Considerando a importância dos experimentos em parcelas subdividida na pesquisa agronômica e a possibilidade de ocorrência de perdas de informações, apresentamos um estudo dos componentes de variância das somas de quadrados dos diversos efeitos, quando há falta de uma subparcela. Os componentes de variância foram determinados a partir da expressão de cada soma de quadrados, sempre considerando a mesma estimativa y₁ para a subparcela perdida. Tentando elucidar o problema da correção das somas de quadrados determinamos os componentes de variância das somas de quadrados da interação TxT' e do tratamento T' ambas corrigidas segundo os métodos propostos por ANDERSON (2), e PINHO (7). A partir da estimativa y₁ para a subparcela perdida, dos componentes de variância das somas de quadrados e do modelo matemático reestruturado segundo CONDÉ (5), determinamos estimativas de variância de contrastes de duas médias, considerando sempre uma delas com a subparcela perdida. Com o estudo realizado podemos concluir: a) O quadrado médio do resíduo (b) fica imparcial ("Unbiased") quando utilizamos a estimativa y₁ para a subparcela perdida; b) Todos os quadrados médios, com exceção do resíduo (b), determinados com a estimativa y₁ para a subparcela perdida, estão super estimados de um fator (descrito no resumo) onde σ² é a esperança do quadrado médio do resíduo (b), e I é o número de tratamentos testados nas parcelas; c) O efeito da interação TxT' pode ser testado com o quadrado médio do resíduo (b) quando corrigimos a soma de quadrados desta interação pelo método proposto por ANDERSON (2) ou pelo método proposto por PINHO (7); d) A esperança da soma de quadrados de tratamentos T' corrigida de acordo com PINHO (7) é (descrito no resumo) o que nos possibilita testar o efeito dos tratamentos T' com o quadrado médio do resíduo (b), o que não acontece com a soma de quadrados de tratamentos T' corrigida de acordo com ANDERSON (2); e) A variância do contraste entre duas médias, sendo uma delas com a subparcela perdida, é obtida (descrito no resumo); f) As fórmulas relacionadas em e.1 e e.4 não são concordantes com as apresentadas por ANDERSON (2) e COCHRAN & COX (4) que consideraram a E [QMResíduo (a)] = K σ²_tb + σ², quando E [QMResíduo (a)] = K σ²_tb + σ² + descrito no resumo; g) A fórmula apresentada na conclusão e.3 é concordante com a estabelecida por ANDERSON (2) e discordante da apresentada por COCHRAN & COX (4) de um fator 1 ⁄ a no segundo termo, onde a é o número de tratamentos testados nas parcelas; h) A fórmula da conclusão e.2 é idêntica às apresentadas por ANDERSON (2) e COCHRAN & COX (4) pois envolve penas o quadrado médio do resíduo (b), cuja esperança é σ².