STABILITAS KLON-KLON HARAPAN UBIKAYU BERDASARKAN HASIL PATI

(1)

309

STABILITAS KLON-KLON HARAPAN UBIKAYU

BERDASARKAN HASIL PATI

Stability of cassava promising clones based on starch yield

Sholihin

Balai Penelitian Tanaman Kacang-kacangan dan Umbi-umbian Malang Jl. Raya Kendalpayak Km 8 Pakisaji Malang. Kotak Pos 66 Malang 65101

ABSTRAK

Percobaan di lakukan di tanah mineral di emapt lokasi yang berbeda yaitu Lumajang (Inceptisol), Kediri (Entisol), Pati (Alfisol), dan Tulangbawang (Ultisol) selama 2005 – 2006. Penelitian ini menggunakan rancangan petak terbagi, dua lingkungan tumbuh sebagai petak utama, klon ubikayu sebagai anak petak, dengan tiga ulangan. Sebagai anak petak yaitu 15 klon ubikayu. Hasil penelitian terlihat bahwa Klon CMM97002-183, Adira 4, CMM97007-145, CMM97007-235, Malang 2, CMM97002-36), and CMM97006-44 dapat digolongkan sebagai klon yang stabil hasil patinya umur 9 bulan berdasarkan model AMMI. Semua klon yang dikatagorikan stabil berdasarkan AMMI, juga stabil berdasarkan regresi, tidak semua klon yang dikatagorikan stabil berdasarkan teknik regresi, juga stabil berdasarkan model AMMI. Analisis stabilitas berdasarkan model AMMI lebih sensitif dibanding dengan analisis berdasarkan regresi.

Kata Kunci: ubikayu, stabilitas, model AMMI , teknik regresi

ABSTRACT

The experiments were done on mineral soil in four different locations such as Lumajang (Inceptisol), Kediri (Entisol), Pati (Alfisol), and Tulangbawang (Ultisol) during 2005 – 2006. The experiments were done using a split plot design, three replications. The clones used were fifteen clones. Parameter recorded was starch yield (kg ha-1_{) of six month old plants.}

The data were analyzed using the additive main effects and multiplicative interaction (AMMI). Research results can be seen that the clones of CMM97002-183, Adira 4, CMM97007-145, CMM97007-235, Malang 2, CMM97002-36), and CMM97006-44 were identified as stable clones for starch yield in 9 months based on AMMMI models. All clones that were stable based on AMMMI models, also stable based on the technique of regression. Not all clones that were stable based on the technique of regression, also stable based on AMMMI models. The result showed that stability analysis based on technique of AMMI was more sensitive than that based on the technique of regression.

Keyword: cassava, stability, AMMI model, the technique of regression

PENDAHULUAN

Diperkirakan kebutuhan ubi-kayu akan meningkat di masa yang akan datang seiring dengan meningkatnya jumlah penduduk dan meningkatnya jumlah industri yang berbahan baku

ubikayu. Dalam rangka penyediaan bahan baku industri, varietas unggul memegang peran yang cukup penting dalam peningkatan produksi dan produktivitas ubikayu. Tanaman ubi-kayu (Manihot esculenta Crantz) termasuk

(2)

310 tanaman menyerbuk silang. Dengan

demikian klon-klon yang ada merupa-kan tanaman yang heterosigot. Oleh karena itu, peluang adanya interaksi genotipe x lingkungan untuk beberapa karakter kuantitatif relatif besar. Me-kanisme stabilitas suatu genotipe dapat dibedakan atas dua macam, yaitu pe-nyangga individu, dan kedua yaitu penyangga populasi (Chaudhary, 1996).

Dalam kaitannya dengan adanya interaksi genotipe x lingkungan, dua tindakan yang bisa dilakukan oleh se-orang pemulia tanaman, pertama yaitu memperkecil efek interaksi genotipe x lingkungan, yang kedua yaitu meman-faatkan efek interaksi tersebut. Usaha yang dapat dilakukan untuk memper-kecil efek interaksi genotipe x ling-kungan yaitu dengan melakukan penge-lompokan lingkungan. Daerah sasaran dari varietas yang akan dikembangkan dapat dibagi ke dalam beberapa ke-lompok, sehingga kondisi lingkungan dalam kelompok tersebut bisa dinilai agak seragam. Pengelompokan ini biasa-nya berdasarkan pada perbedaan ling-kungan makro seperti temperatur, distribusi curah hujan, dan tipe tanah.

Untuk memanfaatkan efek inter-aksi genotipe x lingkungan, pemulia me-lakukan pendekatan langsung yang akan memberikan informasi pemulia tentang tipe sistem genetik yang bagaimana yang umumnya akan memberikan penampil-an ypenampil-ang baik ypenampil-ang stabil. Dengpenampil-an kata lain, pemulia tersebut mencari varietas yang dapat mengontrol proses perkem-bangan mereka sehingga varietas ter-sebut berpenampilan bagus dan konsisten.

Terdapat beberapa teknik analisis stabilitas. Ebberhart dan Russel (1966)

mengemukakan teknik analisis stabilitas berdasarkan koefisien regresi dan sim-pangan regresi. Teknik ini hanya meng-konsentrasikan pada analisa stabilitas suatu genotipe. Suatu genotipe dikata-kan stabil bila koefisien regresi tidak berbeda dengan satu dan simpangan regresinya tidak berbeda dengan nol. Suatu genotipe dikatakan stabil bila genotipe tersebut memiliki nilai ko-efisien regresi tidak berbeda dengan 1,0 dan simpangan regresinya tidak berbeda dengan 0. Pada metode ini, model regresinya adalah model deskriptif yang berdasarkan pada data yang diamati, bukan berdasar pada model prediksi. Untuk model prediksi yang berguna, variabel independen seharusnya dapat diukur sebelum percobaan, tetapi model deskriptif linier ini, variabel independen (indek lingkungan) tak dapat diukur selama percobaan. Motode ini meng-gunakan asumsi bahwa ada hubungan linier antara penampilan varietas dan faktor lingkungan (McLaren dan Chaudhary, 1996). Banyak publikasi yang menggunakan metode ini dalam penilaian stabilitas suatu genetipe, diantaranya oleh Trustinah et al. (2000). Gauch (1992) mengusulkan analisis interaksi genotipe x lingkungan dengan model AMMI (Additive Main Effects and Multiplicative Interaction). Model ini terdiri dari dua model, yaitu model aditif (rataan umum, rataan genotipe, dan rataan lingkungan), dan model multiplicative (interaksi genotipe x lingkungan).

Model ini tidak memerlukan asumsi bahwa ada hubungan linier antara penampilan varietas dan faktor lingkungan (McLaren and Chaudhary, 1996). Sutjihno (1996) menetapkan

(3)

311

stabilitas suatu genotipe dengan mem-buat grafik x – y, di mana IPCA1 untuk genotipe sebagai sumbu x dan IPCA2 untuk genotipe sebagai sumbu y. Genotipe yang stabil adalah genotipe yang berada dekat dengan titik (0,0). Tujuan penelitian adalah untuk menguji stabilitas stabilitas klon-klon harapan ubikayu dengan teknik regresi dan model AMMI.

BAHAN DAN METODE

Penelitian di lakukan di Luma-jang (Inceptisol), Kediri (Entisol), Pati (Alfisol), and Tulangbawang (Ultisol) selama 2005 – 2006. Penelitian ini meng-gunakan rancangan petak terbagi, dua lingkungan tumbuh sebagai petak utama, klon ubikayu sebagai anak petak, dengan tiga ulangan. Petak penelitian berukuran 5 m x 5 m. Kedua lingkungan tumbuh tersebut adalah sebagai berikut: L1 (teknologi sederhana) = populasi ubi-kayu 12.500 tanaman per hektar, pe-mupukan 93 kg ha-1_{N, L2 (teknologi} di-perbaiki) = populasi ubi-kayu 12.500 tanaman per hektar, pemupukan 93 kg ha-1_{N + 36 kg ha}-1_P₂_O₅_{+ 60 kg ha}-1_K₂_O. Sebagai anak petak yaitu 15 klon ubikayu.

Hasil pati 9 bulan yang disajikan pada artikel ini. Teknik regresi yang di-gunakan adalah teknik yang dikemuka-kan oleh Ebberhart dan Russel (1966). Teknik ini dikonsentrasikan pada analisa stabilitas. Teknik ini berdasarkan ko-efisien regresi dan simpangan regresi suatu genotipe. Suatu genotipe dikata-kan stabil bila koefisien regresi tidak berbeda dengan satu dan simpangan regresinya tidak berbeda dengan nol.

Hasil pati dianalisa mengguna-kan program MSTATC untuk

men-dapatkan analisis ragam. Program IRRISTAT digunakan untuk menganalisa analisis ragam berdasarkan AMMI, dan skor IPCA. Korelasi antara skor IPCA dan data lingkungan digunakan program MSTATC. Biplot IPCA diran-cang dengan program Microsoft office excel.

Stabilitas klon ditentukan ber-dasarkan biplot IPCA. Chaudhary dan Ahn (1996) menambahkan elip disekitar titik dari biplot IPCA .dan Sumertajaya (2005) melaporkan cara membuat ellips dengan menghitung radius (r) ellips. Pe-nentuan jari-jari ellips ditentukan dengan formula yang dikemukaan oleh Sumertajaya (2005). Rumus tersebut adalah sebegai berikut:

r

i = ± √ [ (n-1)p / (n-p)] [F(α, p, n-p)] [√ λi ei ]

di mana :

ri = jari-jari ellips untuk komponen utama ke-I

n = jumlah genotipe yang diuji p = jumlah dimensi dari AMMI

F(α, p, n-p) = tabel F pada taraf α (0.05); n sebagai pembilang dan (n-p) sebagai penyebut

λi=akar cirri untuk kompon utama ke-i ei = eigen vektor

Klon yang ada di dalam ellips diklasi-fikasikan sebagai klon yang stabil, se-baliknya untuk klon yang ada diluar ellips.

HASIL DAN PEMBAHASAN

Analisis ragam tergabung untuk hasi pati 9 bulan tertera pada Tabel 1. Interaksi genotipe dengan lingkungan nyata untuk hasil pati. Adanya interaksi ini juga telah dilaporkan sebelumnya (Sholihin et al. 2004; Sholihin dan

(4)

312 Sundari. 2008). Interaksi ini terjadi

karena beragamnya genotipe yang diuji dan juga beragamnya lokasi yang di-gunakan yang meliputi jenis tanah, keasaman tanah, kondisi fisik dan kimia tanah, serta iklim.

Analisis stabilitas dengan regresi

Adanya interaksi genotipe x lokasi untuk hasil pati umur 9 bulan (Tabel 1) menyarankan perlunya analisis lebih lanjut dengan teknik regresi. Pada Tabel 1 terlihat bahwa interaksi tek-nologi x genotipe x lokasi tidak nyata untuk hasil pati umur 9 bulan. Dengan demikian faktor teknologi dapat diang-gap sebagai ulangan. Oleh karena itu, dalam analisis ini digunakan 4 ling-kungan, 6 ulangan dan 15 klon. Teknik ini dikemukakan antara lain oleh Ebberhart dan Russel (1966).

Sidik ragam gabungan untuk hasil pati pada umur 9 bulan dari 15 klon ubikayu tertera pada Tabel 2. Interaksi genotipe dengan lokasi percobaan nyata untuk hasil pati umur 9 bulan, yang berarti bahwa ada perbedaan peringkat klon ubikayu berdasarkan hasil pati pada umur 9 bulan diantara beberapa lingkungan uji.

Kuadrat tengah simpangan dari regresi (Sdi2), Fhit untuk Sdi2, hasil pati, koefisien regresi, koefisien determinasi klon-klon harapan ubikayu untuk hasil pati umur 9 bulan di 4 lingkungan tumbuh tertera pada Tabel 3. Klon CMM97011-191, CMM97006-52, CMM97 001-87, CMM97015-255, CMM97002-183, CMM97002-36, CMM97007-145, CMM97 007-235, Malang 2, CMM97006-44,

Tabel 1. Sidik ragam tergabung untuk hasil pati 9 bulan beberapa klon/varietas ubikayu di empat lokasi, MT 2004-2005.

Sumber

Keragaman db Kuadrat Tengah

Lingkungan (L) Ulangan/L Teknologi (T) T x L Galat a Genotipe (G) G x L T x G T x G x L Galat b 3 8 1 3 8 14 42 14 42 224 506829848** 1179815 14571306* 5257094* 1708884 27432162** 4410850** 1558981 1844214 1327824 KK(%) 18,10

(5)

313

CMM97001-12, Adhira 4, Adhira 1 dan UB 1-2 mempunyai koefisien regresi yang sama dengan satu, sedangkan genotipe MLG 10.311 mempunyai ko-efisien regresi yang tidak sama dengan satu. Hasil uji F untuk kuadrat tengah simpangan dari regresi (Sdi2) menunjuk-kan bahwa genotipe CMM97001-87, CMM97015-255, CMM97002-183, CMM 97002-36, 145, CMM97007-235, Malang 2, CMM97006-44, Adhira 4, MLG 10.311, dan UB 1-2 mempunyai kuadrat tengah simpangan dari regresi (Sdi2) yang sama dengan nol, sedangkan genotipe CMM97011-191, CMM97001-12, Adhira1 dan CMM97006-52 mempunyai kuadrat tengah simpangan dari regresi (Sdi2) yang tidak sama dengan nol.

Dengan demikian, berdasarkan analisis regresi versi Ebberhart dan Russel (1966), maka klon CMM97001-87, CMM97015-255, CMM97002-183, CMM

97002-36, 145, CMM97007-235, Malang 2, CMM97006-44, Adhira 4, dan UB 1-2 termasuk klon yang stabil. Karena koefisien regresi (bi) dari klon tersebut tidak berbeda dengan satu dan simpangan kuadrat tengah simpangan dari regresi klon tersebut berbeda dengan nol, sebaliknya untuk klon CMM97011-191, CMM97006-52, Adhira 1, CMM97001-12 dan MLG 10.311.

Rata-rata hasil pati klon MLG 10.311 adalah yang tertinggi, namun ber-dasarkan teknik regresi versi Ebberhart dan Russel (1966), klon ini tergolong klon yang tidak stabil. Hal yang serupa juga dilaporkan oleh beberapa pakar bahwa genotipe yang rata-rata hasilnya tertinggi dikatagorikan tidak stabil ber-dasarkan teknik regresi versi Ebberhart dan Russel (Ebberhart dan Russel, 1966; Djaelani et al., 2001, Slamet et al., 1988; Beti dan Dahlan, 1988;

Tabel 2. Sidik ragam gabungan klon harapan ubikayu untuk hasil pati umur 9 bulan di 4 lokasi, 2004-2005.

Sumber Keragaman db JK KT

Lingkungan (L) Ulangan dalam lokasi Genotipe (G) G x L Galat Total 3 20 14 42 280 359 1520489545 53452182 384050269 185255683 396715395 2539963073 506829848** 2672609 27432162** 4410850** 1416840

(6)

314 Tabel 3. Simpangan kuadrat tengah (Sdi2), Fhit untuk simpangan kuadrat tengah,hasil pati, koefisien regresi (bi), koefisien determinasi (R2_{) untuk hasil pati umur 9 bulan di 4} Lokasi, 2004-2005. Klon Sdi2 Fhit untuk Sdi2 hasil pati kg ha-1 bi R2 1.CMM97001-87 2.CMM97015-255 3.CMM97011-191 4.CMM97002-183 5.CMM97002-36 6.CMM97007-145 7.CMM97007-235 8.CMM97006-52 9.Adhira 1 10.Malang 2 11.CMM97006-44 12.CMM97001-12 13.UB 1-2 14.Adhira 4 15.MLG 10.311 332050 286291 2073984** 437676 140766 109340 233160 1149217** 865542* 13050 73613 1159405** 293046 104266 48888 2,406 1,212 8,783 1,853 0,596 0,463 0,987 4,867 3,665 0,055 0,312 4,910 1,241 1,442 0,207 5080 5663 6484 5690 6538 6935 6133 7415 3799 6119 6367 6592 7035 7348 8305 1,056 0,808 1,048 0,919 0,844 0,926 1,023 0,906 0,330 0,939 1,195 1,043 1,284 1,251 1,426* 0,94 0,95 0,82 0,94 0,98 0,99 0,97 0,86 0,52 1,00 0,99 0,89 0,98 0,97 1,00

**;* : nyata pada taraf 1 % dan 5 %

Tabel 4. Sidik ragam berdasarkan model AMMI klon harapan ubikayu untuk hasil pati umur 9 Bulan di 4 lokasi, 2004-2005.

Sumber Keragaman db JK KT Fhit F5% F1% Lingkungan (E) Galat Genotipe (G) G x E IPCA1 IPCA2 IPCA3 Galat gab 3 20 14 42 16 14 12 280 1520489545 53452182 384050269 185255683 99504600 62474400 23276820 396715395 506829848** 2672609 27432162** 4410850** 6219038** 4462457** 1939735 1416840 189,639 19,362 3,113 4,389 3,150 1,37 3,10 1,76 1,47 1,71 1,76 1,81 4,94 2,15 1,67 2,07 2,15 2,26

** : nyata pada taraf 1%

Puspitarati dan Daradjat, 1994). Ko-efisien regresi klon MLG 10.311 adalah lebih besar dari 1. Klon tersebut adaptif

pada lingkungan yang optimal (Finlay dan Wikinson, 1963). Sebaliknya dilapor-kan bahwa genotipe yang rata-rata

(7)

hasil-315

nya tertinggi dikatagorikan stabil ber-dasarkan teknik regresi versi Ebberhart dan Russel, 1966 (Anwari et al., 2004; Trustinah et al., 2000).

Analisis stabilitas dengan model AMMI

Sidik ragam berdasarkan model AMMI genotipe ubikayu untuk hasil pati umur 9 bulan disajikan pada Tabel 4. Pada Tabel ini terlihat bahwa efek interaksi genotipe x lingkungan nyata pada taraf 1 %, dengan model AMMI, sumber keragaman interaksi genotipe x lingkungan dapat dipisahkan menjadi

beberapa komponen, IPCA1, IPCA2 dan IPCA3 dan ternyata IPCA1, dan IPCA2, menunjukkan perbedaan yang nyata, sedangkan IPCA3 tidak nyata. Lima puluh empat persen dari jumlah kuadrat interaksi dikontribusikan oleh kom-ponen IPCA1, 34 % oleh IPCA2, dan sisanya oleh IPCA3.

Biplot IPCA1 dan IPCA2 untuk genotipe berdasarkan hasil pati umur 9 bulan tertera pada Gambar 1. Berdasar- kan gambar ini dapat ditentukan geno-tipe yang stabil dan spesifik.

-60 -40 -20 0 20 40 60 80 -60 -40 -20 0 20 40 60 80 IPC A 2 IPCA 1 Keterangan: 1: CMM97001-87 6 : CMM97007-145 11: CMM97006-44 2: CMM97015-255 7 : CMM97007-235 12: CMM97001-12 3: CMM97011-191 8 : CMM97006-52 13: UB 1-2 4: CMM97002-183 9 : Adhira 1 14: Adhira 4 5: CMM97002-36 10: Malang 2 15: MLG 10.311 A: Lokasi Lumajang C: Lokasi Lampung

B: lokasi Jateng D: Lokasi Kediri

Gambar 1. Biplot IPCA 1 dan IPCA 2 untuk gentipe berdasarkan hasil pati umur 9 bulan (r1 = 19,7; r2 = 17,0). C B A D 8 12 4 6;10 5 2 3 1 7 14 13 15 11 9

(8)

316 Sutjihno (1996) menetapkan bahwa

genotipe yang stabil adalah genotipe yang berada dekat dengan titik (0,0). Sementara itu Chaudhary dan Ahn (1996) menambah-kan lingkaran atau bulatan telur dengan pusat lingkaran pada titik (0,0) pada bi-plot IPCA1 dan IPCA 2, dan mereka menetapkan geno-tipe yang berada di dalam lingkaran dapat dikatagorikan sebagai genotipe yang stabil dan sebaliknya untuk geno-tipe yang berada di luar lingkaran atau bulatan telur. Cara untuk menentukan jari-jari ellips telah dikemukakan oleh Sumertajaya (2005). Dengan demikian klon 14 (Adhira 4), 6 (CMM 97007-145), 7 (CMM97007-235), 10 (Malang 2), 4 (CMM97002-183), 5 (CMM 97002-36), dan 11 (CMM97006-44), tergolong geno-tipe yang stabil hasil patinya pada umur 9 bulan, sebaliknya untuk genotipe 8 (CMM97006-52), 12 (CMM 97001-12), 13

(UB 1-2), 3 (CMM 97011-191), 9 (Adhira 1), 1 (CMM97001-87), 8 (CMM97006-52), 2 CMM97015-255, dan 15 (MLG 10.311).

Perbandingan analisis stabilitas ber-dasarkan teknik model AMMI dengan teknik regresi untuk hasil pati umur 9 bulan.

Berdasarkan observasi Tabel 5 dapat dijelaskan bahwa semua klon yang dikatagorikan stabil berdasarkan regresi versi Ebberhart dan Russel (1966) dan AMMI. Nilai rasio jumlah genotipe yang stabil terhadap total genotipe yang diuji untuk setiap motode analisis tertera pada Tabel 5. Nilai rasio jumlah klon yang stabil terhadap total genotipe yang diuji adalah 0,47; dan 0,67; masing-masing untuk analisis stabilitas berdasar-kan model AMMI, dan regresi versi Ebberhart dan Russel (1966). Makin kecil total nilai rasio suatu metode berarti Tabel 5.Analisis stabilitas untuk hasil pati umur 9 bulan berdasarkan regresi, dan AMMI.

Klon Regresi AMMI

1 CMM97001-87 S 2 CMM97015-255 S 3 CMM97011-191 4 CMM97002-183 S S 5 CMM97002-36 S S 6 CMM97007-145 S S 7 CMM97007-235 S S 8 CMM97006-52 9 Adhira 1 10 Malang 2 S S 11 CMM97006-44 S S 12 CMM97001-12 13 UB 1-2 S 14 Adhira 4 S S 15 MLG 10.311 Rasio S/15 0,67 0,47 JK model x100/JKgxe (%) 50 100 Keterangan: S = Stabil.

(9)

317

makin sensitif metode tersebut. Dengan demikian, kajian stabilitas berdasarkan model AMMI lebih sensitif dibanding dengan analisis berdasarkan regresi versi Ebberhart dan Russel (1966) untuk hasil pati ubikayu umur 9 bulan. Di samping itu, nilai JK model x100 %/JKgxe dari analisis berdasarkan model AMMI lebih besar dibanding dengan teknik regresi (Tabel 5). Dengan demikian analisis ber-dasarkan model AMMI lebih akurat di-banding dengan teknik regresi.

KESIMPULAN

Klon CMM97002-183, Adira 4, CMM97 007-145, CMM97007-235, Malang 2, CMM97002-36), and CMM97006-44 dapat digolongkan sebagai klon yang stabil hasil patinya umur 9 bulan berdasarkan teknik analisis AMMI.

CMM97001-87, CMM97015-255, CMM97 002-183, CMM97002-36, CMM97007-145, CMM97007-235, Malang 2, CMM97006-44, Adhira 4, dan UB 1-2 termasuk klon yang stabil hasil patinya umur 9 bulan berdasarkan teknik regresi.

Semua klon yang dikatagorikan stabil berdasarkan AMMI, juga stabil berdasar-kan analisis regresi namun tidak semua klon yang dikatagorikan stabil kan teknik regresi, juga stabil berdasar-kan model AMMI.

DAFTAR PUSTAKA

Anwari, M. R. Iswanto, dan R. Soehendi. 2004. Stabilitas hasil galur-galur kacang hijau di beberapa lokasi. p.259-264 dalam Kasno et al. (ed.). Dukungan Pemuliaan Terhadap Industri Perbenihan Pada Era Pertanian Kompetitif. Proseding lokakarya PERIPI VII. Malang.

Beti, Y.A. dan M. Dahlan. 1988. Penampilan beberapa varietas

sorgum di beberapa lingkungan. Penelitian Palawija Vol 3 No.1. p.42-47.

Puspitarati, dan A. Daradjat, 1994. Adaptasi dan stabilitas hasil galur-galur kacang hijau. p.42-47 dalam Sugiyarta et al. Prosiding sim-posium pemuliaan tanaman II, PERIPI Komda Jatim. Pasuruan. Chaudhary, R.C. and S.W. Ahn. 1996.

International network for genetic evaluation of rice (INGER) and its modus operandi for multi-environ-ment testing. p.139-164. In Cooper and Hammer (ed.) Plant Adaption And Crop Improvement. Univer-sity Press, Cambridge.

Chaudhary, R.C. 1996. Genotype x environment interaction in plant breeding. 9p.

Ebberhart, S.A. and Russel, W.L. 1966. Stability parameters for comparing varieties, Crop Sci. 6: 36-40.

Finlay, K.W., Wilkinson, G.N. 1963. The analysis of adaptation in a plant breeding programme. Aust.J.Agric. Res. 14: p. 42-54.

Gauch H. G. 1992. Statistical Analysis of Regional Yield Trial, Elsevier Science publishers Amsterdam, Netherlands.

Djaelani, A. K., Nasrullah dan Soemartono. 2001. Interaksi G x E, adaptabilitas dan stabilitas galur-galur kedelai dalam uji multilokasi. Zuriat. 12 (1): 27-33.

MCLaren, C.G. and Chaudhary, R.C. 1996. Use of additive main effects and multiplicative interaction models to analyze multilocation rice variety trials. 25p.

Sholihin, K. Hartojo and K. Noerwijati. 2004. Pembentukan varietas

(10)

318 unggul ubikayu rasa enak, toleran

terhadap tungau merah, dan hasil tinggi. Balitkabi. Malang. 21p. Sholihin and T. Sundari. 2008. Hasil dan

kadar pati klon-klon harapan ubikayu di beberapa lingkungan tumbuh. p.208-218. dalam A. Harsono et al. (ed.) Inovasi Tek-nologi Kacang-kacangan dan Umbi-umbian Mendukung Ke-mandirian Pangan dan Kecukupan Energi. Pusat Penelitian dan Pengembangan Tanaman Pangan. Bogor.

Sutjihno. 1996. Calculation of AMMI model using MSTAT program, Penelitian pertanian 15 (1): 38-42. Slamet, S., M. Dahlan dan P. Soepangat.

1988. Hasil dan stabilitas varietas jagung pada lingkungan yang berbeda. Penelitian Palawija. 3 (1): 1-11.

Sumertajaya, I M. 2005. Kajian pengaruh inter blok dan interaksi pada uji lokasi ganda dan respon ganda. Disertasi. IPB. Bogor.

Trustinah, A. Kasno, dan Moedjiono, 2000. Adaptasi dan stabilitas hasil galur-galur kacang tunggak. Pe-nelitian pertanian 19(3): 91-97.