INTERAÇAO DE LOCAIS E CAPACIDADES COMBINATORI~DELINHAGENS DE MILHO EM CRUZAMENTOS DIALeLlCOS *

Péricles Pereinl··José Cartas Silva···

Ricardo Magnavaca••••Luiz Cartoi de Sousa B.ueno··

RESUMO

NIIIte trabalho foram utiliZlldos 45 h Ibridos IÍmples provenientes de cruumentol diIII.~cosentre 10 linhagens de milho conIidendas de ali18pelo Centro NaciONlldli Pelqui. de Milho.Sorvo. E_ hfbridos foram estudados em _IOS em blocos casualiudOl, com qWltro~, -e instalados em dois municfpiOl Uocais) do Estado de Minas Gerais (Sete Lagoas • Capinllpolil),no ano agrfcola 1976n7. Foi aneli.a apen. a produçlo de gr80s por pan:efa. e- en"os fo-!'11manalisados individualmen18 e de forma conjunta.

Com a finalidade de Verificar a influencia dos locais sobre os parlrnetros gan6tÍCOl,testou-• a in18raçlo das capacidades coinbinat6ri. com locais. Esse estudo indicou maior inconsistinciada capacidade geral de eombil1llÇlo em ambienteS diferentes, quando comparada com • capacida-de especifica de combinaçlo.

INTRODUÇAO

Elevado número de trabalhos é encon-trado na literatura. abordando aspectos rela-cionados com o comportamento de caracteresmorfolôgicos em milho. Todos procuram con-tribuir para melhor conhecimento da planta,seu genôtipo e suas interações com o meio. Es-sas informações permitem que os geneticistasbusquem, com maior possibilidade de sucesso,híbridos e populações adaptáveis às condiçõesde meio e potencialmente mais produtivos.

A expressão fenotípíca dos caracteresdepende do gen6tipo e de sua interação com omeio.

O conhecimento da variância genética ede sua ínteração com o ambiente pode detel'-minar procedimentos específicos num progra-ma de melhoramento. Estudando a variânciagenética em híbridos simples de milho, SPRA-GUE & TATUM (8) propuseram sua divislo

em dois tipos, de acordo com a açIo g&ticaconsiderada: variâneia da capacidade geral,decombinação (C.G.C.), que reflete a variâneiagenética aditiva, sendo função do comporta-mento médio de urna linhagem cruzada comoutras, e varifncia da capacidade específica decombinação (C.E.C.), que reflete a varilneiagenética não aditiva, sendo caracterizada pelocomportamento específico de. uma linhagemquando cruzada com outra. .

Resultados experimentais mostram queas capacidades geral e específica de 'combina-çIo estão sujeitas a alterações de ambiente.MATZINGED, SPRAGUE & COCKERHAN(4), trabalhando com linhagens de milho, t0-madas ao acaso de urna população, determina-ram a importância relativa dos efeitos das ca-

-pacidades de combinaçlo e suas interaçOescom anos e locais. Esses autores relataram amaior alteraçlo dos efeitos genéticos aditivoseyn diferentes ambientes, quando comparados

• Parte da tese apresentada à Universidade Federal de Viçosa (UFV), pelo primeiro autor, eo-rno urna das exig6neias para obtençlO do grau de ~'MagisterScientiae" em Genética e Melho"rarnento de Plantas.

•• Professor do Departamento de Agricultura da Escola Superior de Agricultura de LavrasLaVJaS,MG.

••• Professor da Universidade Federal de Viçosa - Viçosa, MG.····Pesquisador do CNPMS/EMBRAPA - Sete Lagoas, MG.

ame. Prát. LaVJaS,5(1):72 -77,Jan./jun.1981.

com os efeitos não aditivos, Resposta serne-Ihante foi encontrada, para altura de planta,em híbridos intervarietaís deNicotiana rustica,por ALLARD (1).

Este trabalho teve como objetivo veri-ficar a presença ou não de interações das capa-cidades combinatórías com locais, a fim de es-tudar o comportamento dos efeitos genéticosnos diferentes locais.

MATERIAL E METODOS·

Dez linhagens de milho consideradas deelite pelo Centro Nacional de Pesquisa de Mi-lho e Sorgo - Sete Lagoas (MG.),foram cruza-das entre si no esquema dialélico, produzindo-se 45 híbridos simples. Estes hfbridos foramavaliados num experimento em blocos casuali-zados com quatro repetições e instalado emdois locais: o primeiro, em campo experimen-tal do CNPMS - Sete Lagoas, MG., e o segun-do, em Capínópolís, MG., ambos no ano agrí-cola 1976/77. A principal fmalidade de seusardiferentes locais foi estudar a interação dos ge-nótipos com os ambientes.

As parcelas foram espaçadas de 1m ecada uma representada por uma fileira de 10mde comprimento.

Na semeadura empregaram-se quatrosementes por cova, com espaçamento de 0,5mentre covas. ° desbaste foi realizado quandoas plantas atingiram um palmo de altura, dei-xando-se duas plantas por cova, resultando emuma densidade de 40.000 plantas por hectare.

Fez-se adubação uniforme, na propor-ção de 60kg de N, 60kg de P205 e 40kg deK20, por hectare. ° adubo nitrogenado foi a-

73plicado em duas vezes: um terço no sulco, porocasião do plantio e o restante em cobertura,45 dias após a emergência das plantas.

Em torno do experimento foi plantadauma variedade híbrida de milho (Cargill Ll I),de porte semelhante, como bordadura.

A característica agronômica analisadafoi a produção de grãos. Na colheita, retira-ram-se amostras de grãos de cada tratamentopara determinação do teor de umidade, ajus-tando-se todos os resultados para a umidadepadrão de 15,5%. Os dados foram ainda cor-rigidos para o "stand" ideal de 40 plantas porparcela, empregando-se a fórmula de ZUBÉR(9).

Procedeu-se à análise de variância sim-ples para cada local e também análise de va-riãncia conjunta (dois locais), pois a relaçãoentre os quadrados médios residuais das análi- ,ses individuais foi menor que 2,7 (plMENTELGOMES, 1970)5.

Na análise da capacidade combinatóriaa sorna de quadrados para tratamentos foi de-composta em capacidade geral e específica decombinação. Utilizou-se para esta decomposi-ção o Método 4, proposto porGRIFFING (3),no qual é incluída apenas a geração FI'

Com a finalidade de verificar a influên-cia dos locais sobre os parâmetros genéticos,foram determinados os quadrados médios dasinterações, Nesta análise, utilizaram-se os efei-tos da C.G.C. e os efeitos da C.E.C. da análiseda capacidade combínatôría para cada local. Asoma de quadrados para tratamentos (híbri-dos) x locais, obtida na análise de variânciaconjunta, foi desdobrada juntamente COmseusrespectivos graus de liberdade, de acordo como seguinte modelo matemático:

Xijl = J1 + Gi + Gj + Sij + AI + (GA)i1 + (GA)jl + (SA)ijl + l/r ~ ijlm- m

onde:

Xjjl = média das observações do trata-mento ij para o local I, nas m-ésimas repetições.

= média geral da população.= efeito da capacidade geral de

combinação (C.G.C.), corres-pondente aos i e j-ésimos pro-genitores.

AI

(GA)il

(GA)jl

= efeito da capacidade específicade combinação (C.E.C.) paraocruzamento entre os i e j-ési-mos progenitores, tal que Sij=~~ -= efeito do local de ordem I;1= 1,2.

~ efeito da interação da C.G.C.da linhagem i com o local!.

= efeito da interação da C.G.C.

Ciênc, Prát. Lavras, 5(1):72 - 77,jan./jun. 1981.

74da linhagem j com o local!.

= efeito da interação da C.G.C.com o local!.

= média dos erros experimentaisdo tratamento ij para o local I,nas m-ésimas repetições.Eilm - NID (O, a2).ã~ = componente da variãncia

devido ao erro experi-mental na análise de va-riância conjunta,

Neste modelo, o efeito de local foi con-siderado fixo; portanto L AI = O.

Esta análise de variãncia é semelhante àefetuada por GNOATTO (2), e baseia-se nostrabalhos de GRIFFING (3) e ROJAS &SPRAGUE (6). O esquema da análise conjun-ta da capacidade combinatória e de suas inte-rações com locais é apresentado no Quadro I,onde:

(SA)ijl

l/r LEijlmm

m = graus de liberdade do resíduo no esque-ma de análise conjunta.

Me = quadrado médio do erro; correspondeao quadrado médio do erro da análiseconjunta.

Gil = estimativa do efeito da C.G.C. da linha-gem j no local 1. _

Gi2 = estimativa do efeito da C.G.C. da linha-gem i no local 2.

S'ijl ,: estimativa do efeito da C.E.C. do cru-zamento das linhagens i e j no local 1.

S'ij2= estimativa do efeito da C.E.C. do cru-zamento das linhagens i e j no local 2.

Gi = soma das estimativas dos efeitos daC.G.C. da linhagem i nos locais 1 e 2.

Sij = soma das estimativas dos efeitos daC.E.C. do cruzamento das linhagens i ej nos locais 1 e 2.

= número de locais.r = número de repetições ou blocos.

RESULTADOS E DISCUSSAO

Os resultados da análise de variãncíasimples, em blocos casualizados, para cada lo-cal, e da análise de variãncia conjunta, são a-presentados no Quadro 2. Constam ta.nbém

Ciênc. Prát. Lavras, 5(1):72 - 77,jan./jun. 1981.

nesse quadro os coeficientes de varíação e amédia geral da produção de grãos/parcela.

Os coeficientes de variação foram 10,93_e 22,42%, para o ensaio de Sete Lagoas e deCapinópolis, respectivamente. O reduzido nú-mero de falhas por parcela observado no pri-meiro ensaio foi, sem dúvida, um dos princi-pais fatores a assegurar sua maior precisão.

O teste F mostrou diferenças significa-tivas entre tratamentos, ao nível de 1% de pro-babilidade, em ambos os locais.

A análise de variância Conjunta indicoudiferenças altamente significativas (P < 0,01)para efeitos de tratamentos e ínterações trata-mentos x locais, mostrando um comporta·-'mente diferencial dos hfbridos nos dóis locais.Essa flexibilidade observada nos genótipos tes-tados em diferentes condições ambíentais eraesperada, uma vez que se trata de germoplas-ma de base genética restrita. Por outro lado, ocaráter produção, de baixa herdabilidade, foimuito influenciado pelo ambiente. Tais resul-tados concordam com os obtidos por SPRA-GUE & FEDERER (7), para produção de mi-lho, que observaram interação relativamentealta entre híbridos simples e locais.

Visto que os genôtípos não produzemsempre efeitos constantes em cada ambiente,uma vez que podem reagir de modo distinto acondições externas diferentes, testou-se, medi-ante a análise conjunta, a sensibilidade das ca-pacidades combínatôrias às mudanças de lo-cais. O Quadro 3 mostra os resultados da aná-lise de variãncia conjunta para a capacidadegeral e específica de combinação, bem comoas interações C.G.C. x locais e C.E.C. x lo-cais, correspondentes ao caráter produção degrãos/parcela dos 45 híbridos simples obtidosnos cruzamentos díalélícos.

O valor 4,06 obtido pelo teste F para ainteração C.G.C. x locais, indicou signíficãn-cia ao nível de 1% de probabilidade, ao passoque o valor 1,34 para a interação C.E.C. x lo-cais foi não significativo. Esses resultados estãoem concordância com os obtidos por MAT-ZINGER et alii (4) em linhagens endogâmicasde milho. Esses autores relataram a maior in-consistência dos efeitos genéticos aditivosquando foram medidos em ambientes diferen-tes e comparados com Osefeitos não aditivos.Por outro lado, ROJAS & SPRAGUE (6) en-fatizararn a inconsistência dos efeitos não adi-tivos quando foram testados em diversos am-bientes e comparados com os efeitos aditivos,

QUADRO I - Esquema da análise conjunta da capacidade combinatória, interação da capacidade geral c especifica de combinação comlocais. esperanças dos quadrados médios e respectivas expressões da soma de quadrados.

Fontes de Varia,lIo S.Q. L. (C). M.)Q.M.G.L.

e.G.e. a2 + Ir (p-2) (_I_)L (;2p - I i 1

p- I Sg Mg

c.e.c. p(p - 3)/2 a2 + Ir 2/p(p-3) L L S~i< j IJ

Ss Ms

e.G.c. x locais (p-I)(I-I) a 2 + r(p-2) I L L (GAJ11(p-I)(I-I) i I

a2 + r 2 L L L (SAJDIp(-3)(l-I) i<j I

Sg x I Mg x I

c.E.e. x locais [p(p-3)/2] x (1-1) Ss x I Ms x I("lg;!'.." Erro..•~~e-~~'"--•...~-.JN

I-.J-.J

i't:::

~•...\O00:-

m Me a2

1

p-2

4:E X2I

X2S :gp(p - 2)

2:E X[ + (p _ 1) (p _ 2)1

P - 2X2Ss L :E X~

i< j 1J

Sg x I r (p - 2)(~GIT + ~ Gr2I I

-2~Gi ./1)1

n (:E :E S~l +:E L ~2- - :E :E Sr /1)i <: 1J i < j lJ i < j ~.

s, x 1-.JVI

76QUADRO 2 Quadrado médio (Q.M.), coeficiente de variação (C.V. %) e média geral 99 dos

tratamentos, obtidos da análise de variãncía, em blocos casua1izados, relativos àprodução de grãos, em cada local.

Sete Lagoas 5,333** 10,93 (880 10,973** 1,101 **

Análise Conjunta

Local Q.M. C.V.% x Q.M.

Trat. Trat. x Local

Capinópolis 6,741 ** 22,42 3,914

"Stand" médio (Sete Lagoas) 39 plantas/parcela (97,5%)."Stand" médio (Capinópolis) 33 plantas/parcela (82,5%).** Significativo ao nível de probabilidade de 1% (P < 0,01).

QUj\DRO 3 - Análise de variância conjunta referente ao caráter produção de grãos/parcela pa-ra as capacidades combinatórias e interação dessas com locais, segundo Método4 e Modelo I de Griffmg.

Fontes de Variação G.L. S.Q. Q.M. F

C.G.C. 09 336,232 37,359 64,41 **C.E.C. 35 146,568 4,188 7,22**C.G.C. x locais 09 21,210 2,357 4,06*·C.E.C. x locais 35 27,247 0,778 (34NSErro 267 154,833 0,580

** Signiqicativo ao nível de probabilidade de 1% (P- Não significativo.- Soma de quadrados.- Graus de liberdade.

Quadrados médios.

< 0,01).NSSQGLQM

CONCLUSOESOs híbridos estudados comportaram-se

diferentemente nos dois locais quanto à pro-dução de grãos, o que pode ser explicado pela

maior inconsistência da capacidade geral decombinação em ambientes diversos, quandocomparada com a capacidade específica decombinação.

Ciênc. Prát. Lavras, 5 (1): 72 - 77, jan./jun. 1981.

SUMMARY

INTERACTlON OF LOCATlONS ANDCOM-BI~ING .-\BILITITES OF CORN INBREDUNES IN DIALLEL CROSSES.

Thc pcrformance of fourty-five singlehybrids of rnaize obtained by diallel cressesarnonz ten inbred lines was studied at Sete La-goas ~d Capinópolís, Minas Gerais, Brazil, in1976/77.

Analysis for grain yicld was made sepa-ratcdly and altogcther, induding two loca-tions.

TI.c cornbining abili ty x location inte-ractions showcd greater variability of generalcornbining ability as compared with specificcornbining ability at differen t locations.

REFERENCIASBIBLlOGRÃFICAS

1. ALLARD, R.W. Thc analysis of genetic- en vironmcn tal in teracti ons bymcans of diallel crosses. Genetics,Austin, TX, 41: 305-18, 1956.

2. GNOATTO,I.L. Anãlisedecruzamentosdialélicos entre linhagens de milho(Zea may. LI de diversas origens.Piracicaba, ESALQ, 1969, 80 p.(Tese ~.S.).

3. GRIFFING, B. Concep of general andspecific cornbining ability in relationto diallel crossing systcrns. Austra-lian Joumal of Biological Science,

77Victoria, 9:463-93,1956.

4. MATZINGER, D.F.; SPRAGUE, G.F.;COCKERHAN, C.C. Diallel cressesof rnaize in experiments repeatedover locations and years, AgronomyJournal, Madison, 51: 346-50,1956.

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8. & TATUM, L.A. Generalvs. specific cornbining ability in sin-gle crosses of com. Journal of theAmerican Society of Agronomy,Madison, 34:923-32,1942.

9. ZUBER, M.S. Relative efficiency of in-complete block designs usíng comuniforrnity trial data. Journal of theAmerican Society of Agronomy,Madíson, 34: 30-47, 1942.

Ciénc, Prát. Lavras, 5(1):72 - 77,jan./jun. 1981.