Бесплатный автореферат и диссертация по сельскому хозяйству на тему
ВЛИЯНИЕ СООТНОШЕНИЯ N:P:K В ПИТАНИИ ЯЧМЕНЯ НА УРОЖАЙ И ИЗБИРАТЕЛЬНУЮ СПОСОБНОСТЬ РАСТЕНИЙ
ВАК РФ 06.01.04, Агрохимия
Автореферат диссертации по теме "ВЛИЯНИЕ СООТНОШЕНИЯ N:P:K В ПИТАНИИ ЯЧМЕНЯ НА УРОЖАЙ И ИЗБИРАТЕЛЬНУЮ СПОСОБНОСТЬ РАСТЕНИЙ"
ГОСУДАРСТВЕННЫЙ АГРОПРОМЫШЛЕННЫЙ КОМИТЕТ СССР
^З'У МОСКОВСКАЯ ОРДЕНА ЛЕНИНА
И ОРДЕНА ТРУДОВОГО КРАСНОГО ЗНАМЕНИ СЕЛЬСКОХОЗЯЙСТВЕННАЯ АКАДЕМИЯ имени К. А. ТИМИРЯЗЕВА
На правах рукописи ШАРМА ГИРДЖА
УДК 631.811.1/: 3:633.16
ВЛИЯНИЕ СООТНОШЕНИЯ N : Р : К В ПИТАНИИ ЯЧМЕНЯ НА УРОЖАЙ И ИЗБИРАТЕЛЬНУЮ СПОСОБНОСТЬ РАСТЕНИЙ
(Специальность 06.01.04 — агрохимия)
Автореферат диссертации на соискание ученой степени кандидата сельскохозяйственных наук
МОСКВА — 1986
с'%<ЧисШ4—
Диссертационная работа выполнена в Московской ордена Ленина и ордена Трудового Красного Знамени сельскохозяйственной академии имени >К. А. Тимирязева.
Научный руководитель — доктор биологических наук, член-корреспондент ВАСХНИЛ профессор Ягодин Б. А.
Официальные оппоненты — доктор биологических наук, проф. Петров-Сперидонов А. Е., кандидат сельскохозяйственных наук, ст. н. с. Зимина Л. М.
Ведущее предприятие — Университет дружбы народов имени П. Лумумбы.
Защита состоится « 1% » Ш-&МЯ. 1986 г. в/5Г^®час. на заседании Специализированного совета К-120.35.01 в Московской сельскохозяйственной академии имени К. А. Тими- -рязева.
Адрес: 127550, г. Москва, И-650, ул. Тимирязева, д. 49, Ученый совет ТСХА.
С диссертацией можно ознакомиться в ЦНБ ТСХА.
Автореферат разослан «а*. илдя 1986_Г.
Ученый секретарь Специализированного совета доцент
Ч'"
Н. А. Г ' юва
Ч
)
ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ
Актуальность темы. Почвы Индии отличаются высокой Отзывчивостью на применение удобрений. По свидетельству индийских ученых, внесение удобрений обеспечивает до 50% прибавки урожая. Несмотря на рост производства минеральных удобрений Индия все еще импортирует большую часть удобрений, а калийные — полностью. Поэтому вопрос рационального использования удобрений и повышения их оплаты основной продукцией в Индии стоит очень остро. В то же время известно, что применение возрастающих норм минеральных удобрений, несбалансированных по отдельным элементам питания, приводит к понижению эффективности их использования и загрязнению окружающей среды (Прянишников Д. Н., 1963; Ягодин Б. А., 1980). Практика показывает, что эффективность применения удобрений в Индии, как и в ряде других стран, еще недостаточно высока, поэтому при разработке норм удобрений важно не просто оптимизировать дозы отдельных элементов, но н обращать внимание на пропорцию между ними.
Вопрос о влиянии соотношения трех основных элементов — азота, фосфора и калия на урожай растений изучен еще недостаточно, а сведения, имеющиеся в литературе, ие лишены противоречий. Существует мнение, что при высоких дозах удобрений соотношение этих элементов в питании растений не существенно для урожая (Ниловская Н. Т., Арбузова И. Н., 1978; Ниловская Н. Т., Арбузова И. Н., Осипова Л. В. 1984). Менаду тем, данные ряда исследователей показывают, что урожай и его качество зависят не только от общего уровня питания азотом, фосфором и калием, но и от соотношения между ними (Ринькис -Г. Я., 1972; Вахмистров Д. Б., 1982).
Цель и задачи исследований. Настоящая работа проводилась с целью изучения количественной зависимости урожая от соотношения NfP:K в питании ячменя. Для определения оптимума соотношения N : Р : К в питательной прианц^я^^о матрдцу (Вахмистров
среде использовали
НАУЧНАЯ БИБЛИОТЕКА Моск. се,-.ьси-ол»з. авддомии им. К. А. Тимирязева
Д. Б., 1982; Homes М. V. L., 1961). Основное внимание в ходе исследований было уделено решению следующих вопросов: / .
1. Экспериментальное обоснование . правомерности использования триангулярной матрицы для- изучения соотношения N ; Р : К в питательной среде;
2. Определение оптимума соотношения N :.Р : К в питании ячменя; : " •
3. Анализ формы купола отклика урожаев ячменя в зависимости от соотношения N: Р: К в'среде; , ' :
4. Влияние соотношения N : Р : К на элементы структуры урожая ячменя; "
5. Исследование зависимости соотношения "элементов в растениях от их относительного уровня в питательной среде;
6. Изучение избирательной способности растений к по: глощению элементов минерального питания. > " >
Научная новизна. В исследованиях с песчаной культурой ячменя экспериментально обоснована правомерность использования триангулярной матрицы для определения, оптимума соотношения N:P:>K в питании растений. Показано, что соотношение N : Р : К в питательной среде существенно влияло на урожай ячменя. ., Оптимумы парных отношений долей элементов соответствовали трем- изопарциа-лям, представляющим геометрическое ? место точек. наибольших урожаев в опытах. Пересечение этих йзопарциалей" давало оптимум соотношения N : Р : К, который по годам , исследований изменялся незначительно и в среднем по" всем опытам составил 46 : 18 : 36 ат%. Зависимость урожайности от соотношения элементов характеризовалась ^ куполом отклика, проекция высшей точки .которого на плоскость триангулярной матрицы соответствовала оптимуму тройного соотношения ' элементов. При изменении - соотношения N : Р : К в питательной среде их соотношение в выносе. колебалось в более узком диапазоне. На основе функциональной связи между соотношением долей4 элементов в . питательной среде и в выносе растениями рассчитана теоретическая модель, позволяющая определить внутренний оптимум .соотношения N: Р : К. в растениях, который для : различных опытов составлял 60 : 4 : 36 — 51 5 ат%.
Практическая ценность работы. С помощью оптимального тройного соотношения элементов рассчитано содержание N, Р, и К в питательной смеси для ячменя при их общей суммарной дозе 22 мг атом/кг, которое в "весовых единицах действующих веществ составило 140N280P205375K20 мг/кг песка. Изменение соотношения N : Р : К в;] сторону от оптимума по любому из трех-элементов приводило к сни-
-ясению урожая и ухудшению его структуры. Контуры, ограничивающие горизонтальное сечение купола урожая,-показали, что одному и тому же уровню урожайности, меньшей чем максимальная, могут соответствовать разные соотношения Ы: Р : К.
Регуляторная поправка, вносимая растениями в соотношение между N. Р и К при их поглощении, линейно увеличивалась с ростом неуравновешенности среды: ДУ г = ==—0,62 + 0,ЗЗАХе . Показано, что при отклонении внешнего соотношения N : Р : К от оптимального на 1 ат% избирательная способность растений составляла половину от максимально возможной. Абсолютные размеры выноса элементов растениями повышались с ростом их общей биологической продуктивности, а коэффициенты использования в области оптимума соответствовали 68—70% и уменьшались по мере удаления от нее до 10—15%.
Апробация работы. Результаты исследований ежегодно докладывались на заседаниях кафедры агрономической и биологической химии ТСХА, на научной конференции ТСХА в декабре 1984 г.
Объем работы. Диссертация изложена на 127 страницах машинописного текста,, состоит из введения, обзора литературы, двух глав экспериментальной части, заключения, выводов, списка литературы и приложений. Работа содержит 24 таблицы и 30 рисунков в основном тексте. В списке литературы 181 наименование, в том числе 50 на иностранных языках. >
СОДЕРЖАНИЕ РАБОТЫ Условия и методы исследований
Для решения'поставленных задач в 1981, 1984 и 1985 годах были проведены вегетационные опыты с песчаной культурой ячменя. Объектом исследования служили .растения ячменя (Ногдеиш£уи1даге Ь.) сорта Московский 121. Опыты ..проводили в вегетационном домике кафедры агрохимии ТСХА. Растения выращивали в вегетационных сосудах, вместимостью 6,0 кг белого^ кварцевого . песка по 16—18 растений (повторность опытов трехкратная, 1981 г.) и 18—20 растений (повторность опытов шестикратная,'1984—1985гг.). Сосуды ежедневно поливали дистиллированной . водой по массе'до 60% от полной полевой влагоемкостн.
: Элементы минерального питания вносили в виде* чистых солей перед набивкой сосудовЛСодержание азота, фосфора и калия в субстрате варьировало согласно схемам опытов^ по годам ; исследований. Содержание остальных
-макроэлементов во всех вариантах было ; одинаково и -со-
• ответствовало питательной смеси Хогланда ,— Арнона. I. .Микроэлементы ; . вносили ^соКтасно- схеме".1 А—2 : Хогланда - (Гроздинский А. М„ Гроздинский Д. М.,} 1973). Абсолютные количества N. Р н^К выражались в миллиграмм-атомах,: а соотношения между ними ,—в атомных процентах, т. ег в процентах к, сумме Ы + Р + К, выраженной в; миллиграмм-атомах. Для пересчета миллиграмм-атомов элемента (Ы, Р, и К) в миллиграммы действующего вещества (И, P2O5_.11 К2О) использовали коэффициенты 114,0170,98 и 47,10 соответственно. - ч
• >В 1981 году проводились исследования по определению оптимума соотношения N : Р: К в питательной смеси » для ячменя. Основная схема исследований включала 31 вариант. Суммарное содержание М + Р+К в среде во всех вариантах'было одинаковым и равным 22 мг-атом на кг-песка, что соответствовало их суммарному содержанию в-питательной смеси Хогланда — Арнона I; варианты различились лишь соотношением N : Р: К внутри этой суммы (табл. 1).
Таблица 1
""Соотношение N : Р: К в питательных смесях (опыты 1—5,. 1981) • '
Вариант Соотношение. ат% Вариант • Соотношение, ат%
К. . • ■ •
N1 Р - ■ - ■ - N • .. . Р - - К7 •
' ; ь 5- ; 4 92 4 -17, 26 - 48 . "-.гб"'
2 : .4 70 26 , 18 15 48 37 -
3 '.. - 4 - "48 48: 19 15 - 37 48
4 .: 4 ' - 26 • - -70- • - ' 20 — 26 26 - 48 :
5 . • ' 4 4 92 21 37 - 15 48 .
. 6 V- ■ 26 4 70 22 10 20 ' 70
7 48 4 48 23 15 15 70 "
- 8 - 70 4 26 ■ " 21 . 20, . 10 70
" '9 "*> " 92 4 4 25 48 37 15
10 70 26 4 26 ' 48 - „26- - -26
и • : 48- 48 4 27; . 48: . 15 - 37 ^
12 , 26 70 4 28 70 20 ю"-
13 - 20 70 10 .29 70 15- ^ 15
14 ' - 45 ■ 70 15 30 70 10 20 •
-> 15 - 10 70 20 31 -.34 < 33 — 33 —
16 С 37 48 15 32 . . .1. - . 68. 5 . 27 ~
В дополнительном 32-м варианте растения для сравнения выращивали на стандартной питательной смеси Хогланда Арнона Л. Всего.:лбыло пять опытов. Схема* "каждого, опыта состояла • из трех серий'вариантов. В каждой серии варьировало парное- отношение двух элементов ' на"" неизменном-уровне третьего (табл. 2). Уровень этого фонового элемен-
\Т а б л и Ц а - 2
Распределение вариантов ¡между сериями опытов-1—5. варьирование парных отношений, двух элементов при неизменном уровне третьего)
. Опыт Уровень фонового элемента, зт% .Серия . ,. Фоновый (неварь- нруе-- мый) элемент Исследуемое (варьируемое). : парное отношение -. Варианты
-.Т.- • . , . 1 . N Р : К 1,2,3,-4,5
1 4 о р N : К 5, 6, 7, 8, 9
3 • К N : Р 9,10,11,12,1
;..... . . 1 . • , N Р : К . . 14, 18, 19, 23
2 . 15 2 1 Р N : К - -23, 21, 27. 29:
" з:. ~ К * - N: Р ~ 29, 25, 16, 14 "
■ - 1 . N • 1 Р : К- ' - |12, 17, 20,. 6
:- 3 26 о Р . N : К - • 4, 20, 26, 10
г^».^,*. »-Л ^ 3 К N: Р^-- -8,26,17, 2
1 N р: к"; 11, 25, 26, 27, 7
: 4 48 2- ■ Р N : К 3, 18, 17, 16, И
л*, . . з ч. К .'. >?:Р .; ¿С7. 21, 20, 19, 3 :
1 N . Р : К . 10,.28, 29, 30, 8
5 . ■ 70 ; 2 Р Ы:К . " 2, 15, 14, 13, 12
... : з К . 6, (24, 23, 22, А »'Г-'- . .
та в опытах 1—5 создавали различным" от 4 до 70 ат%. Для графического выражения тройного , соотйошення; N : Р : , :'К в питательной смеси использовали триангулярную матрицу Шрайнемахера. На триангулярной диаграмме варианты этих; опытов располагались вдоль ,линий, параллель,. ных сторонам равностороннего треугольника. Таким образом, схема первых пяти опытов позволяла, определить опти-мумы , парных отношений (Р:К, ЫГК и N : Р) и с их помощью найти оптимум тройного соотношения : Р : К)" в питательной смеси.: . / *
Для изучения свойств поверхности отклика урожаев в 1984 и 1985 годах были проведены четыре опыта, различающиеся уровнем неварьируемого элемента. В опыте 1984 ■гбда (опыт :6) изменяли отношения; Р : К от 0 до .60 ат% при постоянном'уровне N — 40 ат%, при этом изучалось "■16--.-вариантов: парных" отношений. В опытах 1985 года из» меняли отношение*Р : К (от 2 до 72 ат%) "в . 14 вариантах при ^постоянном уровне N — 26-ат% (опыт 7), в опыте 8 -изучали отношение-И : К (от 2 до 92 ат%) — в 16 вариантах при постоянном, уровне Р — 6 ат% л в опыте 9 —
отношение N: Р (от 2 до 83 ат%) при неизменном уровне
К—115 ат%• ..........- . „ •".
'Растения убирали в фазе полной спелости й делили на корни,' солому и зерно." В-каждой из этих частей■ определяли в одной навеске, мокрым озолением с концентрированной серной и хлорной кислотой с последующим , опреде?-леннем азота по методу микрокьельдаля, фосфора"— фо-токолориметрически по методу Труога, калия.—: на пламенном фотометре.. Затем рассчитывали содержание "-этих элементов и соотношение между ними в общем; выносе растениями. Абсолютное количество элементов^ (их " содержание на кг песка в среде и на грамм сухого вещества в растениях) выражали в миллиграмм-атомах; а их относительные уровни (доли в соотношении Ы: Р : К) — в атомных процентах, т. е. в процентах к -сумме трех элементов, выраженной в миллиграмм-атомах. Данные по накоплению биомассы и выносу К,- Р и К выражали в пересчете на одно растение. Статистическую обработку данных проводили с помощью дисперсионного, корреляционного' и регрессионного анализов.
РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИИ
Оптимизация соотношения М : Р : К ... \ в питательной смеси ячменя (опыты 1—5, 1981 г.) • -Данные по продуктивности' растенийг- опытов' 1—5, 1981 г., позволили определить оптимумы парных отношений (Р : К; 'КГ: К II Ы: Р) и тройного .соотношения N : Р :'К в среде ::(табл.~3). Для этого в каждом опыте Хв пределахч
и:.". ' • - . ■ „Таблица.3
- Продуктивность растеиий при разных соотношениях N : Р : К ' - * . . . в питательной смеси (опыты 1—5, 1981. г.) - г
Вариант Сухая мас-;са, мг/рас-; -гснне Вариант Сухая масса, мг/рас-тение Вариант Сухая масса, мг/рас-.. тение - Вариант,,-, ■ Сухая мае-' »са, мг/рас-; .....тение
зерно |эбщая зерно |общая зерно эбщая зерно общая
I ' - - т' ■ 140 9 696 2388 17 402 1343 '25 - 678 2061Г
2 : — . 251 10 468 1868 18 366 1286 26 .715 2257'
3 134- 589 11 488 1732 19 467 1344 27 1053 2733
• . 4:- 131 600 12 312 1192 20 '252 2122 28 634 2195
5 76 496 13 110 928 21 713 2217 29 ' 662: 2316
6- 437 1013 14 93 857 22 '263 939 30 ¡.689 2381
7 1023 2724 15 41 . 464 23 405 , 1362 31 782 2100 ;
. 8 791, 2368 16 494 1640 24 505 1645 32 . 727- 2336-
каждой серии-строили кривые зависимости урожая ячменя от соотношения N : Р : К в питательной смеси. Эти зависимости характеризовались одновершинными кривыми, при-. чем : максимум каждой кривой соответствовал оптимуму соответствующего парного отношения элементов. Оптимальные парные отношения (выраженные для удобства сравнения в процентах к сумме двух рассматриваемых элементов) были близки во всех пяти опытах — несмотря на то, что они получены при разных уровнях третьего фонового, элемента (от 4 до 70 ат%) (табл. 4). Это позволило рас' Таблица 4 .. . Оптимум парных отношений по опытам исследований, выраженные к сумме двух элементов
Опыт
Общая биомасса
Р: К / N : К I N : Р
Зерно
Р:К I N : К I N:P
1 . 32: 68 61 : 32
2 — , 66:34
3 27: 73 57:43
4 23: 77 - ■-'—■ •■ ■'.
5 27: 73
6 32 68
7 ' 41: 59
8 п — 53~: 47
У Среднее 30: 70 59:41
1981
81 : 19 70 :30 1984
32:68 31 :69 30:70 23 :77
57:43 56:44 50:50 77:23
66 : 34 , 70 :30
1985
62:38 71 :29
30:70
35:65
30:70
53:47 59:41
60:40 65 :35
считать парные оптимумы, средние из всех пяти опытов. Оптимум тройного соотношения элементов, найденный с их помощью, расположен в точке пересечения соответствующих изопарциальных линий, соединяющих вершины триан-гулярной матрицы с противолежащими сторонами. Из-за естественного статистического разброса данных все три изопарциали пересекаются вблизи этой точки, образуя небольшой внутренний треугольник, геометрический центр ко. торого с. наибольшей вероятностью соответствует тройному оптимуму -—" для общей биомассы 50: 16 : 34 и для урожая зерна-46 : 18 : 36 ат% (рис. 1) . Среднее соотношение N : Р : К, равное 48 : 17 : 35 ат%, можно, считать оптимальным для обоих показателей продуктивности.
• ... • Если 'найденные . нами • соотношения: •: Р действительно приближаются к реальному: оптимуму, то чем . даль-.ше отклоняются соотношения в питательной смеси, внесенной в том или ином варианте, от?этих величин, тем^ниже должен: быть, урожай общей , биомассы и зерна в^этом^ва-рианте,. т. е.'урожайность, должна отрицательно коррел!фо-вать с удаленностью от найденного оптимума соотношения. Мерой этой .'удаленности служила полусумма разностей долей N. Р и К в вариантах опытов, с одной стороны и в оптимальном соотношении с другой (без; учета знака). Зависимость между урожаями и суммарным отклонением долей элементов от оптимума характеризовалась обратной« линен-■ной регрессией: для общей биомассы У=2,966 — (У,4Хь г =—0,90; для урожая зерна У= 1,02 —0,016 Хь г = —0,88.
Средняя продуктивность растений в каждой серии с повышением уровня фона (третьего элемента) имела тенденцию в основном либо повышаться либо снижаться.-Зависимости средних урожаев, полученных в каждой серин"-5рт уровня фонового, элемента, также^ выражались одновершинными : кривыми (табл. 5),. а максимум кривых соответство-
вав л и ц а 5
" Продуктивность растений' " I. * г • г?
(среднее из всех вариантов в каждой серии, опыты 1—5, 198!) ■
Уровень фонового . мг/растение
'" iP К N к — —N : Р -
эл-та- зерно общая зерно общая зерно-: •> общая ;>
4 15 - . 2с, 48 70 . ..; П4 333 476 791 649 416 1212" 1568 2301' 2226 605 708 517, " 377 . 139- 1918 •2157 : il712 " 1318 738 491 -482 *> 636"., 618~. -343 - . 1465 _ 1719 1555 1799 . 1232 -
вал оптимальному относительному, уровню данного ..элемента питания (т. е. его доли в соотношении N : Р : К)..Оптимальные доли N, Р и' К, определенные этим способом: для общей биомассы и для урожая зерна, были одинаковыми и равными 50:12:38 ат%, что довольно близко к соотно-' шению .48.: 17 : 35, найденному первым способом.-1Третьим способом определения оптимума N:P:K в питательной смеси,: который позволяла применить- принятая .схема опытов, был метод «систематических^ вариантов» Омеса (Homes М. V. L., 1961). На основе коэффициентов,• выведенных Омесом, с помощью-всего; лишь трех вариан-. тов были. получены оптимальные соотношения- ■ N': Р : К" е ' ! • .. г • "
Нахождение оптимума тройного соотношения А(:Р:К в питательной смеси (темные кружки) по средним парным оптимумам Р:К, Л1:К и /V:Р, приведенным в табл. 4 (светлые кружки). А - оптимум для общей сухой массы растени?
(50:16:34 ат%); 5 - для урожая зерна (46:18:36 ат^У
Рис. 2А купол отклика урожая зерна как Функгия соотношения Л|:Р:К в питательной смеси. Числа на изоуро-жайных линиях урожая зерна г/растение, кружки -оптимальные соотношения М:Р:К, определенные разными способами.2Б - плато оптимумов, изоурожаЯные контурч а-(Т-5 опытов) и 6-С7-9 опытов), кружки -оптимальные соотношения М:Р:К, определенные по парнчм отноаениям по годам исследования.ТемнчР кружок - усреднении!1, оптимум по р-сем годам исследований
Рис. 3 А - соотношение Ы:Р:К а растениях (концы стрелок) при разних соотношениях Л/:Р:К в среде (начала стрелок). Пунктиром показана примерная область ожидаемого внутреннего оптимума Д/:Р:К (ойыты 1-5, 198Г года). Б - процент использования ч ^+Р+К из питательной смеси с сосуда при разних соотношениях Л:Р:К и среде и постоянно? суммарной дозе
Даля обшей биомассы.- 58": 13 :29-.и -.-для: .зерна -57_: 8 : 35 атом % • • ' " - .
Для подтверждения оптимальности найденных "нами тремя различными способами , соотношений был построен «купол отклика» урожаев как функции соотношения Ы: Р : К в питательной смеси. Проекция высшей точки этого купола-.(максимальный урожай как для общей биомассы. -так и-для зерна) на плоскость триагнулярной, матрицы "дает оптимум соотношения Ы: Р : К. Изоурожайные линии показывают,- что - при различных соотношениях N : Р : К можно получить одинаковые урожаи, но все эти урожаи бу-дутТтем ниже, чем больше отличаются доли N. Р и К от оптимума в тройном соотношении (рис. 2А). . В опытах 1984—1985 гг. по изучению свойств поверхности^ отклика урожаев также были определены оптнмумы парных отношений долей элементов, соответствующие наибольшей урожайности. Из табл. 4 видно, что эти оптиму-мы хорошо согласуются с оптимальными парными отношениями,; полученными в других опытах, независимо: от года проведения исследования. Оптимум тройного соотношения N : Р : К составлял для общей биомассы 40 : 24 : 36 и для зерна-39 : 23 : 38 ат% и соответствовал пересечению трех изопарциалей. Все три изопарциали, точки которых имеют одинаковые .и., оптимальные парные отношения элементов, являются-геометрическим "местом точек .наибольших урожаев 'в'опыте/" Поэтому, если" варианты опытов расположены на. линии,, параллельной одной из сторон треугольника с шагом в 2—4 ат%, как, например, в опыте 6 (1984 г.), ота линия пересекает все три изопарциали, а зависимость «соотношение-элементов— урожай» описывается сложными кривыми... .1
Изокореляты, соответствующие наибольшим урожаям опытов 1—5з 1981 года' и 7—9» 1985 года, показывают, что плато оптимумов для всех опытов имеет некоторую площадь взаимного -наложения '(заштрихованная часть на рис. 2Б). По-видимому, эту площадь можно считать усредненным плато наилучших соотношений N : Р: К в питательной смеси для^ячменя. 'Это:,тот диапазон соотношений, в. котором отклонение■; от точки -оптимума еще существенно не сказывается-на урожае.; Все точки с координатами найденных нами оптимумов соотношения Ы:Р:К для опытов 1981 и 1985 года оказались расположенными внутри, заштрихованного ? контура. Это служит подтверждением влияния соотношения- элементов в питании растений на величину урожая. Средний для общей биомассы и зерна оптимум Ы:Р:К по всем годам исследований, полученный с помо-щькнпарных отношений, - составил 46: 18 :36 ат% при сум-,
маркой дозе Ы + Р+К —22 мг-атом/кг ' песка, а индивидуальные дозы элементов ■ -соответствуют 1401М280Рг05375К20 мг/кг песка. . ..
Влияние соотношения элементов питания в среде на структуру урожая ячменя
. Соотношение N : Р : К. в питательной среде оказало ■ вли-' яние на элементы структуры - урожая ячменя. Соотношение отдельных частей растений в их .общей массе определялось, биологическими особенностями -вида и сорта и колебалось: в следующем, диапазоне: корни — 10—20%; солома — 45— 65% .и зерно — 20—40%. С увеличением общей сухой массы растений масса зерна и соломы также возрастала. За-. висимость между этими показателями характеризовалась уравнениями линейной регрессии:
У,,2=Л+ЬХ,
где Уг— сухая масса-соломы; - : • :
. У2'—сухая масса зерна. г ; ; - . . .
В опытах 1—5 (1981 г.)- У1 = —0,01 +0.57Х; "г = 0,98 ': "
У2 = —0,13 + 0,'38Х; г == 0,97
,В опыте 6 (1984 г.) У1== 0,06+0,57Х; г=0,98 "
Удч=—0,11 + 0;36Х; г=0,96
В опытах 7—9 (1985 г.) У,= 0,17+0,44Х; г=0,88
Уг=—0,08+0;38Х; г = 0,87.
Значения коэффициентов регрессии для массы соломы не различались по годам исследований, но были выше, чем. для массы зерна: Результаты опытов 1—5 (1981 г.) и 7—9/ (1985 г.) показали, что при отклонении соотношения элементов в питательной среде, в опытах от оптимального отношение между общей : и продуктивной г кустистостью увеличивалось.' Аналогичная: тенденция наблюдалась и для отношения зерно:солома. При удалении от оптимального соотношения ; N : Р :>К это отношение расширялось до 1 : 3—. 1 : 7, при приближении к - оптимуму — оно : сужалось до> 1 : 1,2—1 : 1,4. Таким образом, с изменением соотношения' N : Р : К в питательной среде структура, и. величина урожая изменялись в широких пределах. ... г:
Соотношение N : Р : К в выносе растениями и их относительная избирательная способность "
■ Определение содержания азота, фосфора и калия в: час-.-тях растений ячменя показало, что зерно ячменя характе-, Ю
,< ризовалось повышенным- содержанием азота,, а -солома —
■ калия. При изменении соотношения элементов в: питательной среде их соотношение в выносе растениями колебалось в более узком диапазоне. . '
■ ";-В общем виде зависимость относительной доли элементам в растении (:У|) от его доли в среде (ХО может быть выражен степенной функцией:
" - У=А+ЬХП, ' ■ ■
где А —начальная ордината, а Ь—тангенс угла наклона линейной зависимости У1 от Х1п. Расчет этих констант, а также показателя степени п для Н, Р и К для опытов 1—5 .1981 и опытов 7—9 1985 года дал следующие выражения:
1981 ' 1985
- УМ=> 27,5+0,650Х Ум= 25,56+0,62Х
' УР= 3,9+0,0 ЮР1-9 УР= 3.82+0.005Х2
Ук=—0,76+4,726ХК0-6 Ук = —Ю; 15 + 9;179Х0-5.
Параметры уравнений ■ показывают, что доля N в соотношении N : Р : К в растениях линейно зависит от его доли в этом соотношении в среде при г=0,88. Долю Р в растении-можно считать-пропорциональной квадрату его доли в . среде (г = 0,98), а доля К в растений — квадратному корню из.его доли в среде (г=0,98).
-- Из рис.; ЗА:;'видно, :что растения поглощают азот, фос-:фор и калий в ином соотношении, чем те,-в котором эти элементы находятся в питательной среде, а стрелки на этом графике отражают избирательную способность растений. Каждая, из этих стрелок • представляет собой «регуляторную поправку», ^которую растения вносят в соотношение между элементами при их поглощении из среды, и характеризуются двумя параметрами: направлением и протяженностью. Первый из. «их, по-видимому, указывает на возможную область" внутреннего оптимума N : Р: К, а второй — на степень;; избирательности растений. Все стрелки на рис. ЗА направлены в сторону области вероятного нахождения внутреннего оптимума; соотношения N : Р:|К в растениях. Для ¿определения : координат внутреннего оптимума использовали; 'метод последовательных приближений, рассчитывая теоретическое -ожидание на основе этих моделей для опытов 1981 и Л 985 года. Путем таких последовательных приближений получили точку, соответствующую внутреннему оптимуму соотношения : N1 Р : К в растениях для опытов .1981 года с координатами 60:4:36 ат%, а для 1985 года— 51 : 3 :46 ат%.. Различия между рассчитанными координатами по годам- исследований, по-видимому, носят статистический характер. . > .
- " ~ ' и
Для~ количественной оценки степениизбирательной ^спо-собности:'растений ^рассчитывали?" «регуляторную г*попра.вку»,-, которукГг выражаликак-разностьГ-между^соотношением Гдо-%1ей'Элементов:'в:фасте1И1яхтк:Гв*.->соЪтветствующих-Твариантах опытов?-'.Меройстепенинеуравновешенности.'"среды служи- - " ло" отклонение .. долей элементов - в-питатёльной' смеси от*найденного • нами 'внутреннего"/оптимума.'- Рёгуляторная поправ-, ка, вносимая растениями^л- в^.соотношение-; между г азотом, -фосфором и'- калием при Г*их :поглощении г (ДУ£ •),-• как'.-и^ сле-дова ло> ожидать,'5увеличивается£с£ростом * неуравновешенно--сти? среды ~(ДХг ) . ^Зависимость «между ними -может быть-вы-: ражена уравнением линёйной регрессин: " ■ - .. "*
"V ДУЕ =—0,62 + 0,53ДХг'~:. - I
Коэффициент, регрессии-;-(тангенс угла "наклона , прямой) служит,,? количественной;;:мерой ^избирательной способности -. растений "¿Тё6рет*Гчески~^ •вать^от-;€дин1щы^.(полная?регуляция);сдо'^
сутствие регуляции);? ; Согласно/нашей модели * он; составля- - - ' ет О.б'-Это'^означает^~что.;регуляторная;*способность'-расте-\ -ний^тл е. .- их*: о'тносйтельная;с; избирательность к: составляет^ . _ лишь, половину ^максимально:возможной. .. ~
" Абсолютные7 размеры ^¡выноса .¡ элементов растениями; с: -- изменением их * соотношения), в : питательнойсреде ; колеба-: лнсь в;широких пределах.^ Из ?рнс. ;ЗБ,1следует,"что: в о'бла- * . сти оптимального . соотношения: элементов;; их ;„использова- ' ' ние растениями максимально, и составляет 68—70%- от. сум-. :мы^Ы;+,К+Ку-.,чем..-дальшё;;отклоняютсЯ'';'Экспериментальные варианты от оптимума,-::.тем :ниже. значения; коэффициентов использования. - . ; " - : . - V - ■ . ,■*: ; - .«Таким образом;:;; проведенные/?:исследования 1,: показали,! -что.*; на>: основе триангулярной"матрицы можно получить':; относительно простой алгоритм .поиска-;, оптимума, з,-.;который.'' ^ позволяет графически ; выразить " тройное /соотношение л- од-. -ной? точкой,;; с,тремя 5 координатами.г»Вопытах с песчаной , -культурой: ячменя ¡ установлено, дчто изменениег соотношения ;_ - л N : Р.: К в питании- растений оказывает - влияние на величину урожая. Оптимум .тройного соотношения-.элементов был расположен на пересечении - трех , изопарциалей, соответствующих геометрическому месту точек5 наибольших! урожаев ~ для^парных«отношений?,:долейуг »элементов7Й'Питательную смесь£,с- соотношением лР^Кг-:46 ;Л8 :;36;-атом%гШ;|габсо-лютным*содержаниёмУгэтих^-^
КгОсмг/кг.-песка: можно*;!считать^оптимальной ■для растений ячменя.-Преимущество" триангулярной:: матрицы для поиска | оптимума соотношения элементов- заключается -в том, : что , I схема опыта охватывает - весь возможный .диапазон'п-гдля " л
.каждого элемента в,соотношении ,(от нуля до. 100%). а при „такой-постановке ■ опытов вероятность.' «пройти» мимо. опти- . мума сводится к. минимуму. Критериями "реальности уста- и /новленного- опти"м*ума\"служат унимодальность зависимости ... ■¿«соотношение" N:P,: К --урожай» и отрицательная корреляция» между величиной урожая и удалением доли элемен-. тов в среде от оптимальных значений.. Такой характер, зависимости урожая от. относительного уровня питания дает .основание'--предположить, что выделение соотношения эле-ментов^ Гв самостоятельный действующий фактор может обеспечить дополнительный прирост урожая и тем самым повысить эффективность применения удобрений.
Выводы
>- . 1.", В вегетационных опытах с песчаной культурой ячме- • ня экспериментальна) обоснована правомерность использования- триангулярной "матрицы для определения оптимума соотношения N : Р :-К в питании растений. "Установлено, что оптимум тройного соотношения элементов лежит на пере- , сечении' трёх "изопарциальных линий," соответствующих геометрическому месту точек, наибольших урожаев в опытах, и- соединяющих оптимумы парных отношений долей элементов' с/пр'отиволежащими вершипамитреуголытка. , •. 1 2."Показано,что различия между экспериментально ус-.тановлёнными. опт'имумами носят " статистический характер и* не'выходят 'за" пределы отклонений," полученных . при и с- * пользовании различных.^методов расчета' (метод парных от- -^ношёний7Дметод - оптимальных долей; отдельных элементов, .метод" систематических вариантов Омеса),. Средний опти- • мум" соотношения?.N :Р: 'К составляет 46 :'18 : 36 ат% и на трнангулярн'бйУматрнце."ограничен площадью взаимного наложения, для оптимальных долей элементов по отдельным • .опытам. - .... . ~
3. Соотношение N : Р : К в питательной, среде оказало существенное влияние на урожай ячменя. Зависимость уро-
чжа'йноста"" от' соотношения элементов" характеризовалась куполом':, отклика, проекция высшей точки которого на пло-скость'~триангулярной матрицы соответствовала оптимальному соотношению N : Р : К.
4. Изменения соотношения N.:P:K в сторону от оптимума по любому из трех элементов приводили к понижению урожайности. Контуры, ограничивающие горизонтальное сечение купола урожаев, показывали, что ¡одному и тому v.же■,уровню урожайности, меньшей чем максимальная,-
- могут соответствовать разные соотношения N : Р : К. . v 5. Критерием - реальности найденного оптимума служит
Отрицательная:корреляция между урожайностью н суммарным отклонением долей элементов от оптимальных значений. С помощью этого оптимума рассчитано содержание N. Р и К в питательной смеси для ячменя (при их общей суммарной ; дозе V 22 мг-атом); котороесоставило 10,12 : : 3,96: 7,92 мг-атом/кг песка,- или в" весовых единицах действующих веществ 140Ы280Р205375К20.
6. Изменение соотношения элементов в питательной среде влияло на элементы структуры урожая ячменя. Показано, что чем дальше отклоняется соотношение- элементов : в опытах от оптимального, тем шире отношение между общей и продуктивной кустистостью, а также между массой зерна и соломой. В области оптимума отношение .«зерно»: : солома» сужается до 1: 1,3. ; :
7. При изменении соотношения элементов в питании растений и. соотношения; в выносе колебалось в значительно более узком диапазоне. Показано, что относительный уровень элементов в зерне ячменя по сравнению с соломой до-, статочно стабилен и практически-не менялся как под влиянием' соотношения N: Р: К в среде, так и по годам исследований. ■ -
8. Показано, что доли элементов в их тройном соотношении в среде и выносе растениями- связаны функциональной зависимостью. Рассчитанная на.основе этой зависимости теоретическая модель позволила определить внутренний оптимум соотношений N ¿Р.: К в растениях —60: 4 : 36 для 1981 года и 51 : 3 :46 ат% для 1985 года.
9. Установлено, - что ' регуляторная способность ячменя изменять соотношение N: Р: К в сторону своего внутреннего оптимума линейно зависела от роста неуравновешенности среды: ДУз: =—0,62 + 0,53ДХг■:. и составляла 50% от максимально возможной относительной избирательности растений. • • '
10. Показано, ..что вынос элементов растениями коррелировал с их общей биологичёской продуктивностью. Суммарные коэффициенты использования N + Р + К составляли 68—70% и понижались до 10% при удалении экспериментальных вариантов от оптимума соотношения N : Р : К. "
Бесплатно
Объем 1 п. л. Заказ 1416. Тираж 100
Типография Московской с.-х. академии им. К. А. Тимирязева 127550, Москва И-550, Тимирязевская ул., 44
- Шарма, Гирджа
- кандидата сельскохозяйственных наук
- Москва, 1986
- ВАК 06.01.04
- Оптимизация минерального питания растений
- Оптимизация соотношений и норм элементов минерального питания в среде и рост растений
- Соотношение N: P: K как гомеостатический показатель функционального состояния хвойных растений в разных экологических условиях
- «АГРОЭКОЛОГИЧЕСКИЕ АСПЕКТЫ ЗАЩИТЫ ОЗИМОЙ ПШЕНИЦЫ ОТ ЯЧМЕННОЙ ШВЕДСКОЙ МУХИ И ОПОМИЗЫ В ЗОНЕ НЕУСТОЙЧИВОГО УВЛАЖНЕНИЯ
- НАКОПЛЕНИЕ 137CS, CD И СО РАСТЕНИЯМИ ЯЧМЕНЯ И МОДИФИЦИРУЮЩИЕ ЭФФЕКТЫ БИОЛОГИЧЕСКИ АКТИВНЫХ ВЕЩЕСТВ