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ISSN : 1598-5504(Print)
ISSN : 2383-8272(Online)
Journal of Agriculture & Life Science Vol.49 No.6 pp.187-195
DOI : https://doi.org/10.14397/jals.2015.49.6.187

Contribution Analysis of Carcass Traits on Auction Price in Gyeongsangnam-do Hanwoo

Hu-Rak Park1, Seung-Hoon Eum1, Jae-Hae Park1, Jakyeom Seo1, Seong-Keun Cho1, Teak-Soon Shin1, Byung-Wook Cho1, Hyean-Cheal Park2, Eun-Joo Lee3, Du-Won Sun5, Hyun-Tae Lim4, Jung-Gyu Lee4, Byeong-Woo Kim1*
1Dept. of Animal Science, Pusan National University, Miryang 50463, Republic of Korea
2Dept. of Life Science and Enviromental Biochemistry, Pusan National University, Miryang 50463, Republic of Korea
3Cattle Genetic Improvement Center, National Agricultural Cooperative Federation
4Division of Applied Life Science Gyeongsang National Univ.,(Insti. of Agric. & Life Sci.), JinJu 52828, Republic of Korea
5Gyeongnam Animal Science and Technology, Gyeongsang National Univ., Jinju 52828, Republic of Korea
Corresponding author: Byeong-Woo Kim Tel: +82-55-350-5512 Fax: +82-55-350-5519 kimbw@pusan.ac.kr
February 4, 2015 October 12, 2015 October 24, 2015

Abstract

The aim of this study was to estimate the effect of sex, slaughtered season and year on carcass traits, and also estimated the corresponding effects of the contribution to auction and total prices of carcass traits. The data used in this study was the carcass grade of Hanwoo(63,388 heads) slaughtered from 2009 to 2011. Carcass traits were affected significantly(p<0.01) by sex, slaughtered season and year. The R-Square of auction prices, analyzed the contribution of causes using the squared semi-partial correlation, was 0.51. The contributions of auction prices of backfat thickness, eye muscle area, carcass weight and marbling score were 3.08, 0.83, 0.66 and 95.41%, respectively. The R-Square of total price was 0.75, and the contributions of marbling score and carcass weight were 44.31% and 52.57%. respectively. According to the results of this study, it could be calculated the contributions to auction prices and total prices of each carcass traits. In order to increase the auction price of Hanwoo, improving the marbling score is required and to increase the total price of Hanwoo, improvement of the carcass weight is required. Based on this study, the results could be used for determining strategic shipping date, and it can be used as baseline data to improve Hanwoo for increasing farmers incomes.


경남지방 한우의 경락가격에 관여하는 요인별 기여도 분석

박 후락1, 엄 승훈1, 박 재해1, 서 자겸1, 조 성근1, 신 택순1, 조 병욱1, 박 현철2, 이 은주3, 선 두원5, 임 현태4, 이 정규4, 김 병우1*
1부산대학교 동물생명자원과학과
2부산대학교 생명환경화학과
3농협중앙회 한우개량사업소
4경상대학교 응용생명과학부·농업생명과학연구원
5경상대학교 학교기업(GAST)

초록

본 연구에서는 2009년부터 2011년 까지 6년간 경남지방 도축장에서 도축한 한우 63,388두에 대한 도 축성적 자료를 근거로 하여 한우의 경락단가 결정에서 있어 가장 큰 영향을 미친다고 생각되는 등지방 두께, 등심단면적, 도체중 및 근내지방도가 경락가격에 영향을 미치는 기여도를 분석하기 위하여 최소 제곱 평균법으로 SAS @9.3 Package/PC를 이용하여 분석하였으며, 본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다. 각 요인에 대한 분산분석 즉, 유의성 검정 결과 조사한 형질에 대해 성, 도축계절, 도축년도의 효 과에 대해 고도의 유의성(p<0.01)을 나타내었다. 표현형 상관에서 모든 형질간의 정의상관을 확인 할 수 있었으며 경락단가에 대해서는 근내지방도가 가장 높은 0.70의 정의 상관을 나타내었으며, 총 가격 에서는 경락단가를 제외한 도체형질 중에서 도체중이 0.74로 가장 높은 정의 상관을 나타내었다. 요인 별 기여도 분석에서 경락단가에 대한 근내지방도의 기여도는 95.41%로 가장 높게 나타났고, 총가격에 서도 근내지방도가 52.57%로 가장 높았고 다음으로 도체중이 44.31%로 기여도가 높은 것으로 나타났 다. 이상의 연구결과를 통해 한우의 경락단가, 총가격에 대한 요인별 기여도를 산출해낼 수 있었다. 한 우의 경락단가를 높이기 위해서는 근내지방도 위주의 개량이 적합하고 총가격을 위해서는 도체중까지 고려한 개량 및 사양 방법이 필요할 것으로 사료된다. 본 연구는 분석 결과를 통해 경락단가와 총가격 의 기여도를 고려하여 가장 높은 수익을 얻도록 전략적으로 출하시기를 선택하는데 기초자료로 활용하 고자 하며 각 형질들의 환경요인에 따른 분산분석결과를 통해 한우농가 수입증대를 위한 한우 개량 방 향제시를 위한 기초자료로 활용하고자 한다.


    Pusan National Universityhttp://dx.doi.org/10.13039/501100002543

    서론

    국내 한우산업은 축산 강국인 캐나다, 호주 등의 다양한 국가와의 FTA체결을 통한 저가의 수입산 소 고기 유입으로 인해 시장에서의 입지를 위협받고 있 다. 또한 FMD 발병과 국제 곡물가 변동등과 같은 환경 변화로 인해 한우농가가 안정적인 수입을 확보 하는데 어려움을 겪고 있다.

    현재 한우 사육통계를 보면 2015년도 6월 현재 한 우의 총 사육 두수는 2,653천두(전년도 대비 4.5% 감 소)로 보고되었으며 가임암소 두수는 1,148천두(전년 도 대비 3.7% 감소)로 보고되었다(Statistics Korea, 2015). 또한 한우 산지 가격의 동향을 살펴보면 2015년 2분기 기준으로 600kg 수소는 평균 420만 4천원에 거래되었고, 600kg 암컷은 평균 472만 8천 원에 거래되었다고 보고되었다(Statistics Korea, 2015). 이는 전년도보다 각각 21만 7천원 증가, 62 만원 증가된 수치이다. 이와 같은 추세로 지속될 경 우에 단기적으로는 한우농가 수입에 좋을지 모르나, 장기적으로는 한우산업이 겪어온 호황과 불황의 반 복주기대로 소값 폭락의 악순환이 예상되고 있다.

    이러한 상황에서 한우농가의 안정적인 수입 및 개 방되는 소고기 시장에서 경쟁력 확보를 위해서는 사 양 및 제반 기술 및 시설 수준의 향상, 위생 및 동 물복지를 포함한 생산체계의 구축이 필요하며, 생산 성에 영향을 미치는 환경요인들을 분석하여 그를 통 해 소비자의 요구에 맞는 개량체계를 확립하고 또한 고품질의 한우육 생산을 위한 연구 역시 활발히 이 루어져야 한다.

    국내 한우사업의 발전을 위해 한우의 체형형질과 도체형질간의 관계(Sun et al. 2008), 성, 도체중 및 생체중이 한우의 도체평가형질에 영향(Kim et al. 1997), 암소의 육량, 육질 및 사료급여 스트레스 에 관한 연구(Gracia et al. 2008) 및 한우의 도체 형질이 경제성에 미치는 영향(Choi et al. 2011) 등 소의 도체형질 및 경제성에 관한 연구가 국내외로 꾸준히 수행되어 왔다. 하지만 최근 한우의 브랜드 화 추세에 맞추어 지역단위의 개량을 위한 연구는 비교적 부족한 실정이다.

    따라서 본 연구는 경남지방 한우의 도체성적을 바 탕으로 도체형질에(등지방두께, 등심단면적, 도체중, 근내지방도) 영향을 미치는 환경요인을 분석 및 각 도체형질이 경락가격에 미치는 기여도를 분석하여 경남지방 한우의 지역단위 품질 개량에 있어 검정 및 개량방향을 설정하는데 기초자료로 활용되고자 본 연구를 실시하였다.

    재료 및 방법

    1.공시재료

    본 연구에는 2008년도부터 2012년도에 경남지방 에서 도축된 한우 총 70,894두의 자료에서 요인별 비교에 있어 빈도수가 상대적으로 부족한 2008년, 2012년에 도축된 한우와 거세우 개체의 데이터를 제거하고, 필요한 요인들의 데이터에 결측값이 있는 개체를 제거하여 64,959두의 데이터로 선정하였다. 또한 각 요인에서 표준편차의 삼배수가 벗어나는 자 료를 이상치로 간주하여 최종 63,388두의 자료를 본 연구에 이용 하였다. 본 연구에 이용된 자료 중 에서 육질 등급 1등급 이상의 두수는 40,035두로 63%의 출현율을 보였으며, 같은 기간 전국의 1등급 이상 출현율은 평균 58%로 본 연구에 이용된 자료 의 1등급 이상 출현율이 조금 더 높게 나타났다.

    성별, 도축계절별 및 도축년도 별로 환경요인이 도체형질에 미치는 영향을 알아보았으며, 경락단가 및 총가격에 미치는 형질 별 기여도를 추정 하였으 며 효과별 빈도는 Table 1과 같다.

    2.통계분석 방법

    2.1.환경요인의 효과

    본 연구에서 조사한 도체중, 등심단면적, 등지방 두께 및 근내지방도에 영향을 미치는 성, 도축계절 및 도축년도의 효과를 추정하기 위해 다음과 같은 선형혼합모형을 이용하여 최소제곱법으로 분산분석 을 실시하였다.

    Yijkl= μ+Sexi + SSeasonj +SYeark +eijkl

    여기서,

    Yijkl: i 번째 성의j 번째 도축년도의 k 번째 도축 계절에 대한 측정치

    μ: 전체평균

    Sex: i 번째 성의 효과(i=1, 2)

    SSeasonj: j 번째 도축계절의 효과(j=1, 2, 3, 4)

    SYeark: k 번째 도축년도의 효과(k=1, 2, 3)

    eijkl: 임의오차의 효과

    본 연구에서 설정한 Linear model은 PC용 SAS Package(version 9.3)를 이용하였고, GLM Generalized Linear Model)분석결과 제공되는 4가 지 제곱합 중에서 본 논문에서 이용되는 요인들과 같은 불균형된 자료에 적합한 TYPE Ⅲ 제곱합을 이 용하여 분산분석 하였으며, 최소제곱평균치 간의유 의성 검정을 위하여 다음과 같은 귀무가설을 설정하 고 유의수준 5%로 각각 검정하였다.

    H0; LSM(i)= LSM(j)

    여기서, LSM(i(j)): I(j)번째 효과의 최소제곱평균 치(i≠j)

    2.2.요인별 기여도 분석

    한우의 경락가격은 도체형질들에 의해 결정된다. 그러므로 도체 형질들이 얼마나 영향을 미치는지 요 인별로 기여도를 알아보기 위하여 경락가격을 종속 변수로 하고 도체형질들을 독립변수로 하여 아래와 같은 선형모형을 이용하여 다중회귀분석(Multiple regression analysis)을 실시하였다.

    Y= a + b1 BF1) + b2 EMA2) + b3 CW3)+ b4 MS4) + e

    • 1) BF: Backfat Thickness 등지방두께

    • 2) EMA: Eye Muscle Area 등심단면적

    • 3) CW: Carcass Weight 도체중

    • 4) MS: Marbling Score 근내지방도

    여기서, Y는 종속변수로 이용된 경락단가와 총가 격이며, 등지방두께, 등심단면적, 도체중 및 근내지 방도 네 가지 도체형질을 독립변수로 설정하였고 b1, b2, b3 및 b4는 각 해당 형질들의 회귀계수이며 e는 임의 오차이다. 독립변수로 이용된 형질 외에 가격에 영향을 줄 수 있는 요인은 이 외에도 여러 가지가 있지만 위에서 사용된 네 가지 도체 형질들 이 경락 단가를 결정하는 주요인이라 사료되었다. 각 독립변수의 기여도를 따지는데 많이 활용되고 있 는 준부분상관자승(squared semi-partial)을 보았 으며, 다중 회귀분석에서 부분상관보다 준부분상관 이 더 중요하게 다루어진다. 준부분상관은 회귀분석 모형에서 다른 독립변수들의 예상되는 영향을 고려 하면서 종속변수와 하나의 독립변수간의 상대적 기 여도를 평가하는 것이다. 본 논문에서의 경락단가는 kg당 가격을 의미하며, 총가격(도체판매대금)은 도 체 1kg당 경락단가에 도체중을 곱하여 나온 값을 이 용하였다.

    결과 및 고찰

    1.일반성적 및 분산분석 결과

    1.1.일반성적

    본 연구에서 조사된 경남지방의 한우 가격 및 도 체형질에 대한 평균과 표준편차는 Table 2와 같다. 본 연구에서 조사된 결과를 살펴보면, 등지방두께, 등심단면적, 도체중, 근내지방도, 경락단가 및 총 가격은 각각 13.73±5.298mm, 81.76±12.730cm2, 360.24±69.570kg, 4.66±2.064점, 14,443.93± 3,649.830원 및 5,283,175.31±1,824,920.360원으 로 나타났다.

    도체형질의 일반성적에 대한 외국의 선행연구를 살펴보면 A. Rios-Utera et al.(2005)은 거세우 1663마리의 도체성적을 측정한 결과 도축일령에 온도체중, 등심단면적이 각각 334.50±40.36kg, 78.64±10.37cm2으로 보고하였다. Smith et al. (2007)은 467마리의 545일령에 도축한 Brahman 거세우의 도체성적을 분석한 결과 온도체, 등지방 두께 및 등심단면적이 각각 336.45±36.89kg, 0.87±0.42mm 및 85.98±8.72cm2로 나타났다.

    국내 선행연구결과를 살펴보면, Choi et al. (2011)은 충북지역 한우 285,515마리의 도체성적 측정결과 도체중, 등지방두께, 등심단면적, 근내지 방도가 각각 361.76±50.10kg, 10.30±4.62mm, 81.34±9.55cm2, 3.96±2.33점으로 나타내어 수소 를 제외한 암소와 거세우만을 이용한 본연구의 근내 지방도가 더 높게 나타났다. Sun et al.(2008)은 도 체중, 등심단면적, 등지방두께가 305.43±32.564kg, 75.29±8.168cm2, 0.71±0.27mm로 측정되어 본 연 구와 근소한 차이를 나타낸다. Sun et al.(2010)은 도체중, 등심단면적, 등지방두께 및 근내지방도는 각각 358.18±63.580kg, 81.42±12.101cm2, 13.60± 5.6071mm 및 5.12±2.217점으로 보고하였다.

    1.2.분산분석

    Table 3은 각 요인에 대한 분산분석 결과인데, 성 에 따른 효과에서는 조사된 모든 형질에서 고도의 유의성이 인정되었고, 도축계절의 효과에서도 모든 형질들에서 고도의 유의성을 보였으며, 도축년도의 효과에서도 역시 모든 형질에서 고도의 유의성을 보 였다. Sun et al.(2010)은 도체중, 등심단면적, 등 지방두께 및 근내지방도에 대한 환경요인의 유의성 검정결과 근내지방도에 대한 도축계절의 효과를 제 외하고는 모두 고도로 유의한 것으로 나타났다.

    2.환경요인의 효과

    2.1.성의 효과

    Table 4는 한우의 도체형질에 대한 성의 효과를 나타낸 것이다. 모든 형질에서 거세우가 유의적으로 높게 나타났다. 암소에서는 고령의 번식우가 포함되 어 있기 때문에 상대적으로 낮은 성적을 나타낸 것 으로 사료된다. Sun et al.(2012)은 도체중과 근내 지방도는 거세우에서 유의적으로 높게 나타났고, 등 지방두께는 암소에서 유의적으로 높게 나타났다고 보고한 것으로 볼 때, 경남지방의 암소가 전국 평균 에 비해 등지방두께면에서 상대적으로 우수함을 확 인할 수 있었다. Garcia et al.(2008)은 암소와 거 세우 간의 도체중의 차이가 없다고 보고하여 본 연 구의 결과와는 차이가 있었다.

    2.2.도축계절의 효과

    한우의 도체형질에 대한 도축계절의 효과는 Table 5와 같다. 도축계절에 따른 효과를 살펴보면 등지방 두께와 도체중의 경우 겨울이 유의적으로 높게 나타 났고, 등심단면적과 근내지방도는 봄에 가장 높게 나 타났다. Sun et al.(2010)은 도체중과 등지방두께는 봄과 겨울에 유의적으로 높게 나타났으며, 등심단면 적은 봄에 유의적으로 높게 나타났고, 근내지방도는 계절별로 유의적인 차이를 보이지 않았다고 보고했 다. 본 연구에서 각 계절별로 유의적 차이는 보였으 나 값의 변이정도가 크지 않다. 이는 현재 우리나라 의 사양 기술의 발달로 겨울철 추위나 여름철 더위에 영향을 거의 받지 않기 때문인 것으로 사료된다.

    2.3.도축년도의 효과

    Table 6은 도축년도의 효과를 알아보기 위하여 조사형질에 대한 최소자승평균을 표시하였다. 도축 년도의 효과에 대하여 살펴보면, 2010년에 도축된 개체들이 등지방두께가 가장 높게 나타났고, 등심 단면적과 도체중은 2011년이 유의적으로 높게 나타 났으며, 근내지방도의 경우 2009년이 가장 높게 나 타났다. 시간이 경과함에 따라 등심단면적과 도체 중의 경우 점점 개량되어져 가고 있는 것으로 보이 나, 등지방두께의 경우 2007년 선발지수식에 새롭 게 포함되면서 개량을 시작하였기 때문에 2009년과 2010년에 개량의 효과는 아직 나타나지 않은 것으 로 보인다. 근내지방도는 심지어 시간이 갈수록 감 소하여 향후 더 많은 개량의 노력이 필요할 것으로 사료된다.

    3.표현형 상관

    도체형질들 간의 표현형상관을 Table 7에 표시하 였다. 등지방두께, 등심단면적, 도체중, 근내지방도 의 상관 모두 정의 상관을 나타내었다. 경락단가에 서도 모든 형질에서 정의상관을 나타내었고 그 중에 서도 근내지방도와 0.704로 높은 정의상관을 보였 다. 총가격에서도 모든 형질과 정의 상관을 보였으 며, 그 중에서도 도체중과 0.742로 높은 정의상관을 나타내었다. Sun et al.(2008)은 도체중과 등심단면 적의 상관이 0.53으로 가장 높은 정의상관을 보인다 고 보고하였는데 본 연구도 정의상관을 보여 결과 가 같은 것으로 나타났다. Choi et al.(2011)은 모든 분석형질들과 총가격 및 경락단가간의 상관이 존재 하는 것으로 나타났으며, 총가격과 경락단가에 대하 여 도체중, 등심단면적, 등지방두께는 정의상관을 나타내었고, 경락단가와 가장 큰 상관관계를 보인 도체형질은 근내지방도로 0.73으로 나타났다. 또한 경락단가에 대해 등지방두께, 도체중 및 등심단면적 은 낮은 상관관계를 나타내었다. 본 연구에서도 모 든 형질들과 총가격 및 경락단가간의 상관이 존재하 였고, 경락단가에 가장 큰 상관을 가지는 형질이 근 내지방도로 나타나 선행논문과 부합하는 결과를 보 였다. Kim et al.(2010)은 경락단가와 가장 큰 상관 계수를 보인 도체 형질은 근내지방도 0.82로 나타났 으며, 총가격은 도체중 0.71, 근내지방도 0.68로 나 타났다. 본 연구의 총가격에서 등심단면적의 상관계 수가 0.64로 마블링의 0.67과 비슷하게 나왔는데 이러한 결과의 이유는 총가격과 가장 높은 0.74의 상관을 보이는 도체중과 등심단면적의 상관관계가 0.73으로 매우 높았기 때문으로 사료된다.

    4.요인별 기여도 분석

    Table 8은 요인별 기여도를 나타낸 것이다. 독립 변수의 측정 단위가 다른 경우 종속변수에 미치는 기여도 계산은 준부분상관제곱(squared semi-partial correlation) 값을 이용하는데 본 연구에서도 이 값 을 이용하였으며, 준부분상관제곱 분석에서 제시하 는 TypeⅡ의 값을 이용하였다. 먼저 회귀계수 추정 값을 살펴보면 경락단가에서는 등지방두께, 등심단 면적, 도체중 및 근내지방도가 각각 -59.90원, 18.71원, 3.06원 및 1,187.49원으로 나타났고 절편 값은 –7,097.34원으로 나타났으며, 총 가격에서는 등지방두께, 등심단면적, 도체중 및 근내지방도가 각각 -26,944원, 6,021.36원, 14,886원 및 420,877원으로 나타났고 절편값은 -2,164,480원으 로 나타났다.

    준부분상관제곱값을 살펴보면 경락단가에서 등지 방두께, 등심단면적, 도체중 및 근내지방도가 각각 0.014, 0.004, 0.03및 0.432로 나타났고, 총가격에 서는 등지방두께, 등심단면적, 도체중 및 근내지방 도가 각각 0.0226, 0.0031, 0.3672 및 0.4356으로 나타났다. 경락단가에서는 회귀식의 R-Square가 0.51로 나타나 51%를 설명하고 있음을 확인할 수 있었고, 등지방두께, 등심단면적, 도체중 및 근내지 방도의 기여도가 각각 3.08, 0.83, 0.66 및 95.41% 로 나타나 경락단가에서 근내지방도의 기여도가 절 대적인 것으로 나타났다. 총가격에서는 회귀식의 R-Square가 0.75로 나타나 75%를 설명하고 있음 을 확인할 수 있었고, 등지방두께, 등심단면적, 도 체중 및 근내지방도의 기여도가 각각 2.73, 0.38, 44.31 및 52.57%로 나타나 도체중과 근내지방도의 영향을 많이 받는 것으로 나타났다. Choi et al. (2011)은 경락단가에 대해서는 근내지방도가 가장 영향력이 높았으며, 총가격은 도체중과 근내지방도 순으로 영향력이 높은 것으로 추정하였는데 본 연구 에서는 경락단가는 근내지방도, 총가격은 근내지방 도 도체중 순으로 가장 높은 영향력을 보여 충북지 방에 비해 경남지방의 총가격 결정시 근내지방도의 영향력이 매우 큼을 알 수 있었다. Choi et al. (2011)은 경락단가와 총가격에 대하여 근내지방도 도체중 이외의 형질에 대해서는 부분 결정 계수값 이 0.01 이하 수준으로 상당히 미미한 영향력을 갖 는 것으로 나타났지만 본 연구에서는 등지방두께가 경락단가와 총가격에 각각 0.014, 0.0226으로 다 소 높게나와 차이를 보였다. Kim et al.(2010)은 R-Square 값은 경락단가에서 69.86%, 총가격에서 85.43%로 나타났고 경락단가와 총가격에서 등지방 두께가 –52.1, -13.01로 둘 다 음수로 나타났다. 본 연구에서의 R-Square 값은 경락단가에서 0.51, 총가격에서 0.75로 나타내어 선행논문보다 다소 낮게 나타났고, 경락단가와 총가격에서 등지방두께 가 음수를 나타내 결과가 부합한다. Kim et al.(2010)은 경락단가에서 근내지방도가 0.814로 제일 크고 등지방두께가 –0.106으로 두 번째로 영 향을 많이 끼치고 총가격의 경우 도체중이 0.561, 근내지방도가 0.590으로 나타나 근내지방도가 가 장 많은 영향력을 가지고 있다고 했고 이 결과 모 두 본 연구와 일치한다. 선행논문과 본 연구를 살 펴보았을 때 경락단가에서는 근내지방도가 가장 영향을 많이 끼치고 총가격에서는 근내지방도, 도 체중이 많은 영향을 미치고 있다. 여기서 등지방두 께는 경락단가나 총가격에서 음수의 영향을 미치 고 미미하지만 경락단가나 총가격에서 두세번째로 많은 영향을 미치는 요인이므로 앞으로의 사양, 개 량방향 설정시 근내지방도와 도체중 위주로 개량 하면서 등지방두께를 신경 쓸 경우 적지 않은 도 움이 될 것으로 사료된다.

    Figure

    Table

    Number of records of Hanwoo by sex, season of slaughter and year of slaughter

    Simple statistics for carcass traits and price of Hanwoo

    Note: Total price= Auction Price × Carcass weight

    Mean squares and test of significance of carcass traits in Hanwoo

    **p<0.01

    Least-square means and standard errors for carcass traits by sex in Hanwoo

    Note: Means in the same column with the same superscript are statistically insignificant at 5% level of significance.

    Least-square means and standard errors for carcass traits by season at slaughter in Hanwoo

    Note: Means in the same column with the same superscript are statistically insignificant at 5% level of significance.

    Least-square means and standard errors for carcass traits by year at slaughter in Hanwoo

    Note: Means in the same column with the same superscript are statistically insignificant at 5% level of significance.

    Phenotype correlation coefficients among carcass traits in Hanwoo

    Note: Total price = Auction Price × Carcass weight
    **p<0.01

    Squared semi partial regression coefficients of carcass traits on price

    Note: Total price = Auction Price × Carcass weight R-Square: Coefficient of determination for the multiple regression model.
    **p<0.01

    Reference

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