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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Aptitud combinatoria y heterosis en un cruzamiento dialélico en jamaica (Hibiscus sabdariffa L.)]]></article-title>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[A diallel cross among three jamaica genotypes (Hibiscus sabdariffa L.) was carried out to estimate combining ability and heterosis. The evaluation was conducted during the fall growing season 2004 in Xalisco, Nayarit; 13 traits were evaluated. The analyses for general combining ability (GCA) and specific combining ability (SCA) showed that both additive and non-additive effects were important. The most important additive effects were days to flowering, plant height, number of branches per plant, calyx diameter, calyx length, fresh fruit weight, fresh calyx weight, total anthocyanin content, total soluble solids and acidity. The most important non additive effects were number of fruits per plant, number of fruits on main branch and dry calyx weight. For GCA effects, the parent Reina expressed the largest values for calyx length, number of fruits per plant, number of fruits on main branch, fresh fruit weight, fresh calyx weight and dry calyx weight, whereas the cultivar China exhibited the best effects for calyx diameter, fresh fruit weight, fresh calyx weight, dry calyx weight and total anthocyanin content. Finally, the parent Huajicori had important effect on days to flowering, plant height, number of branches per plant and total soluble solids. The crosses Huajicori x Reina and Huajicori x China showed strong effects of SCA for plant height, number of fruits per plant, number of fruits on main branch, fresh fruit weight, fresh calyx weight and dry calyx weight. High percentages of heterosis relative to the best progenitor were exhibited by the cross Huajicori x Reina for number of branches per plant (27%), number of fruits per plant (96%), number of fruits on main branch (46%), fresh fruit weight (15%), fresh calyx weight (14%) and dry calyx weight (36%).]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[ <p align="center"><font face="verdana" size="4"><b>Aptitud combinatoria y heterosis en un cruzamiento dial&eacute;lico en jamaica (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.)</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>Combining ability and heterosis in a diallel cross of jamaica (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.)</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2"><b>P. G. Ruelas&#150;Hern&aacute;ndez, F. de J. Caro&#150;Velarde*, R. P&eacute;rez&#150; Gonz&aacute;lez y R. Valdivia&#150;Bernal </b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i>Unidad Acad&eacute;mica de Agricultura, Universidad Aut&oacute;noma de Nayarit. Carretera Tepic&#150;Compostela. Km 9. Xalisco Nayarit. C.P. 63780, M&eacute;xico. Correo&#150;e:</i> <a href="mailto:cave5@hotmail.com">cave5@hotmail.com</a> <i>(*Autor responsable)</i></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Recibido: 23 de abril, 2007    <br> Aceptado: 27 de junio, 2008</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<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">Se realiz&oacute; un cruzamiento dial&eacute;lico entre tres genotipos de jamaica (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.) con el objetivo de determinar aptitud combinatoria y heterosis. La evaluaci&oacute;n se llev&oacute; a cabo durante el ciclo agr&iacute;cola de temporal 2004 en Xalisco, Nayarit. Se evaluaron 13 caracter&iacute;sticas del cultivo. Los an&aacute;lisis de aptitud combinatoria general (ACG) y espec&iacute;fica (ACE) mostraron los efectos aditivos y no aditivos que fueron importantes. Las variables en que los efectos aditivos tuvieron mayor importancia fueron d&iacute;as a floraci&oacute;n, altura de planta, n&uacute;mero de ramas por planta, di&aacute;metro del c&aacute;liz, longitud del c&aacute;liz, peso de fruto fresco, peso de c&aacute;lices frescos, contenido de antocianinas totales, s&oacute;lidos solubles totales y grado de acidez. As&iacute; mismo los efectos no aditivos tuvieron mayor importancia para n&uacute;mero de frutos por planta, n&uacute;mero de frutos de la rama principal y peso de c&aacute;lices secos. En ACG el progenitor Reina expres&oacute; los mayores efectos en longitud de c&aacute;liz, n&uacute;mero de frutos por planta, n&uacute;mero de frutos de la rama principal, peso de fruto fresco, peso de c&aacute;lices frescos y peso de c&aacute;lices secos; el cultivar China para di&aacute;metro del c&aacute;liz, peso de fruto fresco, peso de c&aacute;lices frescos, peso de c&aacute;lices secos, contenido de antocianinas totales; Criolla para d&iacute;as a floraci&oacute;n, altura de planta, n&uacute;mero de ramas por planta y s&oacute;lidos solubles totales. En ACE las cruzas Criolla x Reina y Criolla x China sobresalieron en altura de planta, n&uacute;mero de frutos por planta, n&uacute;mero de frutos de la rama principal, peso de fruto fresco, peso de c&aacute;lices frescos y peso de c&aacute;lices secos. Hubo porcentajes altos de heterosis, con relaci&oacute;n al progenitor de mayor valor; la cruza Criolla x Reina sobresali&oacute; para n&uacute;mero de ramas por planta (27%), n&uacute;mero de frutos por planta (96%), n&uacute;mero de frutos de la rama principal (46%), peso de fruto fresco (15%), peso de c&aacute;lices frescos (14%) y peso de c&aacute;lices secos (36%).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Palabras clave: </b>efectos aditivos, efectos no aditivos, ACG, ACE.</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">A diallel cross among three jamaica genotypes (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.) was carried out to estimate combining ability and heterosis. The evaluation was conducted during the fall growing season 2004 in Xalisco, Nayarit; 13 traits were evaluated. The analyses for general combining ability (GCA) and specific combining ability (SCA) showed that both additive and non&#150;additive effects were important. The most important additive effects were days to flowering, plant height, number of branches per plant, calyx diameter, calyx length, fresh fruit weight, fresh calyx weight, total anthocyanin content, total soluble solids and acidity. The most important non additive effects were number of fruits per plant, number of fruits on main branch and dry calyx weight. For GCA effects, the parent Reina expressed the largest values for calyx length, number of fruits per plant, number of fruits on main branch, fresh fruit weight, fresh calyx weight and dry calyx weight, whereas the cultivar China exhibited the best effects for calyx diameter, fresh fruit weight, fresh calyx weight, dry calyx weight and total anthocyanin content. Finally, the parent Huajicori had important effect on days to flowering, plant height, number of branches per plant and total soluble solids. The crosses Huajicori x Reina and Huajicori x China showed strong effects of SCA for plant height, number of fruits per plant, number of fruits on main branch, fresh fruit weight, fresh calyx weight and dry calyx weight. High percentages of heterosis relative to the best progenitor were exhibited by the cross Huajicori x Reina for number of branches per plant (27%), number of fruits per plant (96%), number of fruits on main branch (46%), fresh fruit weight (15%), fresh calyx weight (14%) and dry calyx weight (36%).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b> Key words: </b>additive effects, non additive effects, GCA, SCA.</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>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">La jamaica (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.) es una especie que pertenece a la familia de las Malv&aacute;ceas; se origin&oacute; en la regi&oacute;n comprendida entre la India y Malasia. Fue llevada al &Aacute;frica y ya se distribuye extensamente en los tr&oacute;picos y subtr&oacute;picos de ambos hemisferios, donde es com&uacute;n su cultivo (Morton, 1987).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para lograr un mayor aprovechamiento de este cultivo se puede recurrir al desarrollo de variedades superiores. Los cruzamientos dial&eacute;licos son los sistemas de apareamiento m&aacute;s utilizados para hacer m&aacute;s eficientes los procesos de mejoramiento. En un dial&eacute;lico se realizan todos los posibles cruzamientos entre varios genotipos (Hayman, 1954; Kempthorne, 1956; Kang, 1994), ya que &eacute;stos permiten el conocimiento de las propiedades gen&eacute;ticas intr&iacute;nsecas del material en estudio, el control gen&eacute;tico de caracteres cuantitativos de &eacute;ste, y permiten identificar progenitores y cruzamientos superiores (Sprague y Tatum, 1942; Viana <i>et al</i>., 1999). Se han propuesto diferentes m&eacute;todos para el an&aacute;lisis de dise&ntilde;os dial&eacute;licos (Jinks y Hayman, 1953; Hayman, 1954; Dickinson y Jinks, 1956; Griffing, 1956; Kempthorne, 1956; Gardner y Eberhart,1966) de los cuales se distinguen cuatro m&eacute;todos experimentales diferentes de cruces dial&eacute;licos, mismos que var&iacute;an dependiendo de la inclusi&oacute;n o no de las autofecundaciones y los cruces rec&iacute;procos de las primeras generaciones filiales (F<sub>1</sub>'s) durante la evaluaci&oacute;n; adem&aacute;s se plantea la existencia de dos modelos, el modelo de efectos fijos (modelo I) y el modelo de efectos aleatorios (modelo II) (Griffing,1956). Los t&eacute;rminos de aptitud combinatoria general (ACG) y espec&iacute;fica (ACE) fueron originalmente definidos por Sprague y Tatum (1942). La ACG se considera asociada a la acci&oacute;n g&eacute;nica de tipo aditivo y la ACE a la de tipo no aditivo (dominancia y sobredominancia) (Griffing, 1956; Falconer, 1972).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El prop&oacute;sito de la presente investigaci&oacute;n fue estimar los efectos de ACG, ACE y heter&oacute;ticos de caracteres de inter&eacute;s agron&oacute;mico asociados con el rendimiento y calidad en el cultivo de jamaica, y a partir de &eacute;stos inferir sobre los m&eacute;todos de mejoramiento gen&eacute;tico m&aacute;s apropiados para este cultivo.</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">Los cruzamientos se realizaron durante el ciclo de temporal del 2003 en el municipio de Xalisco, Nayarit (21&deg; 26' 00'' latitud N, 104&deg; 53' 30'' longitud W, 900 m), en terrenos de la Unidad Acad&eacute;mica de Agricultura de la Universidad Aut&oacute;noma de Nayarit. Se utilizaron las variedades de jamaica China, Reina y Criolla de Huajicori, que com&uacute;nmente se cultivan en el Nayarit; se realizaron cruzas directas y rec&iacute;procas en un dise&ntilde;o dial&eacute;lico completo, con excepci&oacute;n de una cruza que no se obtuvo, por lo que, se evaluaron como m&eacute;todo II, el cual incluye las p (p&#150;1) /2 cruzas y p autofecundaciones (Mart&iacute;nez, 1983).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En el ciclo de temporal del 2004, se evaluaron seis genotipos: tres progenitores y sus tres cruzas directas, en un dise&ntilde;o de bloques completos al azar con tres repeticiones. Las unidades experimentales constaron de tres surcos de seis metros de longitud y separaci&oacute;n entre surcos de un metro; cada parcela estuvo formada por 36 plantas separadas a 50 cm y para la muestra se tomaron diez plantas del surco central. Las variables registradas fueron: D&iacute;as a floraci&oacute;n (DF): n&uacute;mero de d&iacute;as a partir de la emergencia hasta que el 50% de plantas ten&iacute;a al menos una flor; altura de planta (AP; cm): longitud tomada a partir de la base del tallo hasta la punta de la planta; n&uacute;mero de ramas por planta (NRP): n&uacute;mero total de ramas secundarias y principal; n&uacute;mero de frutos por planta (NFP); n&uacute;mero de frutos de la rama principal (NFRP); di&aacute;metro y longitud del c&aacute;liz (DC y LC; cm): de cada planta se midieron 10 c&aacute;lices tomando la medida de su base y longitud y se obtuvo el promedio de los valores en cada variable; peso total de frutos fresco (PFF; t&middot;ha<sup>&#150;1</sup>); peso total de c&aacute;lices frescos (PCF; t&middot;ha<sup>&#150;1</sup>); peso de c&aacute;lices deshidratados (PCS; t&middot;ha<sup>&#150;1</sup>). En el Laboratorio de Calidad del Campo Experimental Valle de M&eacute;xico del Instituto Nacional de Investigaciones Forestales Agr&iacute;colas y Pecuarias (INIFAP) se determinaron el contenido de antocianinas totales (CAT; mg&middot;kg<sup>&#150;1</sup>): se utiliz&oacute; como fuente de extracci&oacute;n agua destilada; s&oacute;lidos solubles totales (SST) expresados en grados Brix y grado de acidez (pH): que se expres&oacute; con base en la escala de acidez de 0 a 14. El comportamiento de los h&iacute;bridos y progenitores se evalu&oacute; con base en el an&aacute;lisis dial&eacute;lico (m&eacute;todo II) propuesto por Griffing (1956), y fue analizado con el programa para computadora DIALLEL (Coors y Burrow, 1993). El modelo lineal fue: Y<sub>ijk</sub> <i>= &#956; + g<sub>i</sub> + g<sub>j</sub> + S<sub>ij</sub> + e<sub>ijk</sub></i>; i, j = 1,..., p; k = 1,..., r, donde: Y<sub>ijk</sub> es el valor observado de la cruza con progenitores i y j en la repetici&oacute;n k; &#956; es el efecto medio de todas las observaciones; g<sub>i</sub> fue el efecto de aptitud combinatoria general del progenitor i, S<sub>ij</sub> represent&oacute; el efecto de aptitud combinatoria especifica de la cruza i x j; y e<sub>ijk</sub> el error experimental. Para determinar la significancia estad&iacute;stica de los efectos de ACG y ACE se utiliz&oacute; la prueba de F; para comparar las diferencias entre los efectos se utiliz&oacute; la prueba DMS, con el error est&aacute;ndar de acuerdo con Kang (1994). El cociente ACG/ACE se calcul&oacute; tomando directamente los valores de los cuadrados medios para establecer la proporci&oacute;n entre los efectos.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las estimaciones de heterosis (H) y heterobeltiosis (HB) se realizaron con base en las f&oacute;rmulas: H = ((F<sub>1</sub> &#150; VPM) / VPM) x 100 y para HB = ((F<sub>1</sub> &#150; VPS) / VPS) x 100, donde: F<sub>1</sub> es el valor promedio de la cruza, VPM es el valor promedio de los progenitores y VPS representa el valor del progenitor de mayor valor.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para obtener las significancias estad&iacute;sticas entre los porcentajes de heterosis obtenidos por las cruzas, se realiz&oacute; un an&aacute;lisis de varianza para cada variable que result&oacute; con valores positivos, y cuando hubo diferencias se utiliz&oacute; la prueba de medias (Tukey, 0.05).</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<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"><b>An&aacute;lisis de varianza</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los resultados mostraron diferencias estad&iacute;sticas significativas (<i>P</i>&#8804;0.01) entre las medias de las cruzas en todas las caracter&iacute;sticas evaluadas (<a href="/img/revistas/rcsh/v14n3/a14c1.jpg" target="_blank">Cuadro 1</a>); para ACG, tambi&eacute;n se observaron diferencias estad&iacute;sticamente significativas a una <i>P</i>&#8804;0.01 para todas las variables, excepto NFP; la cual present&oacute; diferencias significativas a una <i>P</i>&#8804;0.05. Para ACE, la variable DC no present&oacute; significancia estad&iacute;stica; LC, pH y SST tuvieron significancia estad&iacute;stica (<i>P</i>&#8804;0.05) y el resto de las variables result&oacute; con diferencias altamente significativas (<i>P</i>&#8804;0.01), lo que sugiere que tanto la acci&oacute;n g&eacute;nica aditiva como la no aditiva se manifestaron en la expresi&oacute;n de la mayor&iacute;a de los caracteres en estudio, excepto para DC en la cual la contribuci&oacute;n de efectos aditivos fue mayor. Estos resultados encontrados en <i>Hibiscus sabdariffa </i>coinciden con los reportados por Thirthallaappa (1992), quien encontr&oacute; ambos tipos de acci&oacute;n para AP, DF y NRP; por su parte, Sobhan y Husain (1986) encontraron efectos g&eacute;nicos aditivos para AP, y Mukewar <i>et al. </i>(1997), para la expresi&oacute;n de NFP.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La relaci&oacute;n ACG/ACE (<a href="/img/revistas/rcsh/v14n3/a14c2.jpg" target="_blank">Cuadro 2</a>) mostr&oacute; que para las variables DF, A P, NRP, DC, LC, CAT y pH, la mayor proporci&oacute;n fue para ACG por lo que la acci&oacute;n g&eacute;nica aditiva fue m&aacute;s importante en la expresi&oacute;n de estos caracteres, por lo que, para su explotaci&oacute;n los m&eacute;todos de mejoramiento por selecci&oacute;n deben ser m&aacute;s eficientes.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para NFP, NFRP y PCS la acci&oacute;n g&eacute;nica no aditiva (ACE) obtuvo los mayores valores por lo que para estas variables los m&eacute;todos de mejoramiento por medio de hibridaci&oacute;n son los m&aacute;s recomendables; para PFF, PCF y SST la relaci&oacute;n se mantiene con poca diferencia por lo que para el mejoramiento de estas caracter&iacute;sticas podr&iacute;an utilizarse tanto la selecci&oacute;n como la hibridaci&oacute;n.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Aptitud combinatoria general (ACG)</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los valores obtenidos para los efectos de ACG (<a href="/img/revistas/rcsh/v14n3/a14c2.jpg" target="_blank">Cuadro 2</a>) mostraron una estimaci&oacute;n del potencial de los progenitores para transmitir algunas de sus caracter&iacute;sticas a sus descendientes, los mayores efectos positivos significativos (<i>P</i>&#8804;0.01) expresados por China fue para las variables DC (0.24) y CAT (1131.9), y junto con Reina con los mismos efectos, result&oacute; estad&iacute;sticamente igual para PFF, PCF y pH, mientras que para PCS y NFRP expres&oacute; efectos positivos significativos (<i>P</i>&#8804;0.05); los efectos negativos significativos (<i>P</i>&#8804;0.01) mostrados por este progenitor fueron para DF, AP, NRP y LC por lo que para estas variables, este progenitor expres&oacute; una pobre contribuci&oacute;n a su progenie. Reina mostr&oacute; los mayores valores con significancia estad&iacute;stica para LC (10.9) y NFP (0.5); este progenitor junto con China comparte cuatro de los componentes del rendimiento (NFRP, PFF, PCF y PCS) al expresar ambos valores positivos con significancia estad&iacute;stica. Efectos negativos significativos (<i>P</i>&#8804;0.01) por este progenitor fueron expresados para DF, A P, DC, CAT y SST. Criolla obtuvo efectos con significancia estad&iacute;stica (<i>P</i>&#8804;0.01) para DF (11.2) AP (17.9), NRP (2.28) y SST (0.1) por lo que para estas variables expres&oacute; su capacidad para transmitir estas caracter&iacute;sticas a su descendencia, en cambio mostr&oacute; efectos negativos significativos (<i>P</i>&#8804;0.01) para NFRP, DC, LC, PFF, PCF, PCS, CAT y pH, en NFP con <i>P</i>&#8804;0.05, con lo que mostr&oacute; su pobre contribuci&oacute;n para transmitir estas caracter&iacute;sticas agron&oacute;micas a su progenie.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Aptitud combinatoria espec&iacute;fica (ACE)</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para ACE (<a href="/img/revistas/rcsh/v14n3/a14c2.jpg" target="_blank">Cuadro 2</a>) la cruza Reina x China expres&oacute; efectos positivos (<i>P</i>&#8804;0.01) para DF, y efectos negativos (<i>P</i>&#8804;0.01) para NFP, LC, PFF, PCF, PCS y CAT por lo que para estas variables la cruza tuvo un comportamiento inferior a lo que podr&iacute;a esperarse con base en la ACG de sus progenitores; para las dem&aacute;s variables los valores no fueron significativos. La cruza Criolla x China expres&oacute; efectos positivos para LC y efectos negativos para SST; junto con Criolla x Reina result&oacute; estad&iacute;sticamente igual (<i>P</i>&#8804;0.01) con efectos positivos para AP, NFP, NFRP, PFF, PCF y PCS. Para la cruza Criolla x Reina las caracter&iacute;sticas NRP y CAT mostraron efectos positivos con <i>P</i>&#8804;0.01, y valores negativos (<i>P</i>&#8804;0.01) para DF, LC y pH.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Heterosis (H) y heterobeltiosis (HB)</b></font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los efectos de ACE est&aacute;n relacionados con las manifestaciones de heterosis (dominancia y sobredominancia), &eacute;stos se reflejaron en cada uno de los cruzamientos realizados. Tejaswini y Sarma (1995) encontraron efectos de heterosis en <i>Hibiscus sabdariffa </i>para d&iacute;as a floraci&oacute;n, di&aacute;metro basal, peso de fibra, rendimiento de semilla y contenido de aceite. En esta investigaci&oacute;n se encontraron diferencias estad&iacute;sticas significativas (<i>P</i>&#8804;0.01) con porcentajes positivos de heterosis (H) para DF, NFP, PFF, PCF y CAT. Adem&aacute;s, con <i>P</i>&#8804;0.05 en las variables AP, NRP, LC, NFRP y pH. Los principales valores fueron mostrados por la cruza Criolla x Reina en NFP (208%), NFRP (127%), PFF (107%), PCF (111%) y PCS (127%), menores valores fueron mostrados para AP (10%), NRP (36%) y CAT (12%). La cruza Criolla x China tuvo efectos de heterosis para AP (7%), NRP (12%), NFP (129%), NFRP (59%), PFF (79%), PCF (95%) y PCS (87%). La cruza Reina x China para DF (4%), DC (3%) y pH (1%). En el <a href="/img/revistas/rcsh/v14n3/a14c3.jpg" target="_blank">Cuadro 3</a> se encuentran se&ntilde;aladas las cruzas que resultaron con diferencias estad&iacute;sticas de acuerdo con la prueba de Tukey a una <i>P</i>&#8804;0.05.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Efectos de heterobeltiosis con diferencias significativas (<i>P</i>&#8804;0.01) se encontraron para NFP, tambi&eacute;n con <i>P</i>&#8804;0.05 fueron obtenidos para NRP, NFRP, PCF y PCS. La cruza Reina x China result&oacute; con valores negativos para todas las variables, esto se relaciona con los valores negativos que obtuvo en los efectos en ACE, esta cruza mostr&oacute; el peor comportamiento. Criolla x China tuvo porcentajes positivos para NFP (46%), PCF (6%) y PCS (12%); los mayores porcentajes fueron mostrados por la cruza Criolla x Reina en NRP (26%), NFP (96%), NFRP (46%), PCF (14%) y PCS (36%), lo que representa para esta &uacute;ltima variable un rendimiento de 2.16 t&middot;ha<sup>&#150;1</sup> (<a href="/img/revistas/rcsh/v14n3/a14c4.jpg" target="_blank">Cuadro 4</a>), Criolla x Reina fue la mejor cruza.</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">Los cruzamientos dial&eacute;licos en jamaica permitieron encontrar que los caracteres en que tuvieron mayor importancia los efectos aditivos fueron DF, AP, NRP, DC, LC, CAT y pH; para efectos no aditivos fueron NFP, NFRP, PCS y en igualdad de proporci&oacute;n fueron PFF, PCF y SST. Los progenitores mostraron buena aptitud combinatoria general para diversos caracteres de importancia para rendimiento y calidad, China en DC y CAT; Reina para NFP, NFRP y LC; y ambas para PFF, PCF, PCS y pH; Criolla de Huajicori en AP, NRP y SST. La combinaci&oacute;n h&iacute;brida de Criolla de Huajicori x Reina tuvo los mayores efectos para ACE en AP, NRP, NFP, NFRP, PFF, PCF, PCS y CAT, as&iacute; como en porcentajes de heterobeltiosis positiva en NRP (26%), NFP (96%), NFRP (45%), PCF (14%) y PCS (36%).</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>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">COORS, G. J.; BURROW, M. D. 1993. Diallel, analysis and simulation, user of guide. University of Wisconsin&#150;Madison. Department of Agronomy. Madison Wisconsin 53706, 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=6650695&pid=S1027-152X200800030001400001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">DICKINSON, A. C.; JINKS, J. L. 1956. A generalized analysis of diallel crosses. Genetics 41(1): 65&#150;78.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650697&pid=S1027-152X200800030001400002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">FALCONER, D. S. 1972. Introducci&oacute;n a la Gen&eacute;tica Cuantitativa. C.E.C.S.A. M&eacute;xico, D. F. p. 430.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650699&pid=S1027-152X200800030001400003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">GARDNER, C. O.; EBERHART, S. A. 1966. Analysis and interpretation of the variety cross dialled and related populations. Biometrics 22(3): 439&#150;452.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650701&pid=S1027-152X200800030001400004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">GRIFFING, B. 1956. Concept of general and especific combining ability in relation to dialled crossing systems. Australian. J. Biol. Sci. 9: 463&#150;493.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650703&pid=S1027-152X200800030001400005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">HAYMAN, B. I. 1954. The theory and analysis of diallel crosses. Genetics 39(6): 789&#150;809.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650705&pid=S1027-152X200800030001400006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">JINKS, J. L.; HAYMAN, B. I. 1953. The analysis of diallel crosses. II. Maize Genetics Corporation Newsletter 27: 48&#150;54.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650707&pid=S1027-152X200800030001400007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">KANG, M. S. 1994. Applied Quantitative Genetics. M. S. Kang Publisher, Baton Rouge. LA. pp. 157.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650709&pid=S1027-152X200800030001400008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">KEMPTHORNE, O. 1956. The theory of diallel cross. Genetics 41: 451&#150;459.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650711&pid=S1027-152X200800030001400009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">MART&Iacute;NEZ G., A. 1983. Dise&ntilde;o y an&aacute;lisis de experimentos de cruzas dial&eacute;licas. Colegio de Posgraduados. Montecillo, M&eacute;xico. pp. 13.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650713&pid=S1027-152X200800030001400010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">MUKEWAR, A. M.; ZOPE, J. S.; LAHANE, P. S. 1997. Combining ability an&aacute;lisis in kenaf (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.). Indian J. Genetics and Plant Breeding 57(2): 161&#150;162.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650715&pid=S1027-152X200800030001400011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">MORTON, J. F. 1987. Fruits of warm climates, roselle. Miami, FL. pp. 281&#150;286.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650717&pid=S1027-152X200800030001400012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">SOBHAN, M. A.; HUSAIN, M. 1986. Inheritance in Roselle (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.). Bangladesh J. Agri. 11(4): 9&#150;13.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650719&pid=S1027-152X200800030001400013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">SPRAGUE, G. S.; TATUM, L. A. 1942. General vs Specific combining ability in single crosses of corn. J. Amer. Soc. Agron. 34: 923&#150;932.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650721&pid=S1027-152X200800030001400014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">TEJASWINI R, A. S.; SARMA, M. S.1995. Heterosis, potence ratio and inbreeding depression in roselle (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L.). Var. Altssima. Indian. J. Genetics and Plant Breeding 55(4): 359&#150;361.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650723&pid=S1027-152X200800030001400015&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">THIRTHAMALLAPPA, R. A. S. 1992. Combining ability in roselle (<i>Hibiscus sabdariffa </i>L. var. altissima). Indian J. Genetics 52(4): 367&#150;368.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650725&pid=S1027-152X200800030001400016&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">VIANA J. M.S.; CRUZ, D.; CARDOZO, A. 1999. Theory and analysis of partial diallel crosses. Genet. Mol. Biol. 22(4): 591&#150;599.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=6650727&pid=S1027-152X200800030001400017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>      ]]></body><back>
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