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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[The olive (Olea europaea L.) is an economically important species for countries that have Mediterranean climate and has been an appropriate, useful alternative for intensive farming systems in the arid zones of Chile. For this reason, the objective of this study was to determine the components of variance, broad-sense heritability, and prediction of genetic values using the Bayesian techniques on twenty-eight olive clones in the southern part of the Atacama Desert. The algorithm of independent chains was used to estimate parameter distributions a posteriori. The field experiment was set up in 2000, and during six years six quantitative traits were monitored in different periods. Estimations of heritability and associated credibility intervals (parentheses) were H²=0.50 (0.38-0.61), 0.50 (0.38-0.61), 0.81 (0.74-0.86), 0.53 (0.42-0.64), 0.26 (0.14-0.40), and 0.44 (0.17-0.65) for fruit production (2006), total fruit production (2003-2006), area of trunk cross section (2006), tree productivity (2006), alternation of production (2003-2006), and precocity (2003). Genetic advance by direct selection varied from 16 to 55% with a selection intensity of 28.6%. Pearson correlations, calculated between genetic values of alternation of production and production traits, were negative and significant. Selection of olive clones for precocity would not generate any significant effect on production traits. Moderate heritability for fruit production, alternation of production, and precocity suggest a positive response to the selection of olive clones under the environmental conditions of the southern part of the Atacama desert.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[ <p align="justify"><font face="verdana" size="4">Fitociencia</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="4"><b>Evaluaci&oacute;n gen&eacute;tica de clones de olivo en el desierto de Atacama, Chile</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>Genetic evaluation of olive clones in the Atacama desert, Chile</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2"><b>Freddy Mora<sup>1</sup>*   , Francisco Tapia<sup>2</sup> , Antonio Ibacache<sup>2</sup> , Elias Nunes&#150;Martins<sup>1</sup>  y Carlos Alberto&#150;Scapim<sup>1</sup></b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i><sup>1 </sup>Centro de Ciencias Agrarias, Departamentos de Agronom&iacute;a y Zootecnia. Universidad Estatal de Maring&aacute;, Av. Colombo 5790, Bloco 32, CEP. 87020&#150;900, Maring&aacute;, Paran&aacute;, Brasil. *Autor responsable</i>: (<a href="mailto:morapoblete@gmail.com">morapoblete@gmail.com</a>)</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i><sup>2</sup> Instituto de Investigaciones Agropecuarias, INIA, Ministerio de Agricultura. Colina San Joaqu&iacute;n s/n, La Serena, Apartado Postal 36&#150;B, Chile. </i>(<a href="mailto:ftapiac@inia.cl">ftapiac@inia.cl</a>)</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Recibido: Septiembre, 2007.     <br> Aprobado: Julio, 2008.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Resumen</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El olivo <i>(Olea europaea </i>L.) es una especie econ&oacute;micamente importante para pa&iacute;ses con clima mediterr&aacute;neo y ha sido una alternativa apropiada y &uacute;til para los sistemas agr&iacute;colas intensivos en las zonas &aacute;ridas de Chile. Por este motivo, el objetivo del presente trabajo fue determinar los componentes de varianza, heredabilidad en sentido amplio y la predicci&oacute;n de valores gen&eacute;ticos usando t&eacute;cnicas Bayesianas, en veintiocho clones de olivo evaluados en el sur del Desierto de Atacama. Se us&oacute; el algoritmo de cadenas independientes para estimar las distribuciones de los par&aacute;metros a posteriori. El experimento de campo se estableci&oacute; en 2000 y se monitorearon seis caracter&iacute;sticas cuantitativas en distintos periodos por seis a&ntilde;os. Las estimaciones de heredabilidad y los intervalos de credibilidad (par&eacute;ntesis) asociados fueron H<sup>2</sup>=0.50 (0.38&#150;0.61), 0.50 (0.38&#150;0.61), 0.81 (0.74&#150;0.86), 0.53 (0.42&#150;0.64), 0.26 (0.14&#150;0.40) y 0.44 (0.17&#150;0.65) para la producci&oacute;n de frutos (2006), producci&oacute;n total de frutos (2003&#150;2006), &aacute;rea de la secci&oacute;n del tronco (2006), productividad del &aacute;rbol (2006), alternancia de la producci&oacute;n (2003&#150;2006) y precocidad (2003). El avance gen&eacute;tico por selecci&oacute;n directa vari&oacute; de 16 a 55% con una intensidad de selecci&oacute;n de 28.6%. Las correlaciones de Pearson, calculadas entre los valores gen&eacute;ticos de la alternancia de producci&oacute;n y las caracter&iacute;sticas de producci&oacute;n, fueron negativas y significativas. La selecci&oacute;n de clones de olivos para precocidad no generar&iacute;a ning&uacute;n efecto significativo en las caracter&iacute;sticas de producci&oacute;n. La moderada heredabilidad para producci&oacute;n de frutos, alternancia de producci&oacute;n y precocidad sugiere una respuesta positiva a la selecci&oacute;n de clones de olivo en las condiciones ambientales del sur del desierto de Atacama.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Palabras clave:</b> <i>Olea europaea </i>L., heredabilidad, inferencia Bayesiana, zonas &aacute;ridas.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Abstract</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">The olive <i>(Olea europaea </i>L.) is an economically important species for countries that have Mediterranean climate and has been an appropriate, useful alternative for intensive farming systems in the arid zones of Chile. For this reason, the objective of this study was to determine the components of variance, broad&#150;sense heritability, and prediction of genetic values using the Bayesian techniques on twenty&#150;eight olive clones in the southern part of the Atacama Desert. The algorithm of independent chains was used to estimate parameter distributions a posteriori. The field experiment was set up in 2000, and during six years six quantitative traits were monitored in different periods. Estimations of heritability and associated credibility intervals (parentheses) were H<sup>2</sup>=0.50 (0.38&#150;0.61), 0.50 (0.38&#150;0.61), 0.81 (0.74&#150;0.86), 0.53 (0.42&#150;0.64), 0.26 (0.14&#150;0.40), and 0.44 (0.17&#150;0.65) for fruit production (2006), total fruit production (2003&#150;2006), area of trunk cross section (2006), tree productivity (2006), alternation of production (2003&#150;2006), and precocity (2003). Genetic advance by direct selection varied from 16 to 55% with a selection intensity of 28.6%. Pearson correlations, calculated between genetic values of alternation of production and production traits, were negative and significant. Selection of olive clones for precocity would not generate any significant effect on production traits. Moderate heritability for fruit production, alternation of production, and precocity suggest a positive response to the selection of olive clones under the environmental conditions of the southern part of the Atacama desert.</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Key words:</b> <i>Olea europaea </i>L., heritability, Bayesian inference, arid zones.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>INTRODUCCI&Oacute;N</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El olivo <i>(Olea europaea </i>L.), cultivado en gran escala en diversos pa&iacute;ses de clima subtropical Mediterr&aacute;neo, es un &aacute;rbol frutal econ&oacute;micamente importante. Hay alrededor de 9.4 millones de ha de olivos, que producen 1.5 millones t de aceitunas para mesa y 16 millones t para aceite (Vossen, 2007). El 90% de la producci&oacute;n mundial de aceitunas proviene de la cuenca del mar Mediterr&aacute;neo (Aydinalp <i>et al., </i>2004; La Rosa <i>et al., </i>2003), y su cultivo se ha expandido como alternativa agron&oacute;mica en Argentina, Australia, Brasil, Chile, M&eacute;xico, Sud&aacute;frica y Estados Unidos. En Am&eacute;rica, el olivo se introdujo para producir aceitunas de mesa, extraer aceite y prop&oacute;sitos ornamentales.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los &aacute;rboles de olivo tienen alta tolerancia a condiciones ambientales con largos per&iacute;odos sin precipitaciones (Tognetti <i>et al., </i>2004). Los olivos se han cultivado en diversas condiciones clim&aacute;ticas, desarrollando una amplia adaptabilidad, desde las tierras secas con diferentes condiciones de suelo a monta&ntilde;as con alta humedad ambiental (Sofo <i>et al., </i>2004); aunque presentan diferencias locales en la producci&oacute;n de frutos (Lavee <i>et al., </i>2003; Levin y Lavee, 2005).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En Chile, las zonas des&eacute;rticas, &aacute;ridas y semi&aacute;ridas abarcan 30 millones ha, aproximadamente 40% del total del pa&iacute;s. En estas zonas extremadamente pobres en productividad (Ormaz&aacute;bal, 1991), el cultivo del olivo ha sido una alternativa &uacute;til para los sistemas agr&iacute;colas intensivos. La industria chilena del aceite y aceitunas proviene de dichas zonas y depende del riego para asegurar su producci&oacute;n.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los agricultores de la regi&oacute;n est&aacute;n considerando aumentar el n&uacute;mero de plantaciones comerciales manejadas intensivamente para desarrollar la industria oliv&iacute;cola que enfrenta un mercado en crecimiento. En consecuencia, la estaci&oacute;n experimental del Instituto de Investigaciones Agropecuarias (INIA) en la regi&oacute;n administrativa de Atacama, recolecta y conserva germoplasma de olivo mediante cultivares, variedades, semillas y material vegetativo, para su continua evaluaci&oacute;n y atender las necesidades de los agricultores.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La correcta estimaci&oacute;n de los componentes de varianza y de los valores genot&iacute;picos son aspectos claves en el mejoramiento de caracter&iacute;sticas de importancia econ&oacute;mica (Cadena&#150;Meneses y Castillo&#150;Morales, 2000a, 2000b). Las estimaciones de componentes de varianza se pueden obtener con el m&eacute;todo de la m&aacute;xima verosimilitud restringida (REML) y las predicciones gen&eacute;ticas con la mejor predicci&oacute;n lineal insesgada (BLUP), metodolog&iacute;as preferidas cuando el conjunto de datos presenta p&eacute;rdidas de informaci&oacute;n (Cadena&#150;Meneses y Castillo&#150;Morales, 2000a; Dom&iacute;nguez&#150;Viveros <i>et al., </i>2003; S&aacute;nchez&#150;Vargas <i>et al., </i>2004).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La selecci&oacute;n clonal de olivos podr&iacute;a ser una importante y valiosa estrategia para la producci&oacute;n de aceitunas en el sur del desierto de Atacama, pero el conjunto de datos agron&oacute;micos de los ensayos clonales son usualmente desbalanceados, por tanto, el an&aacute;lisis estad&iacute;stico debe ser realizado con las t&eacute;cnicas apropiadas, como el procedimiento Bayesiano o la metodolog&iacute;a de estimaci&oacute;n/predicci&oacute;n REML/BLUP. Los m&eacute;todos Bayesianos, una alternativa a los m&eacute;todos de estimaci&oacute;n/predicci&oacute;n REML/BLUP (Blasco, 2001; Cadena&#150;Meneses y Castillo&#150;Morales, 2000b), son usados en programas de mejoramiento para estimar par&aacute;metros gen&eacute;ticos de caracter&iacute;sticas de inter&eacute;s econ&oacute;mico (Cappa y Cantet, 2006; Mora y Arnhold 2006; Mora <i>et al., </i>2007a). Las t&eacute;cnicas Bayesianas usan m&eacute;todos derivados de las Cadenas de Markov (Monte&#150;Carlo Markov Chain: MCMC) como el algoritmo de Gibbs, que es el m&eacute;todo m&aacute;s usado en los programas de mejoramiento (Van Tassell y Van Vleck, 1996). Las ventajas de los procedimientos Bayesianos en el an&aacute;lisis de experimentos gen&eacute;ticos han sido enfatizadas por Blasco (2001), Faria <i>et al. </i>(2007) y Baudouin <i>et al. </i>(2004). Seg&uacute;n Shoemaker <i>et al. </i>(1999), las t&eacute;cnicas Bayesianas ofrecen un enfoque m&aacute;s directo en el an&aacute;lisis de experimentos gen&eacute;ticos, permiten la incorporaci&oacute;n de informaci&oacute;n <i>a priori </i>de los par&aacute;metros, enriqueciendo el proceso de inferencia, y pueden proveer una interpretaci&oacute;n m&aacute;s directa de los resultados. Mediante los m&eacute;todos MCMC, la inferencia Bayesiana permite conformar intervalos de confianza (llamados de credibilidad en el enfoque Bayesiano) para los par&aacute;metros gen&eacute;ticos, un aspecto que puede ser limitante en la inferencia cl&aacute;sica (Nogueira <i>et al., </i>2003; Mora y Arnhold, 2006).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Al igual que las estrategias de evaluaci&oacute;n que incorporan las metodolog&iacute;as REML/BLUP, considerados m&eacute;todos &oacute;ptimos para un conjunto de datos con observaciones perdidas (Cadena&#150;Meneses y Castillo&#150;Morales, 2000a y 2000b; Mora y Scapim, 2007), la metodolog&iacute;a Bayesiana ofrece una herramienta importante de inferencia cient&iacute;fica en la evaluaci&oacute;n gen&eacute;tica ya que, adem&aacute;s, considera la variabilidad en todos los par&aacute;metros del modelo (Wright <i>et al., </i>2000; Cadena&#150;Meneses y Castillo&#150;Morales, 2000a).</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Parte de la estrategia adoptada dentro del programa de mejoramiento en la regi&oacute;n administrativa de Atacama incluye evaluar material propagado vegetativamente del banco de germoplasma del INIA. El entendimiento del control gen&eacute;tico de caracter&iacute;sticas agron&oacute;micas y la asociaci&oacute;n entre los caracteres (con fines de selecci&oacute;n gen&eacute;tica) podr&iacute;a generar un conjunto de datos agron&oacute;micos &uacute;tiles para el avance del programa de mejoramiento del olivo en la regi&oacute;n administrativa de Atacama. As&iacute;, la hip&oacute;tesis fue que hay variabilidad gen&eacute;tica significativa en olivo, en distintas caracter&iacute;sticas de inter&eacute;s agron&oacute;mico, la cual puede ser utilizada con fines de mejoramiento en las condiciones &aacute;ridas del norte de Chile. Por tanto, el objetivo del presente trabajo fue estimar los par&aacute;metros gen&eacute;ticos de componentes de varianza, heredabilidad y predicci&oacute;n de valores gen&eacute;ticos para caracter&iacute;sticas agron&oacute;micas en 28 clones de olivo, mediante t&eacute;cnicas Bayesianas, en el sur del Desierto de Atacama, Chile.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>MATERIALES Y M&Eacute;TODOS</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Localidad y material vegetal</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El ensayo de campo se estableci&oacute; en la estaci&oacute;n experimental de Huasco, del INIA, localizada en la Provincia de Huasco (28&deg; 34' S, 70&deg; 47' O, y 453 m de altitud) en la regi&oacute;n administrativa de Atacama, Chile. De acuerdo con la clasificaci&oacute;n de K&ouml;ppen (1923), el clima en esta zona es clasificado como tipo Bw, con una precipitaci&oacute;n promedio anual de 21 mm en el invierno. La temperatura promedio es 16 &deg;C, y la humedad relativa promedio 63%.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las poblaciones de estudio se obtuvieron de estacas recolectadas de 28 &aacute;rboles que corresponden a material agron&oacute;mico apropiado para la producci&oacute;n comercial de aceitunas de mesa. El efecto debido a los clones fue considerado como aleatorio, ya que corresponden a una muestra aleatoria del material biol&oacute;gico mantenido en el banco de germoplasma del INIA, en la estaci&oacute;n experimental de Huasco. Este procedimiento es parte de una estrategia de mejoramiento implementada por INIA para evaluar los clones y su capacidad combinatoria.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Dise&ntilde;o y manejo</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El ensayo se estableci&oacute; en el 2000 usando un dise&ntilde;o de bloques completos al azar con 28 tratamientos (clones) y 16 repeticiones en un esquema de un &aacute;rbol por parcela. Los &aacute;rboles se plantaron manualmente a un espaciamiento de 8 X 4 m. El riego fue por goteo para la aplicaci&oacute;n de nutrientes y necesidades h&iacute;dricas (Orgaz y Fereres, 1999; Chartzoulakis <i>et al., </i>1999). Las necesidades de agua se determinaron usando datos locales de evaporaci&oacute;n de bandeja. El manejo agron&oacute;mico del ensayo fue el reportado por Tous <i>et al. </i>(1998).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Caracter&iacute;sticas cuantitativas</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Durante los seis a&ntilde;os del estudio se evaluaron las siguientes caracter&iacute;sticas: producci&oacute;n de frutos (kg &aacute;rbol<sup>&#150;1</sup> ) en el 2006 (P2006); producci&oacute;n acumulada de frutos (kg &aacute;rbol<sup>&#150;1</sup>), en 2003&#150;2006 (PA); &aacute;rea de la secci&oacute;n transversal del tronco (cm<sup>2</sup> ) en el 2006 (ASTT), que es una medida del vigor de los &aacute;rboles (Tous <i>et al., </i>1998) y se calcul&oacute; usando el per&iacute;metro del tronco a 20 cm del nivel del suelo; productividad del &aacute;rbol (kg cm<sup>2</sup>), medida como el cociente PA/ASTT, de acuerdo con Tous <i>et al. </i>(1998); alternancia de la producci&oacute;n (AP), cuyo valor por &aacute;rbol se midi&oacute; usando los datos de producci&oacute;n de 2003 a 2006 con el siguiente &iacute;ndice:</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/agro/v42n7/a4s1.jpg"></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">donde, <i>n </i>es el n&uacute;mero de a&ntilde;os en evaluaci&oacute;n y <i>a<sub>1</sub>, a<sub>2</sub>, a<sub>3</sub>,..., a<sub>n</sub>_<sub>t </sub></i>es la producci&oacute;n de frutos por &aacute;rbol (kg &aacute;rbol<sup>&#150;1</sup> ) evaluados durante cuatro temporadas agr&iacute;colas; y precocidad de la producci&oacute;n (<i>P</i>), evaluada en la temporada inicial de producci&oacute;n (2003), como una caracter&iacute;stica binaria considerando la ausencia o presencia de un determinado nivel de producci&oacute;n a los 3 a&ntilde;os: 0=&aacute;rboles que no produjeron frutos comercialmente (producci&oacute;n menor a 5 kg &aacute;rbol<sup>&#150;1</sup> ); 1= &aacute;rboles con producci&oacute;n mayor o igual a 5 kg &aacute;rbol<sup>&#150;1</sup> (Tous <i>et al., </i>1998).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>An&aacute;lisis estad&iacute;stico y par&aacute;metros gen&eacute;ticos</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se us&oacute; el an&aacute;lisis Bayesiano para examinar componentes de varianza, valores gen&eacute;ticos y la heredabilidad en sentido amplio para todas las caracter&iacute;sticas cuantitativas mencionadas. Para obtener las distribuciones <i>a posteriori </i>de los par&aacute;metros se us&oacute; el algoritmo de Cadenas Independientes (Wolfinger y Kass, 2000), variante de los m&eacute;todos MCMC (Markov&#150;Chain Monte Carlo). Cada distribuci&oacute;n <i>a posteriori </i>de la heredabilidad se caracteriz&oacute; en funci&oacute;n del promedio, mediana, moda e intervalos de credibilidad. Los componentes de varianza y valores gen&eacute;ticos se caracterizaron mediante el promedio <i>a posteriori. </i>Para este an&aacute;lisis se us&oacute; el procedimiento MIXED, con la opci&oacute;n PRIOR (SAS Institute, 1996). Adicionalmente, se us&oacute; la macro GLIMMIX% (Wolfinger y O'Connell, 1993) para ajustar un modelo log&iacute;stico (distribuci&oacute;n binomial y funci&oacute;n de ligaci&oacute;n logit) en la caracter&iacute;stica precocidad de la producci&oacute;n.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se consideraron distribuciones <i>a priori </i>informativas de los componentes de varianza (distribuci&oacute;n Gama Inversa), de acuerdo con Cadena&#150;Meneses y Castillo&#150;Morales (2000b). Las muestras <i>a posteriori </i>se analizaron con el procedimiento UNIVARIATE (SAS Institute, 1996). La moda de cada distribuci&oacute;n <i>a posteriori </i>de la heredabilidad se determin&oacute; de acuerdo al procedimiento de densidad de Kernel, calculada con SAS/INSIGHT (SAS, 1996).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La heredabilidad en sentido amplio (H ) se calcul&oacute; para cada caracter&iacute;stica usando el cociente entre la varianza gen&eacute;tica y fenot&iacute;pica (Dhanai <i>et al., </i>2003):</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/agro/v42n7/a4s2.jpg"></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">donde, <i>&sigma;</i><sup>2</sup><i><sub>g</sub></i> <i>&sigma;</i><sup>2</sup><i><sub>e</sub></i> son la varianza gen&eacute;tica y residual. Para examinar la significancai estad&iacute;stica del efecto genot&iacute;pico (clones) se us&oacute; el criterio de informaci&oacute;n de desvianza (DIC):</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/agro/v42n7/a4s3.jpg"></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">donde,<i> <img src="/img/revistas/agro/v42n7/a4s4.jpg"></i> corresponde al promedio a posteriori de &#151;2 Logaritmo (verosimilitud); <i>pD </i>es el n&uacute;mero efectivo de par&aacute;metros del modelo. Para este an&aacute;lisis Bayesiano se us&oacute; el programa WinBugs 1.4 (Spiegelhalter <i>et al., </i>2002).</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se calcularon coeficientes de correlaci&oacute;n de Pearson entre los promedios <i>a posteriori </i>de los valores gen&eacute;ticos de cada caracter&iacute;stica (n=28) para examinar la magnitud de asociaci&oacute;n gen&eacute;tica entre &eacute;stas, seg&uacute;n Agrawal <i>et al. </i>(2004). Se construyeron matrices de dispersi&oacute;n con las clasificaciones de clones, para establecer las diferencias en el ordenamiento genot&iacute;pico (Gon&ccedil;alves <i>et al., </i>2005).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>RESULTADOS Y DISCUSI&Oacute;N</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las estimaciones provenientes de las distribuciones <i>a posteriori </i>de los componentes de varianza y la heredabilidad (H<sup>2</sup>) se presentan en el <a href="/img/revistas/agro/v42n7/a4c1.jpg" target="_blank">Cuadro 1</a>. El modelo que incorpora el efecto debido a los clones evidenci&oacute; el menor valor DIC, indicando la existencia de variabilidad gen&eacute;tica en todas las caracter&iacute;sticas estudiadas.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En el presente estudio se confirma la efectiva convergencia de las cadenas estoc&aacute;sticas generadas por el algoritmo de cadenas independientes (Heidelberger y Welch, 1983). Este resultado era esperado ya que, seg&uacute;n Wolfinger y Kass (2000), el algoritmo de cadenas independientes es bastante flexible para dar convergencia a la cadena de muestras <i>a posteriori, </i>siendo ventajoso respecto a los m&eacute;todos MCMC tradicionales como el algoritmo de Gibbs.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las caracter&iacute;sticas agron&oacute;micas mostraron heredabilidad moderada a alta. El crecimiento vegetativo (medido como el &aacute;rea de la secci&oacute;n transversal del tronco) tuvo el mayor valor de heredabilidad, pero la alternancia de producci&oacute;n tuvo el valor m&aacute;s bajo, esto es, poco heredable; la precocidad de la producci&oacute;n fue moderadamente heredable. El par&aacute;metro de dispersi&oacute;n del modelo log&iacute;stico ajustado para el an&aacute;lisis Bayesiano fue 0.97 indicando un ajuste adecuado (Myers <i>et al., </i>2002). La producci&oacute;n de frutos en 2006, la producci&oacute;n acumulada y la productividad tuvieron valores moderadamente heredables y similares (cercanos a 50%). La magnitud de la heredabilidad encontrada en esta poblaci&oacute;n de mejoramiento revel&oacute; una situaci&oacute;n favorable para la selecci&oacute;n de clones de olivo, que podr&iacute;a resultar en ganancias gen&eacute;ticas importantes si este material seleccionado fuera usado en los ciclos de selecci&oacute;n. Los valores de heredabilidad obtenidos en un &uacute;nico sitio son &uacute;tiles para entender la arquitectura gen&eacute;tica de la poblaci&oacute;n de mejoramiento, al estudiar su variabilidad y respuesta a la selecci&oacute;n en condiciones ambientales espec&iacute;ficas (Zamudio <i>et al., </i>2002).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La predicci&oacute;n de efectos gen&eacute;ticos (aditivos y no aditivos) para los mejores ocho clones de olivo (28.6% de intensidad de selecci&oacute;n) se muestra en el <a href="/img/revistas/agro/v42n7/a4c2.jpg" target="_blank">Cuadro 2</a>. La clasificaci&oacute;n clonal realizada en funci&oacute;n del promedio <i>a posteriori </i>de cada valor gen&eacute;tico (con base en una predicci&oacute;n Bayesiana, v&iacute;a algoritmo de Cadenas Independientes) dependi&oacute; de la caracter&iacute;stica analizada. As&iacute;, se identificaron clones que responden bien a la selecci&oacute;n para diversas caracter&iacute;sticas agron&oacute;micas: el clon I39 tuvo una buena respuesta para precocidad, producci&oacute;n de frutos en 2006, producci&oacute;n acumulada, &aacute;rea de la secci&oacute;n transversal del tronco y alternancia de producci&oacute;n. Otros clones con respuesta satisfactoria, al considerar las caracter&iacute;sticas de producci&oacute;n, fueron I10 e I8. La predicci&oacute;n de la respuesta a la selecci&oacute;n, considerando la selecci&oacute;n directa de los ocho mejores clones de esta poblaci&oacute;n de mejoramiento, vari&oacute; de 16.3% a 55.4%. La precocidad de producci&oacute;n present&oacute; el mayor avance gen&eacute;tico y la alternancia de producci&oacute;n el menor.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los gr&aacute;ficos de dispersi&oacute;n con la clasificaci&oacute;n gen&eacute;tica para las caracter&iacute;sticas analizadas se muestran en la <a href="/img/revistas/agro/v42n7/a4f1.jpg" target="_blank">Figura 1</a>. Esta clasificaci&oacute;n se hizo usando la predicci&oacute;n Bayesiana de los valores gen&eacute;ticos de los clones. Adem&aacute;s, las l&iacute;neas ajustadas a la dispersi&oacute;n de los datos proporcionan una medida de asociaci&oacute;n entre el ordenamiento (clasificaci&oacute;n) de los genotipos. Los valores de correlaci&oacute;n variaron de &#150;0.67 a 0.72. La alternancia de producci&oacute;n mostr&oacute; una correlaci&oacute;n negativa con la mayor&iacute;a de las caracter&iacute;sticas y las estimaciones significativas de correlaci&oacute;n variaron de &#150;0.41 a &#150;0.67 (p<u>&lt;</u>0.05).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las correlaciones de Pearson entre la precocidad de producci&oacute;n y las caracter&iacute;sticas de producci&oacute;n (en 2006 y acumulada), y crecimiento vegetativo (ASTT), no fueron estad&iacute;sticamente diferentes de cero (<a href="/img/revistas/agro/v42n7/a4f1.jpg" target="_blank">Figura 1</a>). A pesar de una variabilidad gen&eacute;tica importante para la precocidad (H<sup>2</sup>=0.432) la pobre asociaci&oacute;n gen&eacute;tica con las caracter&iacute;sticas de producci&oacute;n puede ser perjudicial para que las plantaciones posean una elevada producci&oacute;n al componerse de individuos precoces. Estos resultados coinciden con los obtenidos por Pritsa <i>et al. </i>(2003) y Tous <i>et al. </i>(1998), quienes tambi&eacute;n se&ntilde;alaron la importancia de encontrar genotipos de olivo con habilidad para producir frutos a una edad temprana. A su vez, el genotipo de olivo deber&iacute;a ser preferentemente precoz pero econ&oacute;micamente viable (Tous <i>et al., </i>1998) ya que el costo de establecimiento de una plantaci&oacute;n con este cultivo es normalmente alto, y los &aacute;rboles de olivo son cultivados en sitios con costo elevado.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">A pesar de la d&eacute;bil asociaci&oacute;n entre precocidad y producci&oacute;n, de acuerdo con la predicci&oacute;n de los valores gen&eacute;ticos (<a href="/img/revistas/agro/v42n7/a4c2.jpg" target="_blank">Cuadro 2</a>) existen clones que podr&iacute;an ser valiosos para obtener individuos precoces y con alta producci&oacute;n. La selecci&oacute;n combinada ser&iacute;a una alternativa coincidente con el establecimiento de sistemas agr&iacute;colas efectivos en costo mediante la selecci&oacute;n de genotipos precoces con alta producci&oacute;n acumulada, seg&uacute;n Le&oacute;n <i>et al. </i>(2004).</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las estimaciones de los coeficientes de correlaci&oacute;n de Pearson entre alternancia de producci&oacute;n y precocidad, producci&oacute;n en 2006, producci&oacute;n acumulada y crecimiento vegetativo son importantes para la selecci&oacute;n indirecta de caracter&iacute;sticas de inter&eacute;s econ&oacute;mico; es decir, la correlaci&oacute;n negativa indica que un &iacute;ndice de alternancia de producci&oacute;n alto est&aacute; asociado con una producci&oacute;n baja, y viceversa. Las diferencias genot&iacute;picas en alternancia de producci&oacute;n coincidieron con lo encontrado por Mora <i>et al. </i>(2007b), lo cual reafirma el valor de seleccionar genotipos con baja tendencia para alternar a&ntilde;os de alta y baja productividad, ya que es una caracter&iacute;stica limitante para las plantaciones comerciales de olivo (Levin y Lavee, 2005). Finalmente, los resultados del presente estudio enfatizan que la precocidad y la alta producci&oacute;n de frutos, junto con una baja a moderada tendencia de alternancia de producci&oacute;n, son los componentes m&aacute;s importantes que permitir&iacute;an establecer plantaciones eficientes en ambientes con limitaciones h&iacute;dricas.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>CONCLUSIONES</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La precocidad y la alternancia de producci&oacute;n tuvieron un moderado control gen&eacute;tico en olivo, lo que justifica que estas caracter&iacute;sticas se incorporen al proceso de selecci&oacute;n gen&eacute;tica. Esto ser&iacute;a una alternativa conducente a la maximizaci&oacute;n en la productividad de frutos. La no inclusi&oacute;n de estas caracter&iacute;sticas dentro del presente programa de mejoramiento ser&iacute;a un problema para maximizar la productividad de frutos.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">As&iacute;, la selecci&oacute;n de m&uacute;ltiples caracter&iacute;sticas influir&aacute; en la efectividad de selecci&oacute;n y ganancias gen&eacute;ticas con base en el grado de asociaci&oacute;n gen&eacute;tica entre ellas. En el presente estudio se identificaron clones de olivo con elevada predicci&oacute;n de su valor gen&eacute;tico para diversas caracter&iacute;sticas econ&oacute;micas, lo que permitir&aacute; realizar combinaciones espec&iacute;ficas y dar continuidad a la actual estrategia de mejoramiento gen&eacute;tico adoptada en el Desierto de Atacama.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>AGRADECIMIENTOS</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Al Fondo Nacional de Desarrollo Regional (FNDR) de la regi&oacute;n administrativa de Atacama, Chile, por el aporte financiero aportado para realizar este trabajo.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>LITERATURA CITADA</b></font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Agrawal, A. A.,  J.  K.  Conner,  and J.  R.  Stinchcombe.  2004. Evolution of plant resistance and tolerance to frost damage. Ecol. Letters 7: 1199&#150;1208. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526103&pid=S1405-3195200800070000400001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Aydinalp, C., M. S. Cresser, and C. McClean. 2004. Characterization of some important agricultural soils under olive trees. J. Cent. Eur. Agric. 5: 101&#150;108.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526104&pid=S1405-3195200800070000400002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Blasco, A. 2001. The Bayesian controversy in animal breeding. J. Anim. Sci. 79: 2023&#150;2046. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526105&pid=S1405-3195200800070000400003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Cadena&#150;Meneses,   J.   A.,   and   A.   Castillo&#150;Morales.   2000a.   A comparison   of  SAS   and   Harvey   in   variance   component estimation in mixed models. Agrociencia 34: 57&#150;68. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526106&pid=S1405-3195200800070000400004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Cadena&#150;Meneses, J. A., and A. Castillo&#150;Morales. 2000b. Variance component estimation, a comparison supported by simulation. Agrociencia 34: 343&#150;352. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526107&pid=S1405-3195200800070000400005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Cappa,  E.  P.,  and R.  J.  C.  Cantet.  2006.  Bayesian inference for normal multiple&#150;trait individual&#150;tree models with missing records via full conjugate Gibbs.  Can.  J.  For.  Res.  36(5): 1276&#150;1285. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526108&pid=S1405-3195200800070000400006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Chartzoulakis,   K.,  A.   Patakas,   and A.   M.   Bosabalidis.   1999. Changes in water relations, phtosynthesis and leaf anotomy induced by intermitent drought in two olive cultivars. Environ. Exp. Bot. 42: 113&#150;120. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526109&pid=S1405-3195200800070000400007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Dhanai, C. S., A. K. Uniyal, and N. P. Todaria. 2003. Source variation <i>in Albizia chinensis </i>(Osbeck) Mer.: seed and seedling characteristics. Silvae Genetica 52: 259&#150;266. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526110&pid=S1405-3195200800070000400008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Dom&iacute;nguez&#150;Viveros,    J.,    R.    N&uacute;&ntilde;ez&#150;Dom&iacute;nguez,    R.    Ram&iacute;rez&#150;Valverde,   and   A.   Ruiz&#150;Flores.   2003.   Genetic   evaluation of growth  traits   in  Tropicarne   cattle:   I.   Model   selection. Agrociencia 37: 323&#150;335. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526111&pid=S1405-3195200800070000400009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Faria, C. U., C. U. Magnabosco, A. Reyes, R. B. L&ocirc;bo, L. A. F.&nbsp; Bezerra, and R. D. Sainz. 2007. Bayesian inference in a quantitative genetic study of growth traits in Nelore cattle <i>(Bos indicus). </i>Genet. Molecular Biol. 30(3): 545&#150;551.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526112&pid=S1405-3195200800070000400010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Gon&ccedil;alves, P. S., N. Bortoletto, A. B. B. Cardinal, L. R. L. Gouv&ecirc;a, R. B. Costa, and M. L. T. Moraes. 2005. Age&#150;age correlation for early selection of rubber tree genotypes in S&atilde;o Paulo State, Brazil. Genet. Molecular Biol. 28(4): 758&#150;764.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526113&pid=S1405-3195200800070000400011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Heidelberger, P., and P. D. Welch. 1983. Simulation run length control in the presence of an initial transient. Operations Res. 31: 1109&#150;1114.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526114&pid=S1405-3195200800070000400012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">K&ouml;ppen, W. 1923. Die Klimate der Erde; Grundriss der Klimakunde. DeGrnyter. Berlin. 369 p.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526115&pid=S1405-3195200800070000400013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">La Rosa R., A. Angiolillo, C. Guerrero, M. Pellegrini, L. Rallo, G.&nbsp; Besnard, A. Bervill&eacute;, A. Mart&iacute;n, and L. Bald&oacute;n. 2003. A first linkage map of olive <i>(Olea europaea </i>L.) cultivars using RAPD, AFLP, RFLP and SSR markers. Theor. Appl. Genet. 106: 1273&#150;1282.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526116&pid=S1405-3195200800070000400014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Lavee, S., B. Avidan, y Y. Meni. 2003. "Askal", una nueva variedad de almazara sobresaliente por su comportamiento agron&oacute;mico para olivares intensivos y superintensivos. Olivae 97: 53&#150;59.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526117&pid=S1405-3195200800070000400015&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Levin, A. G., and S. Lavee. 2005. The influence of girdling on flower type, number, inflorescence density, fruit set, and yields in three different olive cultivars (Barnea, Picual, and Souri). Aust. J. Agr. Res. 56: 827&#150;831.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526118&pid=S1405-3195200800070000400016&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Le&oacute;n, L., L. Rallo, C. Del R&iacute;o, and L. M. Mart&iacute;n. 2004. Variability and early selection on the seedling stage for agronomic traits in progenies from olive crosses. Plant Breeding 123: 73&#150;78.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526119&pid=S1405-3195200800070000400017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Mora, F., y E. Arnhold. 2006. Inferencia Bayesiana y metodolog&iacute;a de modelos lineales mixtos aplicados al mejoramiento de ma&iacute;z. Ciencia e Investigaci&oacute;n Agraria 33(3): 217&#150;223.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526120&pid=S1405-3195200800070000400018&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Mora, F., O. Pupim&#150;Junior, y C. A. Scapim. 2007a. Predicci&oacute;n del efecto de cultivares de algod&oacute;n en la presencia de interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente. Ciencia e Investigaci&oacute;n Agraria 34: 11&#150;19.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526121&pid=S1405-3195200800070000400019&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Mora, F., F. Tapia, C. A. Scapim, and E. N. Martins. 2007b. Vegetative growth and early production of six olive cultivars, in Southern Atacama Desert, Chile. J. Central Eur. Agric. 8: 269&#150;276.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526122&pid=S1405-3195200800070000400020&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Mora, F., y C. A. Scapim. 2007. Predicci&oacute;n de valores gen&eacute;ticos del efecto de poblaciones de ma&iacute;z evaluadas en Brasil y Paraguay. Agric. T&eacute;c. 67(2): 139&#150;146. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526123&pid=S1405-3195200800070000400021&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Myers,  R.  H.,  D.  C.  Montgomery,  and G.  G.  Vining.  2002. Generalized Linear Models, with Applications in Engineering and the Sciences. John Wiley &amp; Sons. New York. 342 p. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526124&pid=S1405-3195200800070000400022&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Nogueira,  D. A.,  T.  S&aacute;fadi,  E.  Bearzoti,  and J.  S.  S.  Bueno&#150;Filho. 2003. An&aacute;lises cl&aacute;ssica e bayesiana de um modelo misto aplicado ao melhoramento animal: uma ilustra&ccedil;&atilde;o. Ci&ecirc;ncia e Agrotecnologia 27: 1614&#150;1624. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526125&pid=S1405-3195200800070000400023&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Orgaz,   F.,   y  E.   Fereres.   1999.   Riego. <i>In:   </i>Barranco  N.,   D. Fern&aacute;ndez&#150;Escobar, y R. L. Rallo (eds). El Cultivo del Olivo. 3ra edici&oacute;n.  Junta de Andaluc&iacute;a y Ediciones Mundi&#150;Prensa, Madrid. pp: 267&#150;288. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526126&pid=S1405-3195200800070000400024&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Ormaz&aacute;bal, C. S. 1991. Silvopastoral systems in arid and semiarid zones of northern Chile. Agroforestry Systems 14: 207&#150;217. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526127&pid=S1405-3195200800070000400025&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Pritsa, T. S., D. G. Voyiatzis, C. J. Voyiatzi, and M. S. Sotiriou. 2003. Evaluation of vegetative growth traits and their relation to time to first flowering of olive seedlings. Aust. J. Agric. Res. 54: 371&#150;376. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526128&pid=S1405-3195200800070000400026&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">SAS Institute. 1996. Statistical Analysis System User's Guide. SAS Institute. Cary. 956 p. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526129&pid=S1405-3195200800070000400027&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Shoemaker, J. S., I. S. Painter, and B. S. Weir. 1999. Bayesian statistics in genetics:  a guide for the uninitiated.  Trends in Genetics 15: 354&#150;358.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526130&pid=S1405-3195200800070000400028&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">S&aacute;nchez&#150;Vargas N.,  M.,  J.  J.  Vargas&#150;Hern&aacute;ndez,  L.  M.  Ruiz&#150;Posadas, and J. L&oacute;pez&#150;Upton. 2004. Repeatability of genetic parameters in a clonal test of <i>Eucalyptus urophylla </i>S. T. Blake in southeastern M&eacute;xico. Agrociencia 38: 465&#150;475. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526131&pid=S1405-3195200800070000400029&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Sofo,   A.,   B.   Dichio,   C.   Xiloyannis,   and   A.   Masia.   2004. Lipoxygenase activity and proline accumulation in leaves and roots of olive trees in response to drought stress. Physiologia Plantarum 121: 58&#150;65. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526132&pid=S1405-3195200800070000400030&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Spiegelhalter, D. J., N. G. Best, B. P. Carlin, and A. Van der Linde. 2002. Bayesian Measures of Model Complexity and Fit. J. Royal Stat. Soc. Series B 64: 583&#150;639. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526133&pid=S1405-3195200800070000400031&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Tognetti,  R.,  R.  D'andria,  G.  Morelli,  D.  Calandrelli,  and F. Fragnito.   2004.   Irrigation   effects   on   daily   and   seasonal variations of trunk sap flow and leaf water relations in olive trees. Plant and Soil 263: 249&#150;264. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526134&pid=S1405-3195200800070000400032&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Tous, J., A. Romero, y J. Plana. 1998. Comportamiento agron&oacute;mico y   comercial   de   cinco  variedades   de   olivo   en   Tarragona. Investigaci&oacute;n Agraria:  Producci&oacute;n e Protecci&oacute;n Vegetal  13: 97&#150;109. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526135&pid=S1405-3195200800070000400033&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Van Tassell, C. P., and L. D. Van Vleck. 1996. Multiple&#150;trait Gibbs sampler for animal models: flexible programs for Bayesian and likelihood&#150;based (co)variance component inference. J. Anim. Sci. 74: 2586&#150;2597. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526136&pid=S1405-3195200800070000400034&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Vossen, P. 2007. Olive oil: history, production, and characteristics of the world's classic oils. Hortscience 42: 1093&#150;1100. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526137&pid=S1405-3195200800070000400035&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Wolfinger, R. D., and R. E. Kass. 2000. Non&#150;conjugate Bayesian analysis of variance component models. Biometrics 56: 768&#150;774. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526138&pid=S1405-3195200800070000400036&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Wolfinger, R., and M. O'Connell. 1993. Generalized Linear Mixed Models: A pseudo&#150;likelihood approach. J. Stat. Computation and Simulation 4: 233&#150;243. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526139&pid=S1405-3195200800070000400037&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Wright, D. R., H. S. Stern, and P. J. Berger. 2000. Comparing traditional and Bayesian analyses of selection experiments in animal breeding. J. Agric. Biol. Environ. Stat. 5: 240&#150;256. </font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526140&pid=S1405-3195200800070000400038&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Zamudio, F., R. Baettyg, A. Vergara, F. Guerra, and P. Rozenberg. 2002. Genetic trends in wood density and radial growth with cambial age in a radiata pine progeny test. Ann. For. Sci. 59: 541&#150;549.</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=526141&pid=S1405-3195200800070000400039&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --> ]]></body><back>
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