Ensaios e Ciência: Ciências Biológicas, Agrárias e da Saúde ISSN: Universidade Anhanguera Brasil

Ensaios e Ciência: Ciências Biológicas, Agrárias e da Saúde ISSN: 1415-6938 editora@uniderp.br Universidade Anhanguera Brasil Cesconetto, Anderson Orlando; Favero, Silvio; Morbeck de Oliveira, Ademir Kleber; Correa de Souza, Celso DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL DO DANO DA LAGARTA DO CARTUCHO DO MILHO Spodoptera frugiperda (J.E. SMITH, 1797), EM SIDROLÂNDIA, MATO GROSSO DO SUL Ensaios e Ciência: Ciências Biológicas, Agrárias e da Saúde, vol. 9, núm. 2, agosto, 2005, pp. 305-314 Universidade Anhanguera Campo Grande, Brasil Disponible en: http://www.redalyc.org/articulo.oa?id=26012697004 Cómo citar el artículo Número completo Más información del artículo Página de la revista en redalyc.org Sistema de Información Científica Red de Revistas Científicas de América Latina, el Caribe, España y Portugal Proyecto académico sin fines de lucro, desarrollado bajo la iniciativa de acceso abierto

DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL DO DANO DA LAGARTA DO CARTUCHO DO MILHO Spodoptera frugiperda (J.E. SMITH, 1797), EM SIDROLÂNDIA, MATO GROSSO DO SUL. Anderson Orlando Cesconetto 1 Silvio Favero 2 Ademir Kleber Morbeck de Oliveira 2 Celso Correa de Souza 2 1 Engº. Agrº. Mestre em Produção e Gestão Agroindustrial da Universidade para o Desenvolvimento do Estado e da Região do Pantanal (UNIDERP). Campo Grande, MS, e-mail: acesconetto@terra.com.br 2 Docente do Programa de Pós-Graduação da Universidade para o Desenvolvimento do Estado e da Região do Pantanal (UNIDERP). Campo Grande, MS, e-mail: silviofavero@mail.uniderp.br RESUMO A lagarta-do-cartucho do milho (Spodoptera frugiperda) (J.E. Smith, 1797) é considerada uma das principais pragas do Brasil, podendo ocorrer durante todos os estágios de crescimento da cultura, causando perdas de 25% a 40% na produção. Neste trabalho, estudou-se a distribuição espacial do dano da praga no campo, com a finalidade de apresentar bases teóricas para elaborar um plano de amostragem seqüencial. O presente trabalho foi desenvolvido em uma lavoura comercial no município de Sidrolândia, MS. As amostras foram realizadas semanalmente, no período de novembro de 2002 a janeiro de 2003. Em cada data amostral, foram observados o número total de plantas e os números de plantas e folhas atacadas em vinte amostras ao acaso. Foram calculados a média (μ), a variância (σ 2 ), o Indice de Agregação [ razão variância-média (σ 2 /μ)] e o Índice de Morisita. Com o teste de Qui-Quadrado, verificou-se o ajuste dos dados às distribuições probabilísticas teóricas de Poisson, Binomial Negativa e Binomial Positiva. O dano indireto da lagarta, considerando o número de plantas atacadas, ajustou-se à distribuição probabilística de Poisson; porém, em relação ao número de folhas atacadas, ajustou-se à distribuição probabilística Binomial Negativa. Palavras-chave: Zea mays. Manejo Integrado de Pragas. Plano de Amostragem.

306 ANDERSON ORLANDO CESCONETTO ET AL. 1 INTRODUÇÃO A cultura do milho (Zea mays L.) é uma das mais importantes no contexto econômico e social, pois ocupa a segunda posição em termos de produção mundial (FAO, 2000). É uma espécie nativa da América Central, pertencente à família Poaceae (Gramineae), mas com uma enorme capacidade de adaptação a diversos climas, regiões e hemisférios; podendo ser encontrada em locais secos, úmidos, montanhas, planícies ou ao nível do mar, sendo considerada uma espécie altamente politípica e também como a mais cosmopolita (ESPIRITO-SANTO, 2001; CESCONETTO; FAVERO; LAURA, 2002). A produção mundial de milho é de aproximadamente 604,2 milhões de toneladas em uma área de aproximadamente 137,8 milhões de hectares. O Brasil é o terceiro maior produtor mundial, depois de Estados Unidos da América, (EUA) e China (IBGE, 2002), sendo a produção e o consumo equilibrados, estimados em 37,5 milhões de toneladas. Sua importância social respalda-se, basicamente, em duas evidências: a primeira, por ser componente básico da alimentação animal; a segunda, por ser produto típico do pequeno produtor rural (MELO FILHO; RICHETTI, 1999). Emprega-se a maior parte do milho produzido como ração animal, sendo aproximadamente dois terços da produção nacional. Desses dois terços, estima-se que 45% são destinados para produção de frango de corte, 23% para produção de ovos e 32% para a de suínos. Também sobressai o uso para a extração de amido, posteriormente processado e transformado em maisena e em produtos amiláceos, digerido e transformado em xarope, ou fermentado e transformado em álcool. O milho consiste também em importante fonte de óleo vegetal e de glúten (MELO FILHO e RICHETTI, 1999; MATTOSO et al., 2001). Dentre as pragas mais importantes da cultura do milho destaca-se a lagarta-docartucho Spodoptera frugiperda (J.E. Smith, 1797) (Lepidoptera: Noctuidae), que em condições climáticas favoráveis apresenta um elevado potencial reprodutivo, ampliando rapidamente sua população, ocasionando danos nas folhas e no cartucho, comprometendo o vigor das plantas e conseqüentemente a produção de grãos. No Brasil, as perdas oscilam entre 34 e 40% (FERNANDES, 2003). Segundo Cruz; Figueiredo; Matoso (1999) as perdas estimadas em função da infestação desta praga no Brasil são da ordem de 400 milhões de dólares por ano. A lagarta-do-cartucho do milho apresenta períodos para a fase larval e pupal de 20 a 30 dias e de 10 a 12 dias, respectivamente, com uma postura média das mariposas de 100 a 150 ovos na página superior das folhas. Devido ao seu canibalismo é comum encontrar apenas uma lagarta desenvolvida por cartucho, podendo observar lagartas de instares diferentes num mesmo cartucho, separadas pelas lâminas das folhas (GALLO et al., 2002). A distribuição espacial do dano ocasionado pela lagarta é uma das etapas fundamentais em estudos de ecologia quantitativa (BOARETTO; BRANDÃO, 2002). Segundo Farias, Barbosa e Busoli (2001a) a variância e a média tendem a aumentar juntas, obedecendo a uma lei de potência expressa por s 2 = am b, onde os coeficientes a e b, são conhecidos como coeficientes de Taylor, e fornecem estimativas do padrão de agregação do inseto. Sendo o coeficiente a um fator dependente da amostragem, sendo afetado, principalmente pelo tamanho da

DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL DO DANO DA LAGARTA DO CARTUCHO DO MILHO SPODOPTERA FRUGIPERDA (J.E. SMITH, 1797), EM SIDROLÂNDIA, MATO GROSSO DO SUL 307 amostra, e o coeficiente b é conhecido como índice de agregação, sendo característico e constante para cada espécie. Levando-se em consideração a importância desta cultura e dos efeitos do dano dessa praga, o objetivo deste trabalho foi verificar a distribuição espacial dos danos da lagarta-docartucho (Spodoptera frugiperda) no número de plantas e folhas atacadas. 2 MATERIAL E MÉTODOS O trabalho foi desenvolvido no período de novembro de 2002 a janeiro de 2003, no município de Sidrolândia, Estado de Mato Grosso do Sul, na Fazenda Estância Gaúcha, onde são exploradas a agricultura e a pecuária, com uma área total de 1.400 ha, situada na Rodovia Estadual Luiz dos Santos, Sidrolândia Nioaque, km 20. Em uma área de 6.375 m 2, após o cultivo do milho na safra de inverno, semeou-se em sucessão a cultivar de milho DKB 350 no dia 23 de outubro de 2002, sendo as plantas espaçadas 0,50 m entre as linhas de semeadura e 0,35 m entre plantas, em sistema de plantio direto, recebendo uma adubação de semeadura de 200 kg/ha de cloreto de potássio e 190 kg/ha de fosfato monoamônico (MAP), com 9% de nitrogênio, 42% de fósforo e 270 kg/ha de adubação de cobertura com sulfato de amônio,sendo distribuída mecanicamente a lanço pela área. A amostragem foi iniciada quando as plantas apresentaram de 4 a 6 folhas definitivas. As amostras foram coletadas semanalmente num total de 10 datas, onde cada data era composta de 20 unidades amostrais ao acaso com deslocamento em espiral, iniciando-se sempre pelas bordas e finalizando no centro do campo experimental, sendo que cada ponto amostral correspondia a uma área de 1,0 m 2. Visando padronizar as amostras e evitarse a tendenciosidade, foi utilizada para determinar a área amostral uma vareta de 1,0 m de comprimento, que era lançada ao acaso pela área experimental, tendo em uma de suas extremidades uma marca para facilitar sua visualização. Dessa forma era efetuada uma demarcação no solo que iria corresponder a um dos lados do quadrado e, em seguida efetuavase a rotação no sentido anti-horário da vareta, firmando a extremidade marcada em uma das pontas da demarcação anterior, formando assim um ângulo de 90 o que correspondia a área a ser amostrada em cada ponto. A área experimental não recebeu nenhum tipo de tratamento químico fitossanitário que visasse o controle da lagarta, evitando-se dessa forma qualquer influencia na dinâmica populacional do inseto-praga. Em cada ponto amostrado foram observados os números de plantas contidos na área, o número de plantas atacadas, o número total de folhas, o número de folhas atacadas por lagartas. Considerou-se folha atacada a presença de tecido vegetal raspado ou orifício circular, ambos danos característico da lagarta. Na mesma propriedade, havia uma área contígua que estava recebendo todos os tratos culturais necessários, inclusive para o controle da lagarta-do-cartucho, com a finalidade de comparar-se as produtividades, podendo dessa forma determinar a perda real ocasionada pelo ataque da lagarta na cultura do milho. Com base nos dados coletados a campo, elaborou-se uma tabela de distribuição de freqüência sem intervalo de classes, seguidos pela

308 ANDERSON ORLANDO CESCONETTO ET AL. determinação da média (μ) e da variância (σ 2 ) das vinte unidades amostrais para cada amostra (data), sendo estes parâmetros utilizados como indicativos da distribuição espacial dos danos ocasionados pelas lagartas. Foram obtidos os seguintes índices de dispersão: Índice de Agregação [razão variância/ média (σ 2 /μ)] e índice de Morisita (Equação 1) sendo este índice independente da média amostral, indicando distribuição aleatória quando I δ =1, distribuição regular quando I δ <1 e distribuição agregada quando I δ >1 (FERNANDES, 2003). Após a determinação da média e da variância das amostras, procurou-se conhecer a distribuição espacial do danos do inseto e estabelecer o risco da tomada de decisão errada e a formulação das hipóteses. Onde: μ = Média x = Número de ocorrências e = Base do logaritmo neperiano b) Distribuição Binomial Positiva Descreve a distribuição uniforme e caracteriza-se por apresentar variância menor que a média. As fórmulas recorrentes para o cálculo da probabilidade de x ocorrência são: Equação 1 onde: n = tamanho da amostra, x i = número de indivíduos na i-ésima unidade amostral. As distribuições teóricas de freqüência utilizadas para avaliar a distribuição espacial dos danos da Spodoptera frugiperda são descritas a seguir: a) Distribuição de Poisson Caracteriza-se por apresentar a média igual à variância, descrevendo a dispersão ao acaso ou aleatória. As fórmulas recorrentes utilizadas para o cálculo da série de probabilidade são dadas por: Onde: p = A probabilidade de que uma planta qualquer da unidade amostral seja atacada pela praga; q = A probabilidade de que uma planta qualquer da unidade amostral não seja atacada pela praga; k = Um número inteiro e positivo; x = Número de indivíduos esperados; c) Distribuição Binomial Negativa Caracteriza-se por apresentar variância maior que a média indicando, assim, distribuição agregada. Possui dois parâmetros: a média e o parâmetro k (k>0) e as probabilidades são calculadas pelas fórmulas recorrentes dadas por:

DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL DO DANO DA LAGARTA DO CARTUCHO DO MILHO SPODOPTERA FRUGIPERDA (J.E. SMITH, 1797), EM SIDROLÂNDIA, MATO GROSSO DO SUL 309 Quando o coeficiente b é significativamente maior que a unidade, a distribuição espacial do organismo é agregada; quando é igual ou próximo à unidade, é aleatória; e quando o coeficiente for menor que a unidade, a disposição espacial é regular ou uniforme (TAYLOR, 1961). Onde: μ= média x =número de indivíduos esperados por evento k = indicador de agregação Foram calculados os coeficientes da lei de Taylor para o número de plantas atacadas e folhas por planta. O plano de contagem seqüencial, baseado na Lei de Taylor, fornece o tamanho de amostra para a estimativa da densidade média populacional com um nível de precisão constante (D), sendo expresso por: σ 2 = variância d) Lei de Potência de Taylor Os coeficientes a e b da lei de Taylor foram estimados através de uma análise de regressão linear do logarítmo neperiano da variância em função do logarítmo neperiano da média, para as 20 datas de amostragem. Aplicando-se o logarítmo neperiano em ambos os membros da equação tem-se: ln s 2 = ln a + b ln m Onde, o ln a é o coeficiente linear, b é o coeficiente angular da equação de regressão estimada, s 2 e m, variância e média, respectivamente. Para verificar se b é diferente da unidade, utiliza-se o teste t de Student, dado por: Onde: b = coeficiente de Taylor V(b) = estimativa da variância de b O teste é aplicado a um nível de significância de 5% de probabilidade com N-2 graus de liberdade. Esta fórmula foi usada para determinar as stop line, onde T n é o número acumulado total para uma amostra de tamanho N; D é o nível de precisão desejado, expresso por s/ N.lm; a e b os coeficientes da lei de Taylor, N o tamanho da amostra, s e m, o desvio padrão e média, respectivamente. O teste de ajuste dos dados observados às distribuições teóricas de freqüência foi verificado através do teste de Qui-Quadrado de aderência (Equação 2), que constitui em comparar as freqüências observadas na área amostral com as freqüências esperadas, que são definidas pelo produto das probabilidades de cada classe pelo número total de unidades amostrais utilizadas. Equação 2 onde: N c = número de classes da distribuição de freqüências;

310 ANDERSON ORLANDO CESCONETTO ET AL. classe; FO i = freqüência observada na i-ésima de cada seis plantas por ponto amostral quatro apresentavam algum tipo de dano. FE i = freqüência esperada na i-ésima classe. Para realização deste teste, fixou-se uma freqüência esperada mínima igual a 1. O número de graus de liberdade associado a estatística χ 2 foi deteminado por: GL = N c N p -1 Onde: GL = número de graus de liberdade; N c = número de classes da distribuição de freqüências; N p = número de parâmetros estimados na amostra. O critério do teste foi o de rejeitar o ajuste da distribuição estudada ao nível de 5% de probabilidade. 3 RESULTADOS E DISCUSSÕES Dos resultados obtidos, 80% apresentaram pelo menos com 6 ou mais plantas por unidade amostral, e todas as dez datas observadas apresentaram pelo menos uma amostra sem nenhuma incidência de dano. Nas quatro primeiras datas amostrais concentrou-se 68% da não infestação, indicando a baixa infestação da lagarta nos estádios iniciais da cultura. Sabendo que a cultura foi implantada em sucessão a safra de inverno de milho, pode-se inferir que a baixa população do inseto foi devido ao curto período de trinta a trinta e cinco dias de ciclo total para a Spodoptera frugiperda (FERNANDES, 2003). Das amostras observadas (Tabela 1), 74,5% concentraram-se nas quatro primeiras incidências de danos. Isto significa que, na média, Em relação ao Índice de Agregação (razão variância-média) para o número de plantas atacadas, das dez datas analisadas sete apresentaram distribuição uniforme, onde a variância era menor que a média. No entantos três amostras restantes tenderam a uma distribuição agregada, com a variância maior que a média, não ocorrendo nenhuma distribuição ao acaso, seguindo as mesmas proporções para o Índice de Morisita, confirmando as suposições apresentadas pelo Índice de Agregação. Observou-se ainda que o parâmetro k da distribuição Binomial Negativa, o qual é um dos parâmetros indicativos de agregação, apresentouse negativo nas sete datas que apresentaram distribuição uniforme tanto para o Índice de Agregação quanto ao Índice de Morisita,(Tabela 1). Dessa forma descarta-se a distribuição teórica probabilística de Binomial Negativa. O teste de Qui-Quadrado de aderência, para o número de plantas atacadas, demonstrou que seis amostras ajustaram-se a Distribuição Teórica de Poisson, três amostras a Distribuição Teórica de Binomial Negativa e quatro amostras a Distribuição Teórica de Binomial Positiva. O ajuste corresponde a não significância dos parâmetros observados com o teste de Qui-Quadrado, apresentando dessa forma uma distribuição aleatória dos danos diretos na cultura. Assim a lagarta-do-cartucho, quando analisada pelo número de plantas atacadas, apresenta uma distribuição probabilística ao acaso, pelo teste de aderência de Qui-Quadrado, indicando um bom ajuste ao modelo de Poisson. Característica semelhante foi observado por Farias, Barbosa e Busoli (2001ab) para lagarta de Spodoptera

DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL DO DANO DA LAGARTA DO CARTUCHO DO MILHO SPODOPTERA FRUGIPERDA (J.E. SMITH, 1797), EM SIDROLÂNDIA, MATO GROSSO DO SUL 311 frugiperda. Os quais observaram este tipo de distribuição é resultado da alta mortalidade no primeiro estágio, provocada pela ação de parasitóides e predadores e, também, pelo canibalismo freqüente nessa fase de desenvolvimento. O número de folhas atacadas apresentou distribuição agregada (Tabela 2), quando analisado pelos Índices de Dispersão e Morisita, onde a variância foi superior a média em todas as datas observadas. Segundo Farias, Barbosa e Busoli (2001ab), isso é uma característica da população de lagartas em estádio inicial, para uma melhor proteção contra os condições abióticas e bióticas, visando sua sobrevivência no meio. O teste de Qui-Quadrado de aderência indicou o ajuste de cinco amostras a Distribuição Teórica de Poisson, contrariando os Índices de Dispersão e Morisita, que indicam uma distribuição agregada. A Distribuição Teórica de Binomial Negativa, não apresentou significância Tabela 1 - Distribuição de freqüência sem intervalo de classe, do número de plantas atacadas (NPA), Sidrolândia, MS, 2003. Amostras/Freqüências Observadas NPA 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 0 3 5 4 5 2 2 1 1 1 1 1 3 4 4 4 3 1 0 1 0 0 2 6 6 4 3 6 2 1 1 1 0 3 2 4 4 3 4 5 2 4 5 5 4 4 1 0 2 4 6 6 8 11 9 5 0-2 1 1 2 9 3 1 4 6 0-2 2-2 1 2 1 1 7 1 - - - - - - - - - 8 0 - - - - - - - - - 9 1 - - - - - - - - - Total 53 32 46 44 48 66 83 74 72 77 Média (x) 2,65 1,6 2,3 2,2 2,4 3,3 4,15 3,7 3,6 3,85 Variância (s) 5,19 1,52 3,8 3,96 1,94 2,85 1,82 2,22 1,41 1,5 Razão (s/x) 1,96 0,95 1,65 1,80 0,81 0,86 0,44 0,60 0,39 0,39 k 1,29-3,53 2,75 - - - - - - Ind. de Morisita 1,35 0,97 1,28 1,35 0,92 0,96 0,87 0,9 0,84 0,85 Poisson Bin. Negativa Bin. Positiva p 1 7.39* 1.87 n.s. 6.52 n.s. 5.92 n.s. 1.48 n.s. 4.86 n.s. 15.31* 6.54 n.s. 18.76* 12.48* G.L. 2 8 3 5 5 4 5 5 5 5 5 p 1 9.91 n.s. - 5.78 n.s. 3.73 n.s. - - - - - - G.L. 2 7 2 4 4 3 4 4 4 4 4 p 1 20.41* 12.16* 57.09* 20.74* 2.89 n.s. 2.83 n.s. 3.46 n.s. 21.22* 17.02* 7.22 n.s. G.L. 2 7 2 4 4 3 4 4 4 4 4 Legenda: 1 valor do teste de Qui-Quadrado; 2 Graus de Liberdade; n.s. - não significativo; * - significativo ao nível de 5% de significância.

312 ANDERSON ORLANDO CESCONETTO ET AL. em oito amostras observadas, confirmando os resultados indicados pelos Índices de Dispersão e de Morisita, Já a distribuição Binomial Positiva ajustou-se apenas a duas amostras, contrariando os índices observados. Dessa maneira, o número de folhas atacadas analisadas com base nos índices populacionais com avaliação dos danos indiretos na cultura, representam as características de Tabela 2 - Distribuição de freqüência sem intervalo de classe, do número de folhas atacadas (NFA), Sidrolândia, MS, 2003 NFA Amostras / Freqüências Observadas 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 0 3 5 4 5 2 2 1 1 1 1 1 1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 2 2 3 1 1 1 0 0 0 0 0 3 0 0 1 1 0 0 0 0 0 0 4 3 2 1 2 1 2 0 0 0 0 5 2 1 0 1 1 0 0 2 0 0 6 1 1 2 0 0 0 0 0 0 0 7 1 2 0 0 0 0 0 0 0 0 8 1 1 1 1 1 1 1 0 1 0 9 0 1 0 0 2 0 0 0 0 1 10 0 1 1 3 1 0 0 0 1 0 11 1 0 5 0 0 1 1 0 0 0 12 2 1 0 0 1 0 0 0 0 0 13 0 0 0 0 1 1 0 1 0 1 14 1 0 0 1 1 1 1 0 0 0 > 15 2 2 4 5 8 12 16 16 17 17 Total 141 13 195 215 249 365 432 429 454 507 Média (x) 7,05 5,65 9,75 10,75 12,45 18,25 21,6 21,45 22,7 25,35 Variância (s) 45,63 30,03 84,3 139,75 71,63 150,93 99,94 137,21 99,54 126,98 Razão (s/x) 6,47 5,32 8,65 13,00 5,75 8,27 4,63 6,40 4,39 5,01 k 1,29 1,31 1,29 0,9 2,62 2,51 5,96 3,97 6,98 6,32 Ind. de Morisita 1,74 1,73 1,75 2,07 1,36 1,38 1,16 1,24 1,14 1,15 78,11 x p 1 26.07 n.s. 32.24* 541922.10* 10.82 n.s. 12.11 n.s. 123728.21* 158987.61* 12.27 n.s. 12.40 n.s. Poisson 10-7 * G.L. 2 13 13 13 13 13 13 13 13 13 13 Bin. Negativa p 1 18.56 n.s. 15.05 n.s. 30.51* 16.97 n.s. 7.80 n.s. 11.38 n.s. 11.19 n.s. 93.69* 12.32 n.s. 12.06 n.s. G.L. 2 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 p 1 25.48 n.s. 19.68 n.s. 1009.29* 43.62* 66.65* 142.20* 249.20* 248.53* 280.52* 280.85* Bin. Positiva G.L. 2 12 12 12 12 12 12 12 12 12 12 Legenda: 1 probabilidade do teste de Qui-Quadrado; 2 Graus de Liberdade; n.s. - não significativo; * - significativo ao nível de 5% de probabilidade.

DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL DO DANO DA LAGARTA DO CARTUCHO DO MILHO SPODOPTERA FRUGIPERDA (J.E. SMITH, 1797), EM SIDROLÂNDIA, MATO GROSSO DO SUL 313 distribuição espacial da lagarta-do-cartucho do milho, e ajustaram-se a Distribuição Probabilística Teórica de Binomial Negativa, apresentando uma distribuição espacial agregada, conforme verificado por Barbosa e Perecin (1982). Não houve ajuste a lei de potência de Taylor, não sendo significativo ao teste de F e ao coeficiente r 2 da regressão linear, para as dez datas amostrais, tanto para número de plantas e folhas atacadas. 4 CONCLUSÕES O número de plantas atacadas apresenta um ajuste a distribuição espacial ao acaso, seguindo o modelo teórico probabilístico de Distribuição de Poisson. O número de folhas atacadas apresenta ajuste a distribuição espacial agregada, seguindo o modelo teórico probabilístico de Distribuição Binomial Negativa. Não houve ajuste a lei de potência de Taylor. CARTUCHO CORN CATTERPILLAR SPATIAL DAMAGE DISTRIBUTION Spodoptera frugiperda (J.E. SMITH, 1797), IN SIDROLÂNDIA, MATO GROSSO DO SUL. ABSTRACT The cartucho corn caterpillar (Spodoptera frugiperda) (J.E. Smith, 1797) is considered one of the principal plests in Brazil, and it can occur in all tages of the culture growth, causing losses of 25% to 40% in production. In this work,it was studied the special distribution of the pest damage in field, with the aim of showing theory basis to elaborate a sequence sample plan. The present work was elaborated in a commercial plantation in Sidrolândia Town, State of Mato Grosso do Sul. The samples were done weekly, in the period o November/ 2002 to January/ 2003. In each sample period, the total number of plants and the total number of plants and leaves attacked in twenty randomly selected units. The average (μ), the variance (σ 2 ), the aggregation number [ average variance reason (σ 2 /μ)] and the Moritista index were calculated. With the Qui-Square test, it was verified if the adjustment of the data to the theory probability distributions of Poisson, Negative Binomial, and Positive Binomial. The indirect damage of the caterpillar, taking in consideration, the number of attacked plants, was adjusted to the Poisson probabilistic distribution; however in relation to the number of attacked leaves, it was adjusted to the Negative Binominal distribution. Keywords: Zea mays. Pleagues Integrated Dealing. Sample Plan. REFERÊNCIAS BARBOSA, J. C.; PERECIN, D. Modelos probabilísticos para a distribuição da lagarta de Spodoptera frugiperda (J.E. Smith, 1797) na cultura do milho. Científica v.10. p.181-191. 1982 BOARETTO, M. A. C.; BRANDÃO, A. L. S. Manejo Integrado de pragas. (maio/2000). Disponível em: <http://www.uesb.br/entomologia/manejo.htm> Acesso em 14 nov. 2002. CESCONETTO, A. O.; FAVERO, S; LAURA, V. A. Produção de minimilho com e sem pendão floral, em diferentes densidades de plantio, em Campo Grande, MS. Horticultura Brasileira, v. 20, n. 2, julho, 2002. Suplemento 2. CD-ROM. CRUZ, I.; FIGUEIREDO, M. de. L.C.; MATOSO, M.J. Controle biológico de Spodoptera frugiperda utilizando o parasitóide de ovos trichogramma. Sete Lagoas: EMBRAPA, CNPMS, 1999. (Circular Técnica, 30) ESPIRITO SANTO, B. R. Os caminhos da agricultura brasileira. São Paulo: Evoluir, 2001. p. 247 254. FAO, Production Yearbook. ROMA: FAO, 2000. 260p. (FAO, Production, 54) FARIAS, P. R. S.; BARBOSA, J. C.; BUSOLI, A. C. Amostragem seqüencial com base na Lei de Taylor para levantamento de Spodoptera frugiperda na

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