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Engenharia Agrícola

Print version ISSN 0100-6916On-line version ISSN 1809-4430

Eng. Agríc. vol.29 no.1 Jaboticabal Jan./Mar. 2009

http://dx.doi.org/10.1590/S0100-69162009000100005 

ARTIGOS CIENTÍFICOS
ENGENHARIA DE ÁGUA E SOLO

 

Aspectos lineares e espaciais da correlação entre a produtividade de forragem de milho e a porosidade do solo sob plantio direto

 

Linear and spatial aspects of the correlation between the corn forage yield and the soil porosity under no-tillage

 

 

Ronaldo C. LimaI; Luiz M. M. de MelloII; Morel de P. e CarvalhoII; Cesar G. da R. LimaIII; Arthur M. de MelloIV

IDoutorando, Faculdade de Engenharia, UNESP, Câmpus de Ilha Solteira - SP, rclima@agr.feis.unesp.br
IIProf. Adjunto, Departamento de Fitossanidade, Engenharia Rural e Solos, Faculdade de Engenharia, UNESP, Câmpus de Ilha Solteira - SP, malcolm@agr.feis.unesp.br; morel@agr.feis.unesp.br
IIIDoutorando, Faculdade de Engenharia, UNESP, Câmpus de Ilha Solteira - SP, etaugustus@aluno.feis.unesp.br
IVMestrando, ESALQ-USP, Piracicaba - SP, ammello@esalq.usp.br

 

 


RESUMO

A porosidade do solo é de extrema importância à produtividade agrícola, uma vez que, em condições adversas, pode dificultar a penetração das raízes e, consequentemente, limitar o adequado aproveitamento dos nutrientes e da água disponível. Na Fazenda Bonança, em Pereira Barreto - SP, em 2005, foi analisada a produtividade de forragem do milho (MSF), a macroporosidade (MA), a microporosidade (MI) e a porosidade total (PT) de um Latossolo Vermelho distrófico (Acrustox Háplico), sob plantio direto, em três profundidades. O objetivo foi estudar as correlações lineares e espaciais entre os atributos da planta e do solo, na tentativa de selecionar, entre os do solo, um indicador da sua qualidade física de boa representatividade para a produtividade da forragem. Foi instalada a malha geoestatística para a coleta dos dados do solo e da planta, contendo 125 pontos amostrais numa área de 2.500 m2. Os atributos estudados apresentaram variabilidade entre baixa e muito alta. Também, seguiram padrões espaciais claramente definidos, com alcances da dependência espacial entre 6,6 e 31,1 m. Apesar da correlação linear simples entre a MSF e a MI na profundidade de 0,10-0,20 m ter sido baixa, foi extremamente significativa. Contudo, do ponto de vista espacial, houve elevada correlação inversa entre tais variáveis. Assim, a MI2 apresentou-se como satisfatório indicador da qualidade física do solo de Pereira Barreto - SP, quando destinado à produtividade de forragem do milho.

Palavras-chave: manejo do solo, qualidade física do solo, forragicultura.


ABSTRACT

Soil porosity is of great importance for the crop yield, as the unfavorable conditions can hinder the roots penetration and, therefore, limit the appropriate nutrients and available water uptake. In the year of 2005, on Bonança farm, in Pereira Barreto - SP, Brazil, the corn forage yield (CFY), macroporosity (MA), microporosity (MI) and total porosity (TP) of a Typic Hapludox soil were analyzed concerning three different depths, under no-tillage. The objective was to analyze the variability and the linear and spatial correlations between soil and plant features, aiming at selecting a physical quality indicator which represents the forage yield. The geostatistical mesh to collect soil and plant data with 125 sampling stations has been established in an area of 2.500 m2. In general, the studied features showed variability between low and very high. They were under clearly defined spatial patterns, with ranges of spatial dependence between 6.6 and 31.1 meters. Despite the fact that the simple linear correlation between CFY and MI at 0.10-0.20 m deep (M2) was low, it was extremely significant. However, from the spatial point of view, there was high inverse correlation between such variables. Therefore, the MI2 proved to be an excellent indicator for the soil physical quality of Pereira Barreto - SP, when it is intended to grow corn forage.

Keywords: soil management, soil physical quality, foraging.


 

 

INTRODUÇÃO

A cultura do milho (Zea mays L.) tem-se destacado como uma das principais explorações agrícolas no Brasil, não apenas pela área plantada, como também pela importância econômica e social. Para a produção de silagem, o milho destaca-se entre as plantas forrageiras de maior importância, em função do seu alto potencial produtivo e nutricional, sendo muito utilizado na alimentação de bovinos de leite e de corte. Estudos com cultivares de milho para silagem em diferentes locais e anos agrícolas para o Estado de São Paulo têm relatado valores de produtividade média de forragem entre 8 e 12 t ha-1 (FAHL et al., 1998) e de 18,7 t ha-1 (NUSSIO et al., 2001). Entretanto, há casos em que seu potencial é superior a 20 t ha-1 (CRUZ et al., 2001), dependendo da fertilidade do solo, da cultivar e do clima. Por apresentar sistema radicular com alto potencial de desenvolvimento, os atributos físicos do solo, sobretudo aqueles estabelecidos pela relação massa/volume, em condições adversas, podem dificultar a penetração das raízes e, consequentemente, limitar a adequada absorção dos nutrientes e da água disponível.

A porosidade pode ser definida como sendo a porção do volume do solo não ocupada por partículas sólidas, isto é, pelo volume dado pelos componentes orgânicos e inorgânicos. Ela depende principalmente da textura e da estrutura, sendo considerada como ideal quando apresenta metade do seu volume. Sua caracterização é importante para a adoção de medidas de manejo, pois está estreitamente ligada à dinâmica de armazenamento e movimento da água, dos solutos e da circulação do ar no solo. Assim, o espaço poroso do solo regula as relações entre a fase sólida, líquida e gasosa (BAVER et al., 1973; KIEHL, 1979).

Para um perfeito desenvolvimento e boas produtividades das culturas, seria necessário ter um solo agrícola ideal, à luz da físico-química coloidal, o qual deve ser considerado como um sistema trifásico natural e disperso. A porosidade do solo é dividida em macroporosidade e microporosidade. A primeira, sendo responsável pela aeração e pela drenagem da água, é constituída de poros com diâmetro maior do que 0,05 mm. A segunda, responsável pelo armazenamento da água, possui poros menores do que o referido valor. Assim, os valores ideais considerados para a macroporosidade e microporosidade são, respectivamente, de 0,17 m3 m-3 e de 0,33 m3 m-3 do volume total do solo. Por outro lado, valores de macroporosidade menores do que 0,10 m3 m-3 podem afetar o desenvolvimento das raízes, a ponto de comprometer a produtividade vegetal (KIEHL, 1979).

A geoestatística vem apresentando aplicação crescente na avaliação da variabilidade espacial de atributos de interesse em ciências agrárias, permitindo a interpretação dos resultados com base na estrutura da sua variabilidade natural, considerando a existência da dependência espacial dentro do espaço de amostragem. No Brasil, o aumento substancial de publicações de trabalhos científicos por diversos pesquisadores com uso da geoestatística, nos últimos anos, tem demonstrado a importância da sua aplicação na interpretação e na compreensão de resultados, principalmente em relação aos atributos massa/volume do solo e da produtividade vegetal. Dessa forma, tem-se trabalhado com: a) solo (Latossolo Vermelho distrófico, Latossolo Vermelho eutrófico, Latossolo Bruno distrófico, Aluvial eutrófico e Cambissolo), b) Estados (SP, MS, PR, PB, RN e RJ), c) culturas agrícolas (cana-de-açúcar, feijão, melão, milho, soja e videira) e d) malha geoestatística com amostragem entre 40 e 256 repetições, assim como, com espaçamentos entre pontos variando entre 1 e 10 m (CARVALHO et al., 2002, 2003; SOUZA et al., 2001, 2004; JOHANN et al., 2004; ANDRADE et al., 2005; GREGO & VIEIRA, 2005; FREDDI et al., 2006; SANTOS et al., 2006; AMARO FILHO et al., 2007; BERNER et al., 2007; MEGDA et al., 2008).

Diante do exposto, a presente pesquisa, realizada num Latossolo Vermelho distrófico no município de Pereira Barreto - SP, teve o objetivo de pesquisar, entre os atributos trabalhados do solo e da planta, aquele do solo que melhor possa explicar a variabilidade da produtividade de forragem do milho.

 

MATERIAL E MÉTODOS

O experimento foi conduzido em 2005, em área irrigada com pivô central e manejada no sistema de integração agricultura-pecuária, ocupada com Brachiaria brizantha c.v. Marandu, utilizada há seis anos como pastagem irrigada no método rotacionado intensivo. A área localiza-se na Fazenda Bonança, pertencente à Agropecuária Damha, no município de Pereira Barreto - SP, latitude 20º40'12"S e longitude 51º01'50"W, com precipitação e temperatura médias anuais, respectivamente, de 1.300 mm e 24,1 ºC. O tipo climático local é o Aw, segundo classificação de Köeppen, caracterizado como tropical úmido, com estação chuvosa no verão e seca no inverno. O solo da área estudada foi classificado como sendo um Latossolo Vermelho distrófico típico, franco-arenoso, álico, epicompactado, fortemente ácido, de acordo com EMBRAPA (2006).

A planta-teste trabalhada foi o milho safrinha outonal (Zea mays L.), com a finalidade de produção de forragem destinada à alimentação bovina. Seguiram-se as instruções agrícolas para as principais culturas do Estado de São Paulo (FAHL et al., 1998), tomando-se por base a análise química inicial da fertilidade do solo para fins de rotina, realizada em 3-2-2005. Para a implantação do ensaio, a área de pastagem foi dessecada no dia 20-1-2005, onde utilizou o herbicida glyphosate na dosagem de 1,8 kg ha-1 (p.a), sendo a semeadura realizada em 10-2-2005 em sistema plantio direto, com auxílio de semeadora configurada para tal sistema.

O milho utilizado foi o híbrido simples P30F80, com espaçamento entre linhas de 0,85 m, com densidade de 5,5 sementes por metro de linha de semeadura. Na adubação de semeadura, foram utilizados 320 kg ha-1 da fórmula 08-28-16. A adubação de cobertura foi realizada por fertirrigação, com duas aplicações de 106 kg de ureia, sendo uma em 28-2-2005 e a outra em 16-3-2005, assim como uma aplicação de cloreto de potássio, na dosagem de 150 kg há-1, em 3-3-2005.

Foram definidas as direções dos eixos cartesianos da malha geoestatística experimental, numa área do referido pivô, entre dois terraços agrícolas. Assim, o eixo x foi estabelecido em nível, enquanto o y ficou no sentido do declive. A malha ficou constituída com o total de 125 pontos amostrais, distribuídos numa área de 2.500 m2 (50 m x 50 m), com declividade média de 0,025 m m-1. O espaçamento entre os pontos amostrais utilizado na grande malha foi de 5 m, enquanto na de refinamento era de 1 m. Dessa forma, as áreas úteis utilizadas para a coleta de dados, tanto do solo quanto da planta, ficaram estabelecidas no entorno de cada ponto amostral da seguinte forma: a) na grande malha, com 3,40 m de largura (quatro linhas de semeadura) por 3,40 m de comprimento no sentido da linha, numa área de 11,56 m2, e b) na de refinamento, com 2,55 m de comprimento (três linhas de semeadura) por 1,00 m de largura, no sentido da linha, e área de 2,55 m2.

Os atributos do solo, obtidos no entorno de cada ponto amostral, foram a porosidade total (PT), macroporosidade (MA) e a microporosidade (MI), coletados nas profundidades de 0-0,10 m; 0,10-0,20 m e 0,20-0,30 m, em 1º-5-2005, analisados pela metodologia da Mesa de Tensão, conforme EMBRAPA (1997). Assim, foram identificados, em função da camada de coleta, da seguinte forma: para a camada de 0-0,10 m, PT1, MA1 e MI1; para a camada de 0,10-0,20 m, PT2, MA2 e MI2, e para a camada de 0,20-0,30 m, PT3, MA3 e MI3.

O atributo da planta, coletado no campo em 30-4-2005, foi a produtividade de massa verde de milho destinado para forragem, cujo estágio fenológico se encontrava entre o estádio R4, grão pastoso, que se encontra na fase de transição do estado leitoso para consistência pastosa, e estádio R5, formação de dente, em que os grãos se encontram em fase de transição do estado pastoso para farináceo (FANCELLI, 1986). Posteriormente, foi calculada a massa seca de forragem por hectare (MSF), para cada ponto amostral, pela seguinte expressão:

em que,

MSF - produtividade de massa seca da forragem do milho num determinado ponto amostral, kg ha-1;
MU - massa úmida total do ponto amostral, kg;
PA - área útil do ponto amostral, que foi de 11,56 m2 para a grande malha, e de 2,55 m2 para malha de refinamento;
FC -fator de correção de massa verde em massa seca de forragem. Para o seu cálculo, foram retiradas aleatoriamente dez plantas de cada parcela, trituradas e tomada uma amostra de aproximadamente 600 g de massa verde, seca em estufa a 65 °C, até a obtenção de massa constante, e
104 - fator de conversão de kg m-2 para kg ha-1.

Para cada atributo estudado, efetuou-se a análise descritiva clássica com o auxílio do software estatístico SAS (SCHLOTZHAVER & LITTELL, 1997), onde foram calculados a média, a mediana, os valores mínimo e máximo, o desvio-padrão, e o coeficiente de variação, a curtose, a assimetria e a distribuição de frequência. Posteriormente, realizou-se a identificação dos outliers, efetuando a substituição dos seus valores pelo valor médio dos circunvizinhos contidos na malha, conforme ISAAKS & SRIVASTAVA (1989), CAMBARDELLA et al. (1994). Por outro lado, foi montada a matriz de correlação, com objetivo de efetuar as correlações lineares simples para as combinações, duas a duas, entre todos os atributos estudados. Assim, foram selecionados aqueles de maior correlação linear, e que, portanto, poderiam apresentar semivariograma cruzado e a consequente cokrigagem. Também, conjuntamente para todas as camadas estudadas do solo, efetuou-se a regressão linear múltipla entre a variável dependente (MSF) e as independentes (atributos do solo), com o objetivo de selecionar aquelas que, nos devidos casos, proporcionariam as melhores relações entre causa e efeito, avaliadas pelo incremento do coeficiente de determinação. Para tanto, por intermédio do step wise, foi utilizada a planilha de cálculos do programa Excel.

Isoladamente para cada atributo, foi analisada sua dependência espacial pelo cálculo do semivariograma simples. Contudo, para aqueles que apresentaram interdependência espacial, calcularam-se também seus semivariogramas cruzados com base nos pressupostos de estacionaridade da hipótese intrínseca, pelo uso do pacote Gamma Design Software (GS+, 2004).

 

RESULTADOS E DISCUSSÃO

A variabilidade de um atributo pode ser classificada conforme a magnitude do seu coeficiente (FREDDI et al., 2006). Na Tabela 1, a produtividade de massa seca da forragem do milho (MSF) apresentou média variabilidade (C.V. = 16,3%), concordando com os dados de NUSSIO (1991). Também, sua distribuição de frequência foi normal, cujo valor médio de 14.842 kg ha-1 foi muito semelhante ao encontrado por BORGHI (2001), que foi de 14.780 kg ha-1, quando utilizado o preparo convencional, o cultivo mínimo e o plantio direto, com três densidades de semeadura distintas. Da mesma forma, tal valor ficou estabelecido na faixa de produtividade de massa seca apresentada por CRUZ et al. (2001), que variou entre 4.590 e 22.180 kg ha-1, para distintas cultivares de milho. Porém, foi superior àquela indicada por FAHL et al. (1998) para o Estado de São Paulo (8 a 12 t ha-1), muito provavelmente devido à irrigação utilizada, uma vez que se tratava de milho safrinha outonal.

 

 

Na Tabela 1, a variabilidade dos atributos do solo foi muito alta para a MA, em todas as camadas, concordando com as pesquisas de SOUZA et al. (2001, 2004), CARVALHO et al. (2002, 2003), MESQUITA et al. (2003) e SECCO et al. (2005). Por outro lado, as variabilidades dos dados da MI e da PT foram baixas em todos os casos, com exceção da MI1 e da PT1, que foram médias. Tal fato ficou perfeitamente de acordo com SOUZA et al. (2001, 2004), CARVALHO et al. (2002, 2003), MESQUITA et al. (2003), JOHANN et al. (2004), GREGO & VIEIRA (2005), SECCO et al. (2005) e SANTOS et al. (2006), nos quais tais variabilidades ora foram baixas ora médias.

A distribuição de frequência da MA foi indefinida para a MA1 e a MA3, e tendendo a normal para a MA2. Por outro lado, a MI apresentou distribuição de frequência normal para todas as camadas, enquanto para a PT, foi indefinida (PT1) e normal (PT2 e PT3). Os valores médios da MA foram de 0,123 m3 m-3 (MA1), 0,040 m3 m-3 (MA2) e de 0,046 m3 m-3 (MA3), seguindo tendência decrescente em profundidade no perfil do solo, de forma a concordar com os trabalhos de SOUZA et al. (2001, 2004), CARVALHO et al. (2002) e de SECCO et al. (2005). Tais valores também indicaram que a segunda e a terceira camadas se encontraram razoavelmente compactadas, uma vez que seus valores ficaram muito abaixo do valor crítico ideal de 0,10 m3 m-3 para a macroporosidade, conforme preconizado por BAVER et al. (1973), MEDINA (1975) e KIEHL (1979), como limitadores da produtividade agrícola. Também, puderam tais valores ter reduzido substancialmente a produtividade vegetal, que foi de 14.842 kg ha-1, uma vez que havia o potencial para a produção de até 22.180 kg ha-1, conforme CRUZ et al. (2001) (Tabela 1).

A MI em profundidade resultou nos valores de 0,244 m3 m-3 (MI1), 0,250 m3 m-3 (MI2) e 0,253 m3 m-3 (MI3). Dessa forma, esses dados indicaram tendência crescente em profundidade, inversamente ao que foi notado para a macroporosidade, uma vez que são atributos interdependentes, isto é, com a diminuição da MA, normalmente ocorre aumento da MI, ficando de acordo com SOUZA et al. (2001, 2004), CARVALHO et al. (2002) e SECCO et al. (2005), que também apresentaram valores crescentes da microporosidade com o aprofundamento no perfil do solo. Também, a porosidade total resultou em valores de 0,367 m3 m-3 (PT1), 0,291 m3 m-3 (PT2), e de 0,299 m3 m-3 (PT3), apresentando, também, a exemplo da macroporosidade, tendência decrescente no perfil do solo, corroborando o fato do aumento da compactação nas duas camadas mais profundas do solo. Tal fato está de acordo com os dados de SOUZA et al. (2001, 2004), CARVALHO et al. (2002), SECCO et al. (2005) e SANTOS et al. (2006) (Tabela 1).

Na Tabela 2, a correlação entre a MSF e os atributos do solo apresentou significância exclusivamente para os pares: 1) MSF x MA1 (r = 0,137*); 2) MSF x MI2 (r = -0,157**); 3) MSF x PT1 (r = 0,199**), e 4) MSF x PT2 (r = -0,183**). No par MSF x MA1, foi verificada correlação positiva, indicando que, quando há aumento da MA1, há tendência de aumento da MSF. Tal fato apresentou-se de forma teoricamente coerente, uma vez que, na Tabela 1, o valor médio da MA1 foi de 0,123 m3 m-3, superior ao limite crítico de 0,10 m3 m-3, tido como limitador da produtividade agrícola, conforme KHIEL (1979) e BAVER et al. (1975).

 

 

Assim, o aumento da macroporosidade proporcionará melhor aeração do sistema radicular, implicando, consequentemente, aumento da MSF. Por outro lado, no par MSF x MI2, houve correlação inversa, indicando que, com o aumento da MI2, ocorrerá diminuição da MSF, provavelmente desencadeado pelo fato de que haja aumento da compactação do solo, vindo a diminuir, por consequência, a produtividade agrícola.

Para o terceiro e quarto pares (MSF x PT1 e MSF x PT2) (Tabela 2), ocorreu inversão da relação entre causa e efeito, isto é, a MSF variou positivamente com a PT1 e negativamente com a PT2. Dessa forma, a correlação positiva entre a MSF x PT1 indicou, especificamente, para a primeira camada do solo, que, quanto maior for sua porosidade total, tão maior poderá ser a respiração celular das raízes e, consequentemente a produtividade vegetal, ficando tal fato de acordo com SANTOS et al. (2006). Por outro lado, a correlação negativa entre a MSF x PT2 indicou, especificamente para a segunda camada do solo, provável falta de contato da raiz com o solo, o que pode ter limitado a produtividade vegetal pela diminuição direta da absorção iônica via interceptação radicular, conforme observado por HANKANSSON et al. (1998).

No geral, as correlações entre os pares de atributos do solo (Tabela 2) apresentaram-se, quando analisados dois atributos quaisquer, dentro da mesma profundidade, com o sinal positivo (correlação direta) ou negativo (correlação indireta) para todas aquelas estabelecidas nas três profundidades. Os de correlação direta, com os respectivos valores extremos do coeficiente de correlação, foram o MA x PT (0,923 a -0,447). Já os de correlação indireta foram o MA x MI (-0,626 a -0,266). Entretanto, as correlações entre os pares de atributos do solo também se apresentaram, quando analisados dois atributos quaisquer nas três profundidades, ora com sinal positivo (correlação direta) ora com negativo (correlação indireta), de forma aleatória nas três profundidades. Tais pares foram entre MI x PT (-0,277 a 0,571), de forma a concordar com ARGENTON et al. (2005), que obtiveram, para esse mesmo atributo, pares com correlações variando entre 0,180 e -0,140.

Assim, foram relatadas as equações de regressão com maior expressividade, especificamente aquelas estabelecidas entre a MSF em função das do solo, presentes na Tabela 1. Portanto, os modelos apresentados em seguida foram para os pares de atributos que proporcionaram correlações significativas, assim como apresentaram coeficientes adjuntos das variáveis independentes de forma estatisticamente significativos:

em que,

MSF - produtividade de massa seca da forragem do milho, em kg ha-1;
MI2 - microporosidade do solo na camada de 0,10-0,20 m, em m3 m-3, e,
PT1 e PT2 - porosidade total do solo nas camadas de 0,00 - 0,10 e 0,10 - 0,20 m, em m3 m-3.

Assim, a MSF apresentou baixas correlações, embora significativas, com MI2, PT1 e PT2, respectivamente, representadas pelas eqs. (2), (3) e (4). Dessa forma, com o aumento da MI2 haverá diminuição da MSF [eq.(2)], de acordo com FREDDI (2007), que observou a mesma tendência para a microporosidade do solo, quando correlacionada com a produtividade de grãos de milho, cujo coeficiente de correlação foi de -0,570.

Na Tabela 3, em relação à eficiência do ajuste semivariográfico, a relação decrescente dos dez semivariogramas simples, analisada por meio da grandeza do coeficiente de determinação espacial (r2), foi a seguinte: 1) MI2 (0,912); 2) MA1 (0,911); 3) MI3 (0,876); 4) MI1 (0,863); 5) MA3 (0,805); 6) MSF (0,770); 7) MA2 (0,770); 8) PT2 (0,756); 9) PT1 (0,709) e 10) PT3 (0,445).

 

 

Assim, os atributos do solo apresentaram apreciáveis ajustes semivariográficos, uma vez que seus coeficientes de determinação espacial variaram entre 0,912 (MI2) e 0,445 (PT3).

Em relação à MSF, seu coeficiente foi de 0,770. Dessa forma, ficaram muito próximos dos de SOUZA et al. (2004), quando, trabalhando num Latossolo Vermelho eutroférrico, encontraram a faixa entre 0,870 - 0,920. A amplitude de variação do alcance da dependência espacial dentre todos foi na faixa de 6,6 - 31,1 m, respectivamente, para o PT2 e a MA3, ficando abaixo da faixa de 8,4 e 80,0 m, encontrada para os referidos atributos, nas condições de alguns Latossolos Vermelhos distróficos brasileiros (SOUZA et al., 2001, 2004; CARVALHO et al., 2002, 2003; GREGO & VIEIRA, 2005). Especificamente em relação ao alcance da MSF (Tabela 3), o valor ficou acima dos valores de 6,1 e 8,5 m obtidos por ABREU et al. ( 2003) e SANTOS et al. (2005), quando, respectivamente, pesquisaram a produtividade de trigo, num Argissolo Vermelho-Amarelo distrófico, e a de feijão, num Latossolo Vermelho distrófico. Por outro lado, ficou abaixo dos de CARVALHO et al. (2006), FREDDI et al. (2006) e SANTOS et al. (2006), os quais, trabalhando com a produtividade de feijão e de milho num Latossolo Vermelho distroférrico, tiveram alcances variando entre 15,3 e 41,3 m.

Em relação aos parâmetros dos semivariogramas cruzados, ajustados entre a MSF e os atributos do solo (Tabela 3), o melhor deles, no geral, foi estabelecido para o atributo MSF=f(MI2), uma vez que seu coeficiente de determinação espacial foi o maior (0,890), como também a elevada dependência espacial de 99,9%. As cokrigagens entre os atributos ficaram estabelecidas na seguinte ordem decrescente: 1) MSF=f(MI2); 2) MSF=f(MI3); 3) MSF=f(MA2), e 4) MSF=f(PT1), cujos coeficientes de determinação espacial (r2) foram, respectivamente, 0,890; 0,636; 0,544 e 0,536, assim como com o elevado avaliador da dependência espacial (99,9%).

Na Figura 1, estão apresentados os mapas de krigagem simples da MSF (a) e dos três melhores ajustes semivariográficos dos atributos do solo contidos na Tabela 3, quais sejam: MI2 (b); MA1 (c) e MI3 (d). Dessa forma, foi observada correlação espacial inversa entre a MI2 e a MI3 com a MSF. Portanto, nos sítios onde tanto a MI2 quanto a MI3 apresentaram seus maiores valores, variando de 0,240 a 0,267 m3 m-3 (Figura 1b,d), a MSF decresceu, apresentando valores entre 11.663-14.468 kg ha-1. Já naqueles onde a MI2 e a MI3 apresentaram seus menores valores (0,216-0,240 m3 m-3), a MSF assumiu seus maiores valores (14.468-17.272 kg ha-1). Em contrapartida, foi observada correlação espacial direta entre a MA1 e a MSF. Assim, nos sítios onde a MA1 decresceu, ocorreu o mesmo com a MSF, sendo perfeitamente verdadeiro o inverso desse fato.

 

 

Dos semivariogramas cruzados observados no presente trabalho (Tabela 3), obtidos exclusivamente entre a MSF (variável primária) com os atributos do solo (variáveis secundárias), o MSF=f(MI2) foi o único que apresentou lags apenas num único quadrante (Figura 1e), tornando-se o melhor entre todos os ajustados. Dessa forma, todos os semivariogramas cruzados restantes, a saber: MSF=f(MA2), MSF=f(MI3) e MSF=f(PT1), apresentaram lags tanto no primeiro quanto no quarto quadrantes. Com base nisso, é que, exclusivamente do ponto de vista espacial da área experimental trabalhada, a MI2 apresentou-se como o melhor atributo indicador da qualidade física do solo estudado, quando destinado à produtividade de massa seca da forragem de milho para as condições da Fazenda Bonança, de Pereira Barreto - SP.

 

CONCLUSÕES

Linear e espacialmente falando, a microporosidade do solo, obtida na camada 0,10-0,20 m, apresentou-se como o melhor atributo avaliador da qualidade física do solo, quando destinado à produtividade de forragem do milho. Assim, nos sítios onde a referida microporosidade revelou os menores valores (0,210-0,240 m3 m-3), a produtividade de forragem do milho assumiu as maiores cifras (14.400-17.200 kg ha-1). Em contrapartida, nos maiores (0,240-0,270 m3 m-3), houve as menores produtividades de forragem do milho (11.600-14.400 kg ha-1).

 

REFERÊNCIAS

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Recebido pelo Conselho Editorial em: 3-12-2007
Aprovado pelo Conselho Editorial em: 10-3-2009

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