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PATRON DE DISTRIBUCION MUESTRAL Y DESARROLLO DE UN PROTOCOLO DE
MUESTREO SECUENCIAL PARA ESTIMACION DE ABUNDANCIA DE Frankliniella
schultzei (TRYBOM) EN SOJA
E.R Perotti*, J.C. Gamundi, E.V. Trumper
Instituto Nacional de Tecnología Agropecuaria. Estación Experimental Agropecuaria Oliveros.
Ruta Nac. no. 11, km 353. Tel: 03476-498010/011/277. *eperotti@correo.inta.gov.ar
Palabras claves: Frankliniella schultzei, soja, muestreo
Introducción
Los trips fitófagos constituyen uno de los grupos de artrópodos más abundantes asociados
al cultivo de soja (Blickenstaff & Huggans, 1962; Pacheco, 1976). En las últimas campañas
agrícolas, se constató la presencia predominante de dos especies: Caliothrips phaseoli,
localizada en folíolos durante todo el ciclo del cultivo y Frankliniella schultzei, con habito
críptico en brotes terminales, axiales o florales, durante el período V1-floración.
La primera especie afecta el rendimiento principalmente asociada a condiciones de sequía
(Gamundi et al. 2005a; 2006b). En el caso de F. schultzei, aun no se ha demostrado que
afecte en forma significativa el rendimiento (Gamundi & Perotti, datos no publicados). Sin
embargo esta especie es un reconocido vector de importantes virus en varios cultivos.
Específicamente, en soja a nivel mundial se citan cuatro diferentes especies de tospovirus, de
las cuales Groundnut ringspot virus (GRSV) fue detectado recientemente en el país (López
Lambertini & Fiorona, 2008).
La estimación de la densidad poblacional como indicador de abundancia, es uno de los
puntos de apoyo centrales tanto en el estudio de la dinámica de poblaciones, como en la toma
de decisiones de manejo de plagas (Trumper, 2001). Los métodos de muestreo de plagas
usados tradicionalmente en soja, no se adaptan para estimar la densidad poblacional de los
trips (Irwin & Yeargan, 1980). La carencia de un método de muestro específico y su carácter
de potencial vector de virus, plantean la necesidad de aportar conocimientos para desarrollar
programas de muestreo de esta especie. En línea con esta meta, este trabajo presenta un
análisis del patrón de dispersión de F. schultzei sobre cuya base se propone un protocolo de
muestreo secuencial.
Materiales y Métodos
En la campaña agrícola 2007/08 y 2008/09 se sembraron siete lotes con los cultivares
A4613, DM4800, NA5009, A5520, 94B73, entre el 24 de Noviembre y 29 de Enero, a 52cm
entre hileras de siembra, en los cuales no se utilizaron insecticidas.
Se monitoreó la población de trips con un intervalo de 5 a 14 días desde el estado
fenológico V2 hasta R6. En cada fecha se tomó una muestra aleatoria de 30 plantas, las que
se acondicionaron en bolsas plásticas en conservadoras de poliestireno expandido,
conteniendo hielo. En el laboratorio se seleccionó el brote terminal vegetativo o reproductivo y
bajo lupa estereoscópica (20x) se contó el número de trips.
La caracterización estadística del patrón de distribución muestral de F. schultzei se realizó
sobre la base de la ley de potencias de Taylor (1961) (Ec. 1), a través de su versión
linealizada (Ec. 2). El procedimiento consistió en calcular, para cada muestra, los logaritmos
naturales de la media y el de la varianza muestrales (Ln m y Ln S2, respectivamente). Luego
se ajustó una recta de regresión de Ln S2 sobre el Ln m, con los datos correspondientes a
cada campaña agrícola. Los parámetros de ajuste de las dos regresiones, intercepción y
pendiente, se compararon mediante test t. Con los datos de las dos campañas agrícolas, se
ajustó una regresión de Ln S2 vs Ln m integral.
-1Producción Vegetal: Insectos
S 2 = a mb
(Ec.1)
Log S 2 = Log a + b Log m
(Ec.2)
Los parámetros a y b de la ley de Taylor estimados, se emplearon para desarrollar el
protocolo de muestreo secuencial para estimación de abundancia con niveles fijos de
precisión, aplicando el modelo de Green, según la ecuación
2
T = ⎛⎜ P ⎞⎟
⎝ a ⎠
( b−12 ) ( bb−−21 )
n
(Ec.3)
donde T representa el número acumulado de trips en n unidades muestrales y P representa el
nivel de precisión que el usuario fija de acuerdo a sus objetivos. Cabe aclarar que en este
trabajo se definió la precisión como Variación Relativa (Error Estándar / Media muestral).
Resultados y Conclusiones
La densidad media de F. schultzei varió de 0,5 a 34,9 y de 0,04 a 14,9 trips por brote en las
campañas 2007/08 y 2008/09, respectivamente. Las regresiones de la versión linealizada de
la ley de Taylor arrojaron buenos niveles de ajuste, con coeficientes de determinación (R2)
superiores a 0,95 (Figuras 1 y 2). En ambos casos el parámetro b fue significativamente
superior a 1 (P<0.05), indicando que F. schultzei tiene una distribución muestral consistente
con un patrón espacial agregado. Si bien el valor del parámetro b estimado con los datos de la
primera campaña fue superior al correspondiente a la segunda campaña, el test t no identificó
diferencias significativas entre ellos. En consecuencia, se justificó agrupar los datos de las dos
campañas agrícolas y ajustar una única regresión de Taylor, cuyos resultados se ilustran en la
Figura 3.
8
y = 1,49x + 0,55
2
R = 0,95
7
y = 1,26x + 0,76
2
R = 0,96
6
5
4
6
1
2
2
4
Ln S
Ln S
2
3
5
3
-4
-3
-2
-1
0
-1 0
1
2
3
-2
2
-3
1
-4
0
-1
-1
Ln m
0
1
2
3
4
Ln m
Figura 1: Ajuste de regresión de la versión
linealizada de la ley de Taylor para F.
schultzei. Oliveros. Campaña 2007/08.
Figura 2: Ajuste de regresión de la versión
linealizada de la ley de Taylor para F.
schultzei. Oliveros. Campaña 2008/09.
-2Producción Vegetal: Insectos
8
y = 1,35x + 0,74
R2 = 0,95
6
4
Ln S2
2
0
-5
-4
-3
-2
-1
0
1
2
3
4
5
-2
-4
Campaña 2007/08
Campaña 2008/09
Regresion lineal
-6
Ln m
Figura 3: Ajuste de regresión de la versión linealizada de la ley de Taylor para F.
schultzei. Oliveros. Campañas 2007/08 y 2008/009.
La incorporación de los parámetros a y b de la ley de Taylor, estimados mediante regresión
con los datos de las dos campañas integradas, se incorporaron al modelo de Green (Ec. 3)
para obtener protocolos de muestreo secuencial. La Figura 4 ilustra las curvas críticas
correspondientes a tres niveles de precisión.
800
700
C=0,25
C=0,2
600
C=0,15
T
500
400
300
200
100
0
2
4
6
8
10
12
14
16
18
20
22
24
26
28
30
Tamaño de muestra (n)
Figura 4: Curvas críticas de detención de muestreo secuencial de Green, calculadas para la
estimación de densidad de F. schultzei por brote terminal, en plantas de soja, con tres
niveles de precisión fijos (C).
-3Producción Vegetal: Insectos
Debido a que el parámetro b es claramente superior a 1, se interpreta que el patrón de
distribución muestral de F. schultzei es consistente con un patrón espacial fuertemente
agregado. Esto provoca que las líneas críticas del protocolo de muestreo secuencial de Green
muestren una curvatura acentuada cuya consecuencia es una diferencia notable en la
exigencia de muestreo a diferentes niveles de abundancia. A modo de ilustración, la Figura 4
permite señalar, por ejemplo, que si se han recogido 10 unidades muestrales, para detener el
muestreo se deben haber acumulado 150 trips si se pretende estimar la abundancia con una
precisión C=0,2. Si el nivel de exigencia en términos de precisión fuera mayor, sea C=0,15,
con 10 unidades muestrales el protocolo exige haber acumulado aproximadamente 350 trips
para que la interrupción del muestreo se justifique. Este sencillo ejemplo ilustra la
desproporción entre el aumento de precisión y el incremento de esfuerzo de muestreo
requerido.
El rango de variación de densidades de trips obtenido en los muestreos realizados cubre
casi tres órdenes de magnitud, habida cuenta que las densidades mínima y máxima fueron
0,037 y 34,87, respectivamente. Esto confiere un buen nivel de representatividad a los análisis
efectuados para la caracterización del patrón de distribución muestral de F. schultzei, y en
última instancia al protocolo de muestreo presentado en este trabajo.
F. schultzei es considerado el vector más eficiente del GRSV (Bordón et. al, 2006)
enfermedad detectada recientemente en el cultivo de soja, en la Argentina (López Lambertini
& Fiorona, 2008). Este insecto coloniza el cultivo desde V1, alcanzando altos porcentajes de
infestación con bajas densidades por planta (Gamundi & Perotti, datos no publicados),
situación que favorecería la rápida diseminación de la enfermedad. Actualmente, no existen
cultivares resistentes al GRSV, por lo tanto una estrategia posible resulta el control químico
desde la emergencia del cultivo. Esta situación marca la importancia de generar protocolos de
muestreo de F. schultzei para evaluar eficazmente la interacción trips- virus-cultivo, en
ensayos de evolución de daños y métodos de control.
Bibliografía
BLICKENSTAFF, C C & J L HUGGANS. 1962. Soybean insect and related arthropods in Missouri. Mo. Agr. Exp. Sta.
res. Bull. 803:51.
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GAMUNDI J, E PEROTTI, A MOLINARI, A MANLLA y D QUIJANO. 2005a. Evaluación del daño de trips Caliothrips
phaseoli (Hood) en soja. In Libro de resúmenes VI Congreso Argentino de Entomología, San Miguel de
Tucumán, pp. 234
GAMUNDI J, E PEROTTI, A MOLINARI y J DIZ. 2006b. Control y evaluación del daño de Caliothrips phaseoli (Hood)
en cultivos de soja. In Libro de resumen III Congreso de soja del Mercosur. Rosario, pp. 486-489.
IRWIN M E & K V YEARGAN. 1980. Sampling Phytophagous thrips in Soybean. In Kogan, M & D Herzog,
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LOPEZ LAMBERTINI PM, & M FIORONA. 2008. Capítulo XIII: Groundnut ringspot virus (GRSV). In: Enfermedades
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Fiorona, C F Nome, L Di Feo, V Alemandri. Instituto de Fitopatología y Fisiología Vegetal (IFFIVE) – INTA. 6970.
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TRUMPER, E.V. 2001 Toma de decisiones en manejo de plagas en siembra directa. En Panigatti et al. (eds.)
Siembra Directa. pp. 205-212. Ediciones INTA.
-4Producción Vegetal: Insectos