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Número de repetições para avaliação de caracteres em genótipos de feijão-caupi

Number of replicates for the evaluation of characters in cowpea genotypes

Resumos

O objetivo deste trabalho foi determinar o número de medições (repetições) necessário para avaliar caracteres de genótipos de feijão-caupi (Vigna unguiculata). Vinte genótipos de feijão-caupi de porte ereto e vinte de porte semiprostrado foram avaliados no Estado do Mato Grosso do Sul, em seis e quatro ensaios, respectivamente. Os dez ensaios foram conduzidos no delineamento blocos ao acaso, com quatro repetições. Foram mensurados os caracteres comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos. Foram verificados os pressupostos do modelo matemático, realizada a análise de variância, estimado o coeficiente de repetibilidade e calculado o número de repetições. Ensaios com quatro repetições identificam genótipos superiores de feijão-caupi em relação aos caracteres comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos, com, respectivamente, 84,57, 75,62, 73,14, 75,25, 81,53 e 79,19% de exatidão no prognóstico de seu valor real.

Vigna unguiculata L.; repetibilidade; planejamento experimental


The objective of this study was to determine the number of measurements (replicates) necessary to predict the performance of cowpea (Vigna unguiculata) genotypes. Twenty genotypes of cowpea to growth habit erect and twenty semi-prostrate were carried out in Mato Grosso do Sul State, Brazil, in six and four trials, respectively. It was conducted ten trials in randomized complete blocks design with four replicates. The character length of pod, weight of pod, weight of grains per pod, number of seeds per pod, weight of hundred grains and grain yield were measured. Assumptions of the mathematical model were examined, analysis of variance was performed, the repeatability coefficient was estimated and the number of replicates was calculated. Trials with four replicates identify superior cowpea genotypes in relation to length of pod, weight of pod, weight of grains per pod, number of seeds per pod, weight of hundred grains and grain yield characters, with, respectively, 84.57, 75.62, 73.14, 75.25, 81.53 and 79.19% accuracy of the true prognostic value.

Vigna unguiculata L. ; repeatability; experimental planning


1 INTRODUÇÃO

O feijão-caupi [Vigna unguiculata (L.) Walp.] é uma das fontes alimentares mais importantes e estratégicas para as regiões tropicais e subtropicais do planeta. O Brasil é o terceiro maior produtor mundial dessa cultura, que é cultivada sobretudo nas regiões Norte e Nordeste, constituindo-se no prato básico das classes de menor poder aquisitivo (Oliveira et al., 2013Oliveira, O. M. S., Silva, J. F., Ferreira, F. M., Klehm, C. S., & Borges, C. V. (2013). Associações genotípicas entre componentes de produção e caracteres agronômicos em feijão-caupi. Revista Ciência Agronômica, 44, 851-857. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902013000400023.
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). Contudo, apesar da grande produção brasileira, segundo Almeida et al. (2014)Almeida, W. S., Fernandes, F. R. B., Teófilo, E. M., & Bertini, C. H. C. M. (2014). Correlation and path analysis in components of grain yield of cowpea genotypes. Revista Ciência Agronômica, 45, 726-736. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902014000400010.
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há déficit permanente de oferta nessas regiões, uma vez que a produtividade média brasileira é extremamente baixa (300 kg ha–1). Santos et al. (2014a)Santos, A., Ceccon, G., Davide, L. M. C., Correa, A. M., & Alves, V. B. (2014a). Correlations and path analysis of yield components in cowpea. Crop Breeding and Applied Biotechnology, 14, 82-87. http://dx.doi.org/10.1590/1984-70332014v14n2a15.
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enfatizam que o melhoramento genético dessa cultura é o principal modo de aumentar a produtividade, por meio da seleção de genótipos altamente produtivos e adaptados às condições edafoclimáicas brasileiras.

Em ensaios de genótipos de feijão-caupi, caracteres como o comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos são comumente avaliados. Nesses ensaios, para a correta discriminação dos genótipos, é importante que esses caracteres sejam avaliados com melhor precisão (menor dispersão) e com exatidão ou acurácia (sem viés entre a estimativa e o parâmetro, ou seja, sem tendência), ou seja, de acordo com os conceitos de precisão e exatidão ou acurácia discutidos em Monico et al. (2009)Monico, J. F. G., Póz, A. P. D., Galo, M., Santos, M. C., & Oliveira, L. C. (2009). Acurácia e precisão: revendo os conceitos de forma acurada. Boletim de Ciências Geodésicas, 15, 469-483. Recuperado em 04 de novembro de 2014, de http://ojs.c3sl.ufpr.br/ojs/index.php/bcg/article/view/15513/10363. Para alcançar a precisão desejada, é importante dimensionar adequadamente o tamanho e a forma de parcela, o tamanho de amostra e o número de repetições com base no caráter de interesse.

Com base em caracteres de genótipos de feijão-caupi, estudos sobre relações lineares entre caracteres (Silva & Neves, 2011Silva, J. A., & Neves, J. A. (2011). Componentes de produção e suas correlações em genótipos de feijão-caupi em cultivo de sequeiro e irrigado. Revista Ciência Agronômica, 42, 702-713. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011000300017.
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; Correa et al., 2012Correa, A. M., Ceccon, G., Correa, C. M. A., & Delben, D. S. (2012). Estimativas de parâmetros genéticos e correlações entre caracteres fenológicos e morfoagronômicos em feijão-caupi. Revista Ceres, 59, 88-94. http://dx.doi.org/10.1590/S0034-737X2012000100013.
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; Oliveira et al., 2013Oliveira, O. M. S., Silva, J. F., Ferreira, F. M., Klehm, C. S., & Borges, C. V. (2013). Associações genotípicas entre componentes de produção e caracteres agronômicos em feijão-caupi. Revista Ciência Agronômica, 44, 851-857. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902013000400023.
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; Almeida et al., 2014Almeida, W. S., Fernandes, F. R. B., Teófilo, E. M., & Bertini, C. H. C. M. (2014). Correlation and path analysis in components of grain yield of cowpea genotypes. Revista Ciência Agronômica, 45, 726-736. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902014000400010.
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; Santos et al., 2014aSantos, A., Ceccon, G., Davide, L. M. C., Correa, A. M., & Alves, V. B. (2014a). Correlations and path analysis of yield components in cowpea. Crop Breeding and Applied Biotechnology, 14, 82-87. http://dx.doi.org/10.1590/1984-70332014v14n2a15.
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), desempenho agronômico e divergência genética (Santos et al., 2014bSantos, J. A. S., Teodoro, P. E., Correa, A. M., Soares, C. M. G., Ribeiro, L. P., & Abreu, H. K. A. (2014b). Desempenho agronômico e divergência genética entre genótipos de feijão-caupi cultivados no ecótono Cerrado/Pantanal. Bragantia, 73, 377-382. http://dx.doi.org/10.1590/1678-4499.0250.
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, cSantos, J. A. S., Soares, C. M. G., Corrêa, A. M., Teodoro, P. E., Ribeiro, L. P., & Abreu, H. K. A. (2014c). Agronomic performance and genetic dissimilarity among cowpea (. Vigna unguiculata (L.) Walp.) genotypesGlobal Advanced Research Journal of Agricultural Science, 3, 271-277. Recuperado em 25 de outubro de 2014, de http://garj.org/garjas/pdf/2014/August/Santos%20et%20al.pdf), estimativas de parâmetros genéticos (Matos et al., 2009Matos, C. H. A., Fo., Gomes, R. L. F., Rocha, M. M., Freire, F. R., Fo., & Lopes, A. C. A. (2009). Potencial produtivo de progênies de feijão-caupi com arquitetura ereta de planta. Ciência Rural, 39, 348-354. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009000200006.
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; Andrade et al., 2010Andrade, F. N., Rocha, M. M., Gomes, R. L. F., Freire, F. R., Fo., & Ramos, S. R. R. (2010). Estimativas de parâmetros genéticos em genótipos de feijão-caupi avaliados para feijão fresco. Revista Ciência Agronômica, 41, 253-258. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902010000200012.
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; Correa et al., 2012Correa, A. M., Ceccon, G., Correa, C. M. A., & Delben, D. S. (2012). Estimativas de parâmetros genéticos e correlações entre caracteres fenológicos e morfoagronômicos em feijão-caupi. Revista Ceres, 59, 88-94. http://dx.doi.org/10.1590/S0034-737X2012000100013.
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) e adaptabilidade e estabilidade (Barros et al., 2013Barros, M. A., Rocha, M. M., Gomes, R. L. F., Silva, K. J. D., & Neves, A. C. (2013). Adaptabilidade e estabilidade produtiva de feijão‑caupi de porte semiprostrado. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 48, 403-410. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013000400008.
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) têm sido realizados. Nessas pesquisas tem-se utilizado o delineamento blocos ao acaso, com três e quatro repetições.

A investigação da necessidade de redimensionar o número de repetições é possível de ser realizada a partir de dados de ensaios de genótipos com base em estimativas de coeficiente de repetibilidade obtidas por meio da análise de variância (Cruz, 2006Cruz, C. D. (2006). Programa Genes: biometria. Viçosa: UFV. 382 p.). Nesse cenário, o fato de serem necessários experimentos específicos para dimensionar o número de repetições, além de maximizar o aproveitamento de dados existentes, possibilitaria a economia de tempo, recursos humanos e financeiros.

A partir do coeficiente de repetibilidade, o dimensionamento do número de repetições foi realizado em ensaios de competição de genótipos de feijão (Cargnelutti et al., 2009Cargnelutti, A., Fo., Ribeiro, N. D., & Storck, L. (2009). Número de repetições para a comparação de cultivares de feijão. Ciência Rural, 39, 2419-2424. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009000900006.
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), de soja (Storck et al., 2009Storck, L., Cargnelutti, A., Fo., Lúcio, A. D., & Lopes, S. J. (2009). Método de Papadakis e número de repetições em experimentos de soja. Ciência Rural, 39, 977-982. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009005000027.
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), de milho (Cargnelutti et al., 2010Cargnelutti, A., Fo., Storck, L., & Guadagnin, J. P. (2010). Número de repetições para a comparação de cultivares de milho. Ciência Rural, 40, 1023-1030. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010005000073.
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) e de arroz irrigado (Cargnelutti et al., 2012Cargnelutti, A., Fo., Marchesan, E., Silva, L. S., & Toebe, M. (2012). Medidas de precisão experimental e número de repetições em ensaios de genótipos de arroz irrigado. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 47, 336-343. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2012000300004.
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). Nesses estudos, os autores constataram que, para avaliar a produtividade de grãos dessas culturas, ensaios com quatro repetições possibilitam a identificação de genótipos superiores de feijão, de soja, de milho e de arroz irrigado com 85, 80, 81 e 79% de precisão, respectivamente.

Além da produtividade de grãos, o dimensionamento do número de repetições para avaliar outros caracteres de feijão (Cargnelutti & Ribeiro, 2010Cargnelutti, A., Fo., & Ribeiro, N. D. (2010). Número de repetições para avaliação de caracteres de produção, fenologia e morfologia de cultivares de feijão. Ciência Rural, 40, 2446-2453. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010001200002.
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), de soja (Cargnelutti & Gonçalves, 2011Cargnelutti, A., Fo., & Gonçalves, E. C. P. (2011). Estimativa do número de repetições para a avaliação de caracteres de produtividade e de morfologia em genótipos de soja. Comunicata Scientiae, 2, 25-33. Recuperado em 24 de novembro de 2015, de http://comunicata.ufpi.br/index.php/comunicata/article/view/81/53) e de milho (Cargnelutti & Guadagnin, 2011Cargnelutti, A., Fo., & Guadagnin, J. P. (2011). Planejamento experimental em milho. Revista Ciência Agronômica, 42, 1009-1016. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011000400025.
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) tem sido realizado a partir do coeficiente de repetibilidade. De maneira geral, nesses estudos foi evidenciado que, para a mesma precisão, há variabilidade do número de repetições entre caracteres. No entanto, referências ao emprego da análise de repetibilidade para a estimativa do número de repetições de caracteres de feijão-caupi não foram encontradas na literatura. Assim, o objetivo deste trabalho foi determinar o número de medições (repetições) necessário para avaliar os caracteres comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos de genótipos de feijão-caupi.

2 Material e métodos

Genótipos de feijão-caupi [Vigna unguiculata (L.) Walp.], de hábitos de crescimento ereto (15 linhagens: MNC99-537F-1, MNC99-537F-4, MNC99-541-F5, MNC99-541-F8, IT93K-93-10, MNC99-519D-1-1-5, MNC00-544D-10-1-2-2, MNC00-544D-14-1-2-2, MNC00-553D-8-1-2-2, MNC00-553D-8-1-2-3, MNC00-561G-6, EV X 63-10E, MNC99542F-5, EV X 91-2E-2 e MNC99-557F-2 e cinco cultivares: Pretinho, Fradinho-2, BRS Guariba, Patativa e Vita-7) e semiprostrado (18 linhagens: MNC99-505G-11, MNC99-507G-4, MNC99-507G-8, BRS Xiquexique, MNC99-510G-8, MNC99-510F-16, TE97-309G-18, TE97-304G-4, TE97-304G-12, TE97-309G-24, MNC99-508G-1, MNC99-541F-15, MNC99-541F-18, MNC99-541F-21, MNC99-542F-5, MNC99-542F-7, MNC99-547F-2 e CNC x 409-11F-P2 e duas cultivares: BRS Paraguaçu e BR 17-Gurgueia), oriundos do programa de melhoramento genético de feijão-caupi da Embrapa Meio-Norte, foram avaliados em dez ensaios de valor de cultivo e uso conduzidos no Estado do Mato Grosso do Sul (Tabela 1).

Tabela 1
Número do ensaio (NE), número de genótipos (NG), hábito de crescimento, ano agrícola, local, latitude, longitude, altitude, classificação climática de Köppen-Geiger e data de semeadura de genótipos de feijão-caupi [Vigna unguiculata (L.) Walp.], avaliados no Estado do Mato Grosso do Sul

Os dez ensaios foram realizados no delineamento blocos ao acaso com quatro repetições (blocos). As unidades experimentais foram compostas de quatro fileiras de 5 m de comprimento com espaçamento de 0,5 m entre fileiras e 0,25 m entre plantas na fileira. As avaliações foram realizadas nas duas fileiras centrais (área útil = 5 m2). Em cada unidade experimental, de cada experimento, foram mensurados os caracteres: comprimento de vagem, (CV, em cm); massa de vagem (MV, em g); massa de grãos por vagem (MGV, em g); número de grãos por vagem (NGV); massa de cem grãos (MCG, em g) e produtividade de grãos a 13% de umidade (PROD, em t ha–1). Em cada unidade experimental, os caracteres CV, MV, MGV e NGV foram obtidos pela média de medições feitas em cinco vagens, tomadas aleatoriamente nas duas fileiras centrais. A MCG foi obtida por MGV/NGV×100. A PROD foi obtida a partir de todas as plantas das duas fileiras centrais (área útil = 5 m2), corrigida para 13% de umidade, valor comumente utilizado para avaliar a PROD em feijão-caupi (Almeida et al., 2014Almeida, W. S., Fernandes, F. R. B., Teófilo, E. M., & Bertini, C. H. C. M. (2014). Correlation and path analysis in components of grain yield of cowpea genotypes. Revista Ciência Agronômica, 45, 726-736. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902014000400010.
http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902014...
; Santos et al., 2014aSantos, A., Ceccon, G., Davide, L. M. C., Correa, A. M., & Alves, V. B. (2014a). Correlations and path analysis of yield components in cowpea. Crop Breeding and Applied Biotechnology, 14, 82-87. http://dx.doi.org/10.1590/1984-70332014v14n2a15.
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, bSantos, J. A. S., Teodoro, P. E., Correa, A. M., Soares, C. M. G., Ribeiro, L. P., & Abreu, H. K. A. (2014b). Desempenho agronômico e divergência genética entre genótipos de feijão-caupi cultivados no ecótono Cerrado/Pantanal. Bragantia, 73, 377-382. http://dx.doi.org/10.1590/1678-4499.0250.
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), sendo extrapolada para t ha–1.

Em cada um dos dez ensaios, os dados dos caracteres CV, MV, MGV, NGV, MCG e PROD seguiram um modelo estatístico de delineamento blocos ao acaso dado por: Yij = μ + τi + βj + εij, no qual Yij é o valor observado da variável resposta na parcela, ij, μ é a média geral, τi é o efeito do genótipo (i = 1, 2, ..., 20), βj é o efeito do bloco (j = 1, 2, 3, 4) e εij é o efeito do erro experimental suposto normal e independentemente distribuído com média 0 e variância comum σ2 (Storck et al., 2011Storck, L., Garcia, D. C., Lopes, S. J., & Estefanel, V. (2011). Experimentação vegetal (3 ed.). Santa Maria: UFSM. 200 p.). Os testes de Kolmogorov-Smirnov, Bartlett e aditividade de Tukey foram realizados para verificar o atendimento, respectivamente, das pressuposições de normalidade dos erros, homogeneidade de variâncias e aditividade do modelo matemático. Com base nos resultados da análise de variância, foram obtidas as estimativas do quadrado médio de bloco (QMB), do quadrado médio de genótipo (QMG), do quadrado médio do erro (QME) e do valor do teste F para genótipo (Fc = QMG/QME). Após, foi estimada a acurácia seletiva (AS) (Resende & Duarte, 2007Resende, M. D. V., & Duarte, J. B. (2007). Precisão e controle de qualidade em experimentos de avaliação de cultivares. Pesquisa Agropecuária Tropical, 37, 182-194. Recuperado em 25 de outubro de 2014, de http://www.revistas.ufg.br/index.php/pat/article/viewFile/1867/1773) por meio da expressão AS = (1-(1/Fc))0,5. Posteriormente, com base em AS, foi avaliada a precisão experimental de acordo com os limites de classes estabelecidos em Resende & Duarte (2007)Resende, M. D. V., & Duarte, J. B. (2007). Precisão e controle de qualidade em experimentos de avaliação de cultivares. Pesquisa Agropecuária Tropical, 37, 182-194. Recuperado em 25 de outubro de 2014, de http://www.revistas.ufg.br/index.php/pat/article/viewFile/1867/1773.

Foram consideradas as avaliações em cada bloco como medições realizadas no mesmo indivíduo (genótipo) e foi estimado o coeficiente de repetibilidade (r), em cada caráter e ensaio, por meio da análise de variância. Nesse estudo, o coeficiente de repetibilidade é o coeficiente de correlação intraclasse para genótipos e é estimado por meio da expressão r=[(QMGQME)/J]/[(QMGQME)/J+QME], em que J é o número de medições ou repetições (Cruz & Regazzi, 1997Cruz, C. D., & Regazzi, A. J. (1997). Modelos biométricos aplicados ao melhoramento genético (2 ed.). Viçosa: UFV. 390 p.; Cruz, 2006Cruz, C. D. (2006). Programa Genes: biometria. Viçosa: UFV. 382 p.).

O número de medições ou repetições (J) necessário para predizer o valor real dos indivíduos (genótipos), com base nos coeficientes de determinação genotípico (R2) preestabelecidos (0,70, 0,75, 0,80, 0,85, 0,90 e 0,95), foi calculado por meio da expressão J=[R2(1r)]/[(1R2)r] (Cruz & Regazzi, 1997Cruz, C. D., & Regazzi, A. J. (1997). Modelos biométricos aplicados ao melhoramento genético (2 ed.). Viçosa: UFV. 390 p.). O coeficiente de determinação genotípico (R2), que representa a certeza da predição do valor real dos genótipos selecionados, com base em J medições realizadas, foi obtido pela expressão R2=[Jr]/[1+r(J1)], em que J é o número de medições realizadas (J = 4 blocos neste estudo) e r é o coeficiente de repetibilidade (Cruz, 2006Cruz, C. D. (2006). Programa Genes: biometria. Viçosa: UFV. 382 p.). Ainda, com base na média do coeficiente de repetibilidade (r) entre os dez ensaios, em cada um dos caracteres, foi calculado o coeficiente de determinação genotípico (R2) em função do número de repetições (J variando de 0 até 50). Apesar de ensaios com zero repetição não ter sentido prático e com 50 repetições serem praticamente inviáveis de realização, optou-se por esses limites para demonstrar o comportamento da relação entre R2 e J, com base em um valor fixo de r (r = média dos dez ensaios). As análises estatísticas foram realizadas com o auxílio do programa GENES (Cruz, 2013Cruz, C. D. (2013). GENES - a software package for analysis in experimental statistics and quantitative genetics. Acta Scientiarum Agronomy, 35, 271-276. http://dx.doi.org/10.4025/actasciagron.v35i3.21251.
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) e do aplicativo Microsoft Office Excel.

3 Resultados e Discussão

Nos 60 casos analisados (seis caracteres × dez ensaios), pelo teste de Kolmogorov-Smirnov, verificou-se que os erros ajustaram-se à distribuição normal (p>0,05). Em 50 casos (90%), pelo teste de Bartlett, constatou-se que as variâncias residuais foram homogêneas (p>0,05). Em apenas 57 casos (95%), o teste de aditividade de Tukey revelou aditividade do modelo matemático (p>0,05). Portanto, os elevados percentuais de atendimento das pressuposições de normalidade dos erros, homogeneidade de variâncias e aditividade do modelo matemático do delineamento em blocos ao acaso conferem adequabilidade para a aplicação dos testes de hipóteses (teste F), para as fontes de variação (bloco e genótipo) da análise de variância (Storck et al., 2011Storck, L., Garcia, D. C., Lopes, S. J., & Estefanel, V. (2011). Experimentação vegetal (3 ed.). Santa Maria: UFSM. 200 p.). Entre os 60 casos (seis caracteres × dez ensaios), o teste F da análise de variância revelou efeito de bloco significativo (p≤0,05) em 35 casos (58,33%), o que evidencia que os blocos foram heterogêneos e que o uso do delineamento blocos ao acaso foi eficiente. Por outro lado, em 25 casos (41,67%), os blocos não foram heterogêneos e, nesses casos, o delineamento inteiramente casualizado poderia ter sido utilizado. Portanto, apesar de ser constatado que em 41,67% dos casos não houve significância do efeito de blocos, o uso de blocos deve continuar sendo utilizado nessas áreas experimentais como forma de garantir o controle dessa fonte de heterogeneidade, no caso de sua existência.

As médias dos caracteres comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos (Tabela 2) foram similares às médias obtidas em outros ensaios de genótipos de feijão-caupi (Matos et al., 2009Matos, C. H. A., Fo., Gomes, R. L. F., Rocha, M. M., Freire, F. R., Fo., & Lopes, A. C. A. (2009). Potencial produtivo de progênies de feijão-caupi com arquitetura ereta de planta. Ciência Rural, 39, 348-354. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009000200006.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009...
; Andrade et al., 2010Andrade, F. N., Rocha, M. M., Gomes, R. L. F., Freire, F. R., Fo., & Ramos, S. R. R. (2010). Estimativas de parâmetros genéticos em genótipos de feijão-caupi avaliados para feijão fresco. Revista Ciência Agronômica, 41, 253-258. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902010000200012.
http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902010...
; Silva & Neves, 2011Silva, J. A., & Neves, J. A. (2011). Componentes de produção e suas correlações em genótipos de feijão-caupi em cultivo de sequeiro e irrigado. Revista Ciência Agronômica, 42, 702-713. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011000300017.
http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011...
; Correa et al., 2012Correa, A. M., Ceccon, G., Correa, C. M. A., & Delben, D. S. (2012). Estimativas de parâmetros genéticos e correlações entre caracteres fenológicos e morfoagronômicos em feijão-caupi. Revista Ceres, 59, 88-94. http://dx.doi.org/10.1590/S0034-737X2012000100013.
http://dx.doi.org/10.1590/S0034-737X2012...
; Barros et al., 2013Barros, M. A., Rocha, M. M., Gomes, R. L. F., Silva, K. J. D., & Neves, A. C. (2013). Adaptabilidade e estabilidade produtiva de feijão‑caupi de porte semiprostrado. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 48, 403-410. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013000400008.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013...
; Oliveira et al., 2013Oliveira, O. M. S., Silva, J. F., Ferreira, F. M., Klehm, C. S., & Borges, C. V. (2013). Associações genotípicas entre componentes de produção e caracteres agronômicos em feijão-caupi. Revista Ciência Agronômica, 44, 851-857. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902013000400023.
http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902013...
; Almeida et al., 2014Almeida, W. S., Fernandes, F. R. B., Teófilo, E. M., & Bertini, C. H. C. M. (2014). Correlation and path analysis in components of grain yield of cowpea genotypes. Revista Ciência Agronômica, 45, 726-736. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902014000400010.
http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902014...
; Santos et al., 2014aSantos, A., Ceccon, G., Davide, L. M. C., Correa, A. M., & Alves, V. B. (2014a). Correlations and path analysis of yield components in cowpea. Crop Breeding and Applied Biotechnology, 14, 82-87. http://dx.doi.org/10.1590/1984-70332014v14n2a15.
http://dx.doi.org/10.1590/1984-70332014v...
, bSantos, J. A. S., Teodoro, P. E., Correa, A. M., Soares, C. M. G., Ribeiro, L. P., & Abreu, H. K. A. (2014b). Desempenho agronômico e divergência genética entre genótipos de feijão-caupi cultivados no ecótono Cerrado/Pantanal. Bragantia, 73, 377-382. http://dx.doi.org/10.1590/1678-4499.0250.
http://dx.doi.org/10.1590/1678-4499.0250...
), o que revela adequabilidade desse banco de dados para o estudo proposto, pelo fato destes representarem situações reais de ensaios de campo.

Tabela 2
Resumo da análise de variância [número de graus de liberdade (GL) e quadrado médio para as fontes de variação bloco, genótipo e erro], média, acurácia seletiva (AS), valor-p do teste de Kolmogorov-Smirnov para a normalidade dos erros, valor-p do teste de Bartlett para a homogeneidade de variâncias residuais e valor-p do teste de aditividade de Tukey, para seis caracteres de genótipos de feijão-caupi, avaliados em dez ensaios(1 1 Ensaios descritos na Tabela 1. )

Em relação ao comprimento de vagem, à massa de cem grãos e à produtividade de grãos, houve efeito de genótipo significativo (p≤0,05) nos dez ensaios, o que evidencia que é possível identificar os genótipos superiores devido à variabilidade genética existente. Já quanto à massa de vagem, à massa de grãos por vagem e ao número de grãos por vagem, não houve efeito significativo de genótipo apenas no ensaio 8. Portanto, para os três caracteres desse ensaio, a não discriminação dos genótipos, por meio do teste F, pode não ser devido à não existência de variabilidade genética e sim, provavelmente, à menor precisão experimental (Resende & Duarte, 2007Resende, M. D. V., & Duarte, J. B. (2007). Precisão e controle de qualidade em experimentos de avaliação de cultivares. Pesquisa Agropecuária Tropical, 37, 182-194. Recuperado em 25 de outubro de 2014, de http://www.revistas.ufg.br/index.php/pat/article/viewFile/1867/1773). Nos 57 casos (95%) com efeito significativo de genótipo, a média da acurácia seletiva (AS) e dos coeficientes de repetibilidade (r) e de determinação genotípico (R2), com base nas quatro repetições, foi de 0,880, 0,494 e 0,778, respectivamente. Enquanto, entre os três caracteres do ensaio 8, em que não foram detectadas diferenças significativas, as médias de AS, r e R2 foram, respectivamente, 0,649, 0,154 e 0,421, o que reforça a hipótese de que a não identificação de diferenças entre os genótipos está associada à menor precisão experimental.

Escores de acurácia seletiva (AS) superiores a 0,90, o que equivale ao coeficiente de determinação genotípico (R2) de 81%, são almejados em experimentos, pois conferem precisão experimental muito alta na discriminação dos genótipos em avaliação (Resende & Duarte, 2007Resende, M. D. V., & Duarte, J. B. (2007). Precisão e controle de qualidade em experimentos de avaliação de cultivares. Pesquisa Agropecuária Tropical, 37, 182-194. Recuperado em 25 de outubro de 2014, de http://www.revistas.ufg.br/index.php/pat/article/viewFile/1867/1773). Nesses dez ensaios de feijão-caupi, a AS oscilou entre 0,632 (massa de grãos por vagem no ensaio 8) e 0,962 (produtividade de grãos nos ensaios 3 e 10), com média de 0,868. De acordo com limites de classes estabelecidos em Resende & Duarte (2007)Resende, M. D. V., & Duarte, J. B. (2007). Precisão e controle de qualidade em experimentos de avaliação de cultivares. Pesquisa Agropecuária Tropical, 37, 182-194. Recuperado em 25 de outubro de 2014, de http://www.revistas.ufg.br/index.php/pat/article/viewFile/1867/1773, dos 60 casos, 26 apresentaram precisão experimental muito alta (AS ≥ 0,90), 31 com precisão alta (0,70 ≤ AS < 0,90) e três casos com precisão moderada (0,50 ≤ AS < 0,70) (Tabela 2). Portanto, pode-se inferir que houve variabilidade das precisões experimentais entre os caracteres e os ensaios e, de maneira geral, esses caracteres foram avaliados em condições experimentais satisfatórias. Variabilidade de precisões experimentais, com base em AS, entre caracteres e ensaios com genótipos de feijão (Cargnelutti & Ribeiro, 2010Cargnelutti, A., Fo., & Ribeiro, N. D. (2010). Número de repetições para avaliação de caracteres de produção, fenologia e morfologia de cultivares de feijão. Ciência Rural, 40, 2446-2453. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010001200002.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010...
), de soja (Cargnelutti & Gonçalves, 2011Cargnelutti, A., Fo., & Gonçalves, E. C. P. (2011). Estimativa do número de repetições para a avaliação de caracteres de produtividade e de morfologia em genótipos de soja. Comunicata Scientiae, 2, 25-33. Recuperado em 24 de novembro de 2015, de http://comunicata.ufpi.br/index.php/comunicata/article/view/81/53) e de milho (Cargnelutti & Guadagnin, 2011Cargnelutti, A., Fo., & Guadagnin, J. P. (2011). Planejamento experimental em milho. Revista Ciência Agronômica, 42, 1009-1016. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011000400025.
http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011...
) e arroz irrigado (Cargnelutti et al., 2012Cargnelutti, A., Fo., Marchesan, E., Silva, L. S., & Toebe, M. (2012). Medidas de precisão experimental e número de repetições em ensaios de genótipos de arroz irrigado. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 47, 336-343. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2012000300004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2012...
), foi verificada nesses estudos.

O coeficiente de repetibilidade variou entre 0,143 (massa de grãos por vagem no ensaio 8) e 0,759 (produtividade de grãos no ensaio 10), com média de 0,477 (Tabela 3). A variabilidade de r, entre os caracteres e ensaios, é particularmente importante neste estudo por representar distintas situações reais e, assim, possibilitar inferências em relação ao número de repetições (J), com aplicações gerais. Variabilidade de r e, consequentemente, na estimativa do número de repetições (J) entre caracteres e entre ensaios também foi verificada nas culturas de feijão (Cargnelutti et al., 2009Cargnelutti, A., Fo., Ribeiro, N. D., & Storck, L. (2009). Número de repetições para a comparação de cultivares de feijão. Ciência Rural, 39, 2419-2424. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009000900006.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009...
; Cargnelutti & Ribeiro, 2010Cargnelutti, A., Fo., & Ribeiro, N. D. (2010). Número de repetições para avaliação de caracteres de produção, fenologia e morfologia de cultivares de feijão. Ciência Rural, 40, 2446-2453. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010001200002.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010...
), de soja (Storck et al., 2009Storck, L., Cargnelutti, A., Fo., Lúcio, A. D., & Lopes, S. J. (2009). Método de Papadakis e número de repetições em experimentos de soja. Ciência Rural, 39, 977-982. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009005000027.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009...
; Cargnelutti & Gonçalves, 2011Cargnelutti, A., Fo., & Gonçalves, E. C. P. (2011). Estimativa do número de repetições para a avaliação de caracteres de produtividade e de morfologia em genótipos de soja. Comunicata Scientiae, 2, 25-33. Recuperado em 24 de novembro de 2015, de http://comunicata.ufpi.br/index.php/comunicata/article/view/81/53), de milho (Cargnelutti et al., 2010Cargnelutti, A., Fo., Storck, L., & Guadagnin, J. P. (2010). Número de repetições para a comparação de cultivares de milho. Ciência Rural, 40, 1023-1030. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010005000073.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010...
; Cargnelutti & Guadagnin, 2011Cargnelutti, A., Fo., & Guadagnin, J. P. (2011). Planejamento experimental em milho. Revista Ciência Agronômica, 42, 1009-1016. http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011000400025.
http://dx.doi.org/10.1590/S1806-66902011...
) e de arroz irrigado (Cargnelutti et al., 2012Cargnelutti, A., Fo., Marchesan, E., Silva, L. S., & Toebe, M. (2012). Medidas de precisão experimental e número de repetições em ensaios de genótipos de arroz irrigado. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 47, 336-343. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2012000300004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2012...
).

Tabela 3
Estimativa dos coeficientes de repetibilidade (r), dos coeficientes de determinação genotípico (R2) e do número de medições (repetições) (J)1 1 Ensaios descritos na Tabela 1. associado a distintos R2, de seis caracteres de genótipos de feijão-caupi, avaliados em dez ensaios2 2 Estimativas menores que um devem ser interpretadas como um.

O coeficiente determinação genotípico (R2), obtido a partir de quatro repetições, oscilou entre 39,93% (massa de grãos por vagem no ensaio 8) e 92,64% (produtividade de grãos no ensaio 10) (Tabela 3). Assim, com base nesses casos extremos, pode-se inferir que quatro repetições possibilitaram detectar diferenças genotípicas com 39,93% e 92,64% de certeza na predição do valor real do genótipo, em relação à massa de grãos por vagem no ensaio 8 e à produtividade de grãos no ensaio 10, respectivamente (Tabela 3). Para os demais caracteres e ensaios, a precisão foi entre 39,93% e 92,64%. Redimensionar o número de repetições para avaliar esses caracteres para precisão experimental muito alta, ou seja, AS = 0,90 ou R2 = 81%, a partir do menor valor de r (r = 0,143 para a massa de grãos por vagem no ensaio 8), por meio da expressão J=[R2(1r)]/[(1R2)r], resultaria em J=[0,81×(10,143)]/[(10,81)×0,143] = 26 repetições. Esse número de repetições garantiria acurácia seletiva maior ou igual a 0,90 para todos os caracteres e ensaios. No entanto, realizar experimentos de campo com 26 repetições é difícil e/ou impraticável.

Para cada caráter, a média de r dos dez ensaios pode representar adequadamente os ensaios de feijão-caupi e, portanto, o redimensionamento do número de repetições a partir de r médio parece ser o procedimento adequado. Por esse raciocínio, para conseguir coeficiente de determinação genotípico (R2) de 81% a partir das médias de r do comprimento de vagem (0,578), da massa de vagem (0,437), da massa de grãos por vagem (0,405), do número de grãos por vagem (0,432), da massa de cem grãos (0,525) e da produtividade de grãos (0,488) (Tabela 3), seriam necessárias, 3,1, 5,5, 6,3, 5,6, 3,9 e 4,5 repetições, respectivamente. No entanto, na prática, experimentos devem ser realizados com número inteiro de repetições e, consequentemente, a precisão será diferente de 81%.

O coeficiente de determinação genotípico (R2) estimado pela expressão R2=[Jr]/[1+r(J1)], com base na média do coeficiente de repetibilidade (r) entre os dez ensaios e em número fixo de repetições (J = 4), foi de 0,8457, 0,7562, 0,7314, 0,7525, 0,8153 e 0,7919, respectivamente, para os caracteres comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos (Tabela 3). Então, pode-se inferir que quatro repetições possibilitam detectar diferenças genotípicas com 84,57, 75,62, 73,14, 75,25, 81,53, 79,19% de certeza na predição do valor real do genótipo, respectivamente, em relação aos caracteres comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos.

De maneira geral, para os seis caracteres, acréscimos expressivos do coeficiente de determinação genotípico (R2) foram obtidos com até quatro repetições (J = 4). A partir de mais de quatro repetições, houve aumento insignificante do R2, o que reflete em um ganho inexpressivo na predição do valor real do genótipo (Figura 1). Para a produtividade de grãos, caráter com destaque importante nos programas de melhoramento de plantas, constatou-se que ensaios com quatro repetições possibilitam a identificação de genótipos superiores de feijão-caupi em relação à produtividade de grãos com 79,19% de precisão (próximo à precisão almejada de 81%). Essa precisão de 79,19% é semelhante às obtidas em outras culturas, ou seja, pesquisas revelaram que, para avaliação da produtividade de grãos, ensaios com quatro repetições possibilitaram a identificação de genótipos superiores de feijão (Cargnelutti et al., 2009Cargnelutti, A., Fo., Ribeiro, N. D., & Storck, L. (2009). Número de repetições para a comparação de cultivares de feijão. Ciência Rural, 39, 2419-2424. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009000900006.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009...
), de soja (Storck et al., 2009Storck, L., Cargnelutti, A., Fo., Lúcio, A. D., & Lopes, S. J. (2009). Método de Papadakis e número de repetições em experimentos de soja. Ciência Rural, 39, 977-982. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009005000027.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782009...
), de milho (Cargnelutti et al., 2010Cargnelutti, A., Fo., Storck, L., & Guadagnin, J. P. (2010). Número de repetições para a comparação de cultivares de milho. Ciência Rural, 40, 1023-1030. http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010005000073.
http://dx.doi.org/10.1590/S0103-84782010...
) e de arroz irrigado (Cargnelutti et al., 2012Cargnelutti, A., Fo., Marchesan, E., Silva, L. S., & Toebe, M. (2012). Medidas de precisão experimental e número de repetições em ensaios de genótipos de arroz irrigado. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 47, 336-343. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2012000300004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2012...
), com 85, 80, 81 e 79% de precisão, respectivamente. Portanto, pode-se inferir que metas de acurácia seletiva de 90% têm sido alcançadas em ensaios de feijão, soja, milho, arroz irrigado e feijão-caupi, com número de repetições relativamente menor que as seis recomendadas teoricamente por Resende & Duarte (2007)Resende, M. D. V., & Duarte, J. B. (2007). Precisão e controle de qualidade em experimentos de avaliação de cultivares. Pesquisa Agropecuária Tropical, 37, 182-194. Recuperado em 25 de outubro de 2014, de http://www.revistas.ufg.br/index.php/pat/article/viewFile/1867/1773. No entanto, o uso de maior número maior de repetições deve ser encorajado para maximizar a precisão experimental.

Figura 1
Coeficientes de determinação genotípico (R2) em função do número de medições (repetições) (J), com base no coeficiente de repetibilidade (r) médio de dez ensaios de avaliação de caracteres de genótipos de feijão-caupi.

4 CONCLUSÃO

Ensaios com quatro repetições identificam genótipos superiores de feijão-caupi em relação aos caracteres comprimento de vagem, massa de vagem, massa de grãos por vagem, número de grãos por vagem, massa de cem grãos e produtividade de grãos com, respectivamente, 84,57, 75,62, 73,14, 75,25, 81,53 e 79,19% de exatidão no prognóstico de seu valor real.

AGRADECIMENTOS

Ao Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq), pela concessão de bolsa de Produtividade em Pesquisa ao autor Alberto Cargnelutti Filho.

REFERÊNCIAS

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Datas de Publicação

  • Publicação nesta coleção
    Jun 2015

Histórico

  • Recebido
    08 Nov 2014
  • Aceito
    05 Fev 2015
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