Bixina Con Enzimas

Anales Cientificos UNALM 2

UTILIZACION DE ENZIMAS EN LA EXTRACCION DE COLORANTE A PARTIR DE

SEMILLAS DE ACHIOTE ( Bixa ore llana L.)

Bettit Salvá Ruiz1 David Campos Gutierrez 2

RESUMEN

Se estudió la influencia de cuatro preparaciones enzimáticas comerciales: «Biocelulosa»

(Celulasa de Ouest-International), "Celluclast» (Celulasa de Novo-Nordisk), «Ultrazym» (Pectinasas

de Novo-Nordisk) y «Extrazyme» (Complejo enzimáticas de Novo-Nordisk), en la extracción de

annato a partir de semillas de achiote. Se encontró que las cuatro preparaciones enzimáticas

comerciales utilizadas aumentan el rendimiento de extracción de. bixina y norbixina, con respecto a

una extracción acuosa. Los mejores resultados se obtuvieron con «Extrazyme».

Con la extracción enzimática se incrementó el rendimiento de extracción en 24% (13% en

bixina y 11 % en norbixina) con respecto a la extracción acuosa. Respecto a la extracción alcalina

no hubo diferencias significativas en el rendimiento de extracción; sin embargo se obtuvo un

incremento de 15% (10% Y 5% en bixina y norbixina respectivamente) en la pureza del colorante

obtenido.

Se observó que el annato obtenido por el método alcalino tenía un alto grado de impurezas,

por lo que se estudió su purificación utilizando dos preparaciones enzimáticas comer ciales

«<Extrazyme» y .«Celluclast»). Se obtuvo mejores resultados con «Celluclast» en concentración de

0,2498 U/g, incrementándose la pureza en norbixina en un 4% y la pureza en bixina en un 6%. Se

logró eliminar aproximadamente un 10% de carbohidratos.

_______________________________________________

1. Ingeniero en Industrias Alimentarias

2. Dr. en Ciencias, Profesor Principal de la Facultad de Industrias Alimentarias de la

Universidad Nacional Agraria La Molina.

UTILIZACION DE ENZIMAS EN LA EXTRACCION DE COLORANTE A PARTIR 3 DE SEMILLAS DE ACHIOTE (Bixa orellana)

SUMMARY

The effect of tour commercial enzymatic preparations: «Biocellulase» (Cellulose of Quest

International), «Celluclast» (Cellulase of Novo Nordisk),«Ultrazyme» (Pectinases of Novo Nordisk) and «Extrazyme» (Enzymatic complex of Novo Nordisk), on annato extraction from achiote seeds was studied. It was found that the tour commercial enzymatic preparations increased the bixin and norbixin extraction performance with regard to an aqueous extraction. The best results were obtained with «Extrazyme».

The enzymatic extraction, increased in 24% the extraction performance (13% of bixin and 11

% of norbixin) in relation to the aqueous extraction. Regarding the alkaline extraction there were no significant differences in the extraction performance; however, an increase in 15% (10% Y 5% in bixin and norbixin, respectively) was obtained coloring purity.

As the annate obtained by alkaline method had a high degree of impurities, its purification

using two commercial enzymatic preparation «<Extrazyme» and «Celluclast») was studied. «Celluclast» at a concentration of 0,2498 U/g gave the best results, increasing the norbixin purity in 4% and the bixin purity in 6%. About 10% of carbohydrates was eliminated succesfully.

INTRODUCCION

El cultivo de achiote ha adquirido importancia, principalmente, por la presencia de colorante en la semilla. Este colorante natural, como otros, está desplazando a los colorantes sintéticos por los efectos que éstos ocasionarían al utilizarse en la dieta humana. Además, la Organización Mundial de la Salud, considera al colorante obtenido del achote como uno de los pocos permitidos, por no ser tóxico y no alterar el sabor de los alimentos (Hernández, 1988). Estos aspectos han incrementado su exportación.

Este colorante se usa en la industria

alimentaría para la coloración de mantequillas, margarinas, quesos, yogurts, aceites, néctares, productos de panadería y confitería (SGS, 1991).

El annato puede obtenerse mediante

extracción acuosa, alcalina o con otros solvenc les como aceites, propilen-glicol, alcohol etílico y tricloro-etano. El método más utilizado es el de extracción alcalina. Sin embargo, los principales mercados de exportación (Estados Unidos, Europa y

Japón) desean que se eliminen los métodos de extracción que utilizan productos químicos (Liceras, 1988).

El uso de enzimas (pectinasas, celulasas, hemicelulasas) que degradan la pared celular, facilitaría la extracción acuosa del colorante (Godfrey, 1983). Estas enzimas que actúan sobre componentes insolubles tales como celulosa, hemicelulosa y pectina permitirían obtener un colorante (annato) de mayor pureza y calidad. Asimismo, permitiría dejar de lado las sustancias químicas utilizadas actualmente en los métodos de extracción industriales.

El presente trabajo tuvo como objetivo

determinar la influencia de diferentes prepara-ciones enzimáticas comerciales en la extrac-ción de colorante a partir de semillas de achiote (Bixa orellana L.).

1. MATERIALES Y METODOS 1.1 Materia prima

Semillas de achiote (Bixa orellana L.) provenientes de Quillabamba (Cusco).


1.2 Enzimas

BIOCELULASA I (Quest International), celulasa obtenida a partir de T. reesei; CELLUCLAST 1.5 L (Novo Nordisk), celulasa producida a partir de T. reesei, cuya actividad es de 59,96 U/mL (Iwamoto, 1995); UL TRAZYM 100G (Novo Nordisk), pectinasas obtenidas a partir de Aniger, la actividad reportada por el proveedor es de 5000 FDU (Ferment Depectinisation Units)/g; NEUTRASE 1.5 MG (Novo Nordisk), proteasa obtenida a partir de Bacillus subtilis, la actividad reportada por el proveedor es de 0,5 AU (Anson Unit/g) y EXTRAZYME (Novo Nordisk), complejo constituido de arabanasas, celulasas, 8-glucanasas, hemicelulasas, pectinasas y xilanasas, obtenidas a partir de diferentes cepas de Aspergillus, la actividad reportada por el proveedor es de 7500 PSU (Pectinase Standard Units)/g.

Una unidad enzimática (U) se define como la cantidad de enzima que produce un micromol de azúcares reductores por minuto a pH de 4,8, temperatura de 48EC y un tiem-po de hidrólisis de 60 minutos, usando 50 mg/ mL de papel whatman #1. FDU (Ferment Depectinisation Units)/g, es una actividad relativa que se mide utilizando una enzima standard (PECTINEX 3X) y Ultrazym 100G en jugo de manzana pasteurizado sin clarificar, tomando como punto final de reacción el momento en que no haya precipitación de pectina con dos partes de isoprano!.

1.3 Materiales, equipos y reactivos 1.3.1 Materiales y equipos

Material de vidrio. Termómetros. Papel de filtro. Agitador magnético HW-KESSEL. Agitador tipo propeler regulable en 10 velocidades y con cuatro paletas de un diámetro de 4,5 cm, marca: Gallenkamp. Balanza analítica OAHUS. Mod. NEAP21OS. Baño María VEB MLW. Cocina eléctrica

INSEGESA. Espectrofotómetro PERKIN ELMER JUNIOR Mod Nro.35 Fabricado en USA. Estufa LABOR MgSZERIPARI MgVEK Tip. LP302 Fabricado en Hungría. Potencímetro ORION Mod. 420A. Refrigeradora congeladora FRIOMET AL. Secador de tunel aire caliente con bandejas. 1.3.2 Reactivos

Cloroformo MERCK. Carbonato sódico deshidratado RIEDEL DE HAEN. Hidróxido de potasio RIEDEL DE HAEN. Acido Sulfúrico concentrado J.T. BAKER. Hidróxido dE:! sodio RIEDEL DE HAEN.

1.4 Métodos de análisis

Los contenidos de bixina y norbixina se determinaron según los métodos reportados por INDECOPI (1991).

1.5 Metodología experimental 1.5.1 Obtención de annato Para la extracción de annato por métodos enzimáticos, se siguió el flujo de operaciones mostrado en la Figura 1. Este flujo se adaptó del trabajo de Nieto (1992) y la extracción con agua y alcalina se realizó en condiciones idénticas a las reportadas por el mencionado autor. Se utilizaron 200 g de semillas de achiote y se realizaron tres repeticiones para cada ensayo.

A continuación se describen las opera-ciones del proceso. .

a. Limpieza: Manualmente, para retirar

pajas, piedras y/o partículas extrañas. b. Maceración: se cubrió las semillas de

achiote con agua durante cuatro días, para ablandar la materia leñosa ligada al colorante.

c. Suspensión: se agrega agua a la se-milla para extraer el colorante.

UTILlZACION DE ENZIMAS EN LA EXTRACCION DE COLORANTE A PARTIR 5 DE SEMILLAS DE ACHIOTE (Bixa orellana)

d. Hidrólisis enzimática-lixiviación: A la

suspensión semilla-agua se le adicionó la(s) enzima(s) y se realizó la reacción (50EC y pH =5), por un período de dos horas y bajo agitación constante. En esta etapa se evaluaron diversas variables, 2.6.1 a 2.6.5. Se realizaron dos etapas adicionales de lixiviación bajo agitación constante (Figura 1).

e. Separación: para cada etapa (hidrólisis-lixiviación), se separaron las semillas de achiote con un tamiz, se mezclaron los extractos provenientes de las tres etapas, y luego se filtraron con una tela.

f. Secado: la pasta obtenida se secó en túnel de aire caliente a 60EC y 2,5 mIs.

Para la purificación del annato por mé-

todos enzimáticos, se realizó la extracción alcalina con carbonato de sodio al 2%, y se re-unió los líquidos extractivos. Se reguló el pH con ácido sulfúrico q.p. para realizar la hidrólisis enzimática durante dos horas. Luego se filtró y secó el annato a 60EC.

1.6 DISEÑO EXPERIMENTAL 1.6.1 Influencia de las enzimas

Se determina la influencia de cuatro pre-paraciones enzimáticas comerciales «< Bioce-lulasa», «Celluclast», «Ultrazym» y «Extrazyme») en la extracción de colorante. Se trabajó a una concentración de enzima constante de 0,5%, referida al peso de las semillas de achiote. Los parámetros constantes fueron proporción semilIa/agua= 1/3, pH=5, tiempo=2 horas, temperatura=50EC y número de etapas de lixiviación=3.

Se determina rendimientos de extracción, con las ecuaciones 1 y 2. Ecuación 1: Rendimiento en= (Deso annato) x (%Norbíxina en annato)x100 norbixina(%) (peso Semilla)x(%Norbixina en semilla) Ecuación 2:

Rendimiento = (peso annato) x (%bixina en annato) x 100 en bixina(%) (peso semilla) x (%bixina en la semilla)

Se seleccionó la preparación enzimática comercial que permitió obtener mayores rendi-mientos de extracción.

1.6.2 Influencia de la Concentración de

enzima

Con la preparación enzimática que dio mejores resultados en 2.6.1, se evaluaron las siguientes concentraciones de enzima: 0,01 %; 0,05%; 0,1% Y 0,5% (plp de semilla). Los parámetros constantes fueron: proporción se-milla/agua=1/3, pH=5, tiempo=2 horas, temperatura=50EC y número de etapas de lixiviación=3.

Se seleccionó la menor concentración

de enzima que permitió obtener mayor rendimiento de extracción.

1.6.3 Influencia de la dilución

Una vez seleccionada la enzima y la concentración de enzima (2.6.1 y 2.6.2); se em-plearon distintas proporciones semilla/agua: 11 2, 1/3, 1/5. Los parámetros constantes fueron: pH =5, tiempo=2 horas, temperatura=50EC, concentración de enzima (determinada en 2.6.2) y número de etapas de lixiviación=3.

Se seleccionó la menor dilución que

permitió obtener mayor rendimiento de extracción.

1.6.4 Número de Etapas de Lixiviación

Se ensayó 2, 3, 4 Y 5 etapas de lixiviación, manteniendo constante: pH=5, tiem-po =2 horas, temperatura=50EC, concentración de enzima (determinada en 2.6.2) y dilución (hallada en 2.6.2).

Se seleccionó el menor número de eta-

pas, que permitió obtener el mayor rendimiento de extracción.

UTILlZACION DE ENZIMAS EN LA EXTRACCION DE COLORANTE A PARTIR 7 DE SEMILLAS DE ACHIOTE (Bixa orellana) 1.6.5 Comparación de la extracción enzimático con los métodos tradicionales de extracción

Se comparó la extracción enzimática de colorante, utilizando el procedimiento que permitió obtener mejores resultados con los métodos tradicionales (extracción con agua y extracción alcalina).

Para los tres métodos se determina el

rendimiento de extracción, el porcentaje de norbixina, el porcentaje de bixina y la pureza en bixina y norbixina, que se obtiene dividiendo la cantidad de bixina o norbixina entre la cantidad de annato obtenido.

1.6.6 Purificación enzimática del extracto

obtenido por el Método Alcalino

Con la extracción alcalina, además del annato, se obtiene otros polímeros insolubles como celulosa y hemicelulosa. Se realizaron pruebas para solubilizar estas sustancias y eliminarlas durante la extracción, y así incrementar la pureza del annato.

Se utilizaron las enzimas comerciales:

«Extrazyme» y «Celluclast». La concentración de enzima fue de 0,5% (p/p de semilla). Para Extrazyme y Celluclast, los = 5arámetros constantes fueron: pH=5, temperatura=50EC y tiempo=2 horas. Se seleccionó la preparación enzimática comercial que permitió obtener mayor pureza.

Con la preparación enzimática

comercial seleccionada, se evaluaron concentraciones de enzima de 0,25%; 0,50%, 1,0% y 1,5%. Los parámetros constantes fueron: pH=5, temperatura=50EC y tiempo=2 horas.

III. RESULTADOS y DISCUSION 2.1 Contenido de bixina y norbixina en

la semilla de achiote.

Los resultados obtenidos se reportan

en el Cuadro 1. Al respecto, SGS (1991), indica que durante la campaña 1990-1991, aproximadamente un cuarto del total de las exportaciones peruanas contenían entre 1,56% a 3,12% de bixina ,y la humedad variaba entre 5,5% y 12,9%. CUADRO 1: ANALlSIS DE LAS SEMILLAS DE ACHIOTE EMPLEADAS' 2.2 Influencia de enzimas en la extrac-

ción de bixina y norbixina

Se muestran en el cuadro 2 los resultados de la influencia de diferentes enzimas comerciales en la extracción de colorante. Los rendimientos en bixina y norbixina obtenidos con las cuatro preparaciones enzimáticas comerciales «<Biocelulasa», «Celluclast», «Ultrazym» y «Extrazyme»), aumentan con respecto a la extracción con agua.

Dominguez et al., (1995) también ob-

tuvieron resultados favorables con un tratamiento enzimático en la extracción de aceite de semillas oleaginosas (soya y girasol). Al respecto, se comprobó que mezclas enzimáticas de amilasas, glucanasas, pectinasas, celulasas, hemicelulasas y proteasas son efectivas para degradar las estructuras celulares de semillas oleaginosas.

Con respecto a la extracción de colo-

rante a partir de semillas de achiote, Dendy (1966) señala que la capa externa, donde se

Porcentaje Humedad 5,69 Bixina (b.h) 1,83 Norbixina (b.h) 1,72 Bixina (b.s) 1,94 Norbixina (b.s) 1,82 * Promedio de 3 determinaciones


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UTILlZACION DE ENZIMAS EN LA EXTRACCION DE COLORANTE A PARTIR 9 DE SEMILLAS DE ACHIOTE (Bixa orellana) encuentran los pigmentos carotenoides de las semillas, contiene aproximadamente 45% de celulosa, por lo que su degradación parcial permitió incrementar los rendimientos de extracción de colorante con respecto a la extracción en agua.

Para la extracción de colorantes, las mezclas enzimáticas son más efectivas, que cuando se usan celulasas o pectinasas solas. Este es el caso de «Extrazyme», que contiene celulasas, 8-glucanasas, hemicelulasas, pectinasas y xilanasas. Este complejo enzimático también dio los mejores resultados en la extracción de antocianinas a partir de la coronta de maíz morado (Araujo, 1995).

2.3 Influencia de la concentración

de «Extrazyme» en .Ia extracción de bixina y norbixina

En la Figura 2 se reportan los

rendimientos en bixina y norbixina con diferentes concentracionesde «Extrazyme». Con concentraciones de 0,75 PSU/g,3,75 PSU/g y 7,5 PSU/g hay un incremento progresivo de los rendimientos de extracción. Sin embargo, concentraciones mayores a 7,5 PSU/g no aumentan notoriamente el rendimiento de extracción.

2.4. Influencia de la dilución en la extrac

ción de bixina y norbixina

En la Figura 3, se puede apreciar que la dilución semilla/agua de 1/2, proporciona menores rendimientos de extracción debido a que la cantidad de agua utilizada era insuficiente para lograr una adecuada agitación de las semillas de achiote, perdiéndose gran cantidad de colorante en los materiales usados para la extracción (envase de vidrio y agitador eléctrico).

Al respecto, Domínguez el al. (1995)

observaron que en soluciones concentradas hay una menor eficacia de las enzimas debido a la imposibilidad de repartirlas

uniformemente o a que se han saturado las zonas de sustrato donde se puede llevar a cabo la reacción y a la menor facilidad de difusión de la enzima. Con diluciones de 1/3 y 1/5 se logran rendimientos semejantes de norbixina y bixina; por lo que la dilución más apropiada es 1/3. 2.5.1. Influencia del Número de Etapas

deLixiviación en la extracción de bixina y norbixina

Con dos etapas de lixiviación se obtu-

vieron mayores rendimientos de extracción de norbixina y bixina. Mayor número de etapas de lixiviación origina mayor extracción de material celulósico, lo que incrementa la cantidad de annato, pero hace disminuir la pureza, tal como se aprecia en el Cuadro 3.

2.6. Comparación de la extracción

enzimática con los métodos tradicionales de extracción

En el Cuadro 4 se reportan los resulta-

dos del estudio comparativo. Para la extracción enzimática se utilizó «Extrazyme» a una concentración=7,5 PSU/g de semilla, dilución=1/3 y dos etapas de lixiviación.

La cantidad de annato obtenido

mediante el método alcalino es mayor que la obtenida por extracción enzimática y acuosa. Sin embargo, no existen diferencias notorias en lo que se refiere a la cantidad total de colorante extraído (bixina + norbixina) por el método alcalino y enzimático. Con el método alcalino se logra extraer mayor cantidad de materia colorante bajo la forma de norbixina, pero poca cantidad de bixina; mientras que con el método enzimático se extrae mayor cantidad de bixina que de norbixina. Al respecto, Hendry (1992), señala que en el annato la proporción de bixina y norbixina depende del proceso de extracción usado.

Los porcentajes de bixína y norbixina

en el annato obtenido por método alcalino son menores que los obtenidos con el método enzimático. Esto se debe a la presencia de


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Anales Cientificos UNALM 14 mayor cantidad de componentes celulóticos u otros biopolímeros solubilizados durante la ex-tracción alcalina.

Con la extracción enzimática, método que no emplea productos químicos se obtiene un colorante de mayor pureza. Esto ha cobrado importancia en los últimos años ya que la Unión Europea está reduciendo cada vez más la Dosis Diaria Admisible de annato, basándose en estu-dios toxicológicos (Liceras, 1988). Como sabe-mos, la totalidad de annato exportado actualmente, es obtenido por Método alcalino.

2.7. Purificación enzimática del extracto

obtenido con el método Alcalino

Con la extracción alcalina se obtiene mayor cantidad de colorante, sin embargo la pu-reza del colorante es inferior a la obtenida con extracción enzimática. Por ello se realizó la purificación del extracto obtenido por el método alcalino.

En la Figura 4 se aprecia que los conte-

nidos de bixina y norbixina en el annato, aumentan cuando se realiza la purificación con enzimas. En el Cuadro 5 se observa que al aumentar la concentración de «Celluclast» aumenta la pureza; también se obtuvo mejores resultados con una concentración de 0,2498 U/g. la cantidad de annato obtenido disminuye; sin embargo, los porcentajes de bixina y norbixina se incrementan.

Se realizó el análisisproximal del annato

extraído con alcali y del annato extraído con alcali y purificado con 0,2498 U/g de «Celluclast», cuyos resultados se muestran en la Figura 5. la fracción de carbohidratos y fibra disminuye en un 10% y 1 % respectivamente, al purificar enzimáticamente el extracto alcalino, lo que nos permite decir que la enzima utilizada actúa hidrolizando los carbohidratos y la fibra, elevando los porcentajes de bixina y norbixina. Por otra parte se observa que el contenido de grasa y proteína aumenta en el annato purificado.


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III. CONCLUSIONES

Con el complejo enzimático «Extra-

zyme» se aumenta el rendimiento de extracción de norbixina en 13% y de bixina en 11 %, con respecto a la extracción acuosa. Con respecto a la extracción alcalina, los rendimientos de extracción son ligeramente menores, sin embargo, la pureza del annato es mayor, 5% y 10% más en bixina y norbixina, respectivamente.

Es posible aumentar la pureza del

annato obtenido por extracción alcalina, reali-zando una hidrólisis previa del extracto con «Celluclast». La pureza en bixina y norbixina aumentan en 4% y 6% respectivamente.

El empleo deenzimas en la extracción

del colorante de achiote permitirá reducir el empleo de sustancias químicas y por ende los riesgos toxicológicos.

BIBLlOGRAFIA

- Araujo, J. (1995). «Estudio del uso de enzimas en la extracción de antocianinas a apartir de maíz morado (Zea mays L»>. Tesis de maestría. Escuela de Post-grado UNALM.Perú.

- Dendy, D. 1966. «Annato, the pigment of Bixaorellana». E. Afr. Agr. J. 32(2): 126-132.

- Domínguez, H.; Sineiro, J.; Nuñez, M. y Lema, J. 1995. «Incorporación de un tratamiento enzimático para mejorar la extratabilidad del aceite de semillas en distintos procesos». Revista Alimentación 2:59-65.

- Godfrey, T. 1983. «Flavouring and

colouring».En Industrial Enzimology. The application of enzymes in industry. Eds. Godfrey, 1. y Reichelt, J. The Nature Press N.Y.

- Hendry, G. 1992. «Natural Food Colorants». AVI Publishing. New York.

- Hernández, T. 1988. «Sistemas de Producción de Achiote en la Amazonía Peruana». Proyecto de Promoción Agroindustrial y Desarrollo Rural AD/PER 86/459. Perú.

- INDECOPI. 1991. «Achiote y sus derivados». Norma Técnica Nacional 209.256.

- Iwamoto, A. 1995. «Estudio de la influencia de enzimas en la obtención de jarabe de Malta de cebada (Hordeum vulgare»>. Tesis para optar el Título de Ingeniero en Industrias Alimentarias. UNALM. Perú.

- Liceras, lo 1988. «Comentarios sobre el Forum: El Achiote: Problemáticas y perspectivas». Revista Agroenfoque 3(20): 35-36.

- Nieto, lo 1992. «Obtención de annato en polvo con metodología simplificada, con miras a su transferencia tecnológica»..Tesis de Maestría. Escuela de Post-Grado. UNALM. Perú.

- Novo Nordisk S.A. 1990. Hojas Técnicas de las enzimas: Celluclast, Ultrazym y Extrazyme.

- Quest International. Sin fecha. Hoja técnica de la enzima Biocelulasa.

- SGS. del Perú S.A. 1991. «El Achiote Peruano». Folleto Técnico. Lima-Perú.


COMPORTAMIENTO DE LOS VIENTOS DE ALTURA y SU RELACION CON LAS PRECIPITACIONES EN PIURA

Angel Tongo Pizarra

RESUMEN

El presente estudio trata sobre el comportamiento de los vientos de altura y su relación con la precipitación en Piura en condiciones climáticas y en períodos de lluvias torrenciales. Para realizar la evaluación climática, se utilizó información de precipitación promedio mensual del mes de marzo del período 1978 a 1992. Para la evaluación sinóptica se empleó información de precipitación acumulada de 12 horas (00:00 a 12:00 UTC), de los días 14 marzo y 13 de abril de 1992, y datos horarios de vientos de altura del radar perfilador de vientos ubicado en la Universidad de Piura de los días 11 al 14 de marzo y 11 al 14 de abril de 1992. Los datos de precipitación se obtuvieron de una red de estaciones meteorológicas distribuidas en los departamentos de Piura y Tumbes.

Se realizó el análisis espacial de la precipitación sobre Piura y Tumbes para ubicar las áreas de

máximas precipitaciones en condiciones climáticas y en los períodos de lluvias torrenciales. El análisis temporal de los vientos de altura se realizó igualmente para condiciones climáticas y en los períodos de lluvias intensas.

Los resultados indican que en condiciones climáticas los sistemas de vientos de altura presentes sobre Piura son del SW hasta los 1500 m y, sobre dicho nivel sistemas de vientos del NE, asimismo transportes latitudinales del SE desde superficie hasta más arriba de los 7 000 m y una ligera presencia de vientos del NW hacia los 1500 m. Este comportamiento explica la ocurrencia de las máximas precipitaciones en las partes altas de Piura. En los períodos de lluvias torrenciales se observó la intensificación de los sistemas de vientos del SW y NW, extendiendo su presencia más allá de los 1 500 m, dicho comportamiento explica la ocurrencia de las máximas precipitaciones en la zona costera de Piura. También se encontró que cuando la presencia de los vientos del Pacífico abarcó mayores niveles, las precipitaciones en la parte costera fueron más intensas.

SUMMARY

In the present study on the behavior of the height winds and their relationship with the rainfall in

Piura in Climatic conditions and in periods of torrential rains. Monthy average rainfall information of March period 1978 to 1992 was used to accomplish the climatic evaluation. For the synoptic evaluation was employed accrued rainfall information of 12 hours (00:00 to 12:00 UTC), of the days 14 March and 13 of April 1992, and hourly height wind data of the radar wind outliner located in he University of Piura, from 11 to the 14 of March and 11 to the 14 of April of 1992. The rainfall data was obtained of the meteorological stations net distributed in the departments of Piura and Tumbes.

It was accomplished the spatial analysis of the rainfall on Piura and Tumbes to locate the maximum rainfall areas in climatic conditions and in the periods of torrential rains. The temporary analysis of the height winds was accomplished equally for climatic conditions and in the periods of intensive rains.

The results indicate that in climatic conditions the systems of height winds present on Piura are of

the SW until1 500 m and up to this level wind systems of the EN. Also latitutional transportation

COMPORTAMIENTO DE LOS VIENTOS DE ALTURA Y SU RELACION CON 19 LAS PRECIPITACIONES EN PIURA of the SE from surface until more up of 7 000 m and a light winds presence of the NW toward 1 500 m, this behavior explains the occurrence of the maximum rainfalls in the high parts of Piura. In the periods of torrential rains was observed the escalation of the wind systems of the SW and NW extending their presence beyond 1 500 m, that behavior explains the occurrence of the maximum rainfalls in the coastal zone of Piura. Also it was found that when the presence of the winds of the Pacific encompassed greater levels, the rainfalls in the coastal part were more intensive. INTRODUCCION

Es de vital importancia conocer la mag-nitud y localización de las áreas de máximas precipitaciones con fines de conservación y manejo de cuenca, especialmente cuando exis-te obras hidráulicas en el lugar como las re-presas de Poechos y de San Lorenzo, donde I la toma de decisiones en la operación de las mismas constituyen una gran responsabilidad por traducirse inmediatamente en cifras mone-tarias, se pueden evitar o atenuar los daños si se conoce la ocurrencia de precipitación con algunas horas de anticipación como en el caso de las lluvias torrenciales de 1992, que oca-sionaron daños significativos en la infraestruc-tura de la represa de San Lorenzo y el desembalse forzado de Poechos afectando 6 390 ha de cultivo en el valle del Chira (Agro noticias mayo 1992.

En el presente trabajo se estudia el comportamiento de los vientos de altura y su relación con las precipitaciones en Piura. Se analizó el comportamiento de ambas variables meteorológicas en condiciones climáticas y en períodos de ocurrencia de lluvias torrenciales con la finalidad de obtener, mediante análisis meteorológicos y estadísticos, resultados que puedan servir de base para la determinación de índices en el pronóstico de la precipitación y también para un adecuado manejo de la ope-ración de embalses en la zona.

Los objetivos del presente trabajo son: - Determinar el comportamiento de los vientos de altura en condiciones climáticas y en los períodos de lluvias torrenciales.

- Determinar las zonas de máximas precipitaciones en condiciones climáticas y en períodos de lluvias torrenciales.

I. ANTECEDENTES

García (1983), en su estudio «Los Vien-tos de Altura en la Costa Peruana», encuentra la presencia de sistemas del Pacífico y sistemas del Atlántico; los sistemas del Pacífico, próximo a la superficie, presentan interrupciones del sistema del Atlántico en la parte Norte. En la troposfera media están presentes sistemas del Atlántico con pequeñas interrupciones del sistema del Pacífico, y en la alta troposfera ambos sistemas. En cuanto al transporte lati-tudinal, sostiene la presencia de cuatro capas. En la primera y tercera, el transporte es hacia latitudes menores, en la segunda y cuarta capa, hacia latitudes mayores. Sostiene el autor que las variaciones de los vientos repercuten sobre todo en las lluvias, considerándose de esta manera que la distribución en el espacio y tiem-po de la precipitación es una consecuencia in-mediata del tipo de viento en altura. Asimismo sostiene que los sistemas del Atlántico y del Norte son masas cálidas y húmedas, mientras que los sistemas del Pacífico y del Sur son de menor contenido de humedad y más fríos.

Almeyda (1984), en su estudio «Los

Sistemas Nubosos y el Pronóstico del Tiempo en el Perú», encuentra del análisis de vientos sobre Lima que entre 4 y 18 Km los vientos son del Este, entre 1 y 4 Km los vientos son del Nor Oeste, y entre superficie y 1 Km son del Sur, por lo que concluye que las lluvias en la vertiente occidental de la cordillera se debieron a nubes procedentes del Atlántico que se observaron como una línea de nubes convectivas a lo largo de la vertiente. Estas fueron realimentadas por la alta evapotranspiración del Océano Pacífico que estuvo con una temperatura de 5° a 7° C mayor a lo normal.

Castillo (1992), en su estudio «Los

vientos Altos en el Perú», observó en la atmos-

Anales Cientificos UNALM 20 fera de Talara para el mes de marzo, queel viento zonal presenta un comportamiento similar en las horas 12:00 y 18:00 UTC, con presencia del sistema del Pacífico hasta aproximadamente 1500 m y una intensidad máxima de 10 mis al medio día. Sobre los 1500 m se presenta el sistema del Atlántico extendiéndose más allá de los 7000 m con una intensidad máxima de 6 mIs.

Del análisis del viento meridional, se ob-serva la presencia de los vientos Alisios en to-dos los niveles, observándose además un debi-litamiento de su intensidad hacia los 1500 m como consecuencia de la proximidad de la in-cursión de los vientos Ecuatoriales. Las intensi-dades máximas se presentan cerca a la superfi-cie (12 mIs).

Tongo (1997), en su estudio «Causas Fí-sicas de las Lluvias Torrenciales en Piura», en-contró que el origen de las intensas precipitacio-nes en la región costera se debió a la confluen-cia de los sistemas de vientos del Pacífico y del Atlántico, por la presencia del primero en niveles superiores a su posición normal.

La confluencia se vió acentuada por la in-

tensificación de ambos sistemas y la advección de aire frío y aire cálido en los niveles de 500 y 200 hPa respectivamente.

II. MATERIALES Y METODOS

2.1. Materiales 2.1.1. Area de Estudio

El departamento de Piura se localiza al Nor Oeste del Perú, abarcando territorios de la Costa y Sierra, posee una topografía variada y se ubica a 4° a 6° lat. Sur.

2.1.2. Información Meteorológica

Se empleó la siguiente información:

- Precipitación promedio mensual del mes de marzo. El récord considerado corresponde al período 1978 - 1991.

- Precipitación acumulada de 12 horas, e 00: 00 a 12: 00 UTC (Tiempo Universal Coordinado) de los días 14 de marzo y 13 de abril de 1992

- Vientos de altura obtenido del radar VHF WIND PROFILER de las horas: 00:00, 06:00, 12:00 y 18:00 UTC de los días 11 al14 de marzo y 11 al14 de abril de 1992.

Las estaciones meteorológicas

consideradas en este estudio se hallan distribuidas en los departamentos de Piura y Tumbes, la figura W1 muestra la distribución de las mismas en la zona de estudio. El radar se encuentra ubicado dentro del campus de la Universidad de Piura (Latitud 05° 11'50"S, longitud 80º38'10"W, altitud 45 m).

2.2. Metodología 2.2.1. Análisis del Viento de altura

Se realizará con el objeto de conocer los sistemas de vientos presentes sobre Piura (Sis-temas de vientos del NE y SW), así como tam-bién los tipos de transportes latitudinales (Vien-tos del NW y SE) en el mes de marzo y en los períodos de lluvias torrenciales. En los análisis se consideran los componentes zonales y meridionales girados 45° en sentido antihorario, de tal forma que sean paralelos y perpendiculares a la línea costera; las compo-nentes del viento se analizaran en un corte vertical de la atmósfera de Piura con informa-ción de viento de altura.

La descomposición del viento en sus

componentes se realizará a través de las siguientes ecuaciones: u' = - V.sen(Q+45)0 componente en el eje SW-NE v' = - V.cos(Q+45)" componente en el eje SE-NW Donde: V: velocidad del viento Q: dirección del viento SE: Sur Este NW: Nor Oeste 2.2.2. Análisis de la Distribución Espacial de la Precipitación en Piura y Tumbes

Este análisis pluviométrico en los departamentos de Piura y Tumbes se realizará

COMPORTAMIENTO DE LOS VIENTOS DE ALTURA Y SU RELACION CON 21 LAS PRECIPITACIONES EN PIURA

Anales Cientificos UNALM 22 para condiciones climáticas (marzo) y para los períodos de lluvias torrenciales (14 de marzo y 13 de abril de 1992), a través del diagnóstico de las isoyetas. El análisis pluviométrico nos permitirá determinar la distribución y las áreas de mayores precipitaciones, así como la intensidad de las mismas en la zona de estudio. 3. RESULTADOS Y DISCUSION DE RESULTADOS 3.1. Comportamiento de los Vientos de

Altura sobre Piura 3.1.1. Comportamiento Climático de Vientos

de Altura

La figura Nº 2 muestra el viento zonal pro-medio a las 12:00 y 18:00 UTC para el mes de marzo en el Norte peruano, donde se observa la presencia del sistema de viento del SW en la capa próxima a la superficie (hasta aproximadamente 1 500 m) y sobre ésta vientos del NE que se extiende más arriba de los 7 000 m (García 1983, Castillo 1992); las máximas velocidades de ambos sistemas se presentan cerca a la superficie (8-10 mIs) y alrededor de los 5 000 m (6-8 mI s) respectivamente.

La figura Nº 3 muestra el viento meridio-

nal promedio durante marzo, donde se observa la presencia de los vientos del SE sobre Piura hasta más allá de los 7 000 m, los mismos que experimentan un debilitamiento hacia los 1 500 m, debido a una ligera incursión de vientos del NW; las mayores velocidades se presentan próximo a la superficie (10-12 mIs) y alrededor de los 4 500 m. (6-8 mIs).

3.2.3. Comportamiento de los Vientos de

Altura en los Periodos de Lluvias Torrenciales

a. Vientos de Altura del 11 al 14 de

marzo de 1992

En la figura N°4 se muestran los vientos zonales. En ella se observa, en el lapso de las máximas precipitaciones, la intensificación e in-cursión a mayores niveles (hasta 3 500 m) de los flujos del SW, cuando es normal observarlos debajo de los 1500 m (Castillo 1992). La pre-sencia de los vientos del SW sobre los 1500 m provocaría, al interactuar con los vientos del

EN, una zona de confluencia sobre Piura (Tongo 1997), permitiendo el ascenso de la masa de aire de niveles inferiores. La confluencia se acentuó por la intensificación de ambos sistemas, tal como se observa en la cortante del viento, lo que finalmente conllevó al fortalecimiento del ascenso del aire.

Según la figura Nº 5, que muestra los vientos meridionales, se observa también en el período de las máximas precipitaciones, la intensificación de los vientos del SE y la presencia anómala, en niveles inferiores, de los vientos del NW hasta los 3 500 m.

b. Vientos de Altura del 11 al 14 de abril de 1992

En la figura N° 6, se muestra los vientos zonales, donde se observa desde el día 11 has-ta próximo a las 12:00 UTC del día 13, un com-portamiento normal de los vientos, salvo un poco más intensos. A partir de las 06:00 UTC del día 13 (período lluvioso), se observa la presencia anómala del' sistema de vientos del SW, que alcanza hacia las 12:00 UTC los 4 000 m de altitud. En la troposfera alta (sobre los 12 000 m), también se observa una débil presencia del mismo sistema. Cabe resaltar que la cortante vertical fue intensa en el lapso de las lluvias torrenciales debido a la intensificación de los sistemas de vientos del NE y SW.

Según la figura Nº 7, donde se muestra los

vientos meridionales, se observa la presencia anómala de vientos del NW desde las 12:00 UTC del día 11 en la troposfera baja. La incursión de estos flujos a mayores altitudes alcanzó un máximo en el período de las lluvias torrenciales, llegando inclusive hasta los 8 000 m, para luego descender paulatinamente; observándose el día 15 flujos normales.

3.1. Distribución Espacial de la Precipitación en Piura y Tumbes 3.1.1. Distribución de la Precipitación Promedio

La distribución de la precipitación promedio del mes de marzo se muestra en la figura W 8, donde se observa el incremento

COMPORTAMIENTO DE LOS VIENTOS DE ALTURA Y SU RELACION CON 27 LAS PRECIPITACIONES EN PIURA Paulatino de la precipitación conforme avanzamos desde la Costa hacia la zona Andina. La precipitación en la franja costera es escasa (£ 30 mm/mes) y su distribución uniforme, mientras que en la zona Andina es intensa y menos uniforme; presentándose las mayores precipitaciones en los alrededores de las localidades de Frías (246 mml mes) y Ayabaca (240 mm/mes).

La presencia de los vientos del SW en

niveles inferiores, explican la ocurrencia de las intensas precipitaciones en la región Andina de Piura. Dichos vientos continúan su movimiento hasta las vertientes occidentales (altura promedio 2500 m), transportando el aire húmedo del Pacífico. y por el ascenso forzado formando pequeños cúmulos en la zona, a di-ferencia de la Costa, donde las precipitaciones son escasas debido a la ausencia de mo-vimientos ascendentes que favorezcan el de-sarrollo de las nubes de lluvia. De aquí se de-duce que las precipitaciones de condiciones climáticas que se presentan en la región andina de Piura son de tipo orográfico (ver figuras Nº2 y Nº9).

3.1.2. Distribución de la Precipitación en los Períodos de Lluvias Torrenciales a. Distribución Pluviométrica del 14 marzo de 1992

La figura Nº 10 muestra la distribución de la precipitación acumulada de 00:00 a 12:00 UTC del día 14 de marzo, donde se observa que la distribución pluviométrica en dicho pe-ríodo difiere del comportamiento de condiciones climáticas. Las máximas precipitaciones se presentaron en la región costera con un núcleo de 81,5 mm sobre Mallares, mientras que en las partes altas de Piura las precipitaciones fueron escasas.

b. Distribución Pluviométrica del 13

de abril de 1992

En la figura Nº 11 se presenta la distri-bución de la precipitación acumulada de 00:00 a 12:00 UTC de día 13 de abril, donde se observa un comportamiento anormal de la precipitación.

Toda el área costera de Piura está afectada por precipitaciones muy intensas, con un núcleo de 103 mm sobre Miraflores; la influencia de este núcleo llega hasta la región Andina, pero en las partes altas, sobre los 1400 m, las precipitaciones son escasas. Al Norte, en Tumbes también se observa otro núcleo (Puerto Pizarro 114 mm), pero independiente del ante-rior.

De los análisis de viento zonal y meri-dional para ambos períodos de lluvias torrenciales, se observa que los sistemas de vientos se hallan intensificados, lo que permitió la formación de un área de confluencia de vien-tos sobre Piura. Esto se originó porque después de que los sistemas del Atlántico atravesaran Los Andes (que en esta región alcanza en promedio los 2 500 m), se encontraron con los flujos del Pacífico, que anómalamente habían superado dicho nivel, proporcionando las condiciones necesarias para la formación de nubes de gran desarrollo vertical en la zona de estudio (Figura Nº12).

Es también necesario mencionar que en

los períodos de intensas precipitaciones, cuan-do la incursión de los sistemas de vientos de componente Oeste alcanzó niveles más altos (confluencia más intensa), efectivamente se presentaron las precipitaciones más intensas.

IV. CONCLUSIONES 1. En condiciones climáticas en el análisis de la componente zonal del viento, se observa vientos del SW desde superficie hasta los 1500 m, y sobre ellos vientos del NE con valores máximos de 6 y 8 m/s cerca a la superficie, respectivamente. En el análisis meridional se observa vientos del NW en la troposfera baja y media (10 m/s). 2. En los periodos de lluvias torrenciales, los vientos del SW y del NW se encuentran intensi-ficados, extendiendo su presencia más allá de los 1500 m (3 500 m el14 de marzo y 12000 m el13 de abril de 1992). 3. El comportamiento de los vientos de altura en condiciones climáticas de com-

COMPORTAMIENTO DE LOS VIENTOS DE ALTURA Y SU RELACION CON 31 LAS PRECIPITACIONES EN PIURA ponente SW, en la troposfera baja de Piura explica la ocurrencia de precipitaciones intensas en las partes altas de la región (Frías 246 mm/ mes, Ayabaca 240 mm/mes). 4. La ocurrencia de las lluvias intensas en la región costera se explica por el comportamiento de los vientos de altura en los periodos de lluvias torrenciales de componente SW y NW, cuando incursionan sobre los 1500 m sobre Piura. 5. Las precipitaciones son más intensas en la región costera de Piura en los períodos de llu-vias torrenciales, cuando los sistemas de vientos de componente Oeste se presentan más intensos incursionando en niveles mayores (3500 m el14 de marzo y 12000 m el 13 de abril de 1992). VI. BIBLIOGRAFIA 1. ALMEYDA, G. Los Sistemas Nubosos

y el Pronóstico del Tiempo en el Perú.

First International Conference on Southern Hemisphere Meteorology American Meteorological Society, July 31 - August 6, 1983.

2. Revista Agronoticias, Edición W 149,

pág. 46, Mayo 1992, 1992, Lima, Perú. 3. CASTILLO, G. H. (1992) Vientos Altos

en el Perú. Tesis de Ingeniero Meteorólogo, Universidad Nacional Agraria -La Molina.

4. GARCIA, V. J., Y SANCHEZ, G.

(1983) Sistemas de Vientos de Altura en la Costa Peruana, Cuadernos de Física y Meteorología, Vol. VIII, # 21, Págs. 3552, La Molina.

5. TONGO, P. A. (1997) Causas Físicas

de las Lluvias Torrenciales en Piura, Tesis de Ingeniero Meteorólogo, Universidad Nacional Agraria - La Molina.


Métodos de Estimación en el Análisis de Regresión Lineal Simple con Observaciones Faltantes (Missing)

César H. Menacho Chiok1 Miguel Meza Valcárcel2

RESUMEN

Un posible problema en la estimación de parámetros del Modelo de Regresión Lineal es que la variable dependiente y/o independiente presentan observaciones faltantes (MISSING). Las consecuencias son la dificultad e imprecisión en la estimación de los parámetros por el método de mínimo cuadrados clásico (MMCC). En esta investigación se presentan cuatro métodos alternativos de estimación. La metodología es la de los mínimos cuadrados para obtener estimadores sesgados que generalmente tienen menor variancia que los estimadores insesgados del MMCC.

Los resultados de la aplicación demostraron que la estimación de los parámetros son mejorados por los estimadores sesgado s propuestos, por presentar una menor variancia (eficiencia relativa mayor a uno) en comparación con el insesgado obtenido por el MMCC. Los resultados con los datos simulados presentados en las tablas permiten afirmar que cuando r,mx/nymy/n son fijos, las eficiencias de los estimadores propuestos generalmente decrecen cuando «n» crece.

SUMMARY

In the parameters estimation of the lineal regression model, a problem that can arise is the

presence of missing observations in the dependent and/or independent variables. The consequence is the difficulty and the lack of precision in estimating the parameters. In is the investigation, there are tour alternative estimation methods, which are based in method of least square. The results of applying these methods demostrated that the estimation of the parameters was improved, since a smaller variancia was found compared to the one that was obtained when usung the classical unbias method.

INTRODUCCION

En el análisis de regresión las observaciones consideradas para determinar la relación funcional

de una variable dependiente sobre una o más variables independientes, son obtenidas de una muestra aleatoria de tamaño «n», representadas por vectores de observaciones, donde los componentes de estos vectores conforman los valores observados de las variables dependiente e independientes.

Existen con frecuencia situaciones donde un subconjunto de estos vectores de observaciones son

incompletos, es decir que, para alguno de los componentes de un vector hay observaciones faltantes (missing). La ocurrencia de observaciones faltantes en los datos pueden ser aleatorios o de un patrón sistemático. El término de datos faltantes se presenta con varias acepciones tales como datos no observados, perdidos, ausentes, missing que serán usados en el presente trabajo.

En tales situaciones se hace necesario usar métodos que permitan estimar las observaciones

faltantes, y los parámetros del modelo propuesto. La literatura presenta varios métodos de estimación, diferenciándose éstos esencialmente por el procedimiento empleado. Algunos métodos suponen el conocimiento de distribuciones. En el presente trabajo de investigación se presentan cuatro métodos de estimación de los parámetros para un modelo de Regresión Lineal Simple cuan" do existen observaciones faltantes en las variables dependiente y/o independiente. El procedimiento de estimación Mínimos Cuadrados es usado para la obtención de los estimadores. Los métodos de estimación considerados serán aplicados a datos tomados de un texto de estadística aplicada. Adicionalmente se simularán datos con el propósito de evaluar y comparar la Eficiencia

1Ing. Estadístico. Profesor del Departamento de Estadística e Informática. UNALM 2Ing. Estadístico. Egresado del Departamento de Estadística e Informática. UNALM

METODOS DE ESTIMACION EN EL ANALISIS DE REGRESION LINEAL SIMPLE 33 CON OBSERVACIONES FALTANTES (Missing) Relativa de cada uno de los métodos de estimación con respecto al mínimo cuadrado. Los objetivos del presente trabajo de investigación son:

1. Presentar el Análisis de Regresión Lineal Simple cuando existen observaciones faltantes (missing) en las variables X y/o Y, para los estimadores de los métodos mínimos cuadrados clásico, orden cero, orden cero modificado y mixtos.

2. Evaluar y comparar la Eficiencia Relativa de los métodos de estimación propuestos con respecto al estimador mínimo cuadrado clásico para datos reales y simulados para tamaños de muestra, números de observaciones faltantes en X y/o Y y valores del coeficiente de correlación.

3. Elaborar programas de cómputo que permitan obtener las estimaciones para el análisis de regresión lineal simple cuando existen observaciones faltantes en los datos.

REVISION DE LITERATURA

Afifi A.A. and Elashoff R.M. (1), hacen una revisión de la literatura sobre el problema del manejo de datos multivariados con observaciones faltantes en algunas o todas las variables bajo estudio, (este problema, está presente en muchos estudios de ingeniería y medicina. Analizan algunos métodos propuestos para la estimación de la media, variancia y función de regresión lineal para estos tipos de datos. asimismo, muestran varios métodos para la estimación de la función de regresión para el caso que exista observaciones faltantes. Con este propósito suponen que los vectores de observaciones dado por Z = (Yj, x1j, x2j, ... ,xpj); j = (1 ,2,...,n), son idénticos e independientemente distribuidos en forma multinormal, donde además, las observaciones faltantes de los vectores de observaciones ocurren al azar.

Glasser M.(4) presenta un método de estimación de coeficientes de regresión lineal, donde el nú-

mero y diseño de las variables independientes no son especificados, y donde algunos valores no son observados en las variables independientes. Su método considera la selección de una muestra randomizada de N valores, donde cada uno de estos valores requiere (p+1) observaciones y, x1, x2, xp, Sin embargo, para algunos de estos valores, correspondiente a las X's éstos están ausentes. Asimismo no hace ninguna suposición acerca de la distribución de las variables independientes; sin embargo, supone que la distribución condicional de la variable dependiente es normal, dadas las variables independientes, y que las observaciones faltantes ocurren al azar. Con el propósito de comparar los estimadores hallados, evalúa la eficiencia de éstos con los respectivos estimadores clásicos.

Dagenais Marcel G.(3) sugiere un método de regresión lineal para estimar los parámetros cuando

hay dos variables independientes, y donde algunos datos de estas variables son faltantes. Encuentra que los estimadores hallados tienen variancias asintóticas igualo más pequeñas que los estimadores hallados por mínimos cuadrados y por la aproximación de Glasser. Asimismo, asume que las X's no son aleatorias y que los valores faltantes ocurren al azar. Por consiguiente, sugiere estimadores consistentes de los coeficientes de regresión, con variancias asintóticas más pequeñas que los estimadores consistentes conocidos.

Anderson T.W.(2) presenta una aproximación al problema de estimación de parámetros en una

distribución normal bivariada, donde algunas observaciones son faltantes. La estimación de las medias, variancias y correlación las hace por el método de máxima verosimilitud con un mínimo de manipulación matemática.

Hocking R.R. and Smith W.B.(5) desarrollaron un método para estimar los parámetros en la distri-

bución normal multivariada, donde algunos de los vectores de observaciones presentan datos faltantes (que ocurren aleatoriamente), y donde además las observaciones faltantes no siguen ciertos modelos de comportamiento como en la mayoría de los métodos previos. En este método se supone que los parámetros de interés son las variancias y covariancias, y que todas las medias son cero; se hace esta

Anales Cientificos UNALM 34 suposición con la finalidad de simplificar el desarrollo del método. También se aplicará para la estimación de medias. Para el caso simplificado, en el que sólo hay dos grupos de datos (uno donde todas las variables son observadas y otro donde sólo un subconjunto es observado), los estimadores encontrados son frecuentemente máximos verosímiles, en algunos casos éstos son insesgados de variancia mínima, consistentes y asintóticamente eficientes. Además proponen aplicar su procedimiento de estimación puede ser aplicado para varios grupos con varias combinaciones de datos faltantes. Para demostrar las propiedades de los estimadores en pequeñas muestras, realizaron estudios de Monte Caria simulando dos ejemplos trivariados para ilustrar dos situaciones, «anidadas» y «no-anidadas».

Rubin Donald B.(6) menciona que el problema de datos faltantes se presenta frecuentemente en la práctica, y toma como ejemplo una encuesta grande de familias conducida en 1967 con muchas variables socioeconómicas registradas, y una subsiguiente encuesta de las mismas familias en 1970. Por lo tanto, no sólo es probable que en 1967 haya unos cuantos valores ausentes expandidos por todo el conjunto de datos, sino que también lo es en un bloque grande de valores ausentes en los datos de 1970, porque muchas familias estudiadas en 1967 no podrán ser localizadas en 1970.

En muchos de los casos sobre datos faltantes involuntarios, el procedimiento que los causa es

ignorado, suponiendo luego la existencia de estos datos ausentes en forma accidental. Algunos de los casos donde se presentan datos ausentes voluntariamente son: en un diseño

experimental multivariado preplaneado, en un muestreo aleatorio de una población finita, donde los valores de las variables para unidades no muestreadas, serán ausentes; en un experimento randomizado donde, para cada unidad, los valores que podrían haber sido observados han recibido en la unidad un tratamiento diferente y por lo tanto son ausentes. Por consiguiente el objetivo es encontrar, en el proceso, la condición más débil que causa datos ausentes, para que de este modo sea siempre apropiado ignorar este proceso al hacer inferencia acerca de la distribución de los datos.

MATERIALES Y METODOS

Materiales y Equipos

Los métodos de estimación presentados para el análisis de regresión lineal simple con observaciones faltantes, serán aplicados a datos reales (Bernard Ostie). Con el propósito de evaluar y comparar los métodos de estimación propuestos, se simularán datos para generar una Población Normal Bivariada, a la cual se le extraerán las correspondientes muestras aleatorias; con esta finalidad se usó una computadora AT/486 con RAM 8 MB del Centro de Cómputo del Departamento de Estadística e Informática de la UNALM y además se desarrollaron programas en lenguaje OBASIC para obtener el análisis de regresión lineal simple para cada uno de los métodos propuestos.

Métodos Modelo de Regresión Lineal Simple

En un modelo de regresión lineal simple donde Vi representa las observaciones de la variable dependiente, Xi las observaciones de la variable independiente, y suponiendo que las observaciones faltantes (missing) de las variables X e V tienen una ocurrencia aleatoria; el modelo es definido por:

Yi = �y + � (Xi - �x) + ei i=1,2,3,….,n E[ei] = 0 E[ei] = 22 .... (3.1) Xi - N(�x, �x)2 y ei y xi son independientes donde Yi y Xi son variables aleatorias, representan los valores de la variable dependiente Y e inde-pendiente X, �yy �x son sus medias poblacionales, y �2 representa la variancia de los errores para cada ei.

Los datos consisten de «n» observaciones independientes bivariadas Zi =(Yi,Xi), considerando ny, como el número de datos observados sobre Y, nx el número de datos observados sobre X, y nc el numero de datos observados completos sobre Y y X.

METODOS DE ESTIMACION EN EL ANALISIS DE REGRESION LINEAL SIMPLE 35 CON OBSERVACIONES FALTANTES (Missing) Dado el modelo en (3.1) Y suponiendo una distribución normal bivariada, tenemos que la media y variancia de Yi condicional bajo las Xi observadas y no observadas serán: Si Xi es observada : Ey/x[Yi] = �y + �(Xi - �x) Vary/x[Yi] = �2 Si Xi no es observada : E[Yi] = �y Var [Yi] = �2 + �2 �2

x = �2y

Métodos de Estimación de Parámetros

Para los parámetros del modelo definido en (3.1) se presentarán los respectivos estimadores obtenidos por el método clásico de mínimos cuadrados, orden cero, orden cero modificado y mixtos; dichos métodos son tomados del estudio realizado por Afifi,A.A. y R.M. Elashoff (8).

El cálculo de las siguientes expresiones será utilizado para hallar las correspondientes esti-maciones de cada uno de los métodos de estimación propuestos. mx = n - nx Número de observaciones fallantes en X e Y respectivamente my = n - ny Xc = �Xi/nc Promedio de X, sobre las observaciones completas en YyX. nc Xc = �Xi/nx Promedio de X, sobre las observaciones existentes en X. nx Xm = �Xi/my Promedio en X, sobre observaciones en X y cuando en Y son faltantes. my Yc = �Yi/nc Promedio de Y, sobre las observaciones completas en Y y X . nc Y = �Yi/ny Promedio de Y, sobre las observaciones existentes en Y. ny Ym = �Yi/mx Promedio en Y, sobre observaciones en Y y cuando en X son faltantes mx S x,c = � (Xi – Xc)2 Suma de cuadrados en X, sobre las observaciones completas en Y y X nc Sx = � (Xi – X)2 Suma de cuadrados en X, sobre observaciones en X y cuando en Y son fallantes nx S x,m = � (Xi – Xm)2 Suma de cuadrados en Y, sobre las observaciones completas en Y y X my S y,c = � (Yi – Yc)2 Suma de cuadrados en X, sobre las observaciones existentes en X. nc S x,y = � (Xi – Xc) (Yi – Yc) Suma de productos Y y X , sobre observaciones completas en Y y X nc SS

x,y = � (Xi – X) (Yi – Y) Suma de productos Y y X , sobre observaciones completas en Y y X ; nc

pero considerando los promedios Y y X.

Anales Cientificos UNALM 36 A. Método de Mínimos Cuadrados Clásico (MMCC).

El método clásico de mínimos cuadrados será aplicado al modelo (3.1) para estimar los parámetros �y y� . Aplicando la sumatoria solamente a los datos completos en X e Y (�nc), sustituyendo �x

or Xcy denotando por

LS

y

∧µ y

LS∧β los correspondientes estimadores mínimos cuadrados, las ecuaciones

normales quedan expresadas por:

0)( =��

�� −−−�

−∧∧

cI

LSLS

yinc

XXY βµ y 0)) (( =�−−∧∧

−��

�

��

�−−− cXcXyY XX ii

LSLS

inc

βµ

…(3,2) Resolviendo (3.2) se obtienen los respectivos estimadores mínimos cuadrados, así como la función de regresión estimada para un valor X=Xo, que se expresan por:

cy Y

LS

−=

∧

µ

cx

yxLS

S

S

.

.=∧

β )0( cXy XYLSLSLS −∧∧∧

−= + βµ

…(3,3) Las distribuciones condicionales e incondicionales para los estimadores fueron obtenidas por

Karl Pearson (1926), cuando Zi=(Xi,Yi) es considerada Normal Bivariada. La media y variancia condicional para los estimadores dados en (3.3) serán:

[ ] y

LS

yxyE µµ =∧

/ [ ] ββ =∧LS

yxE / [ ] )0/ ( cXYE xy

LS

xy

−∧

−+= βµ

[ ] ][

2

,

12

/

−

−−−−−+−−−=∧

C

CXc

X

Sn

LS

yxyVar σµ [ ] −−−=∧ 2

,

/

σβ

CXS

LS

xyVar [ ] −−−−∧

+−−−=2

0

,

)(12

/ [c

cxc

XX

Sn

LS

xy YVar σ

Estos son similares a las medias y variancias de los estimadores mínimos cuadráticos La variancia incondicional para los estimadores dados en (3.3) serán:

[ ] −−−−−−

∧=

2

2 )3(

σ

σβ

cx n

LS

Var [ ] )1( 21

2

)3(

2

XYVarC

Cnn

LS

+−−−= −−−−

∧ σ

donde… xxXX σµ /)( 01 −=

El desarrollo de medias y variansas incondionales de los estimadores es muy complicado, ver (1) Y (8). B. Método de Orden Cero (MOC).

Es un método simple que consiste en la sustitución de las observaciones faltantes mx en X e my en Y por sus respectivas medias muestrales. Este método es llamado regresión de orden cero, puesto que un valor faltante en Xi ó Yi' es estimado por la regresión obtenida mientras se ignora el otro componente de Zi=(Xi,Yi). Los parámetros �y y B son estimados por el método de mínimos cuadrados sobre las observaciones completas en la muestra.

Denotando por yµ0∧

yβ0∧

los correspondientes estimadores de orden cero

de los parámetros �y y B, las ecuaciones normales quedan expresadas por:

]� =−−−−∧∧

cniYI xXY 0)([

00

βµ y ]� =−−−−−−∧∧

0)()([00

xXxXi iiyn

Yc

βµ

…(3,4)

METODOS DE ESTIMACION EN EL ANALISIS DE REGRESION LINEAL SIMPLE 37 CON OBSERVACIONES FALTANTES (Missing) Resolviendo (3.4) se obtiene los respectivos estimadores de orden cero, así como la función de regresión estimada para un valor X=Xo, que se expresan por:

−∧

=Yy

0

µ x

yx

S

SS .0

=∧

β )( 0

000 −∧∧∧

−+= xxy y βµ ….(3,5)

La media y variancia condicional para los estimadores (3.5) son expresadas por:

[ ] )(0

/ xcn

c

yYxy xEy

nO

µβµµ−∧∧

−−−+= [ ]−−−∧

−−−−−−+−−= ))(([ ./ xcc

nm

ncxSxy xxxSEcx

yx

O

µββ

[ ] 00

[)([ /0//

∧−∧∧

−+= βµ xyyxyxy EXXEYEO

[ ] 22

/ 2

2

x

m

nnYxy

x

yy

O

Var σβµσ

−−+−−−=∧

[ ] })()({[ 222./

22

222

2

2

−

−+−−−+−−−=−−−∧

−−−−−− XXmSVar m

mm

n

mm

nncx

Sxy

yxx

y

yx

ycx

O

XXσ

σ

σββ

[ ] 22)([)([)(2

/// 2 xXXoVarXXoVarYVar

XX

S

mm

nxyyxyxy

m

x

yx

y

O

σββµ−−−∧−∧∧

−−−−−

−−−+−+=

OBSERVACIONES 1. Si nc= n, esto es, si todas las observaciones están completas, las expresiones anteriores se reducen a las fórmulas de los mínimos cuadrados clásicos. 2. Si solamente la variable Y presenta observaciones faltantes, tal que nc = ny y nx =n entonces se tiene:

[ ] }/)([1{ 2,/ xmc

mn

nmxxy SXXSEyyO −∧

−−−−+−= ββ

3. Si solamente la variable X tiene observaciones faltantes, esto es nc = nx y ny = n, entonces se tiene:

[ ] ββ =∧O

xyE / y [ ] )()( 0/ cx

n

nxyxy XXYExO −∧

−−−−−+−+= µβµβµ

Las medias y variancias incondicional para los estimadores (3.18) expresan por:

[ ] yY

O

E µµ =∧

[ ] ββ kEO

=∧

[ ] 00

[)( 0

∧∧

−+= βµµ EXYE xy

[ ] hVark

xnx

o2

2

2)3(

ββσ

σ+−−−=

−

∧

[ ] 2/ y

o

nyyVar σµ =∧ [ ] 22

02

0

0

xcaYVar σβσ +=∧

donde: [ ])1(11

−−−−−−−+=−

x

y

y

x

m

nn

m

nk kXa

xxy nnn.[ 2`

0

11

3

1

0 +−−−−−+−−−=−

[ ]−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−

+−−−

−+−+=)1(2)2(2

)1)(1()3)(1(

22

22222

)1(cyx

yx

xyx

yxxx

cyx

xxyx

nmm

nn

nmm

nncy

nn

nnmm

nnnn

nmh


−−−−−−−−−−−−−−−−−−−

−

−−−

−

−−

−−++−−=cyx

xyx

cc

xxyx

cyx

xxyx

cyx

xyx

yx

xyxy

nmm

nnn

nn

nnnn

nmm

nnnn

nmm

nnn

mm

nnnnoc

4

)1(

)1(2

)1((

2

)3)(1(

)1(2

)1()1(

1

222322223

] [ ]nnmm

nnnn

nmm

nnnn

n

non

Xn

n

cyx

xxyx

xyx

xxyx

c

xx

c

x

X)3)(1(

)2(2

)1()1(

)1(

)1(

2`1)1(

)1( 22

22

22

2

2

2

2`0

2

2

.[−−

−

+−

−

−

−

−

−−−−−++−−++ −−−−−−−−−−−−

OBSERVACIONES

1. Si solamente la variable Y tiene observaciones faltante, se tiene que nc=ny y nx =n, se obtiene lo siguientes resultados:

[ ] βββ <−= −

∧

)1/()1( nnE y

O

y [ ] )()1(

1

0

x

n

ny XoYEy

µβµ −+−−−−−−+=−

−

∧

sí �>0 y se sitúa por encima de la línea de regresión poblacional dada por (3,1) SI x0 < µX, se sitúa por debajo de si X0 >µx.

2. Puesto que los errores cuadrados medios incondicionales para los estimadores:

[ ] −−−=∧

20 y

ynyECM

σ

µ [ ] −−−−=∧

2Y

CN

LS

YECMσ

µ

el estimador de orden cero es mejor o mejor o igual que el estimador mínimo cuadrado en el sentido de incondicionalidad, debido a que ny es siempre mayor o igual que nc cuando ocurren observaciones faltantes tanto en la variable X como en Y o en ambas.

3. En situaciones en donde solamente las X`s son las faltantes, sucede que my = 0 y nx = nc,

entonces, si reemplazamos nx por nc ; resulta que LS∧∧

= ββ0

.

C. Método de Orden Cero Modificado (MOCM)

Este método es una extensión del MOC, donde el procedimiento consiste en sustituir u por cada una de las observaciones faltantes en Y y v por cada una de las observaciones faltantes en X. Este método es llamado regresión de orden cero modificado, por que una observación faltante en X ó Y es estimado por el estimador v, si se trata de la variable X, o por el estimador u si se tarta de la variable Y mientras se ignora el otro componente de Zi. Se selecciona u, v, � y � para minimizar la siguiente expresión:

222 )()()( vYXuXYxyc m

iimn

ii βαβαβα −−+−−+−− ��

Detonando por M

y

∧

`µ , u∧

, v∧

βM

Y∧

los correspondiente estimadores modificados de orden cero, las

ecuaciones normales quedan expresadas por:

� � � =−−−+−−−+−−−∧∧∧∧∧∧∧∧

cyn

M

ii

M

m

M

i vYXuXY 0)2)(()2)(()2)(( 1 βαβαβα

0)2)(()2)(()2)(( =−−−+−−−+−−−� � �∧∧∧∧∧∧∧∧∧

c y xn m m

M

iii

M

ii

M

i vYXXuXXY vβαβαβα

METODOS DE ESTIMACION EN EL ANALISIS DE REGRESION LINEAL SIMPLE 39 CON OBSERVACIONES FALTANTES (Missing)

�� =−−−+−−∧∧∧∧∧∧

xy m

M

ii

M

m

vYXu 0)2(()2)(( βαβα 0)2)(( =−−−∧∧∧∧

�M

m

M

ix

vY ββα

Resolviendo las expresiones anteriores se obtienen los estimadores modificados de orden cero y la función de regresión estimada para el valor X=X0 , que expresados por:

c

M

y Y−∧

=µ −−−+

∧=

yx

mxcx

S

SS

M .

.. )(

β c

MM

y

M

XXY−∧∧∧

−++= 0(βµ ...(3,6)

Los valores faltantes son estimados por :

)( cm

M

c XXYu−−∧−∧

−+= β )( cm

m

YY

cXv

−−

∧

−−∧−−−−+=

β

OBSERCIONES 1. En situaciones donde solamente la variable X presenta observaciones faltantes o la variable Y,

los estimadores dados en (3,6) son próximos a los estimadores mínimos cuadrático clásicos. 2. Los estimadores por el método de orden cero modificados dados en (3,6), no hacen uso de los

valores de Y que corresponden a los datos faltantes en X. La media y variancias condicionales de los estimadores de (3,6) son expresadas por:

[ ] )(/ XCy

M

Yyx XE µβµµ −+=−∧

[ ] ββ gEM

xy =∧

/

[ ] )()( 0/ cxcY

M

xy XXgXYE −+−+=∧

βµβµ

[ ]2

/

σµ

cn

M

YxyVar −−−=∧

[ ] )( ../2

/ cxmx

M

xy SSgVar +=∧

σβ [ ] [ ]2

0

..

)(

(

12

/

c

cxMXc

XXg

SSn

M

xy YVar

−−

+

∧−−−−−+−−−= σ

donde: )/( ... mxcxcx SSSg += La medida y variancias incondicionales de los estimadores de (3,6) son expresados por:

[ ] Y

M

YE µµ =∧

[ ])1(

)2(

−

−

∧−−−=

c

x

n

n

M

E ββ : [ ])1(

)2(0 )(−

−

∧−−−−+=

c

x

n

nxy

M

XYE µβµ

[ ] cY

M

Y nVar /2σµ =∧

[ ]2

2

2

2

)1)(1(2

)2(

)1(

)4)(2(

−−

−

−

−−

∧−−−−+−−−−=yc

xx

c

xxx

mn

nn

n

nn

M

Var ββσ

σ

[ ] 22,,

2x

M

caYVar σβσ +=∧

donde:

2`)1(

)4)(2(

2`0

11, [

−

−−−−−−+−−−+−−−=

c

xxcc

n

nnnnXa

0

2

)1)(1(2

)2(

)1)(1(

)2(`

Xnm

nn

mm

nnn

cy

xc

yy

xxc

c−−

−

+−

−−−−−−+−−−−=

Condicionalmente las X`s, M

y

∧µ ,

M∧β y

M

Y∧

son normales con medias y variancias dados por las

expresiones anteriores cuando las Y`s son normales. Incondicionalmente µy es normal con media variancia

Anales Cientificos UNALM 40 D. Métodos Mixtos Estos métodos se originan de la combinación del MMCC y MOC, que consiste en hacer una mixtura (híbrido) de los estimadores de µy, � y µx para estimar la función de regresión µy/x. Indudablemente, los métodos mixtos son usados para algunas aplicaciones estadísticas y experimentales . Se presentarán 2 estimadores para la función de regresión µy/x : D1. Método Mixto Primero (MMP)

La media y variancia condicional son expresadas por:

[ ] ��

��

�−−−−+−−+=

−−∧XXYE c

n

n

m

nxxoy

M

xy

c

y

x

y

µβµ /

1

/ [ ] [ ] 2

2

2

.

)(12

1

/

x

y

O

cxY

m

n

XX

SN

M

xy YVar−

−−−+−−−+−−=−∧

βσ

La media variancia incondicional son expresadas por:

[ ] xoy

M

YE /

1

µ=∧

[ ] [ ]yx

yxxc

O

cY

mm

nnxnn

X

nn

M

YVar+

−−

∧−−−+�

�

��

�−−−+−−−+−−−=

22

1

)3(3(

12

12`

βσσ

Si my = 0, 01 ∧∧

= YYM

, y 1M

Y∧

es un estimador insesgado de µy/xo incondicionalmente. D2. Método Mixto Segundo (MMS).

)( 0

2 0

c

LSM

XXY−∧∧∧

−+= βµ

Comparando con el estimador 1M

Y∧

, el estimador 2M

Y∧

sustituye XC , produciendo un mayor estimador en el sentido de error cuadrático medio, si y solamente si nc > ny/2; esto quiere decir que cuando nc < ny ocurre que nc = nx , por lo tanto si reemplazamos nc port nx , se tiene:

[ ] [ ]12 MM

YVarYVar∧∧

< y LSM

YY∧∧

=2

, si mx = 0 y 12 MM

YY∧∧

= , si my = 0 La media y variancia incondicional son:

[ ]2

/

2

/ )(

Mm

ncxxoy

M

xy

x

y

XYE

∧

−∧−−−−+= µµ [ ]

22)(12

2

/2.

22

y

x

cx

CO

y n

m

S

XX

n

M

xy YVar βσσ −−+��

�

��

�+−−= −−

−∧

Inferencia Estadística Es posible realizar pruebas de hiótesisi y hallar intervalos de confianza de los parámetros del modelo ( 3.1). Para tal efecto se supondrá que los errores ei tiene una distribución normal con media 0 y variancia �2

)( 0

1 0 −∧∧∧−+= XXY

ls

Y

M

βµ

METODOS DE ESTIMACION EN EL ANALISIS DE REGRESION LINEAL SIMPLE 41 CON OBSERVACIONES FALTANTES (Missing) Prueba de hipótesis para el coeficiente de regresión B.

Se desea probar si la relación funcional seleccionada correspondiente a la ecuación de la línea recta, planteada para explicar el comportamiento de la variable Y sobre X, es la correcta. En el Cuadro N21 se muestra el Cuadro del Análisis de Variancia (ANVA) para la hipótesis planteada y para cada uno de los métodos de estimación propuesto. El número de observaciones completas en Y y X (nc)' se considera como el total de observaciones para establecer los grados de libertad de las fuentes del ANV A. Cuadro Nº 1 : Cuadro del ANVA para los métodos de estimación Ho: � = 0 y Ha : � 10

Fuentes Métodos de Estimación Variación G.L. MMCC MOC MOCM

Regresión 1 yx

LS

S .

∧β yxSS .

0∧

β M

yxS∧

.β

Residual nc-2 (diferencia) (diferencia) (diferencia)

Total nc-1 Sy.c Sy.c Sy.c

El ANVA para el MMCC, MOC y MOCM tiene como prueba estadística la prueba «F» obtenida por el cociente entre el Cuadrado Medio de La Regresión (CMR) y el Cuadrado Medio Residual (CM E).

CMR

CMEcF −−−= ~ F[1,nc -2]

Prueba de hipótesis para la verdadera media de Y dado un valor de X (µy.x) Para probar si la verdadera media de la variable Y dado un valor de X, es igual a un valor dado. Las hipótesis planteadas quedan definidas por: Ho: µy/x=xo= k y Ha: µy/x=xo � k. La prueba estadística

es dada por: KX

Sc

y

t−+

∧

−−−−=0βµ

β

~ [ ]2/1( α−t

Intervalos de Confianza

Límites de Confianza del (1-�)% pueden hallarse para los parámetros del modelo (3.1) Y según los métodos de estimación propuestos.

Para la verdadera media de Y (intercepto): IC(µy) = 2;2/[ −± ∧ cy ntSy

αµµ

]

Para el coeficiente de regresión B: 2;2/[)( −±= ∧ cntSIC αββ β ]

Para verdadero valor medio de ∧Y dado un valor de X: IC(µy/x) = Y ± ∧S

Comparación de los Métodos de Estimación

Para comparar y evaluar los métodos de estimación de los parámetros del modelo (3.1), presentados en el presente trabajo, se utiliza la Eficiencia Relativa (ER) para cada método; que es definido como el cociente del Error Cuadrático Medio (ECM) incondicional del estimador mínimo cuadrado con respecto a cada uno de los estimadores propuestos. La ER no tiene unidades de medida y se interpreta como una medida de la variabilidad de los estimadores propuestos, esperándose valores mayores a uno.

Anales Cientificos UNALM 42 Se propone usar el ECM incondicional para comparar la eficiencia de cada uno de los

estimadores, debido a que con estos se obtienen resultados numéricos que no involucran los valores de X, de tal manera que permitirán seleccionar un estimador. Además por el hecho de considerar una muestra bivariada, los resultados estadísticos pueden ser sólo consecuencia de tal muestra.

Si LS∧β y

∧β son los estimadores del parámetro B, correspondiente al métodos mínimos

cuadrados y a cualquier otro método propuesto, entonces la eficiencia relativa es determinada por la razón de los errores cuadráticos medios:

[ ][ ]

[ ]

[ ]

[ ]LS

LS

XY

XY

YECM

YECM

YE

YE

xyER

∧

∧

∧

∧

−−−−=+= −−−−−

−

∧2

/

2/

/

µ

µ

µ

donde:

[ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] 2222 }{}{}{LSLSLSLSLSLSLS

SesgoVarEEEEECM∧∧∧∧∧∧∧

+−+−=−= βββββββββ

[ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ] 2222

}{}{}{∧∧∧∧∧∧∧

+=−+−=−= βββββββββ SesgoVarEEEEECM

Para el estimador de �y/x se calcula sólo para un valor particular de X, el error cuadrado medio esperado de cada una de las líneas de regresión estimadas, considerando X una variable aleatoria.

Si LS

Y∧

Y ∧Y son los estimadores de la línea de regresión µY/X correspondiente a los métodos

mínimos cuadrados y a cualquier otro método, entonces, la eficiencia relativa es determinada por la razón de los errores cuadráticos medios:

LSxy

LS

xy

YECM

YECM

YE

YE

xyER

∧

∧

∧

∧

−−−= =−−−−

−

∧ [

[

[

[

/

2/

2/

[µ

µ

µ

donde:

[ ] [ ] [ ] [ ] [ ] [ ]}{}{}{}2

2/

22/

LSLS

XY

LSLSLSLS

XY

LS

YSesgoYVarYEYEYEYEyECM∧∧∧∧∧∧∧

+=−+−=−= µµ

[ ] [ ] [ ] [ ] [ ] 22/

22

/ }{}{}{[∧∧∧∧∧∧∧

+=−+−=−= YSesgoYVarYEYEYEYEYECM xyxy µµ

APLICACION Y RESULTADOS

Para evaluar y comparar los métodos presentados en esta investigación (MMCC, MOC, MOCM,

MMP y MMS), para el caso de Análisis de Regresión Lineal Simple en presencia de observaciones faltantes (MISSING), se realiza una aplicación con datos reales y simulados para tamaños de muestra, valores de coeficiente de correlación y números de observaciones faltantes en X e Y.

Descripción de los datos Se tienen los datos reales de Proporción de simientes vidriosas (X) y Contenido de proteínas (Y) en

muestras de trigo, en donde se consideran como datos faltantes algunos de los datos de contenido de proteínas con el fin de poder realizar la aplicación de los métodos propuestos. Estimación de los parámetros del modelo de regresión

Las estimaciones puntuales de los parámetros B y �Y del modelo de regresión dado en (3.1), así como sus respectivas variancias condicionales e incondicionales, el sesgo y los errores cuadráticos medios, para cada uno de los métodos propuestos son presentadas en el Cuadro Nº 2. Para el estima-dor de �y/x y su variancia condicional, se consideró el valor de X=50. Para esto, son usadas las expresiones presentadas para las que se desarrolló y ejecutaron los programas para cada uno de los métodos de estimación propuestos.


Cuadro Nº 2: Estimación de los parámetros para cada método propuesto

Método Estimador Puntual

Variancia Condicional

Desviación Estándar

Variancia Incondicional

Sesgo Error Cuadrático Medico

MMCC LS∧

LSµ∧ 13.577 3.928 1.982 -- -- --

LS∧β 0.072 0.00088 0.02966 0.00106 -- 0.00106

Y 12.795 0.769 0.877 0.856 -- 0.856 MOC

O∧

µ

O∧ 13.577 0.773 0.879 -- -- -- β

O∧ 0.05140 0.00051 0.02258 0.00060 -0.0171 0.00089 Y 12.538 0.982 0.991 1.104 0.346 1.224

MOCM 1M∧

1Mµ∧

13.577 0.773 0.879 -- -- --

1Mβ∧ 0.07260 0.00088 0.02966 -- -- --

Y 12.110 1.028 1.014 1.250 MMS

1M∧

1Mµ∧ 13.577 0.773 0.879 -- -- --

2Mβ∧ 0.07260 0.00088 0.02966 -- -- --

Y 12.795 0.769 0.877 0.856 -- 0.856

Prueba de Hipótesis

Las fuentes de variación, los grados de libertad y las sumas de cuadrados, así como los valores de F calculado a la significación para los métodos MMCC, MOC y MOCM; se presentan en el Cuadro Nº 3. Similarmente , los valores de este cuadro son obtenidos usando los programas desarrollados. La prueba de hipótesis cuando la verdadera media de Y dado un valor de X = 50, para los métodos de estimación propuestos en esta investigación se presentan en el Cuadro Nº 4. Siendo las hipótesis planteada: 1550: / ==xyoH µ

1550: / ≠=xyaH µ

Anales Cientificos UNALM 44 Cuadro Nº 3: Análisis de Variancia (Sumas de cuadrados)

Fuentes de Métodos de Estimación Variación G.L. MMCC MOC MOCM Regresión 1 51.753 36.637 49.818 Residual 11 95.370 110.486 97.305 Total 12 147.123 147.123 147.123 Fc 5.969 3.648 5.632 Signif. * ns *

F[0.95;1,11] =4.84 F[0.99;1,11] =9.65 Cuadro Nº4: Prueba de Hipótesis para la verdadera media

Métodos de Estimación

MMCC MOC MOCM MMP MMS

tc -2.514 -2.484 -2.176 -2.890 -2.514

Signif. * * ns * * t[0.975; 11) = + 2.201 Intervalos de Confianza

Los límites inferior y superior para el intervalo de confianza del 95%, para el intercepto (�y), el coeficiente de regresión (�) y la función de regresión (�y/x) hallados para los métodos MMCC, MOC y MOCM se muestran en los Cuadro NQ 5.

Cuadro Nº5 : Intervalos de Confianza para los parámetros Métodos de (�y) (B) (�y/x)

Estimación Lim.lnf. Lim. Supo Lim. Inf. Lim.

Supo Lim. Inf. Lim.

Supo MMCC 9.215 17.939 0.00719 0.12801 10.865 14.725 MOC 11.642 15.512 0.00157 0.10123 10.357 14.719 MOCM 11.761 15.393 0.00630 0.13348 10.883 14.765

t(0.025; 11) = -2.201 Comparaciones de los Métodos de Estimación Para realizar las comparaciones de los métodos de estimación propuestos en este trabajo de investigación respecto al MMCC, se procedió a calcular las eficiencias relativas de los estimadores de � y �y/x ; con tal fin se ejecutó el programa desarrollado. Los resultados se presentan en el Cuadro Nº 6.

METODOS DE ESTIMACION EN EL ANALISIS DE REGRESION LINEAL SIMPLE 45 CON OBSERVACIONES FALTANTES (Missing) Cuadro Nº 6: Eficiencia de los Estimadores � y µy/x relativo al MMCC para n=19, Coeficiente de Correlación =0.6, mx = 0 y my = 6

Métodos de Estimación

MOC MOCM MMP MMS � 1.191 1.029 -- -- µY/X 0.699 0.988 0.685 1.000

Con el fin de elaborar tablas de las eficiencias relativas de los estimadores de estimadores

de � y µy/x , para realizar las comparaciones de los métodos de estimación presentados en el trabajo de investigación respecto al MMCC, se generó una población de datos aleatorios normal bivarido de tamaño NP = 500 por medio de la técnica de la técnica de simulación de datos, según Ernest M. Scheuer (1962); esta población se obtuvo y variancias supuesta; para luego obtener la matriz de variancias –covarinacias:

��

��

�=

15814.05814.01

R 25.6)( =yVar 50.2=yσ ��

��

�=� 50.1825.6

25.625.6

50.18)( =xVar 30.4=xσ Seguidamente se obtiene la matriz triangular interior C, con el método de la raiz cuadrada según Ernest M. Scheuer (1962) y considerando el vector de medias:

��

��

�=

50.350.200.050.2

C ��

��

�=

5.355.15

µ

el cual, conjuntamente con la matriz triangular inferior C aseguran que la población generada sea normal con media y variancias conocidas.

Por lo tanto, una vez generada la población normal divariada se consideraron dos tamaños de muestra n = 40 y n = 60, seleccionándose aleatoriamenete cada una de ellas repetidas veces de la población para diferentes valores de coeficientes de correlación y diferentes tamaños de mx y my. Los resultados se obtuvieron ejecutando el programa respectivo. En la Tabla Nº 1 se ñpresentan los valores de las eficiencias relativas obtenidas por cada método de estimación y para el parámetro �, mientras que en la Tabla Nª 2 se tiene para el parámetro µy/x y considerando un tamaño de muestra n = 40. Se muestran también para el tamaño de muestra n = 60.

DISCUSION

Analizando el Cuadro Nº 3, se observa que el MOC y el MOCM, proporcionan estimadores sesgados de los parámetros µy y � con una ganancia de precisión, puesto que sus variancias condicionales son menores que los estiimadores por MMCC es menor que los obtenidos MOC y MOCM. Así mismo, se observa que el MOC presenta una menor variancia condicional para � que el obtenido por MOCM.


Para el MMP se observa una pérdida de precisión para el estimador de �y/x, puesto que su

variancia condicional es mayor, siendo igual para el estimador de B y menor para �y con respecto al obtenido por el MMCC. Así mismo, los estimadores para �y, �y/x Y B obtenidos por el MMP presentan una pérdida de precisión al mostrar variancias condicionales mayores que los obtenidos por el MOC y MOCM. Para el MMS se observa que para los estimadores de B y �y/x variancias condicionales iguales y menores para el estimador de �y con respecto al obtenido por el MMCC.

El MOC proporciona la variancia incondicional del estimador de B menor y mayor para �y/Ix que

las obtenidas por el MMCC y MOCM. El MOCM proporciona variancias incondicionales de los estimadores de B y �y/x menores que las del MMCC. Esto indica que el estimador de B del MOC tiene mayor precisión que los del MMCC y MOCM y que el estimador de IJ Ix del MOC tiene menor precisión que los del MMCC y MOCM; los estimadores de By �y/x del MOÓM tienen mayor precisión que los del MMCC. La variancia incondicional del estimador de �y/x del MMP es mayor que los del MMCC, MOC, MOCM y MMS, indicando una menor precisión. La variancia incondicional de la función de regresión estimada del MMS es igual a la del MMCC, debido a que mx = o.

Las pruebas «F» realizadas para los parámetros para los métodos de estimación MMCC, MOC y

MOCM, presentados en el Cuadro NQ3, muestran que el MMCC y MOCM son significativos a un nivel de significación del 5%, y el MOC es no significativo, es decir, no existe evidencia estadística para probar que la variable Y puede ser explicada por la variable X, a través de una función de una línea recta.

Las pruebas de hipótesis para la verdadera media de Y, dado el valor de X = 50, es igual a 15 para los métodos propuestos son presentados en el Cuadro NQ4, muestran que los métodos MMCC, MOC, MMP Y MMS son significativos a un nivel de significación del 5%, y el MOCM es no significativo, es decir, no existe evidencia estadística para probar que la verdadera media de Y es diferente que 15.

En el Cuadro NQ5, se presentan los intervalos de confianza del 95% para los parámetros del

modelo de regresión simple. Se observa que para el parámetro �y el método MMCC presenta mayor amplitud de intervalo y menor para el MOC. Para el parámetro B el MMCC presenta la mayor amplitud de intervalo. En el caso del parámetro �y/x el MOCM presenta la menor amplitud.

En el cuadro NQ6 se observa que el estimador de B es eficiente para los MOC y MOCM respec-

to a al MMCCC, además el MOC es más eficiente (eficiencia relativa mayor a uno) que el MOCM, indicando de esta manera que el MOC es mejor que el MOCM. El estimador de � y/x en los métodos MOC,MOCM y MMP no es eficiente respecto a los mínimos cuadrados, lo que indica que el MMCC es mejor que los métodos MOC,MOCM y MMP. La eficiencia relativa del estimador de �y/x en el MMS, respecto al MMCC, es igual a la unidad, esto indica que el estimador de �y/x del MMS es igual que el estimador del MMCC; la ocurrencia de esto es debido a que mx = O, tal como se indicó al tratar el MMS.

Para analizar el comportamiento de los métodos de estimación propuestos a través de datos

simulados y sus Eficiencias Relativas. Para tal efecto, se considera tamaños de muestra de n = 40 y n=60. En la Tabla NQ1 se observa cambios en las eficiencias de los estimadores de B a medida que el coeficiente de correlación, mx/n y m/n varían. Para n, mx y my fijos, las eficiencias de los estimadores del MOC y MOCM generalmente tienden a decrecer a medida que el coeficiente de correlación crece. Si el valor absoluto del coeficiente de correlación es igual 0.30 y n � 70, el estimador del MOC y MOCM son generalmente mejor que los MMCC. Estos estimadores son considerablemente más eficientes que los mínimos cuadrados si m/n es mayor que 1/4 y el valor absoluto del coeficiente de correlación es = 0.30. Para n y mx/n fijos, las eficiencias de los estimadores del MOC y MOCM generalmente tienden a crecer a medida que m/n crecen para el valor absoluto del coeficiente de correlación = 0.30. Para n y m/n fijos, las eficiencias de los estimadores del MOC y MOCM generalmente tienden a crecer a medida que mx/n crecen para el valor absoluto del coeficiente de correlación = 0.30. Para n , m = mx + my y md = I mx - my I fijos, los estimadores del MOC y MOCM tienen sus más altas eficiencias cuando mx < my ≠

Anales Cientificos UNALM 50 para el valor absoluto del coeficiente = 0.30. Cuando mx �. 0 y my = 0 la eficiencia del estimador de B del MOC es igual a la unidad para cualquier valor del coeficiente de correlación, ocurre esto debido a que el estimador de B del MOC es igual al estimador de B del MMCC, tal como se indicó en la observación 3 del MOC, y además la eficiencia del estimador de B del MOCM se aproxima a la unidad para cualquier valor del coeficiente de correlación, ocurre esto debido a que el estimador B del MOCM se aproxima al estimador de B del MMCC.

En la tabla NQ 2 se observa cambios en las eficiencias de los estimadores de �y/x a medida que el coeficiente de correlación, mx/n y myln varían. Cuando n, mx y my permanecen fijos, las eficiencias de los estimadores alternativos generalmente tienden a decrecer a medida que el coeficiente de co-rrelación crece. Si el valor absoluto del coeficiente de correlación es � 0.70 y n � 100, como mínimo uno de los estimadores alternativos es generalmente mejor que los mínimos cuadrados. El estimador de orden cero generalmente tiende a ser el mejor estimador para valores pequeños del coeficiente de correlación. Este estimador es considerablemente más eficiente que los otros estimadores cuando mx/n y my/n son mayores que 1/4 y el coeficiente de correlación es pequeño. Los dos métodos mixtos son generalmente los mejores estimadores para valores bajos del coeficiente de correlación. Esta situación depende de mx/n, my/n y n. Para n y my/n fijado, la eficiencia de cada estimador alternativo generalmente tiende a crecer a medida que mx/n crece para valores bajos del coeficiente de correla-ción. Para n, m = mx + my y md = I mx - my fijado, la eficiencia del estimador del MOC es más alta cuando mx > my para valores bajos del coeficiente de correlación.. Cuando mx = O Y my *0 la eficiencia del estimador de �y/x del MMS es igual a la unidad para cualquier valor del coeficiente de correlación, ocurre esto debido a que el estimador de �y/x del MMS es igual al estimador de lJy/x del MMCC, como se indicó en el MMS. Cuando mx * O Y my = O la eficiencia del estimador de �y/x del MOCM se aproxima a la unidad para cualquier valor del coeficiente de correlación, ocurre esto debido a que el estimador de �y/x del MOCM se aproxima al estimador de �y/x del MMCC, tal como se indicó en la observación 1 del MOCM; y además las eficiencias de los estimadores de �y/x en los MOC,MMP y MMS son iguales, debido a que los estimadores de la función de regresión en estos métodos mencionados son iguales, como se indicó en el MMP y MMS. Para el caso de un tamaño de muestra n = 60 Y el coeficiente de correlación, mx/n y my/n fijos, se

observa que las eficiencias de los estimadores alternativos generalmente decrecen.

CONCLUSIONES Y RECOMENDACIONES Las conclusiones y recomendaciones del presente trabajo de investigación se dán a continuación 1 ) Los métodos de estimación presentados permitieron realizar el análisis de regresión cuando se

tiene observaciones faltantes en la variable dependiente Y. 2) La estimación de los parámetros del modelo de regresión (3.1) mayormente son mejorados por el

MOC y MOCM, MMP en comparación con el MMCC, siendo esta mejoría mayor en el MOC. Si bien los estimadores del MOC y MOCM son estimadores sesgados, las variancias de estos estimadores resultaron menores que las variancias de los estimadores insesgados dados por el MMCC.

3) El MOC fué, para los datos utilizados, el más eficiente de los métodos alternativos presentados en este trabajo, y por consiguiente el que dio la menor variancia al estimador de B. El modelo estimado dado por el MOC fué :

)(05140.0577.13−∧

−+= XXY O

o

(0.773) (0.00051)

4) Los resultados de las eficiencias relativas de los estimadores de B y �y/x calculados en base a los datos simulados y resentados en las tablas 1, 2, 3 Y 4; permiten concluir que cuando el coeficiente de correlación, mx/n y m/n son fijos, las eficiencias de los estimadores orden cero, orden cero modificado, mixto primero y mixto segundo generalmente decrecen cuando n crece.

METODOS DE ESTIMACION EN EL ANALISIS DE REGRESION LINEAL SIMPLE 51 CON OBSERVACIONES FALTANTES (Missing) 5) Las tablas 1,2,3 y 4 las cuales muestran las eficiencias relativas de los métodos de estima-

ción estudiados, para tamaños de muestra n = 40 y n = 60, podrán ser usadas por el expe-rimentador que no tenga un criterio para elegir un método con el cual pueda realizar el análisis de regresión lineal simple con observaciones faltantes en X y/o Y, para tal efecto tendráque tener un tamaño de muestra, un valor del coeficiente de correlación y el número de observaciones ausentes de X y/o Y, con los cuales podrá elegir, de entre las tablas, el método alternativo que tenga la mayor eficiencia. El valor del coeficiente de correlación puede ser obtenido de experiencias previas o de los datos a considerar; una forma de calcular el coeficiente de correlación cuando se tiene observaciones ausentes en X y/o Y es sugerida por Wilks y otra por Matthai en (1). Para tamaños de muestra diferentes a los elegidos en esta tesis, se podrá usar el programa desarrollado, que dá como resultado las eficiencias relativas de los estimadores de B y lJy/ de los métodos alternativos respecto al MMCC.

6) Se recomienda realizar la estimación de parámetros, con los métodos presentados en esta tesis, para Distribuciones Normal Multivariada con observaciones faltantes, con el fin de poder determinar que los estimadores encontrados son más precisos que los estimadores del MMCC .

BIBLIOGRAFIA 1. Afifi,A.A. and R.M. Elashoff; «Missing Observations in Multivariate Statistics 1. Review of the

Literature»,Journal American Statistical Association, 61 (1966): Pag. 595-604. 2. Anderson,T.W.; «Maximum Likelihood Estimates for a Multivariate Normal Distribution When

Some Observations are Missing», Journal American Statistical Association, 52 (1957): Pag. 200-203 .

3. Dagenais,Marcel G.; «Further Suggestions Concerning the Utilization of Incomplete Observations in Regression Analysis», Journal American Statistical Association, 66 (1971): Pag. 93-98 .

4. Glasser,M.; «Linear Regression Analysis With Missing Observations Among the Independent Variables», Journal American Statistical Association, 59 (1964): Pag. 834-844 .

5. Hocking,R.R. and W.B. Smith; «Estimation of Parameters in the Multivariate Normal Distribution With Missing Observations», Journal American Statistical Association, 63 (1968): Pag. 159-173.

6. Rubin,Donald B.; «Inference and Missing Data», Biometri- ka, 63 (1976): Pag. 581-592 . Vega,José C.V.; «Estudio de Malas Clasificaciones en Función Discriminante», Tesis,

(1988): Pag. 1-75. 8. Afifi,A.A. and R.M. Elashoff; «Missing Observation in Multivariate Statistics 11. Point

Estimation in Simple Linear Regression», Journal American Statistical Associa- tion , 62 (1967): Pag. 10-29.

9. Montgomery, Douglas C.; «Introduction to Linear Regre- ssion Analysis»,John Wiley & Sons (1982): 1-500.


CALIDAD GENÉTICA DE LOS TOROS NACIONALES Agustín Pallete P.1 Jorge Calderón V.2 Rosario Arauco P.3

RESUMEN

Se analizaron los valores genéticos estimados para leche en kilos de 48 toros jóvenes nacionales entre 1979 y 1993. De estos toros, 41 (85%) pertenecieron a la raza Holstein y 7 (15%) a la Raza Brown Swiss. De 48 toros evaluados, 31 (65%) fueron trabajados por el Banco Nacional de Semen, para la producción de semen congelado y distribución a nivel nacional, produciéndose 252,229 dosis en el período de 12 años (1982-1993).

De acuerdo al año de evaluación, mostraron una tendencia creciente en sus valores genéticos para la producción de leche con un promedio anual de +67 kg, siendo 1993 el año de mayor nivel con +729 kg de leche. La tendencia de los valores genéticos para leche de acuerdo al año de nacimiento también fue positiva, con un +54 kg de leche, correspondiendo los extremos a los años 1981 (+62 kg) y a 1993 (729 kg).

En relación al año de ingreso al Banco Nacional de Semen, los valores genéticos mostraron también una tendencia positiva, con un promedio de +65 kg de leche, presentando los rangos entre los años de 1982 (+72 kg) y 1993 (+729 kg).

En líneas generales, los toros más distribuidos por año han sido los de más alto valor genético, siendo el toro Inca (Holstein R. G. 6284) del establo Santa Juana - Huacho el que con 9,679 dosis en 1986 ostenta el primer lugar.

Se concluye que la calidad genética en la leche de toros jóvenes nacionales, trabajado por el Banco Nacional de Semen ha sido de extraordinario nivel con tendencia creciente.

SUMMARY

We analized the estimated genetics value for milk (kg) of 48 national young dairy bulls evaluated

between 1982 and 1993. Of these bullis, 41 (85%) were Holstein and 7 (15%) were Brown Swiss. Thirtyone (65%) of the 48 bulls, were worked by the National Bank of Semen, for frozen semen production. A total of 252,229 doses were distributed in the 12 year period (1981-1993).

According to the year of evaluation, they showed an increasing tendency of +67 kg of milk as annual average for the period, being 1993 the year with the highest level of +729 kg of milk.

The tendency acording to the year of birth also was posity, with an annual average of +54 kg 01milk, being the extremes 1981 (+62 kg) and 1993 (+729 kg).

By year of entry to the Bank of Semen the annual average tendency was of +65 kg of milk being the extremes, the years of 1982 (+72 kg) and 1993 (+729 kg).

In general, the most used bulls werw the ones of the highest genetics value, being Inca (Holstein R.G. 6284) from Santa Juana Dairy Farm - Huacho, the bull with more semen distributed 9,679 doses in only one year (1988).

It is concluded that the genetic value for milk of the national young dairy bullis worked by the National Bank of Semen has been of an extraordinary level with an incresing tendency. 1. Profesor Principal, Departamento de Producción Animal 2. Profesor Principal, Departamento de Producción Animal 3. Profesora Contratada, Departamento de Producción Animal

CALIDAD GENETICA DE LOS TOROS NACIONALES 53 INTRODUCCIÓN

El Perú es un país que requiere de alimento, la sub alimentación proteica se va acentuando año a año.

El consumo de un alimento vital como la

leche está muy por debajo de lo recomendado por la FAO (120 kg/hab./año), ésto se debe básicamente a que el poder adquisitivo de los pobladores se ha visto deteriorado gradualmente en las últimas tres décadas.

El promedio nacional oscila alrededor de

los 900 It/vaca año, lo cual impide satisfacer la demanda interna. Es necesario, por lo tanto, buscar una solución a través de estrategias paralelas para mejorar la producción, siendo una de ellas la de mejorar la calidad genética de los animales.

La Inseminación Artificial (lA) es realizada

en forma rápida, efectiva y económica. Se apli-caría usando semen de toros jóvenes naciona-les seleccionados por su alto valor genético estimado para producción de leche.

A partir de 1982, el Banco Nacional de Semen (BNS) de La Molina ha procesado y dis-tribuido semen de toros jóvenes nacionales, fueron evaluados con anterioridad.

El objetivo del presente trabajo es: Analizar la calidad genética de los toros jóvenes nacionales usados en el Banco de Semen. I. REVISIÓN DE LITERATURA

La mejor forma de asegurar el mejoramiento continuo y progresivo de una ganadería de leche es seleccionar toros jóvenes para que tengan la oportunidad de ser probados.

Al no contar nuestro país con toros

nacionales probados se hace imperativa la necesidad de seleccionar toros jóvenes.

1.1. Evaluación de toros jóvenes

En vacunos lecheros, la evaluación es en base a la producción lechera. En vacas, podemos medir la producción de leche en kilos o libras de cada una de ellas. En toros no es tan

fácil dado que la producción de leche es una ca-racterística limitada por el sexo, pero es posible a través de:

- Toros Probados, mediante la prueba de progenie se conoce el valor genético de un toro, evaluando la producción de sus hijas.

- Toros jóvenes, para estimar el valor genético de estos se toma como facto res los valores genéticos de sus tres más importantes antecesores: padre, abuelo materno y madre. El padre debe de ser de un alto valor genético para la producción de leche, el abuelo materno debiótener una prueba en su generación y la madre debe pertenecer al grupo elite de un establo superior al promedio de la cuenca y país (Schmidt et al., 1988).

Si bien éste método no es tan exacto como

una prueba de progenie, tiene una relación di-recta con su futura prueba (probado). Los resul-tados se expresan como HTPE libras o kilogra-mos (Habilidad de Transmisión Predicha Estimada) que puede ser positiva o negativa (PMAUNALM 1982).

VGE = HTP(padre) + HPT(madre) HTPE = VGE 2

El Mérito Genético de los padres de toros jóvenes en el muestreo juega un papel clave. En efecto los padres de los toros jóvenes representan casi el 40% de todo el progreso gen ético de una raza. La madre de los toros jóvenes representa el 32% de todo el cambio (Cassell 1995). 2.2. Selección de toros jóvenes

La selección de toros es una práctica recomendada para rebaños con lA. Las mejores vacas son apareadas con los mejores toros probados y utilizados mediante lA para producir toros jóvenes destinados a una comprobación posterior (Schmidt et al., 1988).

La efectividad de la selección depende

del hecho lógico de que cada ternero recibe la mitad del valor genético de su padre y la otra mitad de su madre (Schmidt et al., 1988).


Los toros jóvenes son unas de las mejores compras que se puede efectuar. Debido a su extraordinario mérito genético y su precio correcto. Por supuesto que una de sus desventajas es su baja confianza. Para disminuir el riesgo use pocas dosis de cada toro y use varios toros (Funk,1993).

Durante los años de estudio, los toros pro-bados americanos (USDA-DHIA, 1982-1993) presentaron un promedio de incremento de 1 ,300 libras de leche (591 kg). Es decir un incremento anual de 144 lb de leche (66 kg). 1.3. El uso de toros jóvenes

La economía de la industria lechera actual ha originado que, algunos ganaderos consideren el uso de toros jóvenes en sus programas de inseminación, reemplazando a los toros probados o que tienen precios de semen muy altos. Así mismo los toros jóvenes tienen la oportunidad de tener padres genéticamente superiores a padres de toros probados, seleccionados por su pedigree (Asociación Americana de Jersey 1996).

Si se usan varios toros jóvenes, se usan toros de alto valor genético, que tienen un bajo precio, es difícil ganarle a esta combinación de alta calidad y bajo precio que presentan los to-ros jóvenes (Funk, 1993).

Así mismo, los ganaderos pueden elegir toros para servir a sus vacas comparando a los toros jóvenes con el promedio de HTP de los to-ros que está dispuesto a comprar (Asociación Americana Jersey 1996).

Antes se recomendaba usar hasta un 10% de servicios de toros jóvenes. A medida que pasaron los años los ganaderos lecheros empiezan a darse cuenta que las hijas promedio de los toros jóvenes tenían rendimientos muy parecidos al de las hijas promedio de toros probados. Así mismo investigaciones en la Universidad de Carolina del Norte verificaron que las hijas de los toros jóvenes podían competir bien con las vacas que eran progenie de toros seleccionados cuidadosamente. Al mismo tiempo el precio del semen de toros jóvenes empezó a llamar la

atención (Cassell 1996). En la Cuenca de Lima en 15,057

registros de producción de 47 establos en el período 1976-1985 en seis grupos de toros: Canadá semen, USA semen, USA importados, Perú, Cuba importados y Canadá importados con rendimientos promedio por campaña (305 días, 2X) de: 4,340,4,293,4,214,4,211,4,145 y 4,012 kilogramos respectivamente, al análisis estadístico no se encontraron diferencias significativas entre la producción de las hijas de los toros nacionales Vs. los extranjeros (Calderón et al., 1994). II. MATERIALES Y MÉTODOS

El presente trabajo se realizó en el Programa de Mejoramiento Animal (PMA) de la Universidad Nacional Agraria La Molina durante el año 1994. 2.1. De la información

Se recopiló información correspondiente a las evaluaciones genéticas, emitidas durante los años 1982 a 1993 de los toros jóvenes.

Se trabajó con la información del Valor

de la Habilidad de Transmisión Predicha Estimada (HTPE) por razas, por empresas, año de nacimiento, año de evaluación y año de ingreso al BNS. 2.2. De los toros

Para el presente trabajo se utilizaron las evaluaciones genéticas de los reproductores trabajados entre los años 1982 y 1993, habiéndose recopilado información de 48 toros en total y evaluando a 31 que fueron trabajados por el BNS.

Es de indicar que los toros que se trabajan en el BNS están bajo un convenio de uso, donde el ganadero mantiene la propiedad del toro y el BNS la custodia por el tiempo que se trabaje. Por este convenio el ganadero recibe un porcentaje de dosis, y el Banco la diferencia que le permite mantener al animal y cubrir los gastos de producción.

CALIDAD GENETICA DE LOS TOROS NACIONALES 55 2.3 Del Valor Genético

Para el análisis no se hicieron uso de los valores genéticos (VGE) sino de la Habilidad Predicha de Trasmisión (HTPE) que viene a ser la mitad del valor genético y es el aporte de los progenitores a sus hijos. 2.4. Análisis

Se realizaron los análisis del las HTPE

por raza, empresa, año de nacimiento, año de evaluación y año de ingreso al Banco Nacional de Semen, obteniéndose promedios, rangos, máximos y mínimos.

III. RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Luego de analizar la HTPE de los

toros nacionales trabajados por el BNS durante los años 1982-1993 se obtienen los siguientes resultados:

3.1. Por Razas

Al BNS llegaron durante el período

1982-1993 un total de 31 toros, 27 (87%) de la raza Holstein y 4 (13%) de la raza Brown Swiss. Esta proporción guarda estrecha relación con la cantidad de animales de estas razas existentes en el país.

Se encontraron que los promedios de

las HTPE de los toros Holstein fueron de 459 kg de leche y los de la raza Brown Swiss 303 kg de leche. Estos promedios son un reflejo de los Valores Genéticos de los reproductores de esas razas. 3.2. Por Empresas

Se puede ver en el Cuadro 1 que las

empresas que han aportado durante los años de estudio son: Universidad Nacional Agraria La Molina - Lima; Soco Agropecuaria CAMA Y Huacho; Agraria El Escorial - Cañete; Huampaní- Lima; De La Calzada y San Pedro - Trujilio; El Suche y El Sequión - Lima.

También podemos observar que la

institución que más toros ha enviado al Banco de Semen en estos años de estudio es la UNALM con 11 sementales provenientes de su Programa de Toros Jóvenes conducido por el Programa de Mejoramiento Animal en convenio con la Granja de Vacunos de la misma Universidad. En segundo lugar Camay con T, El Escorial con 6, Huampaní con 3 todos de la raza Brown Swiss y luego con uno De La Calzada, San Pedro, El Suche y Ganadera El Sequión.

En cuanto a la HTPE, es Agraria El

Escorial quien ha trabajado los toros con mejor calidad genética obteniendo un promedio de +632 Kg de leche, seguido de CAMA Y con +492 kg de leche. Esto es un reflejo del nivel de los establos, Agraria El Escorial es propietario del Establo Milkito, Campeón Nacional de Productividad Lechera (Paliete et al., 1994).

También podemos observar que la

UNALM es quien ha distribuido la mayor cantidad de dosis, siendo éstas (68,253 de la raza Holstein y Huampaní 39,773 de la raza Brown Swiss).

Es de mencionar que el establo San

Pedro de A. Juárez distribuyó 32,390 dosis de un solo toro «Sansón RG 5949», hijo de Tradition. Aquí se conjugaron la calidad del reproductor y la fama de su progenitor.

3.3. Por año de nacimiento

Podemos ver en el Cuadro 2 que en

1995 se tuvo a 5 toros evaluados que fueron trabajados por el Banco de Semen, tanto los años anteriores como el año 1996 la cifra fue menor.

También se pueden observar que las

HTPE de los toros nacionales tuvo una tendencia cre ciente con un promedio anual de +54 kg de leche, correspondiendo los extremos a los años 1981 (+62 kg) y 1993 (+729 kg) provenientes de 1 y 3 toros respectivamente, lo que nos indicaría que los

Anales Cientificos UNALM 56 Cuadro 1. Por Empresas

EMPRESA NºTOROS HTPE lb Nº DOSIS

UNA La Molina 11 +393 68,253 Soc. AGR CAMA Y 7 +492 51,377AG EL ESCORIAL 6 +632 12,588 HUAMPANI 3 +238 39,773 DE LA CALZADA 1 +192 9,626 SAN PEDRO 1 +393 32,390 EL SUCHE 1 +259 12,195G. EL SEOUION 1 +499 3,600

ganaderos utilizaron semen de toros de mejor calidad genética año a año para que sean padres de sus toros jóvenes. Cuadro 2. Por año de Nacimiento

ANO NºTORO HTPE lb

1977 1 + 72

1978 1 + 86 1980 2 + 207 1981 1 + 62 1982 3 + 272 1983 2 + 326 1984 2 + 390 1995 1 + 482 1986 4 +472 1987 1 + 492 1988 2 + 421 1989 3 + 680 1990 5 + 559

1991 3 + 729

3.4. Por año de Evaluación

En el Cuadro 3 podemos observar que en el año 1985 se evaluaron a 8 toros solici-tados por los propietarios cuyo promedio fue de +240 kg de leche y los años en que solo se evaluaron un toro fueron 1982, 1983 Y 1986 con promedios de +224, +393 y +484 kg de leche respectivamente. Lo que nos lleva a concluir que año a año se evaluaron toros de mejor calidad.

De acuerdo al año de evaluación, las HTPE mostraron una tendencia creciente de + 67 kg de leche, siendo 1993 (+729 kg) el año de mayor nivel, y como era de esperar, el primero (1982) y el de menor nivel con +224 kg ésta información proviene sólo de un toro.

Comparando con los incrementos de las

evaluaciones genéticas americanas se puede apreciar que, sobre todo en los últimos años de

estudio, los incrementos siguen una tendencia similar en la raza Holstein. Cuadro 3. Por año de Evaluación

ANO Nº TOROS HTPE lb

1982 1 +224 1983 1 +393 1984 2 +243 1985 8 +240 1986 1 +482 1987 2 +465 1988 3 +484 1989 - 1990 4 +548 1991 2 +518 1992 4 +614

1993 3 +729

3.5. Por año de Ingreso al BNS

En el Cuadro 4 podemos observar que 1985 fue el año en que hicieron su ingreso al

CALIDAD GENETICA DE LOS TOROS NACIONALES 57 banco 5 toros con un promedio de + 559 kg de leche. En 1982, 1991 y 1993 sólo ingresó un toro por año.

Cuadro 4. Por año de Ingreso al BNS ANO Nº TOROS HTPE lb

1981 4 + 141 1982 1 + 72 1983 2 + 309 1984 2 + 262 1985 3 + 368 1987 3 + 390 1988 3 + 565 1990 3 + 632 1991 1 + 294 1992 5 + 559 1993 1 + 696 1994 3 + 729

En cuanto a la HTPE podemos ver que el toro que ingresó en 1982 fue el de menor promedio (+72 kg) y que los que ingresaron en 1993fueron los que presentaron un mejor promedio en todo el lapso de estudio, lo cual es de esperar en una población en proceso de mejoramiento genético.

Nuevamente la tendencia fue positiva (+ 65 kg) siendo los toros que ingresaron en los años 1993 y 1994 (696 y 729 kg de leche respectivamente) los que mostraron mejores promedios.

3.6. Toros más usados 1982-1993

Durante el período de estudio podemos ver el toro mas usado en cada uno de los años. 1986 fue el año en que se vendió más dosis de un toro, el "Inca» RG 6284 (9,679 dosis) no siendo igualado por ningún otro. Esto estuvo ampliamente justificado por la calidad del reproductor, primer puesto en el año 1986 y por provenir de uno de los establos de mayor nivel de producción de la cuenca de Lima.

Toros del BNS más distribuidos 1982 - 1993 Reproductor

Año Raza Nombre Valor Dosis

Genético

1982 Holstein Huascar + 222 4,334 1983 Holstein Ahuayro + 86 5,584 1984 Holstein Sansón + 393 5,352 1985 Holstein Sansón + 393 6,807 1986 Holstein Inca + 400 9,679 1987 Holstein Inca + 400 5,593 1988 Holstein Danilo + 428 5,159 1989 Holstein Tumi + 259 3,490 1990 Holstein Tumi + 259 2,010 1991 Holstein Sergio + 748 1,983 1992 Holstein Sergio + 748 1,639 1993 Holstein Shalom + 696 1,939

Comparando la preferencia de los toros

podemos decir que, por ejemplo, en el año de 1984, las dosis de semen del toro "Sansón» RG 5949 fue el que más se distribuyó, y en ese mismo año ocupaba el primer lugar en la lista de los mejores toros (PMA, 1984). Es notoria también la alta calidad Genética de "Sergio» RG 8491 que le permitió ocupar el primer lugar de distribución en los años 1991 y 1992, así como el hecho de provenir del establo Milkito, campeón Nacional de Productividad Lechera (Pallete et al., 1994).

IV. CONCLUSIONES

La calidad gen ética en leche de los

toros jóvenes nacionales trabajados por el Banco Nacional de Semen ha sido de un extraordinario nivel.

La tendencia en los años de estudio ha

sido positiva y creciente durante los años 1982-1993.

V. RECOMENDACIONES

Hacer el estudio respectivo de los toros usados por el BNS a partir del año 1994. Realizar las pruebas de progenie de los to-ros nacionales para determinar una HTP real.

Anales Cientificos UNALM 58 BIBLIOGRAFIA ASOCIACIÓN AMERICANA JERSEY (1996), ¿ Toros Jóvenes o Toros Probados?, Hoard's Dairyman en Español, Setiembre 1996. CALDERÓN J. Y MALDONADO J. (1994), Comparativo de la Productividad de progenies de toros nacionales y extranjeros en la Cuenca de Lima. Asociación Peruana de Producción Animal (APPA). CASSELL B. (1995), ¿Son lo más importantes los padres de Toros?, Hoard's Dairyman en Es-pañol, Julio 1995.

CASSELL B. (1996), ¿Que papel tienen los To-ros de Inseminación Artificial en el Mejoramiento Genético?, Hoard's Dairyman en Español, Febrero 1996. FUNK D. (1993), Pick the right bulls foryour herd. Hoard's Dairyman. Mayo 1993. PALLETEA.,ARAUCO R. Y CABRERA P. (1995), Ranking Lechero 1994. Programa de Mejoramiento Animal UNALM Agronoticias NQ190 Octubre 1995.

PROGRAMA DE MEJORAMIENTO ANIMAL (1982), Toros Jóvenes Nacionales. Nota Gana-dera Mayo 1982. PROGRAM DE MEJORAMIENTO ANIMAL(1984), Los mejores Toros Nacionales , Agronoticias Nº52 Febrero 1984.

SCHMIDT G.VAN VLECK L. and HUT JENS M. (1988), Principles of Dairy Science. Editorial Prentice Hall, Segunda Ed.

59

GERMOPLASMA SELECTO DE MAIZ DE LATINOAMERICA PARA MEJORAR EL RENDIMIENTO Y OTROS CARACTERES AGRONOMICOS

DE LOS HIBRIDOS PERUANOS*

Ricardo Sevilla Panizo1/ Julián Chura Chuquija2/

RESUMEN

Catorce variedades nativas (accesiones) de maíz del área homóloga 1 (trípico bajo) del Perú se cruzaron por cinco probadores: tres peruanos, PM-212 (m) de la raza Perla de la Costa del Perú; PM-701 (m) de origen cubano, y PM-102 (m) de CIMMYT; y dos brasileños, BR-105 (amarillo duro) y BR-106 (amarillo dentado). El rendimiento de PM-212 (m) alcanzó 10 tn/ha, y sólo una cruza, Lim-86 x BR-1 06 tuvo el mismo nivel de rendimiento.

Se seleccionaron cuatro variedades: LBQU-046, LlM -086, PAS -014 y SMTI-111, que junto con

tres accesiones superiores de Latinoamérica seleccionadas en LAMP (Latin American Maize Project): Magdalena 388 de Colombia, Pernambuco 11 de Brasil y Saint Croix Grupo 3 del Caribe, se volvieron a cruzar por los tres probadores peruanos en un dialélico de diez variedades, en forma directa y recíproca. En el análisis de variancia, la diferencia entre cruzas directas y recíprocas resultó significativa al 5%. La variancia entre cruzas fue altamente significativa, no así la diferencia éstas y sus progenitores.

En el análisis de la heterosis según el modelo de Gardner y Eberhart, la significación en las cruzas

directas fue similar a la de las cruzas recíprocas. La única fuente que resultó altamente significativa fue la heterosis específica. La interacción por ambiente (dos épocas de siembra en la misma localidad de la Costa central del Perú) fue altamente significativa en todos los casos, excepto con la heterosis específica donde no lo fue.

Los valores positivos de heterosis sobre el promedio de los padres variaron de 57.7% a 1.0%. El

rendimiento más alto de la cruza correspondió a PAS -014 x Pernambuco 11 (6.25 tn/ha). El rendimiento del probador PM-212 (m) fue 7.4 tn/ha. y todos sus híbridos acusaron heterosis negativa en base al promedio parental.

Todas las cruzas fueron más precoces que su progenitor más tardío, y la mayorRa mostró

heterosis. Con respecto a la altura de planta, hubieron muchos valores negativos, por lo que concluimos que en la Costa peruana, donde los progenitores de los híbridos son muy altos y tardíos, (sobre todo los de orígen Perla), la mejor estrategia es usar la heterosis para mejorar la precocidad y bajar la altura de planta de los híbridos peruanos.

_______________________________________________

• Trabajo presentado en la III Reunión Latinoamericana y XVI Reunión de Investigadores en Maíz de la Zona Andina. Cochabamba - Santa Cruz- Bolivia. Noviembre de 1995.

1/ Ingeniero Agrónomo, M.S., Profesor Visitante del Dpto. de Fitotecnia, Facultad de Agronomía. Coordinador Banco de Germoplasma del Programa Cooperativo de Investigaciones en Maíz. Universidad Nacional Agraria La Molina. Lima - Perú.

2/ Ingeniero Agrónomo, M.S., Profesor Auxiliar del Opto. de Fitotecnia, Facultad de Agronomía. Asistente del Programa Cooperativo de Investigaciones en Maíz. Universidad Nacional Agraria La Molina. Lima - Perú.

PALABRAS CLAVE: LAMP; Heterosis; Area homóloga 1 (trípico bajo).


SUMMARY

Fourteen maize landraces from the Peruvian homologus afea 1 (tropical lowlands) were test-crossed to 5 testers: 3 Peruvian: PM-212 (m) from the Peruvian Coast race Perla, PM- 701 (m) from cuba, and PM-102 (m) from CIMMYT; and two from Brazil: BR-105 (yellow flint) and BR-106 (yellow dent). Yield of PM-212 (m) was about 10 tons/ha. Only one testcross, Lima 86 x BR-1 06 showed the sama yielding ability. Four Peruvian accessions (Iandraces) were selected: LBQU-046, LlM -086, PAS-014 and SMTI-111. Those, and three superior Latin American landraces selected in LAMP (Latin American Maize Project): Magdalena 388 from Colombia, Pernambuco 11 from Brazil and Saint Croix Grupo 3 from the Caribeans were crossed to the three Peruvian testers in a diallel design. Direct and reciprocal crosses were obtained in the 45 crosses.

In the analysis of variance the difference between direct and reciprocal crosses showed signifi-cancy at 5% leve!. Variation between crosses was highly significant but there was not significance in the source testcrosses vs parents.

The heterosis was analysed according to the Gardner and Eberhart model. Direct and reciprocal

crosses showed the sama pattern of significance. The only highly significant source was the specific heterosis. The environment interaction (two planting dates in the sama Peruvian Central Coast locality) was highly significant in all cases but with especific heterosis which it was not significant.

The positiva high parent heterosis values varied from 57.7% to 1.0%. PAS -014 x Pernambuco

11 showed the highest yield (6.25 ton/ha) . Yield of the testar PM-212 (m) was 7.4 ton/ha; all their testcrosses showed negativa mean parent heterosis.

AII testcrosses were earliers than their late parent. Most testcrosses showed negativa mean

parent heterosis. Also there were many negativa heterosis in plant height. As the parent of the Peruvian Coast hybrids are very late and high, mainly those from Perla race, the best strategy would be to use the heterosis for improve the earlines and lower the plant height of the Peruvian hybrids.

KEY WORDS: LAMP; Heterosis; Homologus afea 1 (Iow tropic). INTRODUCCION

Muy pocas razas se han utilizado para la generación de híbridos en Latinoamerica, debido a que los programas de mejoramiento orientados a su producción identificaron, desde muy temprano, progenitores heteróticos a las condiciones propias de cada país. En el caso del Perú, la heterosis obtenida al cruzar la raza peruana Perla con progenitores de origen cubano de la raza Criollo o Cubano Amarillo se ha utilizado desde fines de la década del 50 en la generación de los híbridos para la Costa peruana.

La utilización de sólo dos fuentes germoplásmicas limita la potencialidad de los híbridos y es incompatible con el mantenimiento de la diversidad y la máxima explotación de los diferentes agroecosistemas que caracterizan a un país de tan variada ecología como el Perú.

Los diferentes sistemas de producción requieren híbridos de diferentes características. En la Costa peruana y algunas regiones de la selva tropical húmeda, los híbridos podrían alcanzar alta productividad si desde el inicio se seleccionan los progenitores por su capacidad heterótica, y si se asegura que ellos tengan suficiente variancia genJtica para que respondan a la selección recurrente y que se adapten a los diferentes sistemas de producción. En general, las variedades criollas del trípico latinoamericano son altas, con las mazorcas implantadas en los nudos superiores, tardías, muy susceptibles a quebrarse o tumbarse y con un índice de cosecha (materia seca del grano/materia seca total de la planta) bajo, aproximadamente 0.30 comparado con_0.50 de las variedades modernas y la mayoría de las poblaciones del CIMMYT. A medida que avanza el mejoramiento, las diferencias con las variedades e híbridos

GERMOPLASMA SELECTO DE MAIZ DE LATINOAMERICA PARA MEJORAR 61 EL RENDIMIENTO Y OTROS CARACTERES AGRONOMICOS DE LOS HIBRIDOS PERUANOS modernos, que son de tallo corto y muy precoces, serán mayores y por lo tanto la posibilidad de se cruza, por ejemplo, germoplasma de los utilizar el nativo será menor. REIVISON DE LITERATURA

El germoplasma de once países latinoamericanos y el de los Estados Unidos de Norteamérica, se evaluó en el Proyecto LAMP (Latin American Maize Project) (Sevilla et al 1994). De un total de 14,357 accesiones evaluadas se seleccionaron 270 que fueron cruzadas con los mejores probadores de cada I uno de las 32 regiones en las que se realizaron las evaluaciones.

En el área homóloga 1 (trípico bajo), el 15.9% de las accesiones y el 41.2% de las cruzas I accesión x probador rindieron más que el testigo. _ En el área homóloga 5 (región templada), esos Iporcentajes fueron 1.4 y 6.1 % respectivamente, lo que demuestra la gran potencialidad que tiene el germoplasma latinoamericano en el área tropical.

Las posibilidades de mejorar la precocidad

y bajar la altura de planta son también factibles, pero no necesariamente a través de la heterosis.

El 53.9% de las accesiones mostraron

un porcentaje de humedad de grano menor del testigo, así como el 53.3% de los híbridos accesión x probador. El 20.8% de las accesiones y el 21.8% de los híbridos accesión x probador fueron más bajos que el testigo.

La conclusión de una gran cantidad de

estudios sobre heterosis es que el grado de heterosis depende de la divergencia entre progenitores. MolI et al (1962) probaron que la heterosis de los cruces se puede predecir si se conoce el grado de divergencia de los progenitores. En 1965 MolI y colaboradores presentaron evidencias de que la heterosis, en función del grado de divergencia, tiene límites, o sea funciona hasta cierto nivel. Cuando se hicieron todas las cruzas posibles entre dos razas de México, dos del Corn Belt, dos del Caribe y dos del Sureste de los Estados Unidos, los cruzamientos con una raza mexicana,

aunque correspondían a la máxima divergencia, no expresaron la heterosis que se obtiene cuando se cruza, por el ejemplo, germoplasma de los Estados Unidos con germoplasma caribeño. La supuesta heterosis en maíz entre germoplasma de grano duro por germoplasma dentado es mas bien consecuencia de la divergencia racial. De acuerdo a Paterniani y Lonnquist (1963), es posible tener divergencia genética dentro de razas del mismo tipo de grano para conseguir un grado de heterosis igualo mayor, que entre razas de diferente tipo de grano.

Desde que Lonnquist y Gardner (1961) mostraron que las cruzas intervarietales podían ser usadas en la selección de progenitores para un programa de selección recurrente recíproco, se incentivó el análisis de cruces dialélicos. En 1966 Gardner y Eberhart publicaron un modelo para obtener estimadores de habilidad combinatoria general y específica de un grupo de variedades de polinización libre, y sus cruces.

En general, en los estudios sobre

heterosis del carácter rendimiento, la habilidad combinatoria general resulta significativa. Según Hallauer y Miranda (1981) que revisaron la literatura al respecto, sólo cuatro de 15, o sea 26.7% de los estudios detectaron efectos específicos significativos para rendimiento. El promedio de heterosis sobre el progenitor mayor en base a 59 estudios es de 8.2% . Sin embargo, hay una considerable variación entre los reportes, variando entre 43% y -9.9% . Si la principal causa de la heterosis es la dominancia parcial o completa, la máxima heterosis se produce cuando uno de los progenitores aporta el mayor numero de genes dominantes que encubre los recesivos deletéreos del otro. Pfarr y Lamkey (1992) presentaron una metodología para detectar dominantes útiles, de un progenitor para encubrir los homocigotas recesivos. La forma de detectar esos dominantes útiles, es evaluar varias poblaciones por su habilidad de mejorar un cruce simple. Según los autores, es muy difícil que una población exótica aporte alelos dominantes favorables para encubrir los homocigotas recesivos presentes en las poblaciones adaptadas mejoradas. Si este es el caso, la posibilidad de usar germoplasma

Anales Cientificos UNALM 62 exótico será cada vez menor a medida que avance la selección en pocas poblaciones mejoradas dentro de cada país, perdiéndose la posibilidad de ampliar la diversidad genética de los progenitores de los futuros híbridos. No se pueden esperar efectos positivos inmediatos cuando se cruzan exóticos con adaptados. Michellini y Hallauer (1993) cruzaron dos poblaciones adaptadas al Corn Belt por siete poblaciones foráneas y las retrocruzaron a modo de tener 100, 75, 50, 25 y 0% de germoplasma ex\tico en las poblaciones segregantes. En general, los mayores rendimientos se obtuvieron con 50% de germoplasma exótico.

En una serie de investigaciones hechas en el CIMMYT en los dltimos años, se ha caracterizado la heterosis al cruzar sus poblaciones. Han et al (1991) analizaron la habilidad combinatoria de las líneas derivadas de las poblaciones de CIMMYT. En promedio, las cruzas entre líneas de una misma población muestran menor heterosis que entre líneas pertenecientes a poblaciones diferentes, pero el grado de superioridad varía entre pares de poblaciones. La baja heterosis en el cruce poblacional es explicado por la insuficiente diversidad genética entre las dos poblaciones y a la gran variabilidad genética de ellas. Crossa et al (1990) reportaron heterosis en relación al promedio de los padres entre 17.5 y 3% en germoplasma amarillo tardío tropical. Seis de las 21 cruzas tuvieron heterosis mayor de 10% , Vasal et al (1992a) observaron heterosis mayores de 10% en 21 de 30 cruzas entre germoplasma tropical por subtropical. Las dos cruzas más altas fueron Tuxpeño x Eto.

La heterosis depende del ambiente; la heterosis de tropical x subtropical se expresa mejor en regiones subtropicales. Vasal et al (1992b) analizaron la heterosis en el germoplasma blanco tardío tropical del CIMMYT. La habilidad combinatoria general fue altamente significativa para rendimiento, precocidad y altura de planta; la habilidad combinatoria específica no fue significativa para ninguno de los tres caracteres estudiados. La heterosis para rendimiento en base al progenitor superior varió de +12.7% a -3.1%. Con respecto a la precocidad, todos los valores fueron negativos (la heterosis de 15 de 21

cruzas fueron negativas para altura de planta).

Cuando se analizó la heterosis entre poblaciones de alta calidad proteica (Vasal et al, 1993), varió de 15.6 a -10.8%, en base al mayor progenitor, pero hay muchos valores negativos. No hubo heterosis entre padres con endospermo duro. Los efectos de la habilidad combinatoria general fueron importantes para rendimiento y dureza de endospermo, explicandose esa situación porque la dureza en materiales OPM (quality protein maize) se ha conseguido por acumulación de modificadores, cuya herencia es controlada por genes con acci\n génica aditiva.

En cuanto a la precocidad, los efectos

de la habilidad combinatoria específica también fueron significativos. En general, los valores de heterosis del germoplasma de CIMMYT varían de bajos a medianos, sin embargo, cuando se hicieron sintéticos, la heterosis entre ellos fue considerable (Vasal et al 1994). Todos los híbridos intersintJticos rindieron significati-vamente más que el mejor padre. La heterosis con relaci\n al mayor padre varió de 11.1 % a 29.6%.

Se puede concluir que es posible obtener valores de heterosis sobre el padre superior mayores de 10%, y aunque la heterosis no se puede predecir en base a la divergencia entre los progenitores, las posibilidades son mucho mayores si los padres son genéticamente distintos. Sin embargo, no es fácil obtener alta heterosis cruzando germoplasma exótico por parentales de alto rendimiento y buena adaptación.

En general, la habilidad combinatoria general es más importante que la específica, o sea la selección de parentales para usar la heterosis se puede basar en el rendimiento de las variedades per se y en el promedio de sus cruzas. Otra conclusión muy importante, para facilitar el uso de la heterosis es que, en general, los híbridos son más precoces que los padres y, en muchos casos, son más bajos, o por lo menos intermedios. MATERIALES Y METODOS

Catorce accesiones peruanas del área

GERMOPLASMA SELECTO DE MAIZ DE LATINOAMERICA PARA MEJORAR 63 EL RENDIMIENTO Y OTROS CARACTERES AGRONOMICOS DE LOS HIBRIDOS PERUANOS homóloga 1 (trípico bajo) se cruzaron por cinco probadores. La relación de las accesiones peruanas se muestra en el cuadro 1. Los probadores fueron PM-102(m), PM-701 (m), PM212(m), BR-105 y BR-106. El macho del híbrido triple PM-102 esta formado por familias de la población 24 de datos de altura de planta, de mazorca y CIMMYT: Antigua x Veracruz 181. Es precoz, de grano duro y anaranjado.El macho del híbrido doble PM-212 (Cuba x Perla) pertenece a la raza Perla, es tardío de grano anaranjado duro. El macho del híbrido doble PM-701 es de origen Cubano, de precocidad media, de grano anaranjado duro.

BR-105 Compuesto del Brasil, está formado por razas del Caribe. El progenitor usado en el experimento es un sintético formado por 20 lineas de BR-105, seleccionado por habilidad combinatoria por BR-106. BR-106 compuesto formado por cuatro poblaciones: Dentado Composto, Centralmex Maya, y Tuxpeñito del CIMMYT.El experimento donde se incluyeron las 70 cruzas y los tres probadores peruanos se sembró en Cañete (100 Km. al Sur de Lima), en la Costa Central del Perú, en mayo de 1993, usando el diseño de bloques completos al azar con cuatro

repeticiones. Las parcelas fueron de dos surcos, 6.60 metros de largo, y la población de plantas fue de 62,500 plantas/ha.

Con los resultados de ese experimento se seleccionaron cuatro accesiones peruanas: PAS -014, LlM -086, SMTI-111 y LBQU-046. Además se escogieron, en base a los resultados de LAMP en el área homóloga 1 , tres accesiones superiores de Latinoamerica: Magdalena 388 (Mag 388), Pernambuco 11 (Pe 11) y Saint Croix Grupo 3 ( S. Croix Gp.3). Mag 388 es de la raza Costeño de Colombia, con grano semi duro blanco; Pe 11 es Dentado amarelo de Brasil y S. Croix Gp.3 es de la isla caribeña del mismo nombre, de grano semidentado naranja, con alta frecuencia de pericarpio y glumas rojas.Cruzas diaIJlicas.- Esas siete accesiones y los tres probadores peruanos: PM-102 (m), PM701 (m) y PM-212 (m) se cruzaron en un dialélico en sentido directo y recíproco.Las 45 cruzas directas, 45 recíprocas, diez progenitores y diez testigos se sembraron en dos épocas de siembra en 1994, en un diseño de latice simple 10x11 con cuatro repeticiones, dos en cada época de siembra. La técnica ex-

CUADRO 1 RAZAS Y CARACTERISTICAS DE GRANO DE LAS ACCESIONES SELECTAS

PERUANAS

ACCSESIONES RAZA TIPO DE COLOR GRANO

LBQU-046 Arizona DEHR BLAM LlM -013 Perla/HRbrido FT NAAM LlM -036 Colorado/Perla SFHR ROAM LlM -086 Perla/HRbrido FTSF AMNA LOR -021 Cubano Amarillo FTSD AMNA M.DI-022 Cubano Amarillo FT AM M.DI-046 Cubano Amarillo FTSD AMRB PAS -014 Cubano Amarillo FT AM NA PIU -163 Alazan HR SF RBSL PIU -196 Alazan HRSF RBAM PIU -229 Alazan Arizona DEHR BL RB SMTI-111 Cubano Amarillo FT AM SMTI-126 Cubano Amarillo FTSF AM RB UCAY-012 Cubano Amarillo FT AM

SD = semidentado BL = blanco DE = dentado AM = amarillo HA = harinoso RO = rojo FT=duro RB = rojo capa blanca SF = semiduro SL = salm/n


RESULTADOS Y DISCUSION

En el cuadro 2 se presenta los

resultados de las cruzas entre las mejores accesiones peruanas cruzadas por tres probadores peruanos. En todos los casos, excepto en LlM 086 que tiene un rendimiento excepcionalmente alto (9.12 tn/ha.), el híbrido supera el rendimiento de las accesiones. Los híbridos mostrados superan en más de dos toneladas a los probadores PM-102 (m) y PM-701 (m).EI probador PM-212 (m) rindió 10.37 tn/ha., pero es a su vez la entrada más alta y la más tardía. La altura de planta de los híbridos por PM-212 (m) es muy grande y generalmente mayor que el probador. La altura de planta de los híbridos PM102 (m) es menor que la del probador, en todo los casos, y aproximadamente 50 cm. más corta que la del testigo PM-212.

En el cuadro 3 se muestra el resultado de

dos accessiones peruanas superiores, LlM -036 y LlM -086, ambas de la raza Perla, cruzadas por BR-1 05 Y BR-1 06 del Brasil. Las cruzas por BR-105 son más bajas y prolíficas que las accesiones per se. La accesión LlM -086 presenta un rendimiento muy alto; el cruzamiento por BR-106 rinde más que el testigo, tiene la planta baja y es más prolífica.

Cruzas dialélicas.- Todas las 45 cruzas

entre los diez progenitores, en ambos sentidos, directos y recíprocos pudieron ser analizadas. El análisis de variancia para probar la diferencia en rendimiento entre las cruzas y sus progenitores, y entre cruzas directas y recíprocas se presenta en el cuadro 4. La variancia entre cruzas fue significativa en los dos sentidos. La diferencia entre cruzas directas y recíprocas fue significativa al 5%. La diferencia entre cruzas y sus progenitores no fue significativa por la relativamente alta interacción por ambiente en esa fuente de variación. En el cuadro 5 se presenta el análisis de la heterosis para rendimiento.

La significación fue igual en los cruces

directos y recíprocos. La variancia entre variedades fue altamente significativa. Ni la het-erosis media ni la varietal fueron significativas indicando que en promedio, no hay diferencias

entre cruzas y progenitores, y que el patrón heteróico de las variedades es igual. Sin em-bargo, como las interacciones por ambiente fueron altamente significativas en esas dos fuentes de variación, podría ser que la heterosis se ha expresado en uno de los ambientes, o que las diferencias entre la heterosis de las variedades no ha sido consistente. La heterosis específica fue altamente significativa indicando que las cruzas difieren debido a efectos no aditivos y diferencias en frecuencias génicas de las variedades. La diferencia entre cruzas directas y recíprocas es muy evidente en algunos progenitores como Mag 388. Cuando éste se usó como progenitor macho dator de polen, el rendimiento promedio de sus nueve cruzas fue de 4.8,tn/ha. Cuando se usó como madre rindió en promedio 3.3 tn/ha. LBQU-046 rindió 4.7 en promedio cuando se usa como macho y 4.1 cuando se usa como madre. Esas diferencias son causadas por efectos maternos que se expresan en la semilla y, posiblemente, en los primeros estados de desarrollo de la planta.

En el cuadro 6, se presenta la heterosis calculada en base al progenitor superior (HP) y en base al promedio de los padres (HX) para el rendimiento, la precocidad y la altura de planta. El mejor híbrido, PAS -014 x Pe 11, rindió 6.25 tn/ha. Fue superado sólo por PM-212 (m), que rindió 7.4 tn/ha. y por el híbrido PM-102. El rendimiento de los testigos (no se muestra en el cuadro) varió de 6.5 a 4.3. Las mejores cruzas fueron de Pe 11; algunas de P AS -014 y LlM-086 ocupan los primeros lugares. Veinte de 45 cruzas, acusaron valores positivos de heterosis sobre el progenitor superior; el valor m<s alto correspondió a PAS -014 x Pe 11 (38.9%). Se calcularon muchos valores negativos sobre todo los correspondientes a los híbridos que tuvieron PM-212 (m) y SMTI-111 como progenitores. Todos los valores negativos de heterosis sobre el promedio de los padres corresponden a híbridos que tienen PM-212 (m) o SMTI-111 como progenitores. Los valores positivos de promedio de los padres variaron de 57.7% a 1.0%, excepto PAS -014 x Pe-11 que mostró una heterosis de 40.4%, los mejores valores fueron de híbridos que tuvieron a LBQU-046 una accesión de la Costa norte no bien adaptada a la costa central como progenitor.

GERMOPLASMA SELECTO DE MAIZ DE LATINOAMERICA PARA MEJORAR 65 EL RENDIMIENTO Y OTROS CARACTERES AGRONOMICOS DE LOS HIBRIDOS PERUANOS

CAUDRO 2. ACCESIONES PERUANAS SUPERIORES POR LOS PROBADORES PERUANOS PM-102(m) Y PM -212(m)

Rdto.

Ton/ha

Altura Planta

Maz/Planta

% Humadad

LIM-013 per se

6.50

289

0.88

9.5

Xpm-102(m)

8.37 281 1.81 11.5

LBQU-046 per se 7.06 271 1.06 8.0 Xpm-102(m)

8.69 270 1.12 9.5

UCAY-012 per se 6.87 312 1.10 10.5 X PM-102(m)

8.35 278 1.20 9.0

PAS-014 per se 7.06 308 1.13 9.0 X PM-102(m)

8.25 278 1.20 9.0

PM-102(m)

6.06 309 1.17 9.5

LIM-086 per se

9.12

314

1.20

11.0

X PM-701(m)

8.31 313 1.18 11.5

LBQU-046 per se 7.06 271 1.06 8.0 X PM -701 (m) 8.42 300 1.00 9.5

PM-701(m) 6.49 289 1.01 9.5

LBQU-046 per se

7.06

271

1.06

8.0

X PM-212 (m) 8.65 344 1.17 10.5

M.DI-022 per se 6.81 320 1.10 11.5 X PM-212 (m) 9.40 352 1.20 12.0

M.DI-046 per se 5.94 318 1.08 10.0 X PM-212 (m)

8.61 338 1.44 11.5

PM-212(m)

10.37 342 1.32 12.0

PM-212(T)

9.56

336

1.07

8.5


CUADRO 3 ACCESSIONES PERUANAS SUPERIORES POR DOS PROBADORES DE BRASIL: BR-105 (duro) Y BR-106 (dentado). Rdto. Altura % Ton/ha. Planta(cm)

Maz./Planta Humedad

LlM -036 per se 6.81 288 1.02 10.0

x BR-105 8.09 277 1.34 9.5 x BR-105 8.82 304 1.40 11.0 x BR-106 10.41 315 1.37 10.5

PM-212 (T) 9.56 336 1.07 8.5 Las cruzas entre tres probadores del Perú: PM- 701 (m) x PM-1 02 (m) (5.55 tn/Ha.), PM-102 (m) x PM-212 (m) (5.35 tn/Ha.) y PM-212 (m) x PM-701 (m) (5.10tn/Ha) mostraron heterosis del orden de +26.1, -11.6 y -11.3 respectivamente.

Cuando se evalúa la heterosis de

germoplasma muy diverso y no mejorado, los efectos de la habilidad combinatoria específica no interesan, porque el mal comportamiento per se del progenitor lo descalifica para ser usado en el

CUADRO 4: ANALISIS DE V ARIANCIA DEL RENDIMIENTO DE TODAS LAS CRUZAS POSIBLES

ENTRE SIETE ACCESIONES SUPERIORES DE MAIZ Y TRES PROBADORES, COMBINADO EN DOS EPOCAS DE SIEMBRA, EN LA LOCALIDAD DE CAYETE (COSTA CENTRAL DEL PERU).

FUENTES DE V ARIACION G. L. CM.

AMBIENTE (A) 1 58.507

R/A 2 12.649** CRUZAS Y VAR. 99 6.191** VAR. 9 14.479 CRUZAS (D) 44 7.566** CRUZAS (R) 44 3.061** VAR. vs CRUZAS 1 9.290 CRUZAS (D) vs CRUZAS (R) 1 5.733. (CRUZAS Y VAR.) x A 99 1.857** V AR. x A 9 5.189 CRUZAS (D) x A 44 1.469 CRUZAS (R) x A 44 1.146 (VAR. vs CRUZAS) x A 1 22.103** (CRUZAS (D) vs CRUZAS (R)) x A 1 0.002 ERROR COMBINADO 198 1.502 TOTAL 399

C.V = 15.5%

* Significativo al 0.05 de probabilidad ** Significativo al 0.01 de probabilidad


mejoramiento. Ese es el caso de LBQU-046 que medio entre los dos progenitores, y se acerca muestra el mejor efecto heteróico y a su vez el más al progenitor más bajo a medida que es menor rendimiento como progenitor (2.4 tn/ha); mayor el rendimiento del progenitor per se. Mag 388 es otro caso que mostró un buen efecto heteróico pero un rendimiento per se muy bajo.

EL híbrido simple PM-212(m) rindió 7.4 tn/ha, y el promedio de sus cruzas alcanzó solo 5.17 tn/ha. En el gráfico 1 se muestra que la F 1 de las cruzas en que interviene PM-212 (m) está mucho más cerca del progenitor más bajo que del rendimiento de PM-212 (m); excepto en las cruzas por PAS -014 y por LBQU-046, los únicos casos donde el híbrido se localiza en el punto medio entre los dos progenitores. En

todos los demás casos el híbrido rinde menos que el punto medio entre los dos progenitores, y se acerca más al progenitor más bajo a medida que es mayor el rendimiento del progenitor per se.

Valores de heterosis negativa sobre el promedio de los progenitores, como los que han mostrado los nueve híbridos por PM-212 (m), sólo pueden ser explicados por desviaciones debidas al muestreo realizado en el momento de hacer los híbridos, al error experimental, o, según Falconer (1960), a que las F, de cruces entre progenitores muy divergentes puedan ser menos adaptados que sus progenitores. Los mecanismos fisiológicos y fenológicos de las plantas para adaptarse en un nuevo ambiente son muy complejos y no bien entendidos.

CUADRO 5: ANALlSIS DE VARIANCIA DE LA HETEROSIS DE LAS CRUZAS DIRECTAS Y RECIPROCAS, COMBINADO EN DOS EPOCAS DE SIEMBRA. * Significativo al 0.05 de probabilidad ** Significativo al 0.01 de probabilidad * Significativo al 0.05 de probabilidad ** Significativo al 0.01 de probabilidad

F. de V. G.L. CM. CRUZAS (D) y VAR. 54 8.666** VAR. 9 33.161**

CRUZAS (D) 45 3.767* HET. PROM. 1 4.771

HET. PARENT 9 8.243 HET. ESPEC. 35 2.588**

CRUZAS (D) Y VAR. x A 54 2.432** VAR. X A 9 4.366** CRUZAS (D) x A 45 2.045** HET. PROM. Xa 1 19.986** HET. PARENT.xA 9 3.423** HET. ESPEC. xa 35 1.178 CRUZAS ( R ) y VAR. 54 5.151** VAR. 9 14.931* CRUZAS ( R) 45 3.195* HET. PROM. 1 13.163 HET. PARENT. 9 6.168 HET. ESPEC. 35 2.146**

CRUZAS ( R ) y VAR. X A 54 2.173** VAR. x A 9 3.788**

CRUZAS ( R) x A 45 1.850** HET. PROM. x A 1 20.200** HET. PARENT. x A 9 5.719** HET. ESPEC. X A 35 0.841 ERROR COMBINADO 198 1.052


De acuerdo a la teoría, la m<xima

heterosis se da cuando la diferencia en frecuencia de genes entre los dos progenitores es la mayor posible, y cuando el grado de dominancia es mayor. Si la selección recurrente ha logrado fijar muchos ale los favorables en el PM-212 (m), sus híbridos debieran ser por lo menos similares a él, suponiendo que muchos alelos de los otros progenitores están en condición homocigota recesiva, y por lo tanto, la diferencia entre frecuencia de genes entre los progenitores es muy grande. Los resultados muestran que no hay forma de mejorar el rendimiento del PM-212 (m) a través del cruzamiento con otro germoplasma. La selección recurrente recíproca con dos poblaciones, una Perla (de la que se deriva el híbrido simple PM-212 (m), y una de Criollo de Cuba, de la que se deriva el otro híbrido simple que producen los híbridos de alta productividad de la Costa Central del Perú) ha producido una población de muy alto rendimiento per se, difícil de superar.

La heterosis negativa puede ser también consecuencia de que los ale los supuestamente dominantes que se presentan en alta frecuencia en el progenitor Perla, no necesariamente son dominantes, o sea, cambia el sentido de la dominancia cuando se cruzan con germoplasma no adaptado a la Costa central del Perú, pero bien adaptado a otras regiones. Debido a las condiciones ambientales tan particulares de la Costa peruana, tan distintas a las del trípico bajo de Latinoamérica, los alelos favorables acumulados en la selección recurrente del germoplasma Perla podrían ser distintos a los alelos favorables que se presentan en alta frecuencia en otras poblaciones tropicales. Como la frecuencia de esos ale los es diferente en las poblaciones que se cruzan, hay heterosis, pero no necesariamente porque los alelos dominantes del Perla cancelan los recesivos deletereos de las otras poblaciones, sino que la dominancia en muchos loci estarán en el sentido de las poblaciones foraneas, lo que generará la heterosis negativa.

CUADRO 6: RENDIMIENTO EN PROMEDIO DE CRUZAS Y RECIPROCAS (th/ha) PRECOCIDAD (días a floración femenina) Y ALTURA DE PLANTA (cm); PORCENTAJE DE HETEROSIS SOBRE EL PROGENITOR SUPERIOR (HP) Y SOBRE LA MEDIA DE LOS PADRES (HX)

CRUZAS Y PROGENITORES

Tn/ha

HP

HX

Dras

HP

HX

cm

HP

HX

Mag 388 x Pe 11 4.90 +8.9 +30.7 83.3 -7.2 -5.6 282 -9.3 0.0 Mag388 X S.Croix Grupo 3 3.50 -7.9 +2.9 82. -8. -4.1 236 -13.2 -10.3 Mag 388 X PAS -014 4.45 +1.1 +20.3 83.5 -7.2 -3.5 295 +1.4 +8.1 Mag 388 X LIM -086 5.05 -2.9 +23.2 81.5 -9.4 -2.4 293 +3.5 +8.9 Mag 388 X SMTI -111 4.30 -24.6 -1.1 81.0 -10.0 -4.1 290 -2.7 +5.1 Mag 388 X LBQU-046 2.65 -11.7 -1.8 79.5 -11.7 -2.4 354 0.0 0.0 Mag 388 X PM-102(m) 3.95 -16.0 +2.6 82.0 -8.9 -4.1 270 +4.2 +5.1 Mag 388 X PM-701(m) 4.05 -1.2 +14.1 82.0 -8.9 -4.1 277 +8.6 +9.5

Mag 388 X pm 212(m) 3.90 -47.3 -25.0 84.0 -6.7 -4.0 260 -19.0 -9.7


Pe 11 X S. Croix Grupo 3 5.50 +22.2 +32.5 79.5 -8.6 -5.4 274 -11.9 -5.8 Pe 11X PAS -014 6.25 +38.9 +40.4 83.0 -4.6 -2.3 303 -2.6 .0.0 Pe 11X LIM-086 5.05 -2.9 +4.1 82.0 -5.7 0.0 302 -2.9 +1.7 Pe 11X SMTI-111 5.60 -1.7 +9.8 78.5 -9.8 -5.4 294 -5.5 -3.3 Pe 11X LBQU-046 5.15 +14.4 +49.2 77.0 -11.5 -3.8 282 -9.3 0.0 Pe 11X PM -1028(m) 4.80 +2.1 +4.3 83.0 -4.6 -1.2 266 -14.5 -6.7 Pe 11X PM-701(m) 5.20 +15.5 +20.9 81.0 -6.9 -3.6 286 -8.0 +1.8 Pe 11X PM-212 (m) 5.45 -26.3 -8.4 81.0 -6.9 -5.8 288 -10.3 -8.9 S.Croix Grupo 3 X PAS-014 4.85 +10.2 +18.3 81.0 -2.4 -1.2 286 -1.7 +1.8 S.Croix Grupo 3 X LIM-086 5.25 +1.0 +16.7 81.0 0.0 +2.5 303 +7.1 +9.4 S.Croix Gp.3 X SMTI-111 4.85 -14.9 +2.1 79.5 -1.8 0.0 286 -4.0 0.0 S.Croix Gpo. X LBQU-046 4.40 +15.8 +41.9 76.0 -6.2 -1.3 284 +4.4 +8.0 S.Croix Gpo 3 XPM 102 (m) 4.85 +3.2 +14.1 81.5 0.0 0.0 295 +8.5 +11.3 S.Croix Gpo 3 X PM -701(m) 5.05 +23.2 +27.8 81.5 0.0 0.0 286* 5.1 +9.2 S.Croix Gpo 3 X PM -212 (m) 4.95 -33.1 -11.6 79.0 -7.0 -4.8 271 -15.6 -8.4 PAS-014 X LIM -086 5.85 +12.5 +21.9 82.0 -1.2 +2.5 308 +5.8 +7.3 PAS 014 X SMTI -111 4.70 -17.5 -6.9 80.5 -3.0 0.0 288 -3.4 -2.0 PAS 014 X LBQU-046 4.60 +4.5 +35.3 79.0 -4.8 +1.3 280 -3.8 +2.9 PAS 014 X PM -102 (m) 5.45 +16.0 +19.8 80.5 -3.0 -1.8 275 -5.5 0.0 PAS 014 X PP -701(m) 4.55 +3.4 +7.1 83.0 0.0 +1.2 280 -3.8 +3.3 PAS 014 X PM -212 (m) 5.80 -21.6 -1.7 80.0 -5.9 -4.8 283 -11.8 -7.5 LIM -086 X SMTI -111 4.50 -21.0 -17.4 78.5 0.0 0.0 301 +1.0 +3.8 LIM-086 X LBQU-046 4.25 -18.3 +11.8 76.0 -1.3 +1.3 280 -1.0 +4.5 LIM-086 X PM-102(m) 5.70 +9.6 +15.1 78.5 -3.1 0.0 288 +1.8 +6.3 LIM-086 X PM -701 (m) 4.80 -7.7 +3.2 79.5 -1.8 0.0 300 +6.0 +12.4 LIM-086 X PM-212(m) 5.50 -25.7 -11.1 78.5 -7.6 -3.1 280 -12.8 -7.3 SMTI-111 X KBQU -046 4.05 -28.9 0.0 75.5 -4.4 0.0 279 -6.4 +1.0 SMTI-111 X PM-102(m) 4.95 -13.2 -4.8 79.0 -2.5 -1.2 291 -2.3 +4.7 SMTI-111 X PM -701 (m) 4.95 -13.2 +1.0 81.0 0.0 +1.2 298 0.0 +8.4 SMTI-111 X PM-212 (m) 5.95 -19.6 -9.2 78.5 -7.6 -4.3 282 -12.1 -8.7 LBQU-046 X PM 102 (m) 5.60 +19.1 +57.7 77.5 -4.3 0.0 283 +9.3 +10.5 LBQU-046 X PM -701(m) 4.60 +12.2 +41.5 78.5 -3.1 +1.9 281 +10.6 +11.1 LBQU-046 X PM-212(m) 4.50 -39.2 -8.2 76.5 -1.00 -3.2 257 -19.9 -10.4 PM-102(m) X PM -701(m) 5.55 +18.1 +26.1 80.5 0.0 0.0 280 +8.1 +9.8 PM-102(m) X PM -212(m) 5.35 -27.7 -11.6 80.5 -5.3 -3.2 261 -18.7 -10.0 PM-701(m) X PM -212(m) 5.10 -31.1 -11.3 81.0 -4.7 -2.4 278 -13.4 -2.8 Mag 388 3.00 90.0 255 Pe 11 4.50 87.0 311 S. Croix Grupo 3 3.80 81.0 272 PAS-014 4.40 83.0 291 LIM-086 5.20 77.0 283 SMTI-111 5.70 79.0 298 LBQU - 046 2.40 73.0 254 PM – 102 (m) 4.70 81.0 259 PM – 701 (m) 4.10 81.0 252


Los resultados mostrados en esta

investigación pueden orientar al mejoramiento de las poblaciones que producen los híbridos para la Costa y trípico bajo del Perú por dos vías. Por un lado se puede utilizar la buena capacidad combinatoria y buenas características agronómicas de PAS -014 x Pernambuco 11 que han mostrado efectos específicos suficientemente grandes para iniciar un programa de selección recurrente recíproca; y por otro, se puede mejorar la precocidad y altura de planta de los progenitores de los híbridos peruanos a través de la hibridación. Es interesante notar que todos los valores de heterosis en base al progenitor más alto, mostraron valores negativos o cero. Casi todas las cruzas resultaron más precoces que el promedio de sus progenitores mostrando una aparente dominancia hacia el padre más precoz. Estos datos coinciden con muchos reportes de similares investigaciones. El promedio de las cruzas por PM-212 (m) es 80 días de siembra a floración; y el valor per se es 85. Todos los híbridos de PM-212 (m) fueron más precoces que el probador más precoz, excepto por LlM -086:78 vs 77 y 85 de sus progenitores; y por LBQU-046:76 vs 73 y 85 de sus progenitores. Altura de planta es otra característica que puede reducir la altura de la planta de PM-212 (m). La altura de las nueve cruzas varió de 260 a 288. El promedio de las cruzas midió 48 centímetros menos que el probador: 273 vs 321 cms. Otro progenitor de planta alta, Pernambuco 11, medió 311 cms. per se, y sus cruzas variaron de 266 a 303. En promedio las cruzas por Pernambuco 11 miden 25 centímetros menos que ese pro-genitor: 286 vs 311. De esos resultados se desprende que la estrategia mas factible para mejorar la productividad de los híbridos de las tierras bajas del Perú, es mejorar la precocidad y la morfología de la planta para mejorar el rendimiento a través de una mayor población de plantas, o un uso más eficiente del terreno.

BIBLIOGRAFIA

1. Crossa J., S. Vasal and D. Beck. 1990.

Combining ability study in dial-lel crosses of CIMMyTs tropical late yellow maize germoplasm. Maydica 35: 273-278.

2. Falconer, D. 1960. Introduction to Quan-

titative Genetics. Ronald Press, New York.

3. Gardner, C. and S. Eberhart. 1966.

Analysis and interpretation of the variety crosses diallel and related populations. Biometrics 22:439-452.

4. Hallauer, A. and J. Miranda Fo. 1981.

Quantitative genetics in maize breeding. lowa State Un. Press. Ames, lowa.

5. Han G., S. Vasal, D. Beck and E. Elias.

1991. Combining ability of in-bred lines derived from CIMMYT maize (Zea mays L.) germoplasm. Maydica. 36: 57 -64.

6. Lonnquist, J. and C. Gardner. 1961 Het-

erosis in intervarietal crosses in maize and its implications in breeding procedures. Crop Sci 1: 179-183.

7. Michellini, L. and A. Hallauer. 1993.

Evaluation of exotic and adapted maize (Zea mays L.) germoplasm crosses. Maydica 38: 275-282.

8. MolI, R., W. Salhuana, and H. Robinson.

1962. Heterosis and genetic diversity in variety crosses of maize. Crop Sci. 2: 197-198.

Anales Cientificos UNALM 72 9. MolI, R, J. Lonnquist, J. Fortuna and E.

Jhonson. 1965. The relation-ship of heterosis and genetic divergence in maize. Genetics 52: 139-144.

10. Paterniani, E. and J. Lonnquist. 1963.

Heterosis in interracial crosses of corn (lea mays L.). Crop. Sci. 3: 504-507.

11. Pfarr, D. and K. Lamkey. 1992. Evaluation

of theory for identifying popula-tions for genetic improvement maize hybrids. Crop. Sci. 32: 663-669.

12. Sanchez, H. 1995. Resultados LAMP de

la etapa 4 en Perú. En: Ed. W. Salhuana y R. Sevilla: Latin American Maize Project (LAMP). Stage 4 Re-sults from Homologous Areas 1 and 5. NSSL. Fort Collis, Co. USA.

13. Sevilla, R., W. Salhuana, J. Rubio, G.

Avila, F. Cárdenas, O. Paratori, lo Pollak, A. Bejarano, M. Alvarez,M.X.Santos, C. Diaz, M. Fuentes, H. Sanchez, G. Vivo and M. Ferrer. 1994. Latin American Maize Project: a co-operative genetic resources evaluation project. Pastar presentado en: Evaluation and Exploitation of Genetic Resources, Pre-Breeding.

EUCARPIA. ClermontFerrand, Francia.

14. Vasal S., G. Srinivasan, D. Beck, J.

Crossa, S. Pandy and C. de León. 1992a. Heterosis and combining ability of CIMMYT's Tropical late white maize germoplasm. Maydica 37: 217-223.

15. Vas al S., G. Srinivasan, F. Gonzales, G.

Han, S. Pandy, D. Beck and J. Crossa. 1992b. Heterosis and combining ability of CIMMYT's Tropical x subtropical maize germoplasm . Crop Sci. 32: 1483-1490.

16. Vasal S., G. Srinivasan, S. Pandy, F.

Gonzales, J. Crossa and D. Beck. 1993. Heterosis and combining ability of CIMMYT's Quality Protein Maize germoplasm: 1. Lowland tropi-cal. Crop Sci. 32: 46-51.

17. Vas al S., B. Dhillon, G. Srinivasan, S.

Mc. Lean, S. lhang and F. Gonzales. 1994. Breeding intersynthetic hybrids to exploit heterosis in maize. Maydica 39: 183-186.

73

EFECTO DEL ALMACENAMIENTO EN ATMOSFERA CONTROLADA SOBRE EL CONTENIDO DE ACIDO ASCORBICO y CLOROFILA

TOTAL EN INFLORESCENCIAS DE BRÓCOLI (Brassica oleracea var. italica) cv. 'Pirata'

Patricia Martínez1, Beatriz Hatta2 y Andrés Casas3.

RESUMEN

En la presente investigación se estudió el efecto del almacenamiento en atmósfera con-trolada (AC) sobre el contenido de ácido ascórbico y clorofila en inflorescencias de brócoli. Las inflorescencias de brócoli (Brassica oleracea var. itatica) cv. 'Pirata' fueron cosechadas con ma-durez óptima y luego lavadas y tratadas con una solución de hipoclorito de sodio ( 150 ppm de cloro activo). Las inflorescencias se almacenaron durante tres semanas a 1EC y 98-100% HR, bajo los siguientes porcentajes de CO2/O2:O%/20% (aire: TT); 10%/2,5% (T1); 10%/2,5% (T3) y 15%/2,5% (T4). Al término de este período, las inflorescencias de brócoli fueron removidas a atmósfera normal a 1 EC y 98-100% HR durante siete días con la finalidad de simular una interrup-ción en la cadena de AC. En cada intervalo de tiempo (días 7, 14, 21 y 28), las inflorescencias de brócoli fueron analizadas en cuanto a: contenidos de ácido ascórbico y de clorofila.

Los brócolis almacenados bajo AC mostraron mejor retención de ácido ascórbico y clorofila

que aquellos almacenados en atmósfera normal, la atmósfera con 6% CO2 y 2,5%O2' fue la que permitió una mayor retención de ácido ascórbico y clorofila por el brócoli.

SUMMARY

The effect of controlled atmosphere (CA) storage on ascorbic acid and chlorophyll content in broccoli was studied. Heads of broccoli (Brassica oteracea var. itatiea) cv. 'Pirate' were hand picked with optimum maturity, washed and treated with a solution of sodium hypoclorite (150 ppm of chlorine). Broccoli heads were stored for 3 weeks at 1 EC and high relative humidity (98100%); under the following porcentages of CO2/O2: 0%/20% (TT); 1 0%/20%(T1); 6%/2,5% (T2); 10%/2,5% (T3) y 15%/2,5% (T4). Heads of broccoli were transfered to normal atmosphere at 1 EC and 98-100% RH for 7 days to simulate an interruption of the CA chain. At each time intervals (7, 14, 21 y 28 day), heads of broccoli were analyzed for: ascorbic acid and chlorophyll contents.

Broccoli stored under CA resulted in better ascorbic acid and chlorophyll retentions than

those stored in normal atmosphere. Broccoli heads stored at the atmosphere with 6% CO2 and 2,5%O2 showed the best ascorbic

acid and chlorophyll retention.

1 Ex alumna Facultad de Industrias Alimentarias 2 Facultad de Industrias Alimentarias 3 Facultad de Agronomía


INTRODUCCION

Los vegetales son fuente importante de ácido ascórbico en la dieta humana. Investiga-ciones previas demostraron que la retención de ácido ascórbico en los vegetales es influenciada por muchos factores tales como la humedad, actividad de agua, procesamiento, temperatura, pH, empaques, atmósferas modificadas y controladas, así como las condiciones ambientales después de la cosecha, hasta la compra y/o consumo (Barth et al., 1990).

El almacenamiento en atmósferas

controladas y/o modificadas generalmente reducen la tasa de respiración del producto, en tanto que los niveles de °2 y CO2 sean mantenidos dentro de niveles tolerables por el mismo. Las tasas reducidas de respiración combinadas con menores producciones de C2H4 y reducida sensitividad al C2H4 dan como resultado una mejor retención de clorofila (color verde), mejor textura (menos ablanda-miento y lignificación) y mejores atributos sensoriales de los vegetales (Kader et al., 1989, citados por Barth et al., 1993a).

El ácido ascórbico es muy hábil y su reten-ción es seguida con frecuencia cuando se eva-lúan los efectos del almacenamiento postcosecha sobre la calidad nutricional en los vegetales (Klein y Perry, 1982 y Vanderslice et al., 1990, citados por Barth et al., 1993). El almacenamiento en atmósfera controlada de vegetales ha producido una mejor retención de ácido ascórbico y prolongación del tiempo de vida útil en comparación con el almacenamiento de vegetales en aire (Kader, 1986; Rij Y Ross, 1987, citados por Barth et al., 1993a). El almacenamiento de brócoli en atmósferas con elevadas concentraciones de CO2 dió como resultado la disminución de la tasa de respiración y producción de etileno, y en con-secuencia el retardo de la senescencia (Lieberman y Hardenburg, 1954, citados por Barth et al., 1993a). Asimismo, Makhlouf et al. (1989) determinaron que la retención de color y clorofila fue mejor bajo atmósfera controlada que en aire, y señalan que ésto es debido principalmente al incremento de la concentración del CO2.

El objetivo del presente estudio fue deter-

minar los efectos de la atmósfera controlada

(AC), sobre el contenido de ácido ascórbico y clorofila en inflorescencias de brócoli.

MATERIALES Y METODOS

Esta investigación se realizó en la Planta Piloto de FrRo del Instituto de Desarrollo Agroindustrial (INDDA-UNALM), en los Labora-torios de Instrumentación y Análisis de Alimen-tos de la Facultad de Industrias Alimentarías de la Universidad Nacional Agraria La Molina, y en el Laboratorio de Microbiología «Marino Tabuso» de la Facultad de Ciencias de la misma universidad La Molina.

MATERIA PRIMA

Se utilizó inflorescencias de brócoli (Brassica oleracea varo italica) cV. 'Pirata' culti-vado en el Campo Experimental Olerícola del Programa de Investigaciones en Hortalizas de la Facultad de Agronomía de la Universidad Nacional Agraria La Molina.

METODOS a) Análisis fisicoquímicos -Acido ascórbico (Departamento de Agri cultura de Canadá, 1976, modificado por Alemán y Mendoza, 1993). -Clorofila (Fernández y Johnston, 1986). b) Análisis estadístico

Los resultados fueron evaluados mediante un diseño en bloques completamente al azar para experimentos repetidos (Calzada, 1982), a un nivel de confianza de 95%, utilizándose para la comparación entre tratamientos, la prueba de rango múltiple de Duncan.

c) Procedimiento experimental Descripción del flujo de operaciones

Esta investigación se realizó siguiendo el flujo de operaciones que se muestra en la Figu-ra 1, el que se describe a continuación:

1. Cosecha. Se cosecharon inflorescencias

compactas, con las yemas florales sin abrir, con un tamaño promedio de 14-16 cm de diámetro y con una longitud de tallo de 162O cm.

2. Selección y Clasificación. La selección

consistió en la eliminación de inflorescen-

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cias pasadas en su desarrollo y las que mostraron cierto síntoma de daño poefecto de la cosecha y el transporte. La clasificación se hizo de acuerdo a la norma USDA, clase US Fancy (Fundación Chile, 1992)

3. Recorte. Los tallos del brócoli se recorta

ron a una longitud aproximada de 16 cm eliminándose las hojas pequeñas adheridas al tallo.

4. Lavado o Hidroenfriamiento. Se

realizó el lavado con agua potable simulando un sistema por aspersión para eliminar restos de materia orgánica que pudieran haber quedado en el tallo; para el hidroenfriamiento, se sumergieron las inflorescencias durante 15 minutos en agua clorada (150 ppm de cloro activo) 1-2EC con la finalidad de inactivar la carga microbiana y eli-minar el calor del campo.

Figura 1. Flujo de operaciones para almacenamiento de brócoli

BROCOLI

5. El almacenamiento. Se utilizaron cámaras de acrílico transparente de 64 L de capacidad para crear el AC. Cada cámara estuvo equipada con un tremohigrágrafo (para registrar la humedad relativa) con un mínimo ventilador para remover el aire y con conductos de venteo. Los brócolis fueron colocados dentro de estas cámaras, que fueron selladas, realizándose, posteriormente, un barrido del O2 con la introducción de CO2 (Olharay, 1991) para obtener las siguientes concentraciones del CO2/O2: 10%/20%(t1); 6%/2,5%(T2); 10%/2,5%(T3) y 15%/2,5%(T4). Las cámaras fueron colocadas en refrigeración en una temperatura de 1EC y una humedad relativa de 98-100%. Un grupo de brócolis fueron colocados directamente en la cámara de refrigeración (1EC,98 – 100% HR) en atmósfera normal, constituyéndose así en el tratamiento testigo(TT) El almacenamiento en AC duró 21 días. Luego las infloreseencias fueron removidas a atmósfera normal y refrigeración por siete días con la finalidad de simular una interrupción en la cadena de AC. Durante el almacenamiento fueron evaluados semanalmente el contenido de ácido ascórbico y clorofila. RESULTADOS Y DISCUSION Efecto de la atmósfera controlada sobre el contenido de ácido ascórbico

En la Figura 2 se observa que los contenidos de ácido ascórbico en base seca de las inflorescencias de brócoli almacenados en las diferentes atmósferas controladas (AC) y en atmósfera normal (AN) disminuyeron con el tiempo. Sin embargo, los brócolis almacenados en AC retuvieron más ácido ascórbico que los almacenados en AN. Así tenemos, en el Cuadro 1, que para este último el porcentaje de pérdida al final del almacenamiento fue de 81,2%; mien-tras que para los brócolis almacenados en las atmósferas T1 (10% CO2/20% O2), T2 (6% CO2/ 2,5%O2), T3 (10%CO2/2,5%O2) ) T4 fue de 66,2; 58,9; 66,4 Y 61,7%, respectivamente. Esto con

COSECHA

SELECCIÓN Y CLASIFICACION

RECORTE

LAVADO E HIDROENFRIAMIENTO

ALMACENAMIENTO

Anales Cientificos UNALM 76 CUADRO 1 Variación del porcentaje de retención de ácido ascórbico del brócoli en base seca durante el almacenamientoz

Tiempo de Almacenamiento

Porcentaje de retención de ácido ascórbico (%)

(días) TT T1 T2 T3 T4

(0%CO2/20%O2) (10%CO2/20%O2) (6%CO2/2,5%O2) (10%CO2/2,5%O2) (15%CO2/2,5%O2)

0 100,0% 100,0% 100,0% 100,0% 100,0% 7 76,7 95,2 101,6 94,3 90,3 14 50,6 60,5 68,5 57,6 58,8 21 37,6 51,3 63,4 53,2 55,5 28 18,8 33,8 41,9 33,6 38,3

Z Promedio de tres repeticiones firma las afirmaciones de Wang (1979), Kader (1986), Barth et al. (1993a) y Ezell y Wilcox (1959), citados por Barth et al (1993b), quienes sostienen que el almacenamiento de frutas y hortalizas en AC produce una mejor retención de ácido ascórbico.

En cuanto a los niveles de CO2 y O2 utilizados en las diferentes atmósferas evaluadas, se podría afirmar que sólo el nivel de CO2 influyó en la retención de ácido ascórbico, pues, no se encontraron diferencias estadísticas entre las atmósferas 10%CO2/20%O2 (T1); 10%CO2/2,5%O2 (T3) y 15%CO2/2,5%O2 (T4) , a pesar de haber reducido la concentración de O2 de 20 a 2,5%. Esto concuerda con lo encontrado por Makhlouf et al (1989) en sus investigaciones con brócoli almacenado en AC por seis semanas.

Finalmente, el brócoli almacenado bajo la atmósfera con 6%CO2 y 2,5%O2 presentó la mayor retención de ácido ascórbico durante el almacenamiento. Efecto de la atmósfera controlada sobre el contenido de clorofila

Como se observa en la Figura 3, los brócolis almacenados tanto en AC como en AN, mostraron con el tiempo una disminución del contenido de clorofila. Sin embargo, los brócolis en AC tuvieron una disminución menor del con-tenido de clorofila en comparación con los al-macenados en AN; así tenemos que para esta última, el porcentaje de pérdida de clorofila

alfinal del almacenamiento fue de 57,8%; mien-tras que para los brócolis almacenados bajo las atmósferas T1 (10%CO2/2,5%O2), T2 (6%CO2/2,5%O2), T3 (10%CO2/2,5%O2) Y T4 (15%CO2/2,5%O2) fue de 39,9; 24,0; 27,6 Y 33,7%, respectivamente, tal como se observa en el Cuadro 2. Estos resultados confirman los reportados por Lipton y Harris (1974); Lieberman y Hardenburg (1954) y Shewfelt (1983), citados por Barth et al (1993a); Wang et al (1971); Groeschel et al (1966), Stoll (1974) y Curaqueo (1988), citados por Quispe (1992); quienes concluyeron que la pérdida de clorofila en los vegetales (amarillamiento) se retarda elevando la concentración del CO2 y disminuyendo la del O2.

La retención de clorofila por el brócoli

fue mas baja en las atmósferas con 15%CO2/ 2,5%O2 (T4) y 10%CO2/20%O2(T1) entre las cuales no se encontró diferencias estadísticas pues el beneficio principal es derivado del CO2, tal como lo determinaron Makhlouf et al (1989) en el almacenamiento de brócoli por seis semanas a 1 EC. Sin embargo, al reducir la concentración de O2 de 20 a 2,5% combinado con una concentración del 10%CO2, la atmósfera 10%CO2/2,5%O2 (T3) tuvo un efecto adicional en la retención de clorofila aún cuan. do éstos difieren en sus efectos sobre el con-tenido de ácido ascórbico. Finalmente, la atmósfera con 6%CO2 y 2,5%O2 fue la que pro-dujo la mayor retención de clorofila en el brócoli.

EFECTO DEL ALMACENAMIENTO EN ATMÓSFERA CONTROLADA SOBRE EL CONTENIDO 77 DE ÁCIDO ASCÓRBICO Y CLOROFILA TOTAL EN FLORESCENCIAS DE BRÓCOLI (Brassica deracea var italica) cv. Pirata CUADRO 2 Variación del porcentaje de retención de clorofila del brócoli, en base seca,

durante el almacenamientoz

Tiempo de Almacenamiento

Porcentaje de retención de clorofila (%)

(días) TT T1 T2 T3 T4

(0%CO2/20%O2) (10%CO2/20%O2) (6%CO2/2,5%O2) (10%CO2/2,5%O2) (15%CO2/2,5%O2)

0 100,0% 100,0% 100,0% 100,0% 100,0% 7 58,9 96,6 102,3 95,0 89,7 14 54,1 78,4 94,0 86,2 83,4 21 47,2 70,0 81,6 84,3 69,3 28 42,2 60,1 76,0 72,4 66,3

z Promedio de tres repeticiones CONCLUSIONES 1. El almacenamiento en AC de

inflorescencias de brócoli tiene un efecto beneficioso en la retención de ácido ascórbico y clorofila.

2 Niveles de 10% \ más de CO2 en la

atmósfera controlada tiene un efecto negativo sobre la retención de ácido ascórbico y clorofila.

3. Los niveles de O2 en la atmósfera

controlada no tiene efecto alguno sobre la retención de ácido ascórbico.

4. La atmósfera con 6%C02 y 2,5%O2 fue la

que produjo, al final del almacenamiento, una menor pérdida de ácido ascórbico (58,9%) y de clorofila (24%), en la inflorescencia del brócoli.

BIBLIOGRAFIA Barth, M.M., Perry, AK., Schmidt, S.J., y Klein, B.P. 1990. Misting Effects on Ascorbic Acid Retention in Broccoli During Cabinet Display. J. Food Sci. 55(4): 1187.

Barth, M.M., Kerbel, E.L., Perry, A.K., y Schmidt, S.J. 1993a. Modified Atmosphere Packaging Affects Ascorbic Acid, Enzyme Activity and Market Quality of Broccoli. J. Food Sci. 58(1):140. Baarth, M.M., Kerbel, E.L., Broussard, S., y Schmidt, S.J. 1993b. Modified Atmosphere Pakaging Protects Market Quality in Broccoli Spears Under Ambient Temperature Storage. J. Food Sci. 58(5):1070. Calzada, J. 1982. M'etodos estadísticos para la Investigación. Editorial «Milagros» S.A. Lima, Perú, 643p. Fernández y Johnston. 1986. Fisiología Vegetal Experimental. Editorial del Instituto Interamericano de Cooperación para la Agricultura (IICA), San José de Costa Rica, Costa Rica. Forney, C.F.; Rij, RE., Y Ross, S.R. 1989. Measurement of broccoli respiration rate in filmwrapped packages. HortSci. 24(1): 111. Fundación Chile, 1992. Manual del exportador hortofrutícola. Segunda edición. Departamento Agroindustrial, Santiago de Chile, Chile. Kader, AA 1986. Biochemical and Physiological basis for effects on Controlled and Modified

Anales Cientificos UNALM 78 Atmospheres on Fruits and Vegetables. Food Technol. 40(5):99. Lebermann, K.w., Nelson, A.I., y Steinberg, M.P; 1968. Post-harvest changes of broccoli stored in modified atmospheres. 2. Acidity and its influence on texture and chlorophyll retention of the stalks. Food Technol. 22(4):490. Lipton, W.J., y Harris, C.M. 1974. Controlled Atmosphere affects on the market quality of stored broccoli (Brassica oleracea L. italica group). J. Amer. Soc. Hort. Sci. 99:200. Makhlouf, J., Castaigne, F., Arul, J., Willemot, C., y Gosselin, A. 1989. Long-term Storage of Broccoli Under Controlled Atmosphere. HortScience 24(4):637. Mendoza, F. 1993. Evaluación y optimización del tratamiento térmico en una crema base de

olluco (Ullucus tuberosus Loz) enlatada. Tesis para optar el título de ingeniero en Industrias Alimentarías, Universidad Nacional Agraria La Molina, Lima, Perú. Olhagaray, J.M. 1991. Almacenaje en Atmós-fera Controlada: Opertiva e Ingeniería. Revista Agroeconómica de la Fundación Chile. p. 3946. Quispe, A. 1992. Almacenamiento de esp<rragos (Asparagus officinalis L.) verdes en atm\sfera controlada. Tesis para optar el TRtulo de Ingeniero en Industrias Alimentarias. Univer-sidad Nacional Agraria La Molina, Lima, Pardo 109 p. Wang, C. Y. 1979. Effect of short-time high CO2 treatment on the market quality of sto red broccoli. J. Food Sci. 44:1478.

79

EVALUACION DEL RENDIMIENTO EN GRANO SECO DE FRIJOL VARIEDAD UNAGEM-1 EN

ASOCIACION CON MAIZ (Zea mavs L.) EN CONDICIONES DE SIERRA

Amelia Huaringa, J1., Felix Camarena, M1., Julián Chura Ch2.,

Jorge Nakahodo, N1., José Ortiz R3.

RESUMEN

El presente estudio se realizó en la localidad de Chiquián Ancash ubicada a una altitud de 3350

msnm. El objetivo del trabajo fue determinar la oportunidad de siembra del frijol híbrido UNAGEM-1 en asociación con maíz, el uso equivalente de la tierra de los cultivos en asociación y el análisis económico de los mismos.

El frijol UNAGEM-1 es una variedad obtenida por el Programa de Leguminosas y el maíz amarillo Ancashino es una variedad mejorada por el Programa de maíz, ambos de la Universidad Nacional Agraria La Molina. El diseño experimental utilizado fue el de Bloques Completos al Azar con siete tratamientos y tres repeticiones. La parcela experimental fue de 19.2 m5. Los tratamientos en estudio fueron los siguientes: maíz-frijol siembra simultánea (Oportunidad 1), monocultivo de maíz (Oportunidad 1), monocultivo de frijol (Oportunidad 1), maíz (Oportunidad 1) y frijol (Oportunidad 2), frijol (Oportunidad 1) y maíz (Oportunidad 2), monocultivo de frijol (Oportunidad 2) y monocultivo de maíz (Oportunidad 2). El frijol se sembró a la densidad de 125000 plantas/hectárea y el maíz a 83333 plantas/hectárea.

Los resultados muestran que los tratamientos de pruebas de las oportunidades de siembra de los monocultivos de frijol UNAGEM-1 y maíz fueron mayores a los obtenidos en asociados con 1996 Kg y 2372 Kg, respectivamente; sin embargo, cuando el frijol UNAGEM-1 se siembra 20 días después que el maíz, se obtiene una producción total de 3033 Kg/ha en la misma área y registrando además el mayor uso equivalente de la tierra igual a 1.40. No se encontraron diferencias estadísticas al analizar la utilidad neta de los tratamientos involucrados pero la siembra del UNAGEM-1 20 días después que el maíz registró una relación beneficio costo (b/c) de 1.67, lo hace rentable la siembra asociada de las variedades en estudio.

SUMARY

This research was conducted in the location of Chiquian, Ancash departament, located at 3350 meters above sea level. Its objective was to determine the opportunity of planting bean hybrid UNAGEM-1 in association with maize, as well as the equivalent use of land by the crope in association, and their economical analysis.

The bean UNAGEM-1 is a variety obtained by the Programa de Leguminosas, and the yellow maize Ancashino is an improved variety obtained by the Programa de MaRz, both belonging to the Universidad Nacional Agraria La Molina. Treatments were evaluated using a Randomized Complete ______________________________________________________ 1/ Profesores Principales del Dpto. de Fitotecnia, Facultad de Agronomía, Universidad Nacional Agraria La Molina. 2/ Profesor Auxiliar del Opto. de Fitotecnia. Facultad de Agronomía, Universidad Nacional Agraria La Molina. 3/ Ing. Agrónomo, Universidad Nacional Agraria La Molina.

Anales Cientificos UNALM 80 Blocks Design, with seven treatments and three replications. The experimental plot was 19.2 m5. The treatments were the following: Simultaneous planting of Bean and maize (Opportunity 1), Maize (Opportunity 1), Bean (Opportunity 1), Maize (Opportunity 1) and Bean (Opportunity 2), Bean (Opportunity 1) and Maize (Opportunity 2), Bean (Opportunity 2), Maize (Opportunity 2). Bean was planted at a density of 125,000 plants per hectare, and maize at 83,333 plants per hectare.

Results show both bean and maize monocultures in all planting opportunities outyielded bean and maize in asociation yields were, with 1996 Kilograms/ha and 2372 Kilograms/ha respectively. However, when bean UNAGEM-1 was planted 20 days later than maize, total production of 3033 Kilograms per hectare was obtained in the same area and al so produced the highest equivalent use of land (1.40). It was not found statistical differences when the treatments income was analyzed but the bean UNAGEM-1 planting made 20 days later than the maize registered a relation benefit cost (b/c) of 1.67, being profitable the planting in association of the varieties involved in this research. INTRODUCCION

El frijol común (Phaseolus vulgaris L), es un cultivo de suma importancia en la dieta por ser fuente de proteínas de alto valor nutritivo y en el ingreso económico del agricultor de la sie-rra peruana y por tener menor precio que la pro-teína de origen animal. En esta zona, una gran proporción del área cultivada con frijol trepador se encuentra asociado con el maíz. Esta asociación representa un gran potencial para la sierra del Perú pues ofrece al agricultor de escasos recursos económicos, maximizar el ingreso en condiciones ambientales limitantes.

Los rendimientos en grano de P vulgaris

en la región andina son bajos debido a factores limitantes como la baja calidad de semilla, falta de variedades mejoradas, clima adverso, falta de apoyo técnico y, sobre todo, por la susceptibilidad a enfermedades endémicas como la «Ascochita» (Phoma exigua var diversispora) y «Antracnosis» (Colletotrichum lindemutianum).

El Programa de Investigación y

Proyección Social de Leguminosas de Grano y Oleaginosas (PLGO) de la Universidad Nacional Agraria La Molina (UNALM), inicia el programa de mejoramiento de la especie Phaseolus vulgaris L. obteniéndose híbridos interespecíficos. Estos muestran tolerancia a temperaturas bajas, sequías y, principalmente, resistencia a ascochita y antracnosis. Estos híbridos pueden ser utilizados en un sistema de cultivo asociado con el maíz a fin de hacer mejor uso de la tierra, aumentar la utilidad por hectárea y elevar el nivel de vida de los agricultores de la zona andina.

El presente trabajo está enmarcado dentro del Convenio de Colaboración entre le facultades Sciences Agronomiques de Gembloux (Bélgica) y la UNALM para el mejoramiento genético de las leguminosas de las zonas tropicales.

Sus objetivos fueron determinar la

oportunidad de siembra del frijol híbrido UNAGEM-1 en asociación con maíz, determinar el Uso Equivalente de la Tierra (UET) de los cultivos en asociación y finalmente realizar el análisis económico de los tratamientos involucrados. REVISION DE LITERATURA

Gutiérrez (1992) cita a Soria (1975), quien clasifica a los sistemas de cultivos en monocultivo y cultivos asociados.

El monocultivo se refiere a una especie

cultivada que se siembra sola, sin competencia con otra especie, existiendo sólo la competitividad entre plantas de su misma especie; y los cultivos múltiples o policultivos, dentro de los cuales se encuentran los cultivos asociados, están referidos al crecimiento de dos o más cultivos en el mismo terreno simultáneamente, o con varios porcentajes de traslape o sobreposición (asociatividad) en el mismo surco, mismo golpe o en golpes intercalados.

La práctica agronómica de asociar cultivos consiste en sembrar dos o más especies cultivables en el mismo espacio de tierra durante el mismo periodo de tiempo.

EVALUACION DE RENDIMIENTO EN GRANO SECO DE FRIJOL VARIEDAD UNAGEM-1 81 EN ASOCIACION CON MAIZ (Zea mays L.) EN CONDICIONES DE SIERRA

Se ha observado que generalmente un cultivo individual rinde menos en asociación que en monocultivo. No obstante, se puede lograr que la producción de un cultivo en combinación con otro sea más variada y, con frecuencia, más estable y mayor que la de los monocultivos respectivos sembrados en áreas comparables. Es así como el cultivo asociado ha ejercido una fuerte atracción por parte de los pequeños agricultores (CIAT, 1979). CIA T (1982) realizó un ensayo de asociación de frijoles (tipo I, II, III y IV) con maízes de porte bajo precoz, porte intermedio semitardío y porte alto tardío. La mejor combinación se obtuvo con la variedad de maíz de porte alto tardío con el fríjol tipo IV. Parte del efecto del maíz en el fríjol en la asociación se debe al soporte que ofrece el maíz al fríjol para trepar. Otro ensayo demostró que cuando no se proporciona un apoyo artifi-cial, las líneas genéticas avanzadas de los principales hábitos de crecimiento del fríjol dan un rendimiento similar. Al proporcionar estacas de Bambú de 1 y 2 metros de altura, se obtuvo progresivamente más rendimientos con los frijoles trepadores más agresivos.

Tanto los rendimientos de fríjol como los de maíz en el sistema asociado son menores que los rendimientos de estos cultivos sembra-dos solos; sin embargo, los ingresos netos de la asociación maíz-fríjol son mayores a los ob-tenidos por cualquiera de los dos cultivos con-ducidos por separado, y conduce a un uso más eficiente de la tierra por unidad de área (Cerrate y Camarena, 1976).

La interpretación de los resultados de la

investigación en cultivos múltiples es dificultosa por la necesidad de métodos satisfactorios para comparar rendimientos de comunidades de plantas mezcladas con los obtenidos, cuando los componentes de la asociación crecen en monocultivo. Una manera de comparar los monocultivos con los cultivos asociados es calculando la eficiencia de ambos sistemas en términos de producción de grano, para ello se utiliza el Uso Equivalente de la Tierra (UET) y el Uso Equivalente de la Tierra Tiempo (UETT). Ambos tienen como finalidad evaluar la eficiencia de los cultivos en asociación respecto a sus monocultivos (Francis el. al., 1976).

La competencia entre especies en el

sistema asociado se presenta como una reducción en el desarrollo vegetativo y en la productividad. La competencia también puede afectar la concentración de nutrimentos en los tejidos de la plantas. La medida del crecimiento y rendimiento, la respuesta a la aplicación de nutrientes y el análisis directo de tejidos son herramientas útiles para evaluar y cuantificar la competencia (Dietrich, 1975).

Cerrate y Camarena (1975), en la

localidad de Carhuaz (Perú), realizaron un estudio con el objeto de comparar los sistemas asociados con el monocultivo y averiguar la fecha oportuna de siembra del fríjol sobre el maíz. Los tratamientos involucrados fueron la siembra de maíz-fríjol simultáneo y siembras de fríjol 20, 40 y 60 días después del maíz. Los autores concluyeron que los monocultivos fueron significativamente superiores a los sistemas asociados, la productividad de los sistemas asociados maíz-fríjol medido con el parámetro UET fue 37% superior al monocultivo del maíz y fríjol, y el rendimiento del fríjol fue afectado en forma significativa en siembras a los 20 días después de la siembra del maíz.

García (1983), en un ensayo con fríjol y

maíz sembrados en monocultivo y asociado, encontró que los rendimientos de maíz y fríjol conducidos en monocultivo fueron superiores a sus formas asociadas y, con relación al Uso Efi-ciente de Tierra (UET) observó que los valores obtenidos en el sistema asociado resultaron ser más ventajosos con respecto al monocultivo. Estos resultados coincidieron con los de Tuzet (1975), quien concluye que la modalidad de siembra simultánea maíz-fríjol dio rendimientos menores de maíz y fríjol con respecto a su monocultivo, pero que, utilizando la metodología del UET, se muestra una gran eficiencia del uso del terreno en la modalidad de maíz-fríjol asociado.

Fernández (1994), evaluó el rendimiento

de los híbridos interespecíficos UNAGEM-1, 2H Y el testigo Ancash 034 sembrados con tutor y sin tutor, en condiciones de Chiquián, encontrando que los híbridos superan en rendimiento al testigo Ancash 034. Así mismo señala que el uso de tutores en los tratamientos influye positivamente aumentando el rendimiento.


MATERIALES Y METO DOS

El estudio se realizó durante la campaña agrícola 1994-1995, en la localidad de Chiquián (Perú) a 3,500 msnm. El material genético utili-zado fue el híbrido interespecífico del género Phaseolus UNAGEM-1 y el maíz Amarillo Ancashino.

Los factores en estudio fueron

oportunidad de asociación simultánea (Oportunidad 1) Y el otro 20 días después (Oportunidad 2) donde el fríjol UNAGEM-1 se sembró a 125,000 plantas/hectárea y el maíz a 83,333 plantas/hectárea. Estas densidades fueron tanto para monocultivo como para asociado.

El diseño experimental utilizado fue el

de Bloques Completos al Azar con siete tratamientos y tres repeticiones. Los tratamientos evaluados fueron: T1.- maíz-fríjol siembra simultánea (oportunidad 1), T2.- monocultivo de maíz (oportunidad 1), T3.- monocultivo de fríjol(oportunidad 1), T 4.- maíz (Oportunidad 1) y fríjol (Oportunidad 2), T5.- fríjol (Oportunidad 1) y maíz (Oportunidad 2), T6.- monocultivo de fríjol (oportunidad 2) y T7.-monocultivo de maíz (oportunidad 2).

La parcela experimental, tanto para

monocultivo como para asociado, fue de cuatro surcos de 6 m. de longitud distanciados a 0.80 m. y 0.30 m. entre golpes. En cada golpe de fríjol se dejaron tres plantas, y dos en el de maíz.

La siembra y las labores agronómicas

se realizaron de acuerdo a las recomendaciones para este tipo de experimentos. El fríjol se sembró en golpes y el maíz entre golpes de fríjol. Para todos los tratamientos se sembró cuatro semillas de fríjol y tres de maíz por golpe, para luego desahijar a tres plantas de fríjol y dos de maíz por golpe. No se hizo ninguna aplicación de fertilizantes sintéticos ni orgánicos, debido a que el agricultor normalmente no abona estos cultivos. Dos meses después de la siembra se colocaron tutores de madera (sólo para monocultivo de fríjol). El control de malezas se hizo en forma manual. No se hizo ningún control químico, puesto que el UNAGEM-1 es resistente a pla-

gas y enfermedades comparándolo con el fríjol común. Se cosechó en función al periodo vegetativo de cada especie: para el fríjol, en forma escalonada de acuerdo a la maduración de las vainas, y para el maíz se cosecharon las mazorcas de los dos surcos centrales.

Con la finalidad de seguir con la evaluación de resistencia a ascochita y antracnosis bajo condiciones naturales se observó la severidad e intensidad del días, para lo cual se utilizó la escala de Gouqing (1993) que a continuación se presenta:

0 No existe infección visible. 1 Infección menor del 5% del área foliar. 3 Infección entre 6-10% del área foliar. 5 Infección entre 11-30% del área foliar. 7 Infección entre 31-50% del área foliar. 9 Infección mayor del 50% del área foliar.

Severidad: Se refiere a la cuantificación promedio expresada en porcentaje, del área foliar que ha sufrido una planta por el ataque de una enfermedad.

En el análisis estadístico se consideró el rendimiento del UNAGEM-1 y sus componentes, el rendimiento de maíz, el número de mazorcas por parcela, el Uso Equivalente de la Tierra y el análisis económico.

La fórmula usada para medir la intensi-

dad de uso de una superficie de tierra, vale decir el Uso Equivalente de la Tierra (UET), fue:

2m

2aUET1m

1a

im

iaY

Y

Y

Y

Y

Y+==

Donde: i = 1, 2 1 = Maíz 2 = Fríjol Yia = Rendimiento o ingreso económico la del cultivo «i» asociado Yim = Rendimiento o ingreso económico del cultivo «i» sólo

Para el análisis económico, se procedió

a determinar la utilidad neta la cual resulta de restar los costos de producción del valor de la


Cosecha. Para calcular el valor de la cosecha se estimó, en agosto de 1995, el precio de chacra del UNAGEM-1 a S/. 1.0 y para maíz Amarillo Ancashino S/. 0.80. RESULTADOS Y DISCUSION

El Cuadro 1 presenta el rendimiento de grano seco en Kg/ha, junto con otras caracterís-ticas del fríjol híbrido UNAGEM-1 y del maíz Amarillo Ancashino en monocultivo y asociado.

Los mayores rendimientos del fríjol UNAGEM-1 se obtuvieron con los monocultivos sembrados en la primera y segunda fecha con 2096 y 1897 Kg/ha, respectivamente, encontrándose diferencias no significativas entre ellos y el menor rendimiento se obtuvo cuando el UNAGEM-1 es sembrado 20 días después que el maíz con 1165 Kg/ha. De los resultados del Cuadro 3, se deduce que los monocultivos rinden m<s que los asociados. Estos resultados corroboran los hallazgos de Cerrate y Camarena (1975) quienes encontraron que los monocultivos fueron significativamente superiores a los sistemas asociados.

La disminución de los rendimientos, tanto en fríjol como en maíz en las asociaciones, se explica por la posible competencia por nutrientes y agua en la zona radical asi como por la luz, impidiendo una eficiente fotosíntesis. La competencia es más notoria cuando el maíz se siembra 20 días antes que el UNAGEM-1 ya que la planta de maíz se encontraba en pleno desarrollo vegetativo, mientras que el fríjol recién se sembraba. En el cuadro 2 se observa que existe significación estadística para tratamientos de rendimiento de fríjol y número de mazorcas. En cambio se encontró una alta significación estadística para número de vainas por planta y rendimiento de maíz.En cuanto al número de vainas por planta, en el Cuadro 3 se observa que los monocultivos sembrados en primera y segunda fecha registran la mayor cantidad de vainas por planta con 20.2 y 18.4, respectivamente, existiendo diferencias significativas entre ellos y el valor más bajo que

se registró cuando el UNAGEM-1 se sembró 20 días después que el maíz con 13.5 vainas por planta. Al igual que en rendimiento, los monocultivos superan en número de vainas por planta a los asociados. De estos resultados se deduce que a mayor número de vainas por planta se obtendrá un mayor rendimiento, debido a que el número de vainas por planta es uno de los principales componentes del rendimiento.

En las evaluaciones de severidad para ascochita y antracnosis se registró según Guoquing en promedio grado 1 para Phoma exi-gua var diversispora (ascochita) y Colletotrichum lindemuthianum (antracnosis). Evaluando la severidad e intensidad se apreció 1 y 42% para ascochita, y se encontró 1 de severidad y 13% de intensidad para antracnosis. Cuando ésta se sembró en forma simultánea con el maíz UNAGEM-1 fue 66.6% la intensidad, y cuando se siembra 20 días después que el maíz disminuye a 53.5%; ambos tratamientos presentaron severidad uno. Pero cuando se siembra UNAGEM-1 20 días antes que el maíz no se observó antracnosis, siendo la incidencia y la severidad de cero. Hubo una mayor incidencia con 53.5% de plantas afectadas Cuando se sembró UNAGEM-1 en monocultivo en la segunda fecha, y cuando disminuyó la incidencia a 36,6% se sembró en momocultivo en la primera fecha. Ambos tratamientos presentaron severidad uno. Respecto a Ascochita se observó que cuando UNAGEM-1 se siembra 20 días antes y 20 días después que el maíz, presentan 23.3% de intensidad y una severidad de uno; pero cuando se siembra UNAGEM-1 en simultáneo con maíz, la incidencia y severidad fue cero; en los monocultivos, cuando UNAGEM-1 se sembró en la primera fecha presento una incidencia y severidad de cero, en cambio en la segunda fecha la incidencia fue de 16.6% con una severidad de uno. En el Cuadro 3 se presentan los rendimientos del maíz Amarillo Ancashino y se observa que los mayores rendimientos se obtienen cuando se siembran en monocultivo en la segunda y primera fecha con 2445 y 2300 Kg/ha, respecti-vamente no encontrándose diferencias significa-tivas entre ellos, mientras que el tratamiento


Cuadro 2: Cuadrados medios del análisis de variancia de los caracteres evaluados en el fríjol UNAGEM-1 y en Maíz Amarillo Ancashino conducido en Chiquián 1994/95.

Frijol Maíz

F.V. G.L. Rendimiento N° Rendimiento Número de (Kg/ha) Vainas/planta de maíz mazorcas

(Kg./ha) parcela

Tratamiento 4 466964.76* 26.25** 940237.25 ** 234.40*

Bloque 2 24992.77 Ns 0.101 Ns* 44908.83 Ns 36.87 Ns

Error 8 90218.96 0.7985* 83544.87 45.18 C.V. 19.6 % 5.4% 15.80 % 26.10 %

Promedio 1528.9 Kg/ha* 16.2 1839.10 25.60

** Significación al 0.01 de probabilidad . * Significación al 0.05 de probabilidad NS No significativo Cuadro 3: Prueba de comparación de medias Duncan para los caracteres evaluados en el fríjol UNAGEM-1 y en el maíz Amarillo Ancashino (nivel 0.05).

Fríjol Maíz

Clave Rendimiento NQ Clave Rendimiento NQ

Kg/ha Vainas/planta Kg/ha Mazorcas/parcela

T3 2096.0 a 20.2 a T7 2445 a 38.6 a

T6 1897.0 ab 18.4 b T2 2300 ab 26.6 b

T1 1289.0 c 15.5 c T4 1869 bc 27.3 ab

T5 1198.3 cd 13.6 d T1 1349 cd 21.3 b

T4 1164.6 d 13.5 d T5 1182 d 14.6 b

Donde: T1 = Maíz-fríjol sembrado en simultáneo el 10/11/94.

T2 = MaRz en monocultivo sembrado el 10/11/94. T3 = UNAGEM-1 en monocultivo sembrado el 10/11/94. T4 = Maíz sembrado el 10/11/94 y UNAGEM-1 sembrado 20 dRas Después.

Anales Cientificos UNALM 86 UNAGEM-1 ocupó el ultimo lugar con 1182 Kg/ha debido a la presencia del UNAGEM-1 20 días antes de la siembra del maíz. Este bajo rendimiento se debe a que el fríjol UNAGEM-1 tuvo gran cobertura vegetal por ser una planta de hábito de crecimiento tipo IV, impidiendo muchas veces, que las plantas de maíz recién germinadas se desarrollen por el sombreamiento. Esto se confirma al observar el Cuadro 1, donde se observa que el tratamiento donde el maíz se sembró 20 días después que el UNAGEM-1 reporta el número más bajo de plantas por parcela (15.3 plantas).

También, se observa que el monocultivo de maíz sembrado en la segunda fecha obtiene la mayor cantidad de mazorcas por parcela (38.6 mazorcas), seguido por el tratamiento donde el UNAGEM-1 se sembró 20 días después que el maíz (27.3 mazorcas), no existiendo diferencias significativas entre estos tratamientos. Esto quiere decir, que la producción de mazorcas de este cultivo asociado es similar al del monocultivo. El ultimo lugar lo ocupó el tratamiento donde el maíz se sembró 20 días después que el fríjol (14.6 mazorcas).

En cuanto a la sanidad, se observó que

los monocultivos de maíz presentan el mayor número de mazorcas dañadas por Heliothis mientras que en la asociación el ataque disminuye, ésto es favorable para el agricultor pues tiene un menor daño de mazorcas cuando el maíz se siembra en asociación con fríjol, haciendo que sus rendimientos por hectárea aumenten.

Con respecto al número de plantas

tumbadas se aprecia que en los tratamientos correspondientes a los monocultivos de maíz se registró un 2%, mientras que en los tratamientos donde el maíz se asoció con el UNAGEM-1 se presentó en promedio 78% de plantas tumbadas, ésto debido a la agresividad del UNAGEM-1 que provocó el acame del maíz y además por el limitado espacio entre el golpe de frijol y de maíz de apenas 0.15 m. Este acame también fue favorecido por la alta precipitación que incidió en el crecimiento y desarrollo del frijol y por la presencia de vientos en la localidad.

Mediante el Uso Equivalente de la Tierra

(UET) que mide la productividad del sistema asociado, o la relación que existe entre el área que se necesita sembrar con monocultivo y el área cubierta con cultivo asociado, para dar igual cantidad de producto, bajo el mismo nivel de manejo.En el Cuadro 4 observamos que la asociación más ventajosa es cuando el fríjol UNAGEM-1 se siembra 20 días después que el maíz, con una UET = 1.40, esto significa que esta asociación tiene un 40% de productividad más que el monocultivo de frijol y maíz o también nos indica que se necesitan 1 .40 hectáreas de monocultivo para producir una cantidad equivalente en rendimiento que se produciría con una hectárea de maíz-frijol asociado.La asociación que ocupó el segundo lugar es la siembra simultánea de maíz y frijol con una UET de 1.19. El último lugar fue ocupado cuando el maíz se sembró 20 días después que el UNAGEM-1 con una UET de 1.11.

Estos resultados concuerdan con lo encontrado de Cerrate y Camarena (1976), Tuzet (1975) y García (1983), quienes encontraron que los rendimientos de Maíz y frijol conducidos en monocultivo fueron superiores a sus formas asociadas, pero observaron que los valores obtenidos en el sistema asociado utilizando la metodología del UET resultaron ser más ventajosos respecto al monocultivo.

Al analizar los cuadrados medios del

análisis de variancia, Cuadro 5, se observa que se encuentran diferencias significativas, cuando se compara el tratamiento donde el maíz fue sembrado 20 días antes que el frijol con su respectivo monocultivo lo que nos indica que se hace un uso más eficiente de la tierra en un 40% respecto a su monocultivo.

Comparando la utilidad neta en Nuevos Soles del cultivo asociado (maíz-frijol) y del mo-nocultivo (Cuadros 6 y 7) se observa que no existen diferencias significativas entre los tratamientos, pero hay una tendencia de obtener mayor utilidad neta cuando el maíz se siembra 20 días antes que el frijol con 1168.3 Soles y la utilidad neta más baja se obtiene cuando el maíz es sembrado 20 días después que el frijol, con 652.2 Soles. Esto se debe a que en este tratamiento el rendimiento de maíz fue por la presencia del frijol 20 días antes


Cuadro 4: Resultados promedios del Uso Equivalente de la Tierra (UET) de los tratamientos conducidos en Chiquián 1994/95. Clave Tratamientos Rdto. promedio del Rdto. promedio del UET

frijol UNAGEM-1 en maíz en Kglha. Kglha.

T1 UNAGEM-1-Maíz en simultáneo, 1289 1348 1.19

T2 Maíz en monocultivo sembrado el 10/11/94. ----- 2300 1.00

T3 UNAGEM-1 en monocultivo sembrado el 10/11/94. 2096 ------- 1.00

T4 UNAGEM-1 sembrado 20 días después que maíz. 1164 1868 1.40

T5 Maíz sembrado 20 días después que UNAGEM-1 . 1198 1181 1.11

T6 UNAGEM-1 en mono-cultivo sembrado el 30/11/94. 1897 ------- 1.00

T7 Maíz en mono-cultivo sembrado el 30/11/94. ------ 2445 1.00

Cuadro 5: Cuadrados medios del análisis de variancia para el Uso Equivalente de la Tierra (UET) de los tratamientos en estudio conducidos en Chiquián.

Fuente de Variación G.L. UET Significación

Tratamientos 6 0.06 NS Entre asociados (T1-T4-T5) 2 0.065 NS Asociado Vs Monocultivo (T1-T4-T5) Vs (T2-T3-T8-T7) 1 0.29 * T1VsT3 1 0.06 NS T4 Vs T6 1 0.24 * T5 Vs T8 1 0.02 NS Bloque 2 0.025 NS Error 6 0.025

NS: No significativo *: Significación al 0.05 de probabilidad Cuadro 6: Cuadrados medios del análisis de variancia de la utilidad neta (S/.) de los tratamientos en estudio conducidos en Chiquián 1994/95.

Fuente de variación G.L. Cuadrados Medios

Tratamiento 6 8326.99 Bloque 2 7604.52 Error 12 5778.18 C.V. 27% promedio 888.2 Soles


de la siembra de maíz y también por la agresividad de este fríjol, el cual influyó sobre el rendimiento del cultivo de maíz. RELACION BENEFICIO COSTO (B/C) El indicador económico B/C, según el Cuadro 7, para cada uno de los tratamientos es alto, explicándose esto por haberse sembrado una nueva variedad de fríjol en asociación con la variedad de maíz ampliamente adaptado a la zona, por haberse realizado los deshierbos oportunamente y por su resistencia a las enfermedades, por lo que se logra incrementar la productividad y la consecuente baja del costo unitario.

En cuanto a los ingresos, se vendió a un

mejor precio de lo previsto por la buena calidad obtenida como es el caso del fríjol UNAGEM-1 del tratamiento T3 (monocultivo) cuya relación B/C es de 1.81, es decir, que por cada nuevo sol invertido se logra una utilidad de 81/100 nuevos soles, por lo cual la variedad de fríjol UNAGEM-1 es importante para la producción de semilla.

Mediante la asociación de fríjol en

Oportunidad 1 y maíz 20 días después T4 se encontró una relación B/C de 1.67, es decir, que por cada nuevo sol invertido se logra una utilidad de 67/100 nuevos soles. Cabe mencionar que con este tratamiento se obtuvo una mayor utilidad neta de S/.1 070.5.nuevos soles.

Estos resultados nos indican que el

sistema de cultivo asociado UNAGEM-1 y maíz es, en efecto, rentable.

CONCLUSIONES 1. a mejor oportunidad de siembra del frí-

jol UNAGEM-1 es 20 días después que el Maíz Amarillo Ancashino.

2. El rendimiento de los monocultivos del

fríjol UNAGEM-1 y del maíz Amarillo Ancashino son superiores a los asociados.

3. Con la siembra del fríjol UNAGEM-1 a los 20 días después que el Maíz Amarillo Ancashino se obtiene la mayor eficiencia en el uso de la tierra con un UET de 1.40.

4. No se encontraron diferencias

significativas al analizar la utilidad neta de los tratamientos involucrados; sin embargo se aprecia una tendencia a obtener mayor utilidad neta cuando el fríjol UNAGEM-1 se siembra 20 días después que el maíz Amarillo Ancashino.

5. La asociación UNAGEM-1 sembrado

20 días después del maíz obtuvo una relación beneficio/costo de 1.67 mientras que el UNAGEM-1 en monocultivo en oportunidad de asociación 1 (10/11/94) registró una relación beneficio/costo de 1.81.

BIBLIOGRAFIA 1. CERRATE, V. A. Y CAMARENA, M. F.

1975. Cultivos asociados maíz-fríjol en el Callejón de Huaylas, Perú. Informativo del Maíz Extraordinario de Investigación. Vol. II. 68-72.

2. CERRATE, V. A. Y CAMARENA, M. F.

1976. Comportamiento del Maíz en sistemas de monocultivo y asociado con fríjol en 3 siembras posteriores. Perú. Informativo del Maíz Extraordinario de Investigación. Vol. I. 34-38.

3. C.I.AT. 1979. Actividades regionales.

Informe Anual. Programa de Fríjol. 1979. Cali - Colombia. 235-248.

4. C.I.A.T. 1982. Evaluación de prácticas

agronómicas. Informe Anual 1982. Cali - Colombia. 175-180.

5. C.I.A.T.. 1986. Variabilidad a partir de

hibridación interespecifica. Informe Anual 1986. Documento de trabajo N1 37. Cali - Colombia. 341 pp.

Anales Cientificos UNALM 90 6. DIETRICH, lo 1975. Manejo y evalua-

ción de cultivos asociados. C.I.A.T. 1975. Cali - Colombia. 60 pp.

7. FERNANDEZ C. E. 1994. Ensayos de

híbridos interespecíficos en el genero Phaseolus. Tesis Ing. Agr. UNA. La Molina - Perú.

8. FRANCIS, C. A., FLOR, C. A. y

PRAGER, M. 1976. Contrastes Agronómicos entre el monocultivo de Maíz y la asociación maíz-frijol. Infor-mativo del maíz Extraordinario de Investigación. Vol. II. 28-32.

9. GARCIA, C. 1983. Respuesta en

rendimiento del Maíz como cultivo rotacional asociado con el fríjol bajo condiciones de sierra media. Tesis. Ing. Agr. UNA. la Molina - Perú.

10. GUOOING, D. 1993. Evaluation and

screening of Faba Bean germoplasm in China. Fabis Newsletter. 32:8-10

11. GUTIERREZ, C. M. 1992. Beneficio

de la Asociación del Cultivo de Fríjol y Algodón en la costa central del Perú. Tesis-UNALM para optar el grado de Magister Scientiae. Lima-Perú.

12. HUAYTALLA, T. I. 1993. Selección por

resistencia a la ascochita Phoma exi-gua var. diversispora (GTM, KEN & RWA) y otras Características agronómicas en poblaciones segregantes F4 y F5 de cruzas en el género Phaseolus sp. Tesis - UNALM para optar el grado de Magister Scientiae. Lima - Perú.

13. TUZET, R. 1975. El cultivo asociado y

continuado de Maíz-fríjol. Tesis. Ing. Agr. UNA La Molina - Perú.

91

UNA METODOLOGIA PARA LA APLICACION DE UN ANALISIS SENSORIAL EN UN DISEÑO BLOQUE COMPLETO AL AZAR

CON ARREGLO FACTORIAL

Violeta Valcárcel Asencios (1), Arturo Zavala Zavala (2)

RESUMEN

En el presente trabajo se desarrolla una metodología para la aplicación de un Análisis

Sensorial en un Diseño Bloques Completo al Azar con arreglo factorial. Esta técnica se aplica en situaciones cuyos datos son de tipo cualitativo, donde previamente

al análisis las observaciones deben ser ordenadas dentro de cada bloque en forma descendente. El procedimiento es una extensión de la prueba de rangos de Friedman el cual permite el

cálculo de los efectos principales y de interacción como de sus contrastes lineales. Las pruebas de comparación no son necesarias para esta metodología puesto que los

contrastes lineales identifican la mejor combinación entre los tratamientos.

SUMMARY

The article present develops a methodology to apply an Analysis Sensory in a Randomized Complete Block Design with factory arrangement.

This technique is applied in situations whose data are of qualitative type, where previously the analysis of the observations must be within each block in descending form.

The procedure is an extension of the Friedman's Rank test, which allows the calculus of the main effects and the interaction, as such as of its linear contrasts.

The comparison tests are not necessary to this methodology since the linear contrasts identify the best combination between the treatments. l. INTRODUCCION

Una de las preocupaciones fundamentales en el área de Industrias Alimentarías viene a ser el conocimiento de los factores que. inciden en la calidad de los productos alimenticios.

Es conocido que toda fruta estacional afronta problemas de conservación; algunos en

estado natural se conservan por unos pocos días. Es por esto, que es importante determinar el flujo de procesamiento más adecuado para mantener por un mayor período la calidad y estabilidad del producto. _______________________________________________ (1) Ing. estadística, prof. contratado a D.E del Dpto de Matemática. Facultad de Ciencias.

Universidad Nacional Agraria - La Molina. (2) ng. estadístico, prof. Auxiliar a D.E del Dpto de Estadística e Informática. Facultad de Economía

y Planificación. Universidad Nacional Agraria - La Molina.


La mayoría de los factores que inciden en la calidad y estabilidad de los alimentos sólo pueden ser medidos por métodos sensoriales. Tal es el caso, de las pruebas de aceptación donde se recogen las opiniones de un panel semientrenado o entrenado, conformado por 10 o más jueces, los cuales evaluán diversas características tales como sabor, aroma, color, textura, aspecto general, etc. del producto elaborado, tomando como base un puntaje previamente establecido como puede ser: excelente =5, muy bueno = 4, bueno = 3, regular = 2, malo = 1.

En el presente trabajo se desarrolla una metodología para el caso general (sin corrección

por empates) que permita realizar un arreglo factorial (dos factores) en un diseño bloque completo al azar con características no paramétricas, con la finalidad de inducir el factor o interacción de factores que afecten más en la calidad y estabilidad del producto.

II. REVISION DE LITERATURA

García [9], menciona que una de las principales ventajas de las pruebas no paramétricas es que son menos exigentes y más eficientes que las paramétricas cuando las poblaciones no presentan una distribución normal.

Steel y Torrie [20], afirma que las técnicas no paramétricas no especifican la naturaleza de la distribución original.

Sheirer y Hare [19], presentan una metodología para el análisis de datos basados en rangos

originado de un Arreglo Factorial en Diseño Completamente al Azar con el supuesto de igual número de observaciones en cada tratamiento, esta prueba se deriva de la prueba de suma de rangos de Kruskal Wallis.

Kruskal [13], discute la prueba de hipótesis nula para el problema de diversas muestras

basado en el uso de rangos, la cual simplifica la teoría de distribución y permite la aplicación de pruebas para el caso donde los rangos son obtenidos de observaciones que no son cuantificables.

Mackey , Flores de Márquez y Sosa [16], afirman que aquellos factores que inciden en la calidad de los alimentos solo pueden ser medidos por métodos sensoriales. III. MATERIALES Y METODOS 3.1 Materiales

La aplicación práctica del presente trabajo toma como base los datos del trabajo de investigación por Guevara [2], correspondiente a las características organolépticas sabor y aspecto general, a partir de tomate de árbol, procedente del Callejón de Huaylas, provincias de Yungay y Carhuaz (Ancash).

3.2 Métodos

En las pruebas no paramétricas se debe advertir que el análisis está basado en la teoría de estadísticos de orden rango para un muestreo aleatorio, estos estadísticos depende solamente de la magnitud relativa que puedan tener los jueces en cuanto a los atributos en cuestión (sabor, aroma, color, etc). Si se denota como: X1, X 2, .. . . ., X n a la muestra aleatoria constituída por las opiniones de los jueces, en cuanto al atributo en cuestión, los estadísticos de orden-rango estarán constituídos por:

UNA METODOLOGIA PARA LA APLICACIÓN DE UN ANALISIS SENSORIAL EN UN 93 DISEÑO DE BOLQUE COMPLETO AL AZAR CON ARREGLO FACTORIAL

)R(X),....,R(X),R(X n21

Donde:

Ri es definido como una función de los atributos, tal que ji XR ≤ cuando ji XX ≤

Los estadísticos de orden rango R, representan una permutación de los N primeros números enteros. La variable aleatoria Ri es discreta y para una muestra aleatoria extraída de una población continua, sigue una distribución uniforme discreta con función de probabilidad definida por.

[ ]N

jRP i

1== para todo Nj ,......,2,1=

Todo estadístico de orden – rango tendrá por medida, variancia y convariancias los siguientes:

-Media:2

1+= Nµ

-Variancia: 12

122 −= Nσ

Covariancia: [ ]12

1)(),(

+−= NXRXRCov ji

3.3 Modelo Estadístico El modelo estadístico que se considera es:

ijkkijjiijkX εδαββαµ +++++= )(

pi ,...,3,2,1= (factor A)

qj ,....,3,2,1= (factor B)

bk ,....,3,2,1= (jueces) 3.3.1 Supuestos

(1) Los errores ijkε son mutuamente independientes provienen de una misma población y

distribución continua, pero desconocida. (2) Los resultados dentro de cada bloque no influyen sobre los resultados dentro de otro bloque. (3) Dentro de cada bloque los rangos son asignados en forma descendente a sus observaciones,(Séller, Ray y Hare) 3.3.2 Representación de las observaciones Cada opinión Xijk dada por el k-ésimo juez de los “pq” tratamientos (cuadro N° 1) son reemplazadas por un número Rijk desde el conjunto{1,2,....,pq} que representa la magnitud del tratamiento


relativo a las otras observaciones, dentro del mismo bloque (asignación de rangos). En caso, de empates se procederá a asignar el promedio de los rangos (método del rango medio).


3.4 Estimación de los estadísticos de Orden – Rango

Dado que los ijkR son estadísticos de orden- rango, los cuales tienen una distribución

uniforme discreta, presentarán las siguientes estimaciones:

-Estimación de la Media: 121

ˆ+= pqµ

-Estimación Variancia: 121

ˆ22

2 −= qpσ

Estimación de la Covariacia: 12)1(

),( ''

+−= pqRRCov kjiijk

3.5 Notaciones para las variables Rij, Rk, Rijk

Rij : Suma de Rangos del ij-ésimo tratamiento

�=

=b

kijkij RR

1

Rk : Suma de Rangos del k-ésimo bloque

��= =

=+==q

j

p

iijkK pq

pqpqRR

1 1

ˆ2

)1( µ

Rijk: Suma de Rangos General

��= = =

=+==b

k

q

j

p

iijkk bpq

pqbpqRR

1 1 1ˆ

2)1( µ

E(Rijk): Valor esperado del ij-ésimo tratamiento

µ̂2

)1(2

)1()(

1

bpqbpq

REb

kij =+=+=�

=

E(Rk): Valor esperado del k-ésimo bloque

��= =

=+=+=q

j

p

ik pq

pqpqpqRE

1 1ˆ

2)1(

2)1(

)( µ

Anales Cientificos UNALM 96 3.4.1 Suma de Cuadrados a) Bloques

[ ]( )�=

−=b

kkk RERS

1

21

Desarrollando la expresión anterior, se obtiene:

� �= =

=+++−=b

k

b

kkk o

pqqbqRpqpqRS

1 1

222

1 4)1(

)1(

Las observaciones por las filas son independientes y los totales de estos son constantes, por consiguiente la suma total de las desviaciones es cero, lo que significa que no hay variación entre los bloques, puesto que la suma de estas son todas iguales, lo mismo sucede con la covariancia entre las opiniones de jueces (bloques).

b) Tratamientos

[ ]( )��= =

−=q

j

p

iijij RERS

1 1

22

Desarrollando la expresión cuadrática se obtiene:

�� = = = =

+++−=q

j

p

i

q

j

p

iijij

pqpqbRpqbRS

1 1 1 1

222

2 4)1(

)1(

De acuerdo a la asignación de rangos para un atributo la ��= =

−=q

j

p

iij

pqbpqR

1 1 12)1(

Luego:

��= =

+−=q

j

p

iij

pqpqbRS

1 1

222

2 4)1(

c) Total

��= = =

−=b

k

q

j

p

iijkt RS

1 1

2

1

)ˆ( µ

Desarrollando la expresión cuadrática se tiene que:

�� = = = = = =

+++−=b

k

q

j

p

i

b

k

q

j

p

iijkijkt

pqbpqRpqRS

1 1 1 1 1 1

22

4)1(

)1(


Como:

��= = =

++=b

k

q

j

p

iijk

pqpqbpqR

1 1 1

2

6)12)(1(

y ��= = =

+=b

k

q

j

p

iijk

pqbpqR

1 1 1 2)1(

Entonces:

2

22

ˆ12

)1( σbpqqpbpq

St =−=

Para evaluar los niveles de cada factor se procederá a descomponer en sus efectos lineales, cuadráticos, etc. haciendo uso de los contrastes ortagonales, de está manera se apreciará el comportamiento de cada factor. d) Desviación cuadrada de las columnas influenciadas por los contrastes lineales “Cmij ” En el diseño de bloque cuando es evaluado como un arreglo factorial, y en el caso particular de dos factores con múltiples niveles, se utiliza la teoría de contrastes para comparar determinados tratamientos para su descomposición lineal, cuadrática, cúbica, etc. El contraste para los “pq” tratamientos es dado por:

��= =

=q

j

p

iijmijm RCT

1 1

Donde:

��= =

=q

j

p

imijC

1 1

0

Hallando la desviación cuadrada de la columna influenciada por el contraste lineal, se obtiene:

[ ]( )23 mm TETS −=

donde: [ ] �� = = = =

=+==q

j

p

i

q

j

p

imijijmijm

pqbCRECTE

1 1 1 1

02

)1()(

Luego, reemplazamos la ecuación en la expresión se tiene que:

2

1 1

23 ��

��

== ��

= =

q

j

p

iijmijm RCTS

Anales Cientificos UNALM 98 e) La variancia del contraste Esta definida por la siguiente expresión:

( )�� = = = ≠ ≠ ≠= =

+=��

��

=

b

k

q

j

p

i kk jj iikjiijkijkmij

q

j

p

iijmijm RRCovRCVarRCVarTVar

1 1 1 ' ' ''''

1 1

)()(

Como la covariancia entre bloques es cero, entonces

��= =

=q

j

p

imijIJKm CRbVarTVar

1 1

2)()(

Luego:

��= =

−=q

j

p

imijm C

qpbTVar

1 1

222

12)1(

)(

3.5 Prueba de Hipótesis Ho: Los diferentes tratamientos tienen una misma preferencia para los jueces . H1: Al menos uno de los tratamientos no tienen la misma preferencia para los jueces. Según Dicksson [1] el estadístico de prueba esta dado por la razón:

tSSpq

H 2)1( −=

Reemplazando la expresión correspondiente se tiene que:

��= =

+−+

=q

j

p

iij pqbR

pqbpqH

1 1

2 )1(3)1(

12

Como, la Chi-cuadrado se aproxima en le límite a la distribución H para tamaño de muestras grandes, tomando así como regla de decisión estará dada por:

- Si: )1,(2

−≥ pqXH α se rechaza la hipótesis planteada(Ho)

- Si: )1,(2

−� pqXH α se acepta la hipótesis planteada (H1)


A pesar de que la interacción entre el factor Gelificante y el factor Envase no resultó significativa en el atributo Sabor, la interacción lineal si presento significancia. Lo cual indica, que la mermelada preparada con pectina obtuvo una mayor aceptación de sabor al cambiar de envase de vidrio a plástico.

Mientras que, el efecto lineal del factor gelificante resultó significativo para el atributo aspecto general, por lo que la preferencia del producto se inclina cuando este es preparado con Gomex. (Ver gráficoN°2).

Anales Cientificos UNALM 100 En el cuadro N°10 se presentan los análisis paramétricos de las evaluaciones organolépticas tanto del atributo Sabor como del atributo aspecto General. Cuadro N°10: Análisis paramétrico de las Evaluaciones Organolépticas

F.V G.L C.M (Sabor) C.M (Asp. G) Feal(S) Feal (A)

Tratamiento 5 10.4333 4.18331 3.08 * 5.10 *

A 2 9.5083 1.9083 11.92* 2.33 A 1 16.2000 3.6125 20.31* 4.41* Lineal A 1 2.8167 0.2041 3.53 0.25 Cuadrático

B 1 0.3000 1.2000 0.38 1.46

AB 2 0.6250 1.0750 0.78 1.31 A B 1 1.2500 2.1125 1.56 2.57

L A B 1 0.0000 0.0375 - 0.05

C Error Exptal 95 0.7975 0.8193

A similitud del análisis no paramétrico, la prueba para tratamientos mostró significancia tanto para el atributo Sabor como para el atributo Aspecto General, es decir los diferentes tratamientos no tienen la misma preferencia para los jueces. Además, el efecto lineal del gelificante presentó significancia para ambos aspectos a evaluar, lo que indica que la disminución de la preferencia del sabor y aspecto general de la mermelada es la misma al incrementar el gelificante. No hay relevancia al utilizar diferentes tipos de envases.

Finalmente, si se comparan ambos resultados (paramétricos y no-paramétricos) los

resultados difieren en el factor que es determinante en la preferencia del producto con respecto al sabor, mientras que una determina que el sabor radica en la elaboración de la mermelada con gelificante, los otros indican que se mantiene con mejor sabor la mermelada al prepararlo con pectina cítrica y al conservarlo específicamente en envase de plástico.

VI. CONCLUSIONES

A partir del estudio del análisis estadístico Arreglo Factorial en Diseño Bloques Completo al Azar con dos factores aplicados al análisis sensorial se han obtenido las siguientes conclusiones:

1.- Al igual que en una prueba paramétrica, el estadístico calculado para el factor tratamiento “H” de Friedman, coincide con la suma de los estadísticos de prueba calculados para cada uno de los factores, los cuales se distribuyen aproximadamente como una Chi-cuadrado con "p-1" o "q-1" grados de libertad donde p y q son los niveles que tiene el factor A y B respectivamente. 2.- Para aquellos factores que superan niveles mayores a dos, el estadístico de prueba de


contraste "Hm" de Friedman permite desdoblar los efectos en sus respectivas tendencias (lineal, cuadrática, etc.), los cuales quedarán distribuidos asintóticamente como una Chi-cuadrado con un grado de libertad, al sumar los resultados de los efectos de tendencia se obtendrán una Chicuadrado con "p-1" o "q-1" grados de libertad 3.- Al comparar los resultados de las pruebas no paramétricas frente a las paramétricas, esta última distorsiona las conclusiones finales, esto se debe a que los datos utilizados son de tipo cualitativo y requieren de un trato diferente (ordenación) para su análisis. IX- BIBLIOGRAFIA 1.- Dickinson Gibbons, Jean " Nonparametric Statistical lnference" 2° Edición, Editorial Marcel

Dekker Inc. New York-U.S.A 1985. 2.- Guevara Pérez, Américo "Industrialización del Tomate de árbol: Mermelada", Editorial

Ediagraria, Lima-Perú, 1984. 3.- García Negrillo, Bermer. " Métodos Nao-Paramétrico Uni e Multivariados", 1° Edición, Editorial Piracicaba , Brasil 1992. 4.- Kruskal, W.H. "A Nonparametric Test For The Several Sample Problems". Annals Mathematical Statistics, Vol 23, 1952, pág 525-540. 5.- Mackey A, Flores de Márquez I. y Sosa M. ":Evaluación Sensorial de los Alimentos ", 2 Edición, Ediciones CIEPE San Felipe - Venezuela, Junio 1984 6.- Sheirer, J, Ray, W y Hare, N. "The Analysis of Ranked Data Derived From Completely

Randomized Factorial Designs". Biometrics 32, Junio 1976, pág. 429-434.

7.- Steel, R y Torrie, J. "Bioestadística: Principios y Procedimientos". Mc. Graw Hick Inc. 2° Edición, 1985


UNA METODOLOGÍA PARA SELECCIONAR PREGUNTAS DE UN CONCURSO DE ADMISIÓN

DE LA UNIVERSIDAD

RESUMEN

Felipe de Mendiburu D. 1

La selección de buenas preguntas de un proceso de admisión a la Universidad es importante para ser consideradas en un banco de preguntas. Más de una vez por año se realizan estos procesos de admisión y es necesario tener un banco de preguntas. En el siguiente trabajo de investigación, se presenta una metodología de discriminación logística para realizar una selección de buenas preguntas, en función de las preguntas respondidas por la población de ingresantes y no ingresantes en un concurso, los temas y los porcentajes de respuesta como buenas y malas. Esta metodología se aplicó a los resultados del concurso de admisión Agosto 1996 de la Universidad Agraria la Molina, resultaron 55 preguntas como buenas de un total de 140. Se realizó una segunda evaluación sobre el mismo tema en Marzo de 1997 y se encontró que 23 preguntas de las 55 preguntas seleccionadas en 1996 muestran independencia estadística del tiempo.

SUMMARY

The selection of good questions from the total amount used in a university's General Admission Evaluation is important in order to keep then storaged in a data bank. This sort of evaluations take place more than once a year and therefore susk a data bank is considered important. In these working papers, a logitic discrimination methodology is used in orden in order to make a right selection of good questions according to those questions answered by the candidates that passed the exam and by the ones that failed as well.

All these answered questions are then evaluated and the amount of questions considered good ones as well as the ones considered bad questions are then prepareted in percentages.

This methodology was used on the results of the Admission Evaluation of August 1996 in La

Agraria La Molina University. Fifty five questions were selected and considered good questions from a total of hundred fourty. A second evaluation of this sort was done in March 1997 and twenty three questions from the group of fifty five questions considered good questions in 1996 showed statistical independence of the time.

INTRODUCCIÓN.

Un procedimiento para seleccionar las

mejores preguntas de una prueba utilizada en un concurso de admisión es discutido en el si-guiente trabajo. Usualmente, como referencia de la calidad de pregunta es utilizado los por-centaje de buenas, malas y no respondidas que son las estadísticas emitidas por la Universidad en el procesamiento de datos de la prueba en

un concurso de admisión, sin embargo, este procedimiento, no es suficiente ni validamente confiable porque se tiene otros factores que de-ben considerarse y cuantificarse para una selección estadística. Para este fin se considera el método de discriminación logística, que permite realizar una discriminación de dos o más poblaciones en donde las variables a considerar no son necesariamente normales, y algunas pueden ser cualitativas.

_________________________________ 1 Profesor Asociado del Departamento de Estadística e Informática dela Universidad Nacional Agraria La Molina, Lima-Perú.

UNA METODOLOGIA PARA SELECCIONAR PREGUNTAS DE UN CONCURSO DE ADMISION 103 DE LA UNIVERSIDAD

El objetivo de la investigación es probar que el método discriminante logístico es estadísticamente confiable para identificar pre-guntas como buenas para formar un banco de preguntas.

Para el objetivo formulado, se plantea dos hipótesis:

La hipótesis principal es que los criterios

de buena y mala respuesta del postulante para cada pregunta, separadamente de una población de ingresantes y no ingresantes, y el tema considerado en la prueba, constituye elementos discriminatorios para la selección de una pregunta formulada como buena o mala.

La segunda hipótesis es que una

pregunta evaluada mas de una vez tienen distribuciones similares, es decir es independiente del año en que se utilizó, así una pregunta buena será siempre buena en las siguientes evaluaciones para poblaciones independientes.

Para la prueba de estas hipótesis, se

considera el siguiente postulado: Una pregunta es buena si sus probabilidades de buena clasificación en una población de ingresantes y no ingresantes es superior a la probabilidad de mala clasificación.

MATERIALES Y MÉTODOS.

Como material de trabajo, se utilizó el

programa desarrollado en la tesis "Función Discriminante Logística" sustentada por De Mendiburu (2) que fue adaptado del sistema IBM-5120 al sistema PC-compatible. También se utilizó un programa para calcular las estadísticas de las preguntas en porcentajes de buenas, malas y sin respuesta por pregunta.

Se utilizó datos del concurso de

admisión agosto 1996 y la evaluación de la misma prueba en marzo de 1997. Se utilizó el programa dBase y Excel para la generación de estadísticas y gráficos requeridos para el análisis.

La función discriminante es una función

de probabilidad condicional que determina la probabilidad de pertenecer a una población de un elemento multivarial. Si la probabilidad de

pertenecer a otra población es mayor que la probabilidad de pertenecer a su misma población, entonces el elemento esta mal clasificado. Mediante este procedimiento, se determina los elementos (preguntas) mal clasificadas y por complemento se puede deducir las que están correctamente clasificadas, en este caso serán preguntas típi-cas a ambas poblaciones. Es decir si la pregun-ta "x" es correctamente clasificada en una po-blación y también en la otra población, la pre-gunta es típica a ambas y será considerada como pregunta discriminatoria.

El modelo discriminante logístico presentada por Anderson (1) está dado por las siguientes funciones de probabilidad:

xnmrmrr XXxr eP ..110

.Ρ+++= ααα �

para r = 1,2,...,n-1

�−

=

++++++=

1

1

.1101

1n

i

XXxn

mimiieP

ααα �

n: corresponde al número de poblaciones X: representa al elemento multivarial.

El proceso a seguir en esta metodología es el siguiente:

1. Separar los datos de la prueba en dos grupos: Ingresantes y No ingresantes. 2. Determinar los porcentajes de buenas y ma-las de cada pregunta en cada grupo, forman do dos conjuntos de 140 (preguntas) cada uno.

3. Juntar los archivos en uno solo, en el cual se identifica la población, el tema, el porcentaje de buenas y malas, bajo la siguiente estructura, en ASCII:

Primer registro: Nro. de grupos, variables, Itera-ción máxima, Error de aproximación Segundo registro: Nombre de los grupos Tercer registro: Nro. de observaciones del primer grupo, segundo grupo.


Los siguientes registros con los valores observados, agregando en la primera columna el valor "1" constante, los siguientes valores separados por espacios:

1, valor de la variable 1, valor de la variable 2,

... El archivo creado debe tener el nombre "DISCRIM.DAT" 4. Utilizar el programa DISCRLOG.BAS, en

donde el archivo "DISCRIM.DAT" es entrado al sistema. DISCRLOG.BAS genera el mo delo de discriminación logística el cual almacena en un archivo de nombre DISCRIM.MOD. Estos archivos son de entrada para el programa DISCROBS.BAS, el cual estima las probabilidades de buena y mala clasificación.

Finalmente se identifica las preguntas

que fueron bien clasificadas simultáneamente en ambas poblaciones, conformando las preguntas seleccionadas.

El programa DISCRLOG.BAS también

genera el valor de ji-cuadrado calculado correspondiente al valor de la razón de verosimilitud generalizada para la prueba de hipótesis del modelo si estadísticamente es aceptable o no, Mood (4). Un método númerico, Hildebrand (3) es utilizado para resolver el sistema de ecuaciones de máxima verosimilitud.

Para la prueba de independencia

estadística, sobre las preguntas evaluadas por postulantes en diferentes épocas, se utiliza la prueba de Ji-cuadrada, en donde una variable es la época y la siguiente corresponde a la cate-górica (Buena, Mala y sin respuesta) de cada pregunta.

APLICACIÓN Y RESULTADOS Para el estudio se consideraron los datos correspondientes del concurso de admisión 96-2. con la siguiente información: Total de postulantes que rindieron la prueba: 1304 Exonerados por traslado y primeros puestos: 19 Por concurso: 1285

140 preguntas: 140, distribuidas por los siguientes temas: Razonamiento Verbal: 20 Razonamiento matemático: 25 Matemática: 20 Física: 15 Química: 15 Biología: 15 Lengua y Literatura: 10 Ciencias Sociales: 20

Se consideraron las respuestas de 1285 postulantes, que comprende postulantes por concurso directo. Esta población se separó en dos poblaciones excluyentes:

Ingresantes: 271 No Ingresantes: 1014

Se procesó por separado para encontrar los porcentajes para cada una de las 140 preguntas de ingresantes y 140 preguntas de no ingresantes. Los resultados se muestran en el cuadro N° 1.

Se formó el archivo DISCRIM.DAT bajo

la siguiente estructura:

Primer registro: • Número de grupos: 2 • Número de variables 3 • Número de iteraciones 100 • Error de aproximación 0.0001 Segundo registro: • Nombre de las poblaciones: "Ingreso", "No

Ingreso" Tercer registro: • Número de observaciones por grupo o

población: 140, 140 Cuarto registro en adelante, los datos en porcentajes respecto a cada población para la variables tema, buenas y malas, los primeros 140 para la población de ingresantes y los siguientes para la población de no ingresantes, así los primeros registros fueron:

UNA METODOLOGIA PARA SELECCIONAR PREGUNTAS DE UN CONCURSO DE ADMISION 105 DE LA UNIVERSIDAD 2 3 100 1e-4 «INGRESO» «NO INGRESO» 140 140 1 1 86.7 3.7 1 1 47. 6 22.9 1 1 56. 1 18.5 el último registro: 1 8 39.6 19.5 El programa DISCRLOG.BAS generó el siguiente resultado: Proceso iteractivo: Iteracción Error de aproximación 1 0.336851775646 2 0.033918049186 3 0.003764708061 4 0.000034503119 El archivo generado DISCRIM.MOD, correspondiente al modelo fue: 2 3 -0.298139 0.108500 0.023283 -0.049467 «INGRESO» «NO INGRESO» 140 140 45.74412 Con esta información, el modelo es el siguiente:

Xxxx

x PeP .2.0499467.0.023283.0.1085.0298139.0

.1 .321 −++−=

32 049467.0.023283.0.1085.1298139.0.2 11

xxxx eP −++−+

=

El valor de Ji - cuadrado calculado es de 45.74412 y su probabilidad P(x2 (4) > 45,75) = 2.7E-9 resultando el modelo aceptable

Mediante este modelo se estima las

probabilidades condicionales de pertenecer a la población "Ingresantes" o "No i_gresantes", dado "x" mediciones en la pregunta.

Si P1.x > P2.x y "x" pertenece a la población

"2" (no ingresantes), entonces "x" esta mal clasificado, si por el contrario, P2.x

P1.x,

entonces "x" esta correctamente clasificado en la población "2".

El programa DISCROBS.BAS, clasificó

las preguntas como buenas o malas, utilizando el modelo y los datos del archivo "discrim.dat". Los resultados son emitidos en el archivo "OUTPUT', en donde los elementos marcado con asterisco corresponde a una pregunta mal clasificada. En el archivo se indica 280 preguntas, que comprenden a 140 para cada población; esto significa que las preguntas del 141 en adelante son. equivalentes a las preguntas del 1 al 140.

Si una pregunta está bien clasificada en

ambas poblaciones entonces la pregunta es aceptada como buena para discriminar ambas poblaciones, por lo tanto se puede afirmar que es una pregunta aceptable para formar un ban-co de preguntas. El resultado de este proceso fue el siguiente: CLASIFICACION DE OBSERVACIONES

Probabilidad condicional dado una observa-ción en la población

OBS. ........

CLASIFICADO .......................

INGRESO ................

NO INGRESO ....................

1 INGRESO 0.8383 0.1617 2 NO INGRESO* 0.4467 0.5533 3 INGRESO 0.5502 0.4498 4 NO INGRESO* 0.08443 0.9157 5

........ NO INGRESO* 0.2217 0.7783

141 INGRESO* 0.8204 0.1796 142 NO INGRESO 0.2962 0.7038 143 NO INGRESO 0.4419 0.5581 144 NO INGRESO 0.0554 0.9446 145 ........

NO INGRESO 0.1471 0.8529

279 NO INGRESO 0.2541 0.7459 280 INGRESO 0.3712

OBSERVACIONES MAL CLASIFICADAS........*

Se observa que en las primeras 5 preguntas, de la primera y la segunda


población, la pregunta "3" y la "143" que es la misma, esta correctamente clasificada :

Ingreso No Ingreso • 3 Ingreso 0.5502 0.4498 • 143 No Ingreso 0.4419 0.5581

Bajo esta modalidad se procedió con

todas las preguntas y se seleccionaron las pre-guntas correctamente clasificadas, con su pro-babilidad respecto a la población de ingresantes, los resultados se indican en el cuadro N°2 .

El segundo objetivo respecto a la

independencia de la pregunta, evaluada en diferentes años, se procedio de la siguiente forma:

La prueba de 140 preguntas utilizada en el examen de admisión 96-2 (1304 postulantes), fue evaluada con otra población en marzo de 1997 (307 postulantes participantes en preparación de la Pre-Agraria para postular a la Universidad Agraria la Molina), se determino la distribución relativa de las respuestas buenas y malas por el postulante.

Esta información descriptiva no indica

que hay más estabilidad de las respuesta malas que buenas por años, también indica que sus distribución es asimétrica, la mayor frecuencia de preguntas tiene porcentajes bajos de respuesta.

Para la prueba de independencia estadística, se determinaron tablas de contingencia utilizando dos variables: años y categoría de la pregunta respuesta por el postulante como Buena, Mala y Sin respuesta. Así para la pregunta 3, resulto:

Frecuencia total de preguntas que

Fueron buenas en función del porcentaje de respuestas

Frecuencia del total de preguntas que fueron malas en función del

porcentaje de respuestas

Buenas Malas Sin- respta.

1996 695 313 296

1997 134 71 48

La hipótesis formulada es de independencia de esta dos variables, resultando: Ji-cuadrada calculada = 2.75 Para �: =0.05, X2 (0.05, 3 gl)=7.85.

Como 2.75 es menor de 7.85, se acepta

la hipótesis formulada, en la cual se confirma que son independientes la categorización de la pregunta (buena, mala o sin respuesta) respecto de los años. En forma inversa, se determinar la probabilidad de Ji cuadrada mayor que 2.75, que es 0.27 y es mayor de �=0.05, que es el nivel de error.

En el cuadro N° 3 se muestra los

resultados de la prueba de independencia, para las preguntas seleccionadas por el método de discriminación logística, resultando 23 preguntas estables de 55, lo que equivale al 42 %.

UNA METODOLOGIA PARA SELECCIONAR PREGUNTAS DE UN CONCURSO DE ADMISION 107 DE LA UNIVERSIDAD

DISCUSIÓN

Existen muchos criterios que podrán ser utilizados en la selección de preguntas; sin embargo, muchos de estos criterios son subjetivos, desde que el especialista puede considerar buena o mala, basado en sus conocimientos de evaluador. La respuesta del postulante puede cambiar el criterio de selección de la pregunta, se puede considerar una pregunta como mala, si todos o la gran mayoría de postulantes aciertan con la respuesta, o por el contrario si muy pocos o ninguno responde o si todos se equivocan en la respuesta. Otro factor que puede decidir en la pregunta, es el área y pueda ser la posición de la pregunta en la presentación del examen, esta ultima no es posible medir, dado que existe una plantilla en el orden de las preguntas, pero el área si puede ser considerado, las preguntas deben competir dentro de una misma área.

La cuantificación de estas tendencia es

presentada en esta metodología, mediante pro-babilidades de mala clasificación, la función discriminate logística considera la posibilidad de incluir cualquier tipo de variables, cualitativas (áreas), cuantitativas con distribución normal o de cualquier distribución (porcentajes), mediante el cual se determinan estas probabi-lidades.

Las estadísticas generadas por el

sistema de cómputo de la UNALM, corresponden a la población general, en donde se tienen las frecuencias totales por pregunta, es decir del total de los 1304, cuantos respondieron como bueno, malo y sin respuesta. Con esta información es posible tener una aproximación de qué preguntas pueden ser consideradas como buenas para formar un banco de preguntas. Sin embargo, existe la duda respecto a qué proporción de ingresantes respondió a estas preguntas como buenas, malas y sin respuesta y a partir de que cifras pueden ser consideradas como buenas. Otro factor importante en la calidad de la pre-gunta, es el peso que podrá asignar el especia-lista a la pregunta respecto de a otra dentro de un tema, en función del criterio personal del evaluador, en el cual seria una función del tiem-po de respuesta, dificultad, calidad de pregunta por ejemplo.

La metodología propuesta puede ser utilizada, para una selección básica en cada proceso de admisión, independiente de si la pregunta ya se evaluó mas de una vez, para afi-nar las preguntas ya evaluadas en el tiempo y mejorar el banco de preguntas.

CONCLUSIONES.

La Función discriminate logística es

apropiada para hacer una selección de preguntas que discriminan bien de una población de ingresantes y no ingresantes.

Las características de una pregunta en la

evaluación como son: las frecuencias relativas de buena y mala respecto de su población y el tema considerado son variables importantes en la discriminación de ambas poblaciones.

El criterio de la discriminación de las preguntas entre ambas poblaciones "Ingresó" y "No Ingresó", indican que preguntas fueron las que definieron el ingreso de los postulantes, lo que indica que son buenas preguntas.

La prueba de independencia sobre el comportamiento de las preguntas en el tiempo, es muy importante considerar en una selección, esto permite indicar si una pregunta es buena y no cambia su comportamiento en el tiempo, entonces es buena siempre. En el caso de estudio el 42% de las 55 preguntas seleccionas muestran estabilidad en el tiempo.

BIBLIOGRÁFICA.

1. ANDERSON J.A..- "Separate sample logistic discrimination", Biometrika, Vol.59 pag. 19-35, March 1972.

2. DE MENDIBURU, F. .- "Función discriminante logística" Tesis. Universidad Nacional Agraria, Lima-Perú. 1984

3. HILDEBRAND, F.B. .- "Introduction to numerical analysis", Mac'Graw Hill, New York 1956.

4. MOOD, A,M. .-"Introducción a la teoría estadística", Aguilar SA Madrid, 1972

EFECTO DE LOS DILUTORES DE SEMEN CITRATO DE SODIO Y CLORURO DE SODIO Y DEL 109 NUMERO DE INSEMINACIONES SOBRE LA FERTILIDAD DE GALLINAS PONEDORAS


EFECTOS DE LOS DILUTORES DE SEMEN CITRATO DE SODIO Y CLORURO DE SODIO Y DEL NUMERO DE INSEMINACIONES SOBRE LA FERTILIDAD

DE GALLINAS PONEDORAS

Marcial Cumpa G.1 Próspero Cabrera V.2 Dina Cumpa G.3

RESUMEN

El objetivo de la presente investigación fue evaluar la fertilidad del semen diluido de gallo usando como dilutores cloruro de sodio al 1 % y citrato de sodio al 2.9%, y los efectos de dos frecuencias de inseminación artificial sobre la fertilidad en gallinas. Se trabajó con 36 gallinas reproductoras de postura de 80 semanas de edad de las razas Plymouth Rock y White Wyandotte y con 4 gallos reproductores de la raza Plymouth Rock, Rhode Island y línea Peterson. El diseño experimental utilizado fue un Diseño completamente al azar con 6 tratamientos designados como: cloruro de sodio 1 % (1 :2); citrato de sodio 2.9% (1 :2) y citrato de sodio 2.9% (1:4) para una y dos inseminaciones por semana, respectivamente. Se observo efecto de interacción entre la tasa de dilución y frecuencia de inseminación utilizada (P=0.0001), siendo el efecto negativo en fertilidad a una mayor tasa de dilución utilizada con citrato de sodio. Se obtuvo una mayor respuesta de fertilidad con el uso de cloruro de sodio al 1 % en dilución 1:2 cuando se inseminó una vez por semana y con citrato de sodio al 2.9% en dilución 1:4 al inseminar dos veces por semana.

SUMMARY

The objetives were to evaluate the fertility of extended rooster semen using 1 % sodium Chlorine and 2.9% sodiun citrate and two artificial insemination (Al) frequencies. Thirty-six Plimouth Rock or White Wyandotte laying hens of 80 weeks of age and tour Plymouth Rock or Rhode Island or Peterson roosters were used. The experiment was designed as a Completely Randomized factorial with three types of semen dilution: 1:2 (one volume of semen: 2 volumes of extender) using 1 % sodium chlorine, 1:2 using 2.9% sodium citrate and 1:4 using 2.9% sodium citrate and two insemination frequencies: once- and twice-a-week. There was an interaction between the type of dilution and the insemination frequency (P=0.0001). Higher fertility was found with a dilution rate of 1:2 using 1 % sodium chloride at a once-a-week Al frequency and 2.9% sodium citrate at a dilution rate of 1:4 and twice-a-week Al frequency.

______________________________________

1 Profesor Principal del Departamento de Producción Animal Facultad de Zootecnia UNALM 2 Profesor Asociado del Departamento de Producción Animal Facultad de Zootecnia UNALM 3 Ingeniero Zootecnista UNALM

EFECTO DE LOS DILUTORES DE SEMEN CITRATO DE SODIO Y CLORURO DE SODIO Y DEL 113 NUMERO DE INSEMINACIONES SOBRE LA FERTILIDAD DE GALLINAS PONEDORAS INTRODUCCION

La inseminación artificial, que desde hace muchos años se practica con éxito en mamíferos, ha tomado gran importancia en el área. Su principal objetivo estriba en el mejoramiento genético en masa de las poblaciones animales, con la utilización eficaz de los reproductores seleccionados, y elevar los porcentajes de fertilidad, especialmente en razas cárnicas, donde el gallo por ser muy pesado no aparea con eficiencia a las gallinas.

En la actualidad en las granjas de

abuelos y reproductores se emplea el apareamiento natural con el uso de un macho por cada 11 a 15 hembras. Con el empleo de la inseminación artificial solo se necesitaría un macho por cada 30 a 40 gallinas, aumentando además esta proporción con la dilución del semen.

A nivel mundial las investigaciones

realizadas sobre dilutores de semen en aves son pocas y en éstas no se reportan su composición, ni las cantidades a emplear puesto que estos productos son vendidos en forma comercial. Por lo tanto es necesario ampliar estudios que conduzcan a encontrar dilutores que permitan obtener altos índices de fertilidad y eclosión de los huevos con una mayor eficiencia reproductiva de las aves. El objetivo del trabajo fue determinar la fertilidad del semen diluido de gallo, con soluciones de citrato de sodio al 2.9% y cloruro de sodio al 1 % utilizado en dos frecuencias de inseminación artificial. l. REVISION DE LITERATURA

La inseminación artificial se utiliza en el apareamiento de animales selectos e incluso para cruzar especies diferentes. Esta técnica representa un importante factor desde el punto de vista de la sanidad animal cuando con ella se elimina el peligro de la transmisión de enfermedades (Scholtyssek, 1970).

Una alta fertilidad puede ser obtenida

mediante inseminación artificial en muchos ca-sos mejor que por monta natural; sin embargo, el método de crianza y manejo de los machos y

hembras, la técnica de colección, el manipuleo del semen y los métodos de inseminación deben ser practicados por expertos para obtener buenos resultados (Lake, 1983). 2.1 Factores que influencian la

producción de semen

La ineficiencia reproductiva es el factor más costoso y limitante en la producción avíco-la. A pesar que la capacidad reproductiva de las aves es mayor que la de otros especies, los problemas reproductivos siguen causando pér-didas económicas en la industria avícola (Opel, 1979).

Existe un marcado efecto de la edad

sobre la producción de semen. Hay evidencias que indican que la calidad y cantidad espermática disminuyen con la edad del macho (Lake, 1989; Bonadonna, 1989). Proudfoot (1975) y Ansah et al. (1980) encontraron que en gallos se observa una disminución significativa en la motilidad espermática conforme aumenta la edad.

En estudios con gorriones (Wingfield y

Farner, 1980; Moore, 1982 y Moore, 1983) y palomas (Feder et al., 1977) observaron que la introducción de una hembra en la jaula del macho maduro incrementó la concentración de la hormona testosterona. Jones y Leighton (1987) reportaron que el semen de pavos aislados de hembras tienen una mayor concen-tración de espermatozoides que aquellos cria-dos en presencia de hembras.

Se han hecho diferentes estudios sobre

la relación entre la alimentación y la producción de esperma. El problema de sobrepeso en machos reproductores para carne, disminuye la fertilidad y baja los nacimientos (Elguera, 1987). La restricción de alimento evita el exceso de adiposidad permitiendo una fácil colección seminal, baja la mortalidad de los reproductores y mantiene la calidad del semen durante el período de apareamiento (Sexto, 1983).

La temperatura ambiental tiene influen-

cia marcada sobre la producción de espermatozoides. En los gallos, durante la

Anales Cientificos UNALM 114 Epoca de calor no se logra obtener semen de buena calidad; así también, una baja temperatura ambiental reduce la actividad normal de los testículos disminuyendo la fertilidad. La temperatura óptima para ambos sexos es aproximadamente de 19°C (North, 1986).

También la luz es un factor muy importante de manejo en la industria avícola. Los machos requieren períodos de estimulación más largos a temprana edad para alcanzar máxima producción de semen que lo que re-quieren las gallinas para alcanzar una máxima producción de huevos. Machos expuestos dia-riamente a 12 horas o más de luz producen significativamente grandes volúmenes de se-men que machos que han sido expuestos por menos de 1 hora diaria.

El alojamiento parece no influenciar en

la producción de semen; así Ansah et al (1984) al comparar los efectos de la crianza en jaulas y en piso sobre la producción de semen y fertilidad en pavos y no encontraron diferencias significativas en cuanto a volumen, concentración espermática y fertilidad del semen.

2.2. Uso de dilutores

El semen de gallo contiene una alta concentración de espermatozoides y tiene un bajo volumen, que hacen difícil su uso como semen puro; por esta razón es usado el diluyente para incrementar el volumen e inseminar un mayor número de gallinas por unidad de volumen de eyaculado.

Tsukanaga y Takahashi (1961)

mencionan que los espermatozoides del gallo necesitan un apropiado estado hiperténico en el medio ambiente, más que los espermatozoides de mamíferos. Valores por debajo de 200 y 140 miliosmoles afecta la fertilidad del semen de gallos y pavos respectivamente. Hafez (1989), menciona que el diluyente más sencillo es una solución salina fisiológica al 1.025%, dando buenos resultados cuando se le utiliza en pro-porción 1: 1 con el semen.

Poma (1994) reporta resultados

eficientes en el comportamiento de los

espermatozoides y porcentaje de fertilidad al emplear cloruro de sodio al 1 % y nitrato de sodio 2.9% como dilutores en la inseminación de dos razas de gallinas de pelea Sumatra y Americana.

El volumen de dosis y la cantidad de

espermatozoides por dosis también son factores que influyen sobre la fertilidad; en base a investigaciones, se ha determinado que éste debe oscilar entre 0.025 a 0.05 mI. en semen puro y 0.05 a 0.10 en semen diluido, siempre que las diluciones no superen la proporción de 1:5. La cantidad de espermatozoides por dosis debe oscilar entre 80 a 100 millones de espermatozoides viables en la vagina de la gallina. (Derivaux, 1982; Hafez, 1989).

Resende et al., (1983) comparando 2

inseminaciones versus 1 por semana en gallinas ponedoras observaron un efecto signi-ficativo sobre la incubabilidad de los huevos y mortalidad embrionaria, pero no sobre la fertilidad de los huevos o porcentaje de em-briones muertos en cáscara. Fasenko et al. (1992) determinaron que la fertilidad declina consistentemente al inicio del quinto día des-pués de la inseminación.

2.3 Factores que influencian la fertilidad de las gallinas inseminadas.

La edad es un factor relacionado con la fertilidad en las hembras así como en machos domésticos. Conforme avanza la edad de la ga-llina, la producción de huevos, así como la ferti-lidad e incubabilidad declinan (Bahr y Palmer, 1989; Etches, 1990; Robinson et al., 1990 ; Kirk et al., 1980). Fasenko et al. (1992) encontraron en gallinas viejas menor fertilidad e incubabilidad, pudiendo deberse a la disminución en la habilidad de las gallinas viejas a retener espermatozoides en las glándulas espermáticas uterovaginales como se observó en pavas (Van Krey et al., 1967; Christensen, 1981) y gallinas (Pierson et al., 1988a).

La fertilidad también puede ser afectada

por la capacidad de almacenamiento de esperma. Después del apareamiento natural o inseminación artificial en las gallinas, los espermatozoides son almacenados en glándulas almacenadotas en el oviducto

EFECTO DE LOS DILUTORES DE SEMEN CITRATO DE SODIO Y CLORURO DE SODIO Y DEL 115 NUMERO DE INSEMINACIONES SOBRE LA FERTILIDAD DE GALLINAS PONEDORAS para fertilizar los huevos ovulados diariamente en sucesión por un período variado entre 5 a 11 días (Lake, 1975).

Cuando las reproductoras son criadas en áreas geográficas en donde la temperatura del medio ambiente sobrepasa los 30°C las aves sufren stress por calor y tienen dificultades para regular el calor corporal y mantener la productividad, disminuyendo con esto la fertilidad (Dansky, 1987).

El peso del huevo influencia también la

fertilidad. Fasenko et al. (1992) encontraron una relación significativa entre el peso del huevo y la fertilidad, la cual decrece a medida que el peso del huevo se incrementa de un rango de 55 a 65 gr. a un rango de 66 a 75 gr. 2.4 Inseminación artificial en gallinas

Para realizar la inseminación artificial, el

operario sujeta a la gallina debajo del brazo en posición dorsal, oprimiéndole el abdomen con movimientos dirigidos hacia la cloaca. De ésta forma el oviducto saldrá fuera del borde cloacal. Luego se introduce en el oviducto una jeringa de tuberculina unos 3 a 4 cm. El semen diluido puede inyectarse de 0.025 a 0.035 mI. Las inseminaciones deben repetirse cada 5 a 7 días.

El momento óptimo para realizar la

inseminación artificial debe ser cuando no exista huevo con cáscara dura en el útero o al menos 3 horas antes de la oviposición (Lee, 1973; Giesen et al., 1980; Christensen y Johnston, 1978).

III. MATERIALES Y METODOS

El presente experimento se realizó en el

Laboratorio de Reproducción Animal e instalaciones de la Unidad Experimental de Avicultura de la Universidad Nacional Agraria La Molina. La etapa pre-experimental tuvo una duración de dos meses en la cual se llevó a cabo el adiestramiento de los gallos para realizar la colección, evaluación seminal y selección de los machos que se usaron en la siguiente etapa. En la etapa experimental las inseminaciones e incubaciones se realizaron

durante tres meses.

Se trabajó con 36 gallinas adultas de segunda campaña de postura (80 semanas de edad) divididas en seis grupos, cada uno de los cuales estuvo conformado por 6 gallinas reproductoras de postura de las razas Plymouth Rock y White Wyandotte (3 de cada raza). Las gallinas fueron alojadas en jaulas individuales para posteriormente ser inseminadas; para lo cual se usaron como donadores de semen, dos gallos de la raza Plymouth Rock, 1 de la raza Rhode Islands y 1 de la línea Peterson.

3.1 Adiestramiento de los gallos

Se empezó a trabajar con 8 gallos. Para

que los gallos se acostumbraran al operador se trabajó diariamente en las tardes durante las dos primeras semanas. Se les aplica suaves masajes con las palmas de las manos en todo el cuerpo en especial a nivel de la cabeza, dorso, abdomen y alrededor de la cloaca. En las siguientes semanas se trabajó interdiario hasta conseguir que el gallo eyaculara. A la quinta semana que los machos estuvieron en adiestramiento, respondieron positivamente y se les colectó dos veces por semana para su respectiva evaluación. De los 8 gallos se seleccionaron los 4 que mejor respondieron a los estímulos de colección y presentaron las mejores características seminales.

3.2 Colección de semen

Las colecciones se realizaron por las tardes. El gallo se colocó en un banco frente al operador, se le aplicó suaves masajes dorsales dirigidos desde la mitad posterior hacia la región de la cola, con una mano y con la otra se realizó una suave presión con movimientos similares desde la región del hueso pélvico hacia el área de la cloaca.

Una vez que el gallo estuvo estimulado, la eyaculación se produjo aplicando una ligera presión sobre la región de la cloaca con los dedos índice y pulgar de ambas manos. El se-men fue colectado por un ayudante quién lo recibio en la palma de la mano cubierta con un guante de plástico desechable.

Anales Cientificos UNALM 116 3.3 Evaluación seminal

Se hicieron las evaluaciones microscópicas (volumen, color, pH) y microscópicas (motilidad y concentración espermática) .

El semen colectado fue absorbido del

guante de colección a un gotero graduado para evaluar su volumen.

La motilidad fue determinada

empleando un microscopio con portaobjeto calentado en una platina a 37°C. Se colocó una gota de cloruro de sodio al 1 % y luego se añadió una pequeña gota de semen puro. De igual manera se procedió con citrato de sodio al 2.9%. Esto fue realizado inmediatamente después de la recogida del semen. El puntaje asignado fue de 0 a 80% considerando como 0% a la muerte total de espermatozoides y 80% a la máxima motilidad espermática.

Para la evaluación de la concentración

espermática se uso el hemocitómetro (utilizado para conteo de glóbulos rojos). 3.4 Tratamientos

Para el presente trabajo se considera-

ron tres diluciones y dos frecuencias de inseminación. Se usaron como dilutores el cloruro de sodio al1 % y citrato de sodio al 2.9%, tal como se presenta a continuación:

T1: Cloruro de Sodio 1% (1:2). T2 : Citrato de Sodio 2.9% (1 :2). T3 : Citrato de Sodio 2.9% (1 :4).

Esto se realizó para una y dos inseminaciones semanales.

Los dilutores cloruro y citrato de sodio

fueron preparados el mismo día en que se realizaba la inseminación. El semen que se utilizó para la dilución fue una mezcla del producto de la colección de los 4 gallos reproductores para inseminar cada grupo de

gallinas. 3.5 Inseminación artificial

Las inseminaciones se realizaron en las tardes (4:00 p.m) por un período de 10 semanas.

Para realizar la inseminación una

persona prolapsaba la vagina de la gallina, se apoyó el abdomen de la gallina en la palma de la mano y se hizo cierta presión con los dedos anular y mayor en el abdomen con movimientos dirigidos hacia la cloaca. Con ayuda de los dedos de la mano izquierda se separaron las plumas de la cloaca para realizar una adecuada inseminación. La persona encargada de la inseminación introdujo la punta de la cánula adherida a la jeringa de tuberculina en el orificio del oviducto a una profundidad de 3 a 4 cm. La dosis de semen depositada fue de 0.05 mI.

3.6 Incubación y fertilidad

Los huevos fueron colectados diariamente y conservados a 18 - 21°C por 7 días. Estos fueron seleccionados y marcados según el tratamiento, antes de ser cargados en la incubadora.

Se realizó el miraje de los huevos con ayuda del ovoscopio al 14avo día de incubados. Para determinar el número de huevos fértiles se consideraron aquellos que presentaron el blastodisco germinal a la observación con el ovoscopio, mas los que al ser abiertos mostraron muerte embrionaria temprana, mas los pollos BB nacidos.

El porcentaje de fertilidad se determinó con la siguiente ecuación:

100% xincubadosdehuevosN

fértilesdehuevosNFretilidad

°

°=

EFECTO DE LOS DILUTORES DE SEMEN CITRATO DE SODIO Y CLORURO DE SODIO Y DEL 117 NUMERO DE INSEMINACIONES SOBRE LA FERTILIDAD DE GALLINAS PONEDORAS 3.7 Análisis estadístico

Se utilizó un Diseño Completamente al azar para el análisis de variancia de los datos de porcentaje de fertilidad, los cuales fueron transformados al arco seno. Steel R. G. y Torrie J.H. (1985)

El modelo aditivo lineal correspondiente fue:

ijkIJjiijk eDFFDFY ++++=

Donde: Yijk = Valor de la observación correspondiente a la iésima dilación, de la j-ésima frecuencia de inseminación. F = Media poblacional. Di= Efecto de la i-ésima dilución. (I =1 ,2,3). Fj= Efecto de la j-ésima frecuencia de

inseminación. (j =1,2). DFij = Efecto de la interacción de la iésima dilución y la j-ésima frecuencia de inseminación. eijk = Efecto del error.

Para las características seminales: volumen y concentración, evaluadas en los cuatro gallos utilizados, se uso el diseño Completamente al Azar, cuyo Modelo aditivo lineal fue:

Yij=F + TI + eij Donde: Yij = Valor de la observación correspondiente al i-ésimo gallo de la j-ésima observación. F = Media poblacional. Ti = Efecto del i-ésimo gallo. eijk = Efecto del error.

Para evaluar el efecto de los dilutores clo-

ruro de sodio 1 % y citrato de sodio 2.9% sobre la motilidad espermática se uso el siguiente modelo lineal:

Yij = F + Di + eij

Donde: Yij = Valor de la observación correspon diente al j-ésimo dilutor en la j-ésima motilidad del

semen de gallo. F = Media poblacional. Di = Efecto de la i-ésimo dilutor ( =.1,2) Eijk = Efecto del error. IV. RESULTADOS Y DISCUSION 4.1 Fertilidad

Los resultados de porcentajes de

fertilidad promedio según tasa de dilución y frecuencia de inseminaciones se muestran en el Cuadro 1. La interacción dilución por frecuencia de inseminación fue altamente significativa sobre la tasa de fertilidad (P=0.0001). Los porcentajes de fertilidad de semen diluido con cloruro de sodio al 1 % en dilución 1:2 e inseminando una vez por semana y citrato de sodio al 2.9% en dilución 1 :4, inseminando dos veces por semana fueron significativamente superiores en comparación con los otros tratamientos utilizados; no se observó diferencias estadísticas significativas entre los dos mencionados.

Al comparar la fertilidad obtenida con

cloruro de sodio y citrato de sodio ambos en dilución 1 :2, se observó mejor respuesta de fertilidad con cloruro de sodio cuando se inseminó una vez por semana; en cambio cuando se inseminó dos veces por semana no se observaron diferencias significativas entre ellos. Poma (1994) reportó resultados inferiores de fertilidad (70.87 %) al utilizar cloruro de sodio al1 % pero al obtenido con citrato de sodio al 2.9% al inseminar una vez por semana (71.34%)

No se observaron diferencias

estadísticas significativas (P$0.05) con el dilutor citrato de sodio al 2.9% en dilución 1:2 cuando se inseminó una y dos veces por semana; tampoco se observaron diferencias significativas al usar el mismo dilutor en dilución 1:4 una vez por semana.


Al comparar los tratamientos donde se

usó el dilutor citrato de sodio al 2.9%, el porcentaje de fertilidad fue mayor cuando la frecuencia de inseminación varió de una a dos veces por semana. Este incremento fue significativo cuando la tasa de dilución seminal fue 1 :4.

Los resultados obtenidos con citrato

de sodio al 2.9% parecen indicar que la fertilidad no estará relacionada con la tasa de dilución utilizada sino más bien con la frecuencia de inseminaciones, ya que Pérez y Pérez (1985) trabajando con diferentes dilutores observó que diluciones bajas de 1:1 a 1 :5, tienden a mantener una alta capacidad fertilizante del semen.

La fertilidad mejora cuando se

insemina con semen diluido con citrato de sodio dos veces por semana; así lo reportan Akpinar et al. (1984) y Fasenko et al.(1992). La fertilidad está relacionada con el almacenamiento de los espermatozoides en las glándulas espermáticas ya que con el incremento de los días después de la inse-minación se van agotando las reservas de espermatozoides y disminuyendo con ello la fertilidad, como lo manifiesta Pierson et al. (1988a); así también al ser estas gallinas adultas los espermas liberados de los túbulos espermáticos son en número mayor y estos no mantienen su viabilidad por mucho tiempo.

Características Seminales de los gallos utilzados Volumen

No se observaron diferencias

estadísticas significativas (P= 0.668) entre los volúmenes promedios de los gallos empleados para la obtención del semen. Cuadro 2.

Los valores promedio se encontraron

dentro del rango de volúmenes reportados para esta especie por Hafez (1989), Hijar (1994) y Poma (1994) quienes reportaron

valores que oscilan entre 0.1 a 0.5 cc. Color

El color del semen obtenido en las distintas colecciones fue blanco perlado para los gallos de las razas Plymouth Rock y Rhode Island coincidente con lo reportado por Pérez y Pérez (1985) e Hijar (1994) y de color blanco cremoso para el gallo de la línea Peterson como lo reportado por Hafez (1989).

Concentración espermática

No se observó diferencias

significativas (P=0.388) entre concentraciones espermáticas para las evaluaciones realizadas a los gallos. Cuadro 2.

Estos valores se encontraron dentro

de los reportados por Derivaux (1982), Bonadonna (1989), Hijar (1994), Resende et al.(1989), Hafez (1989) y Poma (1994) quienes consideran rangos adecuados entre 2.0 a 4.0 x 109 espermatozoides por cc.

Motilidad

Se observaron diferencias

significativas para ambos dilutores (P=0.013), encontrándose una mayor motilidad con el uso de cloruro de sodio al1 %. Cuadro 3.

Esta mayor motilidad encontrada con

el cloruro de sodio puede deberse a que esta solución electrolítica estimula la motilidad espermática. El cloruro de sodio en trabajos con semen de toros es utilizado para determinar el efecto de resistencia en la movilidad espermática en diferentes concentraciones y tasas de dilución (Leva, 1996).

El nitrato de sodio tiene un efecto

beneficioso en la preservación de la motilidad de semen de toro (Salisbury, 1982), pero reduce la motilidad y el metabolismo del esperma del gallo (Bogdonoff y Shaffner, 1954).


Cuadro 1.Porcentaje de fertilidad de la dilución y frecuencia de inseminación*

a,b,c Promedio con letras diferentes muestran diferencias estadísticas significativas (P� 0.05) * Cada valor esd el promedio de diez inseminaciones o réplicas.

Frecuencia

Dilución

Fertilidad

de Cloruro de Cloruro Citrato de Sodio de sodio Sodio Promedio Inseminaciòn 1%(1:2) 2.9%(1:2) 2.9%(1.4) (%)

1

77.61ª±7.57

57.91c±4.00

54.88c ± 2.72

63.47 ± 11.42

2

65.60b ± 7.08

60.80bc ± 5.20

73.62a ± 9.26

66.42 ± 9.21

Fertilidad Promedio(%) 71.60 ± 9.44 58.9 ± 4.57 64.32 ± 11.82


Cuadro 2. Características Seminales de los gallos

Gallon Volumena Concentracióna

Plymouth Rock(#1)

0.305 ± 0.040 2.916 ± 0.199

Plymouth Rock(#1)

0.234 ± 0.040

2.967 ± 0199

Rodhe Island

0.273 ± 0.040

2.648 ± 0.199

Peterson 0.277 ± 0.040 3.137 ± 0.199

a No se observaron diferencias entre los gallos n Número de observaciones por gallo=10 Cuadro 3. Motilidad espermática promedio del semen de gallos usando cloruro de sodio y

Dilutores n Motilidad (%)

Cloruro de sodio 1 % 40 76.50a 4.83

±

Citrato de sodio 2.9% 40 73.50b ± 4.83

a,b Promedios con letras diferentes presentan diferencias estadísticas significativas (P � 0.05) n: Número de observaciones por gallo

V. CONCLUSIONES

De acuerdo a las condiciones en que se realizó el presente experimento, se llegó a las siguientes conclusiones:

1. Existe un efecto de interacción dilución

y frecuencia de inseminación utilizada, siendo su efecto negativo a una mayor dilución con citrato de sodio al 2.9%.

2. El dilutor cloruro de sodio al 1 %

presentó una mejor respuesta en términos de fertilidad al inseminar a las gallinas una vez por semana.

3. El dilutor citrato de sodio al 2.9% en

dilución 1:4 con dos inseminaciones

por semana mostró una fertilidad significativamente mayor que en dilución 1 :2.

4. Los mejores resultados de fertilidad se

obtuvieron con cloruro de sodio una vez por semana y dos veces por semana.

VII. BIBLIOGRAFIA ANSAH, G.A.,CROBER, D.C., BUCKLAND,

RB., SEFTON, AE. y KENNEDY, B,W., 1980. Artificial insemination of individually caged broiler breeders. 1. Reproductive per formance of males in relation to age and strains of males. Poultry Sci. 59:428

.


ANSAH,GA,BUCKLAND,R.B., CHAN, C,w. TOUCHBURN.S.P., 1984.

Effects of floor and cage housing of male turkeys on semen production and fertility of fresh and sto red semen. A.B.A. 1984. (52) 1-3.

BAHR J.M., AND S.S. PALMER, 1989. The

influence of aging on onvarian funtion. Crit. Rev. Poult. Biol. 2:103-110.

BONADONNA, 1.,1989. Reproducción animal e

inseminación artificial. Tomo 11. Ed. Hemis feria Sur SA Argentina.

BOGDONOFF, P., yC. SHAFFNER, 1954.

Effect of pH on in vitro survival, metabolic activity, and fertilizing capacity of chicken semen Poultry Sci. 33:665-669.

CHRISTENSEN, V. L. y JOHNSTON, N.P., 978.

Effect of time of day insemination and stage off egg formation at insemination on hatchability. 16 th World Poultry Congress, Rio de Janeiro,2:187.

CHRISTENSEN, V. lo, 1981. Effect of insemina-

tion intervals onoviducal sperm storage in turkeys. Poultry Sci. 60:2150-2156.

DANSKY, L. M., 1987. Alimentación de

reproductoras pesadas. Ovonoticias y Alimentaria. Junio, No 112.

DERIVAUX J., 1982. Reproducción de los ani-

males domésticos. Edil. Acribia. España. Segunda Edición.

ELGUERA, M., 1987. Control del Macho

Reproductor Pesado. Avicultura Profe-sional. Vol. 5 #3.

FASENKO G.M. HARDIN. R.T. Y ROBINSON

F.E, 1992. Sequence po sitio n and age relationships in broiler breeders. Poultry Sci. 71:1374-1383.

FEDER, H. H.; A. STOREY, D. GOODWIN, C.

REBOULLEUA, y R SILVER, 1977. T estosterone and «5ihydrotestosterone» evels in peripheral plasma of male and

female ring doves (Streptopelia risoria) during the reproductive cycle. Biol. Reprod. 16:66-677.

GIESEN, A.F., McDANIEL, G. R Y SEXTON, T.

J., 1980. Effect of time day of artificial insemination and oviposition-insemination interval on the fertility of broiler breeder hens. Poultry Sci. 59:2544.

HAFEZ E.S.E., 1989. Reproducción e Insemina-

ción artificial. Quinta Edición. Editorial Interamericana. Mexico.

HIIJAR R., 1994. Fertilidad obtenida en gallinas

(Gallus gallus) por el método de insemi-nación artificial. Tesis Ing. Zootecnista. Universidad Nacional Agraria La Molina.

KIRK, S., G.C. from broiler breeders. Br. Poult. Sci. 21:37-53. LAKE, P. E., 1975. Gamete production and the

fertile period with particular reference to domestic birds. In: Avian Physiology (M. Peaker, ed). 225-244. Symposium, Zoological Society, No 35. London, Academic Press.

LAKE, P.E.,1983. Factors affecting the fertility

level in poultry, with special reference to artificial insemination. Worlds Poultry Science Journal. vol. 39, Junio, # 2

LAKE, P.E.,1989. Recent progress in poultry

reproduction. Worlds Poultry Science Journal. vol. 45, Marzo.

LEE, J.K., 1973.The influence of time of

artificial nsemination in hens. 1I studies on midvaginal deposition of semen-comparison between 3 a.m. and 3 p.m. insemination Korean Journal of Animal Science, 15:10.

LEYVA, VICTOR. 1996. Comunicacion

personal. McDANIEL, G.R. Y SEXTON, T.J., 1977.

Frecuency of semen collection in relation to semen volume, sperm


concentration and fertility strains of chicken. Poultry Sci.56: 1989-1993.

MOORE, M. C., 1982. Hormonalresponse of freeliving male white-crowned sparrows to experimental manipulation of female sexual behavior. Horm. Behav. 16:323-329

MOORE, M. C., 1983. Effect of female sexual

displays on the endocrine physiology and behavior of mala white crowned sparrows. Zonotrichia leucophrys. J. Zool. 199:137148.

NORTH, M. O. 1986., Manual de Producción Avícola. Ed. Manual Moderno. OPEl,H. 1979. Major problems in poultry

reproduction. Animal Reproduction, Beltsville Symposia in Agricultural Research 111.

PEREZ y PEREZ, F., 1985. Inseminación

artificial y transplante de embriones. Ed. Científico Barcelona.

PIERSON, E. E., loM. KRISTA,

yG.R.McDANIEl, 1988a. Effect of age and physiological status on sperm storge 24 hours alter artificial insemination in broiler breeder hens. Br. Poult. Sci. 29:193-197

POMA E. J., 1994. Inseminación artificial con

semen fresco el1 aves de pelea de las razas Americana y Sumatra utilizando dilutores citrato de sodio y cloruro de sodio en condiciones de Selva Alta. Tesis Ing. Zootecnista. Universidad Nacional Daniel Alcides Carrión. Oxapampa.

PROUDFOOT, F.G., 1975. Photoperiod

effects on the fertility and motility of spermatozoa and the volume of semen drawn from meat parent males. Ann. Rep. Res. Sta., Kentville, Nova Scotia.

RESENDE, O., SANTOS, M.w., OlAS, P.G.,

SOUZA, S.O., 1983. Effect of frecuency of insemination on reproductive efficiency of heavy hens. ABA vol 51, #7.

RES ENDE, O., LAFAYETTE J., WANDA M.,

DE OLlVEIRA P. y OLlVEIRA S., 1989. Inse minación artificial en gallinas. MV. Rev. Ciencias Veterinarias, vol. 5, No 4.

ROBINSON, F.E., R. T. HARDIN, Y A.R.

ROBBlEE, 1990. Reproductive senescence in domestic fowl: Effects on egg production, sequence length and inter sequence pausa length. Br. Poult. Sci. 31:871-879.

SALlSBURY, G., 1982. Fisiología de la

reproduc ción e inseminación artificial de lis bívidos. 2da. Edición. Zaragoza

SCHOlTYSSEK S., 1970.Manual de

Avicultura Moderna. Ed. Acribia. España.

SEXTON, T.J., 1983. Maximizing the

utilization of the mala breeder: A review. Poultry Sci. 62:1700-1710.

STEEl R.G. y TORRIE, J.H. 1985.

Bioestadística: Principios y procedimientos. Segunda edición (primera en español). Edt. Presencia Ltda. Colombia. pags. 226-228.

TZUKONAGA S. y TAKAHASHI T., 1961. A

implified technique of semen collection from the cock by masage; Hiroshima Agricultural Gallega. 1,3:33-35.

VAN KREY, H.P., A. T. lEIGHTON, JR., y

loM. POTTER, 1967. Sperm gland populations and late seasonal declines in fertility. Poultry Sci. 35:236-237.

WINGFIElD, J.C., Y D. S. FARNER, 1980.

Control of seasonal reproduction in temperatura-zona birds.

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