ISSN 2085-2916  e-ISSN 2337-3652 Tersedia daring http://jai.ipb.ac.id J. Agron. Indonesia, April 2021, 49(1):68-74 DOI: https://dx.doi.org/10.24831/jai.v49i1.33080 Heritabilitas dan Hubungan Antar Karakter Kuantitatif Kecipir ( Psophocarpus tetragonolobus (L.) DC) pada Tiga Lingkungan
Heritability and Relationship Among Traits of Winged Bean (Psophocarpus tetragonolobus (L.) DC ) in Three Environments
Dian Rakhmad 1 , Muhamad Syukur 2* , dan Willy Bayuardi Suwarno 2
1 Program Studi Pemuliaan dan Bioteknologi Tanaman, Sekolah Pascasarjana, Institut Pertanian Bogor 2 Departemen Agronomi dan Hortikultura, Fakultas Pertanian, Institut Pertanian Bogor (IPB University), Jl. Meranti, Kampus IPB Darmaga, Bogor 16680, Indonesia
Diterima 28 Oktober 2020/Disetujui 10 Februari 2021

## ABSTRACT
Winged bean (Psophocarpus tetragonolobus (L.) DC) is known as tropical soybean with high nutritional content. Lack of information on the variance components and heritability of winged bean breeding is one of the reasons for the lack of winged bean breeding programs in Indonesia. This reseach aimed to obtain information on variance components, heritability and relationship between winged bean traits. The experiment was conducted in three environments, from January 2019 to June 2020. Two environments located in Bogor and one in Palembang. Eleven genotypes of winged bean were tested and 11 traits were observed. The result showed that flowering time and seed number per pod performed wide genetic variability. High heritability was observed on seed number per pod (89.48%), flowering time (83.32%), young pods length (70.97%), and weight of 100 seeds (68.63%). The results of correlation analysis and path analysis showed that young pod productivity (1.07), seed weight per plot (0.81), flowering time (0.29), young pod length (0.17), young pod width (0.12), seed weight per plant (0.09), and 100 seeds weight (0.01) had a positive direct effect on wing bean productivity. Flowering time, seed number per pod, seed weight per plant are suitable characters for selection criteria for breeding high productivity winged bean.
Keywords: correlation, genetic variability, path analysis

## ABSTRAK
Kecipir (Psophocarpus tetragonolobus (L.) DC) dijuluki sebagai kedelai daerah tropis dengan potensi kandungan gizi tinggi. Kurangnya informasi mengenai komponen keragaman dan heritabilitas dalam pemuliaan kecipir menjadi salah satu penyebab belum berkembangnya program pemuliaan kecipir di Indonesia. Penelitian ini bertujuan untuk memperoleh informasi  ragam,  heritabilitas  dan  hubungan  antar  karakter  kecipir.  Penelitian  dilakukan  di  tiga  lingkungan  yaitu  dua lingkungan di Bogor, dan satu lingkungan di Palembang, pada bulan Januari 2019 sampai dengan Juni 2020. Pengujian dilakukan  terhadap  11  genotipe  kecipir  dan  11  karakter  pengamatan.  Hasil  menunjukkan  karakter  umur  berbunga  dan jumlah biji per polong memiliki keragaman genetik yang luas. Nilai heritabilitas tinggi ditunjukkan oleh karakter jumlah biji per polong (89.48%), umur berbunga (83.32%), panjang polong muda (70.97%) dan bobot 100 biji (68.63%). Hasil analisis lintas menunjukkan karakter produktivitas polong muda (1.07), bobot biji per plot (0.81), umur berbunga (0.29), panjang polong muda (0.17), lebar polong muda (0.12), bobot biji per tanaman (0.09), dan bobot 100 biji (0.01) memiliki pengaruh langsung positif terhadap produktivitas biji kecipir. Umur berbunga, jumlah biji per polong dan bobot biji per tanaman merupakan karakter yang tepat menjadi kriteria seleksi dalam merakit kecipir berproduksi tinggi.
Kata kunci: analisis lintas, keragaman genetik, korelasi

## PENDAHULUAN
Kecipir  ( Psophocarpus  tetragonolobus (L.)  DC.) merupakan tanaman kacang-kacangan yang dapat dijumpai
di negara-negara tropis yang lembab dan panas seperti India, Thailand,  dan  Indonesia  (Mohanty et  al .,  2013).  Kecipir merupakan salah satu tanaman yang sangat potensial untuk dikembangkan karena seluruh bagiannya dapat dikonsumsi (Alalade et al ., 2016: Leptcha et al ., 2017; Tanzi et al ., 2019; Mohanty et  al .,  2020).  Tanaman  ini  juga  dapat  menjadi pendamping  bahkan  pengganti  kedelai  dalam  memenuhi kebutuhan nasional, karena kandungan protein kecipir mirip
dengan kedelai (Amoo et al ., 2011; Ningombam et al ., 2012; Handayani, 2013). Produktivitas kecipir mencapai 4.5 ton ha -1 biji kering dan kedelai memiliki potensi hasil hingga 3,12 ton ha -1 biji kering (Hastini et al ., 2015 dan Cheriere et  al .,  2020).  Selain  biji,  polong  muda  kecipir  juga  dapat dimanfaatkan sebagai sayuran.
Sebagian besar kecipir yang dikembangkan di Indonesia adalah  merupakan landrace lokal.  Kecipir  lokal  yang dibudidayakan petani umumnya memiliki umur dalam yang membutuhkan waktu lebih dari 100 hari untuk munculnya bunga  pertama  (Eagleton,  2019),  sehingga  komoditas  ini tidak  menjadi  pilihan  utama  budidaya  dibanding  kedelai. Salah satu upaya perbaikan kecipir adalah melalui pemuliaan tanaman untuk menghasilkan varietas yang berumur genjah dan berdaya hasil tinggi (Syukur et al ., 2012).
Informasi  keragaman  genetik  perlu  diketahui sebelum  menentukan  metode  pemuliaan  dalam  suatu program  pemuliaan  tanaman  (Syukur et  al .,  2012). Tingkat  keberhasilan  suatu  seleksi  sangat  ditentukan  oleh keragaman genetik (Sleper dan Poehlman, 2006). Selain itu, nilai  heritabilitas  juga  perlu  diketahui  untuk  menentukan karakter-karakter  yang  ingin  dijadikan  target  seleksi (Pinaria et al ., 1995). Heritabilitas merupakan suatu tolok ukur  tingkat  keterwarisan  suatu  karakter  dalam  populasi tanaman (Sleper dan Poehlman, 2006). Menurut Ardi et al . (2017), nilai ragam genetik karakter kuantitatif kecipir lokal tergolong rendah dan heritabilitasnya bervariasi dari rendah hingga tinggi.
Selain nilai ragam dan nilai duga heritabilitas, pemulia juga perlu mengetahui hubungan antara komponen hasil dan pengaruhnya terhadap daya hasil (Thangamani dan Jansirani, 2012).  Analisis  korelasi  dapat  memberikan  informasi mengenai derajat hubungan antar karakter penting tanaman untuk membantu memprediksi respon daya hasil (Shekar et al ., 2013). Analisis lintas ( path analysis ) dapat memisahkan efek  langsung  dan  efek  tidak  langsung  dengan  membagi koefisien  korelasi  genotipe  (Thangamani  dan  Jansirani, 2012). Informasi mengenai korelasi dan sidik lintas karakter kecipir masih terbatas sehingga perlu dilakukan penelitian lebih  lanjut.  Penelitian  ini  bertujuan  untuk  memperoleh informasi  nilai  ragam  genetik,  heritabilitas  dan  korelasi antar  karakter-karakter  penting  tanaman  kecipir  di  tiga lingkungan.

## BAHAN DAN METODE
Penelitian  dilaksanakan  dari  bulan  Januari  2019 sampai dengan bulan Juni 2020. Penelitian dilaksanakan di tiga lingkungan yaitu Kabupaten Bogor (2 lingkungan) dan Kota Palembang (1 lingkungan).
Penelitian dilakukan dengan menggunakan rancangan kelompok  lengkap  teracak  faktor  tunggal  yaitu  genotipe kecipir dengan tiga ulangan pada setiap lingkungan. Sebelas genotipe kecipir yang diuji pada penelitian ini, ini terdiri atas 2 genotipe tetua dan 9 genotipe hasil persilangan diantara keduanya. Genotipe tetua 1 (P 1 ) yaitu genotipe introduksi dari Thailand, sedangkan genotipe tetua 2 (P 2 ) merupakan
𝑟𝑟 𝑥𝑥𝑥𝑥 = Σ(𝑥𝑥 𝑖𝑖 − 𝑥𝑥̅)(𝑦𝑦 𝑖𝑖 − 𝑦𝑦̅) √(𝑥𝑥 𝑖𝑖 − 𝑥𝑥̅) 2 . √(𝑦𝑦 𝑖𝑖 − 𝑦𝑦̅) 2
genotipe lokal dari Cilacap. Genotipe hasil persilangan yang digunakan merupakan tanaman generasi ke-7 (F 7 ) yang terdiri atas  F 7 -UxH-4-1-L1-1-1(B)-B,  F 7 -UxH-4-1-L2-1-1(B)-B, F 7 -UxH-4-1-L3-1-1(B)-B,  F 7 -UxH-4-1-L4-1-1(B)-B,  F 7 - UxH-4-1-H1(P)-1-1(B)-B,  F 7 -UxH-4-1-H1(U)-1-1(B)-B, F 7 -UxH-4-1-H2-1-1(B)-B,  F 7 -UxH-4-1-H3(U)-1-1(B)-B, dan F 7 -UxH-4-1-H4(P)-1-1(B)-B. Budidaya diawali dengan pengolahan tanah sebelum penanaman. Luas petakan  yang digunakan adalah 5 m x 1 m dengan masing-masing genotipe diulang sebanyak tiga kali. Jarak tanam yang digunakan adalah 50 cm x 30 cm dengan jumlah  28  lubang  tanam  pada  setiap  petak.  Pemupukan dilakukan dua kali yaitu pada saat tanam dengan dosis urea 50 kg ha -1 , TSP 75 kg ha -1 , dan KCl 150 kg ha -1 , pemupukan kedua dilakukan pada saat tiga minggu setelah tanam hanya dengan urea dan TSP pada dosis yang sama. Pemasangan ajir dilakukan di setiap tanaman pada umur 20-30 hari setelah tanam. Pemanenan dilakukan saat polong sudah mengering sempurna dan berwarna cokelat kehitaman.
Peubah  yang  diamati  merujuk  pada  IBPGR  (1978) dan Kementan (2014) yaitu umur berbunga, panjang polong muda, lebar polong muda, bobot polong muda, jumlah biji per polong, bobot biji pertanaman, bobot 100 biji, bobot biji per plot, bobot polong muda per plot, produktivitas polong muda,  dan  produktivitas  biji.  Analisis  ragam  gabungan untuk tiga lingkungan mengacu pada model acak (Tabel 1) (Syukur et al ., 2015).
Analisis  ragam  gabungan  dan  uji  lanjut  dilakukan menggunakan perangkat lunak SAS 9.1 dan R. Pendugaan parameter  genetik  yaitu  pendugaan  ragam  genetik  (σ 2 g ), ragam  interaksi  genetik  x  lingkungan  (σ 2 ge ),  dan  ragam fenotipik (σ 2 p ) (Hallauer et al ., 2010). Nilai estimasi ragam diperoleh  dari  analisis  ragam  gabungan  melalui  rumus berikut : σ 2 g = (M3 - M2) / rl, σ 2 ge = (M2 - M1) / r, σ 2 p = σ 2 g + σ 2 ge /l + σ e 2 /rl (Tabel 1). Nilai duga heritabilitas dalam arti luas (Syukur et al., 2015)  adalah  h 2 bs =  (σ 2 g /  σ 2 p )  x  100%.  Nilai  heritabilitas digolongkan sebagai berikut (Stanfield, 1983): rendah = h 2 bs < 20%, sedang = 20% ≤ h 2 bs < 50%, tinggi = h 2 bs ≥ 50%. Hubungan antar karakter yang diamati dapat diketahui menggunakan analisis korelasi Pearson dan analisis lintas. Hubungan  linear  antara  peubah  X  (komponen  hasil)  dan Y  (produktivitas  biji)  dihitung  dengan  korelasi  Pearson sebagai berikut:
Analisis lintas digunakan untuk mengetahui kontribusi suatu  karakter  bebas  terhadap  karakter  respon  apakah berpengaruh  langsung  atau  tidak  langsung  (Singh  dan Chaudhary, 1979).
[ 𝑟𝑟 11 𝑟𝑟 12 … … 𝑟𝑟 1𝑝𝑝 𝑟𝑟 21 𝑟𝑟 22 … … 𝑟𝑟 2𝑝𝑝 𝑟𝑟 𝑝𝑝1 𝑟𝑟 𝑝𝑝2 … … 𝑟𝑟 𝑝𝑝𝑝𝑝 ] [ 𝐶𝐶 1 𝐶𝐶 2 𝐶𝐶 3 ] = [ 𝑟𝑟 1𝑦𝑦 𝑟𝑟 2𝑦𝑦 𝑟𝑟 𝑝𝑝𝑦𝑦 ]
𝑅𝑅 𝑥𝑥 𝐶𝐶 𝑅𝑅 𝑦𝑦
Dimana 𝐶𝐶 = 𝑅𝑅 𝑥𝑥 −1 𝑅𝑅 𝑦𝑦 𝑅𝑅 𝑥𝑥 𝐶𝐶 𝑅𝑅 𝑦𝑦 Dimana 𝐶𝐶 = 𝑅𝑅 𝑥𝑥 −1 𝑅𝑅 𝑦𝑦 𝑅𝑅 𝑥𝑥 𝐶𝐶 𝑅𝑅 𝑦𝑦
Dimana 𝐶𝐶 = 𝑅𝑅 𝑥𝑥 −1 𝑅𝑅 𝑦𝑦
Keterangan: R x = matriks korelasi antar peubah bebas; R x -1 = invers matriks R x ; C = vektor koefisien lintas yang menunjukkan pengaruh langsung setiap peubah bebas terhadap peubah tak bebas; R y = vektor koefisien korelasi antara peubah bebas X i (i = 1, 2, …, p) dengan peubah tak bebas Y.

## HASIL DAN PEMBAHASAN
Hasil  analisis  ragam  gabungan  memperlihatkan bahwa  lingkungan  berpengaruh  sangat  nyata  terhadap seluruh  karakter  kecuali  bobot  biji  per  plot  (Tabel  2). Genotipe berpengaruh  nyata terhadap karakter bobot biji per tanaman, bobot 100 biji dan berpengaruh sangat nyata terhadap  karakter  umur  berbunga,  panjang  polong  muda, dan jumlah biji per polong. Seluruh karakter yang diamati menunjukkan  pengaruh  yang  sangat  nyata  pada  interaksi genotipe  dan  lingkungan.  Hasil  ini  menunjukkan  bahwa interaksi  genotipe  dan  lingkungan  memiliki  peran  lebih terhadap daya hasil daripada lingkungan dan genetik (Tabel 2). Karakter umur berbunga dan jumlah biji per polong memiliki  keragaman  genetik  yang  luas  (Tabel  3).  Kedua karakter tersebut efektif dijadikan kriteria seleksi pada suatu
populasi. Hasil yang sama dilaporkan oleh Ardi et al . (2017) bahwa karakter umur berbunga dan jumlah biji per polong tanaman  kecipir  memiliki  keragaman  genetik  yang  luas. Sementara itu karakter bobot polong muda, panjang polong muda,  lebar  polong  muda,  bobot  biji  per  tanaman,  bobot 100 biji, bobot polong muda per plot, produktivitas polong muda, bobot biji per plot, dan produktivitas biji mempunyai keragaman genetik yang sempit, sehingga karakter-karakter tersebut tidak efektif untuk dijadikan kriteria seleksi pada populasi ini. Hermanto et al . (2017) menyebutkan hibridisasi dengan  menggunakan  populasi  yang  memiliki  hubungan genetik berbeda dengan populasi uji merupakan cara untuk meningkatkan keragaman genetik.
Nilai duga heritabilitas suatu karakter perlu diketahui untuk  menduga  kemajuan  seleksi  dan  juga  mengetahui bahwa  suatu  karakter  tersebut  lebih  dipengaruhi  oleh faktor genetik atau lingkungan (Lestari et al ., 2015). Nilai duga heritabilitas ini bermanfaat dalam melakukan proses seleksi  (Syukur et  al .,  2012).  Seleksi  akan  efektif  jika populasi memiliki nilai heritabilitas yang tinggi. Karakter yang  banyak  dipengaruhi  oleh  lingkungan  biasanya memiliki  nilai  heritabilitas  yang  tinggi  (Jalata et  al ., 2011).  Hal  ini  akan  mempengaruhi  prosedur  seleksi  yang akan  digunakan  untuk  mengembangkan  karakter  target.
Sumber keragaman db Kuadrat tengah (KT) Nilai harapan KT Uji F Lingkungan (L) (l-1) M5 M5/M4 Ulangan/Lingkungan l(r-1) M4 Genotipe (G) (g-1) M3 σ 2 e + rσ 2 ge + rlσ 2 g M3/M2 GxL (g-1)(l-1) M2 σ 2 e + rσ 2 ge M2/M1 Galat l(g-1)(r-1) M1 σ 2 e
Tabel 1. Sidik ragam gabungan model acak
Keterangan: l = lingkungan; r = ulangan; g = genotipe
Karakter
Kuadrat tengah Lingkungan (L) Genotipe (G) G x L Umur berbunga 6,973.12** 4,563.30** 761.09** Bobot polong muda 289.53** 10.55ns 7.15** Panjang polong muda 72.80** 13.53** 3.93** Lebar polong muda 3.27** 0.02ns 0.02* Jumlah biji per polong 18.38** 21.41** 2.25* Bobot biji per tanaman 9,030.53** 918.33* 766.86** Bobot 100 biji 141.64** 51.18* 18.59** Bobot polong muda per plot 33,423,202.00** 95,9721.00ns 707,017.00** Produktivitas polong muda 269.95** 6.79ns 3.80** Bobot biji per plot 1,370,375.00* 276,280.00ns 168,613.00** Produktivitas biji 17.53** 1.82ns 1.36**
Tabel 2. Kuadrat tengah analisis ragam gabungan karakter kuantitatif 11 genotipe kecipir pada tiga lingkungan
Keterangan: * = berpengaruh nyata pada α = 5%; ** = berpengaruh nyata pada α = 1%;  ns = tidak berpengaruh nyata
Selain  itu  pendugaan  ragam  genetik,  interaksi  genetik  x lingkungan dan heritabilitas (Tabel 4) akan lebih baik pada percobaan beberapa lingkungan dibanding hanya pada satu lingkungan.
Karakter  umur  berbunga,  panjang  polong  muda, jumlah biji per polong dan bobot 100 biji memiliki nilai duga heritabilitas yang tinggi (Tabel 4). Hasil penelitian Ardi et al . (2017) menunjukkan hal yang serupa yaitu keempat karakter tersebut  memiliki  nilai  duga  heritabilitas  yang  tinggi. Nilai heritabilitas arti luas yang tinggi pada suatu karakter mengindikasikan karakter tersebut memiliki nilai pemuliaan ( breeding  value )  tinggi  yang  dipengaruhi  oleh  adanya gen  aditif  (Udensi et  al .,  2012).  Perbaikan  karakter  yang memiliki nilai heritabilitas tinggi lebih mudah dibandingkan karakter  dengan  heritabilitas  rendah  (Sujiprihati et  al ., 2003).  Karakter  bobot  polong  muda,  bobot  polong  muda
per  plot,  bobot  biji  per  plot,  produktivitas  polong  muda dan  produktivitas  biji  mempunyai  nilai  duga  heritabilitas sedang. Prasanth dan Sreelatha (2014) melaporkan hal yang sama terjadi pada karakter bobot polong muda dan bobot polong per plot.
Produktivitas  biji  merupakan  komponen  utama  dari setiap  tanaman legume karena  bernilai  ekonomis.  Hasil biji merupakan sifat yang diwariskan secara kuantitatif dan dikendalikan oleh banyak gen. Penentuan karakter-karakter yang  memiliki  kaitan  dengan  karakter  hasil  memerlukan informasi  hubungan  antara  setiap  karakater.  Hubungan antar karakter dapat diketahui dengan menggunakan analisis korelasi. Nilai koefisien korelasi menjadi tolok ukur tingkat keeratan hubungan antar karakter.
Hasil  analisis  korelasi  antar  karakter  disajikan  pada Tabel 5. Hasil uji menunjukkan bahwa karakter komponen
Karakter KKG (%) σ 2 g σ (σ 2 g ) Kriteria Umur berbunga 25.29 422.47 208.56 Luas Bobot polong muda 5.32 0.38 0.54 Sempit Panjang polong muda 6.01 1.07 0.63 Sempit Lebar polong muda 0.73 0.000 0.00 Sempit Jumlah biji per polong 11.76 2.13 0.97 Luas Bobot biji per tanaman 9.23 16.83 48.94 Sempit Bobot 100 biji 5.15 3.62 2.40 Sempit Bobot polong muda per plot 11.54 28078 49,560.24 Sempit Produktivitas polong muda 12.24 0.33 0.33 Sempit Bobot biji per plot 14.35 11963 13,746.56 Sempit Produktivitas biji 9.93 0.05 0.09 Sempit
Tabel 3. Nilai koefisien keragaman genetik, ragam genetik dan standar deviasi ragam genetik beberapa karakter 11 genotipe kecipir
σ 2 g σ 2 ge σ 2 e σ 2 p h 2 bs (%) σ(h 2 ) Kriteria h 2 bs Umur berbunga 422.47 247.99 17.11 507.03 83.32 0.79 Tinggi Bobot polong muda 0.38 2.13 0.75 1.17 32.20 0.19 Sedang Panjang polong muda 1.07 1.11 0.59 1.50 70.97 0.37 Tinggi Lebar polong muda 0.000 0.003 0.01 0.002 13.72 0.08 Rendah Jumlah biji per polong 2.13 0.32 1.29 2.38 89.48 0.60 Tinggi Bobot biji per tanaman 16.83 200.56 165.18 102.04 16.49 0.13 Rendah Bobot 100 biji 3.62 5.14 3.17 5.69 63.68 0.29 Tinggi Bobot polong muda per plot 28,078.00 19,1170.00 133,506.00 106,635.33 26.33 0.15 Sedang Produktivitas polong muda 0.33 0.96 0.91 0.75 44.05 0.18 Sedang Bobot biji per plot 11,963.00 44125 36239 30,697.89 38.97 0.17 Sedang Produktivitas biji 0.05 0.35 0.31 0.20 25.52 0.14 Sedang
Tabel 4. Ragam genotipe, ragam interaksi genetik x lingkungan, ragam galat, ragam fenotip, heritabilitas dan standar deviasi heritabilitas beberapa karakter 11 genotipe kecipir pada tiga lingkungan
Keterangan: KKG = Koefisien keragaman genetik; σ 2 g = ragam genetik; σ (σ 2 g ) = standar deviasi ragam genetik
Keterangan: σ 2 g = ragam genetik; σ 2 ge = ragam interaksi genetik x lingkungan; σ 2 e = ragam galat; σ 2 p : ragam fenotip; h 2 bs = heritabilitas dan σ(h 2 ) = standar deviasi heritabilitas
hasil  seperti  bobot  biji  per  plot  (r  =  0.98),  produktivitas polong  muda  (r  =  0.97),  bobot  polong  muda  per  plot  (r =  0.91),  dan  bobot  biji  per  tanaman  (r  =  0.81)  memiliki korelasi  positif  yang  nyata  terhadap  produktivitas  biji. Seleksi massal terhadap karakter kompenen hasil tersebut dapat  menimbulkan  peningkatan  daya  hasil  karena  saling berkorelasi  positif  (Putri et  al .,  2017).  Karakter  umur berbunga,  bobot  polong  muda,  dan  lebar  polong  muda berkorelasi negatif nyata terhadap produktivitas biji.
Hubungan  antara  satu  karakter  dengan  karakter  lain dapat  diidentifikasi  melalui  analisis  lintas.  Analisis  ini
mampu  menyajikan  pengaruh  langsung,  pengaruh  tidak langsung  antar  karakter  maupun  pengaruh  total  (Hefny, 2011).  Pengaruh  langsung  adalah  karakter  yang  memiliki pengaruh  terhadap  daya  hasil  tanpa  melalui  karakter  lain. Pengaruh  tidak  langsung  adalah  pengaruh  suatu  karakter terhadap  karkater  hasil  melalui  karakter  lain,  sedangkan pengaruh  total  adalah  jumlah  gabungan  nilai  pengaruh langsung maupun tidak langsung suatu karakter (Bondari, 1990). Analisis  sidik  lintas  dapat  menyajikan  informasi mengenai bagaimana karakter komponen hasil mempengaruhi
UB BBPM PJPM LBPM JMBP BBTN B100 BPMP PRPM BBPL PRB UB 1 0.69* 0.43tn 0.5tn -0.21tn -0.8** -0.44tn   -0.88**   -0.89**   -0.89**   -0.85** BBPM 1 0.88** 0.77**  0.47tn -0.35tn  0.02tn   -0.76** -0.67* -0.71** -0.67* PJPM 1 0.75**   0.74** -0.10tn  0.39tn -0.66* -0.55tn -0.55tn -0.52tn LBPM 1 0.47tn -0.42tn  0.25tn -0.70* -0.71** -0.70* -0.74** JMBP 1 0.44tn 0.63* -0.05tn 0.07tn 0.06tn 0.06tn BBTN 1 0.43tn     0.72**    0.78**    0.82**     0.81** B100 1 -0.03tn 0.09tn 0.12tn 0.14tn BPMP 1 0.96**    0.96**     0.91** PRPM 1 0.97**     0.97** BBPL 1 0.98** PRB 1 Tabel 5. Nilai koefisien korelasi Pearson beberapa karakter dari 11 genotipe kecipir pada tiga lingkungan
Keterangan: * = berkorelasi nyata pada α = 5%; ** = berkorelasi nyata pada taraf  α = 1%; tn = tidak berpengaruh nyata; UB = Umur berbunga; BBPM = Bobot polong muda; PJPM = Panjang polong muda; LBPM = Lebar polong muda; JMBP = Jumlah biji per polong; BBTN = Bobot biji per tanaman; B100 = Bobot 100 biji; BPMP = Bobot polong muda per plot; PRPM = Produktivitas polong muda per ha; BBPL = Bobot biji per plot; PRB = Produktivitas biji per ha
X Pengaruh langsung Pengaruh tak langsung rXY UB BBPM PJPM LBPM JMBP BBTN B100 BPMP PRPM BBPL UB 0.296 -0.191  0.075  0.061  0.030 -0.078 -0.005  0.638 -0.956 -0.721 -0.851 BBPM -0.276 0.204 0.153  0.094 -0.068 -0.034  0.001  0.551 -0.720 -0.575 -0.670 PJPM 0.174 0.127 -0.243 0.092 -0.107 -0.010  0.004  0.479 -0.591 -0.445 -0.520 LBPM 0.123 0.148 -0.213  0.131 -0.068 -0.041  0.003  0.508 -0.763 -0.567 -0.739 JMBP -0.144 -0.062 -0.130  0.129  0.058 0.043  0.006  0.036  0.075  0.049  0.060 BBTN 0.098 -0.237  0.097 -0.017 -0.052 -0.063 0.004 -0.522  0.838  0.664  0.810 B100 0.010 -0.130 -0.006  0.068  0.031 -0.091  0.042 0.022  0.097  0.097  0.140 BPMP -0.725 -0.261  0.210 -0.115 -0.086  0.007  0.070 -0.001 1.032  0.777  0.908 PRPM 1.075 -0.264  0.185 -0.096 -0.087 -0.010  0.076  0.001 -0.696 0.786  0.970 BBPL 0.810 -0.264  0.196 -0.096 -0.086 -0.009  0.080  0.001 -0.696  1.042 0.978
Sisa = -0.0004
Tabel 6. Nilai pengaruh langsung dan tidak langsung karakter komponen hasil dan karakter agronomis terhadap produktivitas biji kecipir
Keterangan: UB = Umur berbunga; BBPM = Bobot polong muda; PJPM = Panjang polong muda; LBPM = Lebar polong muda; JMBP = Jumlah biji per polong; BBTN = Bobot biji per tanaman; B100 = Bobot 100 biji; BPMP = Bobot polong muda per plot; PRPM = Produktivitas polong muda per ha; BBPL = Bobot biji per plot; PRB = Produktivitas biji per ha; rXY = Koefisien korelasi peubah dengan produktivitas biji
produktivitas biji. Dalam kegiatan memperbaiki daya hasil, hasil analisis ini dapat menjadi gambaran keefektifan dalam seleksi  suatu  karakter.  Hasil  analisis  lintas  disajikan  pada Tabel 6. Karakter yang memiliki pengaruh langsung positif terhadap  produktivitas  biji  adalah  produktivitas  polong muda (1.075), bobot biji per plot (0.810), umur berbunga (0.296), panjang polong muda (0.174), lebar polong muda (0.123), bobot biji per tanaman (0.098) dan bobot 100 biji (0.010).  Karekter  yang  memiliki  nilai  pengaruh  langsung terbesar  terhadap  produktivitas  biji  adalah  produktivitas polong muda (1.075) dan bobot biji per plot (0.810). Nilai pengaruh langsung yang lebih besar dari 1 ini diduga akibat adanya dua atau lebih variabel bebas yang memiliki korelasi tinggi (Putri et al ., 2017). Karakter bobot polong muda dan bobot  biji  pertanaman  memiliki  pengaruh  tidak  langsung terhadap  produktivitas  biji  melalui  karakter  produktivitas polong  muda.  Karakter  jumlah  biji  per  polong  dan  bobot 100  biji  memiliki  pengaruh  tidak  langsung  yang  kecil terhadap produktivitas biji melalui karakter bobot biji per plot.  Pengaruh  karakter  lain  yang  tidak  bisa  dijelaskan oleh model dan yang tidak dimasukkan ke dalam analisis merupakan nilai sisa (Nasution, 2010).

## KESIMPULAN
Karakter umur berbunga dan jumlah biji per polong memiliki nilai keragaman genetik yang luas. Karakter yang memiliki  nilai  heritabilitas  tinggi  adalah  karakter  umur berbunga,  panjang  polong,  jumlah  biji  per  polong  dan bobot  100  biji.  Hasil  analisis  korelasi  dan  analisis  lintas menunjukkan  karakter  umur  berbunga,  panjang  polong, lebar polong, bobot biji pertanaman, bobot 100 biji, bobot biji per plot, produktivitas polong muda memiliki pengaruh langsung positif terhadap produktivitas biji. Umur berbunga, jumlah biji per polong dan bobot biji per tanaman merupakan karakter yang tepat menjadi kriteria seleksi dalam merakit kecipir berproduksi tinggi.

## UCAPAN TERIMA KASIH
Terima kasih disampaikan kepada Kemenristek/BRIN yang telah membiayai penelitian ini melalui Hibah Penelitian Terapan Tahun 2019 dan 2020 a.n. Muhamad Syukur.

## DAFTAR PUSTAKA
Alalade,  J.,  J.  Akinlade,  O.  Aderinola,  A.  Fajemisin,  T. Muraina, T. Amoo. 2016. Proximate, mineral,  and anti-nutrient contents in Psophocarpus tetragonolobus (L.) DC. (winged bean) leaves. Brit. J. Pharm. Res. 10:1-7. Doi:10.9734/bjpr/2016/22087.
Bondari, K. 1990. Path analysis in agricultural research.  p.
133-145.  In  G. A  Milliken,  J.  R.  Schwenke  ( Eds. )
Proceedings  of  the  1990  Kansas  State  University
Conference  on  Applied  Statistics  in  Agriculture. Manhattan, KS. USA. April 29 - May 1, 1990. Doi: 10.4148/2475-7772.1439
Amoo,  I.,  O.  Adebayo.,  A.  Oyeleye.  2011.  Chemical evaluation  of  winged  beans  ( Psophocarpus tetragonolobus ), Pitanga cherries ( Eugenia uniflora ) and  orchid  fruit  (Orchid  fruit  myristica).  Afr.  J. Food. Agric. Nutr. Dev. 6:1-12. Doi:10.4314/ajfand. v6i2.71734.
Ardi,  N.A.P.,  I.  Yulianah.,  Kusmanto.  2017.  Evaluasi karakteristik  dan  keragaman  16  genotipe  tanaman kecipir  ( Psophocarpus  tetragonolobus L.).  J.  Prod. Tan. 5:1243-1249.
Cheriere,  T.,  M.  Lorin,  G.  Corre-Hellou.  2020.  Species choice  and  spatial  arrangement  in  soybean-based intercropping:  Levers  that  drive  yield  and  weed control. Field Crops Res. 256:107923. Doi:10.1016/ j.fcr.2020.107923.
Eagleton,  G.E.  2019.  Prospects  for  developing  an  early maturing  variety  of  winged  bean  ( psophocarpus tetragonolobus )  in  Bogor,  Indonesia.  Biodiversity. 20:3142-3152. Doi:10.13057/biodiv/d201106.
Hallauer, A.R., M.J. Carena., J.B.M. Filho. 2010. Introduction in quantitative genetics in maize breeding. Springer Publ. New York, USA. https://doi.org/10.1007/978- 1-4419-0766-0_1.
Handayani, T. 2013. Kecipir ( Psophocarpus tetragonolobus L.)    potensi  lokal  yang  terpinggirkan.  J.  IPTEK Tanaman Sayuran. 1:1-8. Doi:/10.1067/ mtc.2001.112466. Hastini,  T.,  S.L.  Mulijanti,  N.  Sunandar.  2015.  Potensi hasil  enam  varietas  unggul  kedelai  di  Kabupaten Sumedang.  hal.  219-224.  Prosiding  Seminar  Hasil Penelitian  Tanaman  Aneka  Kacang  dan  Umbi. Malang 15 Mei 2015.
Hefny,  M.  2011.  Genetic  parameters  and  path  analysis  of yield  and  its  components  in  corn  inbred  lines  ( Zea mays L.)  at  different  sowing  dates. Asian.  J.  Crop. Sci. 3:106-117. Doi:10.3923/ajcs.2011.106.117.
Hermanto, R., M. Syukur, Widodo. 2017. Pendugaan ragam genetik dan heritabilitas karakter hasil dan komponen hasil  tomat  ( Lycopersicum  esculentum Mill.)  di dua  lokasi.  J.  Hort.  Indonesia  8:31.  Doi:10.29244/ jhi.8.1.31-38.
[IBPGR] International Board for Plant Genetic Resources. 1979.  Descriptors  for  Winged  Bean.  Regional Committee for Southeast Asia. Food and Agriculture Organization of the United Nation, Rome, Italy.
Jalata, Z., A. Ayana, H. Zeleke. 2011. Variability, heritability and genetic advance for some yield and yield related traits  in  ethiopian  Barley  ( Hordeum  vulgare L.) landraces and crosses. Int. J. Plant Breeding Genet. 5:44-52. Doi:10.3923/ijpbg.2011.44.52.
[Kementan]  Kementrian  Pertanian  Republik  Indonesia. 2014.  Panduan  pelaksanaan  uji  (PPU)  keunikan, keseragaman  dan  kestabilan  kecipir  ( Psophocarpus tetragonolobus ).  Pusat  Perlindungan  Varietas Tanaman  dan  Perizinan  Pertanian,  Jakarta, Indonesia.
Lestari,  A.D.,  W.  Dewi,  W.A.  Qosim,  M.  Rahardja,  N. Rostini, R. Setiamihardja. 2015. Variabilitas genetik dan  heritabilitas  karakter  komponen  hasil  dan hasil  lima  belas  genotip  cabai  merah.  Zuriat.  17:1. Doi:10.24198/zuriat.v17i1.6808.
Mohanty, C.S., S. Verma, V. Singh, P. Khan, P. Gaur, P. Gupta,
M.A. Nizar, N. Dikshit, R. Pattanayak, A. Shukla, A. Niranjan,  N.  Sahu,  S.K.  Behera,  T.S.  Rana.  2013.
Characterization  of  winged  bean  ( Psophocarpus tetragonolobus (L.)  DC.)  based  on  molecular, chemical and physiological parameters. Amer. J. Mol. Biol. 3:187-197. Doi:10.4236/ajmb.2013.34025.
Mohanty,  C.S.,  V.  Singh,  M.A.  Chapman.  2020.  Winged bean: An underutilized tropical legume on the path of improvement, to help mitigate food and nutrition security. S ci.  Hortic.  260:108789.  Doi:10.1016/ j.scienta.2019.108789.
Nasution,  M.A.  2010.  Analisis  korelasi  dan  sidik  lintas antara  karakter  morfologi  dan  komponen  buah tanaman  nenas  ( Ananas  comosus L.  Merr.).  Crop Agro. 3:1-9.
Ningombam, R.D., P.K. Singh, J.S. Salam. 2012. Proximate composition and nutritional evaluation of underutilized legume Psophocarpus  tetragonolobus (L.)  DC.
Grown in Manipur, Northeast India . Amer. J. Food Tech. 7:487-493. Doi:10.3923/ajft.2012.487.493.
Pinaria, A., A.  Baihaki,  R.  Setiamihardja, A.A.  Daradjat.
1995. Variabilitas genetik dan heritabilitas karakter- karakter biomassa 53 genotipe kedelai. Zuriat 6:88- 92.
Prasanth, K., K.I. Sreelatha. 2014. Variability and heritability studies  for  pod  yield  and  its  component  characters
in winged bean [ Psophocarpus tetragonolobus (L.) DC.]. The Bioscan. 9:1795-1797.
Putri,  F.D.,  Sobir,  M.  Syukur,  A.  Maharijaya.  2017. Pengembangan  kriteria  seleksi  untuk  perakitan terung ( Solanum melongena L.) berdaya hasil tinggi. J.  Agron.  Indonesia.  45:182.  Doi:10.24831/jai. v45i2.13077.
Shekar, K.C., P. Ashok., K. Sasikala. 2013. Characterization, character  association,  and  path  coefficient  analyses in eggplant. Int. J. Vegetable. Sci. 19:45-57. Doi:10.1 080/19315260.2012.671803.
Singh, R.K., B.D. Chaudhary. 1979. Biometrical methods in quantitative genetic analysis. Kalyani Publishers, Ludhiana, New Delhi.
Sleper, D.A., J.M. Poehlman. 2006. Breeding field crops. 5th edition. Blackwell Publishing, Ames, Iowa, USA.
Stanfield, W.D. 1983. Theory and problems of genetics. 2nd Ed. McGraw-Hill, New York, USA.
Sujiprihati,  S.,  B.G.  Saleh.,  E.S.  Ali.  2003.  Heritability, performance and correlation studies on single cross hybrids of tropical maize. Asian J. Plant Sci. 2:51-57. Doi:10.3923/ajps.2003.51.57.
Syukur,  M.,  S.  Sujiprihati,  R.  Yunianti,  K.  Nida.  2012. Pendugaan  komponen  ragam,  heritabilitas  dan korelasi  untuk  menentukan  kriteria  seleksi  cabai ( Capsicum annuum L.) populasi F5. J. Hort. Indonesia 1:74-80. Doi:10.29244/jhi.1.2.74-80.
Syukur,  M.,  S.  Sujiprihati,  R.  Yunianti.  2015.  Teknik pemuliaan  tanaman  edisi  revisi.  Penebar  Swadaya, Jakarta, ID.
Tanzi, A.S., G.E. Eagleton, W.K Ho, Q.N. Wong, S. Mayes, F.  Massawe.  2019.  Winged  bean  ( Psophocarpus tetragonolobus (L.)  DC.)  for  food  and  nutritional security:  synthesis  of  past  research  and  future direction. Planta. 250:911-931. Doi:10.1007/s00425- 019-03141-2.
Thangamani, C., P. Jansirani. 2012. Correllation and path coefficient analysis studies on yield and attributing characters  in  brinjal  ( Solanum  melongena L.). Electron J. Plant Breeding. 3:939-944.
Udensi, O., E.A. Edu, E.V. Ikpeme, J.K. Ebiwgai, D.E. Ekpe. 2012. Biometrical evaluation and yield performance assessment of cowpea [ Vigna unguiculata (L.) Walp] landraces grown under lowland tropical conditions. Int. J. Plant Breeding Genet. 6:47-53. Doi:10.3923/ ijpbg.2012.47.53.