el paso del tiempo. Los factores climáticos también pueden sufrir cambios notables entre distintos años o periodos.
De acuerdo con el modelo alternativo la zona agroecológica (Cuadro 2) en la que se dio mayor propensión a mastitis fue el bosque tropi-cal seco (bs_t) y las de menor propensión fueron el bosque húmedo tropical (bh_ t) y el bosque húmedo montano bajo (bh_ mb). Las probabili-dades marginales de mastitis oscilaron entre 0,05 (bh_t) y 0,39 (bs_t). Aunque esta variable no fue significativa para el modelo alternativo, sí lo fue dentro del modelo base, y las tendencias en los OR y PM mostraron patrones concordantes en ambos modelos, con una marcada mayor propen-sión para la zona bs _t y menor para bh _t, y las demás zonas no difieren significativamente entre sí. Cabe señalar que para la zona bs_t se contó con 931 lactancias provenientes de solo 4 hatos, uno de los cuales es de Doble Propósito. Esto se refleja en la amplitud del intervalo de confianza (2,3-55,8) por lo que el OR tiene un alto margen de error. La mayor propensión a mastitis en esta zona podría estar ligada a las altas temperaturas características de esta zona, que podrían facilitar la mayor proliferación de bacterias causantes de esta enfermedad.
Con respecto al número de parto (Cuadro 2) se observa que las vacas más propensas a mas-titis fueron aquellas con 4 partos, mientras que las menos propensas fueron las de 6 o más partos. No obstante se debe tener en cuenta que en el modelo alternativo no se incluyen las vacas de primer parto, que es precisamente el grupo menos pro-penso de acuerdo con los resultados del modelo base. Las probabilidades marginales de mastitis oscilaron desde 0,03 (primer parto, del modelo base) hasta 0,08 (partos 3,4 y 5; modelo alter-nativo). En ambos modelos, la probabilidad de contraer mastitis aumenta de manera consistente hasta los partos 4 y 5, después de lo cual tiende a estabilizarse. Steeneveld et ál. (2008) también reportaron una menor incidencia de mastitis en novillas de primer parto en comparación con vacas multíparas. Novoa et ál. (2005) reportaron mayor incidencia de mastitis en vacas de mayor edad y mayor número de partos.
En cuanto a los meses de parto (Cuadro 3), se observó que las vacas que paren en marzo, abril y mayo son las de mayor propensión a presentar mastitis, mientras que las que paren en Octubre y Noviembre son menos propensas. Las proba-bilidades marginales de mastitis oscilaron entre 0,06 (Octubre y Noviembre) y 0,08 (Febrero hasta Mayo). Estos 3 meses donde hubo mayor preva-lencia de mastitis son los más calientes del año y corresponden a la época seca. Al existir altas temperaturas, puede haber mayor proliferación de bacterias causantes de esta enfermedad. Los efec-tos estacionales han sido significativos en algunos estudios, pero dependen de la latitud y condicio-nes de alojamiento. Elbably et ál. (2013) reporta-ron una mayor prevalencia de mastitis durante el verano, mientras que Novoa et ál. (2005) reporta-ron mayores prevalencias en el periodo lluvioso. Moosavi et ál. (2014) reportaron mayor inciden-cia de mastitis en etapas tempranas de lactancia durante invierno y primavera, y mayor incidencia de mastitis en etapas tardías de la lactancia duran-te el verano. Las influencias estacionales son más evidentes en sistemas de producción bajo pastoreo en comparación con sistemas estabulados, si bien las tasas de infección tienden a ser más bajas en pastoreo por el menor contacto entre animales y por ser un ambiente relativamente más limpio (Berry and Meany 2005).
En términos de periodo de la lactancia la propensión a primeros eventos de mastitis fue acentuadamente mayor en el primer mes pospar-to. La reducción en la propensión es consistente conforme aumentan los días posparto, mientras que tiende a estabilizarse después del día 300. Las probabilidades marginales de mastitis oscilaron entre 0,02 (a partir del día 270 posparto) y 0,63 (primer mes posparto). Otros estudios también reportan un mayor riesgo de contraer mastitis durante los primeros días de lactancia (Suriya-sathaporn et ál. 2000, Berry y Meany 2005, Biffa et ál. 2005, Steeneveld et ál. 2008, Elbably et ál. 2013). La primera fase de la lactancia es, sin duda alguna, el momento de mayor estrés para la vaca lechera ya que se produce un incremento mar-cado en producción de leche en un tiempo muy reducido, lo que sin duda contribuye a una mayor susceptibilidad a las infecciones mamarias.
Entre los factores relacionados con la lac-tancia previa (Cuadro 3) se observó que las vacas que fueron positivas para mastitis en la lactancia anterior fueron 2,1 veces más propensas de con-traer mastitis en la presente lactancia. Estos resul-tados son similares a los obtenidos por Berry and Meany (2005), Biffa et ál. (2005), Pinedo et ál. (2012) y Pantoja et ál. (2009), quienes observaron que los animales con casos de mastitis en la lactancia previa fueron 2,02; 4,2; 5 y 4,1 veces, respectivamente, más susceptibles a presentar la enfermedad en la siguiente lactancia. Algunos tipos de mastitis, particularmente las de origen infeccioso, pueden prevalecer a lo largo de una o varias lactancias.
Con respecto a las covariables (Cuadro 3) se observó que un incremento de 30 días sobre el promedio de duración de la lactancia previa se asoció con una mayor propensión a mastitis en la lactancia presente (OR 1,04). Lactancias extensas pueden estar ligadas a deficiencias en el secado, con la consecuente mala preparación de la ubre para la lactancia siguiente, lo que podría promover la aparición de mastitis. De modo similar se observó que un incremento en produc-ción de 1000 kg por lactancia sobre el promedio también se asoció con un incremento marcado en la propensión a contraer mastitis (Cuadro 3, OR 1,17). Lo anterior concuerda con los resultados encontrados por Elbably et ál. (2013), quienes concluyeron que existe una alta relación entre la producción de leche y la ocurrencia de mastitis. Se han encontrado además correlaciones gené-ticas desfavorables entre producción de leche y mastitis (Oltenacu y Broom 2010).
Los resultados de este estudio demuestran la importancia de factores ligados a la vaca y su entorno en la frecuencia de eventos de mas-titis dentro de los hatos lecheros. La incidencia observada de mastitis clínica, aunque obtenida a partir de registros de hato, se encuentra dentro de los rangos reportados por otros estudios. El tipo racial, la zona ecológica de vida, el mes y año de parto, el número de partos, el periodo de la lactan-cia, la presencia de casos previos y la producción de leche fueron confirmados como factores de riesgo para el desarrollo de la mastitis clínica en los hatos lecheros de Costa Rica. Estos hallazgos pueden ser útiles para el desarrollo de protocolos preventivos enfocados a reducir la incidencia de mastitis en los grupos de mayor riesgo.
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