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 Resumen
 Introduction
 Revision de literatura
 Correlaciones entre rendimiento...
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Title: Uso de parametros de estabilidad para evaluar el comportamiento de variadades criollas de maiz (Zea mayz L.) en Chimaltenango
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Title: Uso de parametros de estabilidad para evaluar el comportamiento de variadades criollas de maiz (Zea mayz L.) en Chimaltenango
Physical Description: Book
Language: Spanish
Creator: Cordova, Hugo
Publisher: Instituto de Ciencia y Tecnologia Agricolas, Sector Publico Agricola
Publication Date: 1978
 Record Information
Bibliographic ID: UF00082031
Volume ID: VID00001
Source Institution: University of Florida
Rights Management: All rights reserved by the source institution and holding location.
Resource Identifier: oclc - 212761487

Table of Contents
    Title Page
        Title Page
    Resumen
        Page 1
    Introduction
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    Revision de literatura
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    Correlaciones entre rendimiento y parametros de estabilidad
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    Bibliography
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Sector POblico Agrtcola
INSTITUTE DE CIENCIA Y TECNOLOGIA AGRICOLAS











USO DE PARAMETERS DE ESTABLIDAD PARA EVALUAR COMPORTAMENTODEVAREDADES


HUGO CORDOVA
GENETISTA DEL PROGRAM DE MAIZ DE ICTA


GUATEMALA, C.A. 1978


uv \.^y






USO DE PARAMETROS DE ESTABILIDAD PARA EVALUAR EL COMPORTAMIENTO DE

VARIEDADES CRIOLLAS DE MAIZ *Zea mayz L.) EN CHIMALTENANGO





RESUME


Con el objeto de desarrollar variedades de mafz que a corto plazo ayuden a

impulsar la producci6n de matz, fueron evaluadas 16 variedades criollas co-

lectadas en el .area de Chimaltenango en el Altiplano medio de Guatemala en

comparaci6n con cuatro variedades mejoradas para dicha region, utilizando

el modelo de andlisis de estabilidad de Eberhart y Russell (1966) a traves

de nueve localidades representatives del area.


Las variedades criollas superaron a las variedades mejoradas en potential

de rendimiento y adaptaciOn comprobadas por sus pardmetros de estabilidad.

El Criollo-34 amarillo de Patzicta super en 16% a las variedades mejora-

das y fu6 clasificado como una variedad stable (bi=1 y Sdi 2&).De acuerdo

a la descripcion de Marquez y C6rdova (1977), esta variedad serta una varie

dad sensible. Esta variedad sera utilizada por los Equipos de Prueba de

Tecnologla a la vez que se mejoran sus caracteristicas agron6micas. El --

Criollo-48 y el Criollo-89 superan al mejor testigo con rendimiento de 800

y 700 kilogramos por hectarea respectivamente. Estas variedades poseen buena

respuesta a todos los ambientes (bi=1 y Sdi2=O).


El analisis de estabilidad utilizado es un buen instrument en la identifica

ci6n de germoplasma de gran potential para los Programas de Mejoramiento. -

Existi6 una asociaci6n lineal y positive entire rendimiento y pardmetros de

estabilidad r=0.99** y r=0.66** respectivamente.





- 2 -


INTRODUCTION


La amplia variacion ambiental y cultural que existe-en muchos pauses de Ame-

rica Latina, hacen necesario la obtenci6n de variedades de-matz, dentro de

una region ecol6gica y socialmente definida, a la mayor parte de las situa-

ciones que se presentan en estos continents (Marquez y Cordova,1977).


Dentro de las poblaciones mejoradas de plant, las variedades criollas de -

matz pueden satisfacer tal cualidad, pues a su mayor economta y facilidad -

en la producci6n de su semilla se espera que tengan una mayor adaptabilidad

dada su estructura genottplcamente heterogdnea.


Cuando various genotipos se evalCan en diferentes localidades por various ahos,

las estimas de los componantes de varianza proven la information de la im-

portancia relative de la interacci6n genotipo X calidad, genotipo x afo y ge

notipo x localidad x aio. La prueba de comportamiento de variedades cuando

se analizan de la manera conventional ofrecen la informaci6n sobre la interact

ciOn genotipo-ambiente, pero no dan una idea de la estabilidad de las'varie-

dades evaluadas. (Cordova y otros, 1977).


En el Altiplano medio de Guatemala (1500-2000 m.s.n.m) existen variedades --

criollas con alto potential de rendimiento pero con perfodo vegetative y al-

tura de plant indeseables. El objetivo de este trabajo es identificar las -

mejores variedades criollas para impulsar su producciOn a nivel commercial a

la vez que se mejoran las caracteristicas agronomicas. Por otra parte, ilus-

trar con un ejemplo practice la estimacion de los parametros de estabilidad

para su utilizaciOn por los investigadores interesados en este tipo de anali

sis.




- 3 -


REVISION DE LITERATURE


Lerner (1954 llama homeostasiss gen6tica" a la capacidad de una poblacion

para mantener su frecuencia genica en una situacion Optima de valor adapta

tivo, y asocia la uniformidad fenottpica a traves de los ambientes con una

mayor heterocigocidad.

Allard y Bradshaw (1967) described dos formas a traves de-las cuales una -

variedad puede exhibir estabilidad: Amortiguamiento poblacional: la varie

dad puede estar constitulda de varies genotipos cada uno adaptado a un ran

go de ambientes un tanto diferente y Amortiguamiento Individual: los indivi

duos mismos pueden tener tambidn amortiguamiento, de manera que cada miem-

bro de la poblacion estd bien adaptado a un amplio rango de condici6nes --

ambientales. De esta.forma, las poblaciones genti'cas homog6neas: homocig6

ticas o heterocig6ticas (Itneas puras y cruzas simple, respectivamente), -

dependeran obviamente del amortiguamiento individual para tener una produc-

ci6n stable, mientras que tanto el amortiguamiento individual como el pobla

cional podran estar presents en poblaciOnes heterogeneas.


Ahaden Allard y Bradshaw (1967) que en las species de polinizaci6n libre

hay bastante evidencia de que el amortiguamiento individual es conspfcuamen

te una propledad de los heterocigotes. Citan al respect algunos trabajos

como el de Shank y Adams (1960) quienes comparan Itneas endOgamicas e htbri

dos, encontrando que los coeficientes de variaciOn fueron mayores que las I1

neas pero tambidn mas-diversos entire ellas; de manera que pueden atributrse

a las diferencias gen6tipicas entire ellas, mientras que al comparar a las It

neas como grupo con respect a los htbridos como grupo, se tiene que el amor

tiguamiento diferente de ambos grupos se debe a la heterocigocidad.





- 4 -


En relacion al amortiguamiento poblacional, se refieren a aquel que se en-

cuentra por arriba de los constituyentes de la poblacion, por lo que result

ta de las interacciones entire los diferentes genotipos que coexisten en e-

Ila. Citan como ejemplo la revision hecha por Simonds (1962) quien encon-

tro que las poblaci6nes mezcladas son casi siempre mas estables en rendi--

miento que sus components individuals, y el trabajo de Jones (1958) que

compare cruzas simple y cruzas doubles, encontrando que los coeficientes -

de variaci6n fueron menores para las cruzas doubles (12.31) que para las --

cruzas simples (21.41).

Shank y Adams (1960), citados por Mejta (1971), encontraron en htbridos con

el mismo grado de heterocigocidad, diferencias en su estabilidad descartan-

do a la heterocigocidad como causa Onica para explicar la homeostasis.


Sprague y Jemkins (1943) y Allard (1961) coinciden en que la mayor diversi-

dad genetic (cruzas simples en matz, por ejemplo) dota a las poblaci6nes

de mayor estabilidad que las hace idoneas para utilizarse tambidn en ambient

tes desfavorables.

Rowe y Andrews (1964) estudiaron la estabilidad de 6 poblaciOnes de matz -

representantes de cuatro grades de heterocigocidad: Itneas endogamicas --

(0%), F3 y RC2 (25%), F2 y RC1 (50%) y F1 (100%). Para el character rendi-

miento, tomando a la component de varianza entire ambientes como criteria
2
(Oe), encontraron asociado un mayor grado de heterocigocidad con mayores ta

manos de o sea con una menor estabilidad. En relacion a la diversidad
e,
gen6tica, los autores encontraron "sorpresivo" que las poblaci6nes F2, F3 y

RC1 y RC2 (heterogdneas) no fueran mas estables que la del grupo de Itneas





- 5


(homogeneas), anadiendo que las F1 debertan haber sido tambiln mas estables

que las Itneas. Con respect a la component 02e no hubo una asociaci6n

clara con el nivel de heterocigocidad, presentdndose descendientemente su

tamaNo como sigue: LUneas, F1, RC1, F3, RC2Y F2; 6 sea-que las lineas y --

las F1 interaccionaron mas con los ambientes. En el andlisis de regresi6n

de cada grupo sobre los ambientes, de acuerdo al mdtodo de Finlay y ----

Wilkinson (1963), los mayores cuadrados medios para las desviaci6nes de re

gresiOn correspondieron tambidn a las HIneas y a las Fl, mientras que los

coeficientes de regresi6n aumentaron con un mayor grado de heterocigocidad.


Smith et al (1967), usando los pardmetros de estabilidad de Eberhart y --

Russell (1966), encontraron coeficientes de regresion mayores que 1 en ge-

notipos de soya de alto rendimiento y viceversa.,


Russell y Eberhart (1968), al comparar Itneas endogamicas de matz prolffi-

cas con sus cruzas simples encontraron que los genotipos no prolfficos fue

ron los que midieron menos en ambientes pobres y los que mds alto rendimien

to tuvieron en ambientes favorables, sucediendo lo contrario con los genoti

pos prolfficos.


Eberhart y Russell (1968) postulan que aunque la estabilidad de una cruza -

doble proviene de la mezcla de genotipos tambi6n parece ser que estd bajo -

control genetic; 6 sea que clertos genotipos pueden mostrar mayor estabili

dad que otros, de manera que pueden obtenerse cruzas simples gendticamente

estables de mayor rendimiento que las cruzas doubles. En su investigaci6n -

encontraron dichas cruzas simple tan estables como cualquier cruza double,





- 6 -


sugiriendo que, puesto que las cruzas simples difieren en su habilidad de

respuestas a condicl6nes ambientales mas favorables, la suma de cuadrados

de desviaciones de regresiOn parecerta ser el parametro mas important, y

que es probable que esten involucrados en esa estabilidad todos los tipos

de accion genica.


Marttnez et al (1970) estudiaron la estabilidad de dos variedades de matz

y sus progenies F1, F2 y F4. La mayor adaptabilidad fue mostrada por la -

F1 y la menor por la F4, sugiriendo los autores el uso de poblaci6nes he

terocig6ticas y heterogeneas para reducir el valor de la interaction geno-

tipo-ambiente.


Carballo y Marquez (1970), en su trabajo sobre estimaci6n de parametros de

estabilidad en variedades de mafz hacen notar que en el grupo de variedades

de alto rendimiento los coeficientes B no difieren much de 1 o son supe--

riores a 6ste; en tanto que en grupo de bajo rendimiento los coeficientes

8 no difieren de 1 o son inferiores a este valor. Con respect al pardme-

tro S2d en el grupo bajo, 9 de 16 estimaciones (56%) son estadisticamen-

te significativas, mientras que en el grupo alto solo lo son 5 de 16 (31%).

Con esta premisa estimaron los coeficientes de correlaciOn posibles entire
2
las medias de rendimiento y los parametros B y Sd. En las diferentes agru

paciones de las variedades solo dos coeficientes resultaron significativos

(y negatives), entire B y S2d para las variedades sembradas bajo temporal;

Sin embargo, la tendencia general fue la asociacion de altos rendimientos

con altos valores de B1 y la asociaciOn negative del rendimiento y de B con

S2
d d





- 7 -


Reich y Atkins (1970) estudiaron en.sorgo el comportamiento de Itneas y de

htbridos, y de mezclas de pares de Itneas y de htbridos en 9 ambientes du-

rante dos anos. Sus resultados indicaron mayor "estabilidad", segCn la de-

finicion de Eberhart y Russell (1956), en las mezclas.de htbridos (B = 0.96),

las que tambien tuvieron las mayores medias y ocuparon el segundo lugar en

cuanto a mas bajas desviaci6nes de regresiOn. En las otras poblaciOnes, pa

ra rendimiento, siguieron a las mezclas de htbridos, los htbridos, las mez-

clas de Itneas y las lineas; para el coeficiente B solo el de las mezclas -

de Ifneas, difiri6 de 1 significativamente (B = 1.09); y para las desviaciO

nes de regresi6n fueron mds bajas tambien en las mezclas de Itneas, luego -

en las Itneas y por Oltimo en los htbridos. Su conclusion principal fu6 --

que las mezclas de Itneas fueron las poblaci6nes mas "estables" de las estu

diadas.

Mejta (1971) evalu6 5 mestizos del tipo ltnea x H-28 y al htbrido H-28 en -

10 ambientes, resultantes de combinar varias localidades durante 3 aios. En

sus resultados se ve que la asociaciOn sugerida por Carballo y Marquez (1970)

entire medias y coeficientes B, tambien estd present, si bien no se estim6

la correlaciOn estadtstica. Ver Cuadro 5.


Jowett (1972) estimO en sorgo de grano los pardmetros de estabilidad en lt-

neas, cruzas simples y cruzas de 3 Itneas. Encontr6 menor estabilidad en -

las Itneas y no encontr6 diferencias entire los dos tipos de cruzas. Como -

este autor usO el termino "estabilidad" segCn Eberhart y Russell (1966), en

realidad tuvo mayor estabilidad en las Itneas (B = 0.81) y menor'en los dos

tipos de htbridos (B = 1.09 para las cruzas de 3 Itneas y B = 1.11 para las -

cruzas simples).





- 8


Bush et al] (1976) evaluaron a 8 variedades de trigo y a sus cruzas posibles

en 6 ambientes como cruzas masivas F2, y.en 5 ambientes como cruzas masivas

F3. Las cruzas masivas-exhibieron esencialmente el mismo rango de respues-

ta a los amblentes que las variedades y no tuvieron significativamente mas

bajas desviaci6nes de-regresi6n que las variedades. Por otra parte, exis-

ti6 correlaciOn possible y altamente significativa (r = 0.73) entire las me-

dias de rendimiento de las cruzas masivas y los coeficientes B, mds no en-

tre aquellos y S2d (r = 0.25).- Con respect a los efectos de aptitude corn-

binatoria general (ACG), los coeficientes B de estos no estuvieron asocia-

dos con los de las Ifneas paternales como tales (r = 0.49), pero st lo es-

tuvieron con sus respectivas desviaci6nes de regresl6n (r = 0.72*).


Baihaki et al (1976) evaluaron 44 Itneas y 4 cultivos de soya durante 3 a-

hos en dos localidades. De la interacci6n genotipo x ambiente local, apro

ximadamente el 50%, al 25% fueron contributdas por los grupos de bajo, me-

dio y alto rendimiento, respectivamente. En relaciOn al coeficiente de re

gresi6n B, el valor promedio de los grupos de rendimiento alto y medio no

difirieron entire st, pero ambos fueron superiores al respective valor del

grupo bajo. El promedio de B del grupo alto fud significativamente superior

a 1, mientras que para el grupo bajo fue significativamente menor que 1.
2
Los promedios de las desviaci6nes de regresion (S ) no difirieron signify
d
cativamente entire st. Por otra parte, la regresion significativa de B so-

bre las medias de las ltneas indico "que el tamafo de los parametros de re

gresi6n esta relacionado linealmente con las medias de las Itneas". Con--

cluyen que en general, el grupo de rendimiento medio fu6 el mas stablele,




- 9 -


y el rendimiento bajo el menos stablel" esel original de Eberhart y ---

Russell (1966);. de acuerdo con las aclaraciones.que hemos hecho sobre este

concept, en realidad el grupo medio result sensible y el grupo bajo sub-

sensible o el mas stable.


MATERIALS Y METODOS


Con el objeto de buscar soluci6nes inmediatas al aumento de la produccion

de matz en la zona del altiplano medio, se colectaron en 1977, 95 colecci6

nes criollas; considerando los resultados de los ensayos de finca en 1976

y por apariencia fenottpicas y potential de rendimiento se seleccionaron -

16 variedades criollas y 4 testigos los que fueron evaluados bajo un dise-

No uniform de bloques al azar con 4 repeticiones, 4 surcos de cinco metros

de largo por parcela para cosechar los dos surcos centrales. La distancia

entire surcos fue de 90 centimetros y la-distancia entire matas 50 centimetros

dejando dos plants por postura. La fertilizacion fue efectuada con 75-40-

00.


Los experiments fueron establecidos en dos localidades de cada uno de los

municipios de Patzon, Patzicla, Santa Cruz Balanya, Tecpan y Santa Apolonia

y en el Centro de ProducciOn de Chimaltenango. Ademas del analisis de va--

rianza por localidad, se realiz6 un andlisis de estabilidad utilizando el -

modelo propuesto por Eberhart y Russell (1966) para la estimaci6n de parame





- 10 -


tros que identifican las variedades por su comportamiento a traves de to-

das las localidades donde se evaluaron. El analisis de estabilidad se --

realiza bajo el siguiente modeloY ( )



Yij = Ui + Bi + Ij + Sij


donde:


Yij = Es la media varietal de la i-esima variedad en el j-esimo
ambiente ( i= 1,2,.....V; J= 1,2,....n).


Ui = La media de la i-esima variedad a traves de todos los am=
bientes.


Bi = Coeficiente de regreso6n que mide la respuesta de la varie-
dad i en various ambientes.


Ij = Indice ambiental obtenido como el promedio de todas las va-
riedades en el j-esimo ambiente menos la media general.


Sij = Desviaci6n de regresi6n de la variedad i en el ambiente j.



(*) El ejemplo del andlisis numerico se tom6 del articulo" EstimaciOn de

los Parametros de Estabilidad y su aplicaci6n a la Investigaci6n A-

grtcola en AlgodOn." Por Arturo Palomo Gil MC, Investigador del Pro

grama de Algod6n CIANE-INIA-SAG.





- 10A -


CUADRO 1.


INTERPRETATION DE LOS PARAMETROS DE ESTABILIDAD SEGUN CARBALLO
Y MARQUEZ, 1970.


CATEGORIA BI Sdi2 DESCRIPTION


Variedad stable


Buena respuesta en todos

los ambientes inconsistent

tes.

Responde mejor en ambientes

desfavorables, consistent.


Responde mejor en ambientes

desfavorables, inconsistentes


Responde mejor en buenos am-

bientes, consistent.


Responde mejor en buenos am

bientes, inconsistent.


= 1


= 1





<1


<1


>1


>1


S 0


>0





= 0




>0




S 0




> 0


-- I





- 11 -


CUADRO 2. CLASIFICACION DE LAS VARIEDADES DE ACUERDO A SU SENSIBILIDAD A

LOS CAMBIOS AMBIENTALES DEFINIDA POR LOS PARAMETROS DE ESTABI-

LIDAD B: Y S d. (MARQUEZ Y CORDOVA, 1977).



P A R A M E TR 9 S
CLASE B S d DES C R IP C 0 N



1 = 1 = 0 Sensible; no interacciona

2 = 1 > 0 Sensible; InteracciOn-2


3 <1 = 0 Supersensible; InteracciOn-1

4 < 1 > 0 Supersensible; Interacci6n-2


5 < 1 = 0 Subsensible; Interacci6n-1

6 < 1 > 0 Subsensible; Interacci6n-12


Interacci6n-1; interacci6n debida a B

Interacci6n-2; interacci6n debida a S2d

Interacci6n-12; interacciOn debida a B y


Metodologta del Andlisis


Del Cuadro 6 que concentra los rendimientos medios varietales por ambien

te de prueba, se siguen los siguientes pasos:


Se efect0a un analysis de varianza de un diseNo completamente al azar pa

ra obtener los valores de las sumas de Cuadrados del total, variedades y

el residual.





- 12 -


S.C. TOTAL


2 Yj2
i j


2 I 2
- ( 1 j Yij) ........ (1)
vn


v = Variedades
n = Ambientes

2 2 2 2
= (2998) + (3846) + .....(1702) (653.004) = 259.5609
20x9


S.C. Variedades =


2 2
i Yi
n


- ( j YIj)
vn


(2)


2 2 2 2
= (31.52) + (34.18) + ......(33.11) (653.004) = 26.9455
9 20x9


.2 7 y2
S.C. Residual ambientt) =. YI~ I
I' n


....... (3)


S SCT SCV


= 259.5609 26.9455 = 232.6154


La suma de cuadrados del residual comprime el efecto ambiental y el genetico

ambiental. De la suma de cuadrados del residual se extraen las sumas de cua-

drados correspondientes a la regresion ambiental (Lineal) y a la interacci6n

genetico-ambiental (Lineal).


a) Calculo de la suma de cuadrados de ambiente (Lineal)

2 2
S.C.A. (Lineal) = ( : Y I ) /2 l'j (4)
v J J J j 2

S 1 (3.49(-0.139)+3.99 (0.366)+.....+2.43(-1.20) /2j3
20





- 13 -


Indice ambiental PATZUN 1


II = (2.998 + 3.846+........+3.474) (2.998 + 3.846 ......1.702)= -0.139
20 20x9


Indice ambiental PATZUN 2


12 = (3.56 4.32+ .......4.17) (2.998 +3.846+.......+1.702)= 0.366
20 20x9


Indice ambier


13 = etc.


de donde:


I 2
j j

Por lo tanto


S.C.A. (L


b) Calcul

(Lineal)


S.C.V.xA


Primero s


2Y11J


ital PATZICIA LOC. 1





SIj2 = (-0.139)2+(0.366)2 +....+(-1.20)2 = 8.607
j


= Sumatoria de Cuadrados del Indice Ambiental.....(3)




ineal) = 1 (8.608)2 /8.6075 = 0.4304
20

lo de la suma de cuadrados de la regresiOn genetico-ambiental



(Lineal) = Z ( Yijlj)/ ll 2) S.C.A.(Lineal)... (7)
S J J


;e estima: ( 2 Yi

.998 (-0.1396) 3.5
2.998 (-0.1396)+ 3.5


J

ilj)2 (6)


61 (0.3661)+.....+1.687(-1.2004) = 9.5860




- 14 -


Y2 = 3.846 (-0.1396)+4.322(0.3661)+........+2.155(-1.2004) = 8.3099
J 0








2Y 2j = 3.474 (-0.1396)+4.170(0.3661)+.....+1.702(-1.2004) = 10.6294
20
J

Cada uno de los valores ast obtenidos se elevan al cuadrado y se dividen en-
.2
tre la varianza del Indice Ambiental jIj


Los v valores obtenidos se suman


,Yij i ....(1).
J


( Yijli2 / 2......(2)
J J J


v1 9.5860 ; (9.5860)2/8.6075 = 10.6757;

v2 8.3099 ; (8.3099)2/8.6075 = 8.0226







v20- 10.6294 ; (10,6294) /8.6075 = 13.1262

Y Yijij)2/ 21' = 185.9122
\ J J





- 15


A la suma total se le resta la S.C.A. (Lineal; esta operaciln da comd result

do final la S.C.VxA (Lineal)

SCVxA (Lineal) =2 (2Y ij j)2 / 2 SCA (Lineal)
i j J


S 185,9122 0.4304 = 185.4818

La suma de cuadrados de las desviaci6nes ponderadas ..2i 1 j dij2.
se calcula:


: d2 /) j1 Yj2 j y/n) 1 (: Yjj


t( 2: YjIjj)2 21j2 ) SCA (Lin)
j j '

Es decir, result de restar de la suma de cuadrados del residual, las sumas
de cuadrados correspondientes al ambiente (lineal) y a la interacci6n gene-
tico amblental (Lineal)

2 : dij = SC 3)Res. SCA( (lin) SCV(7) xA (Lin)
I J

= 232.6154 0.4304 185.4818 = 46.7032

La SC de Desviaci6nes Ponderadas se descomponen en la sumas de.cuadrados
de desviaci6nes de regresi6n2j dij para cada una de las variedades

S A dj2 2 yi2) (j Yijj)2 / 2
J J n j j
= SC total para la i-esima variedad SC de regresi6n
para la 1-6sima variedad.







iRi 2 I 2
Los valores de ( 4y Yijij) / Ls j ya fueron calculados en el calculo de la
J j
SC de la regresion genetic ambiental:


de donde:

A .998)2 )2 )2
Sd 2 =(2.998) + (3.561)2 + .+ (2.006)2 (2.998+3.561+. .2.006)2, 10.757
j 9

= 1.0669

A
( d2 22 2 2 2
S 2 = (3.846) +(4.322) +...+(2,155) (34.18) -8,0226 = 0.7281












2 2 2
A = ()2 +7_
S d20 2 (34742+(4170 + .... (1.702)2-(33.112) -13.1262 = 0.5404
9



Al termlno de estas operaciones se concentran los valores obtenidos para

las sumas de cuadrados de las fuentes de varlaclOn i-ndicadas en una tabla

de ANDEVA (Cuadro 10).

El cuadrado medlo del error conjunto (error ponderado) se obtlene por su~

mar las SC del error experimental de los analIsis de varlanza efectuados -

para cada experimento en particular y la suma total que result se divide

entire el total de grades de libertad del error experimental resultantes de
\





- 17


sumar los gj....de cada uno de los experiments (cuadro 3). El valor que re-

sulta se divide a su vez entire el nOmero de repetici6nes consideradas en -

los experiments individuals.



CUADRO 3. RESUME DE LOS ANALYSIS DE VARIANZA DE LAS NUEVE LOCALIDADES PA-
RA LA ESTIMACION DEL ERROR CONJUNTO.



LOCALIDAD G.L.E. S.C.E.


PATZUN 1 57 31.13

2 57 30.56


PATZICIA 1 57 26.54

2 57 46.40


TECPAN 1 57 26.04

2 57 13.49


SANTA APOLONIA 1 57 41.07

2 57 22.68


CENTRO EXPERIMENTAL 1 57 .19.22

T 0 T A L 513 257.13


Se2/r = CMEC = t ..-
K=1 SCEK/r
n

= 251/4 = 0.1253
513
K = 1 ....t r = 4
n = GLE, + GLE2 +'.....+ GLE20




- 1 -


Pruebas de Significancia


a. La significancia 'de las diferencias entire medias varietales (Hipotesis

nula, Ho: V1 = V2 = .....Vv se efectoa mediante la prueba de F.


F = CM1/CM3


b. La hipotesis de que no hay diferencias geneticas entire las variedades

para su regresi6n sobre los Indices ambientales se efectCa mediante -

la siguiente prueba de F.


F = CM2/CM3


c. La hip6tesis (Ho) de que las desviaciones de regresi6n para cada varied

dad son estadtsticamente Iguales a cero se prueba:

A 2
F = Sj dij /n-2/error ponderado


d. La hip6tesis de que los coeficientes de regresi6n son estadtsticamente

iguales a 1 se realize mediante una prueba de t.


El comportamiento de cada variedad en cada ambiente puede predecirse -

usando los estimadores de los parametros Vi, Bi como:



Y ij = Xi + bilj

Variedad 4:


Y = 4.2342 + 1.17 (Ij)




- 19 -


Variedad 5:

Y = 3.9168 + 1.59 (lj)


Variedad 16:

Y = 3.538 + 0.48 (lj)


Variedad 18:

Y = 2.6029 + 0.40 (Ij)


Variedad 11:

Y = 3.9389 + 0.89 (Ij)


Variedad 3:

Y = 3.1264 + 1.03 (Ij)


Variedad 17:

Y = 3.4084 + 0.71 (Ij)


Una variedad criolla deseable sera aquella que present los siguientes a-

tributos:


Un coeficiente de regresiOn igual a la unidad (bi = 1)

DesviaciOnes de regresiOn cercanas a cero (S2di = 0) y

La media de rendimiento muy alta.


El analysis de varianza apropiado se present en el CuadrolO.






CUADRO 4.


ANALYSIS DE VARIANZA PARA
CRIOLLAS. CHIMALTENANGO,


RENDIMIENTO (TON/HA) POR LOCALIDAD DE ENSAYOS DE VARIEDAD

1977.


SANTA APOLONIA PATZUN PATZICIA TECPAN C E N T.R 0
F DE V. G.L. 1 2 1 2 1 2 1 2



BLOQUES 3 11.41 1.21 0.27 7.39 2.20 12.03 8.02 0.93 1.03

TRAT. 19 1.27* 0.67NS 1.9 **2.64*2.12** 3.55** 1.59 *1.62** 3.4 *

ERROR 57 0.46 0.40 0.55 0.54 0.47 0.81 0.72 0.24 0.34


21.25 18.14 20.10

1.050 1.03 0.970


15.82 20.3 15.21

1.270 1.020 0.690


* Significativo al 5% de

** Significativo al 1% de

N.S. No significativo.


Probabilidad

Probabilidad


C.V.

MDS


17.43

0.960


29.0

0.890


24.0

0.820




- 21


CUADRO 5. ANALYSIS DE VARIANZA PARA ESTABILIDAD DE 20 VARIEDADES EVALUADAS
EN NUEVE LOCALIDADES.. CHIMALTENANGO, 1977.


FUENTE DE VARIATION G. DE L. S.C. C.M. Fc
FUENTE DE VARIACION G. DE L. S.C. C.M. Fc
------------------------------------------


TOTAL


VARIEDADES (V)
AMBIENTE (A) 1
VxA 1
AMB. (LINEAL)
V x A (LINEAL)
DESV. PONDERADA 1
VAR. 1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
Error Ponderado

MDS = 0.4906


19
60
52
1
19
40
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
7
513


259.5609

26.9455
232.6154

0.4304
185.4818
46.7032
1.0669
0.7281
2.5342
0.9599
3.4281
5.3255
0.4575
2.2862
1.3673
2.7586
1.9064
1.2669
2.8922
1 .5333
2.8734
6.8997
1.6828
2.7607
3.4351
0.5404


1.4182 CM1



9.7622 CM2
0.3336 CM3
0.1524
0.1040
0.3620
0.1371
0.4897
0.7608
0.06554
0.3266
0.1953
0.3941
0.2723
0.1810
0.4132
0.2190
0.4105
0.9857
0.2404
0.3944
0.4907
0.0772
0.1253


CV = 9.75 %


4.25 **



29.26 **

1.22 NS
0.83 NS
2.89 *
1.09 NS
3.91 *
6.07 *
0.52 NS
2.61 *
1.56 NS
3.15 *
2.17 *
1.44 NS
3.30 *
1.75 NS
3.28 *
7.87 **
1.92 NS
3.15 *
3.92 *
0.62 NS


- ------- -------




- 22 -


CORRELACIONES ENTIRE RENDIMIENTO Y PARAMETROS DE ESTABILIDAD



Para medir el grado de asociaci6n existente entire rendimiento y los pardme-

tros de estabilidad se calcularon coeficientes de correlacion simple entire

medias de rendimiento de variedades, coeficientes de regresi6n y desviacio

nes de regresi6n.


La formula de calculo es la sigulente:



r = Y

S x2 Sy2


2x Y = Suma de products de las desvlaci6nes
2 2
Ex Y = Es el product de las sumas de cuadrados de las desvlaci6nes

al cuadrado, para las variables X e Y.



Pruebas de Significancia


Para determinar las diferencias entire medias varietales se realize una prue

ba de Duncan al analisis combinado de variedades.


RESULTADOS Y DISCUSSION


El Cuadro 4 present el analisis de varianza por localidad para los 10 sitios

donde se establecieron los ensayos. NOtese que para todas las localidades e-

xlstleron diferencias significativas entire varledades. Los coeficlentes de -

variacion son aceptables, a excepcion del Centro Experimental. El Cuadro 5






S VG A I


LI~N'AS DE IEGRESION

t'",.-CS /A fENTALES

DE "MAiZ EVAL UADAS


23 -

ENTRE RENDIHMENTO E

DE VARIEDADES CRIOLLAS

EN CHIMALTENANGO, 1,977


.-,- CRIOLLG 46

.e.. = CRIOLLO 34

= SAN MARCENO


"4
a
,j




t-












t.5 .,.

I


1
A
it* *-T

'~













I -
0.5






-4
g





05
*o^





-4


Y= 3.4084i 0.71 (0)


"/
A,~


-2.5
-2


- (.5
-!


-0.5
0


|I
0.5
i 0


2.5
2


INDICES AMBIENTALES Ton./Ho.


Y 39 3 8 9 + 0.99 ( J


3,5
4


'rawycrtalf u ~J




- 24 -


FVI iRA 2
















IB

8





5'


4


LINES DE REGRESION ENTIRE RENDIMIENTOS E

INDICES AM1IENTALES DE VARIEDADES CRIOLLAS

CHIMALTENANGO 1,977






CRIOLLO 48

CRIOLLO 78

....... V 301

GUATEIAN XELA 0 / /

.= 1


I.'

.1


<'3P/1


-s~ CI`~ I- I---- U U


-4
-3.5


-3
-25


-I
-0=5


-i
-1.5


-2
-2.5


-3.5


INDICES AMBIENTALES Ton./Ho.


,,

....









present el analisis de varianza utilizado para la estimaciOn de los para-

metros de estabilidad de las variedades evaluadas a traves de todos los am

bientes de prueba. N6tese que la fuente de variaciOn de variedades por am

biente lineal es altamente significativa, esto nos indica-que hubo un com-

portamiento diferencial relative entire las variedades de acuerdo a los am-

bientes. La F para variedades fu6 altamente significativo.


Los Cuadros 6 8 resume los resultados obtenidos en estos experiments. -

N6tese que el Criollo-89 de Santa Cruz Balanyd tiene muy buen comportamlen

to en la mayorta de las localidades donde fu6 evaluado y ademas ocup6 el -

primer lugar en promedio de las 9 localidades (Cuadro 8). Esta variedad -

criolla super con 700 kg/ha al mejor testigo blanco y 800 kg/ha al mejor

testigo amarillo (Cuadro 7), Figs. 1 y 2. Su coeficiente de regresi6n fue

similar a 1 y sus desviacl6nes de regresiOn 0, esto lo clasifica como una

variedad que tiene buena respuesta a todos los amblentes pero inconsisten-

te (Cuadro 7). El Criollo-48 de Balanya respondi6 en forma similar supe--

rando a los testigos blancos y amarillos con 20 y 22% respectivamente.


La altura de plant de estas variedades es considerablemente alta por lo -

que habrd que mejorar sus caractertsticas agron6micas.


La Figuras 1 y 2 muestran el comportamiento de las variedades de mayor Im-

portancia en este studio.

Las estlmaci6nes de coeficientes de correlacl6n muestran una clara asocia-

cl6n lineal positive entire rendimiento y coeficiente de regresion (r = 0.99).

Cuadro 9. Estos resultados coinciden en los obtenidos por C6rdova y Marquez


- 25




- 26


1977, y Carballo y Marquez 1970, los cudles encontraron que altos rendi-

mientos estuvieron asociados con coeficientes de regresion altos; sin em-

bargo, el coeficiente de correlaci6n calculado entire rendimiento y desvia

ci6nes de regresion (r = .66) no coincide con los reportados por estos au-

tores con variedades sinteticas de matz en el tr6pico.


El Criollo-34 Amarillo de Patzicia fue clasificado como una variedad esta-
2
ble (bi=l) y Sdi2=0), su comportamiento es sobresaliente en todos los am-

bientes, favorables y desfavorables (Cuadro 6); por otra parte, su rendi--

miento es similar al mejor de los criollos superando a los testigos con --

13 y 15%. Esto lo identifica como una variedad deseable por tanto el agri

cultor que la cultive tendra mayores probabilidades de exito.


El Criollo-78 de Tecpan responded mejor a ambientes ricos ya que sus rendi-

mientos mas altos estuvieron en las localidades con indice ambiental mas -

altos, PatzQn-2, Tecpan-1 y Santa Apolonia-1 (Cuadro 6), sus parametros de

estabilidad fueron bi = 1.50 y Sdi2 = 0.36 (Cuadro 7).


Las variedades mejoradas tuvieron una respuesta muy pobre a los ambientes

donde fueron evaluadas mostrando adaptaciOn muy estrecha. Los parametros

de estabilidad estimados para estas variedades indican su complete inesta-

bilidad, siendo afectados por los cambios ambientales. La variedad V-301

tuvo un coeficiente de regresiOn de .53** y sus desviaci6nes de regresiOn

fueron muy altas (.75**). El comportamiento de B-71 fue bastante similar a

V-301 con rendimientos promedios bajos. Sus mas altos rendimientos fueron

en el Centro de Producci6n. Esto confirm claramente que la poca adaptaciOn




- 27


de estas variedades se debe.a que su mejoramiento ha sido realizado Onica-

mente en la Estacion Experimental 0 por otra parte en ambientes completa--

mente diferentes al lugar donde deben ser utilizados (Chimaltenango y Quet-

zaltenango.


Marquez y Cordova (1977) proponen que de acuerdo a la evidencia experimental

no es la mayor heterogeneidad genotipica de las poblaciOnes lo que les con

fiere mayor estabilidad al cambio ambiental, aunque en casos individuals

ese puede ser el caso. Las variedades criollas utilizadas en el present

trabajo pueden considerarse como heterogeneas pues poseen una gran variabi-

lidad en su germoplasma debido a la introgresion genetica ocurrida por mu-

chos aios, de esta manera encontramos variedades criollas estables como el

Criollo-34 (Bi = 1 y Sdi2 = 0).


Por otra parte, las variedades que se estaban mejorando para la region pre

sentan poca adaptaciOn, principalmente porque no se han mejorado para la -

estabilidad incorporando germoplasma que den esta caracteristica a las va--

riedades en mejoramiento de acuerdo a su Sdi2. Estas varledades (V-301 y -

B-71) presentan las desviaci6nes de regresiOn 0.860 y 0.0370 respectlvamen-

te, mostrando una interaccion-2 a los ambientes de prueba por lo que son --

impredecibles o inconsistentes en su respuesta a las diferentes localidades

o estas variedades tienen una variabilidad genetic muy estrecha. Tomando

en cuenta estas conslderaciones, los resultados obtenidos en estos experiment

tos no estan de acuerdo con las proposiciOnes realizadas porMarquez y COrdo-

va 1977.







CUADRO 6. RENDIMIENTO DE NUEVE ENSAYOS DE VARIEDADES CRIOLLAS EN CINCO MUNICIPIOS DE CHIMALTENANGO. 1977.


PATZUN PATZICIA TECPAN STA.APOLONIA CENTRO Yi Yi
G E N E A L 0 G I A LOC.1 LOC.2 LOC.1 LOC.2 LOC.1 LOC.2 LOC.I LOC.2 EXPTAL.

CRIOLLO-57 AMA. 2998 3561 3994 5668 4238 3234 4239 2006 1687 31.52 3.50
CRIOLLO-70 AMA. 3846 4322 3726 5413 4376 3746 4376 2220 2155 34.18 3.80
CRIOLLO-46 BLANCO 2699 3559 2279 5728 3874 3115 3041 2283 1955 28.14 3.13
CRIOLLO-48 AMA. 3435 4863 3848 6695 4833 4237 4834 2799 2564 38.11 4.23
CRIOLLO-78 BLANCO 3063 4258 3028 7054 5771 3581 4912 2401 1283 35.25 3.92
CRIOLLO-4 AMA. 1841 3985 3309 5939 5091 3206 4113 1618 3620 32,72 3.64
CRIOLLO-39 AMA. 3737 4092 4241 6359 4261 3380 4261 2525 2394 35.25 3.92
CRIOLLO-51 BLANCO 3733 4439 3221 7271 3767 3770 3674 2438 1763 34.08 3.78
CRIOLLO-44 AMA. 3549 4108 3865 5932 3374 3427 3374 2572 2173 32.37 3.60
CRIOLLO-33 BLANCO 3132 3520 2537 4669 4719 3140 3055 868 1107 26.75 2.97
CRIOLLO-34 AMA. 4570 4519 3873 5935 3687 3981 368/ 2181 3017 35.45 3.94
CRIOLLO-76 AMA. 4037 5195 3425 5973 4566 3430 4040 2173 2111 34.95 3.88
CRIOLLO-89 AMA. 4761 5248 4945 6589 4099 3298 4099 2868 2382 38.28 4.25
CRIOLLO-85 AMA. 3881 4845 3090 5475 4044 3503 4045 2078 1880 32.84 3.65
CRIOLLO LOCAL 3919 4267 3235 5673 3271 3659 3271 2124 3761 33.18 3.69
V-301 3287 3187 4267 5104 3860 2206 3041 2130 4860 31.84 3.54
SAN MARCENO 3585 2688 3660 4923 3991 2678 3991 2385 2576 30.68 3.41
GUATEIAN XELA 2381 1878 2967 3093 3864 1889 3274 2016 2064 23.43 2.60
BARCENA-71 3637 3274 3598 4713 4160 1860 4160 1971 3494 30.87 3.43
CRIOLLO-91 BLANCO
DE SANTA APOLONIA 3474 4170 3610 6188 4324 3025 4324 2295 1702 33.11 3.68


* KG/HA GRANO AL 15% DE
Y.j
Ij


HUMEDAD
= 3.49
= 0.139


3.99 3.50
0.366 -0.122


5.72
2.09


4.21 3.22 3.88 2.20 2.43
0.585 -0.409 0.257 -1.43 -1.20


653.00 3.63


* w




- 29


CUADRO 7. PARAMETROS DE ESTABILIDAD Y PRUEBA DE DUNCAN PARA MEDIAS DE
RENDIMIENTO DE VARIEDADES CRIOLLAS EVALUADAS EN NUEVE LOCA-
LIDADES. CHIMALTENANGO, 1977.

COEF. DE REG. DESV.DE
RENDIMIENTO V-301-B-71 REG Sdi


CRIOLLO 89 4.25 a 120 125 1.11 NS 0.29 *
CRIOLLO 48 4.23 a 120 124 1.17 0.01 NS
CRIOLLO 34 3.94 a 113 116 0.89 NS 0.15 NS
CRIOLLO 78 3.92 ab 112 115 1.59 0.36 **
CRIOLLO 39 3.92 ab 112 115 1.10 NS 0.06 NS
CRIOLLO 76 3.88 ab 111 114 1.17 0.06 NS
CRIOLLO 70 3.80 ab 108 111 0.97 NS 0.02 NS
CRIOLLO 51 3.79 ab 108 111 1.39 ** 0.20 *
CRIOLLO LOCAL 3.69 abc 105 108 0.72 0.29 *
CRIOLLO 91 3.68 abc 105 108 1.23 0.05 NS
CRIOLLO 85 3.65 bcd 103 107 1.05 NS 0.09 NS
CRIOLLO 4 3.64 bcd 103 107 1.08 NS 0.64 **
CRIOLLO 44 3.60 bcd 102 106 0.94 NS 0.07 NS
V-301 3.54 bcd 100 104 0.48 ** 0.86 **
CRIOLLO 57 3.50 bcd 99 103 1.11 NS 0.03 NS
BARCENA 71 3.43 bcd 97 100 0.68 0.37 **
SAN MARCENO 3.41 bcd 96 100 0.71 0.12 NS
CRIOLLO 46 3.13 cde 88 92 1.03 NS 0.24 *
CRIOLLO 33 2.97 de 84 87 1.16 0.27 *
GUATEIAN XELA 2.60 e 73 76 0.40 0.27 *

CV=. 9.75

* Rendimiento en toneladas por hectarea de grano al 15% de humedad.

-' Significativo al 1% de probabilidad


* Significativo al 5% de probabilidad.







CUADRO 8. MEDIAS DE RENDIMIENTO Y DATOS AGRONOMICOS DE NUEVE ENSAYOS DE VARIEDADES CRIOLLAS EN CINCO
MUNICIPIOS DE CHIMALTENANGO. 1977


REND. G.** % AL % AL ALTURA ALTURA DIAS
G E N E A L 0 G I A KG/HA V-301 B-71 PLANT MAZORCA FLOOR
--- ----------------------- ----------- ----------

CRIOLLO-89 AMARILLO DE BALANYA 4250 120 115 247 144 122
CRIOLLO-48 AMARILLO DE BALANYA 4230 119 115 252 144 123
CRIOLLO-34 AMARILLO DE PATZICIA 3940 111 107 252 143 124
CRIOLLO-78 BLANCO DE TECPAN 3920 111 106 272 171 129
CRIOLLO-76 AMARILLO DE TECPAN 3880 110 105 267 159 125
CRIOLLO-39 AMARILLO DE COMALAPA 3920 111 106 256 143 124
CRIOLLO-70 AMARILLO DE TECPAN 3800 107 103 272 160 128
CRIOLLO-4 AMARILLO DE CHIMALTENANGO -3640 103 99 279 185 140
CRIOLLO-51 BLANCO DE BALANYA 3790 107 103 280 172 132
CRIOLLO-44 AMARILLO DE COMALAPA 3600 102 98 264 163 128
CR'OLLO-85 AMARILLO DE PATZUN 3650 103 99 261 .157 127
CRIOLLO LOCAL 3690 104 100 271 168 130
CRI0LLO-57 AMARILLO DE STA.APOLONIA 3500 99 95 270 168 131
CRIOLLO-46 BLANCO DE COMALAPA 3130 88 85 278 171 135
CRIOLLO-33 BLANCO DE PATZICIA 2970 84 81 292 187 137

TESTIGOS:

CRIOLLO-91 BLANCO 3680 104 100 270 165 133
V-301 3540 100 96 256 140 139
SAN MARCENO 3410 96 93 197 105 109
BARCENA-71 3430 97 93 223 126 127
GUATEIAN XELA 2600 73 71 171 92 102


Mejor Testigo
'*' Promedio de nueve localidades,


y treinta y seis repeticiOnes en total.





31 -


CUADRO 9. COEFICIENTES DE CORRELACION ESTIMADOS ENTIRE RENDIMIENTO Y PARA-

TROS DE ESTABILIDAD.


R E N D I M I E N T O


COEFICIENTE DE

REGRESION (Bi)



DESVIACION DE

REGRESION (Sdi2)


0.99


0.66


- --





CUADRO 10


AbiAlUSS nE VAF.;ANZA U';!.ZAD i f'AiA LA ,ESTI, AC!ON NDE
LOS PAAi AEITROS DE ESTABILIC.AD,


FUENTE DE VARIACION


G, de L.


- .


Total 1


Variedades (V)


Ambientes (A)


Vars. x Ambs.


Ambiente (lineal)


Vars. x Ambs. (lineal)


Desv. ponderadas


Variedad 1


Variedad v


Error ponderado


nv- 1


v-1


n- 1
v (n-1)
(v-1)(n- I)


1


v-1


v(n -2)


n- 2


n-2


n(r-1 )( v-1)


SUMA DE CUADRADOS


i j

1 j
-Ti j


Y2
iiY

Y2
i


- F.C


- F. C


Y2 2 n
i j iij i


r-( Y I )2 / 12
i j 1 1 j

S((E Y I )2 / E I2) -S.C.A.(lineal)
i J i j] )


i ii
g Y2 (Y)2 )y / E12
i i) n i i ]

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- 33 -


CONCLUS IONES



1. Se han identificado variedades criollas con alto potential de rendi-

miento y estabilidad, las cudles pueden impulsarse para su distribu

ci6n commercial a corto plazo a la vez que se mejoran sus caracterts-

ticas agron6micas.



2. Las variedades criollas superaron a las variedades mejoradas en rendi

miento y estabilidad.



3. Los pardmetros de estabilidad estlmados son buen Indlcador del compor

tamlento de las varledades evaluadas y un buen Instrumento para Iden-

tificar germoplasma de gran utlldad en los Programas de MeJoramlento.




- 34 -


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mau.
























El present trabajo esta fundamentado en la Tesls Profesional titu

lada "UTILIZACION DE PARAMETROS DE ESTABILIDAD PARA EVALUAR VARlf

DADES CRIOLLAS DE MAIZ EN EL DEPARTAMENTO DE CHIMALTENANGO", really

zada por el Ing. Freddy A. Davila, como requisite parcial para la

obtenci6n del grado de Ingeniero Agr6nomo de la Facultad de Agrong

mta de la Universidad de San Carlos.






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