СПОСОБ ДИАГНОСТИКИ ПОТРЕБНОСТИ РАСТЕНИЙ В МИНЕРАЛЬНЫХ ЭЛЕМЕНТАХ ПИТАНИЯ

Изобретение относится к сельскому хозяйству, преимущественно к агрономической химии, и может быть использовано для диагностики потребности растений в элементах питания.

Известен способ диагностики потребности растений в элементах питания по изменению фотохимической активности хлоропластов при поочередном добавлении испытываемых элементов в суспензию хлоропластов растений [2]. Потребность растений в каждом из них устанавливают по увеличению, а избыток - по уменьшению фотохимической активности хлоропластов в сравнении с данными контрольного измерения фотохимической активности без добавления элемента.

Однако при таком подходе отзывчивость растений на обособленное испытание каждого из элементов питания не может служить объективным критерием истинной в них потребности, так как невозможно оценить важнейший фактор в агрохимии - взаимодействие между элементами, проявляющееся в увеличении (синергизм) или снижении (антагонизм) потребности растений в других элементах. Соотношение элементов и их взаимное влияние играет даже более существенную роль, нежели их концентрация в почвенном растворе [1, с.66-72]. Для максимального использования потенциала каждого сорта следует на протяжении всего вегетационного периода поддерживать элементы питания в оптимальном их соотношении [1, с.427], установить которое можно целенаправленным варьированием содержания элементов в смесях при выполнении диагностических действий.

Наиболее близким к изобретению является способ [4], согласно которому диагностируемые элементы добавляют в суспензию хлоропластов растений не обособленно, а смесями, составленными по матрице планирования метода случайного баланса. Номенклатуру и количество дефицитных для питания растений элементов выделяют по отклику и включают в питательную среду в соотношении, пропорциональном вкладу каждого элемента в отклик. Негативное влияние на развитие растений находящихся в почве избыточных питательных веществ нейтрализуют управляемой коррекцией вкладов в отклик элементов, в которых растения испытывают недостаток.

Однако специфика метода случайного баланса состоит в том, что применением его выделяют немногочисленное количество существенных элементов питания из большого их массива, относя малосущественные к «шумовому полю». На практике же, как правило, существенными являются все или большинство диагностируемых элементов, и задача состоит не в игнорировании какого-то из них, а в установлении оптимального количественного соотношения между ними в питательной среде. Кроме того, известный метод не представляет возможности использовать имеющуюся априорную информацию по уровню значимости диагностируемых элементов питания. Все это в совокупности снижает точность диагностирования [5, с.54].

Целью изобретения является более эффективное использование удобрения путем повышения точности диагностирования состава питательной среды растений.

Для достижения поставленной цели потребность растений в питательных веществах определяют не из произвольного набора элементов питания, а из ограниченного числа предпочтительных элементов, обусловленных биологическими особенностями диагностируемых растений.

Потребность растений в элементах питания определяют по методике планирования эксперимента. Высокую точность диагностирования обеспечивает реализация матрицы полного факторного эксперимента (ПФЭ), которая приемлема при количестве испытываемых элементов не более трех. В противном случае резко возрастают трудозатраты на эксперимент. При количестве элементов, большем трех, используют дробную реплику, обладающую достоинствами ПФЭ, но требующую значительно меньшее число опытов [3, с.41-42]. Дробная реплика более чувствительна в сравнении с методом случайного баланса [5, с.54].

Позитивная особенность дробной реплики состоит в возможности наращивания ее информативности целенаправленным смешиванием количественных оценок диагностируемых элементов. Для этого элементы питания выстраивают в ряд по известной для каждой культуры убывающей степени предпочтительности. Из выделенного ряда выбирают наиболее предпочтительные элементы, эффекты которых не смешивают. Эффекты оставшихся элементов с меньшей предпочтительностью смешивают с взаимодействиями элементов, начиная с наименее значимых самого высокого порядка (чем выше порядок взаимодействия, тем он менее значим). С уменьшением предпочтительности элементов питания порядок взаимодействий при них смешанных эффектов убывает.

Таким образом, при реализации матрицы дробной реплики высокая точность диагностирования состава питательной среды достигается тем, что эффекты наиболее предпочтительных и значимых элементов питания в максимальной степени очищены от примесей взаимодействий за счет их несмешивания или же смешивания с минимально значимыми взаимодействиями самого высокого порядка.

На базе матриц ПФЭ или дробной реплики (в зависимости от количества диагностируемых элементов питания) с помощью дисперсионного анализа по величине откликов оценивают значимость (вклад) диагностируемых элементов питания и устанавливают сбалансированное соотношение между ними с учетом явлений синергизма и антагонизма.

Определяют значение откликов по разнице фотохимической активности суспензии хлоропластов при добавлении в нее смесей диагностируемых элементов и контрольной суспензии без добавления элементов. Состав смесей формируют по матрице ПФЭ при количестве элементов питания не более трех и по матрице дробной реплики при количестве элементов питания, большем трех. Диагностируемые элементы в смесях варьируют на двух уровнях - отсутствие и наличие. Каждому составу смеси, обозначенному в матрице, определяют величину откликов для испытываемых растений, по которым выделяют элементы, дефицитные для их питания и избыточные. Значимое негативное влияние на развитие растений избыточных питательных веществ последовательно, начиная с максимально избыточного, нейтрализуют коррекцией вкладов в отклики элементов, в которых растения испытывают недостаток. Значимые дефицитные элементы с откорректированными вкладами включают в питательную среду в соотношении, пропорциональном вкладам в отклики.

В совокупности существенные признаки изобретения позволяют получить максимальный удобрительный эффект от используемых элементов питания.

В табл.1 приведена матрица дробной реплики, в табл.2 - отклики диагностируемых элементов, в табл.3 - коррекция откликов нейтрализацией избыточного элемента, в табл.4 - величина откликов диагностируемых элементов питания после нейтрализации избыточного элемента.

Осуществляют изобретение следующим образом.

К примеру, биологическими особенностями ячменя обусловлены 11 элементов питания, которые выстраивают в следующий ряд по убывающей степени предпочтительности: N - азот, Р - фосфор, К - калий, S - сера, Mg - магний, Zn - цинк, Fe - железо, В - бор, Мn - марганец, Cu - медь, Мо - молибден. Для реализации ПФЭ с 11 элементами питания требуется исполнить 2¹¹ или 2048 вариантов, что совершенно нереально, так как сопряжено с огромными трудозатратами. Поэтому в данном случае используют дробную реплику, позволяющую без потери информативности ПФЭ существенно сократить затраты на испытания.

При выборе дробности реплики учитывают, что для питания ячменя наиболее предпочтительны четыре элемента (N, Р, K, S), эффекты которых выделяют в чистом виде и не смешивают ни с какими эффектами других элементов. Таким образом, ограничиваются дробной репликой 2^11-7, в матрице которой всего лишь 16 вариантов (табл.1). Особенностью данной матрицы является наличие следующих эффектов взаимодействий, значимость которых возрастает с уменьшением их порядка. Это единственный эффект взаимодействия четвертого порядка N·P·K·S, четыре эффекта взаимодействия третьего порядка (N·P·K, N·P·S, N·K·S, P·K·S) и шесть эффектов взаимодействия второго порядка (N·P, N·K, N·S, Р·К, P·S, K·S).

Из оставшихся семи элементов (Mg, Zn, Fe, В, Мn, Cu, Мо) наиболее предпочтительный магний. Его эффект смешивают с эффектом наименее значимого взаимодействия четвертого порядка Mg→N·P·K·S. Эффекты очередных по убывающей предпочтительности элементов (цинка, железа, бора и марганца) смешивают с эффектами взаимодействий третьего порядка Zn→N·P·K, Fe→N·P·S, B→N·K·S, Mn→P·K·S. Эффекты наименее предпочтительных элементов из представленного ряда (меди и молибдена) смешивают с эффектами взаимодействий второго порядка, из которых наименее значимы Cu→N·S, Mo→P·K.

Для реализации матрицы дробной реплики из свежих листьев ячменя готовят суспензию хлоропластов и определяют ее фотохимическую активность без добавления элементов. Затем последовательно в суспензию добавляют смеси диагностируемых элементов, сформированные в соответствии с матрицей (табл.1), где элементы в смесях варьируют на двух уровнях: (0) - отсутствие, (+) - наличие в концентрации 10^-4…10^-10 М.

Для каждой j-ой строки матрицы (j=1, 2, 3, …, Z) определяют отклик по вариантам опыта Y_j в виде превышения или уменьшения (с отрицательным знаком) фотохимической активности суспензии хлоропластов с испытываемыми элементами питания над контрольной суспензией без добавления элементов. Для оценки дисперсии воспроизводимости проводят параллельные опыты с повторностью m. Определяют среднее значение откликов по вариантам опыта Y_j=(Y_1j+Y_2j)/m.

После выполнения диагностических действий в объеме табл.1 рассчитывают статистическую значимость вкладов элементов с применением t_крm - критерия Стьюдента на уровне 80…95% доверительной вероятности при числе степеней свободы Z(m-1)=16, где Z - количество вариантов опыта.

Значимыми для питания растений являются элементы, вклад которых в отклик Q_i превышает критическую величину Q_кр, определяемую по формуле [3, с.62-63]:

;

где - дисперсия в j-ой строке матрицы дробной реплики.

Расчетом установлено (табл.1). По нормированным данным [3, с.203-204] для 95% доверительной вероятности величина t_kp равна 2,119. Для полученных параметров Q_kp=3,57.

Затем строят табл.2 откликов по диагностируемым элементам.

Для этого строки табл.1 смещают относительно друг друга таким образом, чтобы средние значения откликов по вариантам опыта Y_j были ранжированы в порядке возрастания величины снизу-вверх. Значения Y_j заносят в крайний левый ранговый столбец. Правее для каждого i-го диагностируемого элемента (i=1, 2, 3,…, 11) выделяют по два столбца. В левом и правом столбцах каждой выделенной пары знаками (0) и (+) отмечают перенесенные из табл.1 значения откликов Y_j, которые соответствуют положению конкретного элемента, соответственно, на уровнях (0) и (+). Отдельно в левом и правом столбцах находят частные медианы [5, с.57]. При четном количестве точек медиана лежит между средними точками на равном от них удалении. Если же количество точек нечетное, то медианой является средняя точка. Разность Q_i между медианами справа и слева, но не наоборот, является вкладом i-го элемента в отклик (в нижней строке табл.2).

Наибольшие вклады (по модулю) дают более значимые элементы. В порядке убывания вкладов элементы питания располагают в ряд Q_Cu=21,5;

Q_K=20; Q_Zn=12,5; Q_Mg=-11 и т.д. Положительная величина вкладов элементов Cu, К, Zn и др. свидетельствует о потребности в них растений, а отрицательная элементов Mg, S, В и др. - об их избытке.

Негативное влияние на растения значимых избыточных элементов питания нейтрализуют коррекцией вкладов элементов, в которых растения испытывают потребность, последовательно стабилизируя избыточные элементы на уровне (0).

По величине отрицательного вклада (табл.2) со значимым откликом выделяется избыточный элемент магний (Q_Mg=-11, |Q_Mg|>|Q_kp|). В табл.1 вклад магния вычитают со своим знаком из величины Y; в строках, где он представлен на уровне (+), и получают откорректированные значения откликов по вариантам опыта Y_jk. (табл.3).

Затем по аналогии с табл.2 строят табл.4 откорректированных откликов вкладов диагностируемых элементов питания растений.

Имеющие место другие избыточные элементы с отрицательным вкладом (Мо, Fe, В) оказались не значимы, так как абсолютная величина их откликов не превышает Q_кр=3,57. Поэтому дальнейшую корректировку значений откликов не производят. После корректировки в порядке убывания дефицитные элементы представляют в ряд Q_cu=22,5; Q_k=16; Q_p=8,5 и др.

Из табл.4 вытекает, что условию значимости |Q_i|>|Q_кр| удовлетворяют элементы Cu, К, Р и Zn, которые должны быть компонентами питательной среды. Соотношение между ними устанавливают пропорционально величине Q_i, т.е. Cu/K/P/Zn=22,5/16/8,5/7,5.

Таблица 1 Матрица дробной реплики № варианта опыта Уровни варьирования диагностируемых элементов питания Значение отклика Текущее Среднее N Р к S Mg Zn Fe в Mn Cu Мо Y1j Y2j Yj 1   +   +   +   +   +   +   +   +   +   +   + 32 22 27 2   +   +   + 0   0     + 0   0   0   0     + 38 32 35 3   +   + 0     + 0   0     + 0   0   0   0   -31 -39 -35 4   +   + 0   0     + 0   0     +   +   + 0   6 8 7 5   + 0     +   + 0   0   0     + 0     + 0   24 32 28 6   + 0     + 0     + 0     + 0     + 0   0   -6 -4 -5 7   + 0   0     +   +   + 0   0     + 0     + -10 -14 -12 8   + 0   0   0   0     +   +   + 0     +   + 2 10 6 9 0     +   +   + 0   0   0   0     +   +   + 13 9 11 10 0     +   + 0     + 0     +   + 0   0     + -2 -4 -3 11 0     + 0     +   +   + 0     + 0   0   0   -77 -65 -71 12 0     + 0   0   0     +   + 0     +   + 0   30 22 26 13 0   0     +   +   +   +   + 0   0     + 0   13 17 15 14 0   0     + 0   0     + 0     +   + 0   0   -2 2 0 15 0   0   0     + 0   0     +   +   + 0     + -52 -42 -47 16 0   0   0   0     + 0   0   0   0     +   + 0 -4 -2

ЛИТЕРАТУРА

1. Агрохимия / Б.А. Ягодин, П.М. Смирнов, А.В. Петербургский и др. - М.: Агропромиздат, 1989. - 639 с.

2. А.с. 952168 СССР, М. Кл.³ А01G 31/02. Способ обеспечения растений минеральными элементами / А.С. Плешков, Б.А. Ягодин (СССР). - №2970658/30-15; заявл. 31.07.80; опубл. 23.08.82, Бюл. №31.

3. Евдокимов, Ю.А. Планирование и анализ экспериментов при решении задач трения и износа / Ю.А. Евдокимов, В.И. Колесников, А.И. Тетерин. - М.: Наука, 1980. - 228

4. Пат.2417576 Российская Федерация, МПК А01G 7/00. Способ диагностики потребности растений в минеральных элементах питания / Гуреев И.И.; патентообладатель ГНУ Всероссийский научно-исследовательский институт земледелия и защиты почв от эрозии. -№2009134741/21; заявл. 16.09.2009; опубл. 10.05.2011, Бюл. №1.3. - 7 с.: ил.2.

5. Статистические методы в инженерных исследованиях (лабораторный практикум): Учеб. пособие / В.П. Бородюк, А.П. Вощинин, А.З. Иванов и др. - М.: Высш. школа, 1983. - 216 с.