СПОСОБ ДИАГНОСТИКИ ПОТРЕБНОСТИ РАСТЕНИЙ В МИНЕРАЛЬНЫХ ЭЛЕМЕНТАХ ПИТАНИЯ
METHOD OF DIAGNOSTICS OF PLANT NEEDS IN MINERAL FERTILISER ELEMENTS

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.
11
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 2 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.
11-7
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, 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.
-4
-10
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…10 М.
j
j
1j
2j
Для каждой j-ой строки матрицы (j=1, 2, 3, …, Z) определяют отклик по вариантам опыта Y 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=(Y+Y)/m.
крm
После выполнения диагностических действий в объеме табл.1 рассчитывают статистическую значимость вкладов элементов с применением t - критерия Стьюдента на уровне 80…95% доверительной вероятности при числе степеней свободы Z(m-1)=16, где Z - количество вариантов опыта.
i
кр
Значимыми для питания растений являются элементы, вклад которых в отклик Q превышает критическую величину Q, определяемую по формуле [3, с.62-63]:
<mrow><msub><mi>Q</mi><mrow><mi>k</mi><mi>p</mi></mrow></msub><mo>=</mo><mfrac><mrow><mn>2</mn><msub><mi>t</mi><mrow><mi>k</mi><mi>p</mi></mrow></msub></mrow><mi>z</mi></mfrac><msqrt><mrow><mfrac><mn>1</mn><mi>m</mi></mfrac><msubsup><mi>Σ</mi><mrow><mi>j</mi><mo>=</mo><mn>1</mn></mrow><mi>z</mi></msubsup><msubsup><mi>S</mi><mi>j</mi><mn>2</mn></msubsup></mrow></msqrt><mrow><mo>{</mo><mi>Y</mi><mo>}</mo></mrow></mrow>
;
<mrow><msubsup><mi>S</mi><mi>j</mi><mn>2</mn></msubsup><mrow><mo>{</mo><mi>Y</mi><mo>}</mo></mrow></mrow>
где
- дисперсия в j-ой строке матрицы дробной реплики.
<mrow><msubsup><mi>S</mi><mi>j</mi><mn>2</mn></msubsup><mrow><mo>{</mo><mi>У</mi><mo>}</mo></mrow><mo>=</mo><mn>364</mn></mrow>
kp
kp
Расчетом установлено
(табл.1). По нормированным данным [3, с.203-204] для 95% доверительной вероятности величина t равна 2,119. Для полученных параметров Q=3,57.
Затем строят табл.2 откликов по диагностируемым элементам.
j
j
j
i
Для этого строки табл.1 смещают относительно друг друга таким образом, чтобы средние значения откликов по вариантам опыта Y были ранжированы в порядке возрастания величины снизу-вверх. Значения Y 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, 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 между медианами справа и слева, но не наоборот, является вкладом i-го элемента в отклик (в нижней строке табл.2).
Cu
Наибольшие вклады (по модулю) дают более значимые элементы. В порядке убывания вкладов элементы питания располагают в ряд Q=21,5;
K
Zn
Mg
Q=20; Q=12,5; Q=-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).
Mg
Mg
kp|
jk
По величине отрицательного вклада (табл.2) со значимым откликом выделяется избыточный элемент магний (Q=-11, |Q|>|Q). 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. (табл.3).
Затем по аналогии с табл.2 строят табл.4 откорректированных откликов вкладов диагностируемых элементов питания растений.
кр
cu
k=
p
Имеющие место другие избыточные элементы с отрицательным вкладом (Мо, Fe, В) оказались не значимы, так как абсолютная величина их откликов не превышает Q=3,57. Поэтому дальнейшую корректировку значений откликов не производят. После корректировки в порядке убывания дефицитные элементы представляют в ряд Q=22,5; Q16; Q=8,5 и др.
i
кр
i
Из табл.4 вытекает, что условию значимости |Q|>|Q| удовлетворяют элементы Cu, К, Р и Zn, которые должны быть компонентами питательной среды. Соотношение между ними устанавливают пропорционально величине Q, 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
Y<sub>1j</sub>
Y<sub>2j</sub>
Y<sub>j</sub>
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
<maths num="4"><math display="block"><mrow><msubsup><mi>S</mi><mi>j</mi><mn>2</mn></msubsup><mrow><mo>{</mo><mi>Y</mi><mo>}</mo></mrow><mo>=</mo><mn>364</mn></mrow></math><img file="00000004.tif" he="8" wi="25" img-content="undefined" img-format="tif" /></maths>
Таблица 2
Отклики диагностируемых элементов питания
Y<sub>i</sub>
N
Р
к
S
Mg
Zn
Fe
В
Mn
Cu
Мо
35
+
+
+
0
0
+
0
0
0
0
+
28
+
0
+
+
0
0
0
+
0
+
0
27
+
+
+
+
+
+
+
+
+
+
+
26
0
+
0
0
0
+
+
0
+
+
0
15
0
0
+
+
+
+
+
0
0
+
0
11
0
+
+
+
0
0
0
0
+
+
+
7
+
+
0
0
+
0
0
+
+
+
0
6
+
0
0
0
0
+
+
+
0
+
+
0
0
0
+
0
0
+
0
+
+
0
0
-2
0
0
0
0
+
0
0
0
0
+
+
-3
0
+
+
0
+
0
+
+
0
0
+
-5
+
0
+
0
+
0
+
0
+
0
0
-12
+
0
0
+
+
+
0
0
+
0
+
-35
+
+
0
+
0
0
+
0
0
0
0
-47
0
0
0
+
0
0
+
+
+
0
+
-71
0
+
0
+
+
+
0
+
0
0
0
Отклики
7,5
10
20
-3,5
-11
12,5
-2
-1,5
1,5
21,5
-1,5
Таблица 3
Коррекция откликов нейтрализацией избыточного элемента
№ варианта опыта
Уровни варьирования диагностируемых элементов питания
Значение откликов
среднее
откорректированное
N
Р
к
S
Mg
Zn
Fe
в
Mn
Си
Мо
Y<sub>i</sub>
Y<sub>ik</sub>
1
+
+
+
+
+
+
+
+
+
+
+
27
38
2
+
+
+
0
0
+
0
0
0
0
+
35
35
3
+
+
0
+
0
0
+
0
0
0
0
-35
-35
4
+
+
0
0
+
0
0
+
+
+
0
7
18
5
+
0
+
+
0
0
0
+
0
+
0
28
28
6
+
0
+
0
+
0
+
0
+
0
0
-5
6
7
+
0
0
+
+
+
0
0
+
0
+
-12
-1
8
+
0
0
0
0
+
+
+
0
+
+
6
6
9
0
+
+
+
0
0
0
0
+
+
+
11
11
10
0
+
+
0
+
0
+
+
0
0
+
-3
8
11
0
+
0
+
+
+
0
+
0
0
0
-71
-60
12
0
+
0
0
0
+
+
0
+
+
0
26
26
13
0
0
+
+
+
+
+
0
0
+
0
15
26
14
0
0
+
0
0
+
0
+
+
0
0
0
0
15
0
0
0
+
0
0
+
+
+
0
+
-47
-47
16
0
0
0
0
+
0
0
0
0
+
+
-2
9
Таблица 4
Величина откликов диагностируемых элементов питания после нейтрализации избыточного элемента
Y<sub>i</sub>
N
Р
К
S
Mg
Zn
Fe
в
Mn
Cu
Мо
38
+
+
+
+
+
+
+
+
+
+
+
35
+
+
+
0
0
+
0
0
0
0
+
28
+
0
+
+
0
0
0
+
0
+
0
26
0
+
0
0
0
+
+
0
+
+
0
26
0
0
+
+
+
+
+
0
0
+
0
18
+
+
0
0
+
0
0
+
+
+
0
11
0
+
+
+
0
0
0
0
+
+
+
9
0
0
0
0
+
0
0
0
0
+
+
8
0
+
+
0
+
0
+
+
0
0
+
6
+
0
+
0
+
0
+
0
+
0
0
6
+
0
0
0
0
+
+
+
0
+
+
0
0
0
+
0
0
+
0
+
+
0
0
-1
+
0
0
+
+
+
0
0
+
0
+
-35
+
+
0
+
0
0
+
0
0
0
0
-47
0
0
0
+
0
0
+
+
+
0
+
-60
0
+
0
+
+
+
0
+
0
0
0
Отклики
3,5
8,5
16
-3,5
0
7,5
-3
-3
0
22,5
-3,5
ЛИТЕРАТУРА
1. Агрохимия / Б.А. Ягодин, П.М. Смирнов, А.В. Петербургский и др. - М.: Агропромиздат, 1989. - 639 с.
3
2. А.с. 952168 СССР, М. Кл. 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.