Perdas de nutrientes por erosão e sua distribuição espacial em área sob cana-de-açúcar (página 2)

O trabalho foi conduzido em área da Fazenda Santa Bárbara - Usina São Martinho S.A., cultivada há mais de 30 anos com cana-de-açúcar, no município de Guariba - SP, nas coordenadas geográficas de 21º19' a 21º20' S e 48º13' a 48º14' W. O solo local foi classificado como Latossolo Vermelho eutroférrico (LVef), textura muito argilosa (EMBRAPA, 1999), estando sem cobertura vegetal no período pós-colheita da cana.

Parcelas experimentais, com preparo do solo e alinhamento no sentido da declividade do terreno, cuja média era 8,1%, foram instaladas com as seguintes dimensões: a) em entressulcos - 0,50 m de largura e 0,75 m de comprimento (0,38 m²); b) em sulcos - 0,20 m de largura, 0,20 m de profundidade e 9,00 m de comprimento, pré-formados com uma enxada; c) erosão global - 3,50 m de largura e 11,00 m de comprimento (38,5 m²). As parcelas em entressulcos e macroparcelas foram delimitadas com chapas metálicas nas laterais e na parte superior. Todas as parcelas apresentavam calhas coletoras metálicas, em seus limites inferiores, convergentes para uma saída de 0,11 m de diâmetro.

O experimento foi conduzido num delineamento inteiramente casualizado (DIC), com três tratamentos (tipos de parcelas) e três repetições. As parcelas foram submetidas à chuva com intensidade de 80 mm h^-1, durante 65 minutos, produzida por um simulador de chuvas de hastes rotativas do tipo Swanson, com bicos veejet 80100, previamente calibrado e nivelado no terreno, como proposto por SWANSON (1965). Medidas de vazões dos escoamentos superficiais e das concentrações de sedimentos foram realizadas no quinto minuto após o início da enxurrada e, a partir daí, a cada cinco minutos, conforme MARTINS FILHO (1999). Amostras de enxurrada foram coletadas em recipientes de vidro com capacidade de 1 L, cronometrando-se o tempo de coleta. No laboratório, determinaram-se a concentração de sedimentos, o volume de solução e as taxas de perdas de solo, água e nutrientes no sedimento. A solução foi avaliada gravimetricamente, em balança com resolução de 0,01 g, e, em seguida, as amostras foram deixadas em repouso por 24 h para a deposição de sedimentos. Após o período de repouso de 24 h, as amostras foram levadas à estufa a 105 ºC até secagem completa. Após a secagem, as amostras foram pesadas, determinando-se o peso de sedimento de cada uma.

A análise granulométrica do solo foi realizada pelo método da pipeta, utilizando uma solução de NaOH 0,1N como dispersante químico e agitação com aparato de alta rotação (12.000 rpm) (GEE & BAUDER, 1986). O LVef, na camada de 0,00 a 0,20 m, apresentou teores médios de 653 g kg^-1 de argila, 169 g kg^-1 de silte e 178 g kg^-1 de areia. Nas análises químicas do solo e dos sedimentos erodidos, o cálcio, o magnésio, o potássio e o fósforo foram extraídos pelo método da resina trocadora de íons (RAIJ et al., 1987). O carbono orgânico foi determinado seguindo metodologia da EMBRAPA (1997). O pH foi determinado potenciometricamente em solução de CaCl₂ 0,01 M. Atributos químicos do solo são apresentados na Tabela 1, os quais foram utilizados para estabelecer as taxas de enriquecimento do sedimento erodido por MO, P, K, Ca e Mg.

Os dados obtidos foram submetidos ao Teste F da análise da variância de um delineamento inteiramente casualizado. Nas comparações múltiplas das médias, utilizou-se do teste de Tukey, a 5% de probabilidade. Análises de correlações foram conduzidas entre os dados de perdas de solo, matéria orgânica e nutrientes obtidos por erosão em entressulcos, em sulcos e global. Para essas análises, foi utilizado o programa estatístico STATISTICA (STATSOFT, 1994). Os modelos ajustados foram utilizados em estimativas das perdas de solo, MO e nutrientes para fins de análise geoestatística da variabilidade espacial das mesmas. Nessa análise, utilizou-se de banco de dados de atributos físicos e químicos da camada superficial do solo (0,00 a 0,20 m) estabelecido por SOUZA (2004). O solo foi amostrado numa posição de sopé, nos pontos de cruzamento de uma malha, com intervalos regulares de 50 m, num total de 206 pontos (40 ha) georreferenciados com GPS, Datum/elipsóide WGS-84.

As perdas de solo (A), erosão global, na área toda, ponto a ponto, foram determinadas com a equação universal de perdas de solo (EUPS), descrita por WISCHMEIER & SMITH (1978) como:

em que,

A - perda de solo por unidade de área, t ha^-1;
R - erosividade da chuva, MJ mm ha^-1 h^-1;
K - erodibilidade do solo, t ha^-1 MJ^-1 mm^-1 ha h;
LS - fator para o efeito combinado do declive e do comprimento da rampa;
C - fator cobertura e manejo do solo, e
P - fator práticas conservacionistas.

A erosividade das chuvas (R) foi estimada em 7.291 MJ mm ha^-1 h^-1 ano^-1, por meio de método proposto por LOMBARDI NETO et al. (2000). O fator erodibilidade (K) foi estimado, ponto a ponto, utilizando a equação proposta por DENARDIN (1990):

em que,

M - novo silte (novo silte + nova areia);
p - permeabilidade codificada, segundo WISCHMEIER et al. (1971);
DMP - diâmetro médio ponderado das partículas do solo inferiores a 2,00 mm, e
X32 - nova areia (MO/100).

O valor médio do fator K estimado foi de 0,015 t ha^-1 MJ^-1 mm^-1 ha h, o qual não diferiu significativamente daquele determinado nas macroparcelas que foi de 0,010 t ha^-1 MJ^-1 mm^-1 ha h. Na determinação do fator LS, seguiu-se o proposto por WISCHMEIER & SMITH (1978). Já o fator C foi considerado igual a 0,06, conforme valor estabelecido por SERRA (2004), para cana-de-açúcar (planta). Para o fator P, adotaram-se valores propostos por WISCHMEIER & SMITH (1978). A tolerância de perdas de solo por erosão (T) foi determinada conforme o proposto por OLIVEIRA (2004).

A análise geoestatística de A, MO, P, K, Ca e Mg foi realizada seguindo-se metodologia descrita em VIEIRA et al. (1983) e ROBERTSON (1998), em três etapas: 1) análise espacial para obter o semivariograma; 2) escolha de modelo para ajustar o semivariograma, e 3) obtenção de valores das variáveis em estudo em local não amostrado, para interpolação por meio da krigagem. Para determinar a existência ou não da dependência espacial, ajustaram-se semivariogramas com o programa GS⁺ (ROBERTSON, 1998). Para dirimir dúvida na escolha do melhor modelo, para um mesmo semivariograma, adotaram-se como critérios o melhor coeficiente de determinação (R²) e a menor soma de quadrados do resíduo (SQR). Para a elaboração dos mapas de distribuição espacial das variáveis, foi utilizado o programa SURFER (1999).

As concentrações médias de MO, P, K, Ca e Mg no sedimento foram influenciadas, significativamente, pelo método de determinação da erosão hídrica do solo (Tabela 2). As parcelas entressulcos apresentaram as maiores concentrações de P, K e Ca, e as macroparcelas, as de MO e Mg. Justificam-se os resultados nas parcelas entressulcos pela maior concentração de P, K e Ca na superfície do solo. No geral, os sedimentos dos sulcos apresentaram as menores concentrações de P, K, Ca e Mg e os dos entressulcos, as menores de MO.

Segundo CASSOL et al. (2002), as perdas de nutrientes e MO aumentam com as de solo, enquanto as taxas de enriquecimento do sedimento erodido tendem a diminuir. Os resultados apresentados na Tabela 3 são concordantes com o descrito por CASSOL et al. (2002).

Devido à limitada capacidade de transporte do fino fluxo superficial, durante o processo de erosão entressulcos, uma remoção seletiva das partículas finas do solo tende a ocorrer (NEARING et al., 2001). Já a desagregação nos sulcos é menos ou nenhum pouco seletiva, devido à alta erosividade e capacidade de transporte do fluxo concentrado de enxurrada (NEARING et al., 2001). No entanto, considerável enriquecimento pode ocorrer durante os processos de transporte e deposição. Essa última observação justifica-se pelos resultados obtidos nas macroparcelas, nas quais o fenômeno de erosão determinado foi o global. Nessas macroparcelas, as taxas de enriquecimento para MO, P, K, Ca e Mg sempre foram superiores às dos sulcos. Partículas dispersas de argila e MO podem ser facilmente transportadas com a água (NEARING et al., 2001), o que é justificável pelos seus baixos valores de densidade. Desse modo, explicam-se as taxas de enriquecimento por MO apresentar a seguinte ordem: macroparcelas > sulcos > entressulcos (Tabela 3).

Na Tabela 4, pode-se observar que as maiores perdas de MO, P, K, Ca e Mg ocorreram nos sulcos, os quais também apresentaram as maiores perdas de solo (27,3 t ha^-1), comprovando que esse processo é pouco ou nada seletivo, conforme citou NEARING et al. (2001). As parcelas em entressulcos apresentaram as menores perdas de água (37,6 L ha^-1) e não houve diferença significativa entre as perdas de MO e K em relação àquelas obtidas nas macroparcelas.

As parcelas em entressulcos apresentaram, de modo significativo, as menores perdas de MO, P, K, Ca e Mg, quando comparadas aos sulcos. Desse modo, as perdas de nutrientes, MO e solo, em função do tipo de erosão, tiveram a seguinte ordem: sulcos > macroparcela > entressulcos. Esses resultados são concordantes com os de CASTRO et al. (1986), os quais observaram que as perdas de matéria orgânica e nutrientes têm maior correlação com as perdas de solo que com as de água. Porém, os resultados da Tabela 4 são discordantes de CASSOL et al. (2002).

As perdas de P, K, Ca e Mg, nas macroparcelas, foram da ordem de 1,07 kg ha^-1; 1,59 kg ha^-1; 10,24 kg ha^-1, e 1,91 kg ha^-1, respectivamente. HERNANI et al. (1999) obtiveram, num LatossoloVermelho eutroférrico, no sistema convencional, em macroparcelas sem cobertura vegetal, valores de perdas de nutrientes por erosão da seguinte magnitude: 0,06 kg ha^-1 de P; 0,29 kg ha^-1 de K; 2,2 kg ha^-1 de Ca, e 0,19 kg ha^-1 de Mg.

Pelos resultados apresentados nas Tabelas 3 e 4, é possível afirmar, a exemplo de SCHICK et al. (2000), que a perda total de nutrientes e MO nos sedimentos erodidos é dependente da quantidade total de sedimentos transportados, além da concentração dos referidos nutrientes e MO nesses.

Regressões entre perdas de matéria orgânica, nutrientes e por erosão global foram estabelecidas e apresentaram coeficientes de determinação altamente significativos (Tabela 5).

As estatísticas descritivas das variáveis A, MO, P, K, Ca e Mg são apresentadas na Tabela 6.

Resultados referentes ao teste de Kolmogorov-Smirnov indicaram a não-normalidade dos dados de A, MO, P, K, Ca e Mg . Porém, quando os seus valores foram testados quanto à distribuição log-natural (ln), apenas as perdas de P e K não se ajustaram a tal distribuição. Contudo, os valores da média e mediana, para cada uma das variáveis transformadas, são próximos, demonstrando haver distribuições simétricas. Segundo ISAAKS & SRIVASTAVA (1989), mais importante que a normalidade dos dados é a ocorrência do efeito proporcional em que a média e a variância dos dados não sejam constantes na área de estudo. Esse fato não ocorreu, visto que os semivariogramas apresentaram patamares bem definidos. WARRICK & NIELSEN (1980) afirmaram que atributos mecânicos do solo apresentam distribuição normal, enquanto atributos hidráulicos têm distribuição não-normal. Considerando-se critérios propostos por WARRICK & NIELSEN (1980) para o coeficiente de variação (C.V.), observa-se, na Tabela 6, que todas as variáveis apresentaram C.V. alto (29,6 a 157,2%). Embora o emprego do C.V. permita comparar a variabilidade entre amostras, com unidades diferentes, o seu emprego não deve ser generalizado (SOUZA, 2004). Desse modo, a dependência espacial dos atributos pode ser melhor avaliada com técnicas geoestatísticas.

A partir das regressões apresentadas na Tabela 5, foram estimados semivariogramas, após a transformação dos dados de perdas de solo (A), MO e nutrientes, utilizando a função logaritmo natural. Os resultados da análise geoestatística são apresentados na Figura 1. Todas as variáveis, após transformadas, apresentaram dependência espacial. A semivariância estimada das variáveis transformadas ajustou-se ao modelo esférico. Segundo TRANGMAR et al. (1987), o modelo esférico é considerado o mais apto para descrever o comportamento de atributos do solo. Quanto à relação entre o efeito pepita e o patamar dos semivariogramas (GD = C₀ / (C₀ + C₁) ), segundo critérios de CAMBARDELLA et al. (1994), é possível afirmar que os valores transformados das perdas de solo (GD = 13%), MO (GD = 13%), P (GD = 13%), K (GD = 14%) e Ca (GD = 13%) apresentaram forte dependência espacial. Já as perdas de Mg apresentaram moderado grau de dependência espacial (GD = 32%).

Em termos do alcance (a), verifica-se que esse variou na faixa de 1.007 a 1.013 m. Cumpre ressaltar que o alcance representa a distância máxima em que os pontos amostrais estão correlacionados entre si.

Os parâmetros dos semivariogramas propiciaram estimar valores de A, MO e nutrientes em locais não amostrados por krigagem (Figura 2). Pode-se observar que as perdas de solo, MO, P, K Ca e Mg apresentaram valores na faixa de 0 a 24 t ha^-1; 0 a 800 kg ha^-1; 0,1 a 3,3 kg ha^-1; 1,2 a 4,8 kg ha^-1; 0 a 24,0 kg ha^-1, e 0 a 3,8 kg ha^-1, respectivamente. Os valores de perdas de solo, considerados como toleráveis (T) para o LVef, foram estimados, conforme OLIVEIRA (2004), em 12,1 t ha^-1 ano^-1. Tal estimativa é semelhante à determinada por LOMBARDI & BERTONI (1975). Na Figura 2a, verifica-se que há poucos locais com perdas iguais ou superiores a T, permitindo inferir que há condições de sustentabilidade do solo quanto à conservação das suas propriedades físicas e químicas na quase totalidade da área estudada. Os padrões de distribuição das perdas de nutrientes são muito semelhantes, visto serem funções diretas da erosão global.

As perdas de nutrientes e solo, em função do tipo de erosão, obedecem à seguinte ordem: sulcos > entressulcos > global.

As perdas de solo (A), MO, P, K e Ca têm forte grau de dependência espacial, enquanto as perdas de Mg têm moderado grau de dependência espacial.

Mapas da distribuição das referidas perdas demonstram, em termos médios anuais, que há sustentabilidade do solo, quanto à conservação das propriedades físicas e químicas na quase totalidade da área estudada.

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