Balanço eletrolítico total (BET) para codornas japonesas (Coturnix coturnix japonica)

Revista Agrária Acadêmica

Agrarian Academic Journal

Volume 3 – Número 6 – Nov/Dez (2020) 

doi: 10.32406/v3n62020/16-25/agrariacad

 

Balanço eletrolítico total (BET) para codornas japonesas (Coturnix coturnix japonica). Total electrolytic balance (TEB) for japanese codorniz (Coturnix japonica).

 

Hébert Fernandes de Brito1*, Wagner Azis Garcia de Araujo2, Bruna Pereira Siqueira3, Sinthia Pereira Siqueira3, Dielly Inês de Oliveira Lacerda4

 

1*- Instituto Federal do Norte de Minas Gerais (IFNMG), Campus Salinas, Minas Gerais, Brasil. E-mail:  hebertyffernandes10@gmail.com

2- Instituto Federal do Norte de Minas Gerais (IFNMG), Campus Teófilo Otoni, Minas Gerais, Brasil

3- Instituto Federal do Norte de Minas Gerais (IFNMG), Campus Januária, Minas Gerais, Brasil

4- Universidade Estadual de Montes Claros (Unimontes), Campus Janaúba, Minas Gerais, Brasil

 

Resumo

 

Objetivou-se avaliar o melhor método para o cálculo de balanço eletrolítico para codornas japonesas utilizando o cálculo de BE e BET. Utilizou-se 240 codornas japonesas, durante os 25 a 85 dias de vida, com 5 tratamentos, onde estes com o mesmo valor de BE 250 μeq kg-1 e BET possuindo 750, 1000, 1250, 1500 e 1750 μeq kg-1, 8 repetições e 6 aves por unidade experimental. Foram analisadas parâmetros de desempenho e qualidade dos ovos.  Os diferentes BET foram capazes de influenciar o desempenho e a qualidade dos ovos de codornas japonesas.

Palavras-chave: Eletrólitos. Fisiologia. Postura. Rações.

 

 

Abstract

 

The objective was to evaluate the best method for the calculation of electrolyte balance for Japanese quails using the EB and TEB calculation. 240 Japanese quails were used, during the 25 to 85 days of life, with 5 treatments, where these with the same value of BE 250 μeq kg-1 and TEB having 750, 1000, 1250, 1500 and 1750 μeq kg-1, 8 replicates and 6 birds per experimental unit. Performance parameters and egg quality were analyzed. The different TEB were able to influence the performance and quality of japanese quail eggs.

Keywords: Electrolytes. Feed. Physiology. Posture.

 

 

Introdução

 

O setor avícola é o mais desenvolvido tecnologicamente do agronegócio brasileiro (CASTRO et al. 2011, p. 635-641), capaz de atuar de forma positiva na minimização dos graves problemas de alimentação da população mundial. Isso se deve principalmente pelo desenvolvimento genético nos últimos anos, proporcionando um ciclo menor de produção e uma maior eficiência produtiva. Em consequência aos efeitos gerados pela eficiência produtiva, tem se observado uma significativa redução no custo deste produto, tornando-o mais acessível ao consumidor final (BASSO et al. 2012, p. 321-334).

A coturnicultura é uma atividade avícola em expansão, com grande importância na geração de emprego e renda em todos os níveis de sua cadeia produtiva, tendo como principais produtos o ovo e a carne, que são fontes de proteína animal de alto valor biológico (MOURA et al. 2010, p. 2697-2702), podendo destacar também que na criação há uma precocidade e alta taxa de postura das aves sendo necessário um pequeno espaço para produção (GUIMARÃES et al. 2014, p. 231-237). Assim nos últimos anos, graças aos esforços no desenvolvimento de novas tecnologias de produção essa atividade acabou passando de apenas uma produção alternativa para uma produção industrial (CASTRO et al. 2011, p. 635-641).

Para que a produção, produtividade e a qualidade dos produtos sejam maximizadas, ou seja, que as aves expressem o seu potencial máximo, elas devem ser bem alimentadas e criadas em instalações apropriadas e equipadas, possibilitando que as linhagens de matrizes exteriorizem a produção (RODRIGUES et al. 2015, p. 1-7). Na criação comercial de codornas, a otimização da produção de ovos depende de alguns fatores, entre eles podemos destacar a nutrição e o manejo alimentar das aves (REIS et al. 2012, p. 118-123), portanto é de grande importância conhecer o metabolismo e as exigências nutricionais destes animais, pois, entre os fatores que que mais refletem sobre o custo de produção das codornas, a alimentação chega a representar mais de 70% do custo total. Então, existe a preocupação em oferecer rações com níveis nutricionais mais adequados às aves, que propiciem melhor desempenho e, consequentemente, maior retorno econômico.

Tendo em vista que os eletrólitos presentes nas dietas dos animais são capazes de influenciar os parâmetros de desempenho, carcaça, qualidade do ovo e da carne, a manipulação destes tem sido proposta como uma forma de melhorar o desempenho das aves (OLIVEIRA et al. 2012). Porém as dietas são repletas de ingredientes capazes de influenciar no balanço eletrolítico e estes não são contabilizados no modelo proposto por Mongin (1981, p. 285-294), como por exemplo, os aminoácidos sintéticos. Araújo et al. (2011, p. 1529-1539) propuseram um novo cálculo de balanço eletrolítico, sendo este o balanço eletrolítico total (BET),  onde os eletrólitos fossem contabilizados e assim, com o avanço do conhecimento sobre estes, e a influência de seus μeq sobre o metabolismo das aves, tornou-se necessário contabilizá-los dentro do cálculo de balanço eletrolítico.

 

Material e métodos

 

A pesquisa com animais foi conduzida de acordo com o comitê institucional de uso animal 003/15, sendo o experimento realizado em Januária, Minas Gerais. A fim de atingir os objetivos propostos, foram confeccionadas cinco dietas segundo a equação de Mongin (1981, p. 285-294) de mesmo valor de BE (250 μeq kg-1), de acordo a Equação 1, sendo essas mesmas cinco dietas possuindo 750, 1000, 1250, 1500, 1750 μeq kg-1 respectivamente segundo Araújo et al. (2011, p. 1529-1539) de acordo com a Equação 2.

Equação 1:

BE, μeq kg-1 da ração = (mg kg-1 de Na+ da ração/22,990) + (mg kg-1 de K+ da ração /39,102 ) – (mg kg-1 de Cl da ração/35,453)

Equação 2:

BET, μeq kg-1 da ração = [(μeq +kg-1 Ca2++ μeq + kg-1 K+ + μeq + kg-1  Na++ μeq + kg-1 Mg2+)+ (μeq + kg-1 Lys + μeq + kg-1 Met + μeq + kg-1 Tre + μeq + kg-1 Trp + μeq + kg-1 Val + μeq + kg-1 Glu + μeq + kg-1 Chol)] – [(μeq kg-1 PO43- + μeq kg-1 SO4-2 + μeq kg-1 Cl+ μeq kg-1 HCO3) + (μeq kg-1 Lys + μeq kg-1 Met + μeq kg-1 Tre + μeq kg-1 Trp + μeq kg-1 Val + μeq kg-1 Glu + μeq kg-1 Chol)]

Foram utilizadas 240 codornas japonesas, durante o período de 25 a 85 dias de vida, distribuído em um delineamento inteiramente casualizado, num total de cinco tratamentos (750, 1000, 1250, 1500, 1750 μeq kg-1), oito repetições e seis aves por unidade experimental.

As aves foram alojadas em gaiolas de arame galvanizado, com dimensões de 1,0m de comprimento x 0,25 m de largura x 0,20 m de altura, dispostas em um (1) andar, emparelhadas de duas a duas. Cada gaiola foi subdividida em quatro repartições iguais de 0,25 m. As laterais e o piso das gaiolas foram confeccionados com arame galvanizado. O comedouro e o bebedouro utilizados foram do tipo calha, em chapa metálica galvanizada, e ambos colocados percorrendo a extensão das gaiolas, sendo o comedouro na parte frontal e o bebedouro na parte posterior da gaiola.

As rações experimentais foram formuladas para atender ou exceder as exigências nutricionais das codornas de acordo com Rostagno et al. (2011, 252p.) (Tabela 1). As rações experimentais foram isocalóricas, isoaminoacídicas para metionina + cistina, lisina e treonina digestíveis, e isofosfóricas. Sendo estas fornecidas à vontade, duas vezes ao dia, às 8:00 e às 16:00 h.

 

Tabela 1 – Composição percentual e química das rações experimentais formuladas segundo Rostagno (2011) e seus respectivos balanços eletrolíticos

Balanços Eletrolíticos (μeq kg-1)
Ingredientes (%) 750 1000 1250 1500 1750
Milho 51,295 52,915 52,505 52,045 50,555
Farelo de soja 34,200 33,800 33,800 33,800 34,200
Óleo de soja 3,400 2,800 3,000 3,100 3,600
Carbonato de potássio 0,000 0,000 0,700 1,300 2,200
Bicarbonato de Sódio 2,000 1,380 0,800 0,300 0,000
Fosfato bicálcico 1,200 1,200 1,200 1,200 1,200
Calcário 7,100 7,100 7,100 7,100 7,100
Sal comum 0,000 0,000 0,090 0,250 0,340
DL-Metionina 99% 0,345 0,345 0,345 0,345 0,345
L-Lisina HCl 99% 0,140 0,140 0,140 0,140 0,140
L-Treonina 98% 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
L-Triptofano 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000
Premix vitamínico 1 0,100 0,100 0,100 0,100 0,100
Premix mineral 2 0,050 0,050 0,050 0,050 0,050
Cloreto de colina 60% 0,100 0,100 0,100 0,100 0,100
Anticoccidiano (salinomicina 12%) 0,060 0,060 0,060 0,060 0,060
Antioxidante 3 0,010 0,010 0,010 0,010 0,010
Composição calculada
Energia metabolizável, kcal kg-1 2820 2820 2820 2820 2820
BE4, μeq/kg  250 250 250 250 250
BET5, μeq/kg  750 1000 1250 1500 1750
Proteína bruta, % 20,061 20,014 19,980 19,987 20,000
Lisina digestível, % 1,089 1,083 1,082 1,083 1,088
Metionina digestível, % 0,619 0,620 0,619 0,619 0,618
Metionina + cistina digestível, % 0,888 0,889 0,887 0,887 0,885
Treonina digestível, % 0,675 0,674 0,672 0,673 0,673
Triptofano digestível, % 0,222 0,221 0,221 0,221 0,222
Glicina+Serina total, % 1,799 1,793 1,791 1,792 1,794
Valina digestível, % 0,840 0,838 0,836 0,836 0,837
Isoleucina digestível, % 0,790 0,787 0,785 0,786 0,788
Arginina Dig 1,279 1,272 1,271 1,272 1,276
Fenilalanina+Tirosina digestível, % 1,548 1,543 1,541 1,542 1,543
Histitidina digestível, % 0,503 0,502 0,501 0,501 0,501
Ácido Linoléico, % 1,265 1,299 1,290 1,281 1,249
Cálcio, % 3,118 3,117 3,117 3,117 3,118
Fósforo disponível, % 0,325 0,325 0,325 0,325 0,324
Sódio, % 0,272 0,194 0,155 0,155 0,152
Fibra bruta, % 2,738 2,744 2,968 3,163 3,451
Fibra em detergente neutro, % 10,767 10,902 11,254 11,557 11,939
Fibra em detergente ácido, % 4,607 4,631 4,926 5,183 5,552

1vit. B1 – 2,0 g; vit. B2 – 6,0 g; vit. B6 – 4,0 g; vit. B12 – 0,015 g; ác. pantotênico – 12,0 g; biotina – 0,1 g; vit. K3 – 3,0 g; ác. Fólico – 1,0 g; ác. Nicotínico – 50,0 g; Se – 250,0 mg.

2Mistura mineral (kg do produto): Fe – 80 g; Cu – 10 g; Co – 2 g; Mn – 80 g; Zn – 50 g; I – 1 g.

3 Antioxidante: BHT (Butilhidroxi tolueno).

4 Balanço Eletrolítico (Mongin, 1981).

5 Balanço Eletrolítico Total.

 

 

Os bebedouros foram limpos diariamente pela manhã. O programa de luz utilizado foi o de 17 horas de luz, por meio de um controlador de luz do tipo “timer”. As mensurações de temperatura e umidade dentro do galpão foram registradas por meio de termômetros de máxima e mínima e de bulbo seco e bulbo úmido.

Foram analisadas as seguintes variáveis de produção: postura (%), peso médio dos ovos (g), consumo de ração (g ave-1 dia-1), conversão alimentar por massa de ovos (g de ração g-1 de ovo), conversão alimentar por dúzia de ovos (g de ração dz-1 de ovo) e uniformidade (%). Para o controle do consumo as rações de cada repetição foram acondicionadas em baldes plásticos, devidamente identificados. O consumo de ração foi medido ao término de cada período de 28 dias, por meio da diferença entre a ração fornecida e a sobra. Também, tomou-se o cuidado de pesar as aves mortas e as sobras das rações, para realizar o controle do consumo, do ganho de peso dos animais, da postura e da conversão alimentar ao término de cada período. A coleta dos ovos foi feita diariamente às 09:00 h e a produção de ovos foi obtida em porcentagem ave/dia. Para obtenção dos dados de peso médio dos ovos, foi coletada, ao acaso, nos quatro últimos dias de cada período, uma amostra de seis ovos/parcela/dia, sendo estes pesados em balança com precisão de 0,01g. Após a pesagem dos ovos, estes foram quebrados e suas cascas mantidas identificadas para serem secas e pesadas. Para obtenção da massa de ovos, tomou-se a produção de ovos postos ave-1 dia-1, multiplicando-se pelo peso médio dos ovos. A conversão alimentar foi obtida de duas maneiras diferentes: dividindo-se o consumo médio diário de ração pela produção média diária em dúzias de ovos (conversão g dz-1), e dividindo-se o consumo médio de ração pela produção média de ovos em g (conversão kg kg-1).

Para a variáveis qualitativas foram avaliadas: densidade, coloração da gema, unidade Haugh, peso da gema, peso do albúmen, peso da casca e peso do ovo utilizando-se seis ovos de cada repetição, coletados aleatória e diariamente do total de ovos coletados nos três últimos dias de cada período. Foram feitas imersões dos ovos em diversas soluções salinas com densidades conhecidas com os devidos ajustes variando de 1,100 a 1,140 (kg L-1). Os ovos foram colocados nos recipientes com as soluções, da menor para a maior densidade, e retirados ao flutuarem registrando-se os valores das densidades correspondentes às soluções dos recipientes. A pigmentação foi obtida através do leque calorimétrico ROCHE, numa escala de valores de 1 a 15 (do amarelo claro à cor de abóbora respectivamente). Os ovos de cada repetição e de cada dia foram pesados individualmente em balança com precisão de 0,001 g e, depois de pesados, foram identificados e quebrados. A gema de cada ovo foi pesada e a respectiva casca lavada e seca ao ar para posterior obtenção do peso da casca sem a membrana interna. O peso do albúmen foi calculado como a diferença entre o peso do ovo e os pesos da gema e da casca. A unidade Haugh foi calculada por meio da fórmula: UH = 100 log (h+7,57-W0,37), em que: h – altura do albúmen (mm); e W – massa do ovo, (g). Para a uniformidade, as aves foram pesadas e posteriormente sendo obtido o peso médio, foram adicionados 10% de limite inferior e superior. Após, foi feito a contagem das aves dentro desse limite e então utilizou o valor envolvendo estas divididas pela quantidade total de aves e posteriormente multiplicando o resultado por 100, obtendo assim a uniformidade em porcentagem.

A avaliação estatística foi feita utilizando-se análise de covariância pelo procedimento PROCGLM (SAS, 2002) onde o peso inicial das aves foi considerado como covariável. Após a comprovação de diferenças estatísticas equações de regressão foram delineadas utilizando o procedimento PROCREG (SAS, 2002). A uniformidade foi avaliada através do método da análise percentual.

 

Resultados

 

Durante o experimento as médias de temperatura máxima e mínima foram respectivamente 36,1ºC e 23,8 ºC e umidade relativa do ar de 48,96%, o suficiente para induzir o estresse calórico nas aves. Os parâmetros de postura, conversão alimentar por massa de ovos não foram afetados pelos BET experimentais (Tabela 2, P>0,05). Os valores de consumo e conversão alimentar por dúzia de ovos foram afetados pelos diferentes BET (P<0,05) e também os valores de uniformidade. A conversão alimentar por dúzia de ovos e o consumo podem ser representados pelas equações presentes na tabela 2. Os valores de BET que propiciam a conversão alimentar por dúzia de ovos mínima e melhor uniformidade é BET = 1000 em μeq kg-1 de cargas nas rações. O valor de BET que propicia o menor consumo sob mesmo desempenho, descrita segundo a equação, é o BET = 1359 μeq kg-1.

 

Tabela 2 – Desempenho de codornas japonesas sob diferentes BET em estresse calórico

    750 1000 1250 1500 1750 DP CV valor-P Sign
Consumo Total (kg) 2,29 2,27 1,95 2,28 2,05 2,55 10,9 0,021 *
g ave-1 dia-1 33 33 28 33 30
Postura Total 318 356 343 340 335 31 9,1 0,332 Ns
% 76,76 85,98 82,84 82,19 80,86
Conversão                     alimentar (g g-1) massa de ovos 4,13 3,64 3,18 3,91 3,66 0,59 15,9 0,064 Ns
dúzia de ovos 0,52 0,46 0,41 0,49 0,47 0,064 13,6 0,048 *
Uniformidade final das aves (%) 73,1 96,7 76,7 62,5 75,0
Equação Consumo (kg): Cons = ( -2 * 10 -11 * BET4) + (10 -7 * BET3) + (0,0002 * BE2) + (0,1585* BET) + 41,763 R² = 0,9981; Ponto Mínimo: BET=1359
Equação conv. alim. dúzia de ovos (kg kg-1): CADz = ( -5 *10 -10 * BET3) +  (2 *10 -6 *BET2) + (0,003* BET)  + 1,7404 R² = 0,7359; Ponto Mínimo: BET=1000

DP= Desvio Padrão; CV= Coeficiente de Variação; valor-P= Valor da Probabilidade; Sign= Significância; BET em μeq kg-1= Balanço Eletrolítico Total em μeq kg-1; Ns= Não significativo.

* Efeito significativo (P< 0,05).

 

 

Tabela 3 – Qualidade dos ovos de codornas japonesas sob diferentes BET em estresse calórico

  750 1000 1250 1500 1750 DP CV valor-P Sign.
Leque Colorimétrico (Roche) 3,70 3,90 3,80 4,00 3,70 0,400 4,8 0,531 Ns
Densidade (kg L-1) 1,125 1,125 1,127 1,128 1,130 0,004 0,4 0,205 Ns
Unidade Haugh 117,20 118,10 118,10 117,40 117,70 1,780 1,5 0,889 Ns
Gema (g) 3,19 3,30 3,18 3,27 3,18 0,219 6,8 0,830 Ns
Albumém (g) 6,50 6,50 6,80 6,30 6,10 0,400 6,2 0,034 *
Casca (g) 0,80 0,90 0,90 0,90 0,80 0,063 7,3 0,749 Ns
Peso Total do Ovo (g) 10,50 10,60 10,90 10,40 10,10 0,500 4,8 0,138 Ns
Equação Consumo (g): Albúmen =(-10-6 * BET2) + (0,0032* BET)  + 4,834 R² = 0,7192; Ponto Máximo: BET=1600

DP= Desvio Padrão; CV= Coeficiente de Variação; valor-P= Valor da Probabilidade; Sign= Significância; BET em μeq kg-1 = Balanço Eletrolítico Total em μeq kg-1; Ns= Não significativo.

* Efeito significativo (P< 0,05).

 

 

Também foram avaliados parâmetros relacionados à qualidade do ovo. Os valores de densidade, coloração da gema, Unidade Haugh, peso da gema, peso da casca e peso do ovo não foram afetados pelos BET experimentais (Tabela 3, P>0,05). Os valores de peso do albúmen foram afetados pelos diferentes BET (P<0,05). O peso do albúmen pode ser representado pela equação presente na tabela 3. O valor de peso do albúmen máximo descrito segundo a equação é o valor de BET= 1600 em μeq kg-1de cargas nas rações.

 

Discussão

 

Com base nos parâmetros de postura, estes estão coerentes com os citados por Moraes (2010), onde trabalhando com balanço eletrolítico para codornas japonesas na fase de produção, também não encontrou efeito significativo com relação aos BE estudados. Para conversão alimentar por massa de ovos, esses resultados se assemelham aos encontrados por e Bezerra et al. (2011, p. 2394-2399) que não verificaram efeito de significância para esse parâmetro em seu trabalho. Em contrapartida, Moraes (2010) relatou efeito significativo (P<0,05) com relação ao balanço eletrolítico, mostrando que quanto maior a inclusão de NaHCO3 na dieta, melhor é a conversão alimentar. Estes estudos apontados consideraram apenas uma pequena parte dos eletrólitos da dieta utilizando o cálculo clássico de BE (MONGIN, 1981, p. 285-294). Talvez por considerarem uma pequena parte dos eletrólitos da dieta, cargas não consideradas no cálculo clássico de BE possam interferir no resultado de desempenho das aves, gerando uma grande variabilidade de resultados contrastantes entre si. O cálculo do BET é novo e possui poucos trabalhos relatados ainda. À medida que mais estudos forem gerados maior será o conhecimento a respeito do equilíbrio ácido-base e suas respostas sobre a performance dos animais.

Com relação ao consumo de ração resultados semelhantes aos encontrados neste trabalho foram observados por Moraes (2010) onde foi encontrado um efeito significativo, com uma dieta de 320 μeq kg-1 contendo maiores níveis de carbonato de potássio e bicarbonato de sódio e menores níveis de sal comum, resultando em menor consumo de ração. Este autor inferiu que essa redução de consumo pode estar relacionada ao excesso de eletrólitos e/ou as propriedades químicas do carbonato de potássio. Raquel et al. (2010, p. 39-45) não observaram efeito significativo trabalhando com níveis de cloro para codornas italianas destinadas à produção de carne, sendo os níveis de cloro com 0,07 a 0,32% de cloro na ração a base de milho e farelo de soja contendo 0,15 de sódio e 0,94% de potássio. Uma das estratégias a fim de se diminuir a carga de eletrólitos na dieta seria a substituição do NaCl pelo NaHCO3 como fonte de sódio. Através desta manipulação consegue-se manipular erroneamente a quantidade de íons negativos da dieta através da retirada de Cl- utilizando a equação de BE proposta por Mongin (1981, p. 285-294). Entretanto sabe-se que os íons bicarbonato também possuem a capacidade de interferir no equilíbrio ácido-base fisiológico, explicando a falta de resultados reportados por Raquel et al. (2010, p. 39-45). Vieira et al. (2015, p. 3965-3976) onde também não observaram efeito significativo em sua pesquisa sobre os níveis do balanço eletrolítico e proteína bruta sob as variáveis de desempenho para codornas japonesas utilizando o cálculo proposto por Mongin (1981, p. 285-294). Com relação à conversão alimentar por dúzia de ovos, no qual houve efeito significativo (P<0,05) difere dos resultados obtidos por Vieira et al. (2015, p. 3965-3976) estudando os níveis de balanço eletrolítico e proteína bruta para codornas japonesas na fase de postura.

Os resultados reportados neste trabalho demonstram que outros íons presentes nas dietas (que não apenas Na, Cl e K) são capazes de influenciar a performance das aves, e a equação de Mongin (1981, p. 285-294) subestima a influência dos eletrólitos sob a fisiologia animal. Em situações de estresse calórico a perda de íons bicabornato pelos rins das aves é potencializada pela alcalose respiratória, sendo, portanto, a manipulação do BET da dieta uma estratégia para minimizar esses efeitos deletérios ao metabolismo das codornas poedeiras. Sob o aspecto da zootecnia de precisão atributos como bem estar animal, comportamento de estresse, e nutrição de precisão são considerados dentro da matriz de parâmetros produtivos a serem avaliados (SEVEGNANI et al. 2005, p. 115-119). Dentro de um conceito de nutrição de precisão a equação de BET demonstra maior capacidade de quantificar os eletrólitos responsáveis por alterações metabólicas nos animais que o método clássico de cálculo de BE proposto por Mongin (1981, p. 285-294).

Para a unidade Haugh Bezerra et al. (2011, p. 2394-2399), encontraram valores entre 88 e 90, bem abaixo dos obtidos nesse trabalho. Para os parâmetros peso de gema e densidade do ovo Neves (2015) estudando a manipulação de eletrólitos na dieta de poedeiras em fase de declínio de postura em condições de altas temperaturas, não constatou efeito significativo (P>0,05) sobre os BE estudados, porém, este observou efeito significativo (P<0,05) do ciclo sobre todos os parâmetros de qualidade do ovo, pois a temperatura durante cada ciclo avaliado sofreu uma amplitude em média de 18,6ºC, assim este ressalta ainda que quanto maior a porcentagem de casca, nesse caso para o primeiro ciclo, melhor os índices de espessura de casca e densidade. Em relação ao peso dos ovos, Bezerra et al. (2011, p. 2394-2399) encontraram valores entre 10,0 e 10,3 g com o balanço eletrolítico da ração variando de 174,18 a 245,44 μeq kg-1. O tamanho da gema é afetado, nutricionalmente, em função dos níveis de energia e metionina da dieta (BRUMANO et al. 2010, p.  1984-1992). Dificilmente se evidencia a variação deste parâmetro em função da manipulação do BE. Apesar de se esperar melhorias na qualidade da casca dos ovos com a manipulação do BET este fato não foi verificado. Entretanto futuros estudos deverão ser conduzidos com uma variação de maior amplitude do BET a fim de se evidenciar a influência sobre esse parâmetro em específico.

Sobre o peso do albúmen, esses resultados são coerentes aos encontrados por Moraes et al. (2010) onde os maiores pesos foram encontrados nos tratamentos que continham 196 e 241 μeq kg-1de BE. Bezerra et al. (2011, p. 2394-2399) trabalhando com níveis de BE de 174,18 até 245,44 μeq kg-1, relatam que entre esses valores não houve influência no peso do albúmen. Os resultados encontrados nesse trabalho podem ter tido influência do estresse calórico sofrido pelas aves devido à alta temperatura e baixa umidade relativa do ar obtendo então efeito significativo (P<0,05). A manipulação do BET melhora a retenção hídrica dos animais, principalmente em situações de estresse calórico (BEKER; TEETER, 1994, p. 87-92). A albumina (presente no albúmen) apresenta grande retenção de moléculas de água, portanto a retenção de água no organismo da ave e consequente disponibilidade para a irrigação sanguínea do trato reprodutivo (oviduto) tem influência direta sobre o peso do albúmen (MACARI; FURLAN, 2002, p. 376). Com base nestes fatos a manipulação do BET da dieta pode ter propiciado maior retenção hídrica no organismo das aves resultando em maior peso do albúmen dos ovos.

 

Conclusão

 

Os diferentes BET foram capazes de influenciar os parâmetros de desempenho e qualidade dos ovos. O valor de BET que propiciou menor consumo sob mesmo desempenho foi de BET=1359 μeq kg-1, e o que resultou em melhor conversão alimentar por dúzia de ovos e uniformidade foi de BET = 1000 μeq kg-1. Para a qualidade do ovo, os valores de balanço eletrolítico que propiciou peso máximo do albúmen foi BET= 1600 μeq kg-1.

 

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Recebido em 9 de agosto de 2020

Retornado para ajustes em 14 de outubro de 2020

Recebido com ajustes em 25 de outubro de 2020

Aceito em 3 de novembro de 2020

Prevalência e fatores de risco da Leucose Enzoótica Bovina em rebanhos bovinos da microrregião de Teresina, estado do Piauí, Brasil

Revista Agrária Acadêmica

Agrarian Academic Journal

Volume 3 – Número 6 – Nov/Dez (2020)

doi: 10.32406/v3n62020/6-15/agrariacad

 

 

Prevalência e fatores de risco da Leucose Enzoótica Bovina em rebanhos bovinos da microrregião de Teresina, estado do Piauí, Brasil. Prevalence and risk facts the Enzootic Bovine Leukosis in cattle from microregion Teresina, state of Piaui, Brazil.

 

Pedro Henrique Viana Rebêlo1, Flávio de Sousa Oliveira1, Rafael Gabino Cavalcante1, Francisco das Chagas Cardoso Junior1, Raphael Bernardo da Silva Neto1, Sabrina Thabla Pereira Lopes1, Bárbara Emanuelle Brito Melo2, Ana Lys Bezerra Barradas Mineiro4, Lauro Cesar Soares Feitosa3, Francisco Solano Feitosa Junior3, Taciana Galba da Silva Tenório4*

 

1– Médico (a) Veterinário (a) Residente pela Universidade Federal do Piauí, Teresina, Piauí, Brasil.

2– Médica Veterinária Aprimoranda da Universidade Federal do Piauí, Teresina, Piauí, Brasil.

3- Médico Veterinário, Professor Dr. Departamento de Clínica e Cirurgia Veterinária, Universidade Federal do Piauí, Teresina, Piauí, Brasil.

4* – Médica Veterinária, Professora Dra. Departamento de Clínica e Cirurgia Veterinária, Universidade Federal do Piauí, Teresina, Piauí, Brasil. E-mail: tacianagalba@yahoo.com.br

 

Resumo

 

O presente trabalho visa estimar a soroprevalência da Leucose Enzoótica Bovina – LEB e identificar os fatores de risco associados à sororreatividade para a infecção pelo vírus da LEB, em bovinos procedentes de rebanhos criados na Microrregião de Teresina, no Estado do Piauí, Brasil. Foram examinadas 420 amostras sanguíneas em 14 municípios pertencentes à microrregião, a técnica utilizada para a pesquisa foi a Imunodifusão em Gel de Agar (IDGA). Verificou-se uma taxa de prevalência de 19,52% (82/420) de animais sororreagentes, com a ocorrência de pelo menos um animal positivo para LEB em cada rebanho avaliado. Os resultados mostram ser necessárias medidas de prevenção e controle, para melhor vigilância dos rebanhos.

Palavras-chave: Epidemiologia. Diagnóstico. Sororreagentes. VLB.

 

 

Abstract

 

The present work aims to estimate the seroprevalence of Bovine Enzootic Leukosis – LEB and to identify the risk factors associated with seroreactivity for infection by the LEB virus, in cattle from herds raised in the Teresina Microregion, in the State of Piaui, Brazil. 420 blood samples were examined in 14 municipalities belonging to the microregion, the technique used for the research was Immunodiffusion in Agar Gel (IDGA). There was a prevalence rate of 19.52% (82/420) of seroreagent animals, with the occurrence of at least one animal positive for LEB in each herd evaluated. The results show that prevention and control measures are necessary for better surveillance of herds.

Keywords: Epidemiology. Diagnosis. Sororreagent. VLB.

 

 

Introdução

 

Os ganhos de produtividade estão relacionados, basicamente, com o uso de tecnologias capazes de melhorar a eficiência dos fatores de produção, principalmente genética, alimentação e a sanidade dos animais. Assim, para que haja resposta na produção, além do melhoramento genético e as exigências da alimentação, o manejo sanitário é de importância quando se trata de enfermidades transmissíveis, como a Leucose Enzoótica Bovina (LEB), que causa prejuízos ao comércio internacional de animais e produtos de origem animal.

A LEB é uma enfermidade infectocontagiosa de ocorrência mundial, tendo como etiologia um vírus pertencente à família Retroviridae, Subfamilía Orthoretrovirinae, Gênero Deltaretrovirus, Vírus da Leucemia Bovina (FULLER, 2016). A sua transmissão ocorre principalmente pela transferência de linfócitos B infectados pelo Vírus da Leucose Bovina (VLB) de animais soropositivos para susceptíveis. Com a evolução da doença o organismo infectado produz uma resposta linfoproliferativa, denominada linfocitose persistente, e a partir daí, em torno de 5% dos animais infectados ocorre o desenvolvimento de linfossarcomas (FERRER et al., 1979; BURNY et al., 1985, JOHNSON; KANEENE 1992; SCHWARTZ; LEVY 1994; DOMENECH et al., 2000; COCKRELL; REYES, 2000).

Atualmente, há relatos da enfermidade em todos os continentes e, praticamente em todos os países. De acordo com último levantamento bibliográfico realizado no Brasil, a prevalência média estimada é de 27,6% (BIRGEL JÚNIOR et al., 2006). No Estado do Piauí, Passos et. al. (1986) relataram pela primeira vez a ocorrência da LEB com base em lesões encontradas em necropsia e exame histopatológico.

Diante do exposto, este estudo teve como objetivos estimar a soroprevalência da Leucose Enzoótica Bovina em rebanhos leiteiros originados do cruzamento de bovinos da raça taurina e zebuína de municípios pertencentes à microrregião de Teresina no Estado do Piauí, e avaliar a influência de fatores de risco, como as práticas empregadas no manejo de criação desses animais, que contribuem para disseminação do vírus nos rebanhos estudados.

 

Material e Métodos

 

De acordo com os aspectos éticos, esta pesquisa foi submetida à apreciação do Comitê de Ética em Experimentação Animal da Universidade Federal do Piauí, e teve parecer aprovado sob o nº 109/2014.

A presente pesquisa sobre a prevalência de bovinos portadores de anticorpos anti-Vírus da Leucose Bovina foi desenvolvida no Estado do Piauí, na microrregião de Teresina, mesorregião Centro-Norte Piauiense, que compreende os seguintes municípios: Altos, Beneditinos, Coivaras, Curralinhos, Demerval Lobão, José de Freitas, Lagoa Alegre, Lagoa do Piauí, Miguel Leão, Monsenhor Gil, Nazária, Pau D’Arco, União e Teresina (Figura 1).

Para realizar este estudo epidemiológico de forma a estabelecer a prevalência de anticorpos séricos anti-VLB, utilizou–se a técnica de amostragem preconizada por Thrusfield (2004). Considerou-se uma prevalência esperada de 50%, com o objetivo de maximizar o tamanho da amostra, com nível de confiança de 95% e erro amostral de 5%, que determinou uma amostra mínima de 384 animais. Entretanto, trabalhou-se com 420 amostras. Para cada um dos municípios foi amostrado 1 rebanho/propriedade, com 30 animais, totalizando 14 rebanhos.

 

Figura 1 – Mapa Político do Estado do Piauí, destacando-se os Municípios que compõe a Microrregião de Teresina onde foi realizada a pesquisa.

 

 

Os rebanhos em sua grande maioria eram constituídos por animais mestiços, resultantes do cruzamento de raças taurinas (Holandês) com raças zebuínas (Gir), em seus diversos graus de sangue. O sistema de criação predominante na região foi o semi-intensivo, e algumas propriedades em decorrência da época de coleta das amostras, que no meio norte do Brasil se caracteriza como inverno, os animais encontravam-se em regime extensivo, principalmente a pasto nativo.

Em todas as propriedades foi aplicado inquérito epidemiológico com o objetivo de caracterizar os sistemas de criação e avaliar os fatores de risco associados à ocorrência da Leucose Enzoótica Bovina nos rebanhos bovinos estudados.

As amostras de sangue foram coletadas por venopunção da jugular ou coccígea, após antissepsia com solução de álcool iodado à 2%, utilizando-se tubos sem anticoagulante, com sistema de aspiração a vácuo com capacidade para 10 mL. As amostras foram mantidas em repouso, a temperatura ambiente, até ocorrer à coagulação e retração do coágulo, em seguida eram conduzidas sob refrigeração a Clínica de Grandes Animais do Hospital Veterinário Universitário da Universidade Federal do Piauí – UFPI, onde eram centrifugadas, durante 10 minutos, com força real de centrifugação igual a 3000G. As alíquotas de soro obtidas eram transferidas para pequenos tubos plásticos tipo eppendorf, identificados e acondicionados a uma temperatura de -20ºC até a realização dos exames sorológicos.

Para detecção dos bovinos portadores de anticorpos séricos anti-VLB, empregou-se a técnica de imunodifusão em gel de ágar (IDGA) ou radial dupla de Ouchterlony (MILLER; VAN DER MAATEN, 1975; MILLER; VAN DER MAATEN, 1977; BIRGEL, 1982) utilizando-se o kit comercial contendo o antígeno glicoprotéico gp51, extraído do envelope do Vírus da Leucose Bovina, para diagnóstico sorológico da Leucose Enzoótica Bovina produzido pelo Instituto Tecnológico do Paraná – TECPAR.

Os resultados foram analisados através da estatística descritiva por meio de dispersão de frequências absoluta e relativa (SAMPAIO, 2007). Os cálculos estatísticos para identificar a associação entre as variáveis estudadas, fatores de risco, e a soropositividade para a infecção pelo Vírus da Leucose Bovina, foram obtidos por meio do programa SAS (Statistical Analysis System), na versão 9.0. A análise estatística foi realizada através do Teste Qui-quadrado de Pearson, com nível de significância de 5%, em um intervalo de confiança de 95%. Também foi calculada a razão de probabilidades (Odds ratio) (ZAR, 1999).

 

Resultados e discussão

 

A prevalência da infecção pelo Vírus da Leucose Bovina para as amostras examinadas de animais soropositivos e soronegativos, distribuídos em 100% (14/14) dos rebanhos estudados, está apresentada na Tabela 1, que enfatiza o número percentual de bovinos positivos e negativos do total de amostras.

 

Tabela 1 – Prevalência de animais positivos para pesquisa de anticorpos antivírus da Leucose Enzoótica Bovina em rebanhos bovinos da Microrregião de Teresina no Estado do Piauí, Brasil.

Sorologia (IDGA) Número de Animais Frequência Relativa (%)
Positivos 82 19,52
Negativos 338 80,48
Total 420 100

 

 

Na presente pesquisa, a partir, do teste de imunodifusão em gel de ágar, verificou-se que entre as 420 amostras de soro sanguíneo examinadas, de bovinos mestiços, 82 apresentaram anticorpos séricos específicos anti-VLB, indicando uma prevalência globalizada de 19,52% (82/420), caracterizando-se como crescente em relação à taxa de prevalência de 16,9% (333/1976) relatada no primeiro levantamento clínico-epidemiológico em rebanhos criados no Estado do Piauí, realizado por Silva (2001).

A prevalência estimada de animais sororreagentes neste estudo (19,52%) é considerada inferior à média nacional de 27,6% (8.013/29.057), estabelecida por Birgel Júnior et al. (2006), através da combinação de resultados obtidos em todo território nacional, no entanto, a frequência de rebanhos com animais positivos foi de 100% (14/14), sendo superior à média brasileira de 58,9% (656/1.113) (BIRGEL JUNIOR et al., 2006).

Vários inquéritos sorológicos, em rebanhos bovinos leiteiros, foram realizados em outros Estados da Região Nordeste, evidenciando a ocorrência da LEB, assim como, a variação na prevalência da infecção pelo VLB. Comparando-se os percentuais de animais positivos encontrados neste trabalho, não levando em consideração a raça dos animais, com os obtidos em levantamentos sorológicos efetuados na Região Nordeste, verificou-se um índice de infecção próximo à relatada em rebanhos leiteiros no Estado do Pernambuco de 20,7% (SANTOS, 2011). Entretanto, superiores as frequências obtidas no Ceará (10,5 % – ABREU, 1993), Paraíba (8,3% – SIMÕES, 1998), Rio Grande do Norte (5,1% – SIMÕES et al., 2001), Sergipe (11,9% – BATISTA, 2013) e inferiores aos resultados do Maranhão (53,8% – SANTOS, 2010), Bahia (41% – MATOS et al., 2005) e Alagoas (27,8% – PINHEIRO JUNIOR, 2013).

Verificou-se oscilações nos percentuais de animais sororreagentes nos diferentes municípios estudados conforme demonstrado na Tabela 2, com variação na ocorrência de 3,3% (1/30) até 60% (18/30) de animais infectados pelo VLB. Demonstrou-se ainda através desta pesquisa, a ocorrência de pelo menos um animal positivo para LEB, em cada rebanho/município avaliado.

 

Tabela 2 – Distribuição das taxas de prevalência de bovinos sororreagentes a imunodifusão em gel de ágar para Leucose Enzoótica Bovina, em rebanhos bovinos criados nos municípios da Microrregião de Teresina, Estado do Piauí, Brasil.

Municípios Amostras Examinadas Total de Amostras
Reagentes % Não Reagentes %  
Teresina 18 60 12 40 30
Lagoa Alegre 5 16 25 84 30
José de Freitas 5 16 25 84 30
União 8 26,6 22 73,4 30
Nazária 15 50 15 50 30
Beneditinos 4 13 26 87 30
Demerval Lobão 3 10 27 90 30
Miguel Leão 3 10 27 90 30
Altos 2 6 28 94 30
Monsenhor Gil 5 16 25 84 30
Pau D’Arco 3 10 27 90 30
Coivaras 1 3,3 29 96,7 30
Lagoa do Piauí 1 3,3 29 96,7 30
Curralinhos 9 30 21 70 30
Total 82 19,52 338 80,48 420

 

 

Com a realização desta pesquisa demonstrou-se a ocorrência e disseminação da LEB em mais treze municípios: Beneditinos, Coivaras, Curralinhos, Demerval Lobão, José de Freitas, Lagoa Alegre, Lagoa do Piauí, Pau D’Arco, Miguel Leão, Monsenhor Gil e Nazária, além dos cinco municípios já descritos por Silva, 2001.

Os critérios preconizados por Shettigara (1986) permitiram avaliar que a maioria dos rebanhos (85,71% – 12/14) apresentou taxas de prevalência classificadas como média (42,85% – 6/14) e baixa (42,85% – 6/14), sendo observado em apenas dois rebanhos, ou seja, 14,28% (2/14) a intensidade de prevalência com classificação alta. Para Tenório (2003) a diferença observada na intensidade das taxas de prevalência entre os rebanhos examinados está associada, possivelmente, aos fatores clássicos de influência relacionados fundamentalmente ao manejo, na gênese da doença e em sua dinâmica clínico-epidemiológica.

Quanto aos fatores de risco associados à ocorrência da LEB nos rebanhos estudados, encontram-se, na Tabela 3, os dados relacionados à origem do rebanho, sistema de criação, tipo de exploração, acompanhamento veterinário, manejo reprodutivo, além das práticas de manejo sanitário tais como reutilização de agulhas e seringas.

 

Tabela 3 – Distribuição de frequências de bovinos sororreagentes a Imunodifusão em Gel de Agar (IDGA) para Leucose Enzoótica Bovina em relação às variáveis estudadas na Microrregião de Teresina no Estado do Piauí, Brasil.

IDGA (n=420) Indicadores Epidemiológicos
Variáveis Reagente (%) Não reagentes (%) P*<0,05 OR** (IC***)
Regime de Criação Semi – intensivo 65 15,47 175 41,66 <0,0001 3,56

(2,004 – 6,33)

Extensivo 17 4,04 163 38.80
 

Tipo de Exploração

Corte 6 1,42 84 20  

<0,0001

0,15

(0,06 – 0,38)

Leite 47 11,19 103 24,52
Mista 29 6,9 151 35,95
Origem do Rebanho Próprio Estado 37 8,8 263 62,61 <0,0001 0,23

(0,14 – 0,38)

Outro Estado 45 10,71 75 17,85
Reutilização de Agulhas Sim 55 13,09 245 58,33 0,3305 0,77

(0,46 – 1,29)

Não 27 6,42 93 22,14
Palpação Retal Sim 1 0,23 12 2,85 0,2743 0,33

(0,04 – 2,61)

Não 81 19,28 326 77,61
Assistência Veterinária Sim 43 10,23 107 25,47 0,0004 2,38

(1,45 – 3,88)

Não 39 9,28 231 55

P*= probabilidade de associação da variável com a prevalência; OR**= Odds ratio; IC***= intervalo de confiança (95%).

 

 

Ao avaliar a significância das variáveis analisadas como de risco para a LEB, observou-se associação estatística significativa entre animais sororreagentes e o tipo de regime de criação, tipo de exploração, procedência do rebanho e ausência de assistência veterinária (p<0,05). A reutilização de agulhas e seringas e a palpação retal não interferiram na prevalência da infecção pelo VLB (p>0,05).

Nesta pesquisa, não foi avaliado a influência do desenvolvimento etário sobre os índices de infecção pelo VLB, desta forma no grupo experimental não foram incluídos os animais com menos de seis meses de idade, pois segundo Van Der Maaten (1990); Pinto et al. (1997), neles não seria possível distinguir os que foram infectados por via vertical daqueles que possuíssem anticorpos anti-VLB adquiridos passivamente pela ingestão do colostro.

O regime de criação dos rebanhos examinados, em sua grande maioria, era semi-intensivo (em nove propriedades) nas outras seis propriedades o regime que prevalecia era o extensivo. Observaram-se, também, diferenças nas propriedades quanto ao nível de tecnificação, existência de assistência veterinária, manejo sanitário e procedência dos animais.

Considerando que a LEB se encontra associada ao manejo implementado nas criações, constatou-se que o sistema de criação manteve associação significante (p<0,05) com a ocorrência da infecção pelo VLB. Observou-se, também, que a prevalência da LEB foi mais elevada nos animais de propriedades com manejo semi-intensivo (15,42% – 65/420) do que aqueles submetidos ao manejo extensivo (4,04% – 17/420), com o risco de sororreagentes para o VLB em 3,56 vezes.

O tipo de exploração apresentou diferenças significativas (p<0,05) com a ocorrência da Leucose Bovina, uma vez que as propriedades com produção leiteira apresentaram uma taxa de prevalência de 11,19% (47/420) de sororreagentes quando comparada a exploração de animais para o corte em regimes de criação extensivo onde a taxa de prevalência foi de 1,42% (6/420). As propriedades que adotam a atividade leiteira como tipo de exploração, os animais do plantel permanecem no rebanho por um período prolongado favorecendo a disseminação do VLB (BIRGEL et al., 1994).

A procedência dos animais foi apontada neste estudo como um fator de proteção (OR = 0,23; IC = 0,14 – 0,38) para a disseminação do VLB nos rebanhos examinados. Entretanto, teve diferenças significativas (p<0,05) com os índices de frequência da infecção pelo VLB, podendo esta relação ser observada ao comparar os animais do rebanho A (60% – 18/30) que obteve a maior frequência de sororreagentes, pela introdução recente em seu plantel de animais oriundos da região Sudeste, especialmente do Estado de Minas Gerais, onde predominam altas taxas de prevalência da Leucose Bovina, com os animais do rebanho L (3,3% – 1/30) onde era baixo o rodízio e rara a introdução de novos animais. Para Silva (2001) a introdução de bovinos de alto padrão genético, procedentes das regiões Sul e Sudeste do país, foi a principal porta de entrada do VLB nos rebanhos criados no Estado do Piauí.

Esses resultados corroboram com as afirmações de Abreu et al. (1994) e Moraes et al. (1996), que relataram ser o intenso trânsito de animais de regiões onde a infecção é enzoótica para localidades livres da LEB que favorece a transmissão horizontal, responsável pela maioria das infecções.

O uso repetido da mesma agulha para vacinação, vermifugação e aplicação de fármacos foi identificado como fator de proteção (OR = 0,77; IC = 0,46 – 1,29) para a infecção pelo VLB, isto se deve ao grande número de animais negativos (58,33% – 245/420) de propriedades que fazem a reutilização de agulhas descartáveis, o que indica a realização da higienização e desinfecção desses artefatos, pelos tratadores ou veterinários, logo após a sua utilização. Este fator de risco não apresentou associação significativa (p>0,05) para a ocorrência da LEB, fato esse que não corrobora com a literatura consultada, uma vez que a transmissão horizontal por meio de processos iatrogênicos é considerada a via de infecção de maior importância no processo epidemiológico da enfermidade.

Esta pesquisa possibilitou observa a influência da palpação retal nos rebanhos estudados em relação à frequência de infecção pelo VLB. Na única propriedade localizada no município de Teresina na qual se realizava o controle reprodutivo e o diagnóstico de gestação por palpação retal das vacas, a prevalência da LEB (60% – 18/30) foi significativamente maior do que nas propriedades que não se empregava esta prática, corroborando com os resultados de Silva (2001), que demonstrou em seu experimento uma infecção pelo VLB de 49,6% em fazendas que faziam uso da inseminação artificial no manejo reprodutivo das fêmeas bovinas criadas no Estado do Piauí.

Esta prática de manejo reprodutivo muito frequente no Brasil e com a utilização de uma única luva é considerada como fator de risco significativo em alguns rebanhos (SANTOS, 2011). No entanto, o controle reprodutivo com o uso de luvas obstétricas para palpação retal foi considerado como fator de proteção (OR = 0,33; IC = 0,04 – 2,61) neste trabalho, não apresentando também correlação estatística (p>0,05) com a prevalência da doença, que pode ser explicado pela não utilização deste procedimento em 92,85% (13/14) das propriedades estudadas.

A assistência veterinária apresentou associação significativa (P<0,05) com a prevalência da LEB nos rebanhos avaliados. Este fato está associado à intervenção humana que pode influenciar consideravelmente na transmissão do VLB, incluindo médicos veterinários e auxiliares envolvidos com a pecuária cujos procedimentos técnicos possibilitam a troca de sangue contendo linfócitos infectados entre soropositivos e animais sadios, principalmente quando não se obedecem às normas sanitárias adequadas (FERRER et al., 1979; EVERMANN et al., 1987; JOHSON; KANEENE, 1992).

Neste estudo, a presença do veterinário nas propriedades avaliadas implicou no aumento do risco a sororreagentes para LEB em 2,38 vezes. Assim, segundo Santos (2010), não se deve considerar somente a presença ou ausência de assistência técnica, mas sim das práticas que devem ser realizadas e orientadas pelos médicos veterinários responsáveis pela atenção aos rebanhos.

 

Conclusões

 

A infecção pelo Vírus da Leucose Bovina está presente na população de bovinos da região estudada e que medidas de prevenção e controle, para melhor vigilância dos rebanhos devem ser implementadas, evitando assim o avanço epidemiológico da LEB e perdas na cadeia produtiva da bovinocultura.

 

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Recebido em 31 de agosto de 2020

Retornado para ajustes em 22 de outubro de 2020

Recebido com ajustes em 24 de outubro de 2020

Aceito em 30 de outubro de 2020