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<article-title xml:lang="pt"><![CDATA[Comparação entre metodologias para avaliar a idade à primeira concepção em éguas Puro-Sangue Inglês]]></article-title>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[In Brazil, due to the breeding season for Thoroughbred, the reproductive data are normally truncate, since the breeders try to get animals that were born at the beginning of the breeding season in order to take their competitive advantages (more developed, mature and trained animals) compared to animals born later in the same breeding season. To analyze these data suitable methods should be used. Then, this paper aims to compare three methodologies: the method of maximum restricted likelihood, using MTDFREML, bayesian analysis without censured data by software MTGSAM and bayesian analysis with censured data by software LMCD, to evaluate age at first conception in thoroughbred mares, in order to verify its impact on the choice of stallions during selection. The database contained 3509 records for age at first conception (months) for thoroughbred mares. The heritability estimates were 0.23, 0.30 and 0.0926 (log scale), for MTDF, MTGSAM and LMCD, respectively. Considering all animals in the pedigree (6713), ranking correlations varied from 0.91 to 0.99. When only stallions were considered (656), those varied from 0.48 to 0.99 (considering different percentages of selected males) between evaluation methods. The highest changes in the general classification were observed when LMCD was compared to the other two methods. As the linear censured model is the most suitable for trait analysis with censured data, it was observed that censure information would lead to the choice of different animals during the selection process, when compared to the two other methodologies.]]></p></abstract>
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<kwd lng="pt"><![CDATA[Dados censurados]]></kwd>
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</front><body><![CDATA[ <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="4"><b>Compara&ccedil;&atilde;o entre metodologias para avaliar a idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o em éguas Puro-Sangue Ingl&ecirc;s</b></font></p>     <p><font face="Verdana" size="4"><b>Comparison among methodologies for evaluation of age at first conception in Thoroughbred mares</b></font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Mota, M.D.S.*, Taveira, R. e Oliveira, H.</b></font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Departamento de Melhoramento e Nutri&ccedil;&atilde;o Animal. FMVZ. UNESP. Botucatu. Brasil. *<a href="mailto:mdsmota@fca.unesp.br">mdsmota@fca.unesp.br</a></font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p>&nbsp;</p> <hr size="1">     <p><font face="Verdana" size="2"><b>RESUMO</b></font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">No Brasil, devido à exist&ecirc;ncia do ano hípico para a ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s, os dados reprodutivos s&atilde;o geralmente truncados, já que os criadores tentam obter produtos nascidos no come&ccedil;o do ano hípico, a fim de aproveitarem a vantagem competitiva (animais mais desenvolvidos, maduros e treinados) destes em rela&ccedil;&atilde;o aos animais nascidos mais tardiamente no mesmo ano hípico. Para análise destes dados deve-se utilizar metodologias adequadas. Sendo assim, este trabalho objetivou comparar tr&ecirc;s metodologias: método da máxima verossimilhan&ccedil;a restrita, com a utiliza&ccedil;&atilde;o do aplicativo MTDFREML, análise bayesiana sem dados censurados por meio do programa MTGSAM e análise bayesiana com dados censurados pelo programa LMCD, para avalia&ccedil;&atilde;o da idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o em éguas da ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s, a fim de verificar seu impacto na escolha de reprodutores durante a sele&ccedil;&atilde;o. O arquivo de dados continha 3509 registros de idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o (meses) de éguas da ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s. As estimativas de herdabilidades obtidas foram 0,23, 0,30 e 0,0926 (escala log), para o MTDF, MTGSAM e LMCD, respectivamente. Considerando todos os animais do pedigree (6713), as correla&ccedil;&otilde;es de ranking variaram de 0,91 a 0,99. Quando considerado apenas os garanh&otilde;es (656), variaram de 0,48 a 0,99 (considerando diferentes porcentagens de machos selecionados) entre as metodologias de avalia&ccedil;&atilde;o. As maiores mudan&ccedil;as na classifica&ccedil;&atilde;o geral foram observadas quando comparado o LMCD com as outras duas metodologias. Considerando que o modelo linear censurado é o mais adequado para análise de características com dados censurados, observouse que as informa&ccedil;&otilde;es de censura levariam a escolha de diferentes animais durante o processo de sele&ccedil;&atilde;o, quando comparado com as outras duas metodologias de análise.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Palavras chave:</b> Dados censurados. Equino. Reprodu&ccedil;&atilde;o.</font></p> <hr size="1">     <p><font face="Verdana" size="2"><b>SUMMARY</b></font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">In Brazil, due to the breeding season for Thoroughbred, the reproductive data are normally truncate, since the breeders try to get animals that were born at the beginning of the breeding season in order to take their competitive advantages (more developed, mature and trained animals) compared to animals born later in the same breeding season. To analyze these data suitable methods should be used. Then, this paper aims to compare three methodologies: the method of maximum restricted likelihood, using MTDFREML, bayesian analysis without censured data by software MTGSAM and bayesian analysis with censured data by software LMCD, to evaluate age at first conception in thoroughbred mares, in order to verify its impact on the choice of stallions during selection. The database contained 3509 records for age at first conception (months) for thoroughbred mares. The heritability estimates were 0.23, 0.30 and 0.0926 (log scale), for MTDF, MTGSAM and LMCD, respectively. Considering all animals in the pedigree (6713), ranking correlations varied from 0.91 to 0.99. When only stallions were considered (656), those varied from 0.48 to 0.99 (considering different percentages of selected males) between evaluation methods. The highest changes in the general classification were observed when LMCD was compared to the other two methods. As the linear censured model is the most suitable for trait analysis with censured data, it was observed that censure information would lead to the choice of different animals during the selection process, when compared to the two other methodologies.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Key words:</b> Censured data. Equine. Reproduction.</font></p> <hr size="1">     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Introdu&ccedil;&atilde;o</b></font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Os equinos, ao longo do processo evolutivo, desenvolveram estratégias reprodutivas que garantissem que suas prog&ecirc;nies nascessem em época apropriada do ano, associada ao aumento do foto-período, temperatura e disponibilidade de alimentos (Cilek, 2009).</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">O conhecimento dos índices reprodutivos na cria&ccedil;&atilde;o de cavalos é de extrema import&acirc;ncia, uma vez que possibilita avaliar o estágio de efici&ecirc;ncia em que se encontra a atividade, diagnosticar pontos de estrangulamento e projetar melhorias tecnológicas, além de nortear esquemas de sele&ccedil;&atilde;o dentro dos rebanhos (Taveira <i>et al</i>., 2001). A precocidade sexual dos animais é um aspecto de extrema import&acirc;ncia a ser alcan&ccedil;ado dentro dos planos de cria&ccedil;&atilde;o de um haras, já que diminui o efetivo inativo do rebanho, proporcionando melhor retorno econ&ocirc;mico. Existem diferentes maneiras de se estudar a precocidade reprodutiva nos animais domésticos, normalmente incluindo idades à primeira cobertura, primeiro parto e primeira concep&ccedil;&atilde;o, todas elas de certa forma dependentes do desejo do criador. Neste sentido, a idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o apresenta-se como característica reprodutiva que vem despertando interesse de profissionais e criadores de diferentes espécies como medida de precocidade sexual de f&ecirc;meas. Embora ainda haja pouco interesse no setor eq&uuml;ino com rela&ccedil;&atilde;o a características desta natureza (excetuandose cria&ccedil;&otilde;es de cavalos destinados ao abate), a idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o pode auxiliar programas de sele&ccedil;&atilde;o que visem melhorar o desempenho dos animais. Para a maioria das características analisadas nas avalia&ccedil;&otilde;es genéticas utilizamse modelos lineares, em que se sup&otilde;e distribui&ccedil;&atilde;o normal, tanto dos valores genéticos, como do resíduo. Neste sentido, o método da máxima verossimilhan&ccedil;a restrita (REML) vem sendo comumente utilizado para a obten&ccedil;&atilde;o de estimativas dos componentes de vari&acirc;ncia e covari&acirc;ncia necessários para a estima&ccedil;&atilde;o dos par&acirc;metros genéticos. Entretanto, tem sido observado diversas vezes que a presen&ccedil;a de animais com valores discrepantes para algumas características faz com que a distribui&ccedil;&atilde;o de determinadas características n&atilde;o se enquadre adequadamente na forma da distribui&ccedil;&atilde;o normal (Korsgaard <i>et al</i>., 1999). Assim, a análise bayesiana aparece como alternativa de grande flexibilidade, tanto em rela&ccedil;&atilde;o aos modelos que podem ser utilizados nas análises (Gianola, 2000), quanto em rela&ccedil;&atilde;o às infer&ecirc;ncias que podem ser realizadas a partir dos resultados (Blasco, 2001). Além disso, no Brasil, devido à exist&ecirc;ncia do ano hípico para a ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s (espa&ccedil;o de 12 meses compreendido entre 1o de julho e 31 de junho), os dados reprodutivos s&atilde;o geralmente truncados, já que os criadores tentam obter produtos nascidos no come&ccedil;o do ano hípico, a fim de aproveitarem a vantagem competitiva (animais mais desenvolvidos, maduros e treinados) destes em rela&ccedil;&atilde;o aos animais nascidos mais tardiamente no mesmo ano hípico (Cunningham, 1991).</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Embora os modelos lineares comumente utilizados n&atilde;o tratem de maneira adequada as informa&ccedil;&otilde;es geradas por este tipo de manejo, podendo mascarar os resultados das análises, s&atilde;o largamente utilizados nas avalia&ccedil;&otilde;es genéticas devido a sua fácil interpreta&ccedil;&atilde;o. Assim, alguns modelos lineares t&ecirc;m sido propostos para características que apresentam informa&ccedil;&otilde;es censuradas (Korsgaard <i>et al</i>., 1999; Sorensen <i>et al</i>., 1998). Estas informa&ccedil;&otilde;es ocorrem quando apenas parte da vida produtiva do animal é conhecida. O fato de n&atilde;o se considerar os dados censurados em análises estatísticas pode provocar severa distor&ccedil;&atilde;o das infer&ecirc;ncias (Sorensen <i>et al</i>., 1998).</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">Com base no exposto, este trabalho teve como objetivo a compara&ccedil;&atilde;o de tr&ecirc;s metodologias, método da máxima verossimilhan&ccedil;a restrita, com utiliza&ccedil;&atilde;o do aplicativo MTDFREML, análise bayesiana sem dados censurados por meio do programa MTGSAM e análise bayesiana com dados censurados pelo programa LMCD, para avalia&ccedil;&atilde;o da idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o em éguas da ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s, a fim de verificar seu impacto na escolha de reprodutores durante o processo de sele&ccedil;&atilde;o.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Material e métodos</b></font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Os dados utilizados neste estudo foram fornecidos pelo <i>stud book</i> da Associa&ccedil;&atilde;o Brasileira dos Criadores do Cavalo de Corrida (ABCCC), estando contidos no arquivo de <i>pedigree do</i> CD-ROM desenvolvido por esta entidade em 1999. Avaliaram-se informa&ccedil;&otilde;es provenientes de 3509 éguas da ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s, nascidas entre 1970 e 1993, cuja genealogia aprofundou-se até a terceira gera&ccedil;&atilde;o, totalizando 6713 animais na matriz de parentesco.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">O modelo utilizado para as tr&ecirc;s metodologias avaliadas neste estudo (método da máxima verossimilhan&ccedil;a restrita e análise bayesiana por meio dos programas MTGSAM e LMCD) incluiu, além do efeito aleatório do animal, o efeito fixo de grupo de contempor&acirc;neo (510), formado por éguas do mesmo criador (1036), nascidas no mesmo ano (1970 a 1993) e época (1-julho; 2-agosto; 3-setembro; 4-outubro; 5-novembro; 6-dezembro; 7-janeiro a junho), e com no mínimo tr&ecirc;s animais cada (<b><a href="#t1">tabela I</a></b>).</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="t1"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_2_t1.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Em termos matriciais tem-se:</font></p>     <p><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_1.jpg"></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">A idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o para as éguas que pariram machos, f&ecirc;meas, natimorto e que abortaram foi calculada pela subtra&ccedil;&atilde;o da data final da primeira cobertura por sua data de nascimento. As informa&ccedil;&otilde;es dos animais cujas ocorr&ecirc;ncias após a data final da primeira cobertura foram <i>vazia, sem notícia e serviu em outra ra&ccedil;a</i>, utilizou-se a data final da segunda cobertura para o cálculo, se confirmada a concep&ccedil;&atilde;o. Apesar deste cálculo da idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o n&atilde;o ser preciso como os atualmente utilizados (p.e. ultrassonografia) e embutir erro, comum a todas as observa&ccedil;&otilde;es, o foco principal da pesquisa era comparar diferentes metodologias para avalia&ccedil;&atilde;o de precocidade reprodutiva.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Os dados foram analisados inicialmente pelo método da máxima verossimilhan&ccedil;a restrita, com a utiliza&ccedil;&atilde;o do aplicativo MTDFREML (<i>multiple trait derivative free restricted maximum likelihood</i>; Boldman <i>et al</i>., 1993) para estima&ccedil;&atilde;o dos componentes de vari&acirc;ncia e valores genéticos.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">O mesmo modelo de análise empregado na estima&ccedil;&atilde;o pelo método REML foi considerado na análise bayesiana, utilizando-se o conjunto de programas MTGSAM (multiple-trait Gibbs sampler for animal models), desenvolvido por Van Tassel e Van Vleck (1995), para a estima&ccedil;&atilde;o dos componentes de vari&acirc;ncia e valores genéticos dos animais.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Infer&ecirc;ncias acerca da dispers&atilde;o dos par&acirc;metros foram realizadas a partir das distribui&ccedil;&otilde;es a <i>posteriori</i> obtidas via amostrador de Gibbs. Para as vari&acirc;ncias genéticas aditiva e residual empregou-se distribui&ccedil;&otilde;es a priori n&atilde;o informativas.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">O programa fortran gibanal vers&atilde;o 2.4 (Van Kaam, 1998) foi utilizado para a análise das cadeias Gibbs, a fim de se calcular o período de <i>burn-in</i>, espa&ccedil;amento do par&acirc;metro da cadeia e número total de amostras.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">O esquema da amostragem Gibbs considerou o tamanho da cadeia de 1 005 000, com<i>burn-in</i> de 5000 e interval o de amostragem igual a 1000, resultando em 1000 amostras disponíveis para avalia&ccedil;&atilde;o das distribui&ccedil;&otilde;es a <i>posteriori</i>.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Posteriormente os dados foram analisados por modelo linear censurado, sendo que as informa&ccedil;&otilde;es dos animais cujas ocorr&ecirc;ncias foram<i>vazia, sem notícia e serviu em outra ra&ccedil;a</i>, na ocasi&atilde;o da primeira cobertura, foram considerados censurados, tendo como critério de censura a data da segunda cobertura, perfazendo 18,3% do arquivo de dados. Os acasalamentos que deram origem a macho, f&ecirc;mea, aborto e natimorto foram tratados como observa&ccedil;&otilde;es n&atilde;o censuradas. Para a realiza&ccedil;&atilde;o desta análise procedeu-se a adapta&ccedil;&atilde;o do programa desenvolvido Por Sorensen <i>et al</i>. (1998), utilizando Fortran 77 em ambiente Windows. Neste caso a amostragem de Gibbs foi realizada a partir do procedimento desenvolvido por Tanner e Wong (1987) e envolveu uma cadeia de 1500000, com<i>burnin</i> de 10000 e intervalo de amostragem igual a 2500, resultando em 599 estimativas para estudo.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">A compara&ccedil;&atilde;o das metodologias foi realizada a partir dos valores genéticos preditos dos animas para cada método avaliado. Foram obtidas as correla&ccedil;&otilde;es de ranking entre os valores genéticos dos animais, a partir do programa SAS (1999). Este procedimento visou comparar as metodologias avaliadas, considerando-se as mudan&ccedil;as no posicionamento dos animais nas diferentes classifica&ccedil;&otilde;es e analisar o impacto prático destas metodologias na escolha dos reprodutores.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Resultados e discuss&atilde;o</b></font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">A idade média à primeira concep&ccedil;&atilde;o foi de 60,71 meses, com desvio-padr&atilde;o de 18,93 meses. Considerando-se o primeiro período médio de gesta&ccedil;&atilde;o de 337,83 dias encontrado por Taveira <i>et al</i>.(2001), a idade à primeira pari&ccedil;&atilde;o ocorreria aproximadamente aos 72 meses, valor inferior aos 76,08 e 82,68 meses, reportados por Valera <i>et al</i>. (2000) e Fuentes <i>et al</i>. (1990), nas ra&ccedil;as Lusitana e Árabe, respectivamente. A transforma&ccedil;&atilde;o da idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o em idade à primeira pari&ccedil;&atilde;o foi realizada devido à escassez de literatura acerca da idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o, por tratar-se de uma nova avalia&ccedil;&atilde;o para características reprodutivas em eq&uuml;inos.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Os resultados das estimativas dos componentes de vari&acirc;ncia obtidas pelo método MTDFREML e pela infer&ecirc;ncia bayesiana (via MTGSAM) est&atilde;o apresentados na <b><a href="#t2">tabela II</a></b>.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="t2"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_3_t2.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Pode-se constatar que as estimativas pontuais obtidas da vari&acirc;ncia genética obtida pelo método MTDFREML apresentam-se inferior à média<i>posteriori</i> obtida pelo método bayesiano. Este resultado concorda, em parte, com os resultados de Wright <i>et al</i>. (2000), os quais, comparando métodos tradicionais e bayesianos em experimentos de cria&ccedil;&atilde;o animal, constataram que a estimativa pontual para o componente de vari&acirc;ncia genética aditiva obtida pelo método REML era consideravelmente menor que a média a <i>posteriori</i> obtida por infer&ecirc;ncia bayesiana, mas n&atilde;o para as vari&acirc;ncias ambiente e fenotípica, as quais foram próximas em ambos métodos.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">De acordo com Madureira (2003), a infer&ecirc;ncia bayesiana permite estabelecer regi&otilde;es de credibilidade ou combina&ccedil;&atilde;o de par&acirc;metros, as quais s&atilde;o facilmente construídas a partir das amostras obtidas no esquema de amostragem Gibbs. Sendo assim, neste estudo, para a herdabilidade da idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o (<b><a href="#f1">figura 1</a></b>), o intervalo de maior densidade a <i>posteriori</i>, com 90% de probabilidade (HPD 90%) foi obtido entre 0,27 e 0,34 (<b><a href="#t2">tabela II</a></b>).</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="f1"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_4_f1.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">Considerando-se os valores pontuais e a média das estimativas das herdabilidades obtidas pelo método REML e infer&ecirc;ncia bayesiana, via MTGSAM (<b><a href="#t2">tabela II</a></b>), consideradas de média magnitude, pode esperarse que a IPCON apresente mudan&ccedil;a genética razoável mediante sele&ccedil;&atilde;o massal.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">A <b><a href="#t3">tabela III</a></b> apresenta a amplitude dos valores genéticos para a idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o (IPCON) de acordo com as tr&ecirc;s metodologias de avalia&ccedil;&atilde;o.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="t3"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_5_t3.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Observou-se que n&atilde;o ocorreu muita varia&ccedil;&atilde;o em rela&ccedil;&atilde;o às amplitudes existente entre os valores genéticos estimados pelo MTDF e MTGSAM, com grande proximidade entre os valores médios (- 0,16 e - 0,19), para os dois métodos, respectivamente. Desta maneira, pode-se ressaltar novamente, a grande semelhan&ccedil;a entre os resultados obtidos por estas duas metodologias, mesmo com a primeira utilizando a estatística frequentista e a segunda fazendo uso de infer&ecirc;ncias bayesianas. Em fun&ccedil;&atilde;o da escala logarítmica utilizada pelo LMCD na estima&ccedil;&atilde;o dos valores genéticos dos animais, a compara&ccedil;&atilde;o com as demais metodologias é inadequada.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">De acordo com as figuras <b><a href="#f2">2</a></b>, <b><a href="#f3">3</a></b> e <b><a href="#f4">4</a></b> que apresentam os valores genéticos médios da idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o em éguas da ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s em fun&ccedil;&atilde;o do ano de nascimento, de acordo com as tr&ecirc;s metodologias avaliadas, observa-se que está ocorrendo aumento de 0,0175 meses/ ano ou 1,75 meses a cada 10 anos, (MTDFREML), representando aumento anual de 0,028% em rela&ccedil;&atilde;o a média da característica, 0,4% em rela&ccedil;&atilde;o ao desvio padr&atilde;o genético e 0,098% em rela&ccedil;&atilde;o ao desvio padr&atilde;o fenotípico. Considerando-se a análise bayesiana por meio do programa MTGSAM, observou-se aumento de 0,0249 meses / ano ou 2,49 meses a cada 10 anos (MTGSAM), representando aumento anual de 0,04% em rela&ccedil;&atilde;o à média da característica, 0,25% em rela&ccedil;&atilde;o ao desvio padr&atilde;o genético e 0,14% em rela&ccedil;&atilde;o ao desvio padr&atilde;o fenotípico. A tend&ecirc;ncia no aumento (0,0001 <i>et al</i>., 1999 e Pereira <i>et al</i>., 2004), pois n&atilde;o em escala log) da idade à primeira concep&ccedil;ao, também foi observada quando utilizado o modelo linear com dados censurados (LMCD), apresentando aumento anual de 0,10% em rela&ccedil;&atilde;o ao desvio padr&atilde;o genético e 0,03% em rela&ccedil;&atilde;o ao desvio padr&atilde;o fenotípico. Esta tend&ecirc;ncia pode ser, em parte, reflexo da pouca aten&ccedil;&atilde;o dada às características de precocidade sexual no processo de sele&ccedil;&atilde;o dos animais, o que, em última análise, contribuiu para a baixa efici&ecirc;ncia reprodutiva da cria&ccedil;&atilde;o de animais da ra&ccedil;a Puro-Sangue Ingl&ecirc;s no país.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="f2"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_6_f2.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align=center><a name="f3"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_7_f3.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="f4"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_8_f4.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Observa-se que o mérito genético aditivo médio dos animais apresentou maior dispers&atilde;o em rela&ccedil;&atilde;o aos valores estimados no período entre 1969 a 1980. Posteriormente, quando registrou-se maior número de animais por ano, o mérito genético médio estimado foi mais próximo que o observado, com pequenas flutua&ccedil;&otilde;es em um ou outro sentido, até 1992, ano a partir do qual a tend&ecirc;ncia passou a ser desfavorável.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Os valores mínimos, máximos, médias, modas, medianas, HPD 90% e correla&ccedil;&atilde;o serial dos componentes de vari&acirc;ncia e herdabilidade em escala logarítmica obtidos por análise bayesiana, via LMCD est&atilde;o apresentados na <b><a href="#t4">tabela IV</a></b>.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="t4"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_9_t4.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Ressalva-se, no entanto, que a interpreta&ccedil;&atilde;o da herdabilidade na escala logarítmica tem sido alvo de discuss&atilde;o (Korsgaard se apresenta de maneira direta como no caso dos métodos REML e infer&ecirc;ncia bayesiana, via MTGSAM, dificultando a compara&ccedil;&atilde;o com estes dois últimos métodos. Entretanto, correla&ccedil;&otilde;es de ranking podem ser utilizadas para compara&ccedil;&atilde;o das metodologias utilizadas com base no posicionamento dos animais pelo valor genético, obtido dentro de cada metodologia utilizada.</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">As correla&ccedil;&otilde;es obtidas entre as posi&ccedil;&otilde;es de classifica&ccedil;&atilde;o <i>ranking</i> dos animais avaliados pelo valor genético direto quando comparados os modelos REML e análise Bayesiana via MTGSAM, foram altas e positivas (<b><a href="#t5">tabela V</a></b>).</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="t5"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_10_t5.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Entretanto, quando estas mesmas metodologias foram contrastadas com a análise Bayesiana, via LMCD, apresentaram correla&ccedil;&atilde;o de <i>ranking</i> de menor magnitude, trazendo reflexos na classifica&ccedil;&atilde;o dos animais de acordo com a metodologia utilizada, como pode ser observado nos 10 melhores animais classificados de acordo com a análise Bayesiana, via LMCD (<b><a href="#t6">tabela VI</a></b>).</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="t6"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_11_t6.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Com base na tabela acima, nota-se que para o efeito genético direto dos 10 melhores animais classificados, somente tr&ecirc;s seriam selecionados pelas tr&ecirc;s metodologias de análise utilizadas, sendo que a mudan&ccedil;a mais expressiva ocorreu com o animal I, que na análise bayesiana, via LMCD, encontrase na 9a posi&ccedil;&atilde;o, e no entanto ocupa a 128a e 197a posi&ccedil;&atilde;o pelo método do REML e análise bayesiana via MTGSAM, respectivamente. Pode-se observar que este animal tratava-se de um garanh&atilde;o que possuía filhas com informa&ccedil;&atilde;o de censura, o que possivelmente, pode ter causado a melhoria no posicionamento de seu<i>ranking</i> no LMCD, que leva em considera&ccedil;&atilde;o tais informa&ccedil;&otilde;es.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Pode-se observar bastante semelhan&ccedil;a entre os <i>rankings</i> considerando-se método da máxima verossimilhan&ccedil;a restrita e análise bayesiana por meio do MTGSAM. Quando observado somente os garanh&otilde;es, esta semelhan&ccedil;a ainda permanece, inclusive quando se analisa os 10%, 5% e 1% , indicando bastante similaridade entre estas duas metodologias de análise (<b><a href="#t5">tabela V</a></b>).</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">Analisando-se os <i>rankings</i> entre a análise bayesiana via LMCD e os métodos da máxima verossimilhan&ccedil;a restrita e análise bayesiana via MTGSAM, percebe-se, considerando todos os animais do <i>pedigree</i>, diminui&ccedil;&atilde;o na semelhan&ccedil;a entre os <i>rankings</i> (0,91 e 0,90) quando comparados com o <i>ranking</i> entre os dois últimos (0,99). Verifica-se que quanto maior a press&atilde;o de sele&ccedil;&atilde;o considerada, menor é a correla&ccedil;&atilde;o entre as metodologias. Assim, dentre os 10% melhores animais classificados pelo LMCD, a correla&ccedil;&atilde;o diminui para 0,62 e 0,57, para rankings com o REML e MTGSAM, respectivamente. Estes valores decrescem ainda mais (<b><a href="#t6">tabela IV</a></b>), quando aumenta-se a press&atilde;o de sele&ccedil;&atilde;o (5 e 1%), chegando ao mínimo de 0,52 entre a análise bayesiana via MTGSAM e LMCD. Valor semelhante foi observado entre LMCD e MTDF para os 5% melhores garanh&otilde;es. Correla&ccedil;&otilde;es superiores as anteriores observadas entre o LMCD e as outras metodologias, quando avaliouse 1% dos melhores garanh&otilde;es, podem ser explicadas pela baixa quantidade de animais envolvida, já que nesta situa&ccedil;&atilde;o, a correla&ccedil;&atilde;o de Sperman torna-se bastante sensível a pequenas altera&ccedil;&otilde;es de ranqueamento.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">De modo geral, estes resultados concordam com os achados de Vollema e Groen (1998), em gado de leite, os quais observaram que a inclus&atilde;o de informa&ccedil;&otilde;es censuradas na análise, diminuia o valor das correla&ccedil;&otilde;es entre o valor genético dos animais, fornecendo um ranking de animais consideravelmente diferente. Assim, considerando-se que a exclus&atilde;o de dados censurados em análises de características como IPCON provoca séria distor&ccedil;&atilde;o das infer&ecirc;ncias (Sorensen <i>et al</i>., 1998), observa-se que haveria considerável diverg&ecirc;ncia entre LMCD e as outras metodologias no momento da escolha dos animais geneticamente superiores, principalmente em garanh&otilde;es, onde há maior press&atilde;o de sele&ccedil;&atilde;o.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Na <b><a href="#t7">tabela VII</a></b> é apresentada uma análise comparativa da coincid&ecirc;ncia (representa o número de animais selecionados por ambos os métodos) na classifica&ccedil;&atilde;o dos 10%, 5% e 1% melhores animais no arquivo de <i>pedigree</i> e arquivo de machos, em fun&ccedil;&atilde;o das metodologias de análise. Assim como na correla&ccedil;&atilde;o de <i>ranking</i> observa-se que quanto maior a press&atilde;o de sele&ccedil;&atilde;o, menor a coincid&ecirc;ncia entre os animais selecionados.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p align=center><a name="t7"><img src="/img/revistas/azoo/v60n231/art36_12_t7.jpg"></a></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Este comportamento acentua-se ainda mais quando avaliado apenas os garanh&otilde;es, chegando apenas a 50% de coincid&ecirc;ncia quando comparado o LMCD com as demais metodologias. Entretanto, este valor deve ser visto com ressalva devido ao pequeno número de animais nesta categoria.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Quando avaliado 1% dos melhores animais no arquivo de <i>pedigree</i>, onde possivelmente ocorreria a sele&ccedil;&atilde;o dos animais para reprodu&ccedil;&atilde;o, observa-se que 46,27% dos animais selecionados pelo LMCD seriam descartados pelas demais metodologias. Admitindo-se que o modelo linear censurado é mais apropriado para se avaliar características com informa&ccedil;&otilde;es censuradas (Tempelman, 1997) como IPCON, a discrep&acirc;ncia entre os animais selecionados por este método e os outros dois é considerável. Isto pode significar que as metodologias normalmente utilizadas podem n&atilde;o identificar eficientemente os animais geneticamente superiores naquela característica. Por outro lado a alta porcentagem de coincidentes entre MTDF e MTGSAM indica que menos que 17% (1% dos melhores garanh&otilde;es) dos selecionados por um método seriam descartados pelo outro.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Conclus&otilde;es</b></font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><font face="Verdana" size="2">As estimativas de herdabilidade encontradas neste estudo sugerem que a idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o pode ser utilizada como critério de sele&ccedil;&atilde;o em cria&ccedil;&otilde;es de Puro-Sangue Ingl&ecirc;s que busquem maior precocidade sexual.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">A tend&ecirc;ncia genética de aumento na IPCON deve-se, em parte, a sua n&atilde;o inclus&atilde;o em programas de melhoramento da ra&ccedil;a, a qual se baseia, principalmente, no desempenho em pista dos animais.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">A utiliza&ccedil;&atilde;o de modelos que consideram dados censurados em estudos de características reprodutivas em eq&uuml;inos é uma op&ccedil;&atilde;o de análise que pode trazer benefícios no melhoramento destas características nesta espécie. Apesar da implementa&ccedil;&atilde;o da análise envolvendo o modelo linear censurado apresentar-se mais difícil que os outros dois métodos utilizados, mostrou-se adequada para o estudo de características censuradas como a idade à primeira concep&ccedil;&atilde;o.</font></p>     <p><font face="Verdana" size="2">Embora o sucesso na indústria do Puro-Sangue Ingl&ecirc;s seja medido pelo desempenho dos animais em pista, é importante que as características reprodutivas também sejam contempladas em programas de sele&ccedil;&atilde;o, uma vez que possibilitariam maior intensidade seletiva e ganhos genéticos maielevados naquele desempenho.</font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2"><b>Bibliografia</b></font></p>     <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Boldman, K., Van Vleck, L.D. e Kriese, L.A. 1993. A manual for use of MTDFREML - a set of programs to obtain estimates of variances and covariances. USDA-ARS. USA.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001388&pid=S0004-0592201100030003600001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Blasco, A. 2001. The bayesian controversy in animal breeding. J. Anin. Sci., 79: 2023-2046.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001390&pid=S0004-0592201100030003600002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Cilek, S. 2009. The survey of reproductive success in Arabian horse breeding from 1976-2007 at Anadolu State Farm in Turkey. J. Anin. Vet. Adv., 8: 389-396.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001392&pid=S0004-0592201100030003600003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Cunningham, E.P. 1991. The genetics of Thoroughbred horses. Sci. Amer., 5: 92-98.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001394&pid=S0004-0592201100030003600004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Fuentes, F., Gonzalo, C., Herrera, M., Quiles, A. y Hevia, M. 1990. Parámetros reproductivos del caballo arabe. ITEA., 86: 172-177.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001396&pid=S0004-0592201100030003600005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Gianola, D. 2000. Statistics in animal breeding. J. Amer. Stat. Ass., 95: 296-299.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001398&pid=S0004-0592201100030003600006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Korsgaard, I.R., Andersen, A.H. and Jensen, J. 1999. Discussion of heritability of survival traits. Int. Bull., 21: 31-35.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001400&pid=S0004-0592201100030003600007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Madureira, A.P. 2003. Compara&ccedil;&atilde;o de modelos lineares mistos gaussianos e robustos em características de crescimento de bovinos de corte. (Tese de doutorado). FMVZ. Botucatu. 89 pp.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001402&pid=S0004-0592201100030003600008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Pereira, E. 2004. Diferentes abordagens para o estudo da precocidade sexual de f&ecirc;meas Nelore. (Tese de doutorado). FMVZ. Botucatu. 62 pp.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001404&pid=S0004-0592201100030003600009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">SAS. 1999. User´s guide: basics and statistics. SAS Inst. Inc. Cary. USA. 956 pp.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001406&pid=S0004-0592201100030003600010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Sorensen, D.A., Gianola, D. and Korsgaard, I.R. 1998. Bayesian mixed-effects model analysis of a censored normal distribution with animal breeding applications. Acta Agric. Scand. Sect. A. Animal Sci., 48: 222-229.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001408&pid=S0004-0592201100030003600011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Tanner, M.A. and Wong, W.H. 1987. The calculation of posterior distributions by data augmentation. J. Anim. Stat. Assoc., 82: 528-540.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001410&pid=S0004-0592201100030003600012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Taveira, R.Z., Carvalho, D. e Oliveira, P.S. 2001. Avalia&ccedil;&atilde;o de características de desempenho em produtos Nelore X Limousin. 38<sup>o</sup>Congresso Brasileiro de Zootecnia. Piracicaba. SP. Brasil. 425 pp.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001412&pid=S0004-0592201100030003600013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Templeman, R.J. 1997. Generalized linear mixed model in dairy cattle breeding. J. Dairy Sci., 81: 1428-1444.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001414&pid=S0004-0592201100030003600014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Valera, M., Esteves, M.M. and Molina, A. 2000. The Lusitano native Thoroughbred: A genetics study of the important reproductive parameters in plans for conservation and improvement. Arch. Zootec., 49: 147-156.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001416&pid=S0004-0592201100030003600015&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Van Kaam, J.B.C.H.M. 1998. <a target="_blank" href="http://www.student.wau.nl/~janthijs/breedingsite/edagibanal.html">www.student.wau.nl/~janthijs/breedingsite/edagibanal.html</a>. (20/05/ 08).    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001418&pid=S0004-0592201100030003600016&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Van Tassel, C.P. and Van Vleck, L.D. 1995. A manual for use of MTGSAM. A set of Fortram programs to apply Gibbs sampling to animal models for variance component estimation. &#091;DRAFT&#093;. Department of Agriculture. Agricultural Research Service. USA.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001420&pid=S0004-0592201100030003600017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Vollema, A.R. and Groen, A.F. A. 1998. Comparison of breeding value predictors for longevity using a linear model and survival analysis. J. Dairy Sci., 81: 3315-3320.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001422&pid=S0004-0592201100030003600018&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>    <!-- ref --><p><font face="Verdana" size="2">Wright, D.R., Stern, H.S. and Berger, P.J. 2000. Comparing traditional and bayesian analyses of selection experiments in animal breeding. J. Agric. Biol. Environ. Stat., 5: 240-256.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=1001424&pid=S0004-0592201100030003600019&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <p>&nbsp;</p>     <p>&nbsp;</p>     <p><font face="Verdana" size="2">Recibido: 4-6-08    <br>Aceptado: 22-10-09</font></p>      ]]></body><back>
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