1

POTENCIAL DE DISPERSIÓN DEL AMARILLAMIENTO LETAL DEL COCOTERO. UNA ENFERMEDAD DE IMPORTANCIA CUARENTENARIA

EN MÉXICO

Gustavo Mora-Aguilera 1 y José A. Escamilla-Bencomo2

1IFIT. C. P. carr. Méx.-Tex., Montecillos, Méx. morag@colpos.colpos.mx 2CICY, Apto. post. 87, Mérida,Yuc. CP 97200. jae@cicy.mx

FUENTE: XXVII Simposio Nacional de Parasitología Agrícola. Uruapan, Michoacán. 26-28 de septiembre del 2001. pp. 221-226. INTRODUCCIÓN México ocupa el sexto lugar en producción mundial de coco (Cocos nucifera L.) y el primero en América y Africa con aproximadamente 153,000 ha reportadas por FAO en 1999. La palma de coco es importante no solo por el alto valor económico de su producción, sino también porque de su cultivo dependen más de 70 mil familias (Carrillo y Piña, 1994). El amarillamiento letal del cocotero (AL), enfermedad causada por un fitoplasma transmitido por Myndus crudus (Homoptera:Cixiidae), se ha constituido en el factor parasitario potencial de mayor importancia ya que afecta al menos 33 especies de palmas. Desde su detección en 1977, la enfermedad se había confinado en la Península de Yucatán ocasionando la destrucción de más de 650,000 palmas; sin embargo, en 1995 se reportó en el estado de Tabasco y posteriormente en Oaxaca y Guerrero en 1997 y 2000, respectivamente (Córdova, 1999). A pesar de que en los dos últimos casos se encontró un fitoplasma filogenéticamente relacionado al originalmente reportado en México (Córdova, 1999), las características de dispersión actual de la enfermedad en estas regiones y el hecho de ser la vertiente del pacífico el área productora mas importante de coco en México obliga a una revisión de las medidas de control establecidas en la NOM-003-FITO-1995. Específicamente, se pueden revisar las bases epidemiológicas que sustentan la erradicación (mediante el derribo de plantas con síntomas), una de las medidas sustantivas que se establecen en la norma y que aparentemente ha resultado poco eficaz. En este trabajo se intenta analizar este aspecto previamente abordado con AL (Góngora et al., 2001; Pérez et al., 2000; Góngora et al., 2000) y otras enfermedades (Allen, 1987; Fishman et al., 1983; Marcus at al., 1989) y básicamente se demuestra la naturaleza de la dispersión intra e interplantación del patógeno a partir de focos de infección en campo. A través de estos aspectos se intenta mostrar el potencial del dispersión del patógeno y el reto parasitológico que establece su control.

2

TASAS DE INTENSIDAD DE EPIDEMIA

La determinación de las tasas epidemiológicas en México fue realizada recientemente por Pérez y colaboradores (2000) y se compararon con las tasas epidemiológicas del AL en Florida y Jamaica (McCoy 1976; Britt 1981) y de otras enfermedades causadas por fitoplasmas. En una plantación en Sisal Yucatán, la tasa promedio de infección aparente (rE) estimado con el modelo exponencial fue de 0.023 unidades log mes.-1 Aún cuando el AL está considerada como una enfermedad de rápida diseminación, en Yucatán el incremento de incidencia no fue elevada ya que éste fue de 10% en los primeros meses y claramente se observó que la epidemia se encontró en el inicio de su fase exponencial. Registros de epidemias de AL en Florida, EUA indican un carácter explosivo (McCoy, 1973; McCoy et al., 1983); así por ejemplo, las tasas promedio de infección aparente de las epidemias en el condado de Dade, fueron mayores que las de este estudio. Las enfermedades Cape St Paul Wilt y el enrollamiento clorótico del albaricoquero (inducidas por fitoplasmas) mostraron, sin embargo, rE similares a las de este estudio.

Es importante considerar que los estudios epidemiológicos en Yucatán se realizaron en la región mas seca de la península y en ausencia de un continuo de plantaciones de coco por lo que se esperarían tasas epidemiológicas mas intensas en otras regiones con mayor superficie plantada de coco y más propicias para el vector por las condiciones climáticas y la diversidad de hospederos. Los trabajos que actualmente se están desarrollando en Tabasco nos permitirán efectuar estimaciones probablemente mas extrapolables a otras condiciones de México. GRADIENTES DE DISPERSIÓN INTRAPLANTACION Estudios previos sobre la dispersión del AL en México se han basado en recorridos de campo para definir las distancias geográficas y el tiempo transcurrido a partir de los distintos puntos de detección en las diversas regiones (Córdova, 2000; Carrillo y Piña 1990; Escamilla, 1995;). Estos reportes han servido para monitorear la diseminación del AL en México en grandes transectos pero carecen de bases epidemiológicas cuantitativas que permitan predecir la dispersión del patógeno a nivel intraplantación (distancias cortas) e interplantación (distancias largas). El enfoque epidemiológico empleado para este fin se basó en estudios espaciales de estimación de gradientes, patrones de dispersión de plantas enfermas y mapas geoestadísticos interpolativos (Góngora et al., 2001, Góngora et al., 2000; Pérez et al., 2000).

En estos trabajos, el modelo exponencial negativo fue estadísticamente el mas adecuado para describir los gradientes de

3

dispersión del AL en una plantación en Yucatán y puede usarse en estudios de validación en futuras investigaciones así como para estimar la intensidad de erradicación. Fue evidente que mientras más alta fue la incidencia estimada en el centro del foco, mayor fue la presión de inóculo y por lo tanto la longitud de los gradientes o distancias de contagio a partir del foco. Por ejemplo, un foco con 80.7% de incidencia detectado en una plantación de Sisal tuvo un gradiente en dirección Este de una longitud de 312 m, mientras que otro foco con un 35.9% tuvo un gradiente en dirección Oeste de 48 m. El número de gradientes con distancias de dispersión más largos fue ligeramente mayor en la dirección Este y oscilaron de 48 hasta de 64 m dentro de una plantación. No existió una clara tendencia de que los gradientes de alguna dirección en específico tuvieran tasas de mayor dispersión por lo que se concluyó que los focos tienen una expansión radial simétrica a nivel intraplantación.

Estos datos permite establecer que la enfermedad progresa a partir de focos y que la erradicación puede funcionar si se considera la velocidad y tasas de contagio con respecto a la distancia. Sin embargo, un pregunta necesaria para este fin, así como para un propósito de muestreo es sobre el patrón de establecimiento de los primeros focos o fuentes de inóculo primario en una plantación. Al respecto, Pérez y colaboradores (2000) demostraron que en Sisal el patrón de dispersión del patógeno fue al azar hasta los primeros 10 meses del progreso de una epidemia. Los mapas geoestadísticos mostraron que en julio de 1999 sólo existió un foco activo de enfermedad y para el mes de diciembre del mismo año se observaron cinco nuevos focos esparcidos al azar y a distancias mayores de 24m. En junio del 2000, los focos individuales empezaron a definir áreas de contagio formando agregados de 2-3 palmas enfermas. Para esta fecha el patrón espacial fue numéricamente definido como un agregado de baja intensidad. En Julio del mismo año la incidencia de palmas era del 39.4% con una agregación mas intensa y detectándose la formación de nuevos focos.

Los análisis de autocorrelación espacial han permitido definir la direccionalidad del contagio entre plantas. Se determinó que en dirección del viento dominante de Sisal (Este-Oeste) el inóculo se puede dispersar a partir de una palma enferma hasta la palma en posición cuatro y ocho. Este ´salto´ indica una discontinuidad en el contagio lo que se debe considerar para fines de muestreo. En dirección perpendicular a los vientos dominantes (Norte-Sur) una palma infectada puede ser fuente de inóculo para dos palmas vecinas indicando la existencia de continuidad en el contagio y explicando la conformación de focos. Estos resultados indican que al menos hasta dos plantas vecinas asintomáticas deben ser eliminadas en adición a una planta con síntomas claros de AL. Plantas asintomáticas en proceso de infección (en periodo de incubación) se han confirmado formando agregadas en torno a plantas con síntomas visuales (Canche –Yam et al., 2001).

4

GRADIENTES DE DISPERSIÓN INTERPLANTACION Con base en datos históricos obtenidos en 1990 (Ayora et al., 1993) se encontró que al igual que en la dispersión intraplantación el modelo exponencial negativo fue adecuado para describir los gradientes de dispersión en dos transectos estudiados en las costas de los estados de Yucatán y Campeche. Se requirió aproximadamente del 39% de incidencia para la conformación de gradientes de enfermedad. Las tasas de dispersión variaron en el rango de -0.017 y -0.832 unidades log mes.-1 En general, las mayores tasas y los gradientes mas largos se tuvieron en el transecto de Campeche. Esto probablemente se debió a que el frente de la epidemia activa estuvo en esa entidad federativa además de que el transecto estudiado estuvo prácticamente en el sentido de los vientos dominantes.

En Yucatán, los gradientes al Este (hacia el área de entrada de patógeno en el país) fueron menores que las del Oeste (hacia Campeche) (4-6 vs. 6-13km). En Campeche se observó el mismo fenómeno con gradientes de 6-27 al Este vs 80km al Oeste lo que coincide con la direccionalidad del viento. Estos resultados confirman la existencia de ´saltos´ a grandes distancias con una expansión asimétrica contrario a lo observado dentro de plantaciones. Debido a que el proceso de dispersión a grandes distancias dependen de la intensidad del viento, el pronóstico de la aparición de nuevos focos es mas difícil y puede ser menos preciso. Sin embargo, la validación de estos resultados podrían permitir su empleo en el establecimiento de cordones fitosanitarios con fines erradicativos o de muestreo. Esta estrategia, aunada a un criterio de erradicación de focos intraplantación, podría mejorar sustantivamente el manejo de la enfermedad (Figura 1). FRECUENCIA DE MUESTREO Y DETECCIÓN DE PLANTAS ASINTOMATICAS ENFERMAS Resultados simulativos con otras enfermedades demuestran que el éxito de la erradicación depende de la frecuencia del muestreo y del método de detección (Marcus et al., 1989). La detección visual es el método menos eficaz cuando la enfermedad es sistémica y existe un vector involucrado (Jeger,M. 1995. Comunicación Personal). Con esta base se inició un estudio para determinar el tiempo de detección mediante la técnica molecular de PCR con respecto a una detección visual (Canche-Yam et al., 2001). Los resultados indican que es posible detectar al fitoplasma entre 2 y 4 meses antes de la aparición de síntomas por lo que la evaluación visual de la enfermedad subestima en un 7.5% la incidencia real de la enfermedad. Esto justifica técnicamente el empleo de PCR con fines de muestreo para reducir el periodo de exposición de plantas enfermas al acceso de vectores potenciales. El área de muestreo se propone para la vecindad del foco a erradicar (Figura 1). Por otra parte, la frecuencia de muestreo en áreas

5

infestadas puede realizarse al menos a intervalos mensuales, es decir a un intervalo del 25-50% del periodo de incubación estimado. PROPUESTA DE UNA ESTRATEGIA DE ERRADICACIÓN

Una propuesta erradicativa basada en los principios epidemiológicos discutidos se muestra en la Figura 1. Aunque esta propuesta se debe validar para otras condiciones de México y sus fundamentos deben ser cuidadosamente discutidos y revisados, proporciona criterios cuantitativos y biológicos que pueden mejorar la propuesta actualmente establecida en materia de erradicación en la norma NOM-003-FIT0-95.

La propuesta incluye áreas para erradicación, muestreo y cordón fitosanitario. Las magnitudes pueden variar sobre todo en la distancia del establecimiento del cordón dependiendo del nivel de riesgo que se desee asumir o de los recursos económicos y humanos disponibles. Los supuestos básicos en los que se basó la propuesta incluyen: a). Existencia de un vector alado con hábitos migratorios y fuertemente influenciado por los vientos, b). Tamaño de foco inicial igual a una planta con síntomas visuales de enfermedad, y c). Razonable uniformidad genética (i.e. altos del Atlántico) y topológica (10x10).

Un ejemplo del cálculo de áreas de erradicación, muestreo y cordón

fitosanitario se ilustra a continuación considerando un ancho de cordón fitosanitario de 0.16 km, el cual se estimó con base en la dispersión discontinua a nivel intraplantación o local. La longitud de los radios y ´saltos´ se determinaron con base en los gradientes de dispersión y análisis autocorrelativos previamente discutidos (Figura 1):

Area de erradic. (Ae) = πr12

Area de muestro (Am) = πr22 - Ae

Area de cordón (Ac) = {[π(rm + 0.16)(rM + 0.16)/2] + [π(rm+0.16)2 ] } – {[π rm rM2

] + [πrm2 ]} {fu}

Donde: r1 = radio área de erradicación (20 m) r2 = radio área muestreo (80 m) rm= radio menor (4,6,13 o 27 km) rM= radio mayor (6,10 y 80 km),

fu = corrección por continuidad espacial de plantaciones dado en proporción (0 - 1).

6

FIGURA 1. Ejemplo de una propuesta de erradicación, muestreo y establecimiento de un cordón fitosanitario para el manejo del amarillamiento letal del cocotero en México. Estimación de calculo de áreas en el texto. CONCLUSION

Los estudios de epiemiología del amarillamiento letal en México demuestran que la conformación de focos de infección juegan un papel importante en el progreso epidemiológico del AL. Las distancias de gradientes de dispersión proporcionan criterios para definir la dimensión de áreas de erradicación y muestreo y así como de cordones fitosanitarios. Estos aspectos se demuestran con los escenarios encontrados en la región

6, 10 km4, 6 km

13, 27 km 80 km

Zona de erradicación

Zona de muestreo

Zona de no muestreo

Cordón fitosanitario

6, 10 km4, 6 km

13, 27 km 80 km

Zona de erradicación

Zona de muestreo

Zona de no muestreo

Cordón fitosanitario

7

de Yucatán y Campeche. Sin embargo, la eficiencia de erradicación será mucho mas alta si se incluye la detección temprana de focos de AL por PCR. Esta es la primera propuesta formal con bases epidemiológicas para fines de erradicación del AL. AGRADECIMIENTOS Financiado por CONACYT- SISIERRA (980107). Agradecemos el apoyo técnico de María Narváez en la detección de fitoplasmas del AL por PCR y a Oswaldo Pech, Fátima Medina Lara, Adolfo Guzmán Antonio y a Juan Canché Yam, Carlos Góngora y Oscar Pérez por su apoyo en la colecta de datos en campo y en el procesamiento de muestras y datos en el laboratorio. REFERENCIAS

Allen, R.N. 1987. Further studies on epidemiological factors influencing control

of banana bunchy top disease, and evaluation of control measures by computer simulation. Aust. J. Agric. Res. 38:373-382.

Ayora, G.; Espadas, C.; Montañez, P.; Vivas, M. y J. Escamilla. Dispersión del amarillamiento letal en palmas de coco (Cocos nucifera L.) del estado de Yucatán. XII Congreso Mexicano de Botánica. Mérida Yuc.3-8 de octubre de 1993.

Britt, L. L. 1981. A Study in Spatial Diffusion: Lethal Yellowing in Cocos nucifera. M.A. Thesis. Univ. of Miami, USA. 115 p.

Canché Yam, J., Medina,F., Guzmán,A., Mora-Aguilera,G., Escamilla-Bencomo, A. 2001 Determinación del período de incubación del amarillamiento letal del cocotero pro medio de RCP. XXVIII Cong. Nal. de Soc. Mex. De Fitopat. SMF. Querétaro, Qro. F109

Carrillo, R. H.; Piña, R. J. 1994. Folleto Técnico. SARH-INIFAP,CIR, Chetumal, Quintana Roo 26p.

Carrillo, R. H.; Piña, R. J. 1990. Situación del amarillamiento letal del cocotero en el sureste de México. pp. 69-93. In: La Problematica del Amarillamiento Letal del Cocotero en México. Robert, M.; Zizumbo, V. D. (comp.). CICY, Mérida, Yucatán, México.

Córdova, L. I. 2000. Estudio Sobre la Distribución Intraplanta y Dispersión del Amarillamiento Letal del Cocotero Mediante el uso de la Reacción en Cadena de la Polimerasa. Tesis M.C. y Biotecnología de Plantas. Centro de Investigación Cientifica de Yucatán, A.C. Mérida, Yucatán, Méx. 59 p.

Doyle, P. 1998. The Impact of Lethal Lellowing Type Coconut Dieseases on Small Formers. Natural Resources Institute, UK.

Escamilla, J. A.; Harrisson, N. A.; Nuñez, H.; Alpizar, L.; Córdova, I.; Islas-Flores, I.;

8

Oropeza, C. 1995. Practical use of DNA probe for the detection of lethal yellowing of Cocos nucifera L. in México. pp.93-99. In: Lethal Yellowing: Research and Practical Aspects. Orpeza, C.; Howard, F. W.; Ashburner, G. R. (eds.). Kluwer Academic Publishers. Dordrecht, The Netherlands.

Fishman, S., Marcus, R., Talpaz,H., Bar-Joseph, M., Oren, Y., Salomon, R., Zohar, M.. 1983. Epidemiological and economic models for spread and control of citrus tristeza virus disease. Phytoparasitica 11:39-49.

Góngora, C.C., Mora-Aguilera, G., Pérez, H.O., Escamilla-Bencomo, J.A. 2001. ¿El amarillamiento letal del cocotero progresa a partir de focos de infección?. XXVIII Cong. Nal. de Soc. Mex. de Fitopat. Querétaro, Qro. F153.

Góngora, C.C., Escamilla-Bencomo, J.A., Mora-Aguilera, G., Pérez, H.O., Oropeza-Salim,C. 2000. Gradientes de dispersión del amarillamiento letal del cocotero (Cocos nucifera L.) en Yucatán y Campeche, XXVII Cong. Nal. de Soc. Mex. De Fitopat. SMF. Pto. Vallarta, Jal. 77 p.

Marcus, R., Talpaz, H., Bar-Joseph, M. 1989. A model for spread and control of citrus tristeza virus disease. J. of Appl. Stat. 16:315-320.

McCoy, R. E. 1976. Comparative epidemiology of lethal yellowing, kainkope and cadang-cadang diseases of coconut palm. Plant Dis. Reptr. 60: 498-502.

Pérez, H. O., Mora-Aguilera, G., Escamilla-Bencomo, J.A., Góngora,C.C. y Oropeza-Salim, C. 2000. Patrón Espacio-Temporal del Amarillamiento Letal del Cocotero (Cocos nucifera L.) en Yucatán. XXVII Cong. Nal. de Soc. Mex. De Fitopat. SMF. Pto. Vallarta, Jal. 78 p.