ANÁLISE ESPACIAL VISANDO À IDENTIFICAÇÃO E A NATUREZA DE UMA DOENÇA AFETANDO MAMONEIRAS NO ESTADO DE SÃO PAULO

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1 ANÁLISE ESPACIAL VISANDO À IDENTIFICAÇÃO E A NATUREZA DE UMA DOENÇA AFETANDO MAMONEIRAS NO ESTADO DE SÃO PAULO Alderi Emídio de Araújo 1 ; Márcia Barreto de Medeiros Nóbrega 1,Silvio André Meirelles Alves 2. 1 Embrapa Algodão, alderi@cnpa.embrapa.br, marcia@cnpa.embrapa.br; 2 ESALQ-USP, samalves@esalq.usp.br. RESUMO - Foi feita a análise espacial visando obter inferências sobre a causa de uma doença de natureza desconhecida afetando mamoneiras no estado de São Paulo. A doença foi avaliada pela incidência de plantas com sintomas, no período de fevereiro a abril de 2006 em uma área de 1,5 ha. Após dividir a área em blocos e os blocos em quadrats de 5 x 5 plantas, foram confeccionados mapas de distribuição da doença, calculado o índice de dispersão e aplicada a Lei de Taylor modificada aos dados. A incidência variou de 8,4 a 42% e o índice de dispersão (D) foi significativamente maior que 1 na maioria dos blocos. A análise de regressão conjunta foi significativa para a relação entre log(v obs ) e log(v bin ) pelo teste F, com R 2 =0,91. O valor de b > 1 a 5% de probabilidade sugere uma distribuição agregada da doença no campo. INTRODUÇÃO Desde meados de 2000, a mamona vem sendo plantada em áreas não tradicionais de cultivo, ora sendo usada como cultura de rotação ora atendendo a demanda por oleaginosas que possam ser usadas para a produção de biodiesel. Os cultivares existentes não têm sido devidamente testados para os novos ambientes onde a cultura tem sido plantada, e tem-se observado a ocorrência de algumas pragas e doenças que ocorriam em baixa incidência bem como novas doenças de causas ainda desconhecidas. Tem sido verificado em algumas áreas de produção uma anomalia que afeta a parte aérea das plantas, caracterizada pelo encarquilhamento e enrolamento das folhas do ápice, encurtamento dos pecíolos e internódios, compactação e morte da inflorescência e posterior superbrotamento. Recentemente a doença foi constatada em campo experimental da Escola Superior de Agricultura Luis de Queiroz, no município de Piracicaba-SP, afetando uma área de 1,5 ha. Os sintomas exibidos pelas plantas não coincidiam com aqueles ocasionados por deficiência mineral nem se assemelhavam aos de doenças previamente descritas. Esses mesmos sintomas têm sido observados em plantios experimentais nos estados de Mato Grosso, São Paulo e Minas Gerais. Padrão espacial em fitopatologia tem sido definido como a distribuição de plantas doentes, umas em relação às outras e à arquitetura do hospedeiro (GILLIGAN, 1982). A análise desses

2 padrões, pode conduzir a inferências sobre as características da epidemia e permite o desenvolvimento de hipóteses sobre fatores ambientais e biológicos para a associação entre propágulos de patógenos e plantas doentes, sobre o comportamento de vetores (MADDEN et al., 1995), à influência de fatores do ambiente na disseminação de patógenos (AGOSTINI et al., 1993) ou ainda sobre a natureza do agente causal de uma doença, se infecciosa ou não infecciosa. A premissa básica, neste último caso, é que doenças bióticas de causa desconhecida devem apresentar padrão espacial de plantas doentes semelhante ao padrão espacial encontrado em doenças de causa biótica já caracterizadas na literatura (LARANJEIRA et al., 1998). O presente trabalho teve como objetivo analisar a distribuição espacial de plantas de mamoneira apresentando sintomas de uma doença de etiologia ainda desconhecida, visando fazer inferências sobre sua possível causa. MATERIAL E MÉTODOS O progresso da doença foi avaliado por meio da incidência de plantas com sintomas, no período compreendido entre os meses de fevereiro a abril de A área foi dividida em cinco blocos de 250 plantas e um bloco de 300 plantas, perfazendo um total de seis blocos. Com base nos dados obtidos na última análise realizada no mês de abril, foram confeccionados mapas de distribuição de plantas afetadas. A partir desses mapas, foi feito o mapeamento das áreas em dados binários definidos pela presença ou ausência de sintomas. Sobre os mapas originais com dados binários expressos, foi estabelecido um quadrat retangular de 5x5 plantas totalizando 10 quadrats de 25 plantas para os cinco primeiros blocos e 12 quadrats de 25 plantas para o sexto bloco. Para cada quadrat foi determinada a quantidade de plantas afetadas e calculada a incidência da doença (p) no bloco. O índice de dispersão (D) foi estimado para cada bloco com base na equação: D = V obs /V bin (GOTTWALD et al., 1996), onde V obs = [(X i -np) 2 /n 2 (N-1)] e V bin = p(1-p)/n (HUGHES et al, (1996). O afastamento da aleatoriedade foi determinado pelo teste de chi-quadrado (χ 2 ), considerando N-1 graus de liberdade, a 5% de probabilidade (LARANJEIRA et al., 1998). A Lei de Taylor modificada foi aplicada visando relacionar a variância observada (V obs ) e a variância esperada para uma variação ao acaso (V bin ) (MADDEN e HUGHES, 1995). Assim log(v obs ) = A + blog(v bin ) onde A e b são parâmetros (MADDEN e HUGHES, 1995; LARANJEIRA et al., 1998). Realizou-se uma análise de regressão considerando como variável independente o logarítimo das variâncias binomiais estimadas para cada bloco avaliado e como variável dependente o logarítmo das variâncias observadas. Determinou-se a significância entre log(v obs ) e log(v bin ) pelo teste F e o ajuste do modelo pelo coeficiente de

3 determinação (R 2 ). Para definir se o parâmetro b era igual a 1 empregou-se o teste t, utilizando-se a estimativa do parâmetro e o desvio padrão. Considerou-se como hipótese alternativa b>1. Portanto, para b=1 e a=0, teria-se distribuição ao acaso e para a>0 ou b>1, teria-se distribuição agregada. As hipóteses foram testadas ao nível de 5% de probabilidade. RESULTADOS E DISCUSSÃO Foram observadas incidências elevadas da doença, acima de 20% em cinco blocos e de 8,4% em um bloco. A maioria dos blocos apresentou índice de dispersão (D) significativamente maior que 1, indicando agregação da doença. De acordo com Campbell e Maden (1990), o índice de dispersão, oferece uma medida do grau de agregação espacial em uma população. Os valores de D estatisticamente iguais a 1 sugerem que ocorre distribuição ao acaso de plantas sintomáticas em um determinado bloco, ao passo que valores de D estatisticamente maiores que 1, sugerem que a distribuição é agregada. No presente trabalho, constataram-se valores de D estatisticamente iguais a 1 nos blocos 1 e 6, enquanto nos blocos 2, 3, 4 e 5 os valores de D foram estatisticamente superiores a 1. Madden e Hugges (1995 apud BERGAMIN FILHO et al. (2002) afirmam que índices de dispersão de modo geral, em função de estarem baseados na distribuição de Poisson, não devem ser usados para dados de incidência, principalmente se estas forem superiores a 20%. Para esse tipo de dado, considerado binário, a melhor aproximação da aleatoriedade é dada pela distribuição binomial e, desta forma, o índice de dispersão mais apropriado deve ser outro. Segundo os mesmos autores, como o índice de dispersão é a relação entre a variância observada e a variância teórica do processo em estudo, utiliza-se, sempre a relação entre a variância observada e a média. Já a distribuição binomial leva em consideração a incidência na parcela e o número de plantas no quadrat e a variância observada leva em consideração o somatório do número de plantas sintomáticas em cada quadrat e o número total de quadrats em cada bloco. A relação entre a variância binária e a variância observada é feita com base na Lei de Taylor modificada (MADDEN e HUGGES, 1995). Esta Lei demonstra que populações de diferentes espécies apresentam graus de agregação característicos (BERGAMIN FILHO et al., 2002) e o b da equação é considerado um índice de dispersão (CAMPBELL e MADEN, 1990). A modificação desta lei tornou-a mais adequada a dados de incidência e é representada pela equação: log(v obs ) = log(a) + b log(variância teórica). Para o caso de dados binários como incidência de doença, a variância teorica é a variância binomial (V bin ) (BERGAMIN FILHO et al., 2002). A análise de regressão conjunta dos seis blocos foi significativa para a relação entre log(v obs ) e log(v bin ) a 5% de probabilidade pelo teste F, com R 2 =0,91 (Fig. 1). O valor de b > 1 a 5% de

4 probabilidade sugere uma distribuição agregada da doença no campo (Tab. 1). Apesar dessa constatação, deve-se levar em consideração, também, que o valor de A não foi significativo. Madden e Hugges (1995 apud BERGAMIN FILHO et al., 2002) afirmam que a interpretação do valor de b nunca deve ser separada da interpretação do valor de A. Neste sentido alguns aspectos devem ser observados os quais tornam difícil concluir sobre a natureza da doença analisada, se infecciosa ou não-infecciosa: doenças de causa infecciosa necessitam de limiares de incidência elevados para que agregação significativa seja detectada (LARANJEIRA et al., (1998). No presente caso não foi verificada agregação com incidência de 8,4%, porém esta também não foi observada quando a incidência foi de 32,3%. Normalmente, em doenças de natureza biótica, incidência elevada é necessária para que ocorra agregação. Embora não tenha sido observado com 32,3% de incidência, o padrão agregado foi verificado em incidências de 22,8%, 23,6%, 42,0% e 34,0%, ou seja, na maioria dos blocos avaliados. O padrão de distribuição espacial da doença não se enquadra em exemplos já descritos na literatura. No). entanto a análise conjunta permite afirmar que o mesmo é agregado. Há que se observar também que, os blocos cuja análise indicou distribuição ao acaso, estão localizados nas extremidades da área. Não fica claro como, considerando que plantas localizadas nesses blocos se constituíssem em fontes de inóculo, tenha havido um aumento da incidência na área central do plantio. Considerando a hipótese de haver um vetor, em baixa incidência o padrão de distribuição da doença é ao acaso, pois esta chegaria na área por intermédio do vetor. Posteriormente, com o aumento da incidência, o padrão tornar-se-ia agregado, em função de que as plantas doentes serviriam de fonte de inóculo para outras plantas dentro da área. Novas observações devem ser realizadas visando acumular uma maior quantidade de informações que permitam uma análise mais aprofundada da possível natureza da doença. Por enquanto, a análise dos dados disponíveis, permitem apenas concluir que o padrão espacial da doença neste campo é agregado. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS AGOSTINI, J. P., GOTTWALD, T. R., TIMMER, L. W. Temporal and spatial dynamics of postbloom fruit drop of citrus in Florida. Phytopathology, v. 83, n. 3, p , BERGAMIN FILHO, A. HAU, B., AMORIM, L. LARANJEIRA, F. F. Análise Espacial de Epidemias. Revisão Anual de Patologia de Plantas, v. 10, p , CAMPEBLL, C. L., MADDEN, L. V. Introduction to Plant Disease Epidemiology. New York, Wiley, 1990, 532p.

5 GILLIGAN, C. A. Statistical analysis of the pattern of Botrytis fabae on Vicia faba: a methodological study. Trans. Br. Mycol. Soc. v. 79, p , GOTTWALD, T. R., CAMBRA, M, MORENO, P., CAMARASA, E, PIQUER, J. Spatial and temporal analyses of citrus tristeza vírus in eastern Spain. Phytopathology, v. 86, n. 1, p , HUGHES, G. MADDEN, L. V., MUNKVOLD, G. P. Cluster sampling for disease incidence data. Phitopathology. V. 86, n. 1, p , LARANJEIRA, F. F., AMORIM, L., BERGAMIN FILHO, A., BERGER, R., HAU, B. Análise espacial do amarelecimento fatal do dendezeiro com ferramenta para elucidar sua etiologia. Fitopatol. bras., v. 23, n. 3, p , MADDEN, L. V., HUGHES, G. Plant disease incidence: distribution, hetegeneity and temporal analysis. Ann. Rev. Phytopathol. V. 33 p , MADDEN, L. V. HUGGES, G., ELLIS, M. A. Spatial heterogeneity of the incidence of grape downy mildew. Phytopathology, v. 85, n. 2, p , y = x R 2 = Lei de Taylor Log de Vobs Log de Vbin Figura 1. Relação entre o logaritmo da variância observada e o logaritmo da variância binomial para a incidência de uma doença de causa desconhecida afetando mamoneira (Ricinus communis L.) no período de fevereiro a abril de 2006 em Piracicaba-SP. Cada ponto representa a situação de um bloco na última avaliação realizada no mês de abril. O valor de b foi diferentes de 1 a 5% de probabilidade Tabela 1. Incidência e índice de dispersão em seis blocos, sendo do 1 ao 5, com 250 plantas e o 6 com 300 plantas de doença de causa desconhecida afetando mamoneira (Ricinus communis L) no estado de São Paulo Bloc o Incidência (%) Índice de dispersão (D)

6 1 8,40 1, ,8 2, ,6 2, ,0 3, ,0 2, ,3 1,009