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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Análisis de la interacción genotipo-ambiente mediante el modelo Ammi y potencial de producción de triticales forrajeros (X Triticosecale Wittm.)]]></article-title>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[Forage for cut and grazing are very important in northern and central Mexico. Because of the differential response of genotypes in each environment, the development of new cultivars includes determining the production stability for future release in a certain region. Dry matter yield was evaluated per cut and accumulated in two cuts of 22 facultative and winter-intermediate triticale genotypes (X Triticosecale Wittm.) in 14 environments in northern Mexico during the cycles of 1996-1997 to 1999-2000. Single and accumulated production were analysed with the AMMI model (Additive Main Effects and Multiplicative Interaction), and the genotypes were characterised based on the extent of their interaction with the environment (IG*A) and on their yield stability. The analysis per cut efficiently identified genotypes based on their growth habit, and classified them accurately with respect to production and stability. The facultative genotypes 3 and 5 were recommended for only one cut and the winter-intermediate genotypes 7 and 13 for multiple cuts. The winter-intermediate genotype 13 was the most stable and productive for accumulated dry matter. The model effectively separated the two types of growth habit in the individual cuts in response to differences in phenology that afftected dry matter production. The AMMI model also efficiently characterised the genotypes with respect to their stability, and accurately detected the extent and sign of the interactions presented by each, both in the individual cuts and in the production of accumulated dry matter.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[  	    <p align="justify"><font face="verdana" size="4">Art&iacute;culos</font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="4"><b>An&aacute;lisis de la interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente mediante el modelo Ammi y potencial de producci&oacute;n de triticales forrajeros (X <i>Triticosecale</i> Wittm.)</b></font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>AMMI analysis of genotype&#150;environment interaction and production potential of forage triticale (X <i>Triticosecale</i> Wittm.)</b></font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><b>AJ Lozano&#150;del Rio<sup>1</sup>, VM Zamora&#150;Villa<sup>1</sup>, L Ibarra&#150;Jim&eacute;nez<sup>2</sup>, SA Rodr&iacute;guez&#150;Herrera<sup>1</sup>, E de la Cruz&#150;L&aacute;zaro<sup>3</sup>, M de la Rosa&#150;Ibarra<sup>4</sup> </b></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><sup><i>1</i></sup><i> Departamento de Fitomejoramiento. Universidad Aut&oacute;noma Agraria "Antonio Narro". Buenavista s/n. Saltillo 25315 Coahuila, M&eacute;xico. Tel. (844) 4 110254.</i> <a href="mailto:jlozrio@uaaan.mx">jlozrio@uaaan.mx</a>.</font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2"><sup><i>2 </i></sup><i>Centro de Investigaci&oacute;n en Qu&iacute;mica Aplicada (CIQA). Coahuila.</i></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i> <sup>3</sup> Universidad Ju&aacute;rez Aut&oacute;noma de Tabasco. Tabasco.</i></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i><sup>4</sup> Depto. de Bot&aacute;nica. UAAAN. Coahuila.</i></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Art&iacute;culo recibido:</b> 25 de octubre de 2007    <br>     <b>Aceptado:</b> 13 de enero de 2009</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>RESUMEN</b></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los forrajes de corte y pastoreo son muy importantes en el norte y centro de M&eacute;xico. Debido a la respuesta diferencial de los genotipos en cada ambiente, el desarrollo de nuevas variedades implica determinar su estabilidad de producci&oacute;n para su posterior liberaci&oacute;n en una regi&oacute;n determinada. Se evalu&oacute; la producci&oacute;n de materia seca por corte y acumulada en dos cortes de veintid&oacute;s genotipos de triticale (X <i>Triticosecale</i> Wittm.) facultativos e intermedios&#150;invernales en 14 ambientes del norte de M&eacute;xico durante los ciclos 1996&#150;1997 al 1999&#150;2000. La producci&oacute;n se analiz&oacute; con el modelo AMMI (Additive Main Effects and Multiplicative Interaction) mediante la caracterizaci&oacute;n de los genotipos por la magnitud de su interacci&oacute;n con los ambientes (IG*A) y su estabilidad de rendimiento. El an&aacute;lisis por corte discrimin&oacute; los materiales de forma eficiente basado en su h&aacute;bito de crecimiento, clasificando con precisi&oacute;n a los genotipos por su producci&oacute;n y estabilidad. Los genotipos 3 y 5 (facultativos) fueron recomendables para un solo corte y los genotipos 7 y 13 (intermedios invernales) fueron adecuados para cortes m&uacute;ltiples. El genotipo 13 (intermedio&#150;invernal) fue el m&aacute;s estable y productivo para materia seca acumulada. El modelo separ&oacute; efectivamente los dos tipos de h&aacute;bito de crecimiento en los cortes individuales, debido a diferencias en su fenolog&iacute;a que influyeron en su producci&oacute;n de materia seca. El modelo tambi&eacute;n caracteriz&oacute; eficazmente los genotipos por su estabilidad, detectando en forma precisa la magnitud y signo de las interacciones presentadas por cada uno, tanto en los cortes individuales como en la producci&oacute;n de materia seca acumulada.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Palabras clave:</b> Facultativo, intermedio&#150;invernal, interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente, estabilidad, modelo AMMI.</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>ABSTRACT</b></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Forage for cut and grazing are very important in northern and central Mexico. Because of the differential response of genotypes in each environment, the development of new cultivars includes determining the production stability for future release in a certain region. Dry matter yield was evaluated per cut and accumulated in two cuts of 22 facultative and winter&#150;intermediate triticale genotypes (X <i>Triticosecale</i> Wittm.) in 14 environments in northern Mexico during the cycles of 1996&#150;1997 to 1999&#150;2000. Single and accumulated production were analysed with the AMMI model (Additive Main Effects and Multiplicative Interaction), and the genotypes were characterised based on the extent of their interaction with the environment (IG*A) and on their yield stability. The analysis per cut efficiently identified genotypes based on their growth habit, and classified them accurately with respect to production and stability. The facultative genotypes 3 and 5 were recommended for only one cut and the winter&#150;intermediate genotypes 7 and 13 for multiple cuts. The winter&#150;intermediate genotype 13 was the most stable and productive for accumulated dry matter. The model effectively separated the two types of growth habit in the individual cuts in response to differences in phenology that afftected dry matter production. The AMMI model also efficiently characterised the genotypes with respect to their stability, and accurately detected the extent and sign of the interactions presented by each, both in the individual cuts and in the production of accumulated dry matter.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Key words:</b> Facultative, winter&#150;intermediate, genotype&#150;environment interaction, stability, AMMI model.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font size="2" face="verdana"><b>INTRODUCCI&Oacute;N</b></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El triticale (X <i>Triticosecale</i> Wittm.) puede utilizarse para tres fines agr&iacute;colas: a) producci&oacute;n de grano, b) doble prop&oacute;sito y c) producci&oacute;n de forraje, ya sea para corte &oacute; pastoreo. Esta &uacute;ltima modalidad en el uso de este cultivo est&aacute; ganando popularidad en diversas regiones del norte y centro de M&eacute;xico durante el ciclo oto&ntilde;o &#150; invierno, debido a su potencial productivo y adecuada calidad nutritiva, la cual, en la etapa de enca&ntilde;e&#150;embuche, es similar a la alfalfa (Collar &amp; Aksland 2001). El triticale presenta tambi&eacute;n mayor tolerancia a las bajas temperaturas en comparaci&oacute;n con la avena, cultivo tradicional de invierno. Existen varios tipos de h&aacute;bito de crecimiento en este cultivo: primaverales, invernales y facultativos (An&oacute;nimo 1989a) y su clasificaci&oacute;n se bas&oacute; originalmente en los h&aacute;bitos de crecimiento de los trigos (Hanson <i>et al.</i> 1985). Recientemente, un tipo m&aacute;s (intermedios&#150;invernales) fue descrito con base a su patr&oacute;n de producci&oacute;n y capacidad de ahijamiento (Ye <i>et al.</i> 2001). Las caracter&iacute;sticas de su crecimiento permitieron describir en forma detallada los tipos actuales de triticales. Los triticales de h&aacute;bito primaveral se caracterizan por su r&aacute;pido crecimiento y diferenciaci&oacute;n, sin requerimientos de vernalizaci&oacute;n, con crecimiento inicial erecto que favorece la cosecha mec&aacute;nica, con amacollamiento reducido y baja capacidad de recuperaci&oacute;n despu&eacute;s del corte (rebrote). Estos triticales son adecuados para un solo corte. Los tipos invernales son convenientes para cortes (o pastoreos) m&uacute;ltiples. Los tipos facultativos son de r&aacute;pido crecimiento y diferenciaci&oacute;n, presentan crecimiento inicial semi&#150;postrado, amacollamiento intermedio y buena capacidad de recuperaci&oacute;n despu&eacute;s del corte o pastoreo, por lo que son adecuados para dos cortes (verdeos) o pastoreos. Los intermedios invernales presentan crecimiento y diferenciaci&oacute;n medios, semipostrados, con buen ahijamiento y alta capacidad de rebrote que permite dar cortes m&uacute;ltiples, sin ser tan tard&iacute;os como los tipos invernales (Fox <i>et al.</i> 1990; Royo <i>et al.</i> 1995; Royo &amp; Par&eacute;s 1996; Lozano&#150;del R&iacute;o <i>et al.</i> 1998; Giunta <i>et al.</i> 1999; Royo &amp; Blanco 1999; Ye <i>et al.</i> 2001).</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Con base a su patr&oacute;n productivo y h&aacute;bito de crecimiento, en M&eacute;xico se han desarrollado materiales de triticale para uso forrajero, principalmente para cortes m&uacute;ltiples o pastoreo (Lozano del R&iacute;o <i>et al.</i> 2002a; 2002b). En este tipo de explotaci&oacute;n es imprescindible la capacidad de rebrote de los genotipos, la cual depende principalmente del h&aacute;bito de crecimiento y la etapa fenol&oacute;gica del corte, de las condiciones clim&aacute;ticas, las pr&aacute;cticas de manejo, la humedad y fertilidad del suelo y de la presi&oacute;n del corte o pastoreo, entre otras (Poysa 1985). Debido a la importancia de los forrajes de corte en la &eacute;poca invernal en algunas regiones, como en la Laguna y el sur de Chihuahua y de pastoreo directo, como en el Norte de Coahuila y Chihuahua, el desarrollo de variedades de este cultivo que cubran las necesidades de alguno de los tipos de explotaci&oacute;n antes mencionados, adquiere mayor relevancia. En este orden de ideas, los ensayos de rendimiento en diferentes localidades son importantes en la selecci&oacute;n de los mejores genotipos con el fin de: (i) utilizarlos como progenitores dentro del programa de mejoramiento &oacute; (ii) recomendar su uso por los productores en una regi&oacute;n determinada (Crossa <i>et al.</i> 1990). Por otra parte, la estabilidad de producci&oacute;n de un genotipo a trav&eacute;s de diferentes ambientes se debe determinar antes de su liberaci&oacute;n y recomendaci&oacute;n como variedad comercial para una localidad o regi&oacute;n determinada, ya que normalmente las variedades evaluadas en ensayos multirregionales se han comportado en forma diferencial en los diversos ambientes. Esta respuesta diferencial de los genotipos a diversos ambientes es llamada interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente (I G*A), la cual ha sido estudiada, descrita e interpretada por medio de varios modelos estad&iacute;sticos (Crossa 1990). Algunos modelos, tales como an&aacute;lisis de varianza &oacute; modelos de regresi&oacute;n sobre medias ambientales (Yates &amp; Cochran, 1938; Finlay &amp; Wilkinson 1963; Eberhart &amp; Russell 1966) y los modelos de Efectos Principales Aditivos y Multiplicativos de la Interacci&oacute;n (AMMI) (Gauch 1988) utilizan s&oacute;lo la variable fenot&iacute;pica de inter&eacute;s, en este caso, el rendimiento de forraje.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El modelo AMMI ha mostrado ser efectivo en el an&aacute;lisis de ensayos multirregionales, ya que captura una gran proporci&oacute;n de la suma de cuadrados de la I G*A, separando en forma precisa los efectos principales de aquellos correspondientes a la interacci&oacute;n (Gauch 1992). El modelo integra el an&aacute;lisis de varianza (ANDEVA) y el An&aacute;lisis de Componentes Principales (ACP) como lo mencionaron Salmer&oacute;n <i>et al.</i> (1996). La mayor&iacute;a de los trabajos con AMMI han enfatizado la producci&oacute;n de grano en diversos cultivos (Ebdon &amp; Gauch 2002) y muy pocos han evaluado la producci&oacute;n de biomasa. Resultados que consideren cortes m&uacute;ltiples no se han registrado. El an&aacute;lisis segmentado de la informaci&oacute;n en el estudio de la IG*A se ha realizado en trabajos anteriores como el de Verma <i>et al.</i> (1978), quienes utilizaron los par&aacute;metros de estabilidad de Eberhart &amp; Russell (1966) para analizar la producci&oacute;n de grano. Ellos separaron los ambientes con base en sus &iacute;ndices (sitios de alto rendimiento y sitios de bajo rendimiento) y realizaron el an&aacute;lisis correspondiente para cada grupo de sitios. Adem&aacute;s, ellos propusieron una nueva clasificaci&oacute;n de los genotipos. Asimismo, los resultados del modelo AMMI han revelado relaciones entre caracter&iacute;sticas morfol&oacute;gicas y fenol&oacute;gicas que causan que los genotipos interact&uacute;en con los ambientes Zobel <i>et al.</i> (1988) y Gauch &amp; Zobel (1996). Aunque el an&aacute;lisis AMMI s&oacute;lo utiliza datos de rendimiento, se ha registrado que factores ambientales tales como la precipitaci&oacute;n, temperatura media, altitud, latitud y fertilizaci&oacute;n nitrogenada, entre otros, frecuentemente est&aacute;n correlacionados con los estad&iacute;sticos de la interacci&oacute;n del modelo (Gauch 1992; Romagosa <i>et al.</i> 1996; Gauch 1998). En este estudio se analizaron datos de rendimiento de materia seca, en dos cortes sucesivos de forraje con el m&eacute;todo AMMI, con el objetivo de probar la magnitud de la IG*A en la producci&oacute;n de forraje seco en triticales de dos diferentes h&aacute;bitos de crecimiento en un ensayo multirregional en diversas localidades de los estados de Coahuila, Chihuahua y Nuevo Le&oacute;n.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font size="2" face="verdana"><b>MATERIALES Y M&Eacute;TODOS</b></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Veinte l&iacute;neas avanzadas (F<sub>10</sub>) de triticale hexaploide y dos variedades comerciales del mismo cultivo (AN&#150;31 y AN&#150;34) de dos diferentes h&aacute;bitos de crecimiento ( facultativos e intermedios&#150;invernales) se evaluaron en un ensayo multirregional bajo riego durante los ciclos 1996&#150;1997 al 1999&#150;2000, en seis localidades del Norte de M&eacute;xico ubicadas en los estados de Coahuila (Coah.), Nuevo Le&oacute;n (N.L.) y Chihuahua (Chih.). Las l&iacute;neas avanzadas (F<sub>10</sub>) fueron generadas en el Programa de Cereales de la Universidad Aut&oacute;noma Agraria Antonio Narro (UAAAN) a partir de germoplasma proveniente del Centro Internacional de Mejoramiento de Ma&iacute;z y Trigo (CIMMYT). Las dos variedades comerciales del mismo cultivo (AN&#150;31 y AN&#150;34) est&aacute;n clasificadas como intermedios&#150;invernales. Debido a que no todas las localidades se evaluaron en todos los ciclos, el t&eacute;rmino ambiente se utiliz&oacute; para designar la combinaci&oacute;n particular de localidad y ciclo (<a href="/img/revistas/uc/v25n1/a6t1.jpg" target="_blank">Tabla 1</a>). De igual forma, genotipo fue el t&eacute;rmino gen&eacute;rico usado para designar los cultivares. En cada ambiente, los experimentos se establecieron en campo bajo un dise&ntilde;o de bloques completos al azar con tres repeticiones. Las parcelas consistieron de ocho surcos de 5 m de longitud, espaciados a 0.17 m (6.8 m<sup>2</sup>) a una densidad de siembra de 120 kg ha<sup>&#150;1</sup>. En todas las localidades y ciclos la fecha de siembra qued&oacute; comprendida entre la segunda quincena de septiembre y la segunda de noviembre (<a href="/img/revistas/uc/v25n1/a6t1.jpg" target="_blank">Tabla 1</a>). La fertilizaci&oacute;n se hizo con base a la f&oacute;rmula 120&#150;80&#150;00, utilizando como fuentes urea y fosfato monoam&oacute;nico. Todo el f&oacute;sforo y el 50 % del nitr&oacute;geno se aplic&oacute; a la siembra y el resto del nitr&oacute;geno se incorpor&oacute; en el primer riego de auxilio.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En todas las localidades se realiz&oacute; un corte de forraje a los 90 d&iacute;as despu&eacute;s de la siembra en la etapa fenol&oacute;gica promedio de enca&ntilde;e o etapa 39 de la escala de Zadoks <i>et al.</i> (1974). Un marco rectangular de 0.25 &times; 0.50 m se coloc&oacute; en forma perpendicular a las hileras centrales de la parcela (0.125 m<sup>2</sup>). El forraje se cort&oacute; manualmente con rozadera a una altura de 2 cm sobre la superficie del suelo. Despu&eacute;s del muestreo el forraje remanente se elimin&oacute; con una cortadora mec&aacute;nica y se aplicaron 40 unidades adicionales de nitr&oacute;geno para promover el rebrote y obtener un segundo corte de forraje. Este se realiz&oacute; en promedio de todas las localidades a los 45 d&iacute;as despu&eacute;s del primero, en la etapa fenol&oacute;gica promedio de embuche o etapa 45 de la escala de Zadoks <i>et al.</i> (1974). En ambos cortes, del forraje fresco cosechado se extrajo tom&oacute; una submuestra de 250 g, la cual se sec&oacute; en una estufa a 60 &deg; C durante 72 horas para estimar el rendimiento de materia seca. El criterio para decidir las fechas de muestreo se bas&oacute; en el sistema de manejo comercial bajo el sistema de corte en cereales de invierno en las regiones de estudio de acuerdo a: 1) producci&oacute;n de materia seca (&gt;3 t ha<sup>&#150;1</sup>) y altura de planta (&gt;35 cm) que permita una adecuada cosecha mec&aacute;nica y 2) coincidencia de la producci&oacute;n con los meses cr&iacute;ticos del per&iacute;odo invernal (diciembre &#150; febrero). Independientemente de su h&aacute;bito de crecimiento, en ninguno de los dos cortes los genotipos presentaron una etapa fenol&oacute;gica posterior a embuche &oacute; inicio de espigamiento.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El rendimiento de forraje seco entre ambientes por corte y acumulado fue estimado mediante an&aacute;lisis de varianza (ANDEVA) combinados, para detectar la presencia de IG*A. Los tratamientos se compararon con la prueba de la Diferencia M&iacute;nima Significativa (DMS) al 0.01 de probabilidad. La comparaci&oacute;n entre los rendimientos de materia seca por corte y el acumulado, entre los dos tipos de h&aacute;bito de crecimiento, se efectu&oacute; con la prueba de T<sup>2</sup> de Hotelling (Johnson 1998), la cual es una generalizaci&oacute;n de la prueba de t utilizada para comparar dos medias de determinada variable, con la diferencia de que considera simult&aacute;neamente todas las variables en estudio (rendimiento de forraje seco en cada corte y acumulado) de la manera siguiente:</font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6e1.jpg"></font></p> 	    <p align="justify"><font size="2" face="verdana">donde: <i>n</i>1, <i>n</i>2 = n&uacute;mero de observaciones asociadas con los vectores de medias <i>x</i>1 y <i>x</i>2. C = matriz con las estimaciones conjuntas de varianza&#150;covarianza de los <i>n</i>1 y <i>n</i>2 datos.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La significancia del valor calculado del par&aacute;metro <i>T</i><sup>2</sup> se comprob&oacute; mediante una prueba de F, cuyo valor calculado se obtuvo mediante</font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6e2.jpg"></font></p> 	    <p align="justify"><font size="2" face="verdana">y se compar&oacute; con valores tabulados con <i>p</i> y (<i>n</i>1 + <i>n</i>2 <i>&#150; p &#150;</i> 1) grados de libertad, donde p representa el n&uacute;mero de variables utilizadas en la comparaci&oacute;n de los dos grupos de medias. Finalmente, los datos se analizaron mediante el modelo AMMI en cada uno de los dos cortes (14 ambientes) y el acumulado de ambos. El modelo del m&eacute;todo AMMI fue el siguiente:</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Donde <i>Y</i><sub><i>ij</i></sub> = rendimiento del i&#150;&eacute;simo genotipo en el j&#150;&eacute;simo ambiente, <i>&micro;</i>= media general, <i>g<sub>i</sub></i> = desviaciones de la media de los genotipos, <i>e</i><sub><i>j</i></sub> = desviaciones de las medias de los ambientes, &#955;<sub><i>k</i></sub> = valor singular para cada An&aacute;lisis de Componentes Principales (ACP), n = n&uacute;mero de componentes principales (ACP) retenidos en el modelo, <i>&#945;<sub>ik</sub></i>, <img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6s1.jpg"> = calificaci&oacute;n del ACP para el k&#150;&eacute;simo eje del i&#150;&eacute;simo genotipo y j&#150;&eacute;simo ambiente respectivamente y <i>R<sub>ij</sub></i> = residual del modelo.</font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las calificaciones del ACP para los ambientes y genotipos se expresaron como unidades del eigenvector correspondiente por la ra&iacute;z cuadrada del eigenvalor (Zobel <i>et al.</i> 1988). La suma de cuadrados de la interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente se subdividi&oacute; en ejes del ACP, donde el eje <i>k</i> posee <i>g + e &#150; 1 &#150; 2k</i> grados de libertad, donde <i>g</i> y <i>e</i> representan el n&uacute;mero de genotipos y ambientes, respectivamente. Normalmente, en el modelo son retenidos solamente los dos primeros componentes principales (CP). Los ejes (CP) no significativos son enviados al residual. En este modelo, las calificaciones asignadas a los genotipos y a los ambientes pueden tomar valores positivos o negativos con respecto al componente principal. Los genotipos considerados estables fueron aquellos que poseen valores cercanos a cero (menor interacci&oacute;n). Los valores mayores indican una mayor interacci&oacute;n con los ambientes y dependiendo del signo se realiz&oacute; una descripci&oacute;n m&aacute;s amplia de los genotipos. Las diferencias estad&iacute;sticas registradas en la interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente en los ANDEVA's, se analizaron con el modelo AMMI, en el cual, etiquetando los genotipos se etiquetaron por su h&aacute;bito de crecimiento (F = facultativo y + = intermedio&#150;invernal) para explicar con mayor precisi&oacute;n las tendencias observadas y determinar el grado de estabilidad de la producci&oacute;n de los genotipos a trav&eacute;s del ciclo. El an&aacute;lisis bajo este modelo se realiz&oacute; mediante SAS, versi&oacute;n 6 (An&oacute;nimo 1989b).</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font size="2" face="verdana"><b>RESULTADOS</b></font></p> 	    <p align="justify"><font size="2" face="verdana">El rendimiento de materia seca en los cortes 1 y 2 y el acumulado de ambos registr&oacute; diferencias estad&iacute;sticas (p &le; 0.01) para los efectos principales de ambientes, genotipos y para la interacci&oacute;n genotipo * ambiente, con coeficientes de variaci&oacute;n considerados aceptables para este tipo de variables (<a href="#t2">Tabla 2</a>). El efecto principal de genotipos y el contraste entre los dos h&aacute;bitos de crecimiento registraron diferencias altamente significativas tanto dentro de cada tipo como entre ellos (p &le; 0.01). La diferencia en producci&oacute;n entre facultativos e intermedios&#150;invernales result&oacute; significativa (<a href="#t2">Tabla 2</a>), aunque esta diferencia disminuy&oacute; conforme se consider&oacute; el segundo corte o el acumulado. En lo referente a la partici&oacute;n de la IG*A se confirm&oacute; que todos los tipos de triticales presentaron interacci&oacute;n con el ambiente (p &lt; 0.01), aunque de manera diferencial de acuerdo a este contraste (<a href="#t2">Tabla 2</a>).</font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><a name="t2"></a></font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6t2.jpg"></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Las comparaciones entre las medias de los genotipos durante el primer corte revelaron que los rendimientos promedios a trav&eacute;s de ambientes variaron entre 4.172 y 5.887 t ha<sup>&#150;1</sup>. En el segundo corte, los rendimientos promedios oscilaron variaron 3.541 y 5.355 t ha<sup>&#150;1</sup> , mientras que la productividad promedio de forraje seco acumulado vari&oacute; entre 8.863 y 9.981 t ha<sup>&#150;1</sup> (<a href="#t3">Tabla 3</a>). Los genotipos 7, 13 y 1 de h&aacute;bito intermedio&#150;invernal registraron el mayor rendimiento biol&oacute;gico acumulado en los dos cortes, con 9.981, 9.901 y 9.882 t ha<sup>&#150;1</sup> de forraje seco, respectivamente. En el primer corte, el rendimiento de forraje seco en los tipos facultativos (F) fue significativamente mayor (&gt; 16.3%) que el de los tipos intermedio&#150;invernal (+) (T<sup>2</sup> de Hotelling; p &lt; 0.01). Lo inverso sucedi&oacute; en el segundo corte, en donde los tipos intermedio&#150;invernales produjeron mayor cantidad de forraje seco que los facultativos (&gt; 23.6 %). No obstante, entre los dos tipos en la producci&oacute;n acumulada de forraje seco no se registraron diferencias estad&iacute;sticas, pero s&iacute; entre genotipos del mismo h&aacute;bito de crecimiento (<a href="#t4">Tabla 4</a>). En el an&aacute;lisis efectuado para el primer corte de forraje, el modelo AMMI report&oacute; diferencias altamente significativas entre ambientes, genotipos y la IG*A. Los CP 1 y 2 explicaron un 43 % de la interacci&oacute;n (<a href="#t5">Tabla 5</a>) y permitieron clasificar como estables a los genotipos 3, 5, 10 y 19 (F) y 14 y AN&#150;34, (+), los cuales presentaron valores del CP cercanos a cero (<a href="#f1">Figura 1</a>). Independientemente de la estabilidad mostrada por estos genotipos, al graficar el rendimiento promedio de los mismos contra el primer eje del an&aacute;lisis de componentes principales (CP 1), mediante el trazo de una l&iacute;nea en el eje de las X para representar la media general de producci&oacute;n (<a href="#f1">Figura 1</a>), los tipos facultativos, y espec&iacute;ficamente los genotipos 3, 5 y 10 (F) mostraron significativamente mayor rendimiento que los genotipos 14 y AN&#150;34 (+), confirmando el patr&oacute;n productivo entre h&aacute;bitos de crecimiento registrado en la prueba de T<sup>2</sup> para el primer corte (<a href="#t4">Tabla 4</a>). Excepto los genotipos 7 y 13, los tipos + mostraron rendimientos menores que la media, debido a su desarrollo m&aacute;s lento al inicio del ciclo de crecimiento. Aunque estable, el genotipo 14 (+) present&oacute; un rendimiento significativamente menor (<a href="#t3">Tabla 3</a>), el cual fue similar al de los genotipos 20 y 12 (+), aunque este &uacute;ltimo con una mayor interacci&oacute;n. Por su rendimiento destacaron los genotipos 3, 5 y 8 (F), aunque en este &uacute;ltimo la interacci&oacute;n result&oacute; negativa (<a href="/img/revistas/uc/v25n1/a6f1.jpg">Figura 1</a>). El grupo formado por los genotipos 9, 10, 18 y 19 (F) y 7 y 13 (+) presentaron rendimientos similares, pero difirieron en la magnitud de sus interacciones, ya que 7 y 9 fueron positivas y 13 y 19 negativas, pero menores que las del genotipo 18, lo cual evidenci&oacute; la variabilidad presente entre los genotipos (Figura 1). Al analizar la producci&oacute;n del segundo corte, el AM&#150;MI report&oacute; diferencias estad&iacute;sticas (p &le; 0.01) entre ambientes, genotipos y la interacci&oacute;n, as&iacute; como los CP 1 y 2, que juntos explicaron un 48 % de la interacci&oacute;n (<a href="#t5">Tabla 5</a>). Los tratamientos 2, 7, 12, 13, 14, 20, AN&#150;34 (+) y 5 (F) resultaron estables dada la menor magnitud de sus interacciones. Los genotipos identificados con los n&uacute;meros 1, 15, 11 (+) y 9 (F), aunque no estables, presentaron rendimientos iguales o superiores a la media y pudieran considerarse para regiones particulares.</font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><a name="t3"></a></font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6t3.jpg"></font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><a name="t4"></a></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6t4.jpg"></font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><a name="t5"></a></font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6t5.jpg"></font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><a name="f1"></a></font></p> 	    <p align="center"><font face="verdana" size="2"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6f1.jpg"></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">En contraste al primer corte, los genotipos intermedio&#150;invernales (+) mostraron mayor rendimiento y estabilidad que los facultativos (F), que aparecen a la izquierda de la l&iacute;nea trazada en el eje X que representa el rendimiento promedio (<a href="#f2">Figura 2</a>), lo cual fue demostrado por la prueba de T<sup>2</sup> de Hotelling (<a href="#t4">Tabla 4</a>). El grupo formado por los tratamientos 1 y AN&#150;31 (+) present&oacute; rendimientos estad&iacute;sticamente iguales al tratamiento 15 (+), pero con interacciones de diferente signo. Al analizar la informaci&oacute;n del rendimiento acumulado en los dos cortes, el m&eacute;todo AMMI report&oacute; diferencias altamente significativas entre ambientes, genotipos y la interacci&oacute;n, as&iacute; como para los CP 1 y 2, con los cuales se explic&oacute; un 42% de la interacci&oacute;n (<a href="#t5">Tabla </a></font><a href="#t5"><font face="verdana" size="2">5</font></a><font face="verdana" size="2">) y se calific&oacute; a los genotipos 16, 17, 19 (F) y 13 y 14 (+) como estables (<a href="#f3">Figura 3</a>). Los genotipos 1, 7 y 13 (+) destacaron por su rendimiento. Los dos primeros con grandes interacciones positivas. La producci&oacute;n del genotipo 18 (F) fue inferior a la media, con mayores interacciones negativas. Los testigos comerciales AN&#150;31 y AN&#150;34 (+) resultaron contrastantes, ya que AN&#150;31 rindi&oacute; en forma similar a los genotipos 4, 6 y 17 (F), con interacciones positivas, mientras que AN&#150;34 registr&oacute; el menor rendimiento acumulado (<a href="#t3">Tabla 3</a>) e interacciones negativas. Al graficar el rendimiento de los genotipos contra el primer componente, no se observ&oacute; una separaci&oacute;n de los mismos de acuerdo a su h&aacute;bito de crecimiento, ya que ambos tipos no fueron significativamente diferentes entre s&iacute;, lo que fue confirmado por la prueba de T<sup>2</sup> Hotelling (<a href="#t4">Tabla 4</a>), aunque con una peque&ntilde;a ventaja de producci&oacute;n para los tipos intermedio&#150;invernales (9.523 vs 9.354 t ha<sup>&#150;1</sup> ). El modelo AMMI tambi&eacute;n permiti&oacute; realizar una doble representaci&oacute;n de genotipos y ambientes en un mismo gr&aacute;fico, lo que a su vez permiti&oacute; asociar genotipos con ambientes particulares. Las asociaciones del rendimiento acumulado de los genotipos con respecto a su interacci&oacute;n con los ambientes revelaron que el genotipo m&aacute;s estable fue el 17, de tipo facultativo, el cual mostr&oacute; una estrecha asociaci&oacute;n con los ambientes 4, 6, 7 y 14, que fueron los que menos contribuyeron a la IG*A; por el contrario, ambientes como el 5, 12 y 8 aportaron m&aacute;s a la IG*A (<a href="#f4">Figura 4</a>). Algunos genotipos registraron asociaciones espec&iacute;ficas con ambientes como la mostrada por la variedad AN&#150;34 en el ambiente 12, o los genotipos 4, 6 y 15 en el octavo ambiente. La variedad comercial AN&#150;31 y los genotipos 2, 7 y 20 se asociaron m&aacute;s a los ambientes 10 y 13.</font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><a name="f3"></a></font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6f3.jpg"></font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><a name="f4"></a></font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6f4.jpg"></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font size="2" face="verdana"><b>DISCUSI&Oacute;N</b></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La relaci&oacute;n significativa detectada entre ambientes confirm&oacute; las diferencias entre las localidades, principalmente a lo que se refiere a clima y tipo de suelo. Las diferencias estad&iacute;sticas registradas entre los genotipos confirmaron la distinta fenolog&iacute;a de los materiales de acuerdo a su h&aacute;bito de crecimiento, mientras que el efecto significativo estimado en la interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente demostr&oacute; la repuesta diferencial de los genotipos al evaluarse en diferentes condiciones ambientales. Los genotipos evaluados parecen diferenciarse m&aacute;s en sus patrones de producci&oacute;n a trav&eacute;s de cortes sucesivos (Lozano&#150;del R&iacute;o <i>et al.</i> 1998), y no en su potencial de producci&oacute;n total de forraje a trav&eacute;s del ciclo de cultivo. De esta manera, genotipos de diferente h&aacute;bito de crecimiento quedaron incluidos en los mismos grupos de significancia. Las diferencias entre los h&aacute;bitos de crecimiento fueron detectadas en forma m&aacute;s precisa por la utilizaci&oacute;n de la prueba de T<sup>2</sup> de Hotelling. En este estudio, el comportamiento productivo de los genotipos en cada uno de los cortes estuvo principalmente determinado por su h&aacute;bito de crecimiento, que influy&oacute; en su patr&oacute;n de producci&oacute;n. Esto conllev&oacute; a que los genotipos facultativos produjeran en el primer corte mayor cantidad de materia seca que los tipos intermedio &#150; invernales. Esta superioridad detectada en el primer corte por los tipos facultativos, posiblemente se debi&oacute; a que presentaron una etapa fenol&oacute;gica promedio m&aacute;s avanzada que los tipos invernales (facultativos: etapa promedio=39&#150;43; intermedios&#150;invernales: etapa promedio=31&#150;33) (Zadoks <i>et al.</i> 1974). Los tipos facultativos tambi&eacute;n mostraron una buena capacidad de rebrote, pero de menor magnitud que los intermedios invernales, que se han caracterizado por un mayor ahijamiento (Lozano <i>et al.</i> 1998; Giunta <i>et al.</i> 1999; Royo &amp; Blanco 1999; Ye <i>et al.</i> 2001), caracter&iacute;stica que les permiti&oacute; producir mayor cantidad de materia seca en el segundo corte. Despu&eacute;s de un corte o pastoreo, los triticales invernales producen m&aacute;s biomasa y &aacute;rea foliar que los tipos facultativos, debido a su mayor capacidad de amacollamiento (Royo &amp; Romagosa 1996).</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Holiday (1956a) y Scott &amp; Hines (1991) concordaron tambi&eacute;n en que al avanzar la edad de las plantas en las gram&iacute;neas se elevaron los puntos de crecimiento, lo cual favoreci&oacute; su remoci&oacute;n por los cortes o pastoreos y disminuy&oacute; el n&uacute;mero de v&aacute;stagos o hijuelos que sobreviven. En base al aspecto fisiol&oacute;gico del rebrote, el alargamiento de los culmos &oacute; tallos en los cereales al avanzar la edad de las plantas, como se&ntilde;alaron Holiday (1956a; 1956b) y Scott &amp; Hines (1991), provoc&oacute; que por efecto del corte se eliminaran algunos puntos de crecimiento, lo que disminuy&oacute; el n&uacute;mero de v&aacute;stagos o hijuelos que sobrevivieron y esto afect&oacute; la producci&oacute;n de biomasa. Los tipos facultativos, en etapa fenol&oacute;gica m&aacute;s avanzada, fueron m&aacute;s afectados en su rebrote que los tipos invernales, que registraron una mayor capacidad de amacollamiento y una etapa fenol&oacute;gica menos avanzada. El manejo de triticales para los diferentes tipos de explotaci&oacute;n (un solo corte y cortes o pastoreos m&uacute;ltiples) requiere del conocimiento del h&aacute;bito de crecimiento de la variedad y de la etapa fenol&oacute;gica en la &eacute;poca del corte, adem&aacute;s de la longitud del per&iacute;odo de crecimiento despu&eacute;s del corte y su capacidad de rebrote, ya que existe diversidad gen&eacute;tica para estas caracter&iacute;sticas (Sharrow 1990; Garc&iacute;a del Moral 1992).</font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><a name="f2"></a></font></p> 	    <p align="center"><font size="2" face="verdana"><img src="/img/revistas/uc/v25n1/a6f2.jpg"></font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Los resultados de este trabajo sugieren que en forma general, el h&aacute;bito de crecimiento y la capacidad de rebrote de los tipos en estudio, favoreci&oacute; a los intermedios invernales, los cuales se caracterizan por poseer una mayor capacidad de recuperaci&oacute;n despu&eacute;s del primer corte o pastoreo, que depende de la etapa en que sean cortados o pastoreados, ya que a menor etapa, mayor capacidad de rebrote (Royo <i>et al.</i> 1995; Royo &amp; Romagosa 1996; Lozano&#150;del R&iacute;o et al. 1998; Royo &amp; Blanco 1999; Ye <i>et al.</i> 2001). Este h&aacute;bito de crecimiento mostr&oacute; en general interacciones positivas, o negativas pero peque&ntilde;as, salvo los genotipos 12 y AN&#150;34, lo que indic&oacute;, en t&eacute;rminos generales, que los tipos intermedios&#150; invernales son los m&aacute;s adecuados para cortes m&uacute;ltiples. En cambio, los facultativos resultaron adecuados para un solo corte, debido a que presentaron una mayor acumulaci&oacute;n de biomasa en el per&iacute;odo inicial en comparaci&oacute;n con los tipos intermedio&#150;invernales. En este sentido, la informaci&oacute;n generada por el modelo AMMI en este estudio en los cortes individuales concord&oacute; con lo mencionado por Ebdon &amp; Gauch (2002), quienes se&ntilde;alaron que algunas caracter&iacute;sticas morfol&oacute;gicas o fenol&oacute;gicas de las plantas tienen alg&uacute;n efecto causal sobre la interacci&oacute;n de los genotipos con los ambientes.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">El an&aacute;lisis segmentado (por corte) con el modelo AMMI clasific&oacute; en forma precisa a los genotipos por la magnitud de su interacci&oacute;n con el ambiente. La separaci&oacute;n de los dos tipos de h&aacute;bitos de crecimiento con respecto a su patr&oacute;n de producci&oacute;n en los an&aacute;lisis individuales por corte se debi&oacute; a diferencias en la etapa fenol&oacute;gica de cada tipo. El modelo fue tambi&eacute;n eficiente en la caracterizaci&oacute;n de los genotipos por su estabilidad al analizarse la producci&oacute;n acumulada, lo cual permiti&oacute; discriminar en forma gr&aacute;fica la magnitud y el signo de la interacci&oacute;n de cada uno de ellos, independientemente de su h&aacute;bito de crecimiento y constituye una buena herramienta en el estudio de la interacci&oacute;n genotipo&#150;ambiente en la evaluaci&oacute;n de genotipos en ensayos en localidades m&uacute;ltiples.</font></p> 	    <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Con respecto a su patr&oacute;n de producci&oacute;n, los genotipos facultativos se recomiendan para un solo corte. Los genotipos 3, 5, 10 y 19 fueron los m&aacute;s apropiados para las diferentes zonas donde se llev&oacute; a cabo el estudio, dado sus altos niveles de productividad y estabilidad. Los tipos intermedio&#150;invernales son m&aacute;s recomendables para cortes o pastoreos m&uacute;ltiples, aunque pudieran existir genotipos facultativos que pueden adaptarse a esta condici&oacute;n en determinados ambientes, tal como lo demostr&oacute; el elevado promedio de producci&oacute;n de materia seca obtenido por los genotipos 5 y 9 (F). Estos resultados apoyan tambi&eacute;n la posibilidad de dise&ntilde;ar mezclas forrajeras que combinen los diferentes patrones productivos para obtener una producci&oacute;n m&aacute;s uniforme a trav&eacute;s de los cortes, favorecida por el posible efecto de relevo de los distintos tipos estudiados.</font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p> 	    <p align="justify"><font size="2" face="verdana"><b>LITERATURA CITADA</b></font></p> 	    <!-- ref --><p align="justify"><font size="2" face="verdana">An&oacute;nimo (1989a) NRC National Research Council. Triticale: A promising addition to the world's cereal grains. National Academy Press, Washington, D.C. 105 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=10106934&pid=S0186-2979200900010000600001&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">An&oacute;nimo (1989b) SAS/STAT User's guide. Version 6. Fourth edition. SAS Institute Inc. Cary. 943 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=10106936&pid=S0186-2979200900010000600002&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">Collar C, Aksland G (2001) Harvest effects on yield and quality of winter forage. Proc. 31st California Alfalfa and Forage Symposium. , Ca. U.C. Cooperative Extensi&oacute;n. University of California, Davis. Modesto: 133&#150;142.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106938&pid=S0186-2979200900010000600003&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">Crossa J (1990) Statistical analysis of multilocation trials. Advances in Agronomy 44: 55&#150;85.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106940&pid=S0186-2979200900010000600004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Crossa JL, Gauch HG, Zobel RW (1990) Additive main effects and multiplicative interaction analysis of two international maize cultivar trials. Crop Science 30: 493&#150;500.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106942&pid=S0186-2979200900010000600005&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">Ebdon JS, Gauch HG (2002) Additive main effect and multiplicative interaction analysis of national turfgrass performance trial: I. Interpretation of genotype &times; environment interaction. Crop Science 42: 489&#150;496.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106944&pid=S0186-2979200900010000600006&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">Eberhart SA, Russell WA (1966) Stability parameters for comparing varieties. Crop Science 6: 36&#150;40.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106946&pid=S0186-2979200900010000600007&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">Finlay KW, Wilkinson GN (1963) The analysis of adaptation in a plant breeding program. Australian Journal of Agricultural Research 14: 742&#150;754.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106948&pid=S0186-2979200900010000600008&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">Fox PN, Skovmand B, Thompson BK, Braun HJ, Cormier R (1990) Yield and adaptation of hexaploid spring triticale. Euphytica 47: 57&#150;64.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106950&pid=S0186-2979200900010000600009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Garc&iacute;a del Moral LF (1992) Leaf area, grain yield and yield components following forage removal in triticale. Journal of Agronomy and Crop Science 168: 100&#150;107.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106952&pid=S0186-2979200900010000600010&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">Gauch HG (1988) Model selection and validation for yield trials with interaction. Biometrics 44: 705&#150;715.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106954&pid=S0186-2979200900010000600011&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">Gauch HG (1992) Statistical analysis of regional yield trials: AMMI analysis of factorial designs. Elsevier. New York. 278 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=10106956&pid=S0186-2979200900010000600012&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">Gauch HG (1998) MATMODEL Version 2.1: AMMI and related analyses for two&#150;way data matrices. Microcomputer Power. Ithaca. 59 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=10106958&pid=S0186-2979200900010000600013&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">Gauch HG, Zobel RW (1996) AMMI analysis of yield trials. In: M S Kang and H G Gauch, Jr. (eds) Genotype by environment interaction. CRC Press. New York. 416 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=10106960&pid=S0186-2979200900010000600014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Giunta F, Motzo R, Deida M (1999) Grain yield analysis of a triticale (<i>X Triticosecale </i>Wittmack) collection grown in a Mediterranean environment. Field Crops Research 63: 199&#150;210.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106962&pid=S0186-2979200900010000600015&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">Hanson H, Borlaug NE, Anderson RG (1985) Trigo en el tercer mundo. El Bat&aacute;n, M&eacute;xico. CIMMYT. D.F. 166 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=10106964&pid=S0186-2979200900010000600016&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">Holiday R (1956a) Fodder production from winter&#150; sown cereals and its effect upon grain yield. Field Crops Abstracts 9: 129&#150;135</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106966&pid=S0186-2979200900010000600017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Holiday R (1956b) Fodder production from winter&#150; sown cereals and its effect upon grain yield (concluded). Field Crops Abstracts 9: 207&#150;213</font>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106967&pid=S0186-2979200900010000600018&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Johnson DE (1998) Applied multivariate methods for data analysis. Duxbury Press. Belmont. 567 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=10106968&pid=S0186-2979200900010000600019&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">Lozano&#150;del R&iacute;o AJ, Zamora VM, Sol&iacute;s HD, Mergoum M, Pfeiffer WH (1998) Triticale forage production and nutritional value in the northern region of M&eacute;xico. In: Proc. 4th International Triticale Symposium.Jul. 26&#150;31, Red Deer, Alberta, Canad&aacute;. pp: 140&#150;142.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106970&pid=S0186-2979200900010000600020&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Lozano&#150;del R&iacute;o AJ, Col&iacute;n&#150;Rico, Pfeiffer WH, Mergoum M, Hede A, Reyes&#150;Vald&eacute;s MH (2002a) Registration of "TCLF&#150;AN&#150;31" Triticale. Crop Science 42: 2214&#150;2215.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106972&pid=S0186-2979200900010000600021&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">Lozano&#150;del R&iacute;o AJ, Col&iacute;n&#150;Rico, M Pfeiffer WH, Mergoum M, Hede A, Reyes&#150;Vald&eacute;s MH (2002b) Registration of "TCLF&#150;AN&#150;34" Triticale. Crop Science 42: 2215&#150;2216.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106974&pid=S0186-2979200900010000600022&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">Poysa VW (1985) Effect of forage harvest on grain yield and agronomic performance of winter triticale, wheat and rye. Canadian Journal of Plant Science 65: 879&#150;888.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106976&pid=S0186-2979200900010000600023&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">Romagosa I, Ullrich SE, Han F, Hayes PM (1996) Use of the additive main effects and multiplicative interaction in QTL mapping for adaptation in barley. Theoretical Applied Genetics 93: 30&#150;37.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106978&pid=S0186-2979200900010000600024&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">Royo C, Par&eacute;s D (1996) Yield and quality of winter and spring triticales for forage and grain. Grass and Forage Science 51: 449&#150;455.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106980&pid=S0186-2979200900010000600025&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Royo C, Romagosa I (1996) Effect of forage removal at the first detectable node stage on the growth of winter and spring triticale. Grass and Forage Science 51: 170&#150;179.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106982&pid=S0186-2979200900010000600026&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">Royo C, Blanco R (1999) Growth analysis of five spring and five winter triticale genotypes. Agronomy Journal 91: 305&#150;311.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106984&pid=S0186-2979200900010000600027&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">Royo C, Soler C, Romagosa I (1995) Agronomical and morphological differentiation among winter and spring triticales. Plant Breeding 114: 413&#150;416.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106986&pid=S0186-2979200900010000600028&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">Salmer&oacute;n ZJJ, Caba&ntilde;as BC, Ch&aacute;vez J, Valenzuela MV (1996) Agrupaci&oacute;n de ambientes de temporal y genotipos de avena con el modelo AMMI. Revista Fitotecnia Mexicana. 19: 151&#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=10106988&pid=S0186-2979200900010000600029&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">Scott WR, Hines SE (1991) Effect of grazing on grain yield of winter barley and triticale: the position of the apical dome relative to the soil surface. New Zealand Journal Agricultural Research. 34: 177&#150;184.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106990&pid=S0186-2979200900010000600030&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Sharrow SH (1990) Defoliation effects on biomass yield components of winter wheat. Canadian Journal of Plant Science 70: 1191&#150;1194.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106992&pid=S0186-2979200900010000600031&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">Verma MA, Chahal GS, Murty BR (1978) Limitations of conventional regression analysis: a proposed modification. Theoretical Applied Genetics. 53: 89&#150;91.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106994&pid=S0186-2979200900010000600032&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">Yates F, Cochran WG (1938) The analysis of groups of experiments. Journal of Agricultural Science (Cambridge) 28: 556&#150;580.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106996&pid=S0186-2979200900010000600033&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">Ye CWE, D&iacute;az SH, Lozano AJ, Zamora VM, Ayala MJ (2001) Agrupamiento de germoplasma de triticale forrajero por rendimiento, ahijamiento y gustosidad. T&eacute;cnica Pecuaria en M&eacute;xico 39 (1): 15&#150;30.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10106998&pid=S0186-2979200900010000600034&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">Zadoks JC, Chang TT, Konzak CF (1974) A decimal code for the growth stages of cereals. Eucarpia Bulletin 7: 42&#150;52.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10107000&pid=S0186-2979200900010000600035&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p> 	    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2">Zobel RW, Wright MJ, Gauch HG (1988) Statistical analysis of a yield trial. Agronomy Journal 80: 388&#150;393.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=10107002&pid=S0186-2979200900010000600036&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>      ]]></body><back>
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