Afin de respecter le principe de distance maximale par rapport au cœur, les électrodes rouges et jaunes doivent être positionnées en avant du 2e EIC, tandis que les électrodes bleue et noire doivent être placées en arrière du 5e EIC (DeRoth, 1980).

Chez le cheval, les électrodes rouge et jaune sont positionnées au milieu de la ligne reliant la pointe de l'épaule au garrot, ce qui correspond approximativement au 2e EIC chez les bovins (Peña et al., 2000). Une autre variante, utilisant seulement trois électrodes, est décrite dans le *Clinical Examination of Farm Animals* (2002) et peut servir de référence en cas d'adaptation.

## IV. Tests sur le terrain

Trois versions de positionnement ont été évaluées :

* Test 1 : montage expérimental avec électrodes fixées aux sangles avant la pose selon la position théorique générale

<figure><img src="image_31.png" /><figcaption>**Figure 33 : Positionnement des électrodes dans notre premier essai terrain**</figcaption></figure>

<figure><img src="image_32.png" /></figure>

Les résultats n'étaient pas satisfaisants. En effet, les battements cardiaques n'apparaissaient pas clairement sur l'ECG. Il aurait été compliqué d'en extraire une fréquence cardiaque.

<caption>**Figure 34 : Résultats de l'électrocardiogramme dans la configuration béta (Test1) des électrodes**</caption>
* Test 2 : Configuration proposée par le concepteur spécifiquement pour le bovin.

<figure><img src="image_33.png" /><figcaption>**Figure 35 : Positionnement des électrodes selon les propositions du constructeur (Test2)**</figcaption></figure>

<figure><img src="image_34.png" /></figure>

Dans cette configuration, inhabituelle du fait du positionnement de l'électrode rouge à gauche, l'électrocardiogramme obtenu s'est néanmoins révélé largement suffisant pour l'extrapolation de la fréquence cardiaque.

<caption>**Figure 36 : Résultats de l'électrocardiogramme dans la configuration du constructeur (Test2) des électrodes**</caption>

Références :

BUTTERWORTH, J. SCOTT, et JOHN J. THORPE. 1951. « On Evaluating the Einthoven Triangle Theory ». *Circulation* 3 (6): 923-25. https://doi.org/10.1161/01.CIR.3.6.923.

*Clinical Examination of Farm Animals*. 2002. 1re éd. John Wiley & Sons, Ltd. https://doi.org/10.1002/9780470752425.

DeRoth, L. 1980. « Electrocardiographic Parameters in the Normal Lactating Holstein Cow ». *The Canadian Veterinary Journal* 21 (10): 271-77.

« Example Configuration of Electrodes for a Holter Recording on a Dog ». 2023. Televet Support Forum. 20 août 2023. https://forum.televet.de/filebase/index.php?file/14-example-configuration-of-electrodes-for-a-holter-recording-on-a-dog/.

Peña, Ignacio, Candido Gutierrez-Panizo, Jose Benedito, Felipe Prieto, et Ana Montes. 2000. « Morphology and amplitude values of the electrocardiogram of Spanish-bred horses of different ages in the Dubois leads system ». *Veterinary research* 31 (mai):347-54. https://doi.org/10.1051/vetres:2000124.

ROSENBERGER, Gustav. 1979. « Examen clinique des bovins 1979 ». *VETBOOKSTORE / LA Bibliothèque des livres vétérinaires* (blog). 1979. https://www.vetbookstore.com/2019/07/examen-clinique-des-bovins-1979.html.

Sudhakara Reddy, Bhavanam, et Sirigireddy Sivajothi. 2015. « Analysis of Base Apex Lead Electrocardiograms of Adult Buffaloes ». *Journal of Dairy, Veterinary & Animal Research* 2 (octobre). https://doi.org/10.15406/jdvar.2015.02.0005
Annexe 3 : Certificat de conformité des capteurs
KESTREL-DROP-D2

<figure><img src="image_35.png" /></figure>
# Annexe 4 : Calcul théorique des tailles d'échantillon –
## principes et formules

### 1. Comparaison de deux moyennes indépendantes (test t de Student)

Pour calculer les tailles d'échantillon nécessaire à nos résultats attendus dans la discussion pour comparer les moyennes de deux groupes, nous avons utilisé le logiciel G*Power comme suit (figureX) :

<figure><img src="image_36.png" /><figcaption>**Figure 36** : Interface G*Power 3.1.9.7 utilisée pour le calcul de la taille d'échantillon dans le cas d'un test t bilatéral</figcaption></figure>
Dans ce cas, le calcul de la taille d'échantillon nécessaire pour comparer deux moyennes indépendantes repose sur la formule suivante :

$$n = \frac{2\sigma^2(Z_{1-\alpha/2} + Z_{1-\beta})^2}{\Delta^2} = \frac{2(Z_{1-\alpha/2} + Z_{1-\beta})^2}{d^2}$$

où :

* n : effectif nécessaire par groupe,

* α : risque de première espèce (souvent 0,05, soit Z1-α/2=1,96),

* β : risque de seconde espèce (1 – puissance, ex. puissance = 80 %, donc Z1-β=0,84),

* d : taille d'effet de Cohen, définie par d=Δ/σ

avec :

* Δ: différence minimale d'intérêt à détecter (en unités de la variable mesurée),

* σ : écart-type au sein d'un groupe (supposé identique entre groupes).

Ainsi, plus la différence attendue (Δ) est faible ou la variabilité (σ) élevée, plus l'effectif nécessaire augmente.

## 2. Comparaison de plus de deux moyennes indépendantes (ANOVA à un facteur)

Lorsque l'on souhaite comparer plus de deux groupes (par exemple trois stades de lactation), G*Power généralise le calcul précédent à partir de la taille d'effet de Cohen's f, adaptée à l'ANOVA (Figure X).

<figure><img src="image_37.png" /><figcaption>**Figure 37** : Interface G*Power 3.1.9.7 utilisée pour le calcul de la taille d'échantillon dans le cas d'un test f adapté à l'ANOVA</figcaption></figure>
La taille d'effet est définie comme :

$$Cohen's f = \sqrt{\frac{\sum_{j=1}^{p} (\mu_j - \mu)^2 / p}{\sigma^2}}$$

Où,

- p = Nombre de groupes : ici 3

- μj = la moyenne du groupe j.

- μ = la moyenne générale (moyenne pondérée de tous les groupes).

- σ^2 = la variance intra-groupe (variance commune supposée égale entre groupes)

Cette formule exprime la part de la variance totale expliquée par le facteur étudié (ici le stade de lactation).

La relation entre f et η² (variance expliquée) est :

$$f = \sqrt{\frac{\eta^2}{1 - \eta^2}}$$

G*Power détermine la taille totale N (et donc nnn par groupe) à partir du paramètre non central λ :

$$\lambda = f^2 \times N$$

et de la puissance du test F non central :

$$1 - \beta = P(F_{k-1,N-k,\lambda} > F_{\text{critique}})$$

Il n'existe pas de formule analytique simple pour N, c'est pourquoi G*Power effectue un calcul itératif numérique en fonction des valeurs de f, k, α et 1-β.
## LAURENCE Marine

Étude de la réponse physiologique des vaches laitières au stress thermique : influence des caractéristiques phénotypiques individuelles

Study of the physiological response of dairy cows to heat stress : influence of individual phenotypic characteristics

Thèse d'exercice vétérinaire, Oniris VetagroBio Nantes 2025, soutenue le 21 octobre 2025

## RÉSUMÉ :

Dans le contexte de l'intensification du stress thermique attendu dans le Grand-Ouest, nous avons étudié dans quelle mesure les caractéristiques phénotypiques individuelles modulent la réponse physiologique de vaches Prim'Holstein suivies en conditions de terrain. Dix-sept animaux ont été équipé de capteurs pour mesurer en continu l'ambiance thermique (Kestrel 5400 ; quelques DROP-D2) et, ponctuellement, la température rectale (TR), la fréquence respiratoire (FR) et des températures de surface (TS) sur plusieurs sites corporels (1 fois par jour pour la TR et 4 fois par jours pour la FR et TS, répété sur 8 jours). Les indices d'ambiance (THI : temperature humidity index, HLI : heat load index, WBGT : wet bulb globe temperature) présentaient une forte redondance temporelle (r >0,85), les THI « rapprochés » et « généraux » étant quasi synchrones (r = 0,87-0,95). Cinq jours avec THI>80 et 17 jours >72 ont été observés. Parmi les réponses, la TR s'est avérée la plus étroitement liée aux indices, notamment aux THI (r ≈ 0,54), devant la FR, plus sensible au HLI (r ≈ 0,47). Les TS étaient globalement moins corrélées (≤0,37), mais les sites thoraciques centraux - côtés gauche et droite (r = 0,69 et 0,64), fournissent des proxys non invasifs pertinents, à l'inverse des localisations faciales (yeux r = 0,06-0,13 ; front r = 0,40). L'analyse des décalages temporels a mis en évidence une réponse rapide et stable de la TR au THI (maximum dès 1 h, r ≈ 0,54) et une dynamique plus progressive de la FR vis-à-vis du HLI, culminant autour de 4 h (r ≈ 0,47). Aucune influence nette et robuste de la production, de la parité ou de la couleur de robe n'a été confirmée ; les écarts observés restent modestes (différence de +0.3°C pour la TR chez les vaches de parité <3) et hétérogènes. Des essais d'estimation automatisée de la FR à partir d'images thermiques et d'accélérométrie ont été initiés. Dans l'ensemble, TR et FR émergent comme des indicateurs complémentaires de la charge thermique, et certaines TS thoraciques apparaissent utiles pour une surveillance non invasive ; des études sur des échantillons plus larges sont nécessaires pour préciser le rôle des traits individuels.

## MOTS-CLÉS :

bovin ; vache laitière ; stress thermique ; température rectale ; fréquence respiratoire ; thermographie ; température de surface ; THI ; HLI ; WBGT ; facteurs phénotypiques ; niveau de production ; stade de lactation ; parité ; couleur de la robe

DATE DE SOUTENANCE : mardi 21 octobre 2025