O modelo de Brody foi utilizado para estimar o peso assintótico (PA) e a taxa de maturação (TM) de vacas Guzerá criadas em regime de pasto no Brasil Central. Foram realizadas estimativas independentes para os quatro primeiros partos, sendo que foram considerados somente as pesagens das vacas até o parto em questão (377, 373,315 e 267 vacas respectivamente no 1º, 2º, 3º e 4º partos). Foram testados os efeitos ambientais sobre esses parâmetros, e os efeitos dos parâmetros e ambiente sobre a idade ao parto (ID) e o intervalo entre partos (IN). A ID foi significativa fonte de variação para a TM nos 4 primeiros partos (P<0,001; P<0,05; P<0,001; P<0,001). Seu efeito foi identificado também nas estimativas do PA no 1º e 2º partos (P<0,01; P<0,001). O ano de nascimento foi altamente significativo para TM nos quatro partos (P<0,001), sendo que as médias ajustadas, em todos os partos indicam o aumento das taxas com o avanço dos anos, nos períodos de 28, 27, 26 e 25 anos, respectivamente, do primeiro ao quarto parto. Para o PA o ano de nascimento foi causa significativa somente no 2º parto (P<0,05), com tendência de estabilidade dos pesos corrigidos para ano com o avanço dos anos. O efeito da estação do ano de nascimento não foi significativo para a TM em nenhum dos partos e para o PA apresentou significância somente no 1º parto (P<0,05). A estação do ano de parto foi significativa (P<0,001) para PA e TM no 1º e 2º parto e para TM (P<0,001) também no 2º parto, indicando que os efeitos sazonais próximos aos partos interferem nas estimativas da curva de crescimento, quando realizadas até o 2º parto. O ano de parto foi importante fonte de variação para a ID nos quatro partos (P<0,001), com tendência de redução da ID com o avanço dos anos. O IN não sofreu efeitos desta variável. Tampouco a estação do ano de nascimento teve qualquer influência significativa sobre as duas características reprodutivas. Já a estação do ano do parto foi significativa somente para ID no 1º parto e 1º IN para as duas características (P<0,05 e p<0,01) respectivamente, indicando que as maiores exigências das vacas primíparas são afetadas pelas disponibilidade de alimentos nos períodos próximos ao parto. O 3º IN também sofreu efeito da estação do ano do parto (P<0,05). O touro foi importante fonte de variação para a ID (P<0,001; P<0,001; P<0,01; P<0,01), para os quatro partos em sequência, e para o 1º IN (P<0,01), indicando que os touros transmitem potenciais distintos para estas características, sugerindo a possibilidade de seleção genética. O PA é significativa fonte de variação para ID no 3º parto (P<0,001). Entretanto, os três últimos partos apresentaram coeficiente de regressão linear negativo para o PA sobre a ID, enquanto que no 1º parto o coeficiente foi positivo, apesar de não significativo. Já o efeito do PA sobre o IN somente ficou evidenciado no 1º IN (P<0,05), com coeficiente de regressão parcial negativo. A TM é significativa (P<0,001) fonte de variação para a ID nos quatro partos, apresentando coeficiente de regressão parcial negativo (-312,565; -164,367; -243,296 e -371,233) do 1º ao 4º partos, o que indica que vacas que crescem com maior velocidade para o PA, apresentam partos mais precocemente. A TM foi significativa no 1º (P<0,05) e 3º (P<0,01) IN.

Brody's function was used to estimate the asymptotic weight (AW) and rate of maturing (RM) of Guzerá beef cows in Minas Gerais, Brazil. Four independ estimatives were done from the 1^st to the 4^th calving, considering only the weights of cow until the calving. Were analysed data from 337, 373, 315 and 267 cows respectively in the 1^st, 2^nd, 3^rd and 4^stcalving. It was tested the environment effects on those parameters, and also the parameter's and environment's effects over age at calving (AC) and over the interval between calving (CI). The AC was significative for RM in all calving (P<0,001; P<0,05; P<0,001; P<0,001) respectively. AC's effect was identified also in the estimatives of AW in the 1^st and 2^nd calving (P<0,01; P<0,001). The year of birth was very significative to the RM in the four calving (P<0,001), least squares means in all calving show the RM increasing along the time, in 28, 27, 26 and 25 years interval from the 1^st to 4^th calving. To AW, the year of birth was significative only at the 2^nd calving (P<0,05), tending the adjusted weight, to be stabilized from year to year. The effect of the season of birth was not significant to RM in all of the calvings and to AW it shows significance only in the 1^st calving (P<0,05). The season of calving was significant (P<0,001) to AW and RM in the 1^st and 2^th calving and for RM also in the 2^th calving (P<0,001), showing that seasonal effects near calving influence (P<0,001) the growth curve when estimated until the 2^th calving. The year of calving was important to AC for all groups (P<0,001) with a tendency to reduction. The CI does not suffer the effects of this factor. Not even the season of birth had any influence over this reproductive characteristic. However, the season of calving was significative only in the 1^st AC and 1^st CI to both characteristics (P<0,05 and P<0,01, respectively), showing that in the first calving the cows were more susceptible. The 3^rd CI also suffer the effects of the season of birth (P<0,05). The bull was important factor to AC (P<0,001; P<0,001; P<0,01; P<0,01 respectively) in all calves and for the 1^st CI (P<0,01), suggesting the possibility of genetic selection. The AW is significative to AC in the 3^rd calving (P<0,001). However, the last three calving showed negative linear partial regression coefficient to AW over IP and in the 1^st calving it was positive but not significative. The coefficient of AW over CI was observed only in the 1^st CI (P<0,05), and it was negative. The RM is significant (P<0,001) for AC in all calving, showing a negative linear partial regression coefficient (-312,565; -164,367; -243,296 and -371,233) from 1^st to 4^th calving, what suggest that cows which grow up quicker do calving firstly. The RM was significant in the 1^st (P<0,05) and 3^rd (P<0,01) CI.