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Abstract We conducted a study in a cemetery area covering 2608.53 m2 in the municipality of Nova Hartz, Metropolitan Region of the State of Rio Grande do Sul. Soil samples were collected to determine the physicochemical parameters of the local soil at nine points within the study area and at three different depths (0 cm, 50 cm, and 120 cm). Granulometry and saturated hydraulic conductivity of the soil were assessed, and chemical analyses for Cadmium, Cobalt, Copper, and Chromium were performed using the Atomic Absorption Spectrometry technique.The results revealed that the soil exhibited average values of 78.34% sand, 8.25% silt, and 13.41% clay, classifying it as sandy loam. The saturated hydraulic conductivity was measured at 5.7 × 10–4 cm s−1 across the profile (from 0 to 120 cm). Chemical analyses identified concentrations exceeding the allowed limits for Cadmium (points 1, 4, 5, 6, 7, 8, and 9), Cobalt (points 2, 3, 4, 5, 7, and 8), and Copper (points 4, 5, 6, 7, and 8), with only two values for Chromium (both at point 7). Some points exhibited concentrations above the maximum allowed values at multiple depths. Evaluating vertical distribution, Cadmium did not show depth variations, suggesting a possible natural origin unrelated to cemetery activities. Conversely, Copper, Cobalt, and Chromium displayed increased concentrations with depth. In conclusion, significant changes in concentrations of Cadmium, Cobalt, and Copper were observed, especially between depths of 0 and 120 cm.

ABSTRACT The use of corn hybrids adapted to the soil and climate conditions of the cultivation region under adequate optimum plant density is a determining factor for the maximization of grain yield. In this sense, the objective was to evaluate the productivity of corn hybrids under two sowing densities during the 2020/21 crop season in the medium-high Uruguay region of the state of Rio Grande do Sul. The corn hybrids AS1555 PRO3, B2401 PWU, B2418 VYHR, B2612 PWU, BG7061 YHR, DKB235 PRO3, NS45 VIP3, NS73 VIP3, NS80 VIP3, P2501, P3016 VYHR, P3565 PWU and 30F53 VYHR were submitted to densities of 66,667 and 88,889 plants ha-1, in a randomized block design with ten replications. Corn hybrids showed superior grain yield when subjected to the density of 88,889 plants ha-1 in the medium-high Uruguay region of Rio Grande do Sul, surpassing in most cases the state and national average yield of harvest 2020/21. Most of the corn hybrids used present potential for cultivation at higher sowing density than their respective recommendations. Considering the superior productivity of hybrids NS80 VIP3, B2401 PWU and NS73 VIP3, their cultivation under conditions similar to those of the study is recommended.

Abstract The objective of this work was to identify the most adapted and stable genotypes for dry mass and seed yield using the genotype plus environment interaction (GGE) biplot technique. The experiment was conducted in the municipality of Frederico Westphalen, in the state of Rio Grande do Sul, Brazil, in 2018, 2019, 2020, and 2021, using five lines and two cultivars of black oat, in a randomized complete block experimental design, with three replicates. The adaptability and stability of the genotypes, as well as their behavior in the environments, were evaluated using the GGE biplot. The seed yield of black oat genotypes is highly influenced by the environmental conditions over the four studied cultivation years. The UFSMFW 2-07 genotype stands out, but shows instability. The UFSMFW 2-07 and 'UPFA 21-Moreninha' genotypes show adaptability in specific years. Mega environments are formed for the dry mass trait in 2018 and 2021 and seed yield in 2018, 2020, and 2021, whereas, 2019 is considered the year for genotype discrimination.

The Brazilian triticulture is marked by the high occurrence of seed-borne diseases, capable of causing damage to grain production. The objective was to evaluate the influence of seed treatments on the physiological and sanitary quality of seeds of wheat cultivars. Seeds of three commercial wheat cultivars (TBIO Sossego, TBIO Sinuelo and TBIO Toruk) and four seed treatments (Control, Chemical, Biological, and Chemical + Biological) were used. The physiological quality of the seeds was determined based on the first count germination tests, germination, quantification number of abnormal seedlings, length of aerial part and radicle, dry mass of the whole seedling, and emergence velocity index (EVI). The sanitary quality was determined through the Blotter test. In general, the chemical treatment associated with the seeds of the TBIO Toruk cultivar provided better physiological and sanitary quality indexes.

ABSTRACT: This research evaluated the agronomic performance through mixed models, and determined the genetic divergence between black oat genotypes. The experiment was carried out at Federal University of Santa Maria, Frederico Westphalen/RS. Fourteen black oat genotypes were evaluated, being 11 lines developed by Breeding Program of University, and three commercial cultivars (IAPAR 61, UPFA 21 - Moreninha and, IPR Cabocla). We evaluated quantitative traits associated to plant height, cycle, dry mass yield and seeds yield; and 19 qualitative traits, being these morphological descriptors. The results showed that lines UFSMFW 2-05 and UFSMFW 2-07 stand out with characteristics such as early cycle, higher dry mass and grain yield. Divergence analysis revealed the formation of three distinct groups, indicating the presence of variability. These results suggested the potential for the development of new cultivars of black oat, presenting early cycle and good grain yield.

ABSTRACT The aim of this study was to assess yield components and grain yield of soybean cultivars in response to sowing densities. For this, two soybean cultivars and five sowing densities were tested, in a two-factor scheme. The following yield components were measured by the end of the cycle: plant height; insertion height of the first pod; number of nodes per plant; number of pods with one, two, three and four grains; number of pods per plant; number of grains per plant; weight of a thousand grains; humidity and grain yield. Sowing densities did not cause significant variations of grain yield (bags ha-1) for any cultivar, however, higher populational densities promoted a reduction in the number of pods with two and three grains, as well as a reduction in the total number of pods and grains per plant for both cultivars. Cultivar NS 5700 IPRO was the most productive, with a higher number of pods with two and three grains and number of pods and grains per plant.

Abstract The objective of this work was to determine the optimal plot size and the number of replicates for the evaluation of the fresh weight of ryegrass sowed in rows. Seventy uniformity trials were performed with 'Barjumbo' ryegrass, in 16 basic experimental units (BEUs) of 0.51 m2 each. The fresh weight of ryegrass in the BEUs of 18, 18, 6, 6, and 22 uniformity trials was determined, respectively, at 130, 131, 133, 134, and 137 days after sowing. The optimal plot size was determined through the method of the maximum curvature of the coefficient of variation. The number of replicates was determined in scenarios formed by combinations of treatments and differences between means to be detected as significant by Tukey’s test, at 5% probabilit y. The optimal plot size ranged from 1.73 to 3.18 m2, and the variation coefficient in the optimal plot size from 7.58 to 13.96%. The number of replicates varied from 3.95 (~4) to 32.27 (~33), depending on the experimental design, the number of treatments, and the adopted minimum difference. The optimal plot size is 2.29 m2, and, in experiments with up to 50 treatments, eight replicates are required to identify as significant the differences between treatment means of 20.24%.

Abstract The objective of this work was to define the optimal plot size and number of replicates for the evaluation of the fresh weight of sorghum (Sorghum bicolor) hybrids. Thirty-two uniformity trials were carried out with two hybrids, in two sowing dates and four evaluation periods. Each trial was divided into 48 basic experimental units (BEUs) of 0.5 m2, and fresh weight was determined for each BEU. The mean, variance, coefficient of variation, first-order spatial autocorrelation coefficient, optimal plot size, and coefficient of variation of the optimal plot size were calculated. The number of replicates was determined on the basis of the largest calculated plot size, through an iterative process, for the combinations of number of treatments and differences among means to be detected as significant by Tukey’s test, at 5% probability. The optimal plot size ranged from 1.79 to 2.58 m2, and the number of replicates from 2.6 (~3) to 49.2 (~50). The optimal plot size is 2.58 m2, and five replicates are sufficient to identify as significant the differences between treatment means of 35%.

ABSTRACT: This study verified whether sample size would affect the precision of the analysis of variance in experiments with cauliflower seedlings. An experiment was carried out where the number of leaves and shoot, root and total length were measured. For each variable, resamplings with repositions were performed in sample scenarios of 1, 2, …, 100 seedlings per experimental unit, and the sample size was defined for the variance components through Schumacher models and maximum curvature points. The mean squares of the analysis of variance suffer direct interference from the number of sampled seedlings. The sampling of 16 seedlings per experimental unit is enough to estimate the analysis of variance reliably, promoting satisfactory precision gains compared to the sampling of only one seedling per experimental unit.

ABSTRACT: This study analyzed the response of the Bartlett test as a function of sample size and to define the optimal sample size for the test with soybean grain yield data. Six experiments were conducted in a randomized block design with 20 or 30 cultivars and three repetitions. Grain yield was determined per plant, totaling 9,000 sampled plants. Next, sample scenarios of 1, 2, ..., 100 plants were simulated and the optimal sample size was defined via maximum curvature points. The increase in sampled plants per experimental unit favors Bartlett test’s precision. Also, the sampling of 17 to 20 plants per experimental unit is enough to maintain the accuracy of the test.

Práticas culturais como o ajuste da densidade de semeadura da soja tem contribuído significativamente na prevenção e manejo de doenças foliares, por meio de alterações provocadas no crescimento de plantas, fechamento de entrelinhas e na taxa de penetração de agrotóxicos no dossel da cultura. Objetivou-se quantificar a severidade de doenças fúngicas foliares e o nível de desfolha ao longo do ciclo produtivo de cultivares de soja submetidas a densidades de semeadura. Para tal, foram utilizadas duas cultivares, dispostas em cinco densidades de semeadura. Durante o período reprodutivo da cultura, foram realizadas avaliações visuais, por meio da utilização de escalas diagramáticas propostas para quantificar a severidade de doenças foliares na cultura e grau de desfolha de plantas. De modo geral, o aumento da densidade de plantas proporcionou maior severidade de doenças de final de ciclo, intensificando a desfolha de plantas em ambas as cultivares de soja.

Abstract The objective of this work was to determine the number of plants required to estimate the eigenvalues of the principal components analysis in corn (Zea mays) traits. Twelve traits were measured in 361, 373, and 416 plants of single-, three-way, and double-cross hybrids, respectively, in the 2008/2009 crop year; and in 1,777, 1,693, and 1,720 plants of single-, three-way, and double-cross hybrids, respectively, in the 2009/2010 crop year (six cases), totaling 6,340 plants. Principal component analysis was performed for the six cases. Sample size (number of plants) for the eigenvalue estimations of the principal components was determined by resampling with replacement and application of the model linear response and plateau model. The measurement of 267 plants is sufficient to estimate the eigenvalues of the principal components in corn traits.

This research aimed to qualify and quantify physical, chemical, microbiological and emerging environmental contaminants, pharmaceuticals and pesticides in spring waters, which are used for human consumption under different land use and occupation conditions. These conditions were: native forests and swine farming, as well as soy and tobacco crops in two consecutive seasons. Due to the microbiological variables and the pH and apparent color, the spring water studied is not potable, as it does not comply with the legislation due to the contribution of the total coliforms found in the native forest springs. Pharmaceuticals and pesticides were found in the land use and occupation conditions under study, which shows that land uses do not interfere with emerging environmental contaminant variables.

ABSTRACT: Sunflower produces achenes and oil of good quality, besides serving for production of silage, forage and biodiesel. Growth modeling allows knowing the growth pattern of the crop and optimizing the management. The research characterized the growth of the Rhino sunflower cultivar using the Logistic and Gompertz models and to make considerations regarding management based on critical points. The data used come from three uniformity trials with the Rhino confectionery sunflower cultivar carried out in the experimental area of the Federal University of Santa Maria - Campus Frederico Westphalen in the 2019/2020 agricultural harvest. In the first, second and third trials 14, 12 and 10 weekly height evaluations were performed on 10 plants, respectively. The data were adjusted for the thermal time accumulated. The parameters were estimated by ordinary least square’s method using the Gauss-Newton algorithm. The fitting quality of the models to the data was measured by the adjusted coefficient of determination, Akaike information criterion, Bayesian information criterion, and through intrinsic and parametric nonlinearity. The inflection points (IP), maximum acceleration (MAP), maximum deceleration (MDP) and asymptotic deceleration (ADP) were determined. Statistical analyses were performed with Microsoft Office Excel® and R software. The models satisfactorily described the height growth curve of sunflower, providing parameters with practical interpretations. The Logistics model has the best fitting quality, being the most suitable for characterizing the growth curve. The estimated critical points provide important information for crop management. Weeds must be controlled until the MAP. Covered fertilizer applications must be carried out between the MAP and IP range. ADP is an indicator of maturity, after reaching this point, the plants can be harvested for the production of silage without loss of volume and quality.

This study aimed to verify the linear associations between the physical, chemical and microbiological variables of spring water. The research was developed from two seasons of spring water sample collections and evaluated physical–chemical variables such as temperature, pH, turbidity, electrical conductivity, total alkalinity, total hardness, total ammonia, nitrite, nitrate, true and apparent colors, total phosphorus, fluoride and total iron, and microbiological variables—total coliforms and Escherichia coli. The variables’ total alkalinity, total hardness, and electrical conductivity have a strong positive correlation among them (r > 0.50), which is similar to what occurs with the variables’ turbidity, apparent color, true color, and total iron, between nitrite and total iron, and between the turbidity and total coliforms. These correlations occur as a function of the interaction that water has with the soil and the compounds found, thus altering the quality. The springs do not have masonry protection, they only have plant protection. Moreover, this water is exposed and accessible to animals in these areas. In addition, the result of the surface and sub-surface flow effect of spring water must be considered.

ABSTRACT: The objective of this research was to determine the optimal plot size and the number of replications to evaluate the fresh matter of ryegrass sown to haul. Twenty uniformity trials were conducted, each trial with 16 basic experimental units (BEU) of 0.5 m2. At 117, 118 and 119 days after sowing, the fresh matter of ryegrass in the BEUs of 5, 10 and 5 uniformity trials, respectively, were determined. The optimal plot size was determined by the maximum curvature method of the variation coefficient model. Next, the replications number was determined in scenarios formed by combinations of i treatments (i = 3, 4, ... 50) and d minimum differences between means of treatments to be detected as significant at 5% of probability by the Tukey test, expressed in experimental mean percentage (d = 10, 11, ... 20%). The optimal plot size to determine the fresh matter of ryegrass seeded at the haul is 2.19 m2, with a variation coefficient of 9.79%. To identify as significant at 5% probability, by the Tukey test, differences between treatment means of 20%, are required five, six, seven and eight replications, respectively, in ryegrass experiments with up to 5, 10, 20 and 50 treatments.

Abstract: The objective of this work was to evaluate the influence of the number of replicates on experimental precision in corn (Zea mays). Data on the grain yield of 15 corn cultivars, evaluated in a randomized complete block design, with nine replicates (r = 9), were used. From the experiment with nine replicates, further experiments were conducted with combinations of 2, 3, ..., r-1 replicates. The analysis of variance was carried out for each experiment. Experimental precision statistics and central tendency and variability measures were calculated, dispersion diagrams were prepared, and models of these statistics were adjusted as a function of the number of replicates. The number of replicates was determined by the visual analysis of the graphs with the experimental precision statistics. Increasing the number of replicates improves the estimates of experimental precision but decreases gains. Therefore, the increase in the number of replicates is important to improve corn cultivar discrimination. Six replicates are recommended as the benchmark for experiments with corn cultivars. Fasoulas’ differentiation index, based on the percentage of significant contrasts, is an appropriate statistic for evaluating experimental precision.

Abstract: The objective of this work was to determine the number of plants required to model corn grain yield (Y) as a function of ear length (X1) and ear diameter (X2), using the multiple regression model Y = β0 + β1X1 + β2X2. The Y, X1, and X2 traits were measured in 361, 373, and 416 plants, respectively, of single-, three-way, and double-cross hybrids in the 2008/2009 crop year; and in 1,777, 1,693, and 1,720 plants, respectively, of single-, three-way, and double-cross hybrids in the 2009/2010 crop year, totaling 6,340 plants. Descriptive statistics were calculated, and frequency histograms and scatterplots were created. The sample size (number of plants) for the estimate of the β0, β1, and β2 parameters, of the residual standard error, the coefficient of determination, the variance inflation factor, and the condition number between the explanatory traits of the model (X1 and X2) were determined by resampling with replacement. Measuring 260 plants is sufficient to adjust precise multiple regression models of corn grain yield as a function of ear length and ear diameter. The Y = -229.76 + 0.54X1 + 6.16X2 model is a reference for estimating corn grain yield.

Abstract: The objective of this work was to verify if there is linear dependence between the phenological, morphological, and productive traits and the energetic-nutritional ones in early maturing and super-early maturing corn genotypes. A total of 36 early maturing and 22 super-early maturing corn genotypes were evaluated in a randomized complete block design with three replicates, and the phenological, morphological, productive, and energetic-nutritional traits were measured. The matrix of phenotypic correlation coefficients among traits was determined; the multicollinearity diagnosis was carried out within each group of traits; and the canonical correlation analysis was performed. Linear dependence was observed between the groups of phenological, morphological, and productive traits and of the energetic-nutritional ones. In early maturing genotypes, significant canonical correlation shows the existence of linear dependence between the morphological and energetic-nutritional traits. The significant canonical pair shows that taller plants have lower amylose contents in the grains and reduced nitrogen-corrected apparent metabolizable energy. In super-early maturing genotypes, significant canonical correlations of the phenological, morphological, and productive traits with the energetic-nutritional ones indicate that a greater number of days from sowing to female flowering and ear insertion height, as well as a lower number of ears, increase ether extract contents in the grains.

Abstract: The objective of this work was to determine the necessary sample size to estimate Pearson’s linear correlation coefficients of four species of crotalaria at precision levels. The experiment was carried out with Crotalaria juncea, Crotalaria spectabilis, Crotalaria breviflora, and Crotalaria ochroleuca, during the 2014/2015 crop year. Eight crotalaria traits were evaluated in 1,000 randomly collected pods per species. For each species, the correlation coefficients were estimated for the 28 pairs of traits, and the sample size necessary to estimate the correlation coefficients was determined at four precision levels [0.10, 0.20, 0.30, and 0.40 amplitudes of the 95% (CI95%) confidence interval] by resampling with replacement. The sample size varies between crotalaria species and, especially, between pairs of traits, as a function of the magnitude of the correlation coefficient. At a certain precision level, the smallest sample size is required to estimate the correlation coefficients between highly correlated traits and vice-versa. To estimate the correlation coefficients with CI95% of 0.20, 10 to 440 pods are required, depending on the species, pairs of traits, and magnitude of the correlation coefficient.

ABSTRACT: The objectives of this work were estimate the leaf area of squash ‘Brasileirinha’ by linear dimensions of the leaves and check models available in the literature. An experiment was conducted in the 2015/16 sowing season. Were collected 500 leaves and in each one, were measured the length (L), width (W) and length×width product (LW) and determined the real leaf area (LA). Then, 400 leaves were separated to generate models of the leaf area (LA) as a function of linear dimension (L, W or LW) of squash. The remaining 100 leaves were used for the validation of models. A second experiment was conducted in the 2016/17 sowing season. Were collected 250 leaves, used only for the validation of the models of the first experiment. There is collinearity between L and W and, therefore, models using the LW product are not recommended. The model LA=0.5482W2 + 0.0680W (R²=0.9867) is adequate for leaf area estimation of squash ‘Brasileirinha’.

Resumo: O objetivo deste trabalho foi verificar a influência do tamanho da unidade experimental básica (UEB) sobre a estimativa do tamanho ótimo de parcela para a avaliação da massa de matéria fresca de nabo-forrageiro (Raphanus sativus). Dados de massa de matéria fresca de 3.456 unidades experimentais básicas de 0,5×0,5 m (0,25 m2) foram utilizados, tendo-se formado 36 planos de UEBs com tamanhos entre 0,25 e 16 m2. Para cada plano de UEB, determinou-se o tamanho ótimo de parcela, pelo método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação. A diferença mínima significativa pelo teste de Tukey foi calculada para 2.016 cenários, formados pelas combinações entre 36 tamanhos ótimos de parcela - um para cada plano de UEB -, i tratamentos (i = 5, 10, 15 e 20) e r repetições (r = 3, 4, 5, 6, 10, 15 e 20), tendo-se considerado tanto os delineamentos inteiramente casualizados como os de blocos ao acaso. O tamanho ótimo de parcela depende do tamanho da unidade experimental básica. Em ensaios de uniformidade com nabo-forrageiro, a avaliação da massa de matéria fresca deve ser feita em unidades experimentais básicas com o menor tamanho possível.

RESUMO: Os objetivos deste trabalho foram determinar o tamanho ótimo de parcela e o número de repetições para avaliar a massa verde de feijão guandu (Cajanus cajan (L.) Millsp.), em épocas e anos de avaliação. Foram realizados 80 ensaios de uniformidade de 6m×6m (36m2). Cada ensaio foi dividido em 36 unidades experimentais básicas (UEB) de 1m×1m, totalizando 2.880UEB. Foi pesada a massa verde das plantas de cada UEB. No ano agrícola 2011/2012, foram avaliados 16 ensaios aos 127 dias após a semeadura (DAS) e 24 aos 139DAS. Em 2012/2013, foram avaliados quatro ensaios em cada uma das épocas (163, 167, 170, 174, 177, 181, 184, 188, 191 e 195DAS). O tamanho ótimo de parcela foi determinado por meio do método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação e as comparações de médias, entre épocas e os anos de avaliação, foram feitas pelo teste de Scott-Knott. O número de repetições, em cenários formados pelas combinações de i tratamentos (i=3, 4, ..., 50) e d diferenças mínimas entre médias de tratamentos a serem detectadas como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, expressas em percentagem da média do experimento (d=10%, 15%, ..., 50%), foi determinado por processo iterativo até a convergência. O tamanho ótimo de parcela para avaliar a massa verde de feijão guandu é 8,39m2. Quatro repetições, para avaliar até 50 tratamentos, são suficientes para identificar, como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, diferenças entre médias de tratamentos de 54,1% da média do experimento.

Para modelos fidedignos de estimação de área foliar, é importante que as estimativas de seus parâmetros sejam precisas, e, para isso, devem ser geradas com número adequado de folhas. O objetivo deste trabalho foi determinar o número de folhas necessário para modelar a área foliar de mucuna cinza (Stizolobium cinereum) determinada por fotos digitais (Y), em função da largura do limbo do folíolo central da folha (x), por meio do modelo potência (Y=axb), gerado por processo iterativo. Em seis períodos de desenvolvimento da cultura (29, 43, 57, 73, 87 e 101 dias após a emergência) foram coletadas, aleatoriamente, total de 790 folhas. Cada folha é composta pelos folíolos esquerdo, central e direito. Foi mensurada a largura do limbo do folíolo central (x) e determinada a área foliar (soma da área dos folíolos esquerdo, central e direito) por meio do método de fotos digitais (Y). O número de folhas, necessário para a estimação dos parâmetros a e b do modelo potência e do coeficiente de determinação do modelo (R2), foi determinado por reamostragem, com reposição. Em mucuna cinza, o modelo potência (Ŷ=4,4019x1,8697, R2=0,9821) da largura do limbo do folíolo central (x) é adequado para estimar a área foliar obtida por fotos digitais (Y). Mensurar 240 folhas é suficiente para construção de modelos precisos do tipo potência, da área foliar de mucuna cinza determinada por fotos digitais (Y) em função da largura do limbo do folíolo central da folha (x).

ABSTRACT The objective of this study was to determine the sample size necessary to estimate the mean and coefficient of variation in four species of crotalarias (C. juncea, C. spectabilis, C. breviflora and C. ochroleuca). An experiment was carried out for each species during the season 2014/15. At harvest, 1,000 pods of each species were randomly collected. In each pod were measured: mass of pod with and without seeds, length, width and height of pods, number and mass of seeds per pod, and mass of hundred seeds. Measures of central tendency, variability and distribution were calculated, and the normality was verified. The sample size necessary to estimate the mean and coefficient of variation with amplitudes of the confidence interval of 95% (ACI95%) of 2%, 4%, ..., 20% was determined by resampling with replacement. The sample size varies among species and characters, being necessary a larger sample size to estimate the mean in relation of the necessary for the coefficient of variation.

Abstract The use of water potential indicators in the plant has been adopted in irrigation management, in recent years, since it is accepted that the plant is the best indicator of its own water status. The objective of this study was to verify the relationship between water potential in peach tree branches and the evaporative demand of the atmosphere and the water availability in two textural classes of an Aquertic Hapludalf soil, aiming to adopt irrigation management strategies based on the water potential in the plant. Research was carried out in a commercial peach orchard, cv. Esmeralda, in the municipality of Morro Redondo-Rio Grande do Sul state, Brazil. Four peach tree rows were evaluated, being two irrigated and two non irrigated. The irrigation management was based on the replacement of the potential crop evapotranspiration. It was concluded that the water potential in the peach tree branch is positively related with the evaporative demand of the atmosphere and negatively related with soil water storage. Future studies should adopt irrigation management strategies for peach trees based on the water potential mainly for the irrigation management of post-harvest peach trees.

É importante estudar as relações lineares entre os caracteres para a seleção indireta de plantas. O objetivo deste trabalho foi avaliar as relações lineares entre caracteres de aveia preta (Avena strigosa Schreb) e identificar caracteres para a seleção indireta. Foi conduzido experimento a campo e, em dez épocas de avaliação (22, 28, 34, 42, 48, 55, 76, 83, 90 e 105 dias após a semeadura), foram selecionadas, aleatoriamente, 52 plantas, totalizando 520 plantas. Em cada planta, foram mensurados os caracteres altura de planta, números de folhas e de perfilhos e as massas verde e seca. Foi ajustado o modelo sigmoidal e investigada a relação entre os caracteres por meio de análises de correlação e de trilha. Na cultura de aveia preta, o número de folhas por planta e a altura de planta têm relação linear positiva com as massas verde e seca e podem ser utilizados para seleção indireta.

O objetivo deste trabalho foi verificar a divergência genética entre genótipos de milho transgênico, em relação à produtividade de grãos e à qualidade nutricional. O experimento foi conduzido na safra 2009/2010, em Santa Maria, Estado do Rio Grande do Sul, no delineamento blocos casualizados, com três repetições. Foram avaliados 18 genótipos e mensuradas as seguintes variáveis após a colheita: produtividade de grãos, proteína bruta, lisina, metionina, cisteina, treonina, triptofano, valina, isoleucina, leucina, fenilalanina, histidina, arginina, extrato etéreo, amido e amilose. Para cada variável, foi realizada a análise de variância e comparadas as médias por meio do teste de Scott-Knott. Foi determinada a matriz de coeficientes de correlação genotípica e realizado o diagnóstico de multicolinearidade. Foi determinada a matriz de dissimilaridade entre os genótipos por meio da distância generalizada de Mahalanobis, realizado o agrupamento dos genótipos por meio do método UPGMA e validado o agrupamento por meio do coeficiente de correlação cofenética. Foram comparadas as médias dos grupos por meio do teste t para amostras independentes. Há divergência genética entre os genótipos de milho transgênico. As variáveis amilose, extrato etéreo e cisteina foram, nessa ordem, as que mais contribuíram para a divergência genética. Com base na produtividade de grãos, proteína bruta, lisina, cisteina, triptofano, extrato etéreo e amilose, há quatro grupos de genótipos de milho transgênico

Os objetivos deste trabalho foram determinar o tamanho ótimo de parcela (Xo) para avaliar caracteres de tremoço branco (Lupinus albus L.) e verificar a variabilidade do Xo entre caracteres e entre épocas de avaliação. Foram realizados 36 ensaios de uniformidade de tamanho 6m×6m (36m2). Cada ensaio foi dividido em 36 unidades experimentais básicas (UEB) de 1m×1m (1m2), totalizando 1.296UEB. Foram pesadas a massa verde total, a massa verde de parte aérea e a massa verde de raízes das plantas de cada UEB. Foram realizadas três avaliações (123, 137 e 150 dias após a semeadura) e, em cada avaliação, foram avaliados 12 ensaios (432UEB). O tamanho ótimo de parcela (Xo) foi determinado por meio do método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação e as comparações de médias feitas pelo teste t de Student. Há variabilidade do tamanho ótimo de parcela entre caracteres e entre épocas de avaliação. O tamanho ótimo de parcela para avaliar a massa verde de raízes é maior que o necessário para avaliar a massa verde total e a massa verde de parte aérea, independentemente da época de avaliação. Maior tamanho ótimo de parcela é necessário quando a avaliação é realizada aos 123 dias após a semeadura, em relação às avaliações aos 137 e 150 dias após a semeadura, independentemente do caractere. O tamanho ótimo de parcela de 7,48 unidades experimentais básicas de 1m2(7,48m2) é suficiente para avaliar esses três caracteres nessas três épocas de avaliação.

Os objetivos deste trabalho foram determinar o tamanho de amostra (número de plantas) para a estimação da média de caracteres morfológicos e produtivos de aveia preta (Avena strigosa Schreb) e verificar a variabilidade do tamanho de amostra entre caracteres e entre épocas de avaliação. Num experimento a campo, em dez épocas de avaliação (22, 28, 34, 42, 48, 55, 76, 83, 90 e 105 dias após a semeadura), foram selecionadas, aleatoriamente, 52 plantas, totalizando 520 plantas. Em cada planta, foram mensurados os caracteres morfológicos (altura de planta, números de folhas e de perfilhos) e os produtivos (massas verde e seca). Foram calculadas medidas de tendência central e de variabilidade, verificada a normalidade e calculado o tamanho de amostra. Na cultura de aveia preta, há variabilidade do tamanho de amostra entre caracteres e entre épocas de avaliação. Para estimar a média com mesma precisão, o tamanho de amostra dos caracteres produtivos é maior que o dos morfológicos. O tamanho de amostra na fase intermediária de desenvolvimento da cultura é maior que nas fases inicial (primeiras épocas de avaliação) e final (últimas épocas de avaliação). Para a estimação da média dos caracteres morfológicos e produtivos, para um erro de estimação máximo de 20% da média, com grau de confiança de 95%, 47 plantas são suficientes.

This study aimed to identify the relationship between morphological variables and production variables in bell pepper plants derived from seeds of different physiological levels. The experiments were car-ried out in a randomized block design with eight replications in a protected setting at Universidade Federal de Santa Maria. Treatments included three lots of hybrid Tiberius seeds and one lot of Rubi Giant seeds during Spring-Winter and Autumn-Winter season with different levels of physiological quality as shown by vigor and germination tests. The following characters (variables) were measured: plant height, first fork height, stem di-ameter, and stem diameter below the first fork after 50 days, 70 days and 90 days of transplanting, average weight of fruits, average production per harvest, total production, average fruit length, and average width of fruits. Next, for each level of vigor was estimated the correlation matrixes, multicollinearity diagnosis, and then path analysis, considering the total production as the main variable.Plants derived from high-, low- and medium vigor seeds whose first fork diameters were greater after 50 days and 70 days of transplanting are more produc-tive during Spring-Winter seeding. Coefficients of correlation and effect of low magnitude were identified in vigor levels (being high, low, medium, and extremely low) during Autumn-Winter season, indicating a weak relationship between cause and effect of explanatory variables measured on total fruit production of bell pepper.

O objetivo deste trabalho foi modelar e identificar os melhores modelos para a estimação da área foliar de feijão guandu, determinada por fotos digitais em função do comprimento, ou da largura e/ou do produto comprimento vezes largura do limbo do folíolo central da folha. Foram conduzidos dois experimentos com a cultura de feijão guandu. No primeiro experimento, foram realizadas coletas de 200 folhas aos 45, 52, 59, 65, 72, 79, 86, 94, 100, 106 e 114 dias após a emergência (DAE), totalizando 2.200 folhas. No segundo experimento, foi realizada uma coleta de 220 folhas aos 69 DAE. Nessas 2.420 folhas, foram mensurados o comprimento (CFC) e a largura (LFC) e calculado o produto do comprimento vezes a largura (CFC×LFC) do limbo do folíolo central. A seguir, determinou-se a área foliar de cada folha (soma da área foliar dos folíolos esquerdo, central e direito), por meio do método de fotos digitais (Y). Posteriormente, foram separadas, aleatoriamente, 90% das folhas do primeiro experimento (1.980 folhas), para a geração de modelos do tipo quadrático, potência e linear, de Y em função do CFC, da LFC, e/ou do CFC×LFC. Os 10% das folhas restantes do primeiro experimento (220 folhas) e as 220 folhas coletadas no segundo experimento foram usadas, separadamente, para a validação dos modelos. Em feijão guandu, os modelos do tipo quadrático (Ŷ=0,4295+1,5895x+0,0011x2, R2=0,9710), potência (Ŷ=1,6591x0,9983, R2=0,9769) e linear (Ŷ=-1,3555+1,6858x, R2=0,9708), de Y em função do CFC×LFC, são adequados para a estimação da área foliar e o linear, pode, preferencialmente, ser utilizado.

Os objetivos deste trabalho foram determinar o tamanho ótimo de parcela e o número de repetições para avaliar caracteres de feijão de porco (Canavalia ensiformis). Foram realizados seis ensaios de uniformidade de 5m×5m (25m2). Cada ensaio foi dividido em 25 unidades experimentais básicas (UEB) de 1m×1m, totalizando 150UEB. Foi pesada a massa verde de vagens (MVV) e a massa verde de parte aérea sem vagens (MVPASV) e calculada a massa verde de parte aérea (MVPA=MVV+MVPASV) das plantas de cada UEB. Foi determinado o tamanho ótimo de parcela e comparadas as médias entre os caracteres MVV, MVPASV e MVPA. Após, foi calculado o número de repetições. Os tamanhos ótimos de parcela para avaliar a massa verde de vagens, a massa verde de parte aérea sem vagens e a massa verde de parte aérea são, respectivamente, 8,59m2, 6,14m2 e 5,85m2. Quatro repetições, para avaliar até 50 tratamentos, no delineamento blocos ao acaso, são suficientes para identificar, como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, diferenças entre médias de tratamentos de 55,48%, 39,66% e 37,78% das médias de massa verde de vagens, de massa verde de parte aérea sem vagens e de massa verde de parte aérea do experimento, respectivamente

ABSTRACT The goal of this study was to estimate the leaf area of Crotalaria juncea according to the linear dimensions of leaves from different ages. Two experiments were conducted with C. juncea cultivar IAC-KR1, in the 2014/2015 sowing seasons. At 59, 82, 102, 129 days after sowing (DAS) of the first and 61, 80, 92, 104 DAS of the second experiment, 500 leaves were collected, totaling 4,000 leaves. In each leaf, the linear dimensions were measured (length, width, length/width ratio and length × width product) and the specific leaf area was determined through Digimizer and Sigma Scan Pro software, after scanning images. Then, 3,200 leaves were randomly separated to generate mathematical models of leaf area (Y) in function of linear dimension (x), and 800 leaves for the models validation. In C. juncea, the leaf areas determined by Digimizer and Sigma Scan Pro software are identical. The estimation models of leaf area as a function of length × width product showed superior adjustments to those obtained based on the evaluation of only one linear dimension. The linear model Ŷ=0.7390x (R2=0.9849) of the real leaf area (Y) as a function of length × width product (x) is adequate to estimate the C. juncea leaf area.

O objetivo deste trabalho foi determinar o tamanho de amostra necessário para a estimação da média e do coeficiente de variação em caracteres de híbridos simples, triplo e duplo de milho, em diferentes safras e níveis de precisão, por reamostragem com reposição. Doze caracteres foram mensurados em 361, 373 e 416 plantas, respectivamente, de híbridos simples, triplo e duplo, na safra 2008/2009, e em 1.777, 1.693 e 1.720 plantas, respectivamente, de híbridos simples, triplo e duplo na safra 2009/2010. Calcularam-se as estatísticas descritivas e determinou-se o tamanho de amostra necessário para a estimação da média e do coeficiente de variação, em diferentes níveis de precisão - amplitudes do intervalo de confiança de 95% (AIC95%) de 5, 10, ..., 35% da média e do coeficiente de variação -, por reamostragem com reposição. O tamanho de amostra variou entre híbridos, safras e caracteres. É necessário maior tamanho de amostra para a estimação da média e do coeficiente de variação no híbrido duplo, avaliado na safra 2009/2010. Para um mesmo híbrido, safra, caractere e nível de precisão, é necessário maior tamanho de amostra para a estimação da média, em relação ao necessário para estimação do coeficiente de variação. A mensuração de 325, 150, 80, 60, 35 e 30 plantas, respectivamente, é suficiente para a estimação da média e do coeficiente de variação com AIC95% máximas de 10, 15, 20, 25, 30 e 35%, em todos os híbridos, safras e caracteres.

Os objetivos deste trabalho foram determinar o tamanho ótimo de parcela e o número de repetições, para avaliar a massa verde de aveia preta (Avena strigosa Schreb). Foram realizados 18 ensaios de uniformidade de 8m×8m (64m2). Cada ensaio foi dividido em 64 unidades experimentais básicas (UEB) de 1m×1m, totalizando 1.152UEB. Foi pesada a massa verde das plantas de cada UEB. Nove ensaios (576UEB) foram avaliados aos 102 dias após a semeadura e os outros nove ensaios (576UEB) aos 106 dias após a semeadura. O tamanho ótimo de parcela (Xo) foi determinado por meio do método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação e as comparações de médias, entre as épocas de avaliação, foram feitas pelo teste t de Student. O número de repetições, para experimentos nos delineamentos inteiramente casualizado e blocos ao acaso, em cenários formados pelas combinações de i tratamentos (i=3, 4, ..., 50) e d diferenças mínimas entre médias de tratamentos a serem detectadas como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, expressas em percentagem da média do experimento (d=10%, 12%, ..., 30%), foi determinado por processo iterativo até a convergência. O tamanho ótimo de parcela para avaliar a massa verde de aveia preta é de 4,14UEB de 1m2 (4,14m2). Quatro repetições, para avaliar até 50 tratamentos, nos delineamentos inteiramente casualizado e blocos ao acaso, são suficientes para identificar, como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, diferenças entre médias de tratamentos de 26,7% da média do experimento

O objetivo deste trabalho foi determinar a precisão experimental na avaliação da massa de matéria verde de nabo forrageiro, em cenários formados por combinações de tamanhos de parcela e número de tratamentos e de repetições. Utilizaram-se os dados de massa de matéria verde de 3.456 unidades experimentais básicas de 0,5×0,5 m (0,25 m2). Os cenários (1.728) foram planejados e formados pela combinação de seis tamanhos de parcela (0,25, 0,50, 1,00, 1,50, 2,00 e 2,25 m2), i tratamentos (i = 5, 6,..., 20) e r repetições (r = 3, 4,..., 20). Em cada cenário, foram realizadas 2.000 reamostragens, com reposição. Calculou-se a média das 2.000 estimativas, em cada cenário, quanto à diferença mínima significativa pelo teste de Tukey, ao índice de variação e ao coeficiente de variação experimental. Essas estatísticas, nesta ordem, são adequadas para avaliar a precisão experimental. Para avaliar a massa de matéria verde de nabo forrageiro, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições, parcelas com o tamanho de seis unidades experimentais básicas (1,50 m2) são suficientes para identificar diferenças significativas entre tratamentos - menores ou iguais a 36,88% da média geral do experimento -, pelo teste de Tukey, a 5% de probabilidade, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições.

O objetivo deste trabalho foi determinar o tamanho de amostra (número de frutos) necessário para a estimação da média de caracteres de maçãs Royal Gala e Fuji, avaliados na colheita e pós-colheita, após período sob armazenamento refrigerado. Em frutos de macieira Royal Gala e Fuji, foram mensurados oito caracteres na colheita e 11 caracteres após armazenamento refrigerado. Para cada caractere mensurado em cada cultivar, na colheita e após o armazenamento refrigerado, foram calculados a média, a variância, o coeficiente de variação, a assimetria, a curtose e verificada a normalidade e, em seguida, calculado o tamanho de amostra. Maior tamanho de amostra é necessário para a estimação da média de: produção de etileno, ratio, respiração, massa e acidez titulável. Menor tamanho de amostra é necessário para a mensuração de: diâmetro longitudinal, firmeza de polpa, sólidos solúveis totais, diâmetros transversais (maior e menor) e teor de suco. O tamanho de amostra necessário para a mensuração de caracteres de maçãs Royal Gala é menor em relação ao necessário para maçãs Fuji. Em maçãs Royal Gala e Fuji, 88 e 190 frutos, respectivamente, são suficientes para a mensuração de caracteres na colheita e após o armazenamento refrigerado, com erro de estimação de 5% da média.

O objetivo deste trabalho foi determinar o tamanho de amostra (número de plantas) para a estimação da média de caracteres morfológicos e produtivos de nabo forrageiro (Raphanus sativus L.). Em um experimento a campo, foram selecionadas, aleatoriamente, 300 plantas e mensurados os caracteres morfológicos (estatura de planta e número de folhas aos 21, 35, 48, 55, 62, 70, 77 e 91 dias após a semeadura) e os produtivos (massas verde e seca, de raízes, de caule, de folhas e total aos 91 dias após a semeadura). Foram calculadas medidas de tendência central e de variabilidade, verificada a normalidade e calculado o tamanho de amostra. Para estimar a média, com mesma precisão, o tamanho de amostra dos caracteres produtivos é maior que dos morfológicos. Para os caracteres morfológicos e produtivos estudados, 231 plantas são suficientes para um erro de estimação máximo de 10% da média estimada, com grau de confiança de 95%.

O objetivo deste trabalho foi avaliar as relações entre caracteres de nabo forrageiro (Raphanus sativus L.) e de tremoço branco (Lupinus albus L.), e identificar caracteres para a seleção indireta. Foi conduzido um experimento com nabo forrageiro e outro com tremoço branco, em Santa Maria, Estado do Rio Grande do Sul (latitude 29°42'S, longitude 53°49'W e 95m de altitude). Na colheita, foram mensurados a altura de planta, o diâmetro de caule, o número de folhas e as massas verde e seca de parte aérea em 300 plantas de nabo forrageiro e a altura de planta, o diâmetro de caule, o número de vagens e as massas verde e seca de parte aérea em 400 plantas de tremoço branco. Foi investigada a relação entre os caracteres por meio de diagramas de dispersão e análises de correlação e de trilha. Na cultura de nabo forrageiro, o diâmetro de caule tem relação linear positiva com as massas verde e seca e pode ser utilizado para seleção indireta. Na cultura de tremoço branco, o número de vagens por planta tem relação linear positiva com as massas verde e seca e pode ser utilizado para seleção indireta.

The aim of this study was to evaluate the effect on the physiological performance of maize seeds (Zea mays L.) of micro-priming with Bacillus subtilis associated with techniques of water restriction and seed-coating. The micro-priming of the seeds, without any additional techniques, was carried out using a commercial product, Rhizoliptus ® (Bacillus subtilis). Water restriction was carried out using a PDA medium (Potato - Dextrose - Agar) with mannitol (-0.7 MPa), upon which the culture was grown for 48hours. One hundred sterilized corn seeds were placed in each dish. Once root protrusion occurred in one seed, the rest were removed and kept in a laboratory environment for 48 hours. The coating was carried out by the addition of Seed Polymer Color HE (50 ml kg-1) to the priming mixture containing the Bacillus subtilis. The seeds were kept for 48 hours in a laboratory environment. A treatment which associated seed coating and water restriction was used on the micro-primed seeds, together with a control treatment without the addition of Bacillus subtilis. The Bacillus subtilis has no effect on the health of the seeds it; does however contribute to the growth and development of the maize seedlings, being influenced by the micro-priming technique used. The use of water restriction associated with seed coating provides better results when micro-priming with Bacillus subtilis.O objetivo deste trabalho foi avaliar o efeito da microbiolização de sementes com Bacillus subtilis, associada às técnicas de restrição hídrica e peliculização sobre o desempenho fisiológico de sementes de milho (Zea mays L.). A microbiolização das sementes sem técnica adicional foi realizada com o produto comercial Rhizoliptus® (Bacillus subtilis). A restrição hídrica foi realizada em meio BDA (Batata - Dextrose - Ágar) + manitol (-0,7 MPa), sobre o qual a bactéria foi cultivada por 48 h. Foram distribuídas 100 sementes de milho desinfestadas em cada placa. Quando houve protrusão radicular na primeira semente, as demais foram retiradas e mantidas em ambiente de laboratório por 48 h. A peliculização foi realizada com a adição do polímero Color Seed HE (50 mL kg-1) à calda de tratamento contendo Bacillus subtilis. As sementes foram mantidas por 48 h em ambiente de laboratório. Foi utilizado um tratamento associando a peliculização e a restrição hídrica nas sementes microbiolizadas e ainda, um tratamento testemunha, sem adição de Bacillus subtilis. Bacillus subtilis não apresenta efeito sobre a sanidade de sementes, entretanto, contribui para o crescimento e desenvolvimento de plântulas de milho, sendo influenciado pela técnica de microbiolização utilizada. A associação da restrição hídrica com a peliculização proporciona melhor desempenho no efeito da microbiolização com Bacillus subtilis.

O objetivo deste trabalho foi avaliar a interferência da não normalidade multivariada e da multicolinearidade na análise de trilha, em milho. Foram utilizados os dados de 13 ensaios de competição de cultivares de milho. Foram mensuradas a variável principal (produtividade de grãos) e sete variáveis explicativas (número de dias até o florescimento, estatura de plantas, altura de inserção da espiga, posição relativa da espiga, número de plantas, número de espigas e prolificidade), em cada cultivar. Procedeu-se, então, à transformação dos dados e ao diagnóstico de normalidade univariada e multivariada. Antes e após a transformação de dados, foram calculados os coeficientes de correlação e realizado o diagnóstico de multicolinearidade. A análise de trilha foi realizada por três métodos: tradicional; sob condições de multicolinearidade (análise de trilha em crista); e tradicional com eliminação de variáveis. A transformação de dados reduz o grau de multicolinearidade e a variabilidade das estimativas dos efeitos diretos, na análise de trilha tradicional com alto grau de multicolinearidade. A multicolinearidade exerce maior impacto sobre a estimativa dos efeitos diretos nas análises de trilha do que a não normalidade multivariada. A análise de trilha tradicional com eliminação de variáveis é mais adequada do que a análise de trilha em crista.

The aim of this work was to compare the methods of leaf discs and digital photos used to determine the leaf area of snap bean (Phaseolus vulgaris L.), with indeterminate growth habit, and model complete leaf area (three leaflets) according the length, or width and or the product of length width, for different sizes of leaves. An experiment was conducted in a greenhouse at University Federal of Santa Maria, in Rio Grande do Sul State, Brazil. For this, in 191 leaves, collected 55 days after sowing, it was measured the maximum length and maximum width of central leaflet, and calculated the product of length width. After was determined leaf area of complete leaves (left, central and right leaflets), by the methods of digital photos and leaf discs. Linear regression analysis and correlation were used to compare the methods. The quadratic, potency and linear models of the leaf area as a function of the length, or width, or product of length width were adjusted, and validated by different indicators. In snap beans, the leaf disks and digital photos methods are discordant. The method digital photos adequately represent the leaf limb, regardless of different mass per area exist, and is appropriate for the determination of leaf area. Quadratic model (? = –4.8376 + 1.8908 x + 2.2027 x2, R2 = 0.9901) and potency model (? = 2.5806 x1.9565, R2 = 0.9883) based on the width of central leaflet (x) are adequate to estimate complete leaf area (three leaflets), determined by digital photos.O objetivo deste trabalho foi comparar os métodos de discos foliares e de fotos digitais, utilizados para determinar a área foliar de feijão-vagem (Phaseolus vulgaris L.) de hábito de crescimento indeterminado, e modelar a área foliar completa (três folíolos) em função do comprimento, ou da largura e/ou do produto comprimento vezes largura do folíolo central, de diferentes tamanhos de folhas. O experimento foi conduzido na Universidade Federal de Santa Maria, sob estufa plástica. Aos 55 dias após a semeadura, foram coletadas 191 folhas e mensurado o comprimento máximo e a largura máxima do folíolo central, e calculado o produto comprimento vezes largura. Posteriormente, determinou-se a área foliar completa (folíolos esquerdo, central e direito), por meio dos métodos de fotos digitais e de discos foliares. Análises de regressão linear e de correlação foram utilizadas para comparar os métodos. Modelos quadrático, potência e linear da área foliar completa (três folíolos) em função do comprimento, ou da largura e/ou do produto comprimento vezes largura do folíolo central foram ajustados, e validados por diferentes indicadores. Em feijão-vagem, os métodos de discos foliares e fotos digitais são discordantes. O método de fotos digitais representa adequadamente todo o limbo foliar, independentemente das diferentes relações de massa por área existentes, e é apropriado para a determinação da área foliar. Os modelos quadrático (? = –4,8376 + 1,8908x + 2,2027x2, R2 = 0,9901) e de potência (? = 2,5806x1,9565, R2 = 0,9883) em função da largura do folíolo central (x) são adequados para estimar a área foliar completa (três folíolos) (?), obtida por meio do método de fotos digitais.

O objetivo deste trabalho foi determinar o tamanho de amostra necessário para a estimação da média do comprimento, dos diâmetros maior e menor e da massa de sementes de feijão de porco (Canavalia ensiformis) e de mucuna cinza (Stizolobium cinereum). Em 300 sementes de feijão de porco e em 300 sementes de mucuna cinza, foram mensurados os seguintes caracteres: comprimento, diâmetros maior e menor e massa. Foram calculadas medidas de tendência central e de variabilidade. Após, foram testadas as hipóteses de igualdade entre as médias e de homogeneidade entre as variâncias. Foi determinado o tamanho de amostra por meio de reamostragem, com reposição de 10.000 amostras. Para a estimação da média do comprimento, dos diâmetros maior e menor e da massa, com intervalo de confiança de 95% igual a 10% da estimativa da média, 117 e 66 sementes são suficientes, respectivamente, para feijão de porco e mucuna cinza.The objective of this research was to determine the sample size (number of seeds) to estimate the average of length, major and minor diameters and weight of seeds of jack bean (Canavalia ensiformis) and velvet bean (Stizolobium cinereum). In 300 seeds of jack bean and 300 seeds of velvet bean it was measured following characters: length, major and minor diameters and weight. It was calculated measures of central tendency and variability. After the hypothesis of equality between the means and homogeneity of variances, were tested. It was determined the sample size using resampling with replacement of 10,000 samples. For estimating the average of length, major and minor diameters and weight, with amplitude of confidence interval of 95%, equal 10% of average estimate, 117 and 66 seeds are sufficient, respectively, for jack bean and velvet bean.

In the study of linear relationships, it is important to define correctly the sample size, to estimate the Pearson correlation coefficient among pairs of characters, with acceptable reliability. The aim of this research was to determine the sample size (number of plants) to estimate the Pearson correlation coefficient among 21 characters of castor bean. It was evaluated 41 and 55 plants of the Sara and Lyra hybrids, respectively, regarding to the characters of seed, seedling, adult plant and yield in Santa Maria, Rio Grande do Sul State, Brazil, in the agriculture year of 2007/2008. It was calculated the sample size through bootstrap resampling, to estimate the Pearson correlation coefficient, for the amplitudes of the bootstrap confidence interval 95% equal to 0.20, 0.35 and 0.50, for each of 210 pairs of characters. Regardless of the castor bean hybrids, 96 plants are sufficient to estimate the Pearson correlation coefficient, to the amplitude of the bootstrap confidence interval 95%, maximum of the 0.52. No estudo de relações lineares é importante dimensionar adequadamente a amostra para a estimação do coeficiente de correlação linear de Pearson entre pares de caracteres, com confiabilidade aceitável. O objetivo deste trabalho foi determinar o tamanho de amostra (número de plantas) para a estimação do coeficiente de correlação linear de Pearson entre 21 caracteres de mamoneira. Foram avaliadas 41 e 55 plantas dos híbridos Sara e Lyra, respectivamente, quanto aos caracteres de semente, de plântula, de planta adulta e de produção, em Santa Maria, Estado do Rio Grande do Sul, no ano agrícola de 2007/2008. Calculou-se o tamanho de amostra por meio de reamostragem “bootstrap”, para a estimação do coeficiente de correlação linear de Pearson, para as amplitudes do intervalo de confiança de “bootstrap” de 95% iguais a 0,20, 0,35 e 0,50, para cada um dos 210 pares de caracteres. Independentemente do híbrido de mamoneira, 96 plantas são suficientes para a estimação do coeficiente de correlação linear de Pearson, para a amplitude do intervalo de confiança de “bootstrap” de 95%, máxima de 0,52.

O objetivo deste trabalho foi avaliar a adequação das estatísticas acurácia seletiva e valor do teste F para genótipo, como medidas do grau de precisão experimental, e determinar o número de medições (repetições) necessário à predição do desempenho de genótipos de arroz (Oryza sativa) irrigado. Foram utilizados dados de produtividade de grãos de 175 ensaios de competição de genótipos de arroz irrigado por alagamento. Os ensaios foram realizados no Estado do Rio Grande do Sul, de 1998 a 2011. Utilizou-se o delineamento de blocos ao acaso, com quatro repetições e número de genótipos entre 5 e 36. Foram realizadas análises de correlação e de trilha, e calculada a frequência de ensaios em cada classe de precisão experimental. Foram estimados os coeficientes de repetibilidade e calculado o número de repetições necessárias para predizer o valor real dos genótipos. As estatísticas acurácia seletiva e valor do teste F para genótipo são adequadas para avaliar a precisão experimental em ensaios de competição de genótipos de arroz irrigado. Ensaios com cinco repetições identificam genótipos superiores de arroz irrigado, com 82% de exatidão no prognóstico de seu valor real.

O objetivo deste trabalho foi determinar o tamanho de amostra necessário para avaliar caracteres de frutos de pêssego na colheita e após o armazenamento refrigerado. Foram colhidos frutos de um pomar comercial. No laboratório, separaram-se, aleatoriamente, duas amostras de 120 frutos de pêssego, sendo uma amostra avaliada na colheita e a outra armazenada a -0,5°C por 30 dias, mais cinco dias a 20°C. Foram mensurados 11 caracteres em cada fruto na colheita e 12 caracteres após o armazenamento refrigerado, sendo calculadas medidas de tendência central e de dispersão e verificada a normalidade. Posteriormente, compararam-se as médias e verificou-se a homogeneidade de variâncias dos caracteres avaliados na colheita e após o armazenamento refrigerado. A seguir, foi determinado o tamanho de amostra para cada caractere. São necessários 169 frutos para estimar a firmeza de polpa, 34 frutos para estimar a massa, a acidez e o ratio, 11 frutos para avaliar a suculência e seis frutos para estimar os demais caracteres na colheita e após o armazenamento refrigerado, com erro de estimação de 5% da média.The aim of this research was to determine the sample size needed to evaluate peach fruit characters at harvest and after cold storage. Fruits were collected from a commercial orchard. In the laboratory, split randomly, two samples of 120 fruits each, one sample assessed at harvest and one stored at -0.5°C for 30 days, and then for five additional days at 20°C. Eleven characters were measured on each fruit at harvest and twelve after cold storage, being the central tendency measures and dispersion calculated and normality checked. After, it was compared the average and the homogeneity of variance at harvest and after cold storage and calculated the sample size for each character. In peach, 169 fruits are needed to estimate the pulp firmness, 34 fruits to estimate the weight, acidity and ratio, 11 fruits to assess fruit juiciness and six fruits to estimate the others characters at harvest and after cold storage, with an estimation error of 5% on average.

O objetivo deste trabalho foi modelar a área foliar de mucuna cinza determinada por fotos digitais em função das dimensões do limbo do folíolo central da folha. Foi conduzido um experimento de 256m² com a cultura de mucuna cinza em área experimental da Universidade Federal de Santa Maria. Em seis períodos de desenvolvimento da cultura (29, 43, 57, 73, 87 e 101 dias após a emergência), foram coletadas, aleatoriamente, o total de 790 folhas. Cada folha é composta pelos folíolos esquerdo, central e direito. Nessas 790 folhas, foi mensurado o comprimento (CFC) e a largura (LFC) e calculado o produto do comprimento vezes a largura (CFC×LFC) do limbo do folíolo central. A seguir, determinou-se a área foliar (soma da área foliar dos folíolos esquerdo, central e direito) por meio do método de fotos digitais (Y). Posteriormente, separou-se, aleatoriamente, 650 folhas para a construção de modelos do tipo quadrático, potência e linear, de Y em função do CFC, da LFC, e/ou do CFC×LFC, e 140 folhas para a validação dos modelos. Em mucuna cinza, o modelo potência (Ŷ=3,6450x1,9479, R²=0,9886) com base na largura do limbo do folíolo central é adequado para estimar a área foliar obtida por fotos digitais.The objective of this research was to model the leaf area of velvet bean determined by digital photos with the dimensions of the central leaflet limb of the leaf. A experiment of 256m² was conducted with the culture of velvet bean in the Universidade Federal de Santa Maria. In six periods of culture development (29, 43, 57, 73, 87 and 101 days after emergence) were collected, randomly, 790 leaves. Each leaf is composed of the left, center and right leaflets. In these 790 leaves were measured the length (CFC) and width (LFC) and calculated the product length width (CFC×LFC) of the central leaflet. It was determined the leaf area (the leaf area sum of the left, center and right leaflets) by the method of digital photos (Y). Later, 650 leaves were randomly separated, to build the quadratic model, potency and linear of Y in function of the CFC, LFC and/or CFC×LFC. It was used 140 leaves for validation. The potency model of leaf area obtained by method of digital photos (Ŷ=3.6450 x1.9479, R²=0.9886) based on the width central leaflet, is adequate to estimate leaf area in velvet bean.

O objetivo deste trabalho foi determinar o tamanho de amostra (número de insetos) para a estimação da média de duração dos períodos larval, pupal e larval + pupal de Microtheca ochroloma e de Microtheca semilaevis (Coleoptera: Chrysomelidae). Foram coletados adultos dessas espécies em uma área experimental de 0,25ha de nabo forrageiro (Raphanus sativus L.) e foi estabelecida uma criação em laboratório (temperatura de 25±2°C, umidade relativa de 60±10% e fotoperíodo de 12 horas). Após, foram mensurados os períodos larval, pupal e larval + pupal, em dias, de 119 e 81 insetos, respectivamente, de M. ochroloma e de M. semilaevis. Foram calculadas medidas de tendência central e de variabilidade. Foi determinado o tamanho de amostra por meio de bootstrap, com reposição de 10.000 amostras. Para a estimação da média dos períodos larval, pupal e larval + pupal, com intervalo de confiança de bootstrap de 95% de um dia, 42 e 35 insetos são suficientes, respectivamente, para M. ochroloma e M. semilaevis.The objective of this research was to determine the sample size (number of insects) to estimate the average duration for larval, pupal and larval + pupal periods for M. ochroloma and M. semilaevis. Adults of both species were collected at a 0.25ha experimental area of forage turnip (Raphanus sativus L.) and for laboratory rearing (temperature 25±2°C, relative humidity 60±10% and photoperíod 12 hours). Afterwards larval, pupal and larval + pupal periods were measured, in days, of 119 and 81 insects, respectively, M. ochroloma and M. semilaevis. It was calculated measures of central tendency and variability and determined the sample size using bootstrap with replacement of 10000 samples. For estimating the average larval, pupal and larval + pupal periods, with amplitude of bootstrap confidence interval of 95%, equal a day, 42 and 35 insects are sufficient, respectively for both M. ochroloma and M. semilaevis.

O objetivo deste estudo foi determinar o tamanho de amostra necessário para avaliar a firmeza de polpa e a cor de fundo da epiderme, em pêssego 'Eragil' e maçã 'Royal Gala'. Foram conduzidos dois experimentos, um com frutos de pêssego e outro com frutos de maçã dentro de minicâmaras de 0,23 m³. Os pêssegos foram armazenados por oito semanas a temperatura de -0,5 ºC, mais quatro dias a 20 ºC, sendo avaliadas oito formas de armazenamento (refrigerado, atmosfera controlada com diferentes concentrações de O2 e CO2, e com ou sem absorção de etileno). As maçãs permaneceram em armazenamento refrigerado durante quatro meses a 0,5 ºC, mais sete dias a 20 ºC, sendo os tratamentos compostos por doses de 1-metilciclopropeno combinados com tipos de tábuas de madeira. O número de frutos avaliados variou de 30 a 57 em pêssego e 78 a 101 em maçã. Para cada fruto foi mensurada a firmeza de polpa, com um penetrômetro manual e a cor de fundo da epiderme (luminosidade, intensidade e tonalidade de cor) com colorímetro eletrônico. Posteriormente, foi determinado o tamanho de amostra necessário para a estimação da média da firmeza de polpa e da cor de fundo da epiderme. Em pêssego, 121 frutos são suficientes para a estimação da média da firmeza de polpa e da cor de fundo da epiderme com erro de estimação de 5% da média em atmosfera controlada e de 10% em armazenamento refrigerado. Em maçã, 24 frutos são suficientes para a estimação da média da firmeza de polpa e da cor de fundo da epiderme, com erro de estimação de 5% da média.The aim of this study was to determine the sample size required to asses flesh firmness and epidermis background color of 'Eragil' peaches and 'Royal Gala' apples. Two experiments were carried, one with peaches and another one with apples placed inside 0.23 m³ minichambers. The peaches were stored for eight weeks at -0.5 ºC, and then for four additional days at 20 °C, next eight kinds of storage where assessed (refrigerated, controlled atmosphere with different concentrations of O2 and CO2 and with or without ethylene absorption). The apples were kept at a refrigerated storage for four months at 0.5 °C, and then for seven additional days at 20 °C, the treatments were composed by doses of 1-methylcyclopropene combined with types of wooden planks. The number of assessed fruits ranged from 30 to 57 for peaches and from 78 to 101 for apples. In each fruit the flesh firmness was measured by a manual penetrometer and the background color of the epidermis (brightness, intensity and color tone) by an electronic colorimeter. Thereafter, the size sample needed to estimate to flesh firmness and the background color of the epidermis was determinate. In peaches, 121 fruit are enough to estimate the average of the flesh firmness and epidermis background color with an estimation error of 5% on the average in a controlled atmosphere and 10% in cold storage. In apples, 24 fruits are enough to estimate the average of the flesh firmness and epidermis background color, with an estimation error of 5% on the average.