способ диагностики потребности растений в минеральных элементах питания

Формула изобретения

1. Способ диагностики потребности растений в минеральных элементах питания, включающий листовую диагностику путем определения отклика в виде разницы фотохимической активности суспензии хлоропластов из средней пробы свежих листьев при добавлении в неё диагностируемого элемента в концентрации 10^-4-10^-10М и без добавления элемента, отличающийся тем, что диагностируемые элементы добавляют в суспензию на уровнях их отсутствия и наличия смесями, составленными по матрице планирования метода случайного баланса, выделяют необходимые для питания растений элементы по скорректированному отклику и включают эти элементы в питательную среду в соотношении, пропорциональном вкладу в отклик.

2. Способ по п.1, отличающийся тем, что статистически значимый вклад в отклик необходимых элементов питания растений удовлетворяет неравенству:



где В_i - вклад в отклик i-го элемента питания растений,

N - число строк матрицы планирования случайного баланса,

m - число параллельных опытов;

t_кр - табличное значение критерия Стьюдента для уровня значимости 0,2-0,05 и степеней свободы N(m-l);

S_j{y} - дисперсия в j-й строке матрицы планирования случайного баланса.

3. Способ по п.1, отличающийся тем, что скорректированный отклик необходимых элементов для питания растений получают последовательным исключением в матрице планирования влияния откликов избыточных элементов.

Описание изобретения к патенту

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

Известен способ функциональной диагностики потребности растений в минеральных элементах питания по изменению фотохимической активности хлоропластов [1]. Для реализации способа из средней пробы свежих листьев диагностируемого растения готовят суспензию хлоропластов. Вначале проводят контрольное измерение фотохимической активности хлоропластов без добавления элементов. Затем в суспензию добавляют исследуемый элемент в концентрации 10^-4 10^-10 М и устанавливают потребность растения в нем по увеличению, а избыток - по уменьшению фотохимической активности в сравнении с данными контрольного измерения. Активность, одинаковая с контролем, свидетельствует об оптимальной концентрации элемента. После проведения анализов готовят питательную среду, содержание элементов в которой устанавливают по соотношению, пропорциональному изменению фотохимической активности хлоропластов.

Однако известному способу присущи недостатки. Так, каждому виду растений необходимо определенное соотношение элементов питания, изменяющееся в течение вегетации. Соблюдение этого соотношения во времени оказывает определяющее действие на продуктивность растений и качество урожая. Поэтому процесс питания зависит от уровня обеспеченности не одним, а всеми потребляемыми элементами. Повышение концентрации в питательной среде какого-либо элемента вызывает не только увеличение содержания его в растении, но и влияет на потребление растением других элементов. Поступление в растение элементов, в которых оно испытывает недостаток, может приводить как к увеличению (синергизм), так и снижению (антагонизм) потребности растения в других элементах. При различных уровнях обеспеченности элементами питания взаимодействие между ними протекает неодинаково и возможны быстрые переходы антагонизма в синергизм и наоборот [2, с.66-72].

Явления синергизма и антагонизма есть свидетельство того, что отзывчивость растения на обособленное испытание каждого из элементов питания не может служить объективным критерием истинной в них потребности по способу [1]. Максимальная удобрительная эффективность питательных веществ возможна лишь при комплексном сбалансированном соотношении элементов питания, в которых растение испытывает недостаток. Потребность в этих элементах может быть установлена лишь варьированием их соотношением в смеси при выполнении диагностических действий.

Примечательно, что способом [1] констатируется избыток отдельных элементов питания, присутствующих в питательной среде, содержание которых не может быть уменьшено. Однако действий по нейтрализации негативного влияния на растение избыточных питательных веществ данным способом не предусматривается.

Целью изобретения является повышение эффективности удобрения путем определения сбалансированного соотношения в питательной среде между элементами питания, в которых растение испытывает недостаток.

Для достижения поставленной цели элементы питания ранжируют по уровню потребности в них растения (отклику), применяя метод случайного баланса. С помощью дисперсионного анализа количественно по величине отклика оценивают значимость (вклад) элементов питания на фоне «шумового поля», издаваемого другими незначимыми элементами. Это позволяет количественно выделить для питательной среды необходимые элементы питания в сбалансированном соотношении с учетом явлений синергизма и антагонизма между ними. Негативное влияние на растение избыточных питательных веществ нейтрализуют управляемой коррекцией вкладов в отклик элементов, в которых растение испытывает недостаток.

Значение отклика устанавливают по разнице фотохимической активности суспензии хлоропластов при добавлении в нее смеси диагностируемых элементов и контрольной суспензии без добавления элементов. Существенно, что влияние элементов на фотохимическую активность суспензии хлоропластов оценивают не обособленным их применением, а в смесях, состав которых формируют по матрице планирования случайного баланса [3, с 52-64]. Диагностируемые элементы в смесях варьируют на двух уровнях - отсутствие и наличие в концентрации 10^-4 10^-10 М. Для каждого состава смеси, обозначенной в матрице, определяют значение отклика для испытываемого растения, по которому количественно выделяют элементы, необходимые для его питания и избыточные. Негативное влияние на растение избыточных питательных веществ нейтрализуют коррекцией вкладов в отклик элементов, в которых растение испытывает недостаток. Необходимые элементы с откорректированными вкладами включают в питательную среду в соотношении, пропорциональном вкладу в отклик.

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

В табл.1 приведена матрица планирования случайного баланса, в табл. 2 - рассеяние откликов диагностируемых элементов после реализации матрицы, в табл.3 - скорректированное рассеяние откликов элементов в результате нейтрализации избыточных питательных веществ.

Изобретение осуществляют следующим образом. При диагностике потребности растения, например ячменя, в 12 элементах питания (N - азот, Р - фосфор, К - калий, Са - кальций, Mg - магний, Fe - железо, Mn - марганец, B - бор, Zn - цинк, Cu - медь, Мо - молибден, Со - кобальт) эти элементы включают в матрицу случайного баланса. Их распределяют на равные группы таким образом, чтобы количество опытов в матрице было кратным 2 и превышало k+l, где k - число диагностируемых элементов. Элементы по группам разбивают случайным образом, для чего предварительно составляют их пронумерованный список и с помощью таблицы случайных чисел каждому элементу присваивают случайный порядковый номер. С учетом приведенных требований, 12 диагностируемых элементов питания распределяют на 3 равные группы по 4 элемента. В первую группу объединяют элементы под случайными номерами с 1 по 4, во вторую - элементы под номерами с 5 по 8 и т.д. В результате:

1-ая группа: Cu, Zn, N, Mg;

2-ая группа: Са, Р, В, К,

3-я группа: Fe, Mn, Na, Mo.

Для каждой группы элементов составляют матрицу планирования на основе полного факторного эксперимента N=2⁴=16, что удовлетворяет условию N=16>k+1=13.

Строки в матрице планирования смешивают также случайным образом (табл.1).

Таблица 1
Матрица планирования случайного баланса
№ опыта	Уровни варьирования диагностируемых элементов питания	Значение отклика
1-ая группа	2-ая группа	3-я группа	Текущее	Среднее	Откорректированное
Cu	Zn	N	Mg	Ca	P	B	K	Fe	Mn	Na	Mo	Y1j	Y2j	Yj	Yjk
1	+	0	0	0	+	+	0	0	+	+	0	+	40	46	43	43
2	+	0	+	0	0	0	0	0	+	+	+	+	16	8	12	30
3	+	0	+	+	0	0	0	+	0	0	+	+	10	18	14	32
4	0	+	0	+	+	0	0	0	0	+	+	+	89	79	84	84
5	0	0	+	0	+	0	+	+	+	0	0	+	67	55	61	79
6	+	+	0	0	+	+	+	0	0	0	0	+	128	116	122	122
7	0	+	+	0	+	0	0	+	0	+	+	0	33	39	36	54
8	0	0	+	+	+	+	+	+	0	+	0	0	36	26	31	49
9	+	+	+	0	0	0	+	0	+	0	+	+	51	43	47	65
10	0	+	0	0	+	0	+	0	0	0	0	0	53	45	49	49
11	+	0	0	+	0	+	+	0	+	0	0	0	19	27	23	23
12	+	+	+	+	+	+	0	+	0	+	0	+	53	63	58	76
13	+	+	0	+	0	+	0	+	+	+	+	0	69	57	63	63
14	0	0	0	0	0	0	+	+	0	0	+	0	13	17	15	15
15	0	+	+	+	0	+	0	0	+	+	0	0	-30	-36	-33	-15
16	0	0	0	+	0	+	+	+	+	0	+	0	50	58	54	54

После выполнения подготовительных работ из навески 0,5 г 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 планирования, где элементы в смесях варьируют на двух уровнях

(0) - отсутствие,

(+) - наличие в концентрации 10^-4 10^-10 М.

Для каждой j-ой строки матрицы планирования (j=1, 2, 3,, N) определяют отклик 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. При m=2 определяют среднее значение отклика, как Y_j=(Y_1j+Y_2j)/2.

После выполнения диагностических действий в объеме матрицы планирования, полученные данные обрабатывают вручную или на компьютере.

Одним из вариантов ручной обработки является построение таблицы рассеяния результатов наблюдений по отдельным диагностируемым элементам (табл.2). В крайний левый ранговый столбец таблицы заносят значения отклика Y_j, полученные в результате реализации матрицы планирования и ранжированные в порядке возрастания величины снизу-вверх. Правее для каждого i-го диагностируемого элемента (i=1, 2, 3, , 12) выделяют по два столбца. В левом и правом столбцах каждой выделенной пары знаками (0) и (+) отмечают значения отклика Y_j, которые соответствуют положению конкретного элемента, соответственно, на уровнях

(0) и (+). Для случайного рассеяния точек отдельно в левом и правом столбцах находят частные медианы. При четном количестве точек медиана лежит между средними точками (темный фон) на равном от них удалении. Если же количество точек нечетное, то медианой является средняя точка. Разность B_i между медианами справа и слева, но не наоборот, является вкладом i-го элемента в отклик (в нижней строке табл.2).

Таблица 2

Рассеяние откликов диагностируемых элементов

Наибольшие вклады дают наиболее существенные элементы. По полученным данным, в порядке убывания вкладов элементы питания располагают в ряд В_Ca=34,5, В_Zn =26,5, В_Mo=19, B_N=-18 и т.д. Положительная величина вкладов элементов Са, Zn, Mo и др. свидетельствует о потребности в них растения, а отрицательная величина элемента N и др. - об их избытке.

Негативное влияние на растение избыточных элементов нейтрализуют коррекцией вкладов элементов, в которых растение испытывает потребность, последовательно стабилизируя избыточные элементы на уровне (0). Для этого в табл.1 вклад избыточного элемента вычитают со своим знаком из величины Y_i, в строках, где данный элемент представлен на уровне (+), и получают скорректированное значение отклика Y_jk .

Согласно табл.2, по величине отрицательного вклада наиболее значимым избыточным элементом является N. Стабилизируя его на нулевом уровне, по аналогии с табл.2, строят корректировочную табл.3 и определяют откорректированные значения вкладов элементов, необходимых для питания растений (с положительными знаками). После корректировки в порядке убывания их представляют в ряд В_Ca=34, B_Zn=26,5, В_Mn=21,5 и др.

Значимость вкладов элементов проверяют с помощью статистического t_кр-критерия Стьюдента на уровне 80 95% доверительной вероятности при числе степеней свободы N(m-l)=16. По таблице [3, с.203-204] для 95% доверительной вероятности t_кр=2,119. Необходимыми для питания растений являются элементы, вклад которых в отклик В_i превышает критическую величину В_кр, определяемую по формуле [3, с 62-63]

;

где S_j{y} - дисперсия в j-ой строке матрицы планирования случайного баланса.

Таблица 3

Откорректированное рассеяние откликов диагностируемых элементов

Согласно расчету по данным табл.1, В_кр=4,66. Из табл.2 вытекает, что условию В_i >В_кр удовлетворяют элементы Са, Zn, Mo, К и Na, которые должны быть компонентами питательной среды. Соотношение между этими элементами устанавливают пропорциональным величине В_i, т.е. Са/Zn/Mo/K/Na=34/26,5/21,5/8/5.

Вклад в отклик необходимых элементов питания растений удовлетворяет неравенству:

где В_i - вклад в отклик i-го элемента питания растений;

N - число строк матрицы планирования случайного баланса;

m - число параллельных опытов;

t_кр - табличное значение критерия Стьюдента для уровня значимости 0,2 0,05 и степеней свободы N(m-1);

S_j {y} - дисперсия в j-ой строке матрицы планирования случайного баланса.

ЛИТЕРАТУРА

1. 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.

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

3. 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.