METODOLOGIA DEL MUESTREO DE DAÑO Y PERDIDAS

METODOLOGIA DEL MUESTREO DE DAÑO Y PERDIDAS OCASIONADAS POR RATA EN
CAÑA DE AZUCAR
José Manuel Márquez/Área de Entomología, CENGICAÑA/mip@cengican.org
Comité de Manejo Integrado de Plagas (CAÑAMIP)
RESUMEN
El estudio sobre el patrón de dispersión, tamaño de la unidad básica de muestreo y el tamaño
de muestra relacionado al daño de la rata de campo (Sigmodon hispidus) y su estimación en la
etapa de maduración del cultivo, se llevó a cabo en un habitat de 8.46 hectáreas en el estrato
bajo de la zona cañera de Guatemala (15 msnm). El número de tallos dañados por macolla se
agruparon en 40 puntos de muestreo de 20 macollas por punto y fueron analizados mediante la
relación Varianza-Media, el índice de Llyoid, la máxima curvatura y el procedimiento sugerido
por Ruesink (1980) para el tamaño de muestra , con el propósito de establecer una metodología
práctica y económica del plan de muestreo. La alta ocurrencia de roedores y su alimentación
mostró una distribución regular o uniforme del daño en el hábitat de estudio y para su
estimación se recomienda utilizar un tamaño de muestra de 6 o 3 puntos (según la precisión),
distribuidos al azar en el contorno del lote y analizar 4 macollas continuas como unidad básica
de muestreo por cada punto. Con base en el análisis de regresión entre la perdida en peso de
caña y el nivel de daño observado, se determinó que por cada 1 % de tallos dañados se espera
una reducción de 0.50 TM/ha. Adicionalmente, se estimó una pérdida de 4.82 libras de azúcar
por tonelada métrica por cada 1 % de intensidad de daño, en el proceso de recuperación de
sacarosa en fábrica.
Palabras claves: Roedores, unidad básica de muestreo, patrón de dispersión, tamaño de
muestra, pérdidas.
INTRODUCCIÓN
Los estudios de CENGICAÑA-CAÑAMIP indican que Sigmodon hispidus es la especie plaga
con mayor distribución e importancia en la zona cañera de Guatemala, con una abundancia
relativa del 93 por ciento con respecto a otras de los géneros: Oryzomys, Peromyscus y Liomys.
La fluctuación poblacional ocurre en respuesta a condiciones ambientales de precipitación y las
etapas de desarrollo del cultivo, observando en caña de azúcar que los mayores incrementos
de población se presentan en la época seca de octubre hacia abril que coinciden con la etapa
de maduración y la cosecha (CENGICAÑA, 1999). El agroecosistema de la caña de azúcar con
elementos de alta incidencia de malezas de gramíneas dentro y fuera de los lotes, las fuentes
de refugio en los canales de riego, basureros y troncos de árboles en las áreas no cultivadas, la
deforestación que limita el hábitat para los depredadores, representa un hábitat favorable para
que estos pequeños mamíferos expresen su alta capacidad reproductiva.
Aunque algunos
estudios como los de Brown et al., (mencionado por Ellis et al., 1998) indican que los factores
como la depredación, el parasitismo y las enfermedades son importantes en la composición y
abundancia de las especies de ratas como plaga, se considera que la disponibilidad de fuentes
de alimento es uno de los más importantes reguladores naturales de poblaciones que se ha
reconocido para el control de roedores.
La cosecha limita la fuente de alimento y las poblaciones tienden a reducirse, sin embargo, los
sobrevivientes emigran hacia las áreas de refugio para alimentarse y continuar el ciclo de vida.
Este período es el más débil para la población y en el cual el Área de Entomología de
CENGICAÑA ha recomendado la implementación del Plan de Manejo Preventivo, con el apoyo
del CAÑAMIP, fundamentado en el control de malezas, eliminación de las fuentes de refugio y
el fomento de los depredadores aéreos.
Este Plan de Manejo Preventivo está dirigido a las áreas con mayor historial de infestación y
daño al momento de la cosecha, para lo cual se ha requerido estandarizar una metodología de
monitoreo de carácter confiable y económica de aplicar. Con base en lo anterior, este trabajo
de investigación se llevó a cabo para establecer el tamaño óptimo de la unidad básica de
muestreo y el tamaño de muestra para cuantificar el porcentaje de tallos dañados, así como
determinar las pérdidas en tonelaje y azúcar asociado al daño de roedores para el estrato bajo
de la zona cañera de Guatemala.
MATERIALES Y MÉTODOS
Ubicación
El estudio se realizó en el lote 300106 de la finca San Fernando, ubicada en el municipio de
Sipacate, Escuintla a 15 metros sobre el nivel del mar. El universo muestreado consistió en un
cañaveral de 8.46 hectáreas de la variedad CP722086 con edad de 11 meses, representativo
de la zona baja y con historial de alta infestación y daño de rata.
El muestreo sistemático exploratorio
Debido a la dificultad de ingresar al centro de los campos de cultivo en esta etapa y a los
estudios previos de CENGICAÑA sobre la igualdad de la distribución del daño, tanto adentro
como en el contorno de los lotes, fue necesario distribuir en forma sistemática un total de 40
puntos en el contorno del lote. En cada punto, la dirección del muestreo se estableció de fuera
hacia dentro sobre el surco, dejando un borde de 4 macollas continuas en la parte de la calle.
La unidad básica para el muestreo de los tallos dañados fue la macolla, que representa una
unidad fácil de identificar por los plagueros, es uniforme como grupo de tallos molederos y se
acomoda a las variaciones del cultivo, cuando ya se ha realizado varios cortes.
Los 40 puntos de muestreo se asignaron al azar en 10 grupos conformados por los integrantes
del CAÑAMIP, quienes seleccionaron 20 macollas continuas en cada punto y registraron para
cada macolla las variables del número de total de tallos, el número de tallos dañados y los
tallos perdidos por efecto del daño de rata. En cada macolla se seleccionaron 3 tallos dañados
y se describió su condición (postrada o erecta), la posición del daño tanto en la porción basal,
media, superior o la combinación de éstas. Otra característica descrita fue la proporción de
daño reciente y viejo así como la presencia de muermo rojo.
Para el análisis de pérdida en tonelaje de caña se seleccionaron al azar 10 tallos dañados y 10
sanos, por punto de muestreo, registrando el peso correspondiente. Para la estimación de las
pérdidas en azúcar se trasladaron estas muestras al laboratorio agronómico de CENGICAÑA,
previa cuantificación de la intensidad de daño o infestación (i.i) de la muestra de tallos dañados,
para el análisis de sacarosa.
ANÁLISIS DE LA INFORMACIÓN
El tamaño de la unidad básica de muestreo
Una de las metodologías más conocidas para este propósito es el de la “máxima curvatura”,
que relaciona el tamaño de las unidades de muestreo con el coeficiente de variación asociado a
la estimación promedio de tallos dañados. El procedimiento de análisis fue:
a. Ordenar la información y conformar grupos de unidades básicas de muestreo, partiendo del
tamaño original (una macolla), luego uniendo 2 macollas y así sucesivamente hasta unir las
20 macollas. En este caso, los 40 puntos se consideraron como repeticiones para incluir las
variaciones propias del hábitat.
b. Para cada grupo de unidades se calculó el promedio ponderado de tallos dañados (ajustado
por el total de tallos de la macolla), la desviación estándar y el coeficiente de variación.
c. Con base en la información anterior se procedió a utilizar la técnica de la máxima curvatura,
que asocia el coeficiente de variación con las unidades de muestreo. El tamaño óptimo se
encuentra en el punto donde, al incrementarse en una unidad el área de muestreo, se
reduce en 1% el coeficiente de variación.
Patrón de dispersión
El análisis de los patrones de distribución espacial es reconocido ahora como un procedimiento
indispensable para el estudio de poblaciones de insectos y brindar información básica para la
interpretación de la estructura espacial, el diseño eficiente de los programas de muestreo para
estimación de poblaciones y manejo de plagas (Kuno, 1991), es decir, nos permite comprender
la forma en que los individuos están ubicados en el espacio o hábitat. No obstante, el propósito
en este estudio fue cuantificar el daño producido por la alimentación de la rata cañera en
campo, previo a la cosecha, como una consecuencia directa de su presencia en el cultivo. Para
su determinación se utilizó la relación varianza-media (I) y el índice de Lloyd (L) que
caracterizan la distribución de frecuencia individual como una función simple de dos
parámetros: la media (M) y varianza (S2). Esto indica que si tenemos una serie adecuada de
muestras de la población como los 40 puntos de muestreo, el análisis de la relación varianzamedia, basado sobre estas muestras puede brindarnos una comprensible información sobre el
patrón de disposición espacial.
I = S2/M
L = m/M
m = M + (S2/M – 1) (1 + S2/nM)
Tamaño de muestra (n)
El procedimiento tradicional requiere conocer previamente la función de distribución de
probabilidad que sigue la característica en evaluación, ya sea Poisson, Binomial negativa o
uniforme discreta, lo que permite hacer variaciones del valor de la media y a partir de éste,
calcular el “n” respectivo, cubriendo una amplia gama de densidades de daño de la rata. La
desventaja de este procedimiento es que requiere ajustar los muestreos pilotos a las distintas
distribuciones teóricas empleando una prueba de bondad de ajuste, proceso que en ocasiones
no llega a resultados claros, como indica Duque (1996).
Es por ello, que se utilizó el
procedimiento sugerido por Ruesink (1980) quien ha planteado que el análisis de la Ley de
Taylor ofrece un gran aporte ya que el tamaño de muestra (n) puede expresarse en términos de
sus coeficientes, según la ecuación: n = ( aM(b-2)t2 )/ D2 ; a y b deben obtenerse de la relación
establecida entre la media y varianza en la Ley de Potencia de Taylor; M = promedio de tallos
dañados por macolla; “t” = valor de tablas según el nivel de significancia (95%) y los grados de
libertad asociados a la serie de datos (40 ); D = nivel de precisión deseado. Taylor encontró
que para una gran cantidad de especies animales se presenta una relación entre la varianza
(S2) y la media (M) indicada por la ecuación: S2 = aMb
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Patrón de dispersión
Con base en los valores obtenidos de la relación varianza/media (I = 0.70) y el Índice de Lloyd
(L=0.91) se comprende que siendo menores a la unidad, la varianza fue menor que la media y
la variable del número de tallos por macolla se distribuyó en forma regular o uniforme en el lote
bajo estudio. Este patrón está muy relacionado a altas densidades de población de ratas que
ocurren en la etapa de maduración del cultivo, reflejado en un 28 por ciento de captura
encontrado en este estudio, que provocaron fenómenos de competencia por espacio territorial y
mayor daño por la necesidad de alimento y desgaste de los incisivos.
El daño registrado
incluye tanto el reciente como el que se produjo en períodos anteriores y por ello la ocurrencia
es de tipo uniforme en los puntos de muestreo.
Tamaño de la unidad básica de muestreo
Mediante el análisis de la máxima curvatura se determinó que el promedio de tallos dañados
estimado con el uso de 1, 2 e incluso 3 macollas continuas mostraron las mayores variaciones
(Figura 1).
Por el contrario, estimaciones con el uso de más de 4 macollas, produjeron
reducciones mínimas e inferiores al 1 por ciento en el coeficiente de variación, que comparado
con el esfuerzo de trabajo que se hace en campo, resulta impractico. Por ello, bajo condiciones
de cañaverales en precosecha la unidad básica para el monitoreo de daño es de 4 macollas,
ubicando sobre el surco y al azar la primera macolla y luego en forma continua y en dirección
hacia dentro del lote, las macollas restantes.
85
Y = 67.67 + 13.46 / x
4 macollas
C.V. (%)
80
2
R = 0.93
75
70
65
19
17
15
13
11
9
7
5
3
1
60
No. de macollas
Figura 1. Tamaño de la unidad de muestreo por el método de la máxima curvatura
Tamaño de muestra (n)
Mediante el análisis de regresión se determinó que la relación entre la varianza y la media de
los tallos dañados fue representada por:
S2 = 1.1533 M 0.9971
De esta forma, los valores utilizados para la estimación fueron: a = 1.1533; b = 0.9971; t =
2.021 ( α =0.05 con 40 grados de libertad); M =3.30 tallos dañados por macolla; D = 10, 15 y 20
por ciento del valor de la media.
Los tamaños de muestra (n) establecidos fueron de 13, 6 y 3 para niveles de precisión de 10,
15, y 20 por ciento del valor de la media, respectivamente.
Mientras mayor precisión se
requiera en las estimaciones del daño, mayor será el número de puntos de muestreo en el lote
o pante, no obstante, Southwood (1966) indica que para especies con poblaciones muy
cambiantes un error estándar de hasta 25% de la media es aún aceptable para valoraciones de
daño y estudios de efectividad de las medidas de control. Por lo tanto, para el propósito de los
monitoreos de daño en la zona baja y con antecedentes de altas densidades de población de
roedores será aceptable el uso de 6 o 3 puntos por lote, distribuidos al azar en el contorno de
los mismos.
Caracterización del daño
El área de estudio, monitoreada a través de 40 puntos, mostró variaciones considerables en los
tallos dañados con promedio de 49.82 % (std = 17.87). A pesar de los 9 cortes, la población
promedio de tallos molederos por 10 m fue de 75 con 9.06 tallos por macolla (std=1.78), sin
embargo, el efecto de la alimentación de la rata provocó un promedio de 28.80 % de tallos
cortados y perdidos (std=20.26). Aún bajo estas condiciones se obtuvo una producción de 72
TM/ha. El efecto de la condición postrada del cultivo próximo a cosecha en la zona baja se
refleja en el Cuadro 1, donde el 81 % del daño se observó en tallos postrados que brinda un
ambiente de protección a la rata, facilita su anidamiento, alimentación y desgaste de los
incisivos. El daño viejo, ocurrido entre la elongación y maduración fue predominante (91-96 %),
incrementando las pérdidas físicas y el deterioro por el muermo rojo (Colletotrichum falcatum)
que alcanzó el 68 % de los tallos dañados revisados. El Cuadro 2, muestra la distribución del
daño en el tallo y confirma la preferencia de Sigmodon hispidus de roer y alimentarse de la
parte basal y media de los mismos. La mordedura profunda fue la de mayor ocurrencia con 83
al 85 %, lo cual incrementó el estrés al tallo y con ello su desecación y descomposición.
Cuadro 1. Condición de los tallos y tipo de daño
Condición Tallos
Postrada
1,305
Erecta
312
%
Tipo de daño
Viejo
81
Reciente
Viejo
19
Reciente
Tallos
1,193
112
299
13
%
91
9
96
4
Cuadro 2. Distribución del daño en el tallo
Distribución Tallos
Basal
902
Intermedio
612
Superior
214
%
Mordedura
Profunda
52
Superficial
Profunda
36
Superficial
Profunda
12
Superficial
Tallos
771
131
505
107
180
34
%
85
15
83
17
84
16
Pérdida en tonelaje
Los estudios para determinar la relación directa entre el daño y las pérdidas son muy difíciles
debido al sesgo que provocan otros factores no relacionados que afectan la producción, tales
como la variedad, precipitación, fertilidad del suelo, control de malezas y la incidencia de otras
plagas y enfermedades. Debido a esta variación cada punto se consideró como una unidad
experimental y se seleccionaron al azar 10 tallos sanos y 10 tallos dañados, dentro de las 20
macollas, para la estimación de pérdidas. La diferencia entre el peso promedio de los sanos y
dañados con el ajuste por la proporción de tallos perdidos y el porcentaje de daño, sirvió para el
análisis de regresión. La pérdida en TM/ha se estimó con base en una población promedio de
75 tallos por 10 m lineales. Los tallos dañados por punto variaron desde 13 a 82 % y su efecto
sobre el tonelaje se expresó por la ecuación Y= -6.56 + 0.50 x (R2 =0.71). Esta relación indica
que las pérdidas serán significativas a partir de un 13% de tallos dañados y que aumentará a
razón de 0.50 TM/ha con cada 1 % de tallos dañados (Figura 2). Este coeficiente de regresión
(0.50) no difiere con el de 0.57, reportado por Estrada et al., (1996) en la variedad CP-722086 y
en condiciones similares del estrato bajo a 59 msnm. Dependiendo del manejo, la reducción en
tonelaje puede no ser significativo, salvo casos extremos como el área estudiada donde la
pérdida estimada con esta relación fue de 18.35 TM/ha, equivalente al 20 % del potencial
esperado.
No obstante, daños de la misma magnitud están reportados en diversas zonas
cañeras como Hawaii (Perberton, 1925), Guyana (Bates, 1960) y México (Collado y Ruano,
1963), mencionados por Bates (1969), quienes documentaron pérdidas por más del 21 % en
peso de caña y de 9 a 15 % de reducción en el contenido de azúcar.
Figura 2. Pérdida en tonelaje (TM/ha)
Figura 3. Pérdida en azúcar (Lbs/TM)
Pérdida en azúcar
Con base en los resultados de la extracción de sacarosa en el laboratorio se estimó la pérdida
como la diferencia entre el rendimiento de la muestra saña y la dañada, para luego asociarla a
la intensidad del daño responsable de dicha diferencia. Debido a que no todo el azúcar del
tejido dañado es removido por la rata en los entrenudos y a lo incompleto de algunos tallos
dañados, fue más apropiado cuantificar el número de entrenudos dañados en la muestra. La
intensidad de daño o infestación para el área de estudio mostró variaciones desde 5 a 15 %, lo
cual permitió analizar su efecto mediante el análisis de regresión. La relación encontrada fue
de tipo lineal y expresada por la ecuación: Y= -10.41 + 4.82 x (R2 = 0.77). La pérdida se estima
en libras de azúcar por tonelada métrica de caña e indica que éstas serán significativas a partir
de 2.16 % de intensidad de daño con incrementos de 4.82 libras por cada 1% de intensidad de
daño adicional (Figura 3).
CONCLUSIONES
•
El patrón de dispersión del daño acumulado a través del tiempo fue del tipo regular o
uniforme, reflejando una alta actividad alimenticia de la rata, cuyo monitoreo debe
realizarse distribuyendo al azar y en el contorno del lote de cultivo 6 o 3 puntos de
muestreo. En cada punto se introducen de 5 a 10 m del borde o calle y se eligen al
azar un grupo de 4 macollas representativas y continuas para anotar por macolla
(unidad de muestreo) el número total de tallos observados en la base, el número de
tallos dañados, el número de tallos perdidos por mordedura de rata y con ello estimar el
porcentaje de tallos dañados.
•
La pérdida en tonelaje se relacionó con el daño mediante la ecuación: Y = -6.56 + 0.50x
(R2 = 0.71), con incrementos de 0.50 TM/ha por cada 1% de tallos dañados.
•
La pérdida en azúcar mostró una relación de: Y = -10.42 + 4.82x (R2 = 0.77), con
incrementos de 4.82 libras/TM por cada 1% de entrenudos dañados.
LITERATURA CITADA
BATES, J.F. 1,969. Rodents in Sugar Cane-Their biology, economic importante and control.
In: Pests of Sugar Cane, ELSEVIER, Holanda. pp 541-561.
DUQUE, M.C. 1,996. Patrones de disposición espacial y su importancia en la definición de un
plan de muestreo en MIP. CIAT, Colombia. 39 p.
ELLIS B.A.; MILLS J.N.; GLASS G.E.; McKEE K.T.; ENRIA D.A., and CHILDS J. E. 1998.
Dietary habits of the common rodents in an agroecosystem in Argentina.
Journal of
Mammalogy. 79 (4): 1203-1220.
ESTRADA, J.; SALAZAR, R.; CARRILLO, E. 1,996. Estimación de pérdidas causadas por la
rata cañera, en caña de azúcar variedad CP-722086. En: I Simposio Nacional de Plagas
de la Caña de Azúcar. Ed. CAÑAMIP, Guatemala. pp 104-111.
KUNO, E. 1991. Sampling and analysis of insect populations. Annu. Rev. Entomol. 36: 285304 p.
RUENSIK, W.G. 1,980. Introduction to sampling in soybean entomology. Ed. Por M. Kogan y
D.C. Herzog. Springer Verlag. pp. 61-103.
SOUTHWOOD, T.R.E. 1996. Ecological methods: with particular reference to the study of
insect populations. Chapman and Hall. London. pp 6-55.
AGRADECIMIENTO
Un sincero agradecimiento a las siguientes personas por su valioso apoyo en el diseño,
obtención de datos y análisis:
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Héctor Hidalgo (Área de Entomología-Cengicaña)
Abimael López (Pantaleón/Concepción)
Efraín Chajil (Pantaleón/Concepción)
Romeo Montepeque (Pantaleón/Concepción)
Luis Ponce Spiegeler (Guadalupe)
Edgar Solares (Magdalena)
Arturo López (Magdalena)
Roberto Núñez Franco (San Diego)
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Felipe Sandoval (Tululá)
Martín Haeckel (Madre Tierra)
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Cesar Barrios (Cengicaña)