Milk Yield of Holstein Cows Induced into Lactation Twice Consecutively and Lactation Curve Models Fitted to Artificial Lactations

Nineteen multiparous barren Holstein cows were subjected to an induction of lactation protocol for 21 d administering estradiol cypionate (2 mg kg⁻¹ of body weight (BW) d⁻¹, on day 1 to 14), progesterone (0.10 mg kg⁻¹ of BW, on day 1 to 7), flumethasone (0.03 mg kg⁻¹ of BW, on day 18 to 20) and recombinant bovine somatotropin (rbST; 500 mg per cow, on day 1, 6, 16 and 21). At the end of lactation and with a minimum of a 2-mon dry period, the same cows were again hormonally induced into lactation. Cows in both lactations were not artificially inseminated, they were milked 3 times daily and received rbST throughout lactation. Mean accumulated milk yield at 305 d in milk (DIM) did not differ between the first and second induced lactations ((9 710 ±1 728) vs. (9 309±2 150) kg; mean±SD). Total milk yield ((12 707±3 406) vs. (12 306±4 218) kg; mean±SD) and lactation length ((405±100) vs. (410±91) d; mean±SD) were not different between the first and second induced lactations. In a second study, 15 empirical models including exponential, power law, yield-density, sigmoidal and miscellaneous models were compared for their suitability by modeling 12-mon (n=334), 18-mon (n=164) and 29-mon (n=22) lactation cycles of Holsteins cows induced into lactation and treated with rbST throughout the lactation. Hoerl (Y= ab^1/xx^c), Wood (Y=ax^b exp(cx)) and Dhanoa (Y=ax^(bc)exp(cx)) models were equally suitable to describe 12-mon lactations. An exponential model with five parameters (Y=exp(a+bx+cd²+e/x)) showed the best fit for milk yield for 18-mon lactations. The rational model (Y=a+bx/1+cx+dx²) was found to produce the closest fit for 29-mon lactations. It was concluded that, with the protocol used in the present study, multiparous cows respond favorably to a second cycle of induced lactation, with milk yield similar to that experienced during the first cycle. Thus, dairy producers might be able to lengthen the productive life of infertile high producing cows with a renewal of artificial lactation, which would imply an overall reduction in voluntary culling of cows. Also, various equations used to describe the lactation curves demonstrated the potential for fitting monthly milk records of Holstein cows with prolonged lactations and induced hormonally into lactation.     

江苏某奶牛场荷斯坦牛泌乳初期乳成分分析

[目的]为泌乳奶牛牛群的管理、营养调控、保证生鲜乳质量等方面提供理论依据.[方法]对江苏某奶牛场荷斯坦泌乳初期奶牛产奶量及乳成分含量进行测定,分析中国荷斯坦奶牛群在不同泌乳月、胎次和产奶量等条件下乳成分及各成分间相关性.[结果]该牛场中国荷斯坦牛在乳泌初期泌乳月份对乳中常规乳成分及酸度具有显著影响.产奶量对泌乳初期乳成分含量有明显影响.泌乳早期乳中常规营养成分及滴定酸度间存在一定的相关性,乳脂肪与密度呈显著负相关,非脂乳固体与密度、冰点以及乳蛋白存在显著正相关.[结论]该研究为奶牛生产实践提供一定参考依据.     

中国荷斯坦奶牛第二泌乳期泌乳曲线模型的研究

【目的】满足对奶牛个体营养需要量的精确预测,探索乳成分的分泌规律。【方法】以中国荷斯坦奶牛第二泌乳期305d产奶量为基础,从6000—13000kg,按1000kg为间隔分为7个区间对289头奶牛进行分组,分别采用Wood、Gompertz经验模型和Dijkstra机理模型对每月测定并校正到标准日期的产奶数据进行模拟。通过SAS非线性参数估计和均方误差(MSE)分析,筛选得到了21套泌乳产量区间的泌乳曲线模型,并通过模型的参数揭示了每个区间的起始产量(y0)、达到泌乳高峰时的天数(tm)、高峰产量(ym)和泌乳持续力(r(th))等泌乳特性指标。【结果】通过分析模型参数及特性指标的规律表明,上述3类数学模型均能较好反映中国荷斯坦奶牛第二泌乳期不同产量区间的泌乳规律,但是3种模型中的估测参数及其派生的泌乳特性参数表现出不同的特征:Wood和Gompertz的模型参数a、b、c基本与泌乳区间平均产量(Yavg)呈现规律性变化(模型14例外),但Dijkstra模型的参数a、b、c和d与Yavg未表现出规律性;由模型参数决定的泌乳特性参数对y0的估计Wood模型有局限性,由Gompert模型决定的y0的规律性最优,而Dijkstra模型得到的y0值变异大,不能反映实际结果;对tm的计算结果,总体上Wood模型值均高于其它2种模型的计算结果,而后两种模型除在最低产量与最高产量区间上出现较大差异及变异外,其它5个泌乳区间上的计算值基本一致;而3种模型在不同泌乳区间上对Ym和r(th)的计算结果的吻合性高度一致。【结论】上述建立在中国荷斯坦奶牛第二胎不同泌乳区间上泌乳曲线模型为准确预测奶牛营养需要、实施奶牛的精细饲养提供了依据。     

中国荷斯坦奶牛第三泌乳期泌乳曲线模型的研究

 【目的】满足对奶牛个体营养需要量的精确预测,探索乳成分的分泌规律。【方法】以中国荷斯坦奶牛第三泌乳期305 d的产奶量为基础,从5 000—11 999 kg,按1 000 kg为间隔分为7个区间对196头奶牛进行分组, 分别采用Wood、Gompertz经验模型和Dijkstra机理模型对每月测定并校正到标准日期的产奶数据进行模拟,通过SAS非线性参数估计和均方误差(MSE)分析,筛选得到了21套泌乳产量区间的泌乳曲线模型,并通过模型的参数揭示了每个区间的起始产量(y0)、达到泌乳高峰时的天数(tm)、高峰产量(ym)和泌乳持续力(r(th))等泌乳特性指标。【结果】通过分析模型参数及特性指标的规律表明,上述3类数学模型均能较好反映中国荷斯坦奶牛第三泌乳期不同产量区间的泌乳曲线规律,但是带有3个参数的Wood和Gompertz经验模型的比带有4个参数Dijkstra机理模型的参数估计过程既简单又有效,而且模型的参数(a、b和c)及所反映泌乳特性参数(y0、tm、ym、r(th))与泌乳区间平均产量(Yavg)的规律性也好于后者。【结论】上述泌乳区间泌乳曲线模型的建立为准确预测奶牛营养需要、实施奶牛第三胎的精细饲养提供了基础模型。     

天津市中国荷斯坦奶牛乳成分变化规律及模型

【目的】为满足对奶牛饲养管理的季节性调控,探索乳成分的变化规律。【方法】基于中国北方荷斯坦泌乳奶牛牛群生乳DHI测定数据,按第1胎到第4胎对泌乳奶牛的乳成分（乳蛋白率、乳脂肪率)进行分组,将原始数据经过预处理后获得乳蛋白率观察数据6 114个,乳脂肪率观察数据5 871个;假设以自然月份、泌乳胎次及两者的互作作为影响乳蛋白率及乳脂肪率变化的因素,采用SAS软件的GLM过程,建立统计分析模型。【结果】①在不分胎次（仅对1-4胎）对牛群自然月份乳成分的Duncan多重比较显示,不同月份之间的乳成分数据总体呈现显著差异（P＜0.05）（尽管有些月份之间的数据差异不显著）;乳蛋白率在9月最高（3.187%）,在7月最低（3.016%）;乳脂肪率在2月最高（4.137%）,在7月最低（3.845%）;②在不分月份（1-12个月）对牛群不同胎次乳成分的Duncan多重比较显示,不同胎次之间乳成分数据也呈现显著差异（P＜0.05）（尽管有些胎次之间的数据差异不显著）;乳蛋白率在第2胎最高（3.114%）,在第4胎最低（3.066%）;乳脂肪率在第2和第3胎分别达到最高（3.983%和3.973%）,在第4胎最低（3.923%）;③利用wood模型,建立了不同胎次混合牛群的乳蛋白率（MPP,%）及乳脂肪率（MFP,%）与自然月份之间的关系方程,即MPP=3.094x-0.0464×e0.0117x和MFP=4.2116x-0.0344×e0.0276x（x代表月份）。【结论】自然月份、泌乳胎次及两者的互作均极显著影响乳蛋白率及乳脂肪率（P＜0.001）,而且乳蛋白率及乳脂肪率分别与自然月份存在wood模式的变化规律。获得的研究结果为准确调控牛群的饲养管理和营养供给,保证在特定月份的生乳品质达到收购标准提供了决策依据。     

利用F89和瘤胃素减缓奶牛热应激与提高产奶性能的研究

将３３头泌乳中期荷斯坦奶牛随机分为３组,试验Ⅰ组日粮中添加１．２ｍｇ／ｋｇ的Ｆ８９,试验Ⅱ组日粮中添加２０ｍｇ／ｋｇ的瘤胃素,结果表明：在热应激条件下,Ｆ８９可以提高奶牛的粗饲料采量和减缓产奶量下降;使用瘤胃素,奶牛产奶量比试前提高８．３２％;同时这两种物质都具有抗热应激和提高血清ＰＲＬ及Ｔ４水平的趋势。     

荷斯坦奶牛产奶量遗传力的估计

[目的]探究新疆呼图壁种牛场荷斯坦奶牛主要经济性状的遗传力.[方法]收集呼图壁种牛场1996～2010年15年间荷斯坦牛泌乳期的生产性能记录,其中包括9 901条奶产量记录.采用SAS(8.1)最小二乘分析过程分析场、年度、季节、胎次四个非遗传因素对新疆呼图壁种牛场荷斯坦牛产奶量的影响.[结果]场、年度、季节、胎次四个非遗传因素对产奶量均有极显著影响(P＜0.01).[结论]根据各因素的显著情况进行了固定效应划分,利用MTDFREML软件对荷斯坦牛进行遗传参数估计,估计了产奶量的方差组分和遗传力,产奶量的遗传力为0.4.     

丙二醇对泌乳早期奶牛泌乳性能和血液代谢产物的影响

 【目的】研究丙二醇对泌乳早期奶牛采食量、泌乳性能、体重变化、能量平衡、血液代谢产物和尿酮浓度的影响。【方法】选取32头经产奶牛,根据泌乳期、上一泌乳期305 d产奶量和预产期,采用随机区组设计分为4组,分别在基础日粮中添加1,2-丙二醇0、150、300和450 ml?d-1,测定采食量、产奶量、乳成分、体重、血糖和尿酮等浓度的变化。【结果】日粮添加丙二醇对奶牛的采食量、产奶量、乳蛋白率、乳糖率、乳干物质率和饲料转化效率无显著影响,450 ml?d-1组乳脂率显著低于0和150 ml?d-1组（P＜0.05）。添加丙二醇后,300、450 ml?d-1组血浆葡萄糖和胰岛素浓度显著高于0组（P＜0.05）,而血浆游离脂肪酸和β-羟丁酸浓度显著低于0组（P＜0.05）;300、450 ml?d-1组尿酮浓度显著低于0和150 ml?d-1组（P＜0.05）。添加丙二醇300、450 ml?d-1显著改善泌乳早期奶牛能量负平衡,减少了体重下降。【结论】日粮添加丙二醇有益于改善泌乳早期奶牛能量平衡状况,适宜添加量为300 ml?d-1。     

北京市荷斯坦牛头胎产奶量的遗传统计分析

本研究对北京市47头公牛的约13000个女儿的头胎产奶量记录进行了系统的遗传统计分析。首先进行了305 d 奶量校正方法的研究。提出了用于从306～420 d 不同阶段的305 d 奶量校正的线性回归方程。同时分析了影响305 d 奶量的季节效应,根据305 d 奶量在各产犊月份的最小二乘均数和育种值估计及遗传参数估计的特点,建议将12个产犊月份划分为3个产犊季节。利用一公畜模型(考虑公畜间的血缘关系)和 REML 估计法的 EM 算法对遗传力进行了估计,估计值为0.11,低于文献中常见的报道。在取遗传力真值为0.10～0.35时,这个估计值的大样本标准误为0.03～0.08,说明估计值的精确性较低,亦即本资料样本对遗传力估计来说仍然偏小。     

运用计步器鉴定泌乳盛期荷斯坦奶牛的发情效果研究

[目的]探讨运用计步器对泌乳高峰期荷斯坦奶牛发情的鉴定效果。[方法]利用人工观察鉴定和计步器监测对处于泌乳盛期荷斯坦奶牛进行发情鉴定。[结果]与人工观察鉴定相比,运用计步器监测泌乳盛期奶牛发情的检出率提高了24.01%,不但减少人工成本,而且提高了准确率。[结论]该研究可为奶牛发情鉴定提供可靠依据。     

不同泌乳阶段和产奶水平对奶牛淋巴细胞凋亡的影响

选择48头奶牛,分为6组,每组8头,分别为泌乳盛期,泌乳中期和泌乳末期,每个泌乳期设高产组和低产组,研究不同泌乳阶段和产奶水平下奶牛外周血淋巴细胞凋亡情况。结果表明:随着泌乳阶段的延长淋巴细胞凋亡率显著升高,其中泌乳末期最高为2.95%,显著高于泌乳盛期(P0.05),泌乳中期淋巴细胞凋亡和各阶段差异不显著;在泌乳盛期和泌乳中期,高产奶牛的外周血淋巴细胞凋亡率极显著地高于低产奶牛(P0.01),泌乳末期低产组淋巴细胞凋亡率升高为3.02%,高产组低产组,但差异不显著(P0.05)。由此可见,随着泌乳时间的延长,奶牛外周血淋巴细胞的凋亡率逐渐上升,并且高产奶牛更易于发生淋巴细胞的凋亡。     

大豆黄酮对产奶量和牛奶品质的影响

为研究大豆黄酮对奶牛日产奶量、乳脂率及乳蛋白含量的影响,选用24头中国荷斯坦奶牛,按产奶量、泌乳月及胎次配对随机分成3组（n=8）,试验组在日粮中分别添加30mg／kg（DA1）和60mg／kg（DA2）的大豆黄酮。于第1,10,20天,测定产奶量、乳脂率及乳蛋白含量。结果表明：与对照组相比较,最终试验组平均Et奶产量分别提高7．62％（DA1,P〈0．05）和15．18％（DA2,P〈0．01）。乳脂率3组间没有明显差异,而乳蛋白含量DA2组比对照组增加20．07％,差异显著（P〈0．05）。     

南山牧场气候与荷斯坦奶牛泌乳量的关系研究

南山牧场是中国南方独特的天然草场,气候温凉,年平均气温11.2℃,最热月7月平均气温为18.4℃,极端最高气温26.8℃,最冷月1月平均气温2.2℃,极端最低气温-16.0℃。荷斯坦奶牛耐寒怕热,适宜温度为11~16℃,适宜在南山养殖。对南山牧场气候与荷斯坦奶牛泌乳量的关系进行了研究。结果表明:产奶量高峰值在6月,产奶量低值出现在10月,每头奶牛年产奶量可达6 900.1 kg,比冷水江市奶牛的年产奶量高3 349.5 kg,超出了1.06倍,达到了全国黑白花奶牛年产奶量的较高水平。     

不同水平DDGS对奶牛乳产量和乳成分的影响

选择18头荷斯坦奶牛,设置3个处理,每个处理6个重复,每个重复1头奶牛。分别在饲料中添加15％（Ⅰ组）、25％（Ⅱ组）和35％（Ⅲ组）的DDGS,研究不同添加水平的DDGS对奶牛产奶量和乳成分的影响。试验结果表明：①试验Ⅱ组平均产奶量为10．99kg·d^-1,比Ⅰ组提高了4．67％,差异不显著（P〉0．05）;比Ⅲ组提高了9．03％,差异显著（P〈0．05）;②不同处理间的乳脂率差异不显著（P〉0．05）;对于乳糖和乳蛋白含量,Ⅱ组与Ⅰ组和Ⅲ组差异不显著（P〉0．05）;对于乳干物质,试验第15天时,Ⅱ组比Ⅰ组提高了4．39％（P〈0．05）,比Ⅲ组提高了1．19％（P〉0．05）。根据上述生产性能指标综合评定,建议奶牛配合饲料中DDGS适宜添加量为25％。     

奶牛复合酶制剂FE907对泌乳奶牛产奶量和经济效益的影响

试验旨在研究酶制剂对泌乳奶牛生产性能和疾病的影响。选取泌乳荷斯坦奶牛66头,随机分为两组,每组33头。在TMR日粮中分别添加复合酶制剂0和20 g·d-1·头-1,试验期25 d。结果表明,饲粮中添加复合酶制剂20 g·d-1·头-1提高产奶量(P0.05);在试验条件下,使用复合酶制剂可以显著增加经济效益。由此可见,在本试验条件下,在泌乳牛饲粮中添加复合酶制剂20 g·d-1·头-1能改善产奶量,增加经济效益。     

我国北方地区娟姗牛泌乳曲线分析及其与荷斯坦牛的比较

为分析娟姗牛泌乳曲线的特征及其305d产奶量的影响因素,并重点比较娟姗牛和荷斯坦牛两品种泌乳曲线间的差异,本研究收集了河北地区某规模化牧场2017年1月—2021年1月共1 721头娟姗牛和6 093头荷斯坦牛的日产奶量连续监测记录,利用Wood模型对奶牛的个体泌乳曲线进行拟合,并根据曲线特征确定了高峰奶、高峰日、日产奶量变化速率、各泌乳阶段产奶总量等指标对泌乳曲线进行剖析。利用SAS 9.4软件的GLM过程分析了胎次、产犊季节等因素对娟姗牛305d产奶量的影响及两群体泌乳曲线间的差异。结果表明：1)Wood模型对娟姗牛泌乳曲线的拟合效果较好,泌乳曲线拟合度（R2）可达0.86;2）娟姗牛305d产奶量受胎次、产犊季节等因素影响显著（P<0.05）,较高胎次及春季产犊的娟姗牛305d产奶量更高;3）娟姗牛和荷斯坦牛的泌乳曲线在高峰奶、高峰日及日产奶量变化速率等方面均表现出显著差异（P<0.05）,娟姗牛的高峰日较荷斯坦牛提前了39.84天,而高峰奶占总产奶量的比例较荷斯坦牛高0.036%,且娟姗牛的泌乳主要集中于泌乳前期（1～99d）,在泌乳后期（200～305d）产奶量显...     

芦丁对奶牛泌乳性能和血清指标的影响

 【目的】研究了芦丁对奶牛产奶量、血清、泌乳相关激素等指标的影响,旨在寻找合适的添加量,为应用芦丁提高中国奶牛泌乳性能提供数据参考。【方法】选用生理状态等相近的泌乳高峰期经产中国荷斯坦奶牛20头,随机分成4组,每组5头。分别在基础日粮中每日每头添加芦丁0.0(对照组)、1.5、3.0、4.5mg?kg-1。试验期11周,其中预饲期1周,正试期10周。隔日记录试验牛的产奶量,并于试验第5、35、65日采集乳样进行乳成分分析,同日尾静脉抽取血液样品,根据产奶量的检测结果,选择效果最好组及对照组测定其血清生化指标、免疫指标及泌乳相关激素含量等。【结果】(1)与对照组相比,3.0mg?kg-1与4.5mg?kg-1芦丁处理组都显著提高了奶牛的产奶量(P＜0.05),而1.5 mg?kg-1芦丁处理组与对照组奶牛产奶量差异不显著(P>0.05);1.5 mg?kg-1芦丁处理和3.0 mg?kg-1处理乳脂率低于对照组(P＜0.05),4.5mg?kg-1芦丁处理乳脂率同对照组差异不显著(P＞0.05),各处理组间牛乳乳蛋白、乳糖、非脂固形物差异不显著(P＞0.05)(2)3.0mg?kg-1处理组血清溶菌酶含量高于对照组(P＜0.05),尿素氮水平第35、65日检测结果低于第5日检测结果(P＜0.05);该处理组奶牛血清谷丙转氨酶由第5日的22.88(IU?L-1)提高到第65日的25.38(IU?L-1),催乳素含量则由12.19ng?mL-1上升到13.94ng?mL-1,提高了14.36%;(3)3.0mg?kg-1处理组血清指标中,免疫球蛋白IgG、总蛋白、白蛋白、葡萄糖、皮质醇、谷草转氨酶、碱性磷酸酶含量与对照组比较差异不显著(P＞0.05);血清中雌激素、孕激素的水平同对照组相比差异不显著(P＞0.05),但孕激素水平呈现上升趋势。【结论】芦丁能够提高奶牛泌乳性能,同时保持奶品质,降低奶牛血清中尿素氮的水平,提高溶菌酶的含量。在本试验条件下,芦丁适宜添加量为3.0 mg?kg-1。     

荷斯坦奶牛最高日产和早期泌乳性状与305 d产奶量的相关分析

[目的]收集荷斯坦奶牛生产性能资料,了解最高日产和早期泌乳性状与305d产奶量的关系.[方法]利用天山畜牧生物工程股份有限公司奶牛场2004～2009年泌乳奶牛生产性能资料进行了最高日产和早期泌乳性状与305d产奶量的相关分析.[结果]最高日产和早期泌乳性状与305d产奶量均呈强正相关,且相关系数极显著(P＜0.01);最高日产与305d产奶量的相关系数最高,确定最高日产对305d产奶量的回归方程为预测305d产奶量的最优回归方程,方程式Y=1521.1+177.2X.[结论]用最高日产奶量预测305d产奶量较实测305d产奶量提00d左右,为牛场早期选育提供理论依据.     

品系,胎次,泌乳阶段对荷斯坦乳牛耐热性的影响

根据合肥奶牛场（Ａ场）,保健奶牛场（Ｂ场）１９９０年和１９９１年夏季的生产记录和该地的气象资料,分析不同品系,胎次和泌乳阶段对荷斯坦乳牛耐热性的影响。结果表明：品系对荷斯坦乳牛耐热性具有显著影响,纯血丹麦荷斯坦乳牛耐热性显著低于场内其他乳牛品系,其他品系间无显著差异,胎次增加,乳牛耐热性趋于降低,其中以第１胎最强,第３胎最弱,且胎次对Ａ场乳牛耐热性有显著影响;泌乳阶段对乳牛耐热性影响不显著。     

Relationship of Somatic Cell Count with Milk Yield and Composition in Chinese Holstein Population

The objective of this study was to analyze the relationship of somatic cell count （SCC） with milk yield, fat and protein percentage, fat and protein yield using analysis of variance and correlation analysis in Chinese Holstein population. The 10 524 test-day records of 568 Chinese Holstein Cattle were obtained from 2 commercial herds in Xi＇an region of China during February 2002 to March 2009. Milk yield, fat percentage, fat and protein yield initially increased and then dropped down with parity, whereas protein percentage decreased and SCC increased. Analysis of variance showed highly significant effects of different subclasses SCC on milk yield and composition （P〈 0.01）. Compared with milk yield with SCC ≤ 200 000 cells mL-1, milk yield losses with SCC of 200 000-500 000 cells mL-1, 501000-1 000 000 cells mL-1, ≥ 1 000 000 cells mL-1 were 0.387, 0.961 and 2.351 kg, respectively. The highly significant negative correlation coefficient between somatic cell score （SCS） and milk and protein yield, milk yield and fat and protein percentage, protein percentage and fat yield were -0.084, -0.037, -0.061, -0.168, and -0.088, respectively （P〈 0.01）. The highly significant positive correlation coefficients between SCS and fat yield and fat and protein percentage, milk yield and fat and protein yield, fat percentage and protein percentage and fat yield, protein yield and protein percentage and fat yield were 0.041, 0.177, 0.105, 0.771, 0.865, 0.122, 0.568, 0.318, and 0.695, respectively （P〈 0.01）. There was no significant relationship between fat percentage and protein yield （P 〉 0.05）. The results of the present study first time provide the relevant base-line data for assessing milk production at Xi＇an region of China.