Incidencia de Inóculo y Variables Climáticas como Herramientas en la Toma de Decisiones del Manejo del Tizón de Fuego [Erwinia amylovora (Burill) Winslow et al.] Durante la Floración del Manzano [Malus sylvestris (L.) Mill. var. domestica (Borkh.) Mansf.]

Inoculum Incidence and Climatic Variables as Tools to Make Decisions of Fire blight [Erwinia amylovora (Burill) Winslow et al.] Management During Apple Tree [Malus sylvestris (L.) Mill. var. domestica (Borkh.) Mansf.] Bloom Period

Manuel Rafael Ramírez–Legarreta¹, Juan Luis Jacobo–Cuéllar¹, Mario René Ávila–Marioni¹, Rafael Ángel Parra–Quezada¹, María Guadalupe Zacatenco–González¹ y Alejandro Romo–Chacón²

¹ INIFAP, Campo Experimental Sierra de Chihuahua, Hidalgo 1213, Zona Centro, Cuauhtémoc, Chihuahua, México CP 31500. Correspondencia: legarreta.manuel@inifap.gob.mx.

² Centro de Investigación en Alimentación y Desarrollo, Av. Río Conchos s/n, Parque Industrial Cuauhtémoc, Cuauhtémoc, Chihuahua, México CP 31570.

Recibido: Junio 12, 2009
Aceptado: Noviembre 8, 2009

Resumen

En los años 2006 y 2007 se determinó la presencia de Erwinia amylovora (Ea) en muestreos de 180 flores elegidas al azar en cuatro bloques de 60 árboles cada uno durante la floración del manzano cv. Golden Delicious, en la localidad de Cuauhtémoc, Chihuahua. Cada bloque representó diferente toma de decisiones para el uso de antibióticos: variables de clima, presencia de Ea en estigmas, variables de clima+Ea en estigmas y testigo. En 2008 se validaron los resultados en seis huertos del cv. Golden Delicious de la localidad de Canatlán, Durango, México. Los resultados obtenidos indicaron que en 2006 y 2007 Ea se detectó en el 90% de los muestreos realizados, determinándose que el manejo de Ea basado sólo en la presencia de la bacteria, derivó en aplicaciones innecesarias de antibióticos. Se registró un número similar de racimos florales dañados en parcelas aplicadas con antibióticos y no aplicadas. En 2008 la presencia de Ea fue detectada en el 100% de los huertos y muestreos realizados en Canatlán, Durango. La decisión de la aplicación de antibióticos se realizó con base en variables de clima, obteniendo niveles de daño similares a los registrados en Chihuahua. Se confirmó que la presencia de Ea, fue consistente en los sistemas de producción de manzana del norte centro de México, y cuyas epidemias dependen más de las condiciones climáticas y del manejo del productor, que del inóculo disponible.

Palabras clave: Aspersiones, antibióticos, predicción.

Abstract

The presence of Erwinia amylovora (Ea) was determined in 2006 and 2007 in 180 samplings of flowers chosen at random in Cuauhtémoc, Chihuahua, Mexico from four 60 tree blocks, being each and every single one of them chosen during cv. Golden Delicious apple tree flowering. Each block represented a different decision to make, with regards to the use of antibiotics: climate variables, Ea presence in stigmas, climate + Ea variables in stigma and witness. Results obtained from six cv. Golden Delicious orchards located in Canatlan, Durango, Mexico, were validated in 2008. It was indicated by these results that in both 2006 and 2007, Ea was detected in 90% of the samplings, determining that Ea management based on bacteria presence, derived in unnecessary antibiotic application, thus. The Ea presence was detected in 2008 on 100% of the orchards and samplings performed in Canatlán, Durango, Mexico. The decision concerning antibiotics application was made upon climate variables, obtaining similar damage levels to the levels registered in Chihuahua, Mexico. Consequently, it was confirmed that the Ea presence was consistent in apple production systems on the Northern and Central region of Mexico, which epidemics rely more on climatic conditions and handling provided by the producer than on the inoculums availability.

INTRODUCCIÓN

El tizón de fuego en manzano [Malus sylvestris (L.) Mill. Var. domestica (Borkh.) Mansf.] es una enfermedad cuyos síntomas son derivados del ataque de la bacteria denominada Erwinia amylovora (Burill) Winslow, Broadhurst, Buchanan, Krunwiede, Roger y Smith. Es la enfermedad bacteriana más devastadora del manzano y del peral (Krtizman et al., 2003), el patógeno causa daño en flores, brotes, ramas, frutos y raíces y se conoce en América del Norte desde hace 200 años (Van der Zwet y Keil, 1979). El proceso epidémico se inicia con el inóculo sobre los estigmas de las flores, movido al nectario mediante la acción de la lluvia (Lindow y Suslow, 2003); sin embargo, la presencia de la bacteria en el estigma de la flor es epífita y no garantiza la infección (Pussey, 1996; Thomson, 1986). El manejo de las epidemias de tizón de fuego se realiza impidiendo las infecciones en las flores (Johnson et al., 2004; Spinelli et al., 2007). En el caso particular de México, específicamente en la región manzanera de Chihuahua, la bacteria se identificó bioquímicamente en 1974 por personal del Instituto Nacional de Investigaciones Agrícolas (INIA) y su importancia económica inició a partir de 1990. Durante esta época se estimó que el 10% de los árboles plantados en la región presentaba algún daño ocasionado por la bacteria (Ramírez–Legarreta et al., 2003). Tanto en países desarrollados como en México, se reconoce el incremento del riesgo de ataques de tizón de fuego en manzano sin embargo, los factores que inciden en ambos casos presentan amplias diferencias. En los Estados Unidos de América (EUA), se señalan cuatro factores importantes en el incremento de la importancia del tizón de fuego: a) incremento en densidades de población, b) los nuevos portainjertos (M 9 y M 26) son altamente susceptibles al tizón de fuego, c) alta susceptibilidad de las nuevas variedades (Gala, Fuji y Braeburn) que tienen gran demanda en el mercado, y d) los sistemas de formación de los árboles en altas densidades de plantación tienen un mínimo de estructura vegetativa, originando que la muerte de una rama sea equivalente a la pérdida del 25% de la masa total del árbol (Norelli et al., 2003; Dewdney y Aldwinckle, 2008). En la región manzanera de Chihuahua donde el uso de estos portainjertos y variedades, es todavía muy reducido (el 85% de las plantaciones están sobre portainjerto franco y de semilla), las causas que han incrementado el riesgo de daño por tizón de fuego son: a) la ocurrencia de inviernos benignos que repercuten en la reducida acumulación de frío en el manzano, b) períodos prolongados e irregulares con flores abiertas, c) falta de recursos de una gran parte de los productores de manzano, que no pueden subsanar este problema debido a que el uso de rompedores de dormancia incrementa los costos de producción, y d) el uso del riego durante floración como práctica común (Ramírez–Legarreta et al., 2003). Las pérdidas ocasionadas por este patógeno ascendieron a 300 millones de pesos durante la epidemia de 1999 en Chihuahua (Ramírez–Legarreta et al., 2003) y a 42 millones de dólares en el estado de Michigan durante el año 2000 (Norelli et al., 2003; Biggs et al., 2008). El esquema de manejo convencional por productores de manzana en México y otros países, es la aspersión de antibióticos basada en el pronóstico de la infección con un análisis de variables de clima durante el estadío de floración (Shtinberg et al., 2003). Sin embargo, el empleo de la incidencia del inóculo en flores susceptibles de desarrollar la epidemia de la enfermedad (Thomson y Gouk, 2003; Gouk y Thomson, 2006) es un método reciente que se utiliza en regiones productoras de manzano de EUA (Thomson y Ockey, 2003). Los objetivos de este trabajo fueron relacionar la incidencia de la bacteria en flores abiertas con el desarrollo de la infección, determinar la efectividad de la toma de decisiones para su manejo con el empleo de la incidencia de inóculo y variables de clima, y validar los resultados en otra región productora de manzano del norte de México.

MATERIALES Y MÉTODOS

Sitios de estudio. El trabajo se desarrolló durante los ciclos 2006 y 2007 en el municipio de Cuauhtémoc, Chihuahua ubicado a 28º 25' LN y 106º 51' LO, altitud de 2010 msnm, con clima semiseco templado, precipitación pluvial promedio de 478 mm y temperatura media anual de 14.2°C (Medina–García et al., 2006). En 2008 se validaron los resultados en seis huertos de Canatlán, Durango, México, ubicados a 24°C 31' LN y 104ºC47' LO, altitud de 2000 m, con clima semiseco templado, precipitación pluvial de 535.8 mm y temperatura media anual de 15.8°C (Medina–García et al., 2005).

Parcela experimental en el 2006–2007. En un huerto plantado con el cultivar Golden Delicious injertado sobre portainjerto MM106, a una densidad de plantación de 1000 árboles (4 X 2.5 m) por hectárea y 10 años de edad, se seleccionaron cuatro bloques de 60 árboles cada uno. Cada bloque correspondió a los tratamientos: 1) Toma de decisiones mediante monitoreo de variables de clima, 2) toma de decisiones mediante incidencia de Erwinia amylovora en flores abiertas, 3) toma de decisiones conjuntando los dos criterios anteriores y 4) testigo. En toda el área experimental se evitó el riego durante el período de floración para propiciar el desarrollo de la epidemia bajo condiciones naturales (Ramírez–Legarreta et al., 2003).

Parcelas de validación en el 2008. En seis huertos de la localidad de Canatlán, Durango, México, seleccionados aleatoriamente, se muestreó en 10 árboles centrales de una hectárea, el mismo número de flores (180) evaluado en Chihuahua dentro de los bloques de árboles, repitiendo el esquema de impresión de estigmas sobre medio de cultivo CCT y el mismo período de incubación. La hectárea monitoreada se conservó en ausencia de riego durante todo el período de floración para evitar humedad adicional a la proporcionada por la lluvia (Ramírez–Legarreta et al., 2003). El daño se evaluó en los mismos árboles utilizados para el muestreo de flores.

Monitoreo de variables climáticas en el 2006–2007. Las variables climáticas evaluadas diariamente durante todo el período de floración del manzano fueron: Temperatura máxima, temperatura mínima, humedad relativa y precipitación pluvial (Steiner y Lightner, 1996). Las tres primeras se midieron con un higrotermógrafo marca Dikson THDX^MR semanal; la cuarta con un pluviómetro marca Taylor 2715, colocado en una caseta meteorológica que se ubicó en el centro de la parcela experimental.

Monitoreo de incidencia de E. amylovora en estigmas florales en el 2006, 2007 y 2008. En cada bloque de 60 árboles en Cuauhtémoc, Chihuahua, y dentro de una hectárea de los huertos de validación en Canatlán, Durango, se muestrearon al azar 180 flores de apariencia sana, turgentes y de 1–2 días de abertura. A cada flor se le eliminaron los pétalos, dejando al descubierto los estigmas de la misma. Cada juego de estigmas de flores individuales fue impreso en un campo de cajas Petri provista con el medio de cultivo CCT, donde el crecimiento bacteriano muestra una especie de cráteres en la superficie cuando se observa bajo el microscopio con un objetivo de incremento de 10X (Ishimaru y Klos, 1984), las cajas Petri se marcaron con nueve campos en la parte inferior. El total de cajas Petri utilizadas fue de 20 por bloque/hectárea por muestreo. Las cajas petri con impresión de estigmas se incubaron a 29°C. A las 24–48 h se identificaron de manera visual aquellas colonias con formación típica de paraje lunar, lo cual caracteriza a crecimientos de E. amylovora en este medio de cultivo (Ockey y Thomson, 2006). Los muestreos se realizaron dos veces por semana durante el período comprendido entre el 10 y 90% de floración (Ramírez–Legarreta et al., 2008). Las fechas correspondientes a estos eventos fueron del 8 de abril al 8 de mayo en 2006 y del 27 de marzo al 26 de abril durante 2007. En los huertos de validación el estado de Durango, el período de muestreo comprendió entre el 2 de abril y el 8 de mayo de 2008. Posteriormente se definieron porcentajes de incidencia por fecha de muestreo.

Índice de riesgo de infección mediante variables de clima. Las variables de clima, capturadas de manera diaria se introdujeron al modelo MARYBLYT^TM 4.3 (Steiner y Lightner, 1996) para el cálculo de riesgo durante todo el período de floración en los huertos de Chihuahua y Durango. Los modelos de manejo más conocidos requirieron de temperatura, presencia de lluvia y por ciento flores abiertas (Billing, 1980; Steiner y Lightner, 1996; Thomson et al., 1982).

Toma de decisiones en el 2006–2007. En el tratamiento donde la presencia de la bacteria en los estigmas fueron el criterio para asperjar, se aplicaron antibióticos cuando el porcentaje de flores con presencia de la bacteria fue igual o superior al 5% en dos ocasiones consecutivas, y la temperatura media diaria excedió de 15.6°C en ambos muestreos. Para el tratamiento que consideró variables climáticas, se programaron aplicaciones cuando el modelo MARYBLYT^TM (MB) indicó riesgo de infección. El tratamiento donde la decisión de asperjar se realizó conjuntando los dos criterios anteriores, se programaron aspersiones de antibióticos cuando se tuvo un porcentaje superior al 5% de flores con la presencia de la bacteria, el promedio de temperatura diaria excedió los 15.6°C y el modelo MARYBLYT^TM (MB) indicó riesgo de infección. El antibiótico utilizado en todos los tratamientos fue Sulfato de Estreptomicina a dosis de 9 g de i.a. ha^–1 más 1.2 g de i.a. ha^–1 de Oxytetraciclina. El testigo permaneció sin aplicación de antibióticos durante toda la floración.

Toma de decisiones en el 2008. En las seis parcelas de validación evaluadas en la localidad de Canatlán, Durango, se programaron aplicaciones de antibióticos cuando el modelo MB indicó infección.

Evaluación de daño. Se registró el número de racimos de flores dañadas por el tizón de fuego a los 10, 15, 20, 25, 30, 35 y 40 días después de la caída de los pétalos.

Impacto ambiental, costos y análisis estadístico. Se evaluó el coeficiente de impacto ambiental generado por la aplicación de antibióticos en cada tratamiento de los ciclos 2006–2007 (Ramírez–Legarreta y Jacobo–Cuéllar, 2002; Ramírez–Legarreta et al., 2004), el cual se determina en campo de la siguiente forma: Impacto ambiental = EIQ*i.a.*dosis*frecuencia, donde; EIQ = coeficiente de impacto ambiental obtenido de tablas (Kovach et al., 1992); i.a.= ingrediente activo del producto formulado; dosis = cantidad de producto comercial aplicado en campo y frecuencia = número de aplicaciones. Finalmente se realizó un análisis de rentabilidad mediante presupuestos parciales de cada uno de los tratamientos de los ciclos 2006 y 2007 (Perrin et al., 1979). La comparación de la ocurrencia potencial de bacterias en las flores entre tratamientos se realizó mediante Tukey (P 50.05) y entre años con la prueba no paramétrica de Mann–Whitney para evaluación de dos muestras independientes (Sprent y Smeeton, 2001). La ocurrencia del porcentaje de flores con Ea se acumuló a través del tiempo, la fluctuación se exploró con modelos no lineales. El modelo no lineal fue una modificación del de Weibull (Pennypaker et al., 1980), que es flexible a los parámetros Y=1–exp (días/b)^c ; donde Y= proporción de flores con bacterias; días= número de días a partir del primero de abril; b= estimador de la tasa de acumulación de la proporción de flores con bacterias en su forma inversa (1/b); c= parámetro de forma de la curva. Se seleccionaron los modelos que mejor ajustaron a la variable con base en el coeficiente de determinación, bondad de ajuste entre valores observados y estimados con la prueba Kolmogorov–Smirnov y coeficiente de variación (Sprent y Smeeton, 2001).

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Ciclos 2006–2007. Durante el 2006, la presencia de Ea en los estigmas de las flores sólo fue inferior al umbral de 5% el día 29 de abril (Figura 1). La temperatura media diaria estuvo sobre el umbral de desarrollo de la bacteria (15.6°C) en 21 de los 29 días que duró la floración del cv. Golden Delicious, mientras que la HR (sin riego durante todo el período de floración) fue menor a 51%. Durante el 2007, el porcentaje de estigmas inoculados por Ea descendió drásticamente, la temperatura media diaria superó el umbral de 15.6°C en 10 de los 29 días que duró la floración y la HR máxima registrada fue de 54% (Figura 1). La detección baja de la bacteria durante el 2007 pudo deberse a la reducción de la temperatura media diaria, volviendo más frío el ambiente durante la floración y por ende la baja movilidad de abejas e insectos dispersores (Johnson et al., 1993; Thomson et al., 1992), o bien, a la poda invernal por la eliminación de cánceres activos donde inverna la bacteria y que propician el inóculo inicial que se moviliza a las flores (Johnson et al., 2004). El comportamiento del riesgo de infección generado por el MB, indicó que en el 2006 se presentaron dos días con riesgo bajo, 12 con riesgo medio, 15 con riesgo alto y cero días con los requisitos necesarios para que la infección se llevara a cabo, básicamente debido a la ausencia de precipitación pluvial durante este período. Para la floración del año 2007 se contabilizaron siete días con riesgo bajo, 16 con riesgo medio, seis con riesgo alto y cero días con infección (Figura 2). Este resultado es un derivado directo del descenso de la temperatura durante el estadío de floración en este último ciclo, ya que la temperatura es el regulador de la multiplicación de la bacteria y de la dispersión de flor a flor de Ea mediante su efecto sobre la movilidad de los insectos (Johnson et al., 2004).

Aplicación de antibióticos. En el ciclo 2006, el sistema de detección de Ea programó tres aspersiones los días 15, 25 y 30 de abril; el modelo MB no recomendó aspersiones de antibióticos y la combinación de ambos determinada por el registro de infección del MB tampoco determinó aspersiones. El costo de las aspersiones, en el tratamiento donde se realizaron fue de $1526.00 pesos por hectárea, propiciando un coeficiente de impacto ambiental de 6.73 unidades y un racimo floral dañado en cada 10 árboles (Cuadro 1). En 2007, con el sistema de detección de Ea en estigmas se asperjó los días 10 y 17 de abril, nuevamente los otros tratamientos quedaron sin aspersiones. El costo de las aspersiones fue de $1024.00 pesos por hectárea, con un coeficiente de impacto ambiental de 4.48 unidades sin racimos dañados por cada 10 árboles evaluados (Cuadro 1). Los resultados obtenidos indican que en una región semiárida, como la zona productora de manzana del estado de Chihuahua, Ewinia amylovora es un patógeno común en su estado epífito (Pussey, 1996); sin embargo, no necesariamente produce epidemias constantes bajo condiciones naturales. En ciertos países se ha considerado que la presencia de antagonistas pueden provocar una situación similar (Kearns y Hale, 1995), aunque solamente basados en la presencia de bacterias antagonistas conocidas, las cuales inactivan el crecimiento de Ea sobre la superficie de los estigmas (Anderson et al., 2004; El–Masry et al., 1997). En la región manzanera de Chihuahua, cuando se ha utilizado este tipo de bacterias y las condiciones son favorables para la infección, el daño es superior en cinco puntos porcentuales a donde se ha aplicado Sulfato de Estreptomicina y Oxitetraciclina (Ramírez–Legarreta et al., 2003), otros estudios indicaron respuestas similares (Sundin et al., 2009). Los resultados experimentales permiten señalar que el manejo de la bacteria, fundamentado en el método de presencia sobre los estigmas de la flor, lleva a un excesivo e innecesario uso de antibióticos, adicionando al gasto la posibilidad de generar resistencia y la cual es cada vez más frecuente (Breth, 2008; Bogs et al., 2004; Kleitman et al., 2005; McManus et al., 2002; Spinelli et al., 2004; Spinelli et al., 2007). Aunque el modelo MB, no condiciona las acciones de manejo a la presencia de la bacteria (el modelo asume que el inóculo siempre existe, situación que coincidió en ambos ciclos), programó la no acción de manera adecuada durante estos dos ciclos de evaluación, así como la acción cuando se definió la infección en ciclos anteriores (Ramírez–Legarreta et al., 2003). Debido a que la lluvia es el factor de mayor importancia para que Ea descienda al nectario de la flor y se produzca la infección, la baja ocurrencia de precipitación pluvial en el norte de México, particularmente de Chihuahua, durante la floración del manzano, facilita el manejo de la enfermedad. En el período 1961–2003 se ha estimado un promedio de lluvias de 5.3 mm para el mes de marzo y de 6.2 mm para abril (Medina–García et al., 2006), cantidades que indican pocos días con posibilidades de infección, reduciéndose éstas en aquellos días con lluvia y temperatura media diaria inferior a los 15.6°C. La mayor eficiencia del modelo MB, parte de que solamente determina el inicio del proceso infectivo bajo la presencia de lluvia. Ante la ausencia de ésta, sólo se tiene que evitar el riego durante la floración del manzano (Ramírez–Legarreta et al., 2003). El riesgo máximo de daño por tizón de fuego por evento de lluvia en el cultivar Golden Delicious fue del 16% del total de las flores, considerando que las flores que soportan el crecimiento bacteriano son aquéllas que tienen una edad de 1 a 4 días (Thomson y Gouk, 2003), y que este cultivar abre las flores a un ritmo del 4% por día (Ramírez–Legarreta et al., 2008). En el cultivar Red Delicious el daño potencial se eleva al 24%, ya que el ritmo de abertura floral es el 6% por día (Ramírez–Legarreta et al., 2008).

Validación en el 2008. Los resultados de la validación realizada en Canatlán, Durango registraron porcentajes de presencia de Ea más elevados (Figura 3). Similar a lo obtenido en Chihuahua, en todos los huertos fue corroborada la presencia de la bacteria, resaltando la posibilidad de que Ea sea un componente común de los sistemas de producción de manzana del norte de México. El porcentaje más bajo de flores inoculadas de forma natural encontrado fue de 35.5%, en tanto que el más alto fue de 100%. La Figura 3 permite observar diferentes comportamientos del riesgo en cada uno de los huertos. La propuesta operativa del manejo integrado del tizón de fuego, mantiene la filosofía del manejo integrado de plagas en cuanto a que debe de efectuarse por unidad de producción, o bien, si está es demasiado grande, por fracciones de la misma (Poe, 1981). La ocurrencia frecuente de Ea en huertos de Chihuahua y Durango, permite señalar que es más probable la presencia del inóculo que su ausencia, posibilitando el uso del modelo MB dado que éste considera la presencia constante de inóculo (Kritzman et al., 2003). Los días con riesgo alto fluctuaron entre 4 y 18, en tanto que los de riesgo medio tuvieron una variación de 4 a 20, y los de bajo riesgo de 0 a 4. En promedio, se detectó que los días con riesgo alto fue de 10.6 días, 11.6 días con riesgo medio y solamente 2.6 días con riesgo bajo. El promedio de los días con riesgo alto en Chihuahua fue de 10.5, 14 con riesgo medio y 4.5 en riesgo bajo; estas diferencias pudieron ser ocasionadas por las diferencias en las temperaturas medias diarias ocurridas en cada región, sobre todo en lo que respecta a los días con riesgo bajo y medio. Nuevamente como sucedió en Chihuahua, el daño de racimos florales osciló entre 0 y 1 en los árboles muestreados por huerto y no se realizó aspersión alguna de antibióticos. Las evaluaciones realizadas indicaron que los resultados obtenidos en la región manzanera de Chihuahua son aplicables en Canatlán, Durango.

CONCLUSIONES

La determinación de la presencia de Ea sobre los estigmas de la flor de manzano puede ser importante desde el punto de vista de diagnóstico, sin embargo su utilización como auxilio en la toma de decisiones puede provocar aspersiones de antibióticos innecesarias y llevar a las poblaciones de Ea hacia una resistencia prematura. El manejo de la enfermedad fundamentado en variables de clima, permitió durante los tres años de estudio tomar decisiones adecuadas y obtener niveles de daño insignificantes. El esquema de manejo mediante variables de clima debe de ir acompañado de la ausencia del riego durante floración, de lo contrario pierde su efectividad. La presencia de humedades relativas inferiores al 54% no generaron infecciones importantes en ausencia de lluvia.

LITERATURA CITADA

Anderson, L.M., Stockwell, V.O., and Loper, J.E. 2004. An Extracellular protease of Pseudomonas fluorescens inactives antibiotics of Pantoea aglomerans. Phytopathology 94: 1228–1234.         [ Links ]

Biggs, A.R., Turecheck, W.W., and Woldwald, T.R. 2008. Analysis of fire blight shoot infection epidemics on apple. Plant Diseases 92:1349–1356.         [ Links ]

Billing, E. 1980. Fire blight (Erwinia amylovora) and weather: A comparison of warning systems. Annals of Applied Biology. 95: 365–377.         [ Links ]

Bogs, J., Richter, K., Kim, W.–S., Jock, S., and Geider, K. 2004. Alternative methods to describe virulence of Erwinia amylovora and host plant resistance against fire blight. Plant Pathology 53:80–89.         [ Links ]

Breth, D.I. 2008. Managing fire blight in new Apple plantings. New York Fruit Quarterly 16:9–11.         [ Links ]

Dewdney, M.M., and Aldwinckle, H.S. 2008. Blossom blight epidemiology. New York Fruit Quarterly 16:17–21.         [ Links ]

El–Masry, M.H., Brown, T.A., Epton, H.A.S., and Sigee, C. 1997. Transfer from Erwinia herbicola to Escherichia coli of a plasmid associated with biocontrol of fire blight. Plant Pathology 46:865–870.         [ Links ]

Gouk, S.C., and Thomson, S.V. 2006. Influence of the rain on the transient populations of Erwinia amylovora on leaf surfaces. Acta Horticulture (ISHS) 704:113–120.         [ Links ]

Ishimaru, C., and Klos, E.J. 1984. A new medium for detecting Erwinia amylovora and its use in epidemiology studies. Phytoptahology 74:1342–1345.         [ Links ]

Johnson, K.B., Stockwell, V.O., McLaughlin, M.J., Sugar, D., Loper, J.E., and Roberts, R.G 1993. Effect of bacterial antagonists on establishment of honey bee–dispersed Erwinia amylovora in pear blossoms and on fire blight control. Phytopathology 83:995–1002.         [ Links ]

Johnson, K.B., Stockwell, V.O., and Sawyer, T.L. 2004. Adaptation of fire blight forecasting to optimize the use of biological controls. Plant Disease 88:41–48.         [ Links ]

Kearns, L.P. and Hale, C.N. 1995. Incidence of bacteria inhibitory to Erwinia amylovora from blossoms in New Zeland apple orchards. Plant Pathology 44:918–924.         [ Links ]

Kleitman, F., Shtienberg, D., Blashinsky, D., Oppenheim, D., Ziberstein, M., Dror, O., and Manulis, S. 2005. Erwinia amylovora populations resistant to oxilinic acid in Israel: prevalence, persistence and fitness. Plant Pathology 54:108–115.         [ Links ]

Kovach, J., Peztdolt, C., Degni, J., and Tette, J. 1992. A method to measure the environmental impact of pesticides. New York's Food and Life Sciences. Bulletin No. 139. Cornell University, Ithaca, New York, USA. 8 p.         [ Links ]

Kritzman, G., Shwartz, H., Marcus, R., Manulis, S., Kleitman, F., Oppenheim, D., Zilberstaine, M., and Shtienberg, D. 2003. Testing a rapid diagnostic medium for Erwinia amylovora and development of a procedure for sampling blossoms in pear orchards. Phytopathology 93:931–940.         [ Links ]

Lindow, S.E., and Suslow, T.V 2003. Temporal dynamics of the biocontrol agent Pseudomonas fluorescens Strain A506 in flowers in inoculated pear trees. Phytopathology 93:727–737.         [ Links ]

McManus, P.S., Stockwell, V.O., Sundin, G.W., and Jones, A. 2002. Antibiotic use in plant agriculture. Annual Review of Phytopatholgy 40:443–465.         [ Links ]

Medina–García, G., Díaz–Padilla, G., Berzoza–Martínez, M., Silva–Serna, M.M., Chávez–Silva, A.H. y Baez–González, A.D. 2006. Estadísticas climatológicas básicas del estado de Chihuahua (período 1961–2003). Libro Técnico No. 1. Instituto Nacional de Investigaciones Forestales Agrícolas y Pecuarias. México, D.F. 235 p.         [ Links ]

Medina–García, G., Díaz–Padilla, G., López–Hernández, J., Ruiz–Corral, J.A., y Marín–Silva, M. 2005. Estadísticas climatológicas básicas del estado de Durango (período 19612003). Libro Técnico No. 1. Instituto Nacional de Investigaciones Forestales Agrícolas y Pecuarias. México, D.F. 230 p.         [ Links ]

Norelli, J.L., Jones, A.L., and Aldwinckle, H.S. 2003. Fire blight management in the Twenty–first century: using new technologies that enhance host resistance in apple. Plant Disease 87:756–765.         [ Links ]

Ockey, S.C., and Thomson, S.V 2006. Influence of rain on the transient populations of Erwinia amylovora on leaf surfaces. Acta Horticulture (ISHS) 704:113–120        [ Links ]

Pennypacker, S.P., Knoble, H.D., Antle, C.E., and Madden, L.V 1980 A flexible model for studying plant disease progression. Phytopathology 70:232–235.         [ Links ]

Perrin, R.K., Winkelman, D.L., Mascaroli, E.R. y Anerson, I.R. 1979. Formulación de recomendaciones a partir de datos agronómicos: Un manual metodológico de evaluación económica. 2ª impresión. CIMMYT, México, D.F. 545 p.         [ Links ]

Poe, S.L. 1981. An overview of integrated pest management. HortScience 16: 501–506.         [ Links ]

Pussey, P.L. 1996. Crab Apple blossom as a model for research on biological control of fire blight. Phytopathology 87:1096–1102.         [ Links ]

Ramírez–Legarreta, M.R. y Jacobo–Cuéllar, J.L. 2002. Impacto ambiental del uso de plaguicidas en huertos de manzano del noroeste de Chihuahua, México. Revista Mexicana de Fitopatología 20:168–173.         [ Links ]

Ramírez–Legarreta, M.R., Jacobo–Cuéllar, J.L., Ávila–Marioni, M.R., Gutiérrez–González, R. y Parra–Quezada, R.A. 2003. Toma de decisiones con base a prácticas recomendadas para el manejo del tizón de fuego del manzano en la Sierra de Chihuahua. Folleto Técnico No. 6. Instituto Nacional de Investigaciones Forestales, Agrícolas y Pecuarias. Cuauhtémoc, Chihuahua, México. 43 p.         [ Links ]

Ramírez–Legarreta, M.R., Jacobo–Cuéllar, J.L., Ávila–Marioni, M.R. y Parra–Quezada, R.A. 2004. Eficiencia del uso de plaguicidas en huertos de manzano [Malus sylvestris (L.) Mill. Var. domestica (Borkh.) Mansf.] en Chihuahua, México. Revista Mexicana de Fitopatología 22:403–413.         [ Links ]

Ramírez–Legarreta, M.R., Jacobo–Cuéllar, J.L., Gardea–Béjar, A.A. y Parra–Quezada, R.A. 2008. Modelo de desarrollo floral en manzanos [Malus sylvestris (L.) Mill. Var. domestica (Borkh.) Mansf.] Red Delicious y Golden Delicious como herramienta de toma de decisiones en el manejo integrado de enfermedades. Revista Mexicana de Fitopatología 26:153–163.         [ Links ]

Shtienberg, D., Shwartz, H., Oppenheim, M., Ziberstaine, M., Herzog, S., Manulis, S., and Kritzman, G. 2003. Evaluation of local and imported fire blight warning systems in Israel. Phytoptahology 93:356–363.         [ Links ]

Steiner, P.W., and Lightner, G., 1996. MARYBLYT^TM 4.3. A predictive program for forecasting fire blight disease in apples and pears. Gempler's Inc. Belleville, WI, USA. 53 p.         [ Links ]

Spinelli, F., Vnneste, J.L., Ciampolini, F., Cresti, M., Rademacher, W., Geider, K., and Costa, G. 2007. Potential and limits of acylcyclohexaenoides for the control of blossom blight in apple and pear caused by Erwinia amylovora. Plant Pathology 56:702–710.         [ Links ]

Spinelli, F., Vanneste, J.L., Cornish, D., Yu, J., and Costa, G. 2004. Growth–regulating acycylohexaniodes, trinexapac–ethyl and prohexadione–calcium, decrease blossom blight incidence in pome fruit. Acta Horticulturae (ISHS) 704: 245–248        [ Links ]

Sprent, P., and N. C. Smeeton. 2001. Applied Nonparametric Statistical Methods. 3^rd edit. Text in Statistical Science. Chapman & Hall. CRC. Boca Raton, Florida, USA. 461 p.         [ Links ]

Sundin, G.W., Werner, N.A., Yoer, K.S., and Aldwinckle, H.S. 2009. Field evaluation of biological control of fire blight in the Eastern United States. Plant Disease 93:386–394        [ Links ]

Thomson, S.V. 1986. The role of the stigma in fire blight infections. Phytopathology 76:476–482.         [ Links ]

Thomson, S.V., and Gouk, S.C. 2003. Influence of age of apple flowers on growth of Erwinia amylovora and biological control agents. Plant Disease 87:502–509.         [ Links ]

Thomson, S.V., Hansen, D.R., Flint, K.M., and Vandenberg, J.D. 1992. Dissemination of bacteria antagonistic to Erwinia amylovora by honey bees. Plant Disease 76:1052–1056.         [ Links ]

Thomson, S.V., and Ockey, S.C. 2003. Using real time PCR and stigma imprinting to expedite the detection of Erwinia amylovora on the stigmas of pear and apple flowers for improved timing of fire blight control. Annual Report 2003. Department of Biology. Utah State University, Logan, Utah, USA 25 p.         [ Links ]

Thomson, S.V., Schroth, M.N., Moller, W.J., and Reil, W.O. 1982. A forecasting model for fire blight of pear. Plant Disease 66: 576–579.         [ Links ]

Van der Zwet, T., and Keil, H.L. 1979. Fire blight. A bacterial disease of rosaceous plants. Unites States Departament of Agriculture. Handbook 510. Washington, D.C. USA. 200p.         [ Links ]