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UNIVERSIDADE FEDERAL DE MATO GROSSO
FACULDADE DE AGRONOMIA E MEDICINA VETERINÁRIA
Programa de Pós-graduação em Agricultura Tropical
AVALIAÇÃO DE MAPAS DA DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL
DE ATRIBUTOS QUIMICOS DE SOLO COLETADOS
POR DIFERENTES INSTRUMENTOS
FERNANDO CARBONI FERREIRA DE SOUSA
C U I A B Á - MT
2005
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UNIVERSIDADE FEDERAL DE MATO GROSSO
FACULDADE DE AGRONOMIA E MEDICINA VETERINÁRIA
Programa de Pós-graduação em Agricultura Tropical
AVALIAÇÃO DE MAPAS DA DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL
DE ATRIBUTOS QUIMICOS DE SOLO COLETADOS
POR DIFERENTES INSTRUMENTOS
FERNANDO CARBONI FERREIRA DE SOUSA
Engenheiro Agrônomo
Orientador Prof. Dr. JOSÉ FERNANDO SCARAMUZZA
Dissertação apresentada à Faculdade de
Agronomia e Medicina Veterinária da
Universidade Federal de Mato Grosso,
para obtenção do título de Mestre em
Agricultura Tropical.
CUIABÁ – MT
2005
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FICHA CATALOGRÁFICA
Dados Internacionais para Catalogação na Publicação (CIP)
Bibliotecária Valéria Oliveira dos Anjos
CRB1 1713
S725a Sousa, Fernando Carboni Ferreira de.
Avaliação de mapas da distribuição espacial de atributos químicos de solo
coletados por diferentes instrumentos / Fernando Carboni Ferreira de Sousa. –
Cuiabá, 2005.
46 f.
Dissertação (Mestre em Agricultura Tropical) – Universidade Federal de
Mato Grosso, Faculdade de Agronomia e Medicina Veterinária, Programa de
Pós-graduação em Agricultura Tropical, 2005.
“Orientador: Prof. Dr. José Fernando Scaramuzza”.
1. Agricultura. 2. Análise de Solo. 3. Solo Agrícola. 4. Amostragem de Solo.
5. Instrumentos de Coleta. I. Título.
CDU 631.425
UNIVERSIDADE FEDERAL DE MATO GROSSO
FACULDADE DE AGRONOMIA E MEDICINA VETERINÁRIA
Programa de Pós-graduação em Agricultura Tropical
CERTIFICADO DE APROVAÇÃO
Título: AVALIAÇÃO DE MAPAS DA DISTRIBUIÇÃO ESPACIAL DE
ATRIBUTOS QUIMICOS DE SOLO COLETADOS POR
DIFERENTES INSTRUMENTOS.
Autor: FERNANDO CARBONI FERREIRA DE SOUSA
Orientador: Prof. Dr. JOSÉ FERNANDO SCARAMUZZA
Aprovado em 24/10/2005.
Comissão Examinadora
iv
À Deus, em primeiro lugar.
À minha esposa Tânia Cristina e a minha
filha Kamilah Fernanda, aos meus pais
Antônio Carlos e Márcia Aparecida e à minha
irmã Dilma Cristina, ao meu irmão Gabriel
e à Eliete Mendes, minha sogra.
Ao meu orientador e amigo José
Fernando Scaramuzza, pela compreensão e
paciência.
v
AGRADECIMENTOS
Ao Prof. Dr. José Fernando Scaramuzza, pela orientação, incentivo,
confiança, persistência, apoio, amizade e paciência.
Ao Prof. Eduardo Guimarães Couto, co-orientador, por dispor-se a
contribuir para este trabalho.
Ao Prof. Dr. Ricardo Santos Silva Amorim e à prof.
a
Walcylene
Lacerda Matos Pereira Scaramuzza pela satisfação de participarem da
banca e valiosa contribuição.
À Faculdade de Agronomia e Medicina Veterinária pela oportunidade
de realizar o curso de Pós-Graduação em Agricultura Tropical. Aos alunos
bolsistas de iniciação científica em Agronomia pela ajuda fornecida.
Ao FINEP pela ajuda financeira a este projeto fomentando a aplicação
da tecnologia nas mais diversas áreas do conhecimento humano e
contribuindo para o desenvolvimento de Mato Grosso.
Aos professores e colegas de mestrado e técnicos da UFMT que
acreditam na construção de uma universidade mais justa, na qual o
conhecimento não é propriedade de alguns, mas contribui para o
crescimento de todos.
vi
ÍNDICE
Página
RESUMO -------------------------------------------------------------------------------------
vii
ABSTRACT ----------------------------------------------------------------------------------
viii
1 INTRODUÇÃO ----------------------------------------------------------------------------
09
2 REVISÃO DE LITERATURA ---------------------------------------------------------- 11
2.1 Amostragem de solo ------------------------------------------------------------------ 11
2.2 Métodos de coleta de amostra de solo ------------------------------------------- 13
2.3 Instrumentos de coleta de amostra de solos
para análise de fertilidade ----------------------------------------------------------- 15
2.4 Preparo, acondicionamento e identificação ------------------------------------- 16
2.5 Variabilidade espacial do solo ------------------------------------------------------ 17
2.6 Geoestatística --------------------------------------------------------------------------- 18
3 MATERIAL E MÉTODOS -------------------------------------------------------------- 20
4 RESULTADOS E DISCUSSÃO ------------------------------------------------------ 24
4.1 Cálcio ------------------------------------------------------------------------------------- 24
4.2 Magnésio --------------------------------------------------------------------------------- 28
4.4 pH em CaCl
2
----------------------------------------------------------------------------- 31
4.5 Fósforo ------------------------------------------------------------------------------------ 34
4.5 Potássio ---------------------------------------------------------------------------------- 37
5 CONCLUSÕES ---------------------------------------------------------------------------
41
6 CONSIDERAÇÕES FINAIS -----------------------------------------------------------
42
7 REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ------------------------------------------------
43
vii
SOUSA, Fernando Carboni F., M.Sc. Universidade Federal de Mato Grosso,
Setembro de 2005. AVALIAÇÃO DE MAPAS DA DISTRIBUIÇÃO
ESPACIAL DE ATRIBUTOS QUIMICOS DE SOLO COLETADOS POR
DIFERENTES INSTRUMENTOS. Orientador: Professor Dr. José Fernando
Scaramuzza. Co-orientador: Eduardo Guimarães Couto.
RESUMO: Este trabalho teve como objetivo avaliar os resultados das
análises de solo obtidos por diferentes instrumentos de coleta de solo a
partir da análise da variabilidade espacial dos atributos físicos e químicos do
solo quando comparados com a pá–de–corte. Foram realizadas
amostragens de solo em dois talhões comerciais, da Fazenda Farroupilha,
localizada no município de Pedra - MT cultivados com soja sob sistema de
plantio direto. Os instrumentos de amostragem estudados foram a pá-de-
corte (PC), usada como padrão, o trado holandês (TH), o trado sonda (SD) e
o Quadriciclo (QD). Foi adotado o esquema sistemático de amostragem de
solo, usando malha fixa de 150 X 150 m, determinadas a campo com GPS
Garmin 12. Para cada instrumento de amostragem foram coletadas 85
amostras, no entanto para o QD foram apenas 64 devido a falha mecânica
do equipamento. As amostras de solo foram analisadas de acordo com os
procedimentos da Embrapa (1997). O cálculo dos semivariogramas e a
interpolação dos dados pela técnica de Krigagem, através da Geoestatística
foi usada para mostrar à distribuição espacial dos atributos do solo, que a
partir dos mapas de variabilidade espacial, foram determinadas as
diferenças entre os atributos estimados, por meio da determinação dos
intervalos de confiança dos diferentes instrumentos de amostragem em
relação ao equipamento padrão (PC). Com base nos resultados do teste de
Dunnett qualquer um dos instrumentos estudados são alternativas em
potencial para substituir a PC. A utilização dos mapas de krigagem
possibilitou visualizar as diferenças espaciais dos valores de Ca, Mg, pH em
CaCl
2
, fósforo e potássio obtidos das amostras de solo coletadas com o
trado holandês, trado sonda e quadriciclo quando comparado aos obtidos
com PC. De forma geral, o TH é o instrumento de amostragem que podem
substituir a pa-de-corte, com uma confiabilidade, e trazendo um agilidade na
coleta de amostra de solo.
Palavras Chaves: variabilidade espacial, krigagem, amostradores de solo.
viii
SOUSA, Fernando Carboni F. M.Sc. Universidade Federal de Mato Grosso,
September, 2005. EVALUATION OF THE SPATIAL DISTRIBUITION MAPS
OF THE CHEMICAL SOIL ATTRIBUTES OBTAINED BY DIFFERENTS
EQUIPMENTS OF SOIL SAMPLING. Adviser Professor D.S. José Fernando
Scaramuzza. Co-adviser: D.S. Eduardo Guimarães Couto.
ABSTRACT: The main objective of this work was to evaluate the soil physical
and chemicals analyses results from samples obtained by different
equipments of sampling comparing to the standard flat faced shovel (PC). It
was taken samples in two commercial fields from Farroupilha´s Farm, Pedra
Preta – MT cultivated with soybean under no-tillage system. The sample
tools studied are flat faced shovel (PC), as standard equipment, the Dutch
auger (TH), the probe auger (SD) and the hydraulic sampler (QD). It was
used the soil sample systematic diagram, with fixed grid of 150 m x 150 m,
on the field using GPS Garmin 12. For each sample equipment it was
collected 85 samples but for QD, wich was only 64 due to its failure. The soil
samples were analyzed according to the Embrapa´s procedures (1997). The
semivariograns´ calculations and the datas´ interpolations by kriging
techniques, through Geostatistics it was used to show the spatial distribution
of the soil attributes. With the spatial variability diagrams, were determined
the differences among the estimated attributes, by the determination of the
trustworthy intervals of the different equipments’ samples in relation to the
standard equipment (PC). Based on Dunnett´s test results none of the
studied instruments is a potential alternative to substitute the PC. The
utilization of kriging diagram showed the possibility to visualize the spacious
differences of the values of Ca, Mg, pH in CaCl
2
, phosphorus and potassium
obtained from the soil samples collected by the Dutch auger, the probe
auger, and hydraulic sampler when compared to the obtained by the PC. In
general, the results allow to choice the TH as the soil sampler instrument that
can substitute the flat faced shovel with trust and it is easy equipment to
manager in soil sampling.
Key words: spatial variability, kriging, soil sampling tools.
1 INTRODUÇÃO
A agricultura de precisão vem crescendo a cada ano devido ao
número de produtores que aplicam a alta tecnologia à produção agrícola em
suas propriedades. Esse tipo de agricultura tem um custo inicial elevado e,
desta forma, o planejamento deve ser bem elaborado para não haver
prejuízo.
A agricultura de precisão muito tem a contribuir na compreensão da
dinâmica do solo, e já, em muitos aspectos saiu do campo da pesquisa e
vem se tornado uma realidade na agricultura comercial como uma
ferramenta poderosa para uniformizar a produção e aumentar a
produtividade.
Em Mato Grosso, essa agricultura é desenvolvida principalmente
sobre os Latossolos, que são predominantes na região, e que devido a sua
topografia plana e a suas características físicas adequadas, são aptos a uma
agricultura tecnificada. Entretanto, em virtude da deficiência generalizada de
nutrientes, é imprescindível que sejam corrigidos para que compense o
investimento em correção de fertilidade e resultem em altas produtividades.
No entanto, a agricultura de precisão ainda é uma tecnologia cara e
trabalhosa, principalmente na coleta de solo, que é o ponto inicial para
análise dos atributos do solo, pois é onde se aplica grande parte dos
insumos. Mesmo com tanta tecnologia nas etapas de análise laboratorial do
solo e na aplicação da tecnologia no campo, a amostragem de solo, ainda
passa por um processo de escolha de um instrumento de coleta de solo que
seja prático, rápido e confiável.
Os instrumentos de coleta podem ser fontes de erros nos resultados
das análises das amostras de solo e consequentemente podem proporcionar
erros de interpretação. A seleção de instrumentos que possam ser
10
confiáveis, de fácil utilização e econômicos será um grande passo para a
implantação da agricultura de precisão.
Este trabalho teve como objetivo avaliar diferentes instrumentos de
coleta de solo a partir da análise da variabilidade espacial de alguns
atributos químicos do solo quando comparados com a pá–de–corte.
2 REVISÃO DE LITERATURA
2.1 Amostragem de solo
A amostragem de é a primeira e principal etapa de um programa de
avaliação da fertilidade do solo, pois é com base na análise química da
amostra do solo que se realiza a interpretação e que são definidas as doses
de corretivos e de adubos (CFSEMG, 1999). Nessa etapa deve-se ter em
mente que no laboratório não se consegue corrigir ou, ao menos, minimizar
os efeitos de uma amostragem mal realizada. A coleta e o preparo de
amostras de solo têm por objetivo obter um material adequado para ser
encaminhado ao laboratório de análises para estudo da fertilidade ou para
estudos científicos mais profundos ou ainda, para organização de coleções
ou mostruários didáticos. Assim, a tomada de amostras tem, portanto, três
finalidades diferentes: determinação da fertilidade do solo, estudos
pedológicos e mostruários (Kiehl, 1979).
Segundo Kiehl (1979), a amostragem de solo para fins agrícolas ou
para assistência aos lavradores, destina-se aos laboratórios para realização
de certas determinações físicas e químicas.
Na retirada de amostras de solo, para esse fim, há maior interesse
pelos horizontes ou camadas que normalmente são mais exploradas pelas
raízes das plantas em busca de nutrientes. Esta camada é a mais variável
do solo devido, entre outros, à acumulação de resíduos vegetais e animais,
à erosão, sendo representada, geralmente, pelos 20 cm mais superficiais do
solo, em profundidade (Scaramuzza, 2000).
A amostragem do solo deve ser criteriosa levando em consideração
as características de solo, vegetação, histórico da área, para diminuir ao
máximo, os erros na coleta (Kiehl, 1979, Scaramuzza, 2000; EMPRESA
13
BRASILEIRA DE PESQUISA AGROPECUÁRIA – EMBRAPA, 2002). A
estatística já demonstrou que, quando há falha na amostragem, os
resultados analíticos expressam desvios que podem inutilizar todo o trabalho
de análise (Kiehl, 1979).
Assim a amostragem de solo é a primeira etapa, e uma das mais
importantes, nas análises da fertilidade do solo, principalmente, por
representarem áreas extensas em um volume tão pequeno de solo
(Scaramuzza, 2000).
2.2 Métodos de coleta de amostra de solos
Segundo Kiehl (1979), existem dois tipos básicos de coleta de
amostra de solo. Amostras de solo solto, como o próprio nome já diz, a terra
fica solta, e as estruturas do solo são destruídas, sendo que esse tipo de
amostra se presta mais para as analise de fertilidade do solo; e amostras de
terra estrutura natural, esse tipo de amostra é tomada de maneira a se obter
uma porção de terra com a mesma disposição encontrada na parede do
perfil ou na superfície do solo, se prestando mais para estudos pedológicos
e mostruários. Assim, segundo a CFSEMG (1999), na amostragem para
análise química, trabalha-se com amostras de terra solta simples e
compostas. Dentro deste tipo os esquemas de amostragem mais comuns
são aleatórios e sistemáticos.
No esquema aleatório os pontos de amostragem são distribuídos sem
levar em conta a posição de qualquer outro (UNITED STATES
ENVIRONMENTAL PROTECTION AGENCY – USEPA, 1989). A área a ser
amostrada é dividida em unidades de amostragem seguindo o critério de
uniformidade das unidades onde são coletadas amostras simples para
compor uma amostra composta. Sendo que as amostras podem ser
coletadas aleatoriamente dentro das unidades ou de forma estratificada, ou
seja, criando sub-áreas regulares nas unidades de amostragem garantido
14
que toda a área seja amostrada (CFSEMG, 1999; INTERNATIONAL
ORGANIZATION FOR STANDARZATION – ISSO/DIS 10381-1, 2003).
Para tentar minimizar os erros de coleta das amostras alguns
cuidados devem ser observados (Scaramuzza, 2000):
a) determinar o número de amostras simples para se fazer uma amostra
composta. As conclusões de experimentos, em geral, recomendam
coletar pelo menos 20 amostras simples para uma composta. Segundo
Galeti (1989), a área não deve ser superior a sete hectares. No entanto,
a CFSEMG (1989) e Tomé Jr. (1997), recomendam que a área a ser
amostrada não deva ultrapassar a dez hectares. A EMBRAPA (2002),
recomenda que para melhorar a representatividade das amostras e,
dessa forma, diminuir o erro amostral, deve-se coletar o maior número
possível de amostras na área a ser cultivada.
b) dividir a área total a ser amostrada em glebas com características
semelhantes;
c) evitar coleta de amostras em pontos atípicos;
d) Procurar coletar de forma a cobrir toda a extensão da área amostrada;
e) limpar superficialmente o ponto de amostragem, retirando restos
culturais, vegetação, entre outros, contudo evitando retirar camadas de
solo;
f) profundidade de retirada da amostra até 20 cm;
g) embalagem das amostras, identificadas com materiais que não
contaminem as amostras.
Como forma de contornar os problemas da amostragem aleatória, o
tem se o esquema de distribuição sistemático dos pontos de amostragem
que pode evitar a coleta de amostras em pontos muito próximos com as
mesmas vantagens da subdivisão da área (ISO/DIS 10381-1, 2003). Esse
tipo de amostragem gera informação detalhada da variação das
propriedades do solo existente no local, e ainda, tem como vantagem a
facilidade de implantação no campo e a possibilidade de adensamento do
número de pontos quando necessário, por meio de amostras direcionadas
(USEPA, 1989).
15
2.3 Instrumentos de coleta de amostra de solos para análise de fertilidade
Para a coleta de amostras de solo existem vários tipos de
instrumentos de amostragem de solo, desde os mais simples e
rudimentares, tais como: enxada, enxadão, pá-de-corte (equipamentos mais
disponíveis e simples para o agricultor), até os mais sofisticados e
automatizados trados, tal como o quadriciclo (Scaramuzza, 2000; Sousa e
Lobato, 2002; Machado, 2003; Squiba et al., 2003).
Os instrumentos mais comuns para esse fim é o enxadão e a pá-de-
corte, devido a sua utilização em outras atividades dentro de um sistema
produtivo, pode-se dizer que são os mais utilizados. Para coletar amostras
de solo com a pá-de-corte ou enxadão, deve-se fazer uma cova de 20 cm de
comprimento por 20 cm de largura e 20 cm de profundidade com o enxadão,
para retirar com auxilio destes instrumetos uma fatia de solo com espessura
de três centímetros, cortando-se de cima para baixo (Tomé Jr, 1997;
Scaramuzza, 2000; CFSEMG, 1999).
O trado holandês é constituído de um tubo de aço leve, contendo uma
fenda em lateral com laminas cortantes e afiadas e apresenta um cabo
disposto em "T" (Machado, 2003). A utilização deste instrumento é bastante
simples devendo-se girar o instrumento no sentido horário pressionando-o e
enterrando-o até à profundidade desejada, sendo que alguns possuem uma
cavidade de armazenamento de solo exata para coleta de solo até 20 cm de
profundidade. Para desenterrá-lo, deve-se forçar o trado para cima. Após
tirá-lo do solo, deve-se tomar a amostra eliminando-se as extremidades
colocando-a em balde plástico para homogeneização (Galeti, 1989).
Outro instrumento de amostragem bastante utilizado é o trado sonda.
Sua utilização é feita introduzindo-o no solo com o auxílio de uma marreta de
borracha até a profundidade desejada. Uma vez enterrado deve-se proceder
à torção do trado no sentido horário, evitando que a ponta de aço que vem
rosqueada no equipamento se solte e se perca dentro do solo e, assim,
quebrando a coluna de solo formada dentro do mesmo (Bravifer, N/D). Para
16
uma melhor performance do instrumento deve-se coletar as amostras de dez
em dez centímetros, até a profundidade desejada.
O quadriciclo é o que se tem de mais moderno no mercado para a
coleta de amostras de solo. No entanto, existem poucas informações
literatura sobre este equipamento. Constituído, basicamente de um
quadriciclo com um braço mecânico contendo um copo (com um orifício no
fundo) localizado em sua extremidade inferior, por onde passa uma haste de
rosca sem fim, que ao girar em contato com o solo, faz com que o solo seja
transportado para o interior do copo. Depois de coletada a amostra o
operador guia o braço mecânico até um funil localizado na frente do
quadriciclo, onde é feita a embalagem da amostra.
Embora existam vários instrumentos de coleta de amostras de solo,
os mesmos nem sempre produzem os mesmos resultados. Bacchi et al.
(1995) notaram que os teores de fósforo, de potássio, de cálcio e de
magnésio foram influenciados pelos diferentes instrumentos de amostragem
de solo. O que nos leva a refletir sobre a importância de estudos
relacionados aos métodos de amostragem e, principalmente, aos
instrumentos utilizados para amostrar.
2.4 Preparo, acondicionamento e identificação
Embora sejam etapas simples, não são menos importantes dentro do
processo de coleta de amostras de solo.
O preparo se faz necessário quando as amostras não forem enviadas
ao laboratório num prazo de máximo de 3 dias. O preparo da amostra de
solo consiste em seca-la, para inibir a atividade biológica, para a secagem
da amostra é realizado o seu espalamento numa superfície limpa (lona ou
jornal), formando uma camada de um centímetro de altura, deixando-a em
local sombreado e bem ventilado (Tomé JR., 1997; Scaramuzza, 2000;
CFSEMG, 1999).
O acondicionamento deve ser feito em embalagens plásticas limpas,
de materiais que não contaminem as amostras, podendo-se utilizar sacos
17
plásticos distribuídos pelos laboratórios, cooperativas e órgãos de
assistência técnica. Contendo algumas identificações, tais como nome do
solicitante, data de amostragem ou período, local, número da amostra,
profundidade e número de sub-amostras, tamanho da área e relevo (Tomé
JR., 1997; Scaramuzza, 2000; CFSEMG 1999; Machado, 2003; Embrapa,
2002; Squiba et al., 2003).
2.5 Variabilidade espacial do solo
A heterogeneidade do solo é uma característica marcante em. uma
paisagem natural, apresentando uma ampla variação de seus atributos
físicos, químicos, morfológicos e mineralógicos (Oliveira et al., 1999). O
conhecimento dessas características é fundamental para o melhor
entendimento da dinâmica no solo, bem como o desenvolvimento de técnicas
de manejo e de conservação. Porém, durante um tempo, os estudos
relacionados aos atributos do solo, baseavam-se na variância e na média
dos valores, a partir de um número suficiente de amostras. Segundo Couto e
Klamt (1999), as pré-suposições firmadas na “estatística clássica” considera
que a variabilidade de determinada propriedade associada à sua média é
aleatória e não contém referência à distribuição espacial das diferenças,
dentro de uma mesma mancha de solo. Embora as propriedades do mesmo
sejam variáveis, procura-se identificar o valor médio representativo de cada
propriedade do solo na região em estudo.
Utilizando-se a distribuição de freqüência dos valores medidos, é
possível determinar o número necessário de amostras para estimar a média
com determinada precisão, associado a um nível de probabilidade. Esse
procedimento pressupõe que os valores são independentes e comumente
possuem distribuição normal (Gonçalves et al., 1999). Porém no campo tem
se os atributos do solo, variáveis seguindo uma dependência com a
localização geográfica, influenciada pelas condições de clima, vegetação,
topografia, sistema de manejo, entre outros. Vários trabalhos empregando
técnicas de geoestatística têm mostrado que a variabilidade do solo não é
18
aleatória, e possui dependência espacial (Silva, 1988; 1985; Webster, 1989;
Vieira e Maria, 1996).
A preocupação com a variabilidade espacial remonta-se a
preocupação com a variabilidade espacial de solos não é um assunto novo,
desde o início da Ciência do Solo, pesquisadores reconheceram sua
existência e a têm incluído em seus modelos (Reichardt, 1986).
Vieira et al. (1983) apresenta uma revisão sobre experimentos em
campo que datam desde 1913, mas foi a partir da metade do século XX que
estudos dessa natureza passam por um tratamento especial, quando Krige,
observou, em trabalhos de mineração na África do Sul, que as variâncias da
concentração de ouro eram dependentes das distâncias entre as amostras.
A partir de então, Krige desenvolveu um ramo da ciência baseado na
distribuição e na variabilidade dos valores em função do seu arranjo espacial
ou temporal: a chamada geoestatística.
Vários são os métodos para se medir a variabilidade, mas o
semivariograma é a ferramenta mais utilizada para amostras coletadas nas
duas dimensões dos campos, e se a interpolação entre os locais medidos for
necessária para construção de mapas de isolinhas, ela é a mais adequada
(Vieira et al., 1983; Nunes, 1998). Assim, a geoestatística se mostra como
uma ferramenta poderosa para se medir e compreender a variabilidade do
solo.
2.6 Geoestatística
No estudo da variabilidade do solo métodos que partem de teorias
regionalizadas tem explicado melhor esse fenômeno. Assim, a geoestatística
pode ser empregada na descrição da variabilidade espacial do solo a partir
de semivariogramas. Sendo, portanto, uma importante ferramenta para
estudos de variabilidade do solo, isso porque os métodos geoestatísticos
apresentam respostas a uma série de perguntas impossíveis de responder
pelo métodos estatísticos clássicos (Reichardt et al., 1986).
19
Os métodos da estatística clássica, geralmente partem de
presuposição de que as variáveis aleatórias são independentes entre si, ou
seja, que observações vizinhas não exercem influencias umas sobre as
outras (Vieira, 1999; Guimarães, 2001). Porém, na natureza os fenômenos
apresentam-se freqüentemente com uma certa estruturação nas variações
entre vizinhos, podendo-se dizer que as variações não são aleatórias e,
portanto, apresentam algum grau de dependência (Guimarães, 2001). Além
disso, no estudo de problemas agronômicos, sob condições de campo, a
variabilidade espacial, à luz da estatística clássica, é, por via de regra,
considerada como um problema praticamente insolúvel (Reichardt et al.,
1986).
Vieira (2000), afirma que quando há presença de dependência
espacial há a necessidade do uso da geoestatística, fundamentada na teoria
das variáveis regionalizadas desenvolvida por Matheron (1971), o qual
define uma variável regionalizada por uma função espacial numérica, que
varia de um local para outro, com uma continuidade aparente e cuja variação
não pode ser expressa por uma função matemática simples.
O semivariograma é a forma comumente de expressar a dependência
espacial, que através de um interpolador da geoestatística denominado de
krigagem (em homenagem ao matemático sul-africano D.G. Krige) pode-se
estimar qualquer valor dentro do campo em qualquer posição, sem
tendência e com variância mínima (Vieira, 2000). Burgess e Webster (1980)
apud Vieira (2000), considera a krigagem como um ótimo interpolador, pois
se utiliza da dependência espacial através do semivariograma para estimar
qualquer ponto dentro do campo.
No entanto, a geoestatística deve ser considerada como mais uma
ferramenta, para analise dos dados a qual nos possibilite tirar vantagens da
variabilidade do solo, ao invés de desconsiderá-la (Reichardt et al., 1986).
3 MATERIAL E MÉTODOS
O experimento foi realizado em talão comercial de 180 ha em um
Latossolo Vermelho distrófico típico, textura argilosa (505,7 g.kg
-1
), na
fazenda Farroupilha, localizada na Serra da Petrovina, Pedra Preta, Mato
Grosso, em agosto de 2003.
Foram coletadas 85 amostras de solos por instrumento de
amostragem. Foram utilizados enxadão, pá-de-corte, trado holandês, trado
sonda e um quadriciclo em uma malha fixa de 150 x 150 m, sendo os pontos
da malha georreferenciados com GPS Garmin 12. Em cada ponto, as
amostras foram coletadas individualmente, distanciados de 20 cm entre
instrumentos. Cada amostra foi homogeneizada em balde plástico,
acondicionada em saco plástico e devidamente identificada.
A coleta utilizando-se a pá-de-corte foi feita mediante a confecção de
uma cova de 20 cm de comprimento por 20 cm de largura e 20 cm de
profundidade e potencialmente foi retirado uma fatia de solo, com espessura
de cinco centímetros, cortando-se de cima para baixo, tomando-se somente
a faixa central da amostra.
Com o trado sonda as amostras foram coletadas até a profundidade
de 20 cm, retirando-se as amostras de solo em duas etapas, isto é, de 0 a
10 cm e de 10 a 20 cm, no mesmo ponto, sendo esse procedimento repetido
três vezes em cada ponto de coleta. Esse procedimento foi adotado devido o
volume de solo amostrado por esse instrumento, ser insuficiente para
realização das análises laboratoriais.
A amostragem com o trado holandês foi feita introduzido-o ao solo
mediante pressão, num processo giratório no sentido horário até à
profundidade de 20 centímetros, retirando-o posteriormente puxando-o para
21
cima e eliminando-se as extremidades colocando-se a amostra em balde
plástico.
As amostras, após secas ao ar e peneiradas foram analisadas
química e fisicamente, segundo a metodologia da Embrapa (1997) no
Laboratório de Solos da Faculdade de Agronomia e Medicina Veterinária
(FAMEV) da Universidade Federal de Mato Grosso (UFMT).
Foram determinados o pH em H
2
O e em CaCl
2
na relação
solo/solução 1:2,5, o cálcio e magnésio, e o alumínio trocáveis foram
extraídos com KCl 1 mol L
-1
não tamponado, que foram dosados,
respectivamente, por titulometria com EDTA e com NaOH. Já os teores de H
+ Al (acidez potencial) foram obtidos com extrator acetato de cálcio a 0,5 mol
L
-1
em pH 7,0, que foram dosados por titulometria com NaOH. Os teores de
P e K foram obtidos por extração com Mehlich-1 e foram dosados por
colorimetria e fotometria de chama, respectivamente.
Os dados obtidos foram inicialmente transformados na escala de 0 a 1
e analisados pela estatística descritiva (cálculo da média, análise de
variância, teste de homogeneidade da variância, coeficiente de variação
(CV), amplitude de variação, assimetria, análise de distribuição de
freqüência de dados, teste de distribuição normal) e realizado o teste de
Dunnett em nível de 5% com o uso do software SPSS 10.
A magnitude da dispessão das variáveis estudadas foi mensurada
pela comparação do coeficiente de variação, conforme sugerido por
Pimentel Gomes (2000), onde o grau de disperssão é: Baixo = CV≤10%; M =
Médio = 10%>CV<20%; F = Forte = 20%>CV<30%; e MF = Muito Forte =
30%<CV.
Além disso, os resultados obtidos foram expressos através de
parâmetros dos semivariogramas, com base nas pressuposições de
estacionariedade da hipótese intrínseca, o qual pode ser estimado por:
N(h)
γ (h) = 1 ∑ [Z (X
i
) – Z(X
i
+ h)]
2
.........................(1)
2N(h)
i =1
22
onde N(h) é o número de pares de pontos medidos Z(X
i
) e Z(X
i
+ h),
separados por um vetor h (Vieira et al., 1997, Gonçalves, 1999, Oliveira et
al., 1999, Vieira, 2000), ajustados aos diversos modelos de variogramas
produzidos pelo software Gamma Desing (Robertson, 2000), que foram
utilizados no software Surfer (SURFER 7.0, 1999) para a produção dos
diversos mapas, através da técnica de Krigagem, cuja estimativa é expressa
matematicamente pela equação (Couto e Klamt, 1999, Gonçalves et al.,
1999, e Vieira, 2000):
onde: N é o número de valores medidos, Z(X
i
), envolvidos na estimativa, e λ
i
são os pesos associados a cada valor medido, Z(X
i
).
Para aferir a precisão dos mapas e fornecer informações mais
precisas para a krigagem e os semivariogramas, foi utilizada a técnica da
validação cruzada, que permite a determinar a relação entre os valores
medidos e estimados em função da estrutura de variância definida pela
análise dos semivariogramas (Goovaerts, 1997, apud Couto e Klamt, 1999).
Os mapas de distribuição espacial dos atributos do solo estudados
foram confeccionados com auxilio do software Surfer 7.0. Com os mapas
obtidos foram calculadas as diferenças dos teores dos atributos das
amostras de solo retiradas com TH, QD e SD em relação ao equipamento
padrão (PC) (eq 3).
D = A - B (3)
onde: D = Diferença entre os mapas em relação a PC; A = mapa do atributo
amostras de solo retiradas com TH, QD e SD; e B = mapa do atributo das
amostras de solo retiradas com PC.
As diferenças entre os mapas geraram valores positivos, negativos e
zero (0) (valores iguais a média). Assim sendo, foi delimitado as faixas das
diferenças a partir das seguintes fórmulas (eq. 4):
N
Z (X
0
) = ∑ λ
i
Z(X
i
).........................................(2)
i = 1
23
Limite superior e inferior = + t
α
x
n
s
(4)
Os valores acima do limite superior foram considerados
superestimados e os valores abaixo do limite inferior subestimados em
relação aos obtidos com a PC.
Com o uso do software SIARCS 3.0 foram calculadas as áreas
correspondentes e posteriormente foram transformadas em valores de
porcentagens: superiores, iguais e inferiores ao padrão (PC).
4 RESULTADOS E DISCUSSÃO
4.1 Cálcio
O valor médio de cálcio (Ca) no solo foi de 0,35, sendo que o valor
mínimo observado (0) foi obtido com o trado holandês (TH) e quadriciclo
(QD), e o valor máximo observado (0,99) com o trado sonda (SD) (Tabela 1).
O Coeficiente de Variação (CV) variou entre 25 e 55%, sendo obtidos com
SD e QD, respectivamente.
Chig (2005) observou uma variação do CV entre 4 a 59%, para os
valores em cálcio de amostras de solo coletadas com PC e TH,
respectivamente. Cambardella e Karlen (1999) observaram um CV de 16 a
68% para os valores de Ca nas amostras de solos.
Alvarez V e Guarçoni (2003) por sua vez observaram CV de 24,7 a
37,8% para os valores de Ca em amostras de solos coletadas com trado
caneca, e 26,6% com a pá-de-corte.
A magnitude da disperssão dos dados em relação à média de cálcio
foi forte, conforme proposta sugerida por Pimentel Gomes (2000).
As médias dos valores de cálcio do solo coletado com o TH e o SD
do diferiram estatisticamente a 5% das demais medias. Desta forma, pode-
se inferir que quanto aos valores de cálcio das amostras coletadas com QD
são semelhantes ao obtido com o uso da pá-de-corte.
25
TABELA 1. Estatística clássica dos valores de Ca dos Talhões 4 e 6 da
Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
At
1
Instr.
2
min
3
max
4
a
5
média
6
s
7
C.V.
8
GD
9
PC 0,07 0,62 0,55 0,36 a 0,13 36
F
TH 0,02 0,83 0,81 0,29 b 0,16 55
F
SD 0,22 0,99 0,77 0,52 b 0,13 25
F
Ca
QD 0,02 0,46 0,44 0,23 a 0,12 52
F
Média 0,08 0,72 0,65 0,35 0,13 42
F
‘
1
Atributo,
2
Instrumentos,
3
Valor mínimo,
4
Valor máximo,
5
Amplitude,
6
Médias seguida por letras não diferem do
instrumento padrão (PC) pelo teste de Dunnett em nível de 5% de probabilidade,
7
Desvio Padrão,
8
Coeficiente de
variação,
9
Grau de disperssão. *B = Baixa = CV≤10%; M = Média = 10%>CV<20%; F = Forte = 20%>CV<30%; e
MF = Muito Forte = 30%<CV (Pimentel Gomes, 2000).
Os modelos matemáticos dos semivariogramas dos valores de Ca
das amostras de solo, apresentaram em média o efeito pepita de 0,0073,
com patamar de 0,0335 e o alcance de 884,06 metros, coeficiente de
determinação do semivariograma de 0,71 e soma dos quadrados residuais
de 0,0034 (Tabela 2).
TABELA 2. Características do semivariograma dos valores de Ca dos
Talhões 4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
At.
1
Instr.
2
M
3
Co
4
Co+C
5
AE
6
R
2
(s)
7
SQR
8
Co/Co+C
9
D.E.
10
PC EXP 0,0024 0,017 279 0,86 4,95E-05 14,1
F*
TH EXP 0,016 0,084 4239,72 0,42 1,27E-02 19,0
F*
QD ESF 0,0097 0,023 1394 0,68 8,52E-04 42,2
M*
Ca
SD ESF 0,001 0,01 636 0,88 2,15E-05 10,0
F*
Média 0,0073 0,0335 884,06 0,71 0,0034 21,3
F*
1
Atributo;
2
instrumento: PC = Pá-de-Corte, TH = Trado Holandês, QD = Quadriciclo, SD = Trado Sonda;
3
Modelo
Matemático: Esf = Esférico, Exp = Exponencial;
4
Efeito pepita;
5
Patamar;
6
Alcance Efetivo;
7
Coeficiente de
regressão do semivariograma;
8
Soma do Quadrado do Resíduo;
9
Relação Efeito Pepita e Patamar;
10
Dependência
Espacial: *Segundo Cambardella et al., (1994); Guimarães, (2001) é Forte = Co/Co+C≤0,25; M = Moderada =
0,25>Co/Co+C≤0,75; e B = Baixa = 0,75>Co/Co+C<100.
Os modelos matemáticos dos semivariogramas que melhor se
ajustaram para explicar a variabilidade espacial de Ca foram o esférico e o
exponencial, corroborando com a afirmação de Vendrusculo (2003).
26
Cambardella e Karlen (1999) encontraram para cálcio os modelos teóricos
de semivariogramas esférico, linear e exponencial.
A forma de se visualizar as áreas, que possuem variabilidade espacial
comprovada, é mediante os mapas de isolinhas obtidos através da
interpolação dos dados, pelo método da krigagem. As linhas fechadas e
próximas caracterizam área com maior variabilidade, enquanto a presença
de linhas espaçadas é condição de uma variabilidade menor (Figuras 1).
Pode-se notar a existência de semelhança visual dos valores de
cálcio obtidos com os instrumentos TH e SD e em parte com o QD. Sendo
esses mapas ligeiramente diferentes do padrão PC. Mesmo assim, pode-se
observar uma semelhança ao mapa obtido com o TH.
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0.02
0.15
0.28
0.41
0.54
TH
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
PC
SD
QD
Ca
FIGURA 1. Distribuição espacial dos valores de Ca obtidos com a PC, o TH,
o SD e o QD em malha fixa de 150 m x 150 m nos Talhões 4 e 6
da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT.
27
As diferenças obtidas entre as áreas dos mapas do QD, do TH e do
SD em relação à PC, dadas em porcentagem, mostraram que em 79% da
área do mapa de distribuição espacial dos valores de cálcio obtidos com o
SD foram iguais à PC (Figura 2) conforme intervalo de confiança obtido com
o Teste t. Enquanto, que o valor de Ca foi superestimado em 70% da área
com o TH. Os resultados encontrados neste trabalho não são semelhantes
aos observados por Chig (2005) que estudou a distribuição espacial dos
atributos do solo em função de diferentes instrumentos de amostragem, e
observou que para os valores de cálcio, o instrumento que apresentou
resultado mais próximo aos obtidos com a PC, foi o TH, principalmente nos
solos de textura arenosa.
0%
20%
40%
60%
80%
100%
QD - PC SD - PC TH - PC
Subestimou Igual Superestimou
FIGURA 2. Diferenças dos valores das áreas dos mapas de Ca (em %)
entre SD e TH em relação a PC, nos talhões 4 e 6 da Faz.
Farroupilha, Pedra Preta – MT.
.
Diferença em %
28
4.2 Magnésio
O valor médio de magnésio no solo foi de 0,79, sendo que o menor e
(0,1) e o maior (1,0) valor de Mg foram obtidos com o trado holandês e,
trado sonda e pá-de-corte, respectivamente (Tabela 3).
O maior coeficiente de variação (35%) foi obtido com o TH. Chig
(2005) por sua vez observou maior coeficiente de variação (94%) para Mg
obtido com a PC, em solo arenoso. Cambardella e Karlen (1999)
observaram CV de 24 a 35% para magnésio.
O grau de dispersão dos valores obtidos foi considerado forte para
todos os instrumentos, conforme proposta sugerida por Pimentel Gomes
(2000). A maior amplitude (a) e coeficiente de variação foram obtidos com o
SD e o TH, respectivamente.
As médias dos instrumentos utilizados não diferiram pelo teste de
Dunnett em nível de 5% para os valores de Mg. Demonstrando que os
resultados dos instrumentos foram semelhantes ao da PC.
TABELA 3. Estatística clássica dos valores de Mg dos Talhões 4 e 6 da
Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
C.S.
1
Instr.
2
min
3
max
4
a
5
média
6
s
7
C.V.
8
GD
9
PC 0,22 1,00 0,78 0,59 a 0,16 27
F*
TH 0,10 0,99 0,89 0,54 a 0,19 35
F*
QD 0,31 0,88 0,57 0,58 a 0,13 22
F*
Mg
SD 0,20 1,00 0,80 0,54 a 0,18 33
F*
Média 0,18 0,97 0,79 0,56 0,16 29
F*
‘
1
Atributo,
2
Instrumentos,
3
Valor mínimo,
4
Valor máximo,
5
Amplitude,
6
Médias seguida por letras não diferem do
instrumento padrão (PC) pelo teste de Dunnett em nível de 5% de probabilidade,
7
Desvio Padrão,
8
Coeficiente de
variação,
9
Grau de disperssão. *B = Baixa = CV≤10%; M = Média = 10%>CV<20%; F = Forte = 20%>CV<30%; e
MF = Muito Forte = 30%<CV (Pimentel Gomes, 2000).
Os modelos matemáticos ajustados apresentaram uma dependência
espacial de forte para todos os instrumentos estudados, evidenciando a
confiabilidade dos modelos (Tabela 4).
29
TABELA 4. Características do semivariograma dos valores de Mg dos
Talhões 4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
At.
1
Instr.
2
M
3
Co
4
Co+C
5
AE
6
R
2
(s)
7
SQR
8
Co/Co+C
9
D.E.
10
PC Esf. 0,003 0,028 1341 0,87 2,98E-05 0,1
F
TH Efeito pepita puro
QD Exp. 0,1 0,035 1413,24 0,87 5,52E-04 2,9
F
Mg
SD Esf. 0,19 0,07 1413,24 0,82 3,04E-03 2,7
F
Média 0,0977 0,0443 1091,16 0,8533 0,0012 2,2
F
1
Atributo;
2
instrumento: PC = Pá-de-Corte, TH = Trado Holandês, QD = Quadriciclo, SD = Trado
Sonda;
3
Modelo Matemático: Esf = Esférico, Exp = Exponencial;
4
Efeito pepita;
5
Patamar;
6
Alcance
Efetivo;
7
Coeficiente de regressão do semivariograma;
8
Soma do Quadrado do Resíduo;
9
Relação
Efeito Pepita e Patamar;
10
Dependência Espacial: *Segundo Cambardella et al., (1994); Guimarães,
(2001) é Forte = Co/Co+C≤0,25; M = Moderada = 0,25>Co/Co+C≤0,75; e B = Baixa =
0,75>Co/Co+C<100.
A distribuição espacial dos valores de magnésio devido à utilização de
diferentes instrumentos de amostragem de solo pode ser observada na
Figura 3. Pode-se notar a existência de semelhança visual das áreas dos
mapas obtidos com os instrumentos TH e SD.
30
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0.25
0.4
0.55
0.7
0.85
PC
QD
SD
Mg
Efeito pepita
TH
FIGURA 3. Distribuição espacial dos valores de Mg obtidos com a PC, o TH,
o SD e o QD em malha fixa de 150 m x 150 m nos Talhões 4 e 6
da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT.
As diferenças obtidas entre as áreas dos mapas do QD e do SD em
relação à PC, mostraram que pelo menos 57% dos valores das áreas de
magnésio no solo obtidos com SD foram iguais à PC (Figura 4) conforme
intervalo de confiança obtido pelo Teste t. No entanto, os valores obtidos
com o QD subestimaram em 40% os valores de magnésio das áreas do
mapa, quando comparado com a PC. Pode-se afirmar que esse instrumento
de coleta de solo foi inadequado para amostragem de solo com finalidade de
determinar os valores das áreas de magnésio no solo em relação a pá-de-
corte. Chig (2005) obteve resultados diferentes para magnésio, os quais
quando coletados com o TH, foram os que mais se aproximaram dos
resultados daqueles com a PC.
31
0%
20%
40%
60%
80%
100%
QD - PC SD - PC TH - PC
Subestimou Igual Superestimou
EFEITO
PEPITA
PURO
FIGURA 4. Diferenças dos valores das áreas dos mapas de Mg (em %)
entre SD e TH em relação a PC, nos talhões 4 e 6 da Faz.
Farroupilha, Pedra Preta – MT.
4.3 pH em CaCl
2
O valor médio do pH em CaCl
2
no solo foi de 5,43. O mínimo e o
máximo foram 4,4 e 5,9 obtidos com o SD e o TH, respectivamente (Tabela
5). Os valores mínimos são considerados inadequados às plantas segundo
CFSEMG (1999).
O grau de dispersão dos valores obtidos foi baixo para todos os
instrumentos utilizados, sendo que o SD proporcionou a maior amplitude (a).
As médias dos instrumentos utilizados não diferiram pelo teste de
Dunnett em nível de 5% para os valores de pH. Desta forma, pode-se inferir
que em relação aos valores de pH, os resultados de pH obtidos com os
diferentes instrumentos utilizados são semelhantes aos obtidos com o uso
da pá-de-corte.
Diferença em %
32
TABELA 5. Estatística clássica dos valores de pH em CaCl
2
dos Talhões 4 e
6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
C.S.
1
Instr.
2
min
3
max
4
a
5
média
6
s
7
C.V.
8
GD
9
PC 0,01 0,48 0,47 0,24 a 0,11 46
F
TH 0,01 1,00 0,99 0,26 a 0,19 73
F
QD 0,01 0,48 0,47 0,27 a 0,10 37
F
pH
CaCl
2
SD 0,01 0,38 0,37 0,20 a 0,10 50
F
Média 0,01 0,58 0,57 0,24 0,12 51
F
‘
1
Atributo,
2
Instrumentos,
3
Valor mínimo,
4
Valor máximo,
5
Amplitude,
6
Médias seguida por letras não diferem do
instrumento padrão (PC) pelo teste de Dunnett em nível de 5% de probabilidade,
7
Desvio Padrão,
8
Coeficiente de
variação,
9
Grau de disperssão. *B = Baixa = CV≤10%; M = Média = 10%>CV<20%; F = Forte = 20%>CV<30%; e
MF = Muito Forte = 30%<CV (Pimentel Gomes, 2000).
Os modelos dos semivariogramas, com seus respectivos
parâmetros para os valores de pH em CaCl
2
devido a diferentes
instrumentos de coletas de solo, podem ser observados no Tabela 6.
TABELA 6. Características do semivariograma dos valores de pH em CaCl
2
dos Talhões 4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
At.
1
Instr.
2
M
3
Co
4
Co+C
5
AE
6
R
2
(s)
7
SQR
8
Co/Co+C
9
D.E.
10
PC
EXP 0,007 0,014 1944 0,37 3,37E-04 0,5 M
TH
Efeito pepita puro
QD
EXP 0,006 0,013 3924 0,36 3,98E-05 0,5 M
pH CaCl2
SD
EXP 0,006 0,012 3123 0,43 2,00E-05 0,5 M
Média
0,006 0,0132997 0,39 0,0001 0,5 M
1
Atributo;
2
instrumento: PC = Pá-de-Corte, TH = Trado Holandês, QD = Quadriciclo, SD = Trado
Sonda;
3
Modelo Matemático: Esf = Esférico, Exp = Exponencial;
4
Efeito pepita;
5
Patamar;
6
Alcance
Efetivo;
7
Coeficiente de regressão do semivariograma;
8
Soma do Quadrado do Resíduo;
9
Relação
Efeito Pepita e Patamar;
10
Dependência Espacial: *Segundo Cambardella et al., (1994); Guimarães,
(2001) é Forte = Co/Co+C≤0,25; M = Moderada = 0,25>Co/Co+C≤0,75; e B = Baixa =
0,75>Co/Co+C<100.
A distribuição espacial dos valores de pH em CaCl
2
, devido à
utilização de diferentes instrumentos de amostragem de solo, podem ser
observada, respectivamente, nos mapas da Figura 5.
33
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0.07
0.15
0.23
0.31
0.39
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
QD
P
C
SD
pH CaCl2
Efeito pepita
TH
FIGURA 5. Distribuição espacial dos valores de pH CaCl
2
obtidos com a PC,
o TH, o SD e o QD em malha fixa de 150 m x 150 m nos
Talhões 4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT.
Pode-se observar na Figura 6 que os valores de pH em CaCl
2
das
amostras coletadas com SD e o QD foram iguais aos da PC em 52 e 67% da
área. Assim, em relação ao pH em CaCl
2
qualquer um destes instrumentos
mostrou-se adequado para amostragem de solo visando determinar pH em
CaCl
2
em alternativa à PC.
34
0%
20%
40%
60%
80%
100%
QD - PC SD - PC TH - PC
Superestimou Igual Subestimou
EFEITO
PEPITA
PURO
FIGURA 6. Diferenças dos valores das áreas dos mapas de pH em CaCl
2
(em %) entre SD e TH em relação a PC, nos talhões 4 e 6 da
Faz. Farroupilha, Pedra Preta – MT.
4.4 Fósforo
Os resultados da estatística clássica para fósforo estão apresentados
na Tabela 7. Os valores de fósforo das amostras de solo coletadas com o
TH, o SD e o QD diferiram significativamente dos coletados com o
instrumento padrão (PC). O valor máximo obtido foi 0,82 para o QD e o valor
mínimo (0,01) para todos os instrumentos. O grau de dispersão dos dados
foi médio para a PC e forte para os demais instrumentos. De forma geral,
todos os instrumentos se comportaram semelhantes a PC, e levando em
consideração somente a estatística clássica, todos os instrumentos podem
ser uma boa alternativa para coleta de amostra de solo com objetivo de
determinar o teor de P no solo, trazendo agilidade e confiabilidade.
Diferen
ç
a em %
35
TABELA 7. Estatística clássica dos valores de fósforo dos Talhões 4 e 6 da
Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
C.S.
1
Instr.
2
min
3
max
4
a
5
média
6
s
7
C.V.
8
GD
9
PC 0,01 0,18 0,17 0,06 a 0,04 67
F
QD 0,01 0,82 0,81 0,32 b 0,18 56
F
SD 0,01 0,34 0,33 0,13 b 0,08 62
F
P
TH 0,01 0,32 0,31 0,14 b 0,07 50
F
Média
0,01 0,41 0,40 0,16 0,09 59
F
‘
1
Atributo,
2
Instrumentos,
3
Valor mínimo,
4
Valor máximo,
5
Amplitude,
6
Médias seguida por letras não diferem
do instrumento padrão (PC) pelo teste de Dunnett em nível de 5% de probabilidade,
7
Desvio Padrão,
8
Coeficiente de variação,
9
Grau de disperssão. *B = Baixa = CV≤10%; M = Média = 10%>CV<20%; F = Forte
= 20%>CV<30%; e MF = Muito Forte = 30%<CV (Pimentel Gomes, 2000).
Os valores dos modelos matemáticos dos semivariogramas que
melhor se adaptaram para expressar a distribuição espacial dos valores de P
das amostras de solo podem ser observados na Tabela 8.
TABELA 8. Características do semivariograma dos valores de P dos
Talhões 4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
At.
1
Instr.
2
M
3
Co
4
Co+C
5
AE
6
R
2
(s)
7
SQR
8
Co/Co+C
9
D.E.
10
PC EXP 0,0014 0,0022 516 0,56 8,42E-07 0,6
M
QD ESF 0,015 0,053 1413 0,87 3,26E-04 0,3
M
SD EXP 0,0026 0,0104 4239 0,90 7,08E-06 0,3
M
P
TH EXP 0,004 0,014 4239 0,37 2,82E-03 0,3
M
Média 0,0058 0,0199 1102 0,67 8,00E-04 0,3
M
1
Atributo;
2
instrumento: PC = Pá-de-Corte, TH = Trado Holandês, QD = Quadriciclo, SD = Trado
Sonda;
3
Modelo Matemático: Esf = Esférico, Exp = Exponencial;
4
Efeito pepita;
5
Patamar;
6
Alcance
Efetivo;
7
Coeficiente de regressão do semivariograma;
8
Soma do Quadrado do Resíduo;
9
Relação
Efeito Pepita e Patamar;
10
Dependência Espacial: *Segundo Cambardella et al., (1994); Guimarães,
(2001) é Forte = Co/Co+C≤0,25; M = Moderada = 0,25>Co/Co+C≤0,75; e B = Baixa =
0,75>Co/Co+C<100.
A Figura 7 apresenta os mapas de variabilidade espacial do solo
gerado por TH e PC. Embora a estatística clássica tenha demonstrado uma
semelhança dos dados, os mapas demonstram certa diferença nos
resultados dos instrumentos.
36
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
0.01
0.16
0.31
0.46
0.61
PC
TH
SD
QD
P
FIGURA 7. Distribuição espacial dos valores de fósforo obtidos com a PC, o
TH, o SD e o QD em malha fixa de 150 m x 150 m nos Talhões
4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT.
As diferenças obtidas entre as áreas dos mapas do TH, do QD e do
SD em relação à PC, mostraram que pelo menos 81% dos valores das áreas
de fósforo no solo obtidos com SD foram iguais à PC (Figura 8) conforme
intervalo de confiança obtido pelo Teste t. No entanto, os valores obtidos
com o TH e o QD superestimaram em 65 e 72%, respectivamente, os
valores de fósforo, quando comparado com a PC. Pode-se afirmar que o SD
foi o instrumento de coleta de solo mais adequado para amostragem de solo
com finalidade de determinar os valores de fósforo no solo em relação a pá-
de-corte. Chig (2005) obteve resultados diferentes para fósforo.
37
0%
20%
40%
60%
80%
100%
QD - PC SD - PC TH - PC
Subestimou Igual Superestimou
FIGURA 8. Diferenças dos valores de fósforo entre a PC e o TH nos Talhões
4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT.
4.5 Potássio
O valor médio de potássio das amostras de solos coletadas com os
diferentes instrumentos foi de 0,30, sendo que o valor mínimo (0,01), foram
obtidos com a PC, o TH e o QD, e o valor máximo (1) com o TH e o SD
(Tabela 9). O maior CV foi de 74%. Shi et al. (2000) observaram CV para os
valores de K nas amostras de solos inferiores aos obtidos neste trabalho.
Podem ser observados na Tabela 10 os modelos dos
semivariogramas, com seus respectivos parâmetros para os valores de K
devido a diferentes instrumentos de coletas de solo.
Diferen
ç
a em %
38
TABELA 9. Estatística clássica dos valores de potássio dos Talhões 4 e 6
da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
At.
1
Instr.
2
min
3
max
4
a
5
média
6
s
7
C.V.
8
GD
9
PC 0,01 0,96 0,95 0,23a 0,17 74
F
QD 0,01 0,63 0,62 0,34b 0,15 44
F
SD 0,03 1,00 0,97 0,41b 0,23 56
F
K
TH 0,01 1,00 0,99 0,23a 0,15 65
F
Média 0,01 0,90 0,88 0,30 0,17 60
F
‘
1
Atributo,
2
Instrumentos,
3
Valor mínimo,
4
Valor máximo,
5
Amplitude,
6
Médias seguida por letras
não diferem do instrumento padrão (PC) pelo teste de Dunnett em nível de 5% de
probabilidade,
7
Desvio Padrão,
8
Coeficiente de variação,
9
Grau de disperssão. *B = Baixa =
CV≤10%; M = Média = 10%>CV<20%; F = Forte = 20%>CV<30%; e MF = Muito Forte =
30%<CV (Pimentel Gomes, 2000).
TABELA 10. Características do semivariograma dos valores de K Talhões 4
e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT
At.
1
Instr.
2
M
3
Co
4
Co+C
5
AE
6
R
2
(s)
7
SQR
8
Co/Co+C
9
D.E.
10
PC ESF 0,0001 0,03 306 0,7 2,81E-04 0,0
F
QD SEM MODELO
K
SD ESF 0,001 0,22 1413 0,55 6,50E-02 0,0
F
TH EXP 0,011 0,33 4239 0,84 1,18E-04 0,0
F
1
Atributo;
2
instrumento: PC = Pá-de-Corte, TH = Trado Holandês, QD = Quadriciclo, SD = Trado
Sonda;
3
Modelo Matemático: Esf = Esférico, Exp = Exponencial;
4
Efeito pepita;
5
Patamar;
6
Alcance
Efetivo;
7
Coeficiente de regressão do semivariograma;
8
Soma do Quadrado do Resíduo;
9
Relação
Efeito Pepita e Patamar;
10
Dependência Espacial: *Segundo Cambardella et al., (1994); Guimarães,
(2001) é Forte = Co/Co+C≤0,25; M = Moderada = 0,25>Co/Co+C≤0,75; e B = Baixa =
0,75>Co/Co+C<100.
A Figura 9 apresenta os mapas de variabilidade espacial do solo
gerado por TH, SD e PC. Para o instrumento QD, os modelos matemáticos
dos semivariogramas não se ajustaram ao método dos mínimos quadrados,
não sendo possível mapear com precisão a variabilidade espacial do valor de
K.
39
0 400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
200 600 1000 1400
200
400
600
800
1000
0
0.25
0.5
0.75
1
400 800 1200 1600
0
200
400
600
800
1000
PC
TH
SD
SEM MODELO
QD
K
FIGURA 9. Distribuição espacial dos valores de potássio obtidos com a PC, o
TH, o SD e o QD em malha fixa de 150 m x 150 m nos Talhões 4
e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta – MT.
Os valores obtidos com as diferenças entre as áreas dos mapas do
TH e do SD, superestimaram em 72% e 86%, respectivamente, os valores
de K quando comparado com a PC (Figura 10).
40
0%
20%
40%
60%
80%
100%
QD - PC SD - PC TH - PC
Subestimou Igual Superestimou
FIGURA 10. Diferenças dos valores de potássio entre TH e SD em relação a
PC nos Talhões 4 e 6 da Fazenda Farroupilha, Pedra Preta –
MT.
Nenhum um dos instrumentos estudados mostrou-se satisfatório para
amostragem de solo visando à obtenção do potássio das amostras de solo,
em alternativa à PC.
Diferen
ç
a em %
SEM
MODELO
5 CONCLUSÕES
1. Com base nos resultados do teste de Dunnett qualquer um dos
instrumentos estudados são alternativas em potencial para substituir a
PC;
2.
A utilização dos mapas de krigagem possibilitou visualizar as diferenças
espaciais dos valores de Ca, Mg, pH em CaCl
2
, fósforo e potássio
obtidos das amostras de solo coletadas com o trado holandês, trado
sonda e quadriciclo quando comparado aos obtidos com a PC.
6 CONSIDERAÇÕES FINAIS
Tendo em vista que o trado holandês e o trado sonda foram os
instrumentos de amostragem de solo que apresentaram, para a maioria dos
atributos estudados, resultados mais semelhantes aos do instrumento padrão
(pá-de-corte) na área de estudo, pode-se dizer que eles são os instrumentos de
coleta de amostra de solo mais recomendados para substituir a pá-de-corte. No
entanto, deve-se avaliar o custo da operação e a capacidade operacional do
instrumento. O trado holandês embora seja semelhante a pa-de-corte, ainda é
um processo manual e que dependendo da umidade o do solo, pode exigir
bastante esforço físico. O trado sonda por sua vez, tem seu manejo dificultado
pela resistência do solo, sendo dessa forma conforme manual de utilização
(Bravifer, N/D) necessário à retirada da amostra em duas etapas, de 0 a 10 cm
e de 10 a 20 cm, tornando a operação lenta e onerosa.
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- CFSEMG. Recomendação para o uso de corretivo e fertilizantes em
Minas Gerais – 4° aproximação./ Coordenadores: Lopes, Alfredo Scheid e
Guimarães, Paulo Tácito Gontijo, Lavras, 1989. 176p.
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Minas Gerais – 5° aproximação./ Coordenadores: Ribeiro, Antonio Carlos;
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Livros Grátis
( http://www.livrosgratis.com.br )
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