Evaluacion de bicarbonato de sodio, caldo vizosa y caldo bordeles en el control de la cenicilla (Erysiphe cichoracearum DC) en el cultivo de pipian (Cucurbita pepo L.), en Apacunca, Chinandega

El pipián ( Cucurbita pepo.) tiene su origen en el continente americano, por lo que la diversidad genética presente en el continente ha permitido muchas denominaciones populares. El trabajo de investigación se llevó a cabo en la Reserva de Recursos Genéticos de Apacunca, en la comunidad de Asquespalapa, el objetivo fue encontrar opciones de bajo costo y no dañinas a la salud humana y ambiente, para el control de la Cenicilla del Pipián ( Erysiphe cichoracearum), Los tratamientos fueron arreglados en un diseño de bloque completo al azar (B.C.A) con tres réplicas. El ensayo fue establecido en una Area de 100m2. Cada parcela experimental estuvo constituida por 4 surcos de 6 metros de largo con distancia entre plantas de 1 metro. El área total de cada parcela experimental fue de 18 metros cuadrados. La parcela útil estuvo constituida por las 8 plantas centrales de cada parcela experimental. La variedad utilizada para el estudio fue la Criolla. Los tratamientos probados consistieron en tres caldos minerales preventivos y un testigo, se realizó un análisis de varianza con un 95 % de confianza y separación de medias según Tukey LSD (∞= 0.05) y análisis de beneficio costo. Los resultados indican que el caldo vizosa mostró únicamente entre un 5 y 10% de afectación en cuanto a la incidencia y severidad de la enfermedad, en segunda categoría encontramos al caldo bordelés con un 15 y 20 %, de afectación. En cuanto a la relación beneficio costo se determinó que el caldo Vizosa es un producto rentable ad amas de mantener la parcela libre de patógenos da un resultado económico en cuanto a la producción y compensación a la hora de vender en el mercado.

Asociaciones de malezas en la Hacienda "Las Mercedes"

El presente trabajo tuvo como objetivo la determinación de la composición de la vegetación adventicia en 4 campos de cultivo; sorgo; plátano, cítricos y áreas de barbecho de la hacienda “las Mercedes•, Las evaluaciones se realizaron por métodos de BRACN-BLANQUET (1964) muestreando 50 metros cuadrados al azar en cada campo; De las Observaciones se encontró que el número de especies de malezas, estaba comprendido entre 34 y 44 especies totales; las especies más dominantes fueron las dicotiledóneas presentado un rango de 80 al 70.6% del total de malezas, el resto le representaron las especies monocotiledóneas. El área mínima en sorgo se encuentra entre 7…10m2, en barbecho 9… 20 m2, en plátano 14… 20 m2 y en cítricos 16…25 m2.

Estudio preliminar de dos variedades de Leucaena leucocephala (Lam) de wit a diferentes densidades

Se realizó un estudio preliminar de dos variedades de Leucaena leococephala (Lam) de Wit, en un ensayo en condiciones de secano en la Unidad experimental “Las Mercedes” propiedad del ISCA, durante el periodo de Agosto de 1978 a Enero de 1989. Se utilizó un diseño completo al Azar (DCA); unifactorial no balanceado. Los tratamientos utilizados fueron: tratamiento 1. Cv Cunningham 200.000pta /ha; tratamiento 2. Cv Cunningham -150.000 ptas/ha tratamiento 3. Cv k -17-502 -2000.000 ptas/HA. Cada parcela experimental tenía un tamaño de 6 metros cuadrados: Y se efectuaron 5 cortes cada 75 días, 5 meses después de establecido el ensayo. A las muestras obtenida se le midió el rendimiento, composición química y relación porcentual hoja tallo: Los rendimientos obtenidos fueron: 22.82 ton/ha/año, , 4,78 kg/ha/año,5,770kg/ha/año en el tratamiento 2; 18.37ton/ha/año, 4,290 kg/ha/año, 5,250kg/ha/año para materia seca, proteína bruta respectivamente. No existiendo diferencia significativa (p<0.05) entre los tratamientos. Los porcentajes de hojas encontrados son: para el tratamiento 1,57% tratamiento 2,61%; tratamiento 3,62%

Determinación del tamaño óptimo de la parcela experimental en maíz (Zea mays)

Este trabajo consistió en sembrar una hectárea de maíz, (variedad Salco). Para la cosecha se escogieron 56 surcos de 30 unidades básicas cada uno, resultando 1680 unidades básicas. El método que se uso fue el Hatheway y Williams (6). Para el calculo del coeficiente de regresión ponderado se usa la formula (E). El calculo de la variancia dentro de parcela y variancia entre parcela aparece en los cuadros (cuatro, cinco, seis, siete, ocho, nueve, diez y once). Para este estudio se consideraron 8 combinaciones de largo por ancho de parcela a las que se calculo los coeficientes de regresión. Para el calculo de los costos fijos y variables de un ensayo de maíz. se considero un ensayo corriente de unos doscientos datos, con los que se encontró K1=70 por ciento y K2=30 por ciento. La parcela optima resulto de 4.47 metros cuadrados excluyendo las borduras. Los coeficientes obtenidos se distribuyen siguiendo una curva parabólica.

Determinación del tamaño óptimo de la parcela experimental en ensayos de sorgo (Sorghum vulgare Pers)

En los campos experimentales de la ENAG, Nicaragua; se llevo a cabo un estudio para determinar el tamaño optimo de la parcela experimental en ensayos de sorgo (Sorghum vulgare) Pers. El experimento tuvo una duración de cinco meses comprendidos entre los meses de agosto de 1969 a enero de 1970. Se uso la variedad de sorgo granifero E-57 (Dekalb). El procedimiento experimental fue el de un ensayo de uniformidad. El tamaño de la unidad básica usada fue de 1,83 metros cuadrados, (un surco de tres metros de largo y 0,61 metros de ancho), en total son 1.024 unidades básicas. Los tamaños de parcelas estudiados se obtuvieron por combinación de las parcelas adyacentes. Dentro de cada surco se agruparon en uno, dos, cuatro, seis, ocho, 16 y 32 unidades básicas. Los datos de rendimiento se obtuvieron individualmente para cada mitad básica. Con estos resultados se uso el método de Hatheway y Williams para el análisis. El coeficiente "b" mínimo calculado fue 0,40; las constantes de costo calculadas para experimentos de sorgo, fueron K1=70,75 por ciento, K2=29,25 por ciento. Se calculo que, el tamaño optimo de la parcela es de tres metros cuadrados para experimentos sin bordes. (un surco de cinco metros de largo, 0.60 metros de ancho).

Estudio cualitativo y cuantitativo de algunas especies leguminosas nativas en los pastizales del noreste de Chontales

Con el fin de determinar la distribución y frecuencia de especies leguminosas nativas potencialmente forrajeras en los pastizales de la región noreste del departamento de Chontales, se llevo a efecto el presente estudio, que se inicio el 26 de febrero de 1975 y finalizo el 19 de mayo del mismo año. Se determino la distribución de las especies encontradas, realizando diez muestreos con un "área mínima" de 24 metros cuadrados en cada municipios de la zona. La frecuencia de las especies estudiadas se midió en una parcela de un metro cuadrado, en donde se contó el numero de plantas de cada especie. En toda las zona estudiada se encontró un total de 30 géneros, que se agruparon así: dos géneros con tres especies en Mimosaceas, un genero con dos especies en Caesalpinaceas y doce generos con 25 especies en Papilionáceas. En toda la zona estudiada se encontró un total de 30 géneros, que se agruparon asi: dos géneros con tres especies en Mimosaceas, un genero con dos especies en Caesalpinaceas y doce géneros con 25 especies en Papilionaceas. Del total se selecciono ocho géneros que incluyen catorce especies de la familia papilionaceas, tomando en cuenta su distribución, frecuencia y referencia sobre estas plantas como material potencialmente forrajero. De los parámetros en base a los que se analizo el ecosistema, solo la altitud de las localidades mostró ciertas diferencias, lo cual sugirió estudiar la correlación entre la frecuencia de cada especie y las alturas representadas en la localidad. A la especie que se observo con mejor distribución y frecuencia en toda el área fue Desmodium canum (Gmel.) Schinz et Thell, que se encontró aun en pastizales con condiciones muy adversas de manejo. Sin descontar desde luego, especies como: Centrosema virginianum (L) Benth., D. adscendens (Sw) DC., D. barbatum (L) Benth. et Oerst., Stylosanthes guianensis (Aubl.) Sw. y Rhynchosia longeracemosa Mart. & Gal. En el municipio de La Libertad fue donde se encontró el mayor numero de plantas leguminosas, ademas de estar presentes en el todas las especies incluidas en el estudio. Aunque es muy notorio el hecho de que en el municipio de Santo Tomas, a pesar de haberse encontrado el menor numero de especies, la frecuencia de plantas de cada una es mayor. El resultado de la encuesta indico que este tipo de plantas no son conocidas por el ganadero de esa zona considerándolas malas hierbas que destruyen los pastizales.

Respuesta del girasol (Helianthus annuus L.) a la aplicación de diferentes dosis de nitrógeno y fósforo

En el campo experimental de la Escuela Nacional de Agricultura y Ganaderia, Managua, en 1971 se realizo una prueba de campo con cinco niveles de nitrogeno y cinco niveles de fosforo (P205), usando intervalos de 0,50, 100, 150 y 200 kilogramos por hectarea para ambos nutrientes, de conformidad a un diseño de cuadro doble. El diseño usado en el campo fue de bloques al azar con seis repeticiones. La parcela experimental constaba de seis surcos espaciados entre si 0.92 metros, equivalente a un area de 55.20 metros cuadrados. El terreno fue preparado en seco. el fertilizante fue depositado en el fondo del surco y luego tapado con tierra. La variedad de semilla usada es la Mennonite. La siembra se hizo en el mismo surco a distancias fijas de 0.20 metros entre puntos. El agua fue proporcionada segun la necesidad. El raleo se hizo 20 dias despues de la siembra ajustando la poblacion a 54,347 plantas por hectarea. La cosecha se realizo a los 85-88 dias despues de la siembra. Para analizar las diferencias entre tratamientos se uso analisis de varianza del diseño en bloques al azar y la optimizacion de los niveles de nitrogeno se realizo con el procedimiento de "Modelos rectilineos discontinuos". Se obtuvo respuesta del girasol a la aplicacion de nitrogeno. Fosforo no produjo ningun incremento en la cosecha, ni en ninguno de los caracteres estudiados. El rendimiento maximo estable de frutos fue de 2797.39 kilogramos por hectarea y se obtuvo con la aplicacion de 101.38 kilogramos por hectarea de nitrogeno. El grosor de tallo maximo estable fue de 15.72 milimetros y correspondio a la aplicacion de 82.29 kilogramos por hectarea de nitrogeno. El diametro de capitulo se estabilizo en 116.74 milimetros con la adicion de 89.84 kilogramos por hectarea de nitrogeno, con una densidad de poblacion de 54.347 plantas por hectarea. El peso de capitulo maximo estable fue de 71.81 gramos y se consiguio con un nivel de aplicacion de 102,90 kilogramos de nitrogeno. El acame aumento con los incrementos de nitrogeno, su nivel maximo estable fue de 31.82 por ciento de plantas acamadas, cuando se aplico al suelo la cantidad de 77.50 kilogramos por hectarea de nitrogeno. Se presento ataque se Sclerotium rolfsii saco despues de la floracion y no causo daños significativos a la cosecha, pero si incremento el acame de tallo. El porcentaje de plantas dañadas por Sclerotium se incremento cuando aumentaron los valores de nitrogeno. El nivel maximo estable fue de 35.95 por ciento de plantas dañadas, cuando la aplicacion de nitrogeno fue mayor de 80,86 kilogramos por hectarea de nitrogeno. La duracion del periodo de floracion no se modifico al usar nitrogeno y fosforo.

Efecto de la incorporación del estiércol seco de pollo en una ración para pollos asaderos

Con el fin de determinar el nivel optimo de estiércol seco de pollo (E.S.P.) en la ración para pollos asaderos, se realizo un experimento en la Escuela Nacional de Agricultura y Ganadería en Managua. Se utilizaron 80 pollos Vantres Cross divididos en 5 tratamientos, con el objeto de comparar una ración testigo ("A") contra la misma ración en la cual se incluyo los siguientes porcentajes de E.S.P.: 4,5 ("B"); 9.0 ("C"); 13.5 ("D") y 18.0 ("E"). Al finalizar el ensayo todos los datos obtenidos se sometieron a análisis estadísticos. La ganancia de peso vivo de 9,77 kilogramos obtenida por los pollos en el tratamiento "C" fue similar al testigo "A" y al tratamiento "B", pero diferentemente significativo P(.01) con la lograda por los tratamientos "D" (8,23 kgs.) y "E" (7,74 kgs.). No se encontró diferencias significativas entre las eficiencias de conversión de 2,72; 2,79 y 2,80 obtenidas por los tratamientos "A", "B" y "C", pero si las hubo al comparar estas, contra las de 3,12 y 3,46 mostrada en los tratamientos "D" y "E", respectivamente. El tratamiento "C" con 9,0 por ciento de E.S.P. resulto ser el nivel mas económico, revelando un costo unitario de C$4,47 por kilogramo de pollo producido. La diferencia de C$0.29 de este tratamiento con respecto al testigo fue significativa P(.01). Se desarrollo una función de costo promedio Y=4,74936-0,07392X-0,00528X2; obtenidos por mínimos cuadrados y se determino el costo mínimo teórico, (siete por ciento de E.S.P. en la ración), con el cual se podría obtener el maximo beneficio. El rendimiento en canal de 7,81 kilogramos obtenido por los pollos en el tratamiento "A" (testigo) fue significativo P(.05) cuando se comparo con el de 6,75 kilogramo logradas en el tratamiento "E". No se encontró diferencia significativa entre los tratamientos "A" (testigo), "B" y "C".

Prevalencia e incidencia de huevos de nemathelmintos parásitos, en el ganado bovino del departamento de Chontales

Con el fin de determinar la prevalencia e incidencia de huevos de nematodos parásitos en heces de vacunos jóvenes del departamento de Chontales. Se realizo una investigación para conocer el grado de infestacion, que se inicio el 13 de junio y finalizo el 3 de agosto de 1972. El diseño de muestreo bietapico, se adopto para este tipo de investigación. Se estudiaron todos los municipios del departamento, dentro de cada municipio se tomaron 2 fincas al azar que corresponde a la Etapa 1, y 13 muestras por finca que corresponde a la Etapa 2. Se tomaron 208 muestras extraídas de animales menores de 15 meses sin distingo de sexos, anotándose la consistencia de las heces. Para análisis de las muestras se uso la técnica de dilucion de Stoll. Los datos obtenidos en laboratorio se sometieron a un análisis de varianza entre fincas y dentro de fincas por medio de los valores esperados de los cuadrados medios para cada genero encontrado, con los fines de conocer el error dentro de las muestras y comprobar si la cantidad tomada de muestras por finca eran las suficientes, de no ser así había que completar hasta lo adecuado. La prevalencia e incidencia de huevos por gramo de nematodos fue intensa en todo el departamento y estaba formada por ocho géneros que en orden de importancia son: Strongyloides sp., Sosophagostomun sp., Haemonchus sp., Toxocara sp., Trichiuris sp., Nocascaris sp., Ascaris sp., y Dictyocaulus sp. El municipio de la Libertad mostró la mayor incidencia de huevos por gramo del genero Strongyloides sp., y Juigalpa el que mostró la menor incidencia. No se encontró en el municipio de La Libertad, prevalencia de Necascaris sp., Ascaris sp., y Dictyocaulus sp., encontrnadose en Juigalpa Necascaris sp., y Dictyocaulus sp. Las distancias entre los municipios son variables, desde 250 kilómetros (Santo Domingo), hasta 20 kilómetros (Juigalpa), a partir de esta ciudad que es la cabecera departamental. Los tiempos de ida y regreso varían de acuerdo a las distancias, lo que influye directamente al estimar los costos promedios entre municipios que varían desde C76,50 (Santo Domingo), hasta C 11,00 (Juigalpa), debido a que las vías de comunicación entre ciertos municipios son caminos de herradura. Los costos promedios por finca dentro del municipio y por muestra dentro de cada finca son constantes. La cantidad tomada de muestras por finca fueron calculadas en base a las formulas de optimizacion de Cochran, obteniéndose como resultados k=2, numero de animales por finca, y r=10, numero de fincas por municipios.

Determinación del tamaño óptimo de la unidad experimental en Ajonjolí (Sesamun spp)

En los campos experimentales de la ENAG, Nicaragua; se llevo a cabo un estudio para determinar el tamaño optimo de la parcela experimental para ensayar en Ajonjolí (Sesamum spp.). El experimento tuvo una duración de cuatro meses comprendidos entre los meses de Agosto de 1969 a Diciembre del mismo año. Se uso la variedad Mexicana. El procedimiento empleado fue un ensayo de uniformidad. El tamaño de la unidad básica usada fue de 4,57 metros cuadrados, (un surco de cinco metros de largo y 0.91 metros de ancho), en total 384 unidades básicas. Los tamaños de parcela estudiados se obtuvieron combinando las parcelas adyacentes, los tamaños estudiados fueron parcelas de 5, 10, 20 y 40 metros de largo por 12, 6, 3, y 1 surco de ancho. Los datos de rendimiento se obtuvieron individualmente para cada unidad básica. Y se analizaron usando el método H. Fairfield Smith. El coeficiente "b" se calculo por medio de una regresión lineal simple y resulto de 0,6642 las constantes de costo calculadas para experimentos en Ajonjolí fueron de K1=14,98 por ciento y K2= 85,07 por ciento. El tamaño optimo de parcela resulto de 1,50 metros cuadrados excluyendo las borduras.

Estudio comparativo de cinco métodos para determinar ciertas constantes físicas del suelo

En el presente trabajo, se estudió la comparación de cinco diferentes métodos aplicados en la determinación de la capacidad de campo en porcentaje de humedad,coeficiente de Marchitez en porcentaje de humedad, Peso volumetrico en gramos por centímetro cubico, la calibración del método para la determinación de la capacidad de campo, se considero el procedimiento mas adecuado para determinar el volumen de agua en metros cúbicos que hay que agregar a un suelo, para ser llevado a su capacidad de campo, el porcentaje de humedad critica, y el numero de días que tarda un suelo al pasar de su capacidad de campo a su coeficiente de Marchitez. Se usaron muestras de diferentes suelos, pertenecientes a las series Esquipulas, Sabana Grande, Nejapa y Majada; se usaron los métodos del Tamiz, Bureta y Bomba de vacío para la determinación de la capacidad de campo, el método del tomate para la determinación del coeficiente de Marchitez y los métodos de la Parafina y el cilindro, para la determinación del peso volumetrico. Se considero para la determinación de la capacidad de campo en porcentaje de humedad, el promedio deducido de un numero de cinco pruebas realizadas al emplear el método del tamiz, y el promedio deducido de un numero de diez pruebas hechas, utilizando los métodos de la Bureta y de la Bomba de vacío respectivamente. similarmente, se considero para la determinación del coeficiente de Marchitez, el promedio resultante de la repetición de dos veces la misma prueba en cada suelo. En la determinación del peso volumetrico en g/cc., se considero igualmente, el promedio obtenido de cinco pruebas hechas en los suelos de las series de Esquipulas, Nejapa y Majada utilizando el método de la parafina y el promedio obtenido de siete pruebas realizadas en el suelo de las serie de Sabana Grande usando 4 cilindros de 500 cc., 2 cilindros de 150 cc y un cilindro de 100 cc., empleando en esta prueba consecuentemente el método del cilindro. Para la determinación del volumen de agua en metros cubicos, se considero la utilización de los promedios de la capacidad de campo, coeficiente de Marchitez y peso volumetrico. Se empleo para este calculo la formula Va= (CC-CM)xPV x Area x profundidad, 100 , en donde (Va)corresponde al volumen de agua, (CC) a la capacidad de campo, (CM) al coeficiente de marchitez, (PV) al peso volumetrico, (Area) a la superficie en metros cuadrados a que se tomaron las muestras y (profundidad) corresponde a la profundidad a que se tomaron las muestras de suelo. Para la determinación del porcentaje de humedad critica, se considero los datos promedios de capacidad de campo y coeficiente de marchitez, así como el limite critico de 85% considerado como constante. Se realizo análisis estadístico de los métodos usados para cada suelo, se calculo la regresión de los porcentajes de humedad sobre los días transcurridos para alcanzar la marchitez permanente, se calculo la ecuación de predicción y la significación del coeficiente de regresión. El método de la bomba de vacío fue el menos variable de los métodos usados en la determinación de la capacidad de campo y suele ser el mas indicado para el calculo del volumen de agua y el porcentaje de humedad critica. Las características texturales y estructurales de los suelos estudiados fue determinante en la variabilidad de los métodos usados. Se concluyo diciendo que toda serie de suelo que presente las características texturales y estructurales de las series sometidas a estas determinaciones, pueden ser consideradas con valores similares a los valores de cada una de las constantes obtenidas y que sus posibilidades de riego, estarán directamente relacionadas a los promedios de los valores encontrados.

Population dynamics of the skipjack tuna (Katsuwonus pelamis) of the Eastern Pacific Ocean

ENGLISH: Catches of skipjack tuna supporting major fisheries in parts of the western, central and eastern Pacific Ocean have increased in recent years; thus, it is important to examine the dynamics of the fishery to determine man's effect on the abundance of the stocks. A general linear hypothesis model was developed to standardize fishing effort to a single vessel size and gear type. Standardized effort was then used to compute an index of abundance which accounts for seasonal variability in the fishing area. The indices of abundance were highly variable from year to year in both the northern and southern areas of the fishery but indicated a generally higher abundance in the south. Data from 438 fish tagged and recovered in the eastern Pacific Ocean were used to compute growth curves. A least-squares technique was used to estimate the parameters of the von Bertalanffy growth function. Two estimates of the parameters were made by analyzing the same data in different ways. For the first set of estimates, K= 0.819 on an annual instantaneous basis and L= 729 mm; for the second, K = 0.431 and L=881. These compared well with estimates derived using the Chapman-Richards growth function, which includes the von Bertalanffy function as a special case. It was concluded that the latter function provided an adequate empirical fit to the skipjack data since the more complicated function did not significantly improve the fit. Tagging data from three cruises involving 8852 releases and 1777 returns were used to compute mortality rates during the time the fish were in the fishery. Two models were used in the analyses. The best estimates of the catchability coefficient (q) in the north and south were 8.4 X 10- 4 and 5.0 X 10- 5 respectively. The other loss rate (X), which included losses due to emigration, natural mortality and mortality due to carrying a tag, was 0.14 on an annual instantaneous basis for both areas. To detect the possible effect of fishing on abundance and total yield, the relation between abundance and effort and between total catch and effort was examined. It was found that at levels of intensity observed in the fishery, fishing does not appear to have had any measurable effect on the stocks. It was concluded therefore that the total catch could probably be increased by substantially increasing total effort beyond the present level, and that the fluctuations in abundance are fishery-independent. The estimates of growth, mortality and fishing effort were used to compute yield-per-recruitment isopleths for skipjack in both the northern and southern areas. For a size at first entry of about 425 mm, the yield per recruitment was calculated at 3 pounds in the north and 1.5 pounds in the south. In both areas it would be possible to increase the yield per recruitment by increasing fishing effort. It was not possible to assess potential production of the skipjack stocks fished in the eastern Pacific, except to note that the fishery had not affected their abundance and that they were certainly under-exploited. It was concluded that the northern and southern stocks could support increased harvests, especially the latter. SPANISH: Las capturas de atún barrilete que sostienen las pesquerías principales de la parte occidental, central y oriental del Océano Pacífico han aumentado en los últimos años; así que es importante examinar la dinámica de la pesquería para determinar el efecto que pueda tener sobre la abundancia de los stocks. Se desarrolló un modelo hipotético, lineal para standardizar el esfuerzo de pesca a un solo tamaño de barco y tipo de arte. Luego se usó el esfuerzo standardizado para computar un índice de la abundancia que pueda dar razón de la variabilidad estacional en el área de pesca. Los índices de la abundancia variaron mucho de un año a otro tanto en el área septentrional como en el área meridional de la pesquería, pero indicaron una abundancia generalmente superior en el sur. Se emplearon los datos de 438 peces marcados y recuperados en el Océano Pacífico oriental para computar las curvas de crecimiento. Una técnica de mínimos cuadrados fue usada para estimar los parámetros de la función de crecimiento de van Bertalanffy. Se hicieron dos estimativos de los parámetros mediante el análisis de los mismos datos, de diferente manera. Para el primer juego de estimativos, K=0.819 sobre una base anual instantánea y L∞=729 mm; para el segundo, K=0.431 y L∞=881. Estos se correlacionaron bien con los estimativos obtenidos usando la función de crecimiento de Chapman-Richards, que incluye la de von Bertalanffy como un caso especial. Se decidió que la última función proveía un ajuste empírico, adecuado a los datos del barrilete, ya que la función más complicada no mejoró significativamente el ajuste. Los datos de marcación de tres cruceros incluyendo 8852 liberaciones y 1777 retornos, fueron usados para computar las tasas de mortalidad durante el tiempo en que los peces estuvieron en la pesquería. Se usaron dos modelos en los análisis. Los mejores estimativos del coeficiente de capturabilidad (q) en el norte y en el sur fueron 8.4 X 10-4 y 5.0 X 10-5 , respectivamente. La otra tasa de pérdida (X), la cual incluyó pérdidas debidas a la emigración, mortalidad natural y mortalidad debida a llevar una marca, fue 0.14 sobre una base anual instantánea para las dos áreas. Con el fin de descubrir el efecto que posiblemente pueda tener la pesca sobre la abundancia y el rendimiento total, se examinó la relación entre la abundancia y el esfuerzo y entre la captura total y el esfuerzo. Se encontró que a los niveles de la intensidad observada en la pesquería, la pesca no parece haber tenido ningún efecto perceptible en los stocks. Por lo tanto se decidió que mediante un aumento substancial del esfuerzo total, más allá del nivel actual, la captura total probablemente podría aumentarse, y que las fluctuaciones de la abundancia son independientes de la pesquería. Los estimativos del crecimiento, mortalidad y esfuerzo de pesca fueron usados para computar las isopletas del rendimiento por recluta del barrilete, tanto en las áreas del norte como del sur. Para una talla de primera entrada de unos 425 mm, el rendimiento por recluta fue calculado en 3 libras en el norte y 1.5 libras en el sur. En ambas áreas sería posible aumentar el rendimiento por recluta mediante un aumento del esfuerzo de pesca. No fue posible determinar la producción potencial de los stocks del barrilete pescado en el Pacífico oriental, excepto para observar que la pesquería no ha afectado su abundancia y que ciertamente se encuentran subexplotados. Se concluyó que los stocks norte y sur pueden soportar un aumento en el rendimiento, especialmente este último. (PDF contains 274 pages.)

Estadística actuarial : regresión lineal

Estas notas de clase son de utilidad como material docente para los alumnos de la asignatura Estadística Actuarial: Regresión de la Licenciatura en Ciencias Actuariales y Financieras. También pueden ser útiles a los alumnos de asignaturas afines como es Introducción a la Econometría en la Licenciatura de Administración y Dirección de Empresas y en la Licenciatura de Economía. En estos dos últimos casos sólo necesitarían los capítulos 1, 2 y 3. Las notas de clase se estructuran siguiendo el temario de la asignatura en cuatro capítulos. El primero de ellos introduce el concepto de Econometría y define algunos de los términos más habituales. En el capítulo dos se especifica y estima el Modelo de Regresión Lineal General. Se desarrolla el estimador Mínimo Cuadrático Ordinario, sus propiedades y se muestra como hacer inferencia con él. Se revisa su comportamiento bajo mala especificación del modelo y las consecuencias de disponer de una muestra de variables altamente correlacionadas. En el capítulo tres se muestra como utilizar variables ficticias. En el cuarto y último capítulo se introduce al alumno en las técnicas de validación del modelo. Al inicio de cada capítulo se incluyen los contenidos del mismo y la bibliografía recomendada para dicho contenido. Al final de las notas aparece la bibliografía completa.

Análisis econométrico

Estas notas son de utilidad como material docente para los alumnos de la asignatura Econometría de las Licenciaturas en Ciencias Económicas y en Administración y Dirección de Empresas. Permitirán profundizar en los conceptos vistos en clase más allá del contenido de los temas incluidos en el programa de la asignatura. Las notas se estructuran en cinco capítulos. El primero de ellos revisa los conceptos de teoría asintótica. El segundo muestra el estimador Mínimo Cuadrático Generalizado. Los capítulos tres y cuatro estudian la existencia de heterocedasticidad y autocorrelación en las perturbaciones, respectivamente. El capítulo cinco relaja la hipótesis de regresores no estocásticos y permitiendo la existencia de dinámica en la matriz de regresores. Analiza las propiedades del estimador Mínimo Cuadrático Ordinario en diferentes escenarios y deriva el estimador de Variables Instrumentales. Los capítulos incluyen ejemplos ilustrativos. Al final de las notas aparece la bibliografía completa

Ecuaciones simultáneas con aplicaciones en Gretl

Es un manual de utilidad tanto para alumnos de último año de licenciatura en especialidades de Cuantitativa, Macroeconomía, Economía del Trabajo, Economía Internacional, como para alumnos de master o doctorado con perfil cuantitativo. 1.El modelo de ecuaciones simultáneas. Forma estructural y forma reducida. 2.Identificación: Condiciones de orden y rango. 3.Estimación con información limitada. Estimación por MCO. Problemas en la forma estructural. Mínimos Cuadrados Indirectos (MCI). Mínimos Cuadrados en dos etapas (MC2E). Máxima Verosimilitud con información limitada (MVIL). 4.Estimación con información completa. Mínimos Cuadrados en tres etapas (MC3E). Máxima Verosimilitud con información completa (MVIC). 5.Contrastes de exogeneidad y de sobreidentificación. 6.Ejemplos empíricos utilizando el software libre Gretl.