Influência do tempo de contagem na determinação da densidade de nêutrons (página 2)

Este trabalho foi desenvolvido numa estufa de polietileno transparente de baixa densidade, com dimensões de 7,5 m de largura por 28 m de comprimento, instalada na área experimental do Departamento de Engenharia Rural, da Faculdade de Ciências Agronômicas, Universidade Estadual Paulista, Campus de Botucatu, SP. O solo, no interior da estufa, sem cultivo, é classificado como Terra Estruturada Latossólica.

A sonda de nêutrons utilizada foi uma sonda CPN modelo 503 DR Hidroprobe (50 mCi Am-241/Be) introduzida no solo através de tubos de acesso, de alumínio, com 48 mm e 50 mm de diâmetro interno e externo, respectivamente. Os tempos de contagem estudados foram de 1, 4, 16, 32, 64, 128 e 256 s. As leituras foram realizadas com cinco repetições nas profundidades de 15, 30 e 45 cm, quando o conteúdo de água do solo era de 24,47; 24,13 e 24,45%, respectivamente. Para se avaliar a variabilidade entre as leituras, utilizaram-se métodos estatísticos clássicos: variância, desvio-padrão, valores de amplitude e coeficiente de variação e, para se identificar a distribuição teórica mais representativa do comportamento dos dados observados, usaram-se os coeficientes de assimetria e curtose. O delineamento estatístico utilizado para determinação da influência do tempo de contagem no valor das leituras foi inteiramente casualizado, com 7 tratamentos (tempos de contagem) e 5 repetições, para cada profundidade em estudo. As médias dos tratamentos foram comparadas utilizando-se o teste Tukey a nível de significância de 5%, conforme Gomes (1987).

Coeficientes de assimetria praticamente nulos e coeficientes de curtose menores que 3, induzem à aceitação da hipótese de normalidade, ou seja, como afirmado por Wang & Willis (1965) é possível ajustar-se a contagem de nêutrons a uma distribuição normal (distribuição observada); confirma-se, com isto, que as leituras médias para cada profundidade são ótimos indicadores do valor médio das leituras que, neste caso, poderão ser usados como valores representativos das profundidades do solo estudado. De acordo com os valores dos coeficientes de curtose obtidos, verifica-se que todos são inferiores a 3, o que significa que há uma disfunção dos dados em termos de média, maior que uma curva gaussiana (curva normal) ou seja, que a amostra dos dados para todas as profundidades estudadas é platicúrtica em relação à normal (mais pontiaguda) constatando-se, assim, menor variabilidade das leituras ao redor da média.

Os valores médios das leituras obtidas com a sonda de nêutrons, para os diferentes tempos de contagem e profundidades, são representados na Tabela 2.

Pelos dados apresentados na Tabela 2, verifica-se que, com exceção da profundidade de 45 cm, na qual não houve diferença significativa entre as médias das leituras para os diferentes tempos de contagem, nas outras duas profundidades (15 e 30 cm) o tempo de contagem influenciou significativamente. Na profundidade de 15 cm embora não houvesse diferença significativa entre as leituras obtidas a 1 e 4 s, a primeira foi significativamente diferente daquelas obtidas a tempos maiores de 4 s; já para a profundidade de 30 cm, verifica-se diferença significativa entre as médias obtidas a 1 s com os demais tempos de contagem. Por outro lado, os resultados do testes estatísticos mostraram que o uso de tempos de contagem superiores a 16 s não influencia na magnitude da leitura e teoricamente na determinação do conteúdo de água do solo contradizendo, assim, resultados obtidos em trabalhos similares, nos quais pesquisadores aconselham leituras com sonda de nêutrons, usando tempos de contagem longo no sentido de se obter valores de umidade mais próximos do real (Beltrame & Taylor, 1980; Falleiros et al., 1994; Marciano, 1995).

Verificada a hipótese de normalidade dos dados através dos testes de assimetria e curtose, estimou-se o número de leituras necessárias para cada tempo de contagem, a nível de significância de 5%, para uma variação de 5 a 30% em torno da estimativa da média.

A Figura 1 apresenta o número de leituras necessário para os diferentes tempos de contagem, em suas respectivas profundidades, a nível de 5% de probabilidade, em função do erro percentual admitido em torno da média, calculado segundo metodologia de Costa Neto (1990). Considerando-se, por exemplo, uma variação de 5% a nível de significância de 5%, os números de leituras requeridos para a profundidade de 15 cm seriam, aproximadamente, duas leituras para os tempos de contagem 1, 4 e 16 s, e de uma leitura para tempos maiores de 16 s. Para este mesmo nível de significância e uma variação de 10%, o número requerido de leituras seria de uma para os tempos de contagem 1, 4 e 16 s e permaneceria inalterado (uma leitura) para os tempos de 32 a 256 s. Este exemplo mostra que uma redução de 5% na precisão da média, usando-se os tempos de contagens 1, 4 e 16 s, proporcionaria uma redução de aproximadamente 50%, em relação à necessidade de leituras a serem realizadas com a sonda; já para os tempos de contagem de 32 a 256 s, nenhuma alteração seria necessária no número requerido de leituras. Para variações próximas da media maiores de 15%, o tempo de contagem praticamente não afeta o número de leituras necessárias. Considerando-se razoável uma variação de 5% em torno da média, a melhor opção parece ser o uso de uma leitura aos 32 s, tempo normalmente utilizado na prática.

A análise da Figura 1 permite, ainda, observar-se que o número requerido de leituras para cada tempo de contagem diminui a medida em que aumenta a profundidade, fato este associado à menor variabilidade das leituras com o aumento da profundidade, conforme mostrado através das medidas de variabilidade, já discutidas.

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