Contribución al Estudio de la Resistencia del Arrebiatado, Dysdercus peruvianas Guerin, al Hexacloruro de Benceno1

GODOFREDO GARCÍA B . 2

S U M

El fenómeno de resistencia de los insectos a los insecticidas orgánicos, es un hecho ya comprobado en diferentes países. En el Perú con relación a la resisten­cia adquirida por el "arrabiatado" Dysdercus peruvianas Guerin al Hexacloruro de Benceno, se ha llevado a ca­bo un experimento que fué conducido tomando como base once generaciones de insectos procedentes del V a ­lle Virú, zona en la que había aparecido dicho fenóme­no. La comparación se efectuó con individuos de Dys­dercus peruvianus provenientes de crias mantenidas en el Departamento de Entomologia de la Estación E x p e ­rimental Agrícola La Molina y que nunca habían reci­bido tratamiento alguno con insecticidas. Los insectici­das y sus dosis empleadas fueron las siguientes: B H C 3 % , B H C 1 2 % , Eka tox-20 3 % , Folidol E -605 1.6%,

S U M

T h e resistance of insects to the organic insecticides is a proven fact in many different countries. In connec­tion with the acquired resistance in Perú by Dysder­cus peruvianus .Guerin (Peruvian cotton-stainer) to Benzene Hexacloride, an experiment has been carried on based on eleven generations of insects coming from Viru Val ley, zone in which this phenomena appeared. T h e comparative tests were carried on with individuals of Dysdercus peruvianus raised in the Department of Entomology of La Molina Experiment Station, Lima, which never had received treatment with insecticides. The insecticides and their dosages used were as follows: B H S 3 % , B H C 1 2 % , Ekatox-20 3 % , Folidol E-605 1.6%, Malathion 2% and one last with no insecticide. T h e first ten biological tests, with ten different gene-rations showed no variation of the resistance to B H C for the Viru strain. T h e eleventh biological test was conducted to determine curves of regression dosage mor-

L R I O

Malathion 2% y un Testigo, sin aplicación. En diez generaciones consanguíneas del strain Virú no hubo va­riación de la resistencia al B H C según se pudo obser­var en los respectivos ensayos biológicos. Un onceavo ensayo biológico se efectuó para determinar la línea de regresión dosis mortalidad y las diferentes dosis letales lo cual constituía la mejor fuente de comparación de la susceptibilidad natural de cada strain. Los resultados obtenidos en cada caso fueron estadísticamente analiza­dos, habiendo utilizado para determinar las líneas de regresión el método conocido como Probit-análisis. Co­mo resultado más importante se obtuvo que la dosis le­tal media (LD-50) para el strain susceptible (La Moli­na) era de 0 .44% de isómero gama y para el strain resistente (Valle Virú) fué de 21 .22% de isómero gama.

A R Y

tality, and different lethal doses which constitute the best source of comparison of the natural susceptibility in each strain. T h e results obtained in each case were statistically analized. Probit-analisis was used to deter­mine the curves of regression. As the most important result obtained it was proven that medium lethal doses (LD-50) for the susceptible strain (La Molina) was 0 .44% gama isommer and for the resistant strain (Viru Val ley) was of 2 1 . 2 2 % gamma isommer.

1 Resumen de la tesis del mismo autor, para optar el

título de Ingeniero Agrónomo, Marzo 1959. Exposición hecha

en la IV Convención Regional de la S E A P en Huacho, Ma­

yo 1959.

2 Alumno del Colegio de Graduados, Escuela Nacional

de Agricultura, especialidad de Entomología.

O-

92 REVISTA PERUANA DE ENTOMOLOGÍA AGRÍCOLA Vol. 2, No. 1

INTRODUCCIÓN.— La resistencia de los insectos a los insecticidas orgánicos, es un fenómeno biológico ca­paz de producirse en cualquier, población insectil al ca­bo de varias aplicaciones de un insecticida a la misma. Este accidente biológico se explica por el fenómeno de la variabilidad natural de las especies, por el cual, los individuos de una población son genotipicamente dife­rentes. En esta forma el insecticida actuará como un poderoso agente seleccionador de aquéllos individuos cuya constitución genética les permite sobrevivir a apli­caciones sucesivas del mismo y su dominancia dentro de la población original se incrementará paulatinamente conforme se sucedan las aplicaciones del insecticida.

Existen dos teorías que explican la aparición del fenómeno de la resistencia:

a) La Post-adaptativa, que sostiene, que el cam­bio a resistentes es del tipo fisiológico y no depende de una constitución genética o si el cambio es genéti­co, este es inducido directamente por el insecticida.

b) La Pre-adaptaíiva, que sostiene, que las dife­rencias genéticas de resistencia ya estaban presentes en bajas frecuencias en la población original antes que aparecieran los insecticidas orgánicos, les cuales actúan solamente como un poderoso agente selectivo, favore­ciendo o concentrando los genotipos resistentes.

Es la teoría Pre-adaptativa, la más aceptada entre los entomólogos, sin que esto desconozca la posibili­dad de la resistencia Post-adaptativa.

La adquisición de la resistencia por los insectos, ha constituido en el Perú, una de las causales más po­derosas en sonadas y rotundas catástrofes económicas en la Agricultura Nacional. Bastaría hacer recordar el fracaso del DDT para controlar el Heliothis (8), = que adquirió resistencia al mismo y vendría a colación in­mediatamente una de las más delicadas catástrofes de la Agricultura en la Costa Central (Cañete).

Este fenómeno de resistencia que ya había apare­cido en varios insectos en el Perú, apareció últimamen­te en el Dysdercus peruvianus o Arrebiatado (11); es­pecie esta que intempestivamente dejó de ser controla­da por el insecticida que mejor lo hacía, me refiero al BHC.

Dada la gran importancia de este fenómeno bioló­gico para la Agricultura Nacional, específicamente para el cultivo del algodonero, fué que se decidió la realiza­ción del experimento motivo de la presente nota. El cual se planeó con el propósito de valorar la magnitud de la resistencia del Arrebiatado al BHC y también con el fin de especular sobre el comportamiento de estos in­sectos cuando fueran tratados con otros insecticidas.

Dado que el cultivo del algodonero constituye una dedicación o actividad industrial de notable importan­cia para la economía nacional pues significa la fuente de trabajo de elevado porcentaje de la población obre­ra de nuestra patria y representa también una de las más notables fuentes de ingreso para el Fisco Peruano.

Siendo entonces como es, el cultivo del algodone­ro una actividad tan importante, igualmente habrán de ser importantes, todos aquellos factores que contribu­yen a su perfeccionamiento así como aquellos que limi­

tan, dificultan y hasta imposibilitan su práctica. Es a este segundo tipo de factores, al que pertenece el mo­tivo del presente trabajo: el Dysdercus peruvianus Gue­rin o Arrebiatado y como si este notable elemento de la naturaleza fuera un eslabón más de alargada cadena, se­rá difícil ocuparse de él, si no se hiciera igual cosa con aquellos medios de que nos valemos para su control, es decir los insecticidas orgánicos.

MATERIALES Y MÉTODOS.— El experimento que tra­tamos se realizó criando en el laboratorio y en igualdad de condiciones de ambiente y de tratamientos, dos strains de Arrebiatados. Uno formado por insectos cu­yos progenitores procedían de las crías que mantiene el laboratorio de Entomología de la Estación Experi­mental Agrícola de La Molina desde hace más de 10 años y que por consiguiente nunca han sido tratados con insecticidas orgánicos, conservando por lo tanto las características de la población original de Arrebia­tados en el Perú y el otro formado por arrebiatados procedentes del Valle Virú, uno de los lugares en que se había notado palpablemente que el BHC ya no con­trolaba con eficiencia a estos insectos; aquí los agri­cultores habían controlado siempre al arrebiatado con BHCy algunas veces con Malathion. Numerosos adul­tos de Arrebiatados de Virú se recibieron en diferentes envíos y procedentes de diversos algodonales del mis­mo Valle. Estos Arrebiatados fueron mantenidos en el laboratorio y de sus posturas obtuvimos los huevos que habrían de dar lugar a la primera generación de labo­ratorio del strain Virú.

El experimento ha consistido en tratar a lo largo de 10 generaciones igual número de Arrebiatados adul­tos resistentes y susceptibles con aplicación de iguales dosis y a la misma hora y día para los dos strains con los siguientes dosajes de insecticidas:

a) BHC al 3% de isómero gamma (2.85%). b) BHC al 12% de isómero gamma (11.25%). c) Ekatox 20 al 3% del producto comercial. d) Folidol E-605 al 1.6% del producto comercial. e) Malathion al 2% del producto comercial.

Además se consideró un sexto tratamiento que fué el de los arrebiatados que no recibieron insecticida al­guno, estos constituyeron el Testigo del cual se obten­dría la mortalidad de los insectos producida por cau­sas diferentes a los insecticidas.

En la undécima generación se determinaron las di­versas dosis letales para BHC en los dos strains, con el propósito de comparar el desplazamiento experimen­tado por las mismas en los insectos que habían adqui­rido resistencia.

Este experimento, cuya duración ha sido de 14 meses, se desarrolló en el laboratorio de insecticidas del Departamento de Entomología de la Estación Ex­perimental Agrícola de La Molina. El período de du­ración en 14 meses se justifica por la intención misma de la investigación de la resistencia, al estudiar elf com­portamiento de la descendencia de individuos resisten­tes y luego que, para determinar las dosis letales de BHC habrían de tratarse individuos que habiendo sido

junio, 1959 GARCÍA: RESISTENCIA DEL ARREBIATADO AL BHC 93

traídos del campo tuvieran un record de evolución en el laboratorio capaz de eliminar cualquier fuente de error en el comportamiento de dos poblaciones proce­dentes de medios diferentes.

PRUEBAS DE TOXICIDAD.—• Se han realizado siguien­do las normas y pautas del método biológico que esen­cialmente consiste en lo siguiente:

i.—La crianza de los insectos en el laboratorio se realizaba sometiendo a los Arrebiatados a idénticos tra­tamientos. Se procuró mantener para cada strain y en cada una de las once generaciones una población lo mas alta posible de insectos, cuyas edades por nidada no diferían en más de dos días entre cualquiera de ellas y su inmediata superior e inferior. De este modo nos habría de ser posible tener para cada prueba o ensayo biológico de toxicidad, un número lo más alto posible de Arrebiatados adultos cuyas edades podrían encon­trarse dentro del rango, por nosotros establecido, de 5 días de diferencia entre los de mayor y menor edad.

2.—Para cada prueba o ensayo biológico de toxici­dad se separaban los insectos cuyas edades variaban solamente entre 3 a 4 y 8 a días al estado adulto. Se tomaban todos los arrebiatados de estas edades, se mez­claban y al azar se tomaban de cada strain el número necesario para cada tratamiento insecticida. Igualmente para determinar la línea de regresión dosis mortalidad para los dos strains, se trataron los insectos en idénti­ca forma y se tomaron 40 adultos para cada dosis de BHC. Estas dosis fueron determinadas siguiendo una progresión geométrica de concentraciones de isómero gamma.

3.—Para reducir al mínimo la probabilidad de lle­gar a tener homocigocidad en cualquiera de los strains, los huevos de todas las nidadas adultas eran colectados diaria o interdiariamente en un solo grupo y luego, si su número era muy grande, se repartían en dos o más placas petri, y se criaban separadamente los huevos de un día y otro que pasarían a constituir una nidada pro­veniente de todos los adultos de cada strain.

4.—Los Arrebiatados adultos una vez que recibían los diferentes tratamientos o aplicación de insecticidas eran sometidos a un control de mortalidad a diferente intervalo horario después de la aplicación. Así las ob­servaciones se realizaban después de: 3, 6, 9, 12, 15, 18, 21, 24, 36 y 48 horas de aplicación.

Los insecticidas.—Para determinar las líneas de re­gresión dosis mortalidad en ambos strains así como las diferentes dosis letales de BHC, se establecieron diver­sos dosajes de isómero gamma determinados siguiendo una progresión geométrica creciente. Así tenemos en­tonces que para ambos strains se emplearon las siguien­tes concentraciones: 0.00, 0.33%, 0.66%, 1.32%, 2.64%, 5.28% y 10.56% de isómero gamma. Además durante 10 generaciones se habían realizado igual número de ensayos biológicos para determinar la conservación de la resistencia a través de la descendencia. Estos ensa­yos biológicos se realizaron simultáneamente con indi­viduos resistentes y susceptibles de la misma edad y condiciones biológicas tratándolos con BHC al 3 y 12% de isómero gamma: se utilizaron también dos formula-

Fig. N<> 1.— Aplicación del insecticida a una planta-maceta. Simón, Fot.

dones de Parathion: Ekatox 20 al 3% y Folidol E-605 al 1.6%, así como Malathion al 2%; esto con el pro­pósito de constatar si los Arrebiatados resistentes al BHC seguían siendo susceptibles a otros inseiticidas no afines al mismo.

Las macetas, (Fig. 1).—Son depósitos de arcilla cocida y forma tronco-cónica, en ellas se mantenían en continuo crecimiento plantas de algodón que servirían para recibir la aplicación del insecticida y controlar en

Fig. N<? 3.— Una planta recién aplicada, con su jaula y madevita, lista para liberar en su interior los

arrebiatados. Simón Fot.

94 REVISTA PERUANA DE ENTOMOLOGÍA AGRÍCOLA Vol. 2, No. 1

Fig. No 2.— Uniendo ios pisos de madetita elermit en una planta-maceta recién aplicada. Simón Fot.

ellas, ya cubiertas con su respectiva jaula, la mortali-das de los Arrebiatados liberados en su interior.

Las Jaulas de toxicidad, (Fig. 3).— Son albergues de limitada capacidad, cubrían las plantas-macetas una vez que habían recibido su tratamiento y en cuyo inte­rior se liberaban los Arrebiatados. Para impedir que los insectos se escaparan de la jaula se completaba el equi­po utilizando maderitas Eternit que se unían dejando en el centro un orificio circular que rodeaba el tallo de la planta, la unión de una maderita con su complemen­taria se lograba utilizando cinta adhesiva (scotch) y el rededor del orificio se taponaba con algodón, (Fig. 2). Las jaulas fueron construidas en forma tal que permi­tieran al insecto disponer de un espacio vital más o menos amplio. Las jaulas son de forma prismático-rec-tangular, cuyas bases son cuadrados de 32 cms. de lado

Fig. No 4.— Un ensayo biológico a las 24 horas des­pués de la aplicación. Las macetas sin jaula correspon­den a aquéllos tratamientos en que la mortalidad había sido 1C0%. No 1 BHC 3%, 2 BHC 5%, 3 BHC 12%, 4 Ekatox 20-3%, 5 Folidol E-605 1 6%, 6 Malathion 2%, 7 Testigo. Puede observarse que la mortalidad 100% en el strain Viru, sólo se logró en este caso para

Ekatox (No 4); Folidol (No 5). Simón Fot.

y cuyas caras laterales son rectángulos de 46 por 32 cms. De las dos bases, una está cubierta de malla plás­tica y la otra se encuentra libre, esta es la base que va en contacto con las maderitas. De las cuatro caras la­terales, tres son cubiertas de malla plástica y la otra es la puert aconstituída por una lámina de vidrio.

EJECUCIÓN DEL ;EXPERIMENTO Y ANÁLISIS DE LOS RESULTADOS.— Por considerarlo de mayor importancia en la presente nota reseñaremos solamente el proceso seguido para la determinación de la línea de regresión y de las dosis letales de BHC en los strains La Molina y Virú. Esta prueba se realizó simultáneamente para ambos linajes de Arrebiatado. Los insectos fueron cria­dos de acuerdo a las técnicas y precauciones antes men­cionadas, y para cada jaula de toxicidad (que repre­sentaba una dosis) utilizamos 40 individuos.

Las líneas de regresión han sido determinadas sola­mente para el insecticida BHC y utilizando iguales do­sis para cada strain. La mortalidad producida sobre los 40 individuos de cada strain, por las diversas dosis em­pleadas, ha sido la siguiente:

Dosis Strain La Molina Strain Virú BHC Número Número

muertos % muertos % 0.00 1 2.5 1 2.5 0.33 20 50.0 2 5.0 0.66 24 60.0 3 7.5 1.32 30 75.0 6 15.0 2.64 33 82.5 8 20.0 5.28 40 100. 11 27.5

10.56 40 100. 16 40.0

El análisis estadístico, hasta la obtención de la lí­nea de regresión y las correspondientes dosis letales para cada strain se ha hecho siguiendo las pautas esta­blecidas por el Probit-análisis.

Por tratarse de un método estadístico poco cono­cido entre nosotros y no existiendo por otro lado en literatura castellana ninguna orientación para realizar­lo; a manera de divulgación, nos permitiremos descri­bir los diferentes pasos en que ha evolucionado este análisis estadístico, los que a su vez han sido traduci­do."! de BUSVINE (3) y GOULDEN (7).

El Probit-anélisis, desarrollado para el strain La Molina, ha sido como sigue:

1.—Los resultados de la mortalidad observada pa­ra las diferentes dosis son determinados, como se ob­serva en las tres primeras columnas del cuadro I (este cuadro tiene hasta XIII columnas, que se irán mencio­nando en lo sucesivo).

2.—Las mortalidades observadas en el experimen­to son corregidas, para controlar los muertos por razo­nes diferentes al insecticida, por la fórmula de ABBOTT (la fórmula de ABBOTT se encuentra junto a la tabla I) y los resultados son anotados en la columna IV.

3,—Las dosis son convertidas a logaritmos y en caso de tener características negativas, como en el pre­sente análisis, se aumentan en 1 o 2 unidades (que equi-

Junio.. 1959 GARCÍA: RESISTENCIA DEL ARREBIATADO AL BHC 95

vale a multiplicar por 10 o por 100 todas las dosis y bla I (de FISCHER and YATES, en BUSVINEJ y encontra-los resultados se anotan en la columna V. mos el valor del Prcbit-empírico para cada una, los re-

4.—Con las mortalidades corregidas vamos a la ta- sultados se registran en la columna VI.

CUADRO Nv. I.— Cálculo de ¡a línea, de regresión, logaritmo-dosis/probit, para arrebiatados del Strain La Molina, cuyos adultos fueron expuestos a diferentes concentraciones de BHC.

I II III IV V VI VII VIII IX X XI XII XIII Concen­ N? de % de tración arrebia­ mortali- Log. de Probit Probit Coefi­de BHC tados % de dad co­• la dosis empí­ espe­ ciente

% usados ntuertos rregida (4 • 1) rico rado de peso Pesos

X Y y X wx wy Yi 10.56 40 100.00 100.00 2 .024 7.0 7.42 0.131 5.24 10.606 38.880 7.1 5.28 40 100.00 100.00 1 .723 6.5 7.01 0.269 10.76 18.539 75.428 6.7 2.64 40 82.50 82.05 1 .422 5.92 6.1 5.89 0.405 16.20 23.036 95.418 6.2 1.32 40 75.00 74.36 1 .121 5.64 5.6 5.64 0.558 22.32 25.021 125.885 5.8 0.66 40 60.00 58.97 0 .820 5.23 5.2 5.23 0.627 25.08 20.566 131.169 5.3 0.33 40 50.00 48.71 0 .519 4.97 4.8 4.97 0.627 25.08 13.017 124.648 4.8 0.00 40 2.50 — — —

Sw = 194.68 Swy = 591.428 Swx = 110.785 y = 5.649 X - 1.058 Swy2 = 3,394.758 Swx2 = 137.935 b = 1 . 5 5

Swxy = 657.710 b, = 1.9812 b 2 = 1.1188

Ecuación de regresión: y — 4.009 4- 1.55 x x2 = 4.214 (la tabla para 6-2 =J 4, da P. 0.05 = 9.488) LD 5 0 — 0.44% m1 - 0.62%

m2 — 0.30%

TABLA N<> 1.— La transformación del probit (en BUSVTNE).

% muertos 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9

00 2 .67 2.95 3.12 3.25 3.36 3.45 3.52 3.59 3.66 10 3.72 3 .77 3.82 3.87 3.92 3.96 4.01 4.05 4.08 4.12 20 4.16 4 .19 4.23 4.26 4.29 4.33 4.36 4.39 4.42 4.45 30 4.48 4 .50 4.53 4.56 4.59 4.61 4.64 4.67 4.69 4.72 40 4.75 4 .77 4.80 4.82 4.85 4.87 4.90 4.92 4.95 4.97 50 5.00 5 .03 5.05 5.08 5.10 5.13 5.15 5.18 5.20 5.23 60 5.25 5 .28 5.31 5.33 5.36 5.39 5.41 5.44- 5.47 5.50 70 5.52 5 .55 5.58 5.61 5.64 5.67 5.71 5.74 5.77 5.81 80 5.84 5 .88 5.92 5.95 5.99 6.04 6.08 6.13 6.18 6.23 90 6.28 6 .34 6.41 6.48 6.55 6.64 6.75 6.88 7.05 7.33

Fórmula de Abbot: P — C

P = 100 — c

Donde: P = mortalidad corregida. P' = mortalidad observada. C — mortalidad en el testigo.

% REVISTA PERUANA DE ENTOMOLOGÍA AGRÍCOLA Vol. 2, No. 1

3.— -En L-n plano de coordenadas, en el cual "y" = probit y "x" = log., loc&iirgmos los puntos corres­pondientes a los valores de "x" e y" para cada dosis o tratamiento, utilizando papel milimetrada. Luego tta. zamos con la mayor aproximación posible una linea que pase lo más cerca que se pueda, entre los diferentes puntos ubicados que representen las mortalidades com­prendidas entre el 20 y 80%, interesando menos si se alejan de las mortalidades extremas.

6.—Utilizando el gráfico anterior, leemos los valo­res "probits esperados" en el eje de las "y", para ca­da valor original de "x" y los resultados los anotamos en la columna VII, con un lugar para decimales.

TABLA No 2.—

7.—Luego callulamos los valores de los "Probits de trabajo" con la siguiente fórmula:

y = Y« + Kp donde p = % de muertos (tomado como cifra entera) "Y 0" y "K" son leídos en la tabla 2 para los corres­pondientes valores del probit esperado.

8.—Los coeficientes de peso o ponderados son tam­bién leídos en la tabla 2, para cada "probit esperado" y son registrados en la columna IX. Cada coeficiente es multiplicado por el número de insectos usados y los productos "w" que forman los pesos, son registrados en la columna X.

Factores para calcular los probits de trabajo y los coeficientes de peso (tomado de SWAROOP y UEMURA. "Probit analysis", World Hlth Org. Mal. 178. 1956).

Probit Factores para pro­ Coeficiente Probit Factores para pro­ Coeficiente Esperado. bits de trabajo. de peso. Esperado. bits de trabajo. de peso.

Y Yo le w Y Yo le w 1.6 1, .33 8. 115 .005 5.0 3. .75 0. 0251 .637 1.7 1. .42 5. 805 .006 5.1 3. 74 0. 0252 .634 1.8 1. ,51 4. 194 .008 5.2 3. 72 0. .0256 .627 1.9 1. .60 3. 061 .011 5.3 3. .68 0. 0262 .616 2.0 1. .70 2. 256 .015 5.4 3. .62 0. .0272 .601 2.1 1. .79 1. 6800 .019 5.5 3. .54 0. .0284 .581 2.2 1. .88 1. .2634 .025 5.6 3. .42 0. .0300 .558 2.3 1. .97 0. .9596 .031 5.7 3 .27 0. .0320 .532 2.4 2. .06 0. .7362 .040 5.8 3. .08 0. .0345 .503 2.5 2, .15 0. .5705 .050 5.9 2. .83 0. .0376 .471 2.6 2. .23 0. .4465 .062 6.0 2. .52 0, .0413 .439 2.7 2 .32 0. .3530 .076 6.1 2 .13 0, .0459 .405 2.8 2 .41 0. .2819 .092 6.2 1 .64 0, .0515 .370 2.9 2 .49 0. .2274 .110 6.3 1 .03 0. .0584 .336 3.0 2 .58 0. ,1852 .131 6.4 0. .26 0, .0668 .302 3.1 2. .66 0. .1524 .154 6.5 —0 .71 0. .0772 .269 3.2 2. .74 0. 1267 .180 6.6 —0 .92 0. .0902 .238 3.3 2 .83 0. .1063 .208 6.7 —3 .46 0 .1063 .208 3.4 2 .91 0. ,0902 .238 6.8 —5 .41 0 .1267 .180 3.5 2. .98 0. .0772 .269 6.9 —7 .90 0. .1524 .154 3.6 3 .06 0. ,0668 .302 7.0 —11. .10 0 .1852 .131 3.7 3 .14 0. .0584 .336 7.1 —15 .23 0 .2274 . .110 3.8 3 .21 0. ,0515 .370 7.2 —20. .60 0. .2819 .092 3.9 3 .28 0. .0459 .405 7.3 —27 .62 0. .3530 .076 4.0 3 .34 0. .0413 .439 7.4 —36. .89 0 .4465 .062 4.1 3 .41 0. .0376 .471 7.5 —49 .20 0, .5705 .050 4.2 3 .47 . 0. .0345 .503 7.6 —65. .68 0, .7362 .040 4.3 3 .53 0. .0320 .532 7.7 —87 .93 0, .9596 .031 4.4 3 .58 0. .0300 .558 7.8 —118 .22 1. .2634 .025 4.5 3 .62 0. .0284 .581 7.9 —159 .79 1, .6800 .019 4.6 3 .66 0. .0272 .601 8.0 —217. .3 2 .256 .015 4.7 3 .70 0. .0262 .616 8.1 —297, .7 3 .061 .011 4.8 3 .72 0. .0256 .627 8.2 —410. .9 4. .194 .008 4.9 3 .74 0. .0252 .634 8.3 —571, .9 5, .805 .006 5.0 3 .75 0. .0251 .637 8.4 —802 .8 8. .115 .005

Junio, 1959 GARCÍA: RESISTENCIA DEL ARREBIATADO AL BHC 97

9.—Se calculan los productos "Wx" y "wy"; se registran en las columnas XI y XII respectivamente.

10.—Se suman las columnas X, XI y XII y obte­nemos los valores Sw, Swx y Swy, que en nuestro ca­sos son: 104.65; 110.785 y 591.428 respectivamente. Con estos valores se calculan los promedios de "x" e "y", en la siguiente forma:

X = Swx Sw

110.785 104.68 1.058

Swy Sw

591.428 104.68

5.649

11.—Se multiplica "wx" por "x" para cada dosis y se suman los productos obteniéndose Swx2 — 137.835.

12.—Se obtiene Swy2 = 3,394.758, en forma aná­loga a la anterior.

13.—Se multiplica "wx" por "y" para cada dosis, y se suman los productos obteniéndose Swxy, que en nuestro caso es igual a 657.710.

14.—Se calcula el coeficiente de regresión "b" con la siguiente ecuación:

Swxy — X Swy 657.710 — 1.058 x 591.428 Swx2 —• S Swx 137.835 — 1.058 x 110.785

= 1.55

Se determinan entonces los límites fiduciales de "b" en la forma siguiente:

Swx2 - (Swx)2 _ 20^89 ~ ° - 0 4 8 5 6 0 (variancia)

Sw

S b = V 0.048560 =0.220

Los límites fiduciales son: 15.—Es necesario ahora encontrar el valor de X? b1 — b 4- t sh — 1.550 4- 1.96 X 0.220 = 1.9812 para ver si existe suficiente homogeneidad en la infor-b 2 = b — t s b = 1.550 — 1.96 X 0.220 •= 1.1188 mación. Esto está dado por la expresión:

X 2 = (Swy2 •— y Swy) — b (Swxy — x Swy) para nuestro caso: X 2 = (3,394.758 — 5.649 X 591.428) — 1.55 (657.710 — 1.058 X 591.428) = 4.214.

16.—El valor de X 2 es comparado con los valores de la tabla para n-2 (n •= número de tratamientos). En nuestro caso n_2 = 4. Si este valor obtenido es su­perior al de la tabla para 5%, hay indicación de hete­rogeneidad.

Si esto sucede, se) calcula un factor de ajuste por la fórmula:

Y y la variancia V h se muí-arados de libertad

tiplica por este factor, igual corrección haríamos con la variancia de la dosis letal calculada.

En nuestro caso x2 = 4.214 y la tabla de P 0 0 5 = 9.488

' PO.TO = 2.195

17.—La ecuación de regresión puede ahora ser es­crita así:

y — Y + b (x — x) ó y = (y — bx) 4- bx.

18.—De esta ecuación, los valores de "y" (calcu­lada con un decimal) correspondientes a los valores ori­

ginales de x (columna V) son comparados con los Pro­bits esperados (Y). Si estos no difieren en más de 0.2, en cualquier caso, puede considerarse que el trazo ori­ginal de la línea (en el gráfico 1, línea punteada) es adecuado, sin embargo si hay discrepancias, los valo­res calculados de "y" son tomados como Probits-espe-rados-mejorados Y1, y todo el ciclo de cálculo, desde la columna VII es repetido. De no encontrarse en es­ta forma el resultado válido (que no difiera en más de 0.2) es necesario trazar una nueva línea y repetir el cálculo.

En nuestro caso, los valores calculados de "y" pa­ra los originales de "x" reúnen la condición menciona­da y se encuentran tabulados en la columna XIII.

19.—Cuando la ecuación de regresión final es ob­tenida, se calcula los valores de "x" correspondientes a valores enteros de "y".

En el Strain La Molina, la ecuación final de re­gresión es:

y = 4.009 + 1.55 x

y para y = 5 tenemos x = 0.63935. Con otros valo­res de "y" encontramos los correspondientes de "x" y trazamos la línea final de regresión (gráfico 1, línea continua).

REVISTA PERUANA DE ENTOMOLOGÍA AGRÍCOLA Vol 2, No.

junio, 1959 GARCÍA: RESISTENCIA DEL ARREBIATADO AL BHC 99

20.—En este momento, podemos ya determinar los valores de las dosis letales deseadas, como por ejem­plo LD50, LD80, etc. determinando en la tabla 1, el probit correspondiente a estas mortalidades; así para 50% de mortalidad, el probit es 5.00 y su log. (-f- 1)

es 0.63935 en el presente caso. Para 80% de morta­lidad el probit es 5.840 y su log. (+ 1) = 1.18129.

21.—Se determina ahora la variación de los valo­res de estas dosis letales. La variación está dada por la ecuación:

V 1

"b2~ 1 Sw +

Swx2 (Swx)2

donde m = log. de la dosis considerada. Ej. LD50;m = 0.63935

V 1

7¡L55)^ 1 (0.63935 — 1.05832)

104.68 (Tío7785) 137.835

104.

0.00752

ST = V 0.00752 = 0.0807

En caso de existir heterogeneidad (x2) se multipli­ca la variación por el correspondiente factor de ajuste.

22.—Los límites fiduciales para m (log. LD) con 95% de seguridad pueden ser calculados de la varian­cia (ST) por la fórmula siguiente:

m1 = m + 1.96 S v

m2 = m — 1.96 S ¥

Nuestro caso LD3 0

m1 = 0.63935 + 1.96 X 0.0807 = 0.79752 m2 = 0.63935 — 1.96 X 0.0807 = 0.48118

O sea, que la dosis letal medía para el strain La Molina, que es el antilog. de 0.63935 será 0.44% de isómero gamma pudiendo variar solamente entre les lí­mites 0.62 y 0.30% de isómero gamma.

23.—Tenemos entonces que para cualquier por­centaje de mortalidad, existe un probit determinado "y" i si en la ecuación final de regresión reemplazamos "y" por sus respectivos valores, encontramos los valores "x" para esa mortalidad. El valor "x" que obtengamos será log. (4- 1) de la dosis, encontrando el antilog. tendremos entonces el valer centecimal de ésta.

En esta forma, hemos obtenido los valores:

Mortalidad antilog. % Probit log. (+ 1) o dosis en %

16 4.010 0.00645 0.10 20 4.160 0.09741 0.12 30 4.480 0.30387 0.20 40 4.760 0.48451 0.30 50 5.000 0.63935 0.44 60 5.250 0.80064 0.63 70 5.520 0.97483 0.94 80 5.840 1.18129 1.52 90 5.280 1.46516 2.92 95 6.640 1.69741 4.98

Estos valores se encuentran representados en el gráfico 2

Para determinar la línea de regresión y las dife­rentes dosis letales, en el Strain Virú, se ha seguido el mismo procedimiento que para el Strain La Molina; encentrándose los resultados resumidos en el cuadro II.

La línea de regresión estimada y calculada, se en­cuentran en el Gráfico 3 y no hay diferencia visible entre una y otra, por que los cálculos se hicieron con "prebits esperados mejorados".

La representación gráfica de la susceptibilidad na­tural observada en el strain Virú, a concentraciones crecientes de BHC, se encuentra representada en el grá­fico 4.

Como puede observarse en el cuadro II, las dosis empleadas llegaron a producir mortalidades muy bajas, por la resistencia de los insectos en este strain. De es­ta suerte entonces, no se ha llegado ha tener datos que ofrezcan mortalidades más representativas. Es por este motivo que la línea sigmoidea del strain Virú es incom­pleta en su impresión continua y la parte punteada, representa lo que es posible que suceda con este strain, de acuerdo a la ecuación de regresión. Pero en el ex-perimnto no fue posible llegar ha determinar esos pun­tos; per lo que con la reserva del caso, se ha extrapo­lado solo algunos y se ha obtenido en esta forma la línea ppunteada.

La ecuación de regresión para el strain Virú es:

y = 2.622 4- 1.022 x

Si en este caso, al igual que para el strain La Mo­lina, reemplazamos "y" por sus respectivos valores (probits) para diversas mortalidades, obtendremos tam­bién diversos'valores para "x", que serán el logaritmo (1) de la dosis.

Procediendo igual que para el caso anterior, ob­tendremos los siguientes resultados:

100 REVISTA PERUANA DE ENTOMOLOGÍA AGRÍCOLA Vol. 2, No. 1

5

2. T

3

0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1.6 1.8 2,0 2.2 2.4 2.6 2.8T 5.0

Logaritmo (+ 1) - Dosis

G R Á F I C O 5 . - Línea de regresión - Log-dosis/Problt - Strain Vira

© = LD50

100

90

> -I R T 70 -A L 60 -j

í » D

40 -

*'30 •

20

10

í 2 3 4 5 6 7 0 9 10 113¿ 13 141516 17 38 192b2Í2'2 23 24 2526272é29 5b5Í3B

DOSIS - ISÓMERO GAMA g

G R Á F I C O 4 . - Susceptibilidad natural - Strain Viní

O = Mortalidad observada.

Junio, 1959 GARCÍA: RESISTENCIA DEL ARREBIATADO AL BHC 101

irtalidad Probit Log. (+ 1) Antilog. Mortalidad Probit Log. ( + 1 ) Antilog. % o dosis en% % o dosis en%

5 3.36 0.72211 0.53 40 4.75 2.08219 12.08 10 3.72 1.07436 0.19 45 4.87 2.19960 15.83 15 3.96 1.30919 2.03 50 5.00 2.32681 21,22 20 4.16 1.50489 3.20 55 5.13 2.45401 28.44 25 4.33 1.67123 4.76 60 5.25 2.57142 37.27 30 4.48 1.81800 6.58 65 5.39 2.70841 51.10 35 4.61 1.94520 8.81

Estos valores se encuentran representados en el gráfico 4.

CUADRO Nv II.— Cálculo de la línea de regresión, logaritmo-dosis/probit, para arrebiatados del strain VIRU, cuyos adultos fueron expuestos a diferentes concentraciones de BHC

I II Concen- N? de traCión arrebia-deBHC tados

% usados

III IV % de

mortali-% de dad co­

ntuertos rregida

V VI

Log. de Probit la dosis Empí-(+ 1) rico

VII VIII

Probit Probit espe- de tra-rado bajo

IX X

Coefi­ciente

de peso Pesos

XI XII XIII

X Y y w wx wy Y 1

10.56 40 40.00 38. .46 2 .046 4. 69 4.7 4.70 0, .616 24.64 50.413 115.80S 4.7 5.28 40 27.50 25. .64 1 .723 4. 33 4.4 4.36 0, .558 22.32 38.457 97.315 4.4 2.64 40 20.00 17. .95 1 .422 4. 08 4.1 4.09 0, .471 18.84 26.790 77.056 4.1 1.32 40 15.00 12. .82 1 .121 3. 87 3.8 3.88 0, .370 14.80 16.591 57.424 3.9 0.66 40 7.50 5 .13 0 .820 3. 36 3.5 3.37 0. .269 10.76 8.823 36.261 .3.5 0.33 40 5.00 2. .56 0 .519 3. ,12 3.2 3.12 0 .18 7.20 3.737 22.464 3.2 0.00 40 2.50 — — — — — — — —

Sw Swx Swx2

x Swxy b

98.56 144.811 235.275

1.469 619.951

1.022

Swy Swy2

y

b x = 1.434 b, = 0.610

406.328 1698.842

4.123

Ecuación de regresión y = 2.622 -f- 1.022 x X2 = 0.010 (la tabla da para 4 G. L. PO.05 = 9.

m1 = 52.81% LD6 0 = 21.22%

m„ = 8.52%)

CONCLUSIONES.- 1.—El arrebiatado ha adquirido re­sistencia sumamente alta al BHC. Encontrándose que las diferentes dosis letales para arrebiatados susceptibles y resistentes se han desplazado notoriamente; pues mien­tras para los individuos del strain susceptible la dosis letal media (LD50) es 0.44% de isómero gamma, para los individuos del strain resistente es de 21.22 % de este mismo principio tóxico.

2.—La resistencia por otro lado, es ya un carác­ter estable en la población resistente, toda vez que la

descendencia ha mantenido esta cualidad a lo largo de 11 generaciones consanguíneas (más de un año en el laboratorio).

3.—La resistencia de los arrebiatados al BHC, es incompatible con la acción tóxica de los diversos Pa-rationes, esto ha sido demostrado al mantener Folidol y Ekatox inalterable su acción letal sobre los arrebia­tados resistentes, ya que esta acción ha sido a travez del experimento, similar para los arrebiatados suscep­tibles y resistentes.

1 0 2 REVISTA P E R U A N A DE ENTOMOLOGÍA AGRÍCOLA Vol, 2, No, 1

RECOMENDACIONES.— De todo lo observado en es­te experimento algunas recomendaciones pueden deri­varse como: la intensificación de la crianza de insectos en el laboratorio, ya que en este recinto pueden los mismos ser sometidos a diversas pruebas de toxicidad y conocer su comportamiento al mismo tiempo que se puede especular también sobre el futuro comportamien­to de las especies insectiles que reciban diversos trata­mientos.

Valiéndose del Probit-análisis, se pueden determi­nar las líneas de regresión de diferentes especies insec­tiles a diversos insecticidas y tener en esta forma una fuente permanente de información capaz de ser recons­truida en cualquier otro laboratorio de iguales condi­ciones ambientales y para insectos igualmente suscepti­bles.

De no reaccionar en idéntica forma los insectos (por supuesto con las tolerancias propias de la biolo­gía) tendremos de antemano una revelación de posible adquisición de resistencia por la especie tratada.

AGRADECIMIENTO.— Al Ing. JUAN E. SIMÓN, por

su acertado planeamiento de la investigación y adecua­da orientación.

Al Ing? JOSÉ CALZADA BENZA, por su grande ayu­da y consejos en la interpretación estadística y discu­sión de los resultados experimentales.

Al Ing? ÓSCAR D. BEINGOLEA, por valiosas ense­ñanzas y sugerencias.

Al Ing? ISAÍAS COMBE, por sus oportunos consejos.

BIBLIOGRAFÍA

1 . — B E I N G O L E A , O S C A R G.— Res i s t enc i a de los insec tos a los insec t i c idas con e j emplos en e l P e r ú . R e v i s t a P e ­r u a n a de E n t o m o l o g í a A g r í c o l a . 1958. Vol . I . № 1, p á g s . 51-58.

2 . — B R U C E , W . M.— Insec t i c ides a n d F l i e s . U . S . D e p a r t ­m e n t of A g r i c u l t u r e . T h e Yea rbook of A g r i c u l t u r e 1952. p á g s . 320-327.

3 . — B U S V I N E , J . R .— A Cr i t i ca l R e v i e w of Techn iques for T e s t i n g Insec t i c ide . L o n d o n : C o m o m m w e a l t h I n s t i t u t e o f E n t o m o l o g y . 1957. p á g s . 167-184.

4 . — C A L Z A D A , J O S E B . — E x p e r i m e n t a c i ó n A gr í co l a . E d i ­ciones A g r o - g a n a d e r a s . L i m a . P e r ú , 1954.

5 . — C R O W N , J A M E S F . — Genet ics o f I n s e c t s r e s i s t ance t he Chemica l s . A n n . Rev . I n c . P a l o A l t o , Ca l i fo rn i a , 1957. Vol . I I , p á g s . 227-246.

6 . — DE LA L O M A , J . L . — Gené t i ca g e n e r a l y a p l i c a d a . 2? E d . Rev . U t e h a , México , 1954.

7 . — G U L D E N , C I R I L H . — Method o f S t a t i s ca l A n a l y s i s . 2? Ed . N e w Y o r k . J o h n Wi ley & Sons , 1952. p á g s . 394-417.

8 . — H E R R E R A , J U A N A . — Res i s t enc i a d e c i e r t a s p l a g a s del a l g o d o n e r o a los insec t i c idas o r g á n i c o s en C a ñ e t e . R e v i s t a P e r u a n a de E n t o m o l o g í a A g r í c o l a . 1958. Vol . I , N? 1 . p á g s . 46-51 .

9 . — K I N G , W . V . — Mosqu i toes a n d D D T . U . S . D e p a r t m e n t of A g r i c u l t u r e T h e Y e a r Book of A g r i c u l t u r e , 1952. p á g s . 327-330.

1 0 . — P O R T E R , B . A . — I n s e c t s a r e h a r d e r t o ki l l . U . S . De­p a r t m e n t o f A g r i c u l t u r e . The Yearbook of A g r i c u l t u r e . 1952. p á g s . 317-320.

1 1 . — S I M O N , J U A N E . — Res i s t enc i a del D'ysdercus p e r u v i a -n u s a i n sec t i c idas . E s t . E x p . A g r i e . La Mol ina . Inf . M e n s u a l . Marzo 1958. p á g s . 8-12.

1 2 . — W I L L E , J . T . — E n t o m o l o g í a A g r í c o l a del P e r ú . 2 ? Ed . Min i s t e r io de A g r i c u l t u r a , 1952,

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