universidade estadual paulista “julio de mesquita … · atributos do solo, por isso é...
Post on 17-Nov-2018
214 Views
Preview:
TRANSCRIPT
UNIVERSIDADE ESTADUAL PAULISTA “JULIO DE MESQUITA FILHO”
FACULDADE DE CIÊNCIAS AGRÁRIAS E VETERINÁRIAS
CÂMPUS DE JABOTICABAL
VARIABILIDADE ESPACIAL DOS ATRIBUTOS DO SOLO,
EROSÃO E SUSCETIBILIDADE MAGNÉTICA DE UMA VERTENTE EM
GILBUÉS-PI
Hélio Lima Santos Engenheiro Agrônomo
JABOTICABAL – SÃO PAULO – BRASIL
Julho – 2010
ii
UNIVERSIDADE ESTADUAL PAULISTA “JULIO DE MESQUITA FILHO”
FACULDADE DE CIÊNCIAS AGRÁRIAS E VETERINÁRIAS
CÂMPUS DE JABOTICABAL
VARIABILIDADE ESPACIAL DOS ATRIBUTOS DO SOLO,
EROSÃO E SUSCETIBILIDADE MAGNÉTICA DE UMA VERTENTE EM
GILBUÉS-PI
Hélio Lima Santos
Orientador: Prof. Dr. José Marques Júnior Coorientador: Prof. Dr. Gener Tadeu Pereira
Tese apresentada à Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias – UNESP, Câmpus de Jaboticabal, como parte das exigências para a obtenção do título de Doutor em Agronomia (Produção Vegetal).
JABOTICABAL – SÃO PAULO – BRASIL
Julho- 2010
iii
Santos, Hélio Lima S237v Variabilidade espacial dos atributos do solo, erosão e
suscetibilidade magnética de uma vertente em Gilbués, Pi. / Hélio Lima Santos. – Jaboticabal, 2010
xiv, 65 f. : il. ; 28 cm Tese (Doutorado) - Universidade Estadual Paulista, Faculdade de
Ciências Agrárias e Veterinárias, 2010 Orientador: José Marques Júnior
Banca examinadora: Adeodato Arí Cavalcante Salviano, Zigomar Menezes de Souza, Teresa Cristina Tarlé Pissarra, Marcos Omir Marques
Bibliografia
1. Solo degradado 2. Geoestatística 3. solo-relevo 4. Georeferenciamento I. Título. II. Jaboticabal-Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias.
CDU 631.459
Ficha catalográfica elaborada pela Seção Técnica de Aquisição e Tratamento da Informação –
Serviço Técnico de Biblioteca e Documentação - UNESP, Câmpus de Jaboticabal.
iv
DADOS CURRICULARES DO AUTOR
Hélio Lima Santos – nascido a 17 de março de 1954 em Teresina – PI. Em
agosto de 1975 ingressou no curso de Tecnologia em Administração Rural no Centro de
Ciências Agrárias – Universidade Federal do Piauí - UFPI, concluiu o curso em
dezembro de 1977. Atuou como professor colaborador da disciplina Administração de
Cooperativas Rurais, para o curso de Tecnologia em Administração Rural e da
disciplina Cooperativismo para o curso de Tecnologia em Bovinocultura de 1978 a
1980. Ingressou no curso de Engenharia Agronômica em março de 1984, concluindo
em dezembro de 1993. Em março de 1994, iniciou o Curso de Mestrado no Programa
de Pós-Graduação em Solos e Nutrição de Plantas da Universidade Federal do Ceará -
UFC, Campus do Pici onde foi bolsista da CAPES, desenvolvendo o projeto: Avaliação
de cinco extratores químicos de manganês em solos do Estado do Ceará. Obteve o
titulo de mestre em agosto de 1997. Iniciou em agosto de 2006 o curso de Doutorado
pelo Programa de Pós-Graduação em Agronomia (Produção Vegetal) na Faculdade de
Ciências Agrárias e Veterinárias, Universidade Estadual Paulista – FCAV/UNESP,
Campus de Jaboticabal. Programa DINTER-PIAUÍ. É Funcionário Público Federal da
Universidade Federal do Piauí desde 1978, atualmente exercendo suas funções no
Laboratório de Solo e Água.
v
Nas grandes batalhas da vida, o primeiro passo para a vitória é o desejo de vencer.
(Mahatma Gandhi)
vi
DEDICO
Ao meu pai Cornélio (in memóriam), minha mãe Antonia, meus filhos Max, Thiago,
Raphael, a meus netos Anna Luiza e Marcus Fellipe, e aos irmãos, Nonato, Edna,
Edneide, Acelino e Elida.
OFERECIMENTO
A minha esposa Rosário, meus filhos Emilly Maria e João Hélio, pela paciência,
compreensão, tolerância e saudades nos dias e noites de solidão.
vii
AGRADECIMENTO
A Deus, ser supremo, pai da humanidade, por tudo aquilo que sou e tenho.
Aos professores, José Marques Júnior (Orientador), Gener Tadeu Pereira e
Marcílio Vieira Martins Filho, pela dedicação, paciência e motivação para o
engrandecimento profissional.
Aos mestres, Antonio Ubaldo, Fornaziere, Coutinho, Barbosinha, Renato,
Modesto e Érica, pelos conhecimentos transmitidos.
Aos amigos Sammy Sidney, Diego Siqueira e Lívia Camargo, por tudo que
fizeram por mim, e aos colegas Marcos André (Toca), Rilner, Carlos Leandro (Lambarí)
e Ronaldo (Bicudo), pelos momentos alegres e tristes dentro do mesmo espaço.
Aos servidores Célia, Cheirinho, Gomes, Dejair, Claudinha, Luís, Cristiano e Inês,
pelas palavras de incentivo quando batia a angústia e, em especial, ao garoto
Anderson, firmeza constante nas minhas horas de fracasso.
À professora Célia Bueno, amiga de todos os momentos, com palavras de
conforto e incentivo.
Aos colegas de doutorado, Sinimbú, Chicão, Sargento, Piauilino, Rai, Eulália,
Paulo Roberto, Brito, Tomás, Disraeli, Piauilino e Santana, pelas horas de convício e
autênticas parcerias.
Ao grande mestre e coordenador do DINTER, Prof. Luís Evaldo de Moura Pádua
e ao colaborador Prof. Adeodato Ari Cavalcante Salviano pela confiança e força
transmitida a minha pessoa para enfrentar os momentos difíceis desta jornada.
À UFPI, em nome do Magnífico Reitor Luís de Sousa Santos Júnior, docentes e
servidores pela compreensão em todos os momentos da ausência.
Ao Prof. Vitório Barato Neto, pela dedicação na revisão gramatical de acordo
com as novas regras gramaticais da Academia Brasileira de Letras.
E a todos que me ajudaram a erguer essa bandeira do progresso.
viii
SUMÁRIO
LISTA DE TABELAS ................................................................................................... xi
LISTA DE FIGURAS ................................................................................................... xii
RESUMO ........................................................................................................... xiii
ABSTRACT ......................................................................................................... xiv
CAPÍTULO 1. CONSIDERAÇÕES GERAIS............................................................... 1
1.1 INTRODUÇÃO................................................................................................... 1
1.2 REVISÃO DE LITERATURA.............................................................................. 2
1.2.1 Compartimentos da paisagem e a variabilidade dos atributos do solo....... 2
1.2.2 Suscetibilidade magnética aplicada em ciências agrárias.......................... 3
1.2.3 Variabilidade das taxas de erosão do solo ao longo da paisagem............. 6
1.3 REFERÊNCIAS...................................................................................................... 7
CAPÍTULO 2. CARACTERIZAÇÃO DA VARIABILIDADE ESPACIAL DOS ATRIBUTOS DO SOLO EM DIFERENTES COMPARTIMENTOS DE UMA VERTENTE UTILIZANDO SUSCETIBILIDADE MAGNÉTICA................................... 17
2.1 INTRODUÇÃO................................................................................................... 18
2.2 MATERIAL E MÉTODOS................................................................................... 19
2.2.1 Localização e caracterização da área de estudo........................................ 19
2.2.2 Análise laboratorial...................................................................................... 21
2.2.3 Análise estatística dos dados...................................................................... 22
2.3 RESULTADOS E DISCUSSÃO......................................................................... 22
2.4 CONCLUSÕES.................................................................................................. 28
2.5 REFERÊNCIAS ................................................................................................. 28
CAPÍTULO 3. FATORES DE EROSÃO E SUSCETIBILIDADE MAGNÉTICA EM DIFERENTES COMPARTIMENTOS DE UMA VERTENTE DO MUNICÍPIO DE GILBUÉS-PI............................................................................................................... 32
3.1 INTRODUÇÃO................................................................................................... 33
3.2 MATERIAL E MÉTODOS................................................................................... 34
3.2.1 Localização e caracterização da área de estudo....................................... 36
3.2.2 Avaliação dos atributos do solo e da erosão............................................... 39
ix
3.2.3 Análise estatística dos dados...................................................................... 39
3.3 RESULTADOS E DISCUSSÃO......................................................................... 39
3.4 CONCLUSÕES.................................................................................................. 43
3.5 REFERÊNCIAS ................................................................................................. 44
x
APÊNDICES 52 Apendice 1 -Semivariograma da soma de bases (SB), saturação por base (V%),
capacidade de troca de cátions (CTC) e suscetividade magnética (SM) na profundidade de 0,00 – 0,20 m.
53
Apendice 2 - Semivariograma da areia total (AT), argila (ARG), silte e suscetividade magnética (SM) na profundidade de 0,00 – 0,20 m 54
Apendice 3 -Semivariograma da erodibilidade do solo (K),, fator topográfico LS), potencial natural de erosão (PNE), perda de solo (A), risco de erosão (RE), na profundidade de 0,00 – 0,20 m.
55
Apêncide 4 – Panorâmica da área trabalhada ........................................................ 56
Apêndice 5 – Localização da transeção .................................................................. 56
Apêndice 6 – Localização da malha I ...................................................................... 57
Apêndice 7 – Localização da malha II ..................................................................... 57
Apêndice 8 – Localização da malha III .................................................................... 58
Apêndice 9 – Georeferenciamento dos pontos a serem amostrados ..................... 58
Apêndice 10 – Coleta e acondicionamento do solo ................................................ 59
Apêndice 11 – Equipe de trabalho de campo .......................................................... 59
Apêndice 12 – Secagem e peneiramento das amostras ........................................ 60
Apêndice 13 – Embalagem e idenificação das amostras ........................................ 60
xi
LISTA DE TABELAS
CAPÍTULO 2 Tabela 1. Teor de SiO2, Al2O3, Fes, Ki (relação silício/alumínio), Kr (relação sílica/sesquióxidos) e relação óxido de alumínio e ferro livre nos compartimentos da paisagem...............................................................................................................
23
Tabela 2. Estatística descritiva para os atributos areia total (g kg-1), argila (g kg-1), silte (g kg-1), matéria orgânica (MO) (mg dm-3), pH (CaCl2), soma de bases (SB) (mmolc dm-3), capacidade de troca catiônica (mmolc dm-3), saturação por bases (V) (%) e suscetibilidade magnética (SM) (10-6 m3 kg-1) na profundidade de 0,00 – 0,20 m..................................................................................................................................
25
Tabela 3. Estimativa dos parâmetros dos modelos de semivariogramas ajustados para os atributos areia total (g kg-1), argila (g kg-1), silte (g kg-1), matéria orgânica (MO) ( mg dm-3), pH (CaCl2), soma de bases (SB) (mmolc dm-3), capacidade de troca catiônica (mmolc dm-3), saturação por bases (V) (%) e suscetibilidade magnética (SM) (m3 kg-1) na profundidade de 0,00 – 0,20 m.............................................................................................................................
27
CAPÍTULO 3
Tabela 1. Caracterização granulométrica e química dos solos classificados na área..........................................................................................................................
42
Tabela 2. Estatística descritiva das variáveis, K - erodibilidade do solo, LS-relevo, PNE - potencial natural de erosão, A – perda de solo, RE – risco de erosão e SM –suscetibilidade magnética entre os compartimentos, na profundidade de 0,00 – 0,20 m.................................................................................................................................. 44 Tabela 3. Estimativa dos modelos de semivariogramas ajustados para as variáveis, K - erodibilidade do solo, LS - relevo, PNE - potencial natural de erosão, A – perda de solo, RE – risco de erosão, SM – suscetibilidade magnética entre os compartimentos, na profundidade de 0,00 – 0,20 m................................................ 46
Tabela 4. Correlação entre, K - erodibilidade do solo, LS - relevo, PNE - potencial natural de erosão, A – perda de solo, RE – risco de erosão e, SM – suscetibilidade magnética, na profundidade 0,00 – 0,20 m............................................................. 42
xii
LISTA DE FIGURAS
CAPÍTULO 2
Figura 1 - Precipitação anual, total e tendência, no período de 1962 a 1999 –Gilbués-Pi ..............................................................................................................
19
Figura 2 - Localização da área de estudo, malhas de amostragem dentro de cada compartimento da paisagem (a) e perfil planialtimétrico (b)........................................ 20
CAPÍTULO 3
Figura 1 Localização da área e das malhas de amostragem dentro de cada compartimento da paisagem........................................................................................ 37
xiii
VARIABILIDADE ESPACIAL DOS ATRIBUTOS DO SOLO,
EROSÃO E SUSCETIBILIDADE MAGNÉTICA DE UMA VERTENTE EM
GILBUÉS- PI
RESUMO: O relevo condiciona o movimento da água e a variabilidade dos
atributos do solo, por isso é importante mapear os compartimentos do relevo para
compreender os processos pedológicos e os fatores da erosão. O objetivo deste
trabalho foi estudar a variabilidade espacial dos atributos do solo, erosão e
suscetibilidade magnética de uma vertente do município de Gilbués-PI, considerado o
município brasileiro de maior área contínua de desertificação. Amostras de solo foram
coletadas em uma transeção de 2.750 metros na vertente e, em três malhas, a
intervalos regulares de 25 e 10 metros, respectivamente. No total, foram coletadas 451
amostras na profundidade de 0,00 - 0,20 m. As amostras foram submetidas a análises
granulométricas e químicas e suscetibilidade magnética (SM). Para estimar a erosão,
utilizou-se da Equação Universal de Perda de Solo (EUPS). Os resultados foram
submetidos às análises estatística e geoestatística, e sugerem que a suscetibilidade
magnética seja um atributo eficiente no entendimento das relações de causa e efeito da
variabilidade espacial dos atributos do solo e dos fatores da erosão, no contexto da
relação solo-relevo.
Palavras-chave: Planejamento conservacionista, solo degradado, geoestatística, pedometria.
xiv
SPATIAL VARIABILITY OF SOIL ATTRIBUTES, EROSION
AND MAGNETIC SUSCEPTIBILITY IN A SLOPE AT GILBUÉS-PI,
BRAZIL
ABSTRACT: The movement of water in the landscape affects the variability of soil
attributes, so it is important to map the compartments of relief to understand the
processes and the factors of soil erosion. The objective was to study the spatial
variability of soil properties, erosion and magnetic susceptibility of a slope in Gilbués, PI,
Brazilian town, considered the most continuous area of desertification. Soil samples
were collected in a transect of 2750 meters on the slope, and three stitches at regular
intervals of 25 and 10 meters respectively. In total 451 samples were collected at a
depth from 0.00 to 0.20 m. The samples were subjected to mechanical and chemical
analysis. The magnetic susceptibility (MS). To estimate the erosion, we used Equation
Universal Soil Loss (USLE). The results were subjected to statistical analysis and
geostatistics. The results suggest that magnetic susceptibility is an attribute efficient in
understanding the relationship between cause and effect of spatial variability of soil
properties and erosion factors in the context of a soil-relief.
Key words: Conservation planning, degraded soil, geostatistics, pedometrics.
1
CAPÍTULO I – CONSIDERAÇÕES GERAIS
1.1 INTRODUÇÃO
A relação entre a variabilidade dos atributos do solo e os diferentes
compartimentos de paisagem vêm sendo estudados por vários autores (YOUNG &
HAMMER, 2000; SI & FARRELL, 2004; TERRA et al. 2005; MATIAS, 2010). Neste
contexto, destacam-se os trabalhos de IZIDORIO et al. (2005), SOUZA et al. (2005),
CAMPOS (2008) e MARTINS FILHO et al. (2009), que relacionam fatores ligados à
erosão a compartimentos de paisagem, utilizando a geoestatística.
Compartimentos do relevo são mapeáveis, e sua identificação e
caracterização podem auxiliar na compreensão da variabilidade espacial dos atributos
dos solos e no entendimento dos processos erosivos. Assim, a quantificação da erosão
do solo, associada à compartimentação da paisagem e às técnicas geoestatísticas
apresentam-se como ferramentas eficazes para estudar as relações de causa e efeito
dos processos erosivos do solo, como proposto por MARTINS FILHO et al. (2009). Isso
pode auxiliar na transferência de informações para locais semelhantes, como proposto
por MARQUES JR (2009) e SIQUEIRA et al. (2010).
Outro assunto relevante é o estudo de técnicas alternativas para a
quantificação das taxas de erosão a fim de promover maior dinamismo ao planejamento
conservacionista. Existe um grande número de pesquisas utilizando modelos de
quantificação indireta destas taxas (SILVA et al. 2000; VENTURA JR. et al., 2001).
Dentre os métodos utilizados nestes estudos, destaca-se a suscetibilidade magnética
(SM). O mapeamento da SM vem destacando-se como um dos métodos indiretos mais
utilizados para fins de estudo e caracterização ambiental (GRIMLEY et al., 2004).
Assim, a SM pode auxiliar na aquisição mais rápida de informações sobre os diferentes
potenciais de erosão ao longo da paisagem.
Neste sentido, as hipóteses do trabalho são: - a variabilidade dos atributos do
solo e dos fatores de erosão é mínima dentro de um mesmo compartimento e máxima
em relação a outro compartimento da vertente, - a SM pode ser utilizada no estudo da
2
variabilidade espacial dos atributos do solo e dos fatores de erosão em diferentes
compartimentos de uma vertente.
Assim, o objetivo deste trabalho é estudar a variabilidade espacial dos
atributos do solo, erosão e suscetibilidade magnética de uma vertente, em Gilbués-PI.
1.2 REVISÃO DE LITERATURA
1.2.1 Compartimentos da vertente e variabilidade dos atributos do solo
Visto que os atributos do relevo são os responsáveis pelo tempo de exposição
dos materiais do solo ao intemperismo, intensidade e direção do fluxo da água no perfil
do solo, e que regulam as variações nos processos pedogenéticos, sua observação e
estudo são imprescindíveis na subárea da ciência do solo. GOBIN et al. (2001) afirmam
que o movimento da água no relevo é o principal responsável pelo processo de
desenvolvimento do solo. Por isso, compreender os compartimentos do relevo permite
maior esclarecimento sobre os processos pedológicos (HALL, 1983). Além disso, as
interações dos processos pedogênicos e geomórficos podem ser mais bem elucidadas
(DANIELS et al. 1971; LEPSCH et al. 1977; MONIZ & BOUL, 1982; UBERTI & KLAMT,
1984; CASTRO, 1989; VIDAL-TORRADO & LEPSCH, 1993; ANJOS et al. 1998;
MARQUES JÚNIOR & LEPSCH, 2000; TERAMOTO et al., 2001), e a caracterização da
variabilidade dos atributos do solo pode ser mais bem entendida (SOUZA et al. 1997;
SALVIANO et al. 1998; CAVALCANTE, 1999)
Segundo MONIZ (1996), trabalhos como o de LEPSCH et al. (1977), que se
dedicaram a estudar as relações entre o solo e a paisagem, permitem boa
compreensão do material de origem e da distribuição do solo na paisagem, porém há
necessidade de maior investigação dos fatores e processos de formação do solo. No
entanto, os atributos do solo variam sistematicamente nas direções vertical e lateral
(WILDING & DREES, 1983) como função da posição do local da paisagem, fatores de
formação do solo e/ou práticas de manejo do solo (BECKETT & WEBSTER, 1971).
Assim, o conhecimento da variabilidade do solo pode ser enfocado para quantificar os
3
conceitos de pedogênese e melhor entendimento dos fatores causadores do padrão de
distribuição do solo e evolução da paisagem (WILDING & DREES, 1983).
Nesse contexto, autores como: MALLARINO et al. (2001) e SIQUEIRA et al.
(2010) propõem a identificação dos compartimentos do relevo, os quais auxiliam na
transferência de informações para locais semelhantes. Isso é possível porque, dentro
do mesmo compartimento, os processos de formação do solo são praticamente os
mesmos. Logo, a identificação de compartimentos semelhantes remete para a
identificação de locais da paisagem onde os fatores de erosão do solo são os mais
homogêneos possíveis. Essa é a premissa de muitos autores que investigam a
variabilidade espacial num contexto de causa e efeito entre os atributos do solo e
culturas agrícolas (KRAVCHENKO et al. 2003; BRONSON et al. 2003; MONTANARI et
al. 2005; REZAEI & GILKES, 2005; CAMARGO et al. 2008).
Porém, como estes estudos compreendem o solo como um corpo natural e
tridimensional na paisagem e utilizam a ferramenta geoestatística, por conseqüência,
necessita de um elevado número de amostras. Dessa maneira, surge a necessidade de
pesquisas que se dediquem a estudar técnicas alternativas para a quantificação indireta
dos atributos do solo.
1.2.2 Suscetibilidade magnética aplicada em ciências agrárias
A suscetibilidade magnética (SM) é resultado da rotação e translação dos
elétrons que constituem alguns minerais que estão presentes nas rochas, nos
sedimentos e nos solos (CRAIK, 1995; LUQUE, 2008). A SM é afetada por fatores
como clima (EYRE & SHAW, 1994; DEARING et al. 2001; MAHER et al. 2003), material
de origem (SINGER et al. 1996; FONTES et al. 2000; HANESCH et al. 2001), relevo
(JONG et al. 2000), regime hídrico (MAHER, 1998), fauna/flora (DEARING et al. 1995),
erosão, influência antrópica (HANESCH & SCHOLGER, 2005) e tempo (SINGER et al.,
1992; WHITE & WALDEN,1997). Nesse sentido, SCHACHTSCHABEL et al. (1998) e
MAHER & THOMPSON (1999) afirmam que a SM é sensível às variações dos fatores e
4
processos de formação do solo, podendo ser expressa nas propriedades
cristalográficas dos minerais presentes nos sedimentos e no solo.
São considerados cinco tipos básicos de comportamento magnético:
diamagnetismo, paramagnetismo, ferromagnetismo, ferrimagnetismo e
antiferromagnetismo. Nos minerais diamagnéticos, os átomos que compõem a cela
unitária do mineral possuem as camadas eletrônicas preenchidas. Assim, o número de
spins eletrônicos alinhados numa direção é igual ao número de spins eletrônicos na
direção oposta. O campo magnético externo não exerce influência sobre os spins nesse
caso, mas inverte o movimento orbital dos elétrons (exemplo: quartzo). Nos minerais
paramagnéticos, as camadas eletrônicas estão incompletas. A presença de um campo
magnético externo faz com que os spins se alinhem, e mesmo após a retirada do
campo magnético, alguns spins permanecem alinhados (exemplo: olivina).
Os minerais ferromagnéticos são um caso especial de paramagnetismo. Após a
retirada do campo magnético, os spins permanecem alinhados, fazendo com que o
mineral possua um grande valor de magnetização remanescente (exemplo: ferro e
cobalto). Nos minerais ferrimagnéticos, os spins não estão emparelhados, assim
prevalece o momento magnético do maior número de spins no mesmo sentido
(exemplo: magnetita). Os minerais antiferromagnéticos não apresentam propriedades
magnéticas.
Nas últimas décadas, tem havido um crescente interesse no comportamento
magnético e nas propriedades dos minerais do solo. Desde os primeiros estudos de
VAN DER MAREL (1951) e, especialmente, LE BORGNE (1955), que postulou que a
SM do solo foi, em geral, maior do que a do subsolo e do material de origem
subjacente, muito se aprendeu sobre o magnético nas propriedades dos minerais do
solo. Pode-se dizer que as propriedades magnéticas dos minerais do solo dependem
essencialmente do teor Fe, pois é o elemento mais abundante do que a soma de todos
os outros elementos magnéticos da crosta terrestre, aproximadamente 40 vezes
(COEY, 1987). Os dois minerais magnéticos mais importantes nos solos são a
magnetita (Fe3O4), presente na fração silte e areia fina, e a maghemita (γ-Fe3O4),
presente na fração argila. Quando estes conferem baixa expressão magnética aos
5
solos, o comportamento magnético do solo passa a ser expresso pela hematita (α-
Fe3O4) e pela goethita, ambos presentes na fração argila (MULLINS et al. 1977).
As medidas de SM de solos são utilizadas em várias linhas de pesquisa, dentre
as quais se destaca a investigação de climas pretéritos registrados por paleossolos
(MAHER & THOMPSON, 1999, MAHER et al. 2003) e para identificar a poluição em
solos (PETROVSK'Y & ELLWOOD 1999; LECOANET et al. 2001). Recentemente,
foram feitas tentativas para delinear as áreas de solos hidromórficos por medidas de
SM no campo (GRIMLEY et al. 2004), para delimitar áreas de manejo específico para
cana-de-açúcar (MARQUES JR. 2009; SIQUEIRA, 2010) e para identificar limites mais
precisos entre diferentes compartimentos do relevo (MATIAS, 2010).
O mapeamento da SM vem destacando-se como um dos métodos mais
utilizados para fins ambientais (DEARING et al. 1996; GRIMLEY et al. 2004). Porém,
segundo BECEGATO et al. (2005), pesquisas geofísicas em solos agrícolas ainda são
muito incipientes no Brasil. As propriedades magnéticas já foram usadas nos primeiros
levantamentos de solos do Estado de São Paulo, nas décadas de 60 e 70, porém, com
fins qualitativos, unicamente para distinguir solos provenientes de diferentes materiais
de origem.
Com as necessidades da agricultura atual por maior conhecimento da
variabilidade dos atributos do solo, preocupação ambiental com o uso e o descarte
adequados de reagentes laboratoriais, a SM pode ser utilizada como ferramenta
alternativa na quantificação indireta dos atributos do solo. Vários trabalhos utilizando a
SM apresentaram resultados de correlação positiva com atributos físicos e químicos
dos solos (HANESCH & SCHOLGER, 2005), com atributos mineralógicos em diferentes
classes de solos (CHEVRIER & MATHÉ, 2007; TORRENT et al. 2007), relação com
atributos da cana-de-açúcar (MARQUES JR., 2009; SIQUEIRA et al. 2010) e perdas de
solo por erosão (VENTURA JR et al., 2010; PARSONS et al. 2010).
Alguns estudos que envolvem a SM (DEARING, 1999; PREETZ et al. 2008)
utilizam sensores próprios para estes fins (Bartington Instruments, Witney, UK). Porém,
outros autores apresentam métodos alternativos para a determinação da SM, como o
magnetômetro (FABRIS et al. 1998) e balança analítica (CARNEIRO et al. 2003; CANO
6
et al. 2008). A vantagem dos métodos alternativos, principalmente o da balança
analítica, são a facilidade e o baixo custo. Assim, registra-se a necessidade de
incrementar os estudos sobre a utilização da SM como alternativa para a quantificação
indireta de atributos do solo.
1.2.3 Variabilidade das taxas de erosão do solo e sua relação com o relevo
Dentre as várias propostas de estudo da variabilidade espacial da erosão do
solo, uma das que mais contribuem para o planejamento conservacionista ideal é
aquela apresentada por MARTINS FILHO (2007). Este autor utilizou técnicas
geoestatísticas e conceitos da relação solo-relevo para criar cenários futuros de erosão
em escala espacial e temporal.
Trabalhos como o de MARTINS FILHO (2007) assumem que a variabilidade
dos atributos do solo é controlada também por processos erosivos que, por sua vez,
dependem das formas de relevo e do movimento da água no terreno (OOST et al. 2000;
SCHUMACHER et al. 1999; IZIDORIO et al. 2005; MARTINS FILHO et al., 2009). Estes
movimentos de água podem incluir o volume, a velocidade da enxurrada, a infiltração e
o armazenamento de água no solo (COGO et al. 2003; SOUZA et al. 2003).
Segundo MOORE & WILSON, (1992); HUANG et al. (2001) e EDWARDS &
WHITTINGTON (2001), os aspectos topográficos do terreno são os principais
condicionadores dos processos erosivos, pois eles controlam os agentes hidrológicos e
pedológicos. Isso ocorre devido ao comprimento de rampa e, principalmente, à
inclinação do declive do terreno, que são fatores que influenciam fortemente nas perdas
de solo por erosão hídrica (FOX & BRYAN, 1999; VALENTIN et al. 2005). De acordo
com MONTGOMERY (2003), os modelos clássicos de evolução da paisagem
incorporam a suposição implícita de uma relação simples e linear entre as formas do
relevo e a erosão do solo, pois quanto maiores as inclinações do terreno, mais severa
tende a ser a ação erosiva. Por outro lado, PENNOCK (2003) afirma que a distribuição
do solo nas paisagens ocorre em função dos processos de erosão e deposição de
7
sedimentos, principalmente por ação dos fluxos de água que podem convergir ou
divergir em suas trajetórias, provocando variações na atuação desses processos.
É importante ressaltar que a erosão é uma causa adicional da variabilidade dos
atributos do solo, e ambos (erosão e variabilidade espacial) são fortemente
dependentes dos compartimentos do relevo. Portanto, são fundamentais o
planejamento e a aplicação das práticas conservacionistas, com base na
compartimentação e entendimento dos processos da vertente (WANG et al. 2001;
WANG et al. 2002; MARTINS FILHO, 2007).
A erosão do solo está sendo considerada como uma das principais fontes
poluidoras dos recursos hídricos quando acarreta materiais em suspensão que contêm
poluentes e, consequentemente, atingem a população que se encontra à jusante do seu
leito. Para uma produção agrícola sustentável, é importante estabelecer um projeto de
desenvolvimento que reconheça as necessidades das gerações futuras (GLANDWIN et
al. 1995).
Segundo KRASILNIKOV et al. (2005), em áreas tropicais, onde os processos
geomórficos e climáticos favorecem a erosão natural dos solos, é importante
estabelecer linhas de estudo visando à geração de programas conservacionistas que
reconheçam a necessidade de utilizar o relevo e seus compartimentos como base dos
estudos e do planejamento. CANTON et al. (2003), pesquisando áreas desérticas na
Espanha, afirmam que as posições da paisagem provocam variações nos processos de
erosão e deposição dos solos que, por sua vez, afetam a gênese do solo e o
desenvolvimento da vegetação.
Sendo assim, o desenvolvimento de um modelo quantitativo para perdas de solo
por erosão, em diferentes compartimentos do relevo, pode auxiliar no entendimento das
relações de causa e efeito dos processos erosivos e no estabelecimento de práticas
conservacionistas mais adaptadas e eficazes.
1.3 REFERÊNCIAS
ANJOS, L. H.; FERNANDES, M. R.; PEREIRA, M. G.; FRANZMEIER, D. P. Landscape
and pedogenesis of na Oxisol-Inceptisol-Ultisol sequence in Southeastern Brazil. Soil
Science Society of American Journal, Madison, v. 62, n. 6, p. 1651-1658, 1998.
8
BECEGATO, V. A.; FERREIRA, F. J. F. Gamaespectrometria, resistividade elétrica e
susceptibilidade magnética de solos agrícolas no noroeste do estado do Paraná.
Revista Brasileira de Geofísica,São Paulo v. 23, n. 4, p. 371–405, 2005.
BECKETT, P. H. T.; WEBSTER, R. Soil variability: a review. Soils and Fertilizers,
Farham Royal, v. 34, n.1, p. 1-15, 1971.
BRONSON, K. F.; KEELING, J. W.; BOOKER, J. D.; CHUA, T. T.; WHEELER, T. A.;
BOMAN, R. K.; LASCANO, R. J. Influence of landscape position, soil series, and
phosphorus fertilizer on cotton lint yield. Agronomy Journal, Madison, v. 95, n. 4, p.
949-957, 2003.
CAMARGO, L. A.; MARQUES JR. J.; PEREIRA, G. T.; HORVAT, R. A. Variabilidade
espacial de atributos mineralógicos de um latossolo sob diferentes formas do relevo: II -
correlação espacial entre mineralogia e agregados. Revista Brasileira de Ciência do
Solo, Viçosa, v. 32, n. 6, p. 2279-2288, 2008.
CAMPOS, M. C. C.; Variação espacial da perda de solo por erosão em diferentes
superfícies geomórficas. Ciência Rural, v. 38, n. 9, p. 2485-2492, 2008. Disponível em:
www.scielo.br/pdf. acesso em: 02.07.2008.
CANO, M. E.; CORDOVA-FRAGA, T.; SOSA, M.; BERNAL-ALVARADO, J.; BAFFA, O.
Understanding the magnetic susceptibility measurements by using an analytical scale.
European Journal of Physics, México. v. 29, n. 2 p.345-354, 2008.
CANTON, Y.; SOLÉ-BENET, A.; LÁZARO, R. Soil–geomorphology relations in
gypsiferous materials of the Tabernas Desert (Almería, SE Spain). Geoderma
Amsterdam. v. 115, V. 3-4, p. 193-222, 2003.
CARNEIRO, A. A. O.; TOUSO, A. T.; BAFFA O. Avaliação da susceptibilidade
magnética usando uma balança analítica. Química Nova, São Paulo, v. 26, n. 6, p. 952-
956, 2003.
CASTRO, S. S. Sistema de transformação pedológica em Marília-SP: B latossólicos
e B texturais. São Paulo, 1989. 274 f. Tese (Doutorado) – Faculdade de Filosofia, Letras
e Ciências Humanas, Universidade de São Paulo, São Paulo, 1989.
CAVALCANTE, E. G. S. Variabilidade espacial de atributos físicos e químicos de
um Latossolos Vermelho-Escuro sob diferentes condições de uso e manejo, em
9
Selvíria (MS). 1999. 199 f. Dissertação (Mestrado em Sistemas de Produção)
Faculdade de Engenharia, Universidade Estadual Paulista, Ilha Solteira, 1999.
CHEVRIER, V.; MATHÉ P. E. Mineralogy and evolution of the surface of Mars: a review.
Planetary and Space Science, Elmsford, v. 55, n. 3, p. 289–314, 2007.
COEY, J. M. D. Magnetic properties of iron in soil iron oxides and clay minerals. In:
STUCKI, J.W., GOODMAN, B. A.; SCHWERTMANN, U. (Ed.). Iron in soils and clay
minerals. Dordrecht: Reidel Publishing Corporation, 1987. p. 217, 397-466.
COGO, N. P.; LEVIEN, R.; SCHWARZ, R. A. Perdas de solo e água por erosão hídrica
influenciadas por métodos de preparo, classes de declive e níveis de fertilidade do solo.
Revista Brasileira de Ciências do Solo, Viçosa, v. 27, n. 4, p. 743-753, 2003.
CRAIK, D. Magnetism, principles and applications. Lisboa. John Wiley and Sons,
1995, p. 1-459.
DANIELS S, R. B.; GAMBLE, E. F.; CADY, J.G. The relation between geomorphology
and soil morphology and genesis. Advances in Agronomy, San Diego, v. 23, n. 1, p. 51-
87, 1971.
DEARING, J. A., LEES, J. A.; WHITE, C. Mineral magnetic properties of acid gleyed
soils under oak and Corsican pine, Geoderma, n. 68, v. 68, p. 309–319. 1995.
DEARING, J. A., LIVINGSTONE, I. P., BATEMAN, M. D.; WHITE, K. Palaeoclimate
records from OIS 8.0–5.4 recorded in loess-palaeosol sequences on the Matmata
Plateau, southern Tunisia, based on mineral magnetism and new luminescence dating,
Quaternary Internationanal, v. 76–77, p. 43–56. 2001.
DEARING, J. A.; HAY, K. L.; BABAN, S. M. K.; HUDDLESTON, A. S.; WELLINGTON,
E. M. H.; LOVELAND, P. J. Magnetic susceptibility of soil: an evaluation of conicting
theories using a national data set. Geophysical Journal International, Oxford, v. 127,
n. 3, p. 728–734, 1996.
DEARING, J. A. Environmental magnetic susceptibility: using the Bartington MS2
system. 2nd ed. Chi Publising, 1999., Kenilworth, 1999.
EDWARDS, K. J. & WHITTINGTON, G. Lake sediments, erosion and landscape change
during the Holocene in Britain and Ireland. Catena, Amsterdan. v. 42, p. 143–173, 2001
10
EYRE, J. K. ; SHAW, J. Magnetic enhancement of Chinese loess–the role of γ Fe2O3,
Geophysical Journal International. v. 117, p. 265–271. 1994.
FABRIS, J. D., COEY, J. M. D., MUSSEL, W. N. Magnetic soils from mafic lithodomains
in Brazil. Hyperfine Interactions, v.113, n. 10, p. 249-258, 1998.
FONTES, M. P. F.; OLIVEIRA, T. S. de; COSTA, L. M. da; CAMPOS, A. A. G.; Magnetic
separation and evaluation of magnetization of Brazilian soils from different parent
materials, Geoderma, Amsterdan v. 96, n. 3, p. 81–99. 2000.
FOX, D. M.; BRYAN, R. B. The relationship of soil loss by interrill erosion to slope
gradient. Catena, Amsterdan, v. 38, p. 211–222, 1999.
GLADWIN, T.; KENNELLY, J.; KRAUSE, T. Shifting paradigms for sustainable
development:implications for management theory and research. Academy of
Management Review, Ohio, v. 20, n. 4, p. 878- 907, 1995.
GOBIN, A.; CAMPLING, P.; FEYEN J. Soil-landscape modelling to quantify spatial
sariability of soil texture. Physics and Chemistry of the Earth. Oxford, v. 26, p. 41-45,
2001.
GRIMLEY, D.A.; ARRUDA, N.K.; BRAMSTEDT, M.W. Using magnetic susceptibility to
facilitate more rapid, reproducible and precise delineation of hydric soils in the
midwestern USA. Catena. v.58, p.183–213, 2004.
HALL, G. F. Pedology and geomorphology. In: Wilding, L. P. (Ed.), Pedogenesis and
soil taxonomy: developments in soil science. Amsterdam: Elsevier, 1983. p. 117–140.
HANESCH, M.; SCHOLGER, R. The influence of soil type on the magnetic susceptibility
measured throughout soil profiles. Geophysical Journal International, Oxford, v. 161,
n. 1, p. 50–56, 2005.
HANESCH, M., SCHOLGER, R.; DEKKERS, M. J. The application of fuzzy c -means
cluster analysis and non-linear mapping to a soil data set for the detection of polluted
sites, Physics and Chemistry of the Earth, v. 26, p. 885–891. 2001.
HUANG, C.; GASCUEL-ODOUX, C.; CROS-CAYOT, S. Hillslope topographic and
hydrologic effects on overland flow and erosion. Catena, Amsterdan, v. 46, n. p. 177–
188, 2001
11
IZIDORIO, R.; MARTINS FILHO, M. V.; MARQUES JÚNIOR, J.; SOUZA, Z. M.;
PEREIRA, G. T. Perdas de nutrientes por erosão e sua distribuição espacial em área
sob cana-de-açúcar. Engenharia Agrícola, Jaboticabal, v. 25, n. 3, p. 660-670, 2005.
JONG, E.; PENNOCK, D. J.; NESTOR, P. A. Magnetic susceptibility of soils in different
slope positions in Saskatchewan, Canada, Catena, Amsterdam, v. 40, n. 3, p. 291–305,
2000.
KRASILNIKOV, P. V.; CALDERÓN. N. E. G.; SEDOV, S. N.; GÓMEZ, E. V.; BELLO, R.
R. The relationship between pedogenic and geomorphic processes in mountainous
tropical forested area in Sierra Madre del Sur, Mexico. Catena, Amsterdam, v. 62, p. 14-
44, 2005.
KRAVCHENKO, A. N.; THELEN, K. D.; BULLOCK, D. G.; MILLER, N. R. Relationship
among crop grain yield, topography, and soil electrical conductivity studied with
crosscorrelograms. Agronomy Journal, Madison, v. 95, n. 5, p.1132-1139, 2003.
LE BORGNE, E. Susceptibilite magnetique anormal du sol superficiel. Ann. Journal of
Geophysical Research. v. 11, n. 113, p. 399–419. 1955.
LECOANET, H., L´EVÊQUE, F.; AMBROSI, J. P. Magnetic properties of saltmarsh soils
contaminated by iron industry emissions (southeast France), Journal of Applied
Geophysics. v. 48, p. 67–81. 2001.
LEPSCH, I. F.; BUOL, S. W.; DANIELS, R. B. Soil-landscape relationships in an area of
the Occidental Plateau of São Paulo, Brazil: I. Geomorphic surface and soil mapping
units. Soil Science Society of America Journal, Madison, v. 41, n. 1, p.104-109, 1977.
LUQUE, E. C. L. Propiedades magnéticas de los óxidos de hierro en suelos
mediterráneos. 2008. 179 f. Tese (Doutorado) - Escuela Técnica Superior de
Ingenieros Agrónomos y de Montes, Universidad de Córdoba, Córdoba, 2008.
MAHER, B. A.; THOMPSON, R. The magnetic record of palaeoclimate in the terrestrial
loess and palaeosol sequences, in Quaternary climates. In: MAHER, B. A.;
THOMPSON, R. (ed.) Environments and magnetism. Cambridge: 1999 p. 81–125.
MAHER, B. A. Magnetic properties of modern soils and Quaternary loessic paleosols:
paleoclimatic implications, palaeogeography. palaeoclimatology. palaleoecology. v.
137, n. 30, p. 25–54, 1998.
12
MAHER, B. A.; ALEKSEEV, A.; ALEKSEEVA, T. Magnetic mineralogy of soils across
the Russian Steppe: climatic dependence of pedogenic magnetite formation,
Palaeogeography. palaeoclimatology. Palaleoecology. v. 201, p. 321– 341, 2003.
MALLARINO, A. P.; MAZHAR. U. H.; WITTRY, D.; BERMUDEZ, M. Variation in
Soybean Response to Early Season Foliar Fertilization among and within Fields,
Agronomy Journal, Madison, v. 93, n. 6, p. 1220-1226, 2001.
MARQUES JÚNIOR, J.; LEPSCH, I. F. Depósitos superficiais neocenozóicos,
superfícies geomórficas e solos em Monte Alto, SP. Geociências, São Paulo, v. 19, n.
2, p. 265-281, 2000.
MARQUES JÚNIOR, J. Caracterização de áreas de manejo específico no contexto
das relações solo-relevo. 2009. 113 f. Tese (Livre-Docência) - Faculdade de Ciências
Agrárias e Veterinárias, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2009.
MATIAS, S. S. R. Suscetibilidade magnética e sua associação com atributos do
solo e do relevo em uma topossequência de latossolos. 2010. 111f. Tese
(Doutorado em Ciência do Solo) - Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias,
Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2010.
MARTINS FILHO, M. V. 2007. Modelagem do processo de erosão e padrão espacial da
erodibilidade em entressulcos. 121 f. Tese (Livre-Docência) - Faculdade de Ciências
Agrárias e Veterinárias, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2007.
MARTINS FILHO, M. V.; LICCIOTTI, T. T.; PEREIRA, G. T.; MARQUES JÚNIOR, J.;
SANCHEZ, R. B. Perdas de solo e nutrientes por erosão num argissolo com resíduos
vegetais de cana-de-açúcar. Engenharia Agrícola, Jaboticabal, v. 29, n. 1, p. 8-18,
2009
MONIZ, A. C.; BUOL, S.W. Formation of an oxisol ultisol transition in São Paulo, Brazil:
I. Double-water flow model of soil development. Soil Science Society of America
Journal, Madison, v. 46, n. 6, p.1228-1233, 1982.
MONIZ, A. C. Evolução de conceitos utilizados no estudo da gênese de solos. Revista
Brasileira de Ciência do Solo, Viçosa, v. 20, n. 3, p. 349-362, 1996.
13
MONTANARI, R.; MARQUES JÚNIOR, J.; PEREIRA, G. T.; SOUZA, Z. M. Forma da
paisagem como critério para otimização amostral de Latossolos sob cultivo de cana-de-
açúcar. Pesquisa Agropecuária Brasileira, Brasília, v. 40, p. 69-77, 2005.
MONTGOMERY, D. R. Predicting landscape-scale erosion rates using digital elevation
models. Comptes Rendus Geoscience. Amsterdam, v. 335, p. 1121–1130, 2003.
MOORE, I. D., WILSON, J. P. Length-slope factors for the revised universal soil loss
equation: simplified method of estimation. Journal of Soil and Water Conservation, v.
475, p. 423–428. 1992.
MULLINS, B. A. Magnetic susceptibility of the soil and its significance in soil science.
Journal of Soil Science, v. 28, p. 223-246, 1977.
OOST, K. V.; GOVERS, G.; DESMET, P. Evaluating the effects of changes in landscape
structure on soil erosion by water and tillage. Landscape Ecology. New York, v. 15, p.
577–589, 2000.
PARSONS, A. J.; WAINWRIGHT1, J.; FUKUWARA, T.; ONDA, Y. Using sediment travel
distance to estimate medium-term erosion rates: a 16-year record. Earth Surface
Processes and Landforms. Sussex, 2010. Disponível em: <http:iidx.doi.org>. DOI:
10.1002/esp.2011, 2010.
PENNOCK, D. J. Terrain attributes, landform segmentation, and soil redistribution. Soil
& Tillage Research Res. Amsterdam, v. 69, p. 15–26, 2003.
PETROVSK´Y, E.; ELLWOOD, B. B. Magnetic monitoring of air-, land-, and water-
pollution, in quaternary climates, In: MAHER, B. A.; THOMPSON, R. (ed.).
Environments and magnetism, University Press, Cambridge. 1999. p. 279–322
PREETZ, H., ALTFELDER, S., IGEL, J. Tropical Soils and Landmine Detection—An
Approach for a Classifi cation System. Soil Science Society of America Journal,
Amsterdam, v. 72, p. 151-159, 2008.
REZAEI, S. A.; GILKES, R. J., The effects of landscape attributes and plant community
on soil physical properties in rangelands. Geoderma, Amsterdam v. 125, n. 1-2, p. 145-
154, 2005.
14
SALVIANO, A. A. C.; VIEIRA, S. R. SPAROVEK, G. Variabilidade espacial de atributos
de solo e de Crotalaria juncea L. em área severamente erodida. Revista Brasileira de
Ciência do Solo, Viçosa, v. 22, n. 1, p. 115-122, 1998.
SCHACHTSCHABEL, P.; BLUME, H. P.; BRÜMMER, G.; HARTGE, K. H.
SCHWERTMANN, U. Lehrbuch der Bodenkunde (Scheffer/Schachtschabel). 14th
ed, Stuttgart: Ferdinand Enke Verlag, , p. 494. 1998.
SCHUMACHER, T. E.; LINDSTROM, M. J.; SCHUMACHER, J. A.; LEMME, G. D.
Modeling spatial variation in productivity due to tillage and water. Soil & Tillage
Research Res. Amsterdam, v. 51, p. 331-339, 1999.
SI, B. C.; FARRELL, R. E. Scale-Dependent Relationship between Wheat Yield and
Topographic Indices: A Wavelet Approach. Soil Science Society of America Journal,
Madison, v. 68, n. 2, p. 577-587, 2004.
SILVA, M. L. N; CURI, N; LIMA, J. M.; FERREIRA, M. M.; Avaliação de métodos
indiretos de determinação da erodibilidade de Latossolos brasileiros. Pesquisa
agropecuária brasileira. V. 35, n. 6, p. 1207-1220. 2000. Disponível em: <
www.scielo.br>
SINGER, M. J., FINE, P., VEROSUB, K. L.; CHADWICK, O. A. 1992. Time dependence
of magnetic susceptibility of soil chronosequences on the California coast, Quaternary
Res. v. 37, p. 323–332.
SINGER, M. J.; VEROSUB, K. L.; FINE, P.; TENPAS, J. A conceptual model for the
enhancement of magnetic susceptibility in soils, Quaternary International. v. 34–36, p.
243–248. 1996.
SIQUEIRA, D. S.; MARQUES JR. J.; PEREIRA, G.T. Using landforms to predict spatial
and temporal variability of soil and orange fruit attributes. Geoderma, Amsterdan, v. 155,
n. 1-2, p. 55-66, 2010.
SOUZA, L. S.; COGO, N. P.; VIEIRA, S. R. Variabilidade de propriedades físicas e
químicas do solo em um pomar cítrico. Revista Brasileira de Ciência do Solo, Viçosa, v.
21, n. 3, p. 367-372, 1997.
15
SOUZA, C. K.; MARQUES JÚNIOR, J.; MARTINS FILHO, M. V.; PEREIRA, G. T.
Influência do relevo e erosão na variabilidade espacial de um Latossolo em Jaboticabal
(SP). Revista Brasileira de Ciências do Solo, Viçosa, v. 27, n. 6, p. 1067-1074, 2003.
SOUZA, Z. M.; MARTINS FILHO, M. V.; MARQUES JÚNIOR, J.; PEREIRA, G. T.
Variabilidade de fatores de erosão em latossolo vermelho eutroférrico sob cultivo de
cana-de-açúcar. Engenharia Agrícola, Jaboticabal, v. 25, n. 1, p. 105-114, 2005.
TAKEDA, E.Y. Variabilidade espacial de atributos físicos e químicos de uma
associação de solos sob videira (Vitis vinifera - L.) de Vitória Brasil (SP). 2000. 98
f. Dissertação (Mestrado em Sistemas de Produção) - Faculdade de Engenharia,
Universidade Estadual Paulista, Ilha Solteira, 2000.
TERAMOTO, E. R.; LEPSCH, I. F.; VIDAL-TORRADO, P. Relação solo, compartimento
geomórfica e substrato geológico na microbacia do Ribeirão Marins (Piacicaba – SP).
Scientia Agrícola, Piracicaba. v. 58, n. 2, p. 361-371, 2001.
TERRA, J. A.; SHAW, J. N.; VAN SANTEN, E. Soil Management and Landscape
Variability Affects Field-Scale Cotton Productivity. Soil Science Society of America
Journal, Madison, v. 70, n. 1, p. 98–107, 2005.
TORRENT, J.; LIU, Q.; BLOEMENDAL, J.; BARRÓN, V. Magnetic enhancement and
iron oxides in the upper Luochuan loess–paleosol sequence, Chinese Loess Plateau.
Soil Science Society American Journal, Madison, v. 71, p. 1–9, 2007.
UBERTI, A. A.; KLAMT, E. Relações solos-superficies geomórficas na encosta inferior
do nordeste do Rio Grande do Sul. Revista Brasileira de Ciência do Solo. Campinas,
v. 8, p. 229- 234, 1984
VALENTIN, C.; POESEN, J.; LI, Y. Gully erosion: Impacts, factors and control. Catena,
Amsterdan, v. 63, n. 2, p. 132–153, 2005.
VAN DER MAREL, H. W. Gamma ferric oxide in sediments. Journal of Sedimentary
Petrology, v. 21, n. 12, p. 12–21. 1951.
VENTURA JR, E.; NEARING, M.A.; NORTON, L. D.; Developing a magnetic tracer to
soil study erosion. Catena. Amsterdam. v. 43, p. 277-291, 2001
16
VIDAL TORRADO, P.; LEPSCH, I. F. Morfogênese dos solos de uma topossequência
com transição B latossólico x B textural sobre migmatitos em Mococa (SP). Revista
Brasileira de Ciência do Solo, Campinas, v. 17, n. 1, p. 109-119, 1993.
WANG, G.; GERTNER, G.; LIU, X.; ANDERSON, A. Uncertainty assessment of soil
erodibility factor for revised universal soil loss equation. Catena, Amsterdam, v. 46, p. 1-
14, 2001.
WANG, G.; FANG, S.; SHINKAVERA, S.; GERTNER, G.; ANDERSON, A. Spatial
uncertainty in prediction of the topographical factor for the resided universal soil loss
equation (RUSLE). Transactions of the ASAE, v. 45, p. 109-118, 2002.
WHITE, K.; WALDEN, J. The rate of iron oxide enrichment in arid zone alluvial fan soils,
Tunisian southern atlas, measured by mineral magnetic techniques, Catena, v. 30, 215–
227. 1997.
WILDING, L. P.; DREES, L. R. Spatial variability and pedology. In: WILDING, L.P.
Pedogenesis and soil taxonomy: I concepts and interactions. New York: Elsevier,
1983. p. 83-116.
YOUNG, F. J.; HAMMER, R. D. Defining geographic soil bodies by landscape position,
soil taxonomy, and cluster analysis. Soil Science Society American Journal, Madison, v.
64, p. 989-998, 2000.
17
CAPÍTULO 2. VARIABILIDADE ESPACIAL DOS ATRIBUTOS DO SOLO E DA
SUSCETIBILIDADE MAGNÉTICA EM DIFERENTES COMPARTIMENTOS DE UMA
VERTENTE
RESUMO – O manejo eficaz do solo exige compreensão da distribuição de seus
atributos na paisagem. Com a crescente preocupação sobre as questões ambientais
relacionadas com o nosso planeta, as pesquisas sobre a variabilidade espacial dos
solos e seus atributos passaram de sua conjectura tradicional, subjetiva, para a
modelagem quantitativa da distribuição destes atributos e da precisão dos modelos
utilizados. Nesse contexto, o objetivo deste trabalho foi estudar a variabilidade dos
atributos do solo e da suscetibilidade magnética em diferentes compartimentos de uma
vertente, no Município de Gilbués-PI. Numa área de 140 hectares, foram identificados
três compartimentos da vertente. Foi montada uma malha de amostragem de um
hectare em cada compartimento. Duas malhas possuem 121 pontos, e uma terceira, 99
pontos espaçados regularmente a 10 metros, onde amostras foram coletadas. O
parâmetro alcance dos semivariogramas dos atributos físicos e químicos apresentou-se
próximo. O maior valor de alcance da suscetibilidade magnética indica sua menor
variabilidade espacial. A suscetibilidade magnética apresentou menor efeito pepita que
os demais atributos estudados, indicando menor erro experimental, o que permite ser
utilizada para o estudo da variabilidade espacial de outros atributos do solo em
diferentes compartimentos da paisagem.
Palavras-chave: Geoestatística, relação solo-relevo, pedometria.
18
2.1 INTRODUÇÃO
Com a crescente preocupação sobre as questões relacionadas com o meio
ambiente, de maneira geral, as pesquisas sobre a variabilidade espacial dos solos e
seus atributos passaram de sua conjectura tradicional, subjetiva, para a modelagem
quantitativa da distribuição destes atributos e da precisão dos modelos utilizados
(McBRATNEY et al. 2000).
Autores como CARRÉ & GIRARD, (2002); MINASNY & McBRATNEY, (2007)
propõem o mapeamento de classes de solos com base em suas distâncias taxonômicas
estabelecidas por meio do estudo da variabilidade espacial dos atributos do solo. Nesse
sentido, ferramentas que auxiliam na modelagem da variabilidade espacial dos atributos
do solo, como a geoestatística, são imprescindíveis para a identificação mais precisa
dos limites entre diferentes compartimentos ao longo da paisagem (MARQUES JR,
2009; MATIAS, 2010).
Porém, estes estudos demandam grande quantidade de amostras, aumentando
o custo e o tempo requerido para a coleta e as realizações das análises laboratoriais
(McBRATNEY et al. 2000; SIQUEIRA et al. 2010). Segundo McBRATNEY et al. (2003),
uma das razões do pouco conhecimento sobre a variabilidade dos atributos do solo é
justamente sua baixa aplicação em pesquisas devido ao custo e ao tempo para coleta e
as análises das amostras. Dessa maneira, são necessários métodos alternativos para a
quantificação dos atributos do solo (pedometria), que permitam aumentar o número de
amostras coletadas sem que haja aumento de custo e tempo de análise.
Uma técnica de medida indireta dos atributos do solo é a suscetibilidade
magnética (SM), que já foi utilizada com fins qualitativos nos primeiros levantamentos
de solos do Estado de São Paulo, na década de 60/70 (RESENDE et al. 1988).
Atualmente, alguns autores utilizaram a SM com fins quantitativos para avaliação
indireta de atributos do solo (MARQUES JR, 2009; SIQUEIRA, 2010; MATIAS, 2010).
Assim, como a SM é altamente sensível à variação ambiental (MAHER et al. 2003;
GRIMLEY et al. 2004), o estudo do seu padrão de variabilidade espacial pode ser útil na
identificação de diferentes compartimentos na paisagem. Estes compartimentos são
19
áreas onde a variabilidade dos atributos do solo é mínima, muito próxima da
homogeneidade (MALLARINO et al. 2001). A identificação e a delimitação destes
compartimentos, chamado por alguns autores como áreas de manejo específico
(SIQUEIRA et al. 2010), permitem a transferência de tecnologia para áreas
semelhantes.
Portanto, o objetivo deste trabalho foi estudar a variabilidade dos atributos do
solo e da suscetibilidade magnética em diferentes compartimentos de uma vertente, no
Município de Gilbués-PI.
2.2 MATERIAL E MÉTODOS
2.2.1 Localização e caracterização da área de estudo
A área de estudo localiza-se no município de Gilbués-PI. As coordenadas
geográficas são 09º 49´ de latitude sul e 45º 20´ de longitude oeste, com altitude média
de 481 m acima do nível do mar. A temperatura varia entre 25 e 36º C, clima quente e
semiúmido, precipitação pluviométrica em torno de 800 a 1.200 mm (Figura 1) e período
chuvoso de novembro a maio, (IBGE 1977), relevo com declividade de 0,9 a 20%.
Figura 1 – Precipitação anual, total e tendência, no período de 1962 a 1999 –Gilbués - Pi (VIEIRA et al. 2007)
20
Numa área de 140 hectares (Figura 2), foi estabelecida uma transeção a partir do
topo, seguindo o espigão da vertente no sentido do caimento mais suave do declive, a
uma distância aproximada de 2.750 metros do topo da paisagem até a cota mais baixa
(Figura 2a). Foram identificados três compartimentos, utilizando critérios topográficos,
como base em percepções visuais e em locais onde há descontinuidades ou “quebras”
do grau de inclinação, além do perfil planialtimétrico (Figura 2b).
Figura 2 – Localização da área de estudo, malhas de amostragem dentro de cada
compartimento da paisagem (a) e perfil planialtimétrico (b).
Foram montadas três malhas de amostragem, sendo duas de um hectare com
121 pontos e uma de 8.181 m2, com 99 pontos, espaçados regularmente a cada 10
metros. A malha 1 (compartimento I) fica num relevo quase plano.O solo encontrado é o
Neossolo Quartizarênico de origem arenítica da Formação Urucuia, vegetação rala,
sem, contudo, denotar uma cobertura vegetal. A malha 2 (compartimento II) fica em um
21
plano inclinado, desnudo, o solo de ocorrência é um Argissolo Vermelho-Amarelo
argiloso, originado de rochas pelíticas (argilitos e siltitos). A malha 3 (compartimento III)
encontra-se em um relevo ondulado em direção ao curso d’água, com ausência de
cobertura vegetal. Nesse compartimento, existe afloramento de rochas siltíticas, e o
solo é siltoso. Por ação da força erosiva, corresponde a áreas de dissecação mais
recente. Os atributos do solo foram amostrados na profundidade de 0,00-0,20 m.
2.2.2 Análise laboratorial
A granulometria foi determinada pelo método da pipeta com solução de NaOH
0,1 N como dispersante químico e agitação mecânica em aparato de baixa velocidade,
por 16 horas, seguindo a metodologia proposta pela EMBRAPA (1997). Nas mesmas
amostras, foi determinado potenciometricamente o pH, utilizando-se da relação 1:2,5 de
solo em CaCl2 0,01 mol L-1. O teor de matéria orgânica (MO), P, K, Ca e Mg foi
determinado segundo a metodologia de RAIJ et al. (2001). Com base nos resultados
obtidos nas análises químicas, foram calculadas a soma de bases (SB), a capacidade
de troca catiônica (CTC) e a saturação por bases (V%).
A suscetibilidade magnética (SM) das amostras foi medida utilizando-se um
suporte com um ímã fixo, um recipiente de vidro de volume conhecido e montado o
conjunto imã, suporte, porta-amostras em uma balança analítica, de acordo com CANO
et al. (2008). Inicialmente, é pesado o recipiente, depois colocado o solo e, por
diferença, calculado o peso do solo, depois a amostra é submetida à atração
magnética, sendo verificado o valor da carga. SIQUEIRA (2010) e MATIAS (2010), no
estudo da variabilidade dos atributos do solo em diferentes compartimentos, utilizaram a
mesma metodologia.
2.2.3 Análise estatística dos dados
Inicialmente, a variabilidade dos dados foi calculada pela estatística descritiva,
22
calculando-se a média, a mediana, o coeficiente de variação, o coeficiente de
assimetria e o coeficiente de curtose. Para a comparação das médias, foi utilizado o
teste de Tukey, a 5% de probabilidade. A dependência espacial foi analisada por meio
de ajustes de semivariogramas, com base na pressuposição de estacionariedade da
hipótese intrínseca (VIEIRA et al.1983). A análise da dependência espacial foi feita por
meio da geoestatística, com base nas pressuposições da seguinte equação:
[ ]∑=
+−=)(
1
2)()(
)(2
1)(ˆ
hN
i
iihxZxZ
hNhγ . (1)
em que, N(h) é o número de pares de pontos medidos das variáveis regionalizadas
Z(xi), Z(xi+ h), separadas por um vetor h. O gráfico de gˆ(h) contra os valores
correspondentes de h, é denominado semivariograma. Do ajuste de um modelo
matemático aos valores estimados de gˆ(h) são definidos os coeficientes do modelo
teórico para o semivariograma (o efeito pepita, C0; variância estrutural, C1 ; patamar, C0
+ C1; e o alcance, a). O efeito pepita é o valor da semivariância para a distância zero e
representa o componente da variação ao acaso; o patamar é o valor da semivariância,
onde a curva se estabiliza sobre um valor constante; o alcance é a distância da origem
até onde o patamar atinge valores estáveis, considerando o limite da dependência
espacial da grandeza medida.
Foram ajustados aos dados os seguintes modelos: (a) esférico (Esf), gˆ(h) = C0 +
C1 [1,5(h/a)-0,5 (h/a)³] para 0 < h < a e gˆ(h) = C0 + C1 para h > a; (b) exponencial (Exp),
gˆ(h) = C0 +C1 [1 – exp (-3h/a)] para 0 < h < d, onde d é a distância máxima na qual o
semivariograma é definido; (c) gaussiano (Gau), gˆ(h) = C0 +C1[1-exp (-3h²/a²)], os
modelos dos semivariogramas foram ajustados utilizando o programa GS+
(ROBERTSON, 1998).
2.3 RESULTADOS E DISCUSSÃO
Na Tabela 1, é apresentada a caracterização química dos solos da área de
23
estudo envolvendo o teor de silício, alumínio, ferro, a relação silíca/alumínio (Ki) e a
relação sílica/sesquióxidos de ferro (Kr), além da relação alumínio/ ferro livre.
A relação entre o silício e o alumínio mede o grau de intemperização do solo.
JACOMINE (2005), estudando horizontes diagnósticos, cita que essa relação (Tabela
1), auxilia tanto na mensuração do grau de intemperismo do solo e relata que existe
tendência de rejuvenescimento na transeção, na direção do topo, para a encosta
inferior. No presente estudo, os valores da relação silício/alumínio, são muito elevados
no compartimento I (S/A=7,6) na camada de 0 a 0,20 m, indicando ser este o solo mais
rejuvenescido, observação comprovada pelo valor do Kr, que teve o mesmo
comportamento. O teor de Fes (ataque sulfúrico), que também aumenta nessa direção,
reforça a sequência litológica do solo pesquisado.
Tabela 1. Teor de SiO2, Al2O3, Fes, Ki (relação silício/alumínio), Kr (relação sílica/sesquióxidos) e relação óxido de alumínio e ferro livre nos compartimentos da paisagem.
Compartimentos Prof. SiO2 Al2 O3 Fes Ki Kr Al2O3 /Fes
m ------------- g kg-1 --------
I
Neossolo Quartzarênico
0,00-0,15 112,5 25,0 9,4 7,6 6,1 4,1
0,35-0,45 122,0 72,5 5,4 2,8 2,7 20,9
II
Argissolo Vermelho-Amarelo
0,00-0,15 155,5 117,5 19,0 2,2 2,0 9,7
0,30-0,40 236,0 157,5 27,3 2,5 2,2 9,0
III Neossolo Regolítico
0,00-0,20 176,0 102,5 19,7 2,9 2,6 8,1
0,20-0,40 153,5 107,5 18,2 2,4 2,1 9,2
Os resultados referentes à estatística descritiva dos atributos estudados estão
apresentados na Tabela 2. Os valores do teor de argila e silte aumentam do
compartimento I para o compartimento II. No compartimento III, registram-se diminuição
24
do teor de argila e elevação do silte. Esse comportamento pode ser atribuído ao
material de origem siltítico dos solos dos compartimentos II e III, e à excessiva erosão
diferencial no compartimento III.
O teor da areia total decresce do compartimento I para o III, e os atributos
químicos, incluindo a SM, tendem a aumentar nesta direção. Atribuí-se a esse
comportamento à influência da transição arenito-siltito na encosta.
TERAMOTO et al. (2001) encontraram a mesma tendência, estudando a relação
solo-superfície geomórfica e substrato geológico, na região de Piracicaba - SP. Todos
os atributos diferiram estatisticamente, pelo menos em dois compartimentos, com
exceção da SM e MO. Os resultados mostram que os atributos físicos são mais
eficientes que os químicos na separação dos três compartimentos.
Os resultados da SM apresentaram coeficiente de variação crescente entre os
compartimentos I e II, diminuindo no III; certamente, sofreram interferência ocasionada
pela média do número de amostras utilizado. Isso mostra que a estatística descritiva,
com base nas estatisticas de média e no coeficiente de variação, não é tão eficaz para
estudos de caracterização de compartimentos ao longo da paisagem. Autores como
VOLTZ & WEBSTER (1990), SAUER et al. (2006) relatam que a média pode não ser
representativa de um compartimento mapeado.
Os valores próximos das médias e medianas indicam distribuições
suficientemente simétricas para o uso da geoestatística. Os coeficientes de assimetria e
curtose estão bem próximos de zero, com exceção da SM no compartimento III,
indicando distribuição normal para todos os atributos. LITTLE & HILLS (1978), num
trabalho sobre experimentação agrícola, também afirmam que, quando esses valores
são semelhantes e aproximam-se da distribuição normal, recomendam o uso da
geoestatística.
Segundo a classificação proposta por WARRICK & NIELSEN (1980), os valores
do coeficiente de variação entre 12 e 60% são considerados como de variação média e
moderada, sendo os abaixo ou acima considerados como baixa e alta variação,
respectivamente. Nesse sentido, a maioria dos atributos apresentou CV moderado, com
exceção do compartimento III. Para VANNI (1998), um coeficiente de variação maior
25
Tabela 2. Estatística descritiva para os atributos areia total (g kg-1), argila (g kg-1), silte
(g kg-1), matéria orgânica (MO) mg dm-3, pH (CaCl2), soma de bases (SB)
(mmolc dm-3), capacidade de troca catiônica (CTC) (mmolc dm-3), saturação por
bases (V%) e suscetibilidade magnética (SM) (10-6 m3 kg-1) na profundidade de
0,00 – 0,20 m.
Atributos Média Mediana Máximo Mínimo Assimetria Curtose CV Compartimento I
Areia total 895,71a 898,00 922,00 860,00 -0,33 0,06 18,67 Argila 58,31b 59,00 90,00 35,50 0,42 -0,25 20,99 Silte 49,59c 50,50 87,50 1,00 0,14 -0,41 33,89 MO 11,80a 12,00 19,00 5,00 0,15 -0,38 25,58 pH 4,24b 4,20 4,80 3,90 0,36 -0,48 4,59 SB 12,54b 12,20 21,30 3,80 0,13 -0,44 29,86
CTC 46,70b 46,90 57,40 33,60 -0,19 -0,34 11,09 V 26,32b 26,72 42,51 10,92 -0,03 -0,39 23,87
SM 1,27 c 1,26 1,86 7,04 -1,61 0,85 26,82
Compartimento II
Areia total 510,82b 517,00 722,00 272,00 -0,33 0,06 22,69 Argila 226,89a 217,50 361,50 107,00 0,35 -0,10 23,09 Silte 261,63b 265,50 389,00 165,00 0,14 -0,47 19,13 MO 12,45a 12,00 21,00 4,00 0,14 -0,52 30,92 pH 5,22a 5,20 6,10 4,40 0,14 -0,35 6,49 SB 77,73a 75,50 113,10 49,50 0,61 0,07 17,03
CTC 99,22a 97,60 123,50 77,00 0,44 -0,40 10,39 V 77,99a 78,79 98,32 58,15 -0,09 0,18 10,13
SM 1,78b 1,76 2,94 7,20 -0,45 5,12 35,04
Compartimento III
Areia total 408,28c 416,00 639,00 155,00 -0,03 -0,00 22,69 Argila 49,10b 47,00 99,50 12,50 0,56 -0,56 45,11 Silte 542,66a 529,00 767,50 306,00 0,19 0,12 16,80 MO 12,34a 12,00 23,00 4,00 0,33 -0,35 34,04 pH 5,23a 5,20 6,10 4,40 0,20 -0,23 6,56 SB 76,76a 75,00 113,10 49,50 0,58 0,06 16,83
CTC 98,91a 97,00 123,50 77,00 0,45 -0,59 10,84 V 77,19a 78,34 93,44 58,15 -0,37 -0,06 9,54
SM 0,68a 0,64 8,41 4,38 0,10 80,65 77,66
Médias seguidas de mesmas letras nas colunas não diferem entre si pelo teste de Tukey ao nível de 5% de probabilidade.
26
que 35% revela que a série é heterogênea, e a média tem pouco significado, e sendo
maior que 65%, a média não tem significado algum. Assim, os dados, na sua maioria,
mostraram-se na faixa onde a média tem significado positivo para a pesquisa.
Nota-se que o CV do teor de argila, areia total e SM aumentaram do
compartimento I para o III. Os atributos químicos apresentam comportamento contrário.
Logo, há maior homogeneidade dos atributos químicos no sentido do menor declive e
uma maior heterogeneidade dos atributos físicos e SM no sentido do maior declive.
Na Tabela 3, são apresentados modelos de semivariogramas experimentais
ajustados e seus parâmetros. Observa-se que houve diferentes modelos para o mesmo
atributo em compartimentos diferentes. Isso indica que cada compartimento condiciona
diferente padrão de variabilidade espacial dos atributos do solo. Foi considerado o valor
do R2 para selecionar e ajustar os modelos dos semivariogramas feitos pelo programa
GS+ (ROBERTSON, 1998). Os atributos químicos ajustaram-se melhor aos modelos
exponencial e esférico. OLIVEIRA et al. (1999), ARAÚJO (2002), CARVALHO et al.
(2003) e SOUZA et al. (2003), pesquisando sobre a variabilidade espacial de atributos
químicos, obtiveram resultados semelhantes.
Em muitos trabalhos, é usada a razão entre o efeito pepita e o patamar para
calcular o grau de dependência espacial (GDE), sendo usada para classificar e
comparar a distribuição espacial dos atributos do solo (TRANGMAR et al., 1985).
Baseados nessa razão, CAMBARDELLA et al. (1994) classificam o GDE menor ou igual
a 25% como sendo uma dependência forte, moderada quando está entre 25 e 75% e
fraca quando igual ou superior a 75%. Os atributos físicos apresentaram GDE forte,
com exceção da argila no compartimento II, que apresentou GDE moderado. Quanto
aos atributos químicos, com exceção do pH no compartimento I, que apresentou GDE
Fraco e MO que apresentou GDE moderado nos compartimentos II e III, o restante dos
atributos apresentou GDE forte.
O alcance pode ser interpretado como a distância em que existe correlação entre
os pontos amostrados. Assim, os pontos localizados numa área de raio igual ao alcance
são mais homogêneos. O alcance dos atributos físicos varia entre 10 e 107 m, com
média de 33 m, enquanto o alcance dos atributos químicos varia de 4 a 108 m, com
27
Tabela 3. Estimativa dos parâmetros dos modelos de semivariogramas ajustados para os atributos areia total (g kg-1), argila (g kg-1), silte (g kg-1), matéria orgânica (MO) ( mg dm-3), pH (CaCl2), soma de bases (SB) (mmolc dm-3), capacidade de troca catiônica (mmolc dm-3), saturação por bases (V) (%) e suscetibilidade magnética (SM) (m3 kg-1) na profundidade de 0,00 – 0,20 m.
Atributos Modelo C0 C0 + C1 GDE Alcance
(m) R2 CRVC
b A Compartimento I
Areia total Gaussiano 0,10 190,30 0,05 11,18 0,060 0,579 377,49 Argila Exponencial 0,10 162,80 0,06 29,40 0,21 0,78 12,75 Silte Gaussiano 0,10 236,80 0,04 9,69 0,15 0,77 10,56 pH Exponencial 0,04 0,04 100,51 18,30 0,38 0,76 1,01 MO Exponencial 1,29 9,50 13,58 4,20 0,16 0,37 7,28 SB Exponencial 1,90 15,33 12,39 11,19 0,40 0,107 11,18
CTC Gaussiano 0,06 25,60 0,23 5,45 0,66 0,57 19,91 V% Exponencial 3,80 41,11 9,24 8,70 0,09 0,289 18,66 SM Exponencial 0,00 4,090e-16 0,00 18,60 0,35 1,07 -0,01
Compartimento II Areia total Gaussiano 820,00 14570,00 5,63 106,52 0,59 1,00 -1,79
Argila Gaussiano 997,00 3866,00 25,79 42,58 0,68 0,043 -10,07 Silte Gaussiano 210,00 4410,00 4,76 11,37 0,79 0,99 0,85 pH Esférico 0,00 0,1112 0,09 29,20 0,94 0,79 1,08 MO Gaussiano 6,080 17,62 34,51 46,53 0,99 1,00 -0,4 SB Exponencial 0,10 163,00 0,06 7,80 0,00 0,86 10,89
CTC Exponencial 13,70 120,90 11,23 15,03 0,52 0,37 62,19 V% Esférico 12,90 63,38 20,35 39,60 0,80 0,98 1,03 SM Gaussiano 0,00 2,65 10-15 0,00 80,02 0,84 1,078 -0,01
Compartimento III
Areia total Gaussiano 650,00 9230,00 7,04 27,53 0,85 0,77 92,35 Argila Gaussiano 1,00 484,00 0,21 27,36 0,78 0,67 16,01 Silte Esférico 420,00 8638,00 4,86 34,00 0,85 0,73 142,97 pH Exponencial 0,0048 0,12 4,12 37,50 0,80 0,98 0,09 MO Gaussiano 7,36 19,78 37,21 52,65 0,86 1,08 -1,09 SB Exponencial 8,00 150,50 5,32 23,10 0,63 0,67 24,95
CTC Exponencial 16,20 124,40 13,02 25,50 0,53 0,518 47,70 V% Esférico 14,40 58,44 24,64 107,90 0,92 1,05 -4,39 SM Esférico 0,00 7,49 10-17 0,00 85,70 0,60 0,80 0,01
C0 = efeito pepita; C0+C1 = patamar; R2 = coeficiente de determinação do modelo; EPP = efeito pepita puro. GDE (C0/(C0 + C) *100) = grau de dependência espacial. CRVC = coeficiente de regressão da validação cruzada. b = Coeficiente angular. a = Intercepto. Efeito pepita = 100 % do patamar. GDE = moderada quando estão entre 25 e 75 %; fraca > 75 %. forte. < 25 %.
28
média de 29 m.
O alcance da SM varia de 19 a 86 m, com média de 83 m. As amplitudes do
parâmetro alcance dos atributos físicos e químicos do solo são relativamente próximas,
indicando uma similaridade no padrão de distribuição espacial entre o conjunto destes
atributos.
BECEGATO et al. (2005) também encontraram similaridade entre o padrão de
variabilidade espacial de atributos físicos e químicos do solo. O maior alcance da SM
indica ser este o atributo de maior continuidade espacial relativa. Para VIEIRA (2000), o
efeito pepita é um importante parâmetro do semivariograma e indica a variabilidade não
explicada quando se considera a distância de amostragem utilizada. O atributo que
apresentou menor efeito pepita (Co), nos três compartimentos, foi o atributo SM.
Segundo TRANGMAR et al. (1985), isso indica que o erro experimental é
praticamente nulo e que não existe variação significativa em distâncias menores que
aquela amostrada. Para os demais atributos, o efeito pepita variou de 0,001 a 997,
sendo os menores valores observados no compartimento I. Os altos valores obtidos
para o efeito pepita podem ser atribuídos às altas variações encontradas em distâncias
menores que a amostrada. Os maiores valores verificaram-se na área de transição
(compartimento II), e os menores, na área mais estável (compartimento I).
Outra questão importante sobre o efeito pepita é que este parâmetro também é
responsável por explicar o erro devido à amostragem, análise laboratorial,
interpretação, etc. Os resultados do efeito pepita da SM mostram que seu mapeamento
é mais preciso do que o mapeamento dos outros atributos estudados. SIQUEIRA (2010)
relata, em seus estudos, que o erro da SM na representação da variabilidade espacial
foi de 33 a 50% menor que o conjunto de atributos do solo. Nesse sentido, a SM pode
ser utilizada para aumentar a precisão e a acurácia dos resultados de análises
convencionais, contribuindo para a correta identificação de limites entre diferentes áreas
no campo.
Segundo MINASNY & McBRATNEY (2008), a determinação de atributos
encontrados em baixos teores no solo pode conter maior erro analítico laboratorial.
CANTARELLA et al. (2006) relatam que erros em laboratórios são comuns, e que, no
29
Brasil, o erro de análises químicas está na faixa de 3 a 26%, e das análises
granulométricas, entre 15 e 32%.
2.4 CONCLUSÃO
A suscetibilidade magnética mostrou-se eficiente na caracterização da
variabilidade espacial de atributos granulométricos e químicos do solo em diferentes
compartimentos da paisagem, em áreas degradadas de Gilbués-PI.
2.5 REFERÊNCIAS
ARAUJO, A. A. V. Variabilidade espacial de propriedades químicas e
granulométricas do solo na definição de zonas homogêneas de manejo. 2002. 80
f. Dissertação (Mestrado em Ciência do Solo) - Faculdade de Ciências Agrárias e
Veterinárias, Universidade Estadual de São Paulo, Jaboticabal, 2002
BECEGATO, V. A.; FERREIRA, F. J. F. Gamaespectrometria, resistividade elétrica e
susceptibilidade magnética de solos agrícolas no noroeste do estado do Paraná.
Revista Brasileira de Geofísica, São Paulo v.23, n. 4, p. 371–405, 2005.
CAMBARDELLA, C. A.; MOORMAN, T. B.; NOVAK, J. M.; PARKIN, T. B.; KARLEN, D.
L.; TURCO, R. F.; KONOPKA, A. E. Field-scale variability of soil properties in Central
Iowa Soils. Soil Science Society of American Journal, Madison, v. 58, n. 5, p. 1501-
1511, 1994.
CANO, M. E.; CORDOVA-FRAGA, T.; SOSA, M.; BERNAL-ALVARADO, J.; BAFFA, O.
Understanding the magnetic susceptibility measurements by using an analytical scale.
European Journal of Physics, México. v. 29, n. 2. p. 345-354, 2008.
CANTARELLA, H. Q.; J. A., RAIJ, B. van; ABREU, M. F. Variability of Soil Analysis in
Commercial Laboratories: Implications for Lime and Fertilizer Recommendations.
Communications in Soil Science and Plant Analysis, Philadelphia, v. 37, n. 15, p.
2213–2225, 2006.
30
CARRÉ, F.; GIRARD, M. C. Quantitative mapping of soil types based on regression
kriging of taxonomic distances with landform and land cover attributes. Geoderma,
Amsterdan, v. 110, p. 241– 263. 2002.
CARVALHO, D. F. Infiltração de água no solo em sistemas de plantio direto e
convencional. Revista Brasileira de Engenharia Agrícola e Ambiental, Campina
Grande, v. 7, n. 2, p. 191-195, 2003.
EMBRAPA. Empresa Brasileira de Pesquisa Agropecuária. Centro Nacional de
Pesquisa de Solos. Manual de métodos de análise de solo. Rio de Janeiro,1997. 212
p.
GRIMLEY, D. A.; ARRUDA, N. K.; BRAMSTEDT, M.W. Using magnetic susceptibility to
facilitate more rapid, reproducible, and precise delineation of hydric soils in the
midwestern USA. Catena, Amsterdan v. 58, n. 2, p. 183– 213, 2004.
IBGE Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Geografia do Brasil: região
nordeste. Rio de Janeiro, SERGRAF: IBGE, 1977.
JACOMINE, P. K. T. Origem e evolução dos conceitos e definições de atributos,
horizontes diagnósticos e das classes de solos do Sistema Brasileiro de Classificação
de Solos (SiBCS). Tópicos Ciências do Solo, Viçosa, v. 4, p.193-231. 2005.
LITTLE, T. M.; HILLS, F. J. Agricultural experimentation. New York: John Wiley &
Sons, 1978. 350 p.
MAHER, B. A.; ALEKSEEV, A.; ALEKSEEVA, T. Magnetic mineralogy of soils across
the Russian Steppe: climatic dependence of pedogenic magnetite formation,
Palaeogeography. palaeoclimatology. Palaleoecology. v. 201, p. 321– 341, 2003.
MALLARINO, A. P.; MAZHAR. U. H.; WITTRY, D.; BERMUDEZ, M. Variation in
Soybean Response to Early Season Foliar Fertilization among and within Fields,
Agronomy Journal, Madison, v. 93, n. 6, p.1220-1226, 2001.
MARQUES JÚNIOR, J. Caracterização de áreas de manejo específico no contexto
das relações solo-relevo. 2009. 113 f. Tese (Livre-Docência) - Faculdade de Ciências
Agrárias e Veterinárias, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2009.
MATIAS, S. S. R. Suscetibilidade magnética e sua associação com atributos do
solo e do relevo em uma topossequência de Latossolos. 2010. 109 f. Tese
31
(Doutorado em Ciência do Solo) - Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias,
Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2010.
McBRATNEY, A.; ODEH, I. O. A.; BISHOP, T. F. A.; DUNBAR, M. S.; SHATAR, T. M.
An overview of pedometric techniques for use in soil survey. Geoderma, Amsterdam, v.
97, n. 3-4, p. 293-327, 2000.
McBRATNEY, A. B.; SANTOS, M. L. M.; MINASNY, B. On digital soil mapping
Geoderma, Amsterdan, v. 117, n. 1-2, p. 3-52, 2003.
MINASNY, B., McBRATNEY, A. B. Spatial prediction of soil properties using EBLUP
with a Matérn covariance function. Geoderma, Amsterdan, v. 140, p. 324-336. 2007.
MINASNY, B.; McBRATNEY, A. B. Regression rules as a tool for predicting soil
properties from infrared reflectance spectroscopy. Chemometrics and Intelligent
Laboratory Systems, 2008.
OLIVEIRA, J. J.; CHAVES, L. H. G.; QUEIROZ, J. E.; LUNA, J. G. Variabilidade
espacial de propriedades químicas em um solo salino-sódico. Revista Brasileira de
Ciência do Solo, Viçosa, v. 23, n. 4, p. 783-789, 1999.
RAIJ, B. van.; ANDRADE, J. C de.; CANTARELLA, H.; QUAGGIO, J. A. Análise
química para avaliação da fertilidade de solos tropicais. São Paulo, Campinas,
2001. 284 p.
RESENDE, M. SANTANA, D. P. REZENDE, S. B. Susceptibilidade magnética em
Latossolo do sudeste e sul do Brasil. In: REUNIÃO DE CLASSIFICAÇÃO,
CORRELAÇÃO DE SOLOS E INTERPRETAÇÃO DE APTIDÃO AGRÍCOLA. RIO DE
JANEIRO, n. 3, 1988. Anais...
ROBERTSON, G. P. GS+ geostatistics for the environmental sciences: GS+ user’s
guide. Plainwell: Gamma Design Software, 1998. 152 p.
SAUER, T. J; CAMBARDELLA, C. A.; MEEK, D. W. Spatial variation of soil properties
relating to vegetation changes. Plant and Soil, Dordrecht, v. 280, n.1-2, p.1–5, 2006.
SIQUEIRA, D. S. Identificação de áreas de manejo específico para cana-de-açúcar
utilizando suscetibilidade magnética do solo. 2010. 77 f. Dissertação (Mestrado) -
Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias Universidade Estadual Paulista,
Jaboticabal, 2010
32
SIQUEIRA, D. S.; MARQUES JR. J.; PEREIRA, G.T. Using landforms to predict spatial
and temporal variability of soil and orange fruit attributes. Geoderma, Amsterdan, v. 155,
n. 1-2, p. 55-66, 2010.
SOUZA, C. K.; MARQUES JÚNIOR, J.; MARTINS FILHO, M. V.; PEREIRA, G. T.
Influência do relevo e erosão na variabilidade espacial de um Latossolo em Jaboticabal
(SP). Revista Brasileira de Ciências do Solo, Viçosa, v. 27, n. 6, p. 1067-1074, 2003.
TERAMOTO, E. R.; LEPSCH, I. F.; VIDAL-TORRADO, P. Relação solo, compartimento
geomórfico e substrato geológico na microbacia do Ribeirão Marins (Piacicaba – SP).
Scientia Agrícola. Piracicaba, v. 58, n. 2, p. 361-371, 2001.
TRANGMAR, B. B.; YOST, R. S.; UEHARA, G. Application of geostatistics to spatial
studies of soil properties. Advances in Agronomy, San Diego, v. 38, n. 1, p. 54-94,
1985.
VANNI, S. M. Modelos de regressão: estatística aplicada. São Paulo: Legmar
Informática & Editora, 1998. 177 p.VIEIRA, S. R. Geoestatística em estudos de
variabilidade espacial do solo. In: NOVAIS, R. F.; ALVAREZ, V., V.H.; SCHAEFER, G.
R.(Ed) Tópicos em ciência do solo. Viçosa, Sociedade Brasileira de Ciência do Solo,
2000. v. 1, p.1-54.
VIEIRA, S. R.; HATFIELD, J. L.; NIELSEN, D. R.; B, J. W. Geoestatistical theory and
application to variability of some agronomical properties. Hilgardia, Bekerlly, v. 51, n. 3,
p. 1-75, 1983.
VIEIRA, S.R. Geoestatística em estudos de variabilidade espacial do solo. In: NOVAIS,
R.F.; ALVAREZ, V.H.; SCHAEFER, C.E.G.R. (Eds.). Tópicos em ciência do solo.
Viçosa. Sociedade Brasileira de Ciência do Solo, 2000, v.1, p.1-53.
VIEIRA, V. C. B.; LIMA, M. G. Diagnóstico hidrológico do município de Gilbués, Pi. II
CONGRESSO D PESQISA E INOVAÇÃO DA REDE NORTE E NORDESTE DE
EDUCAÇÃO TECNOLÓGICA. João Pessoa, PB. 2007, Anais....
VOLTZ, M.; R, WEBSTER, A. Comparison of kriging, cubic splines and classification for
predicting soil properties from sample information. European Journal of Soil Science,
Oxford, v. 41, n. 3, p. 473–490. 1990.
33
WARRICK, A. W.; NIELSEN, D. R. Spatial variability of soil physical properties in the
field. In: HILLEL, D. (Ed). Applications of soil physics. New York: Academic Press,
1980. p. 319-344.
34
CAPÍTULO 3 - FATORES DE EROSÃO E SUSCETIBILIDADE MAGNÉTICA EM
DIFERENTES COMPARTIMENTOS DE UMA VERTENTE DO MUNICÍPIO DE
GILBUÉS-PI
RESUMO: O fenômeno de erosão é a mais importante forma de degradação do
solo, com efeitos na produtividade das culturas e na poluição do meio ambiente. São
usados a geoestatística e o conceito da relação solo-relevo para identificar
compartimentos da paisagem e métodos alternativos para a quantificação indireta dos
atributos do solo. O objetivo deste trabalho é estudar os fatores de erosão em diferentes
compartimentos da paisagem e sua relação com a suscetibilidade magnética dos solos
no município de Gilbués-PI. Foram montadas malhas de amostragem de um hectare em
três compartimentos e espaçados pontos a cada 10 metros. Houve diferença estatística
para erodibilidade (K) e risco de erosão (RE) e o atributo suscetibilidade magnética
(SM). A variabilidade espacial da SM foi menor do que nos fatores de erosão do solo,
principalmente do potencial natural de erosão (PNE), e apresentou correlação positiva
com o RE no compartimento I e correlação negativa com o fator K no compartimento III.
As perdas de solo (A), o PNE, o RE e a SM apresentaram relação espacial com o fator
topográfico, indicando a dependência dos fatores de erosão ao relevo. A suscetibilidade
magnética do solo pode ser utilizada como técnica auxiliar na quantificação indireta do
fator K e do risco de erosão do solo.
PALAVRAS-CHAVE: Solo degradado, geoestatística, planejamento conservacionista.
35
3.1 INTRODUÇÃO
A erosão, das mais diversas formas, é vista como a mais importante fase de
degradação do solo, com consequentes efeitos negativos na produtividade das culturas
e na poluição do meio ambiente. O conhecimento das taxas de erosão do solo é
importante tanto para a compreensão da evolução do relevo quanto para avaliar o
impacto da atividade humana sobre essas taxas (PARSONS et al. 2010).
Dentre as várias propostas para o estudo das taxas de erosão do solo, a que
mais se aproxima do planejamento conservacionista ideal é a proposta de MARTINS
FILHO (2007). Este autor utilizou técnicas geoestatísticas e conceitos da relação solo-
relevo, envolvendo compartimentos da paisagem, para criar cenários futuros de erosão
em escalas espacial e temporal. Porém, apesar de as técnicas geoestatísticas e os
compartimentos da paisagem mostraram-se promissores para desenvolver novos
conceitos e/ou tecnologias para entendimento dos processos de erosão e práticas de
manejo do solo (IZIDORIO et al. 2005; BARBIERI et al., 2008; SANCHEZ et al. 2009),
ainda são técnicas pouco utilizadas em planejamentos conservacionistas.
Segundo STONE et al. (1985), o efeito da erosão na produção das culturas é,
muitas vezes, confundido com aquele relativo à posição da paisagem; assim, os
estudos da paisagem e da erosão não devem ser excludentes (KREZNOR et al. 1989).
Compartimentalizando a paisagem, CAMPOS (2008) encontrou resultados expressivos
no estudo da variação espacial da perda de solo por erosão.
Esses compartimentos são mapeáveis, e a identificação de seus limites no
campo pode auxiliar na compreensão da variabilidade espacial dos atributos dos solos
e, portanto, no entendimento dos processos erosivos. Entretanto, estudos atuais
enfatizam mais os aspectos de variabilidade temporal e pouco destaca a variação
espacial dos atributos do solo ligados à erosão (OOST et al. 2000; WANG et al. 2002).
Assim, a quantificação da erosão do solo, associada à compartimentação da paisagem
e às técnicas geoestatísticas apresentam-se como ferramentas eficazes para estudar
as relações de causa e efeito dos processos erosivos do solo. Isso pode auxiliar na
36
transferência de informações para locais com compartimentos semelhantes, como
propostos por MARQUES JR. (2009) e SIQUEIRA et al. (2010).
Outra questão importante relacionada ao estudo das taxas de erosão são os
métodos quantitativos indiretos. Existe grande número de pesquisas utilizando modelos
de quantificação indireta dessas taxas (SILVA et al. 2000; VENTURA JR et al. 2001).
Dentre os métodos utilizados nestes estudos, destaca-se a suscetibilidade magnética
(SM). A SM é um atributo que expressa a composição mineralógica dos solos (MATHÉ
et al. 2006; TORRENT et al. 2007) e passível de ser associada ao fator erodibilidade, já
que este parâmetro depende da constituição do solo (SHERIDAN et al., 2000). O
mapeamento da SM vem destacando-se como um dos métodos indiretos mais
utilizados para fins de estudos e caracterização ambiental (GRIMLEY et al. 2004).
Assim, a SM pode auxiliar na aquisição mais rápida de informações sobre os diferentes
potenciais de erosão ao longo de uma vertente.
Portanto, o objetivo deste trabalho foi estudar os fatores de erosão em diferentes
compartimentos de uma vertente e sua relação com a suscetibilidade magnética dos
solos no Município de Gilbués-PI.
3.2 MATERIAL E MÉTODOS
3.2.1 Localização e caracterização da área de estudo
A área de estudo localiza-se no município de Gilbués-PI. As coordenadas
geográficas são 09º 49´ de latitude sul e 45º 20´ de longitude oeste, com altitude média
de 481 m acima do nível do mar (Figura 1). A temperatura varia entre 25 e 36º C, clima
quente e semiúmido, precipitação pluviométrica em torno de 800 a 1.200 mm e período
chuvoso estendendo-se de novembro a dezembro e de abril a maio (IBGE,1977). O
relevo varia de plano a ondulado, com declividade de 0,9 a 20%.
Numa área de 140 hectares, foi estabelecida uma transeção a partir do espigão
da vertente no sentido do caimento mais suave do declive a uma distância aproximada
de 2.750 metros do topo da paisagem até a cota mais baixa. Foram identificados três
37
compartimentos, utilizando critérios topográficos, como base em percepções visuais e
em locais onde há descontinuidades ou “quebras” do grau de inclinação, além do
Modelo Digital de Elevação (MDE).
Figura 1. Localização da área e das malhas de amostragem dentro de cada
compartimento da paisagem.
Foi feita uma malha de amostragem de um hectare em cada compartimento.
Duas delas com 121 pontos e uma terceira com 99 pontos espaçados regularmente a
10 metros. Amostras foram coletadas nos pontos de cruzamento das malhas, na
profundidade de 0,00-0,20 m. Na Tabela 1, é apresentada a caracterização dos solos
da área de estudo, em duas profundidades. No compartimento I, o relevo é mais plano.
O solo encontrado é o Neossolo Quartizarênico de origem arenítica, originado da
Formação Urucuia. A vegetação é rala sem, contudo, denotar uma cobertura vegetal. O
38
Tabela 1 – Caracterização granulométrica, AT(g kg-1), Silte (g kg-1), argila (g kg-1), Fe2O3 (g kg-1) e química pH (CaCl2), MO (g dm-3), P (mg dm-3), SB (mmolcdm-3), CTC (mmolcdm-3) e V (%) dos solos classificados na área
Atributos físicos e químicos do solo
COMPARTIMENTOS DA PAISAGEM Compartimento I Compartimento II Compartimento III
Profundidades (m) Profundidades (m) Profundidades (m) 0,00-0,15 0,35-0,45 0,00-0,15 0,30-0,40 0,00-0,20 0,20-0,40
pH 4,6 3,9 4,8 4,8 5,2 5,4 MO 18 5 17 10 14 12 P 5,0 2,0 4,0 2,0 6,0 7,0 SB 24,4 8,7 68,9 74,8 66,4 71,0 CTC 58,4 39,7 102,9 108,8 94,4 99,0 V 42 22 67 69 70 72 AT 583 559 332 320 518 543 Silte 70 326 300 296 269 257 Argila 347 115 368 384 213 200 Fe2O3 9 5 19 27 20 18 MO = matéria orgânica; SB = soma de bases; CTC = capacidade de troca de cátions; V = saturação por base; AT = areia total
compartimento II fica em um plano inclinado, desnudo, o solo de ocorrência é o
Argissolo Vermelho-Amarelo, sendo um compartimento de transição com maior teor de
argila.
O compartimento III encontra-se em um plano suavemente ondulado em direção
ao curso d’água, sem cobertura vegetal, mais aberto que o segundo. Nesse
compartimento, os solos são rasos (Neossolos), de origem sedimentar, com
afloramentos predominantemente de siltito, por ação da força erosiva, correspondente a
áreas de dissecação mais recente.
3.2.2 Avaliação dos atributos do solo e da erosão
As amostras foram secas e passadas em peneira de malha com diâmetro de 2
mm para análises granulométricas e químicas dos perfis do solo. A análise
granulométria foi realizada pelo método da pipeta com solução de NaOH 0,1 N como
dispersante químico e agitação mecânica em aparato de baixa rotação, por 16 horas,
seguindo a metodologia proposta pela EMBRAPA (1997). O teor de cálcio, magnésio,
potássio trocáveis e o fósforo disponível foram extraídos utilizando-se do método da
39
resina trocadora de íons RAIJ et al. (1987). Com base nos resultados das análises
químicas, foram calculadas a soma de bases (SB), a capacidade de troca catiônica
(CTC) e a saturação por bases (V%). O pH foi determinado em CaCl2. O Fe2O3 (%) foi
obtido de acordo com o método descrito pela EMBRAPA (1997).
A fração areia foi dividida em cinco subfrações separadas por peneiras de
diferentes aberturas: areia muito grossa (AMG), em peneira com malha de 2-1 mm;
areia grossa (AG), com malha de 1 - 0,5 mm; areia média (AM), com malha de 0,5 –
0,25 mm; areia fina (AF), com malha de 0,25 – 0,10 mm e areia muito fina (AMF), em
peneira com malha de 0,10 – 0,05 mm. A fração argila foi separada por sedimentação
de acordo com a lei de Stokes, sendo a fração silte determinada por diferença
(EMBRAPA, 1997). A determinação da matéria orgânica foi realizada conforme RAIJ et
al. (1987). A suscetibilidade magnética (SM) das amostras foi medida usando uma
balança analítica, de acordo com CANO et al. (2008).
Para estimar a erosão (A, t ha-1ano-1 ), foi utilizada a Equação Universal de Perda
de Solo (EUPS), proposta por WISCHMEIER & SMITH (1978) e adaptada por
BERTONI & LOMBARDI NETO (1990) e os fatores de erosão conforme citados abaixo:
A = R K LS C P (1)
em que,
R - erosividade local das chuvas foi estimada como sendo de 6.340 MJ mm ha-1
h-1 ano-1, conforme método proposto por LOMBARDI NETO et al. (2000),
utilizando-se de dados pluviométricos coletados de 1962 a 1999, no posto
meteorológico do município.
K - erodibilidade (t ha-1 MJ-1 mm-1 h ha); equação proposta por DENARDIN
(1990),
K= 7,48 10-6 X1+4,48 10-3 X2–6,31 10-2 X3+1,04 10-2 X4 (2)
em que:
X1 - representou a variável “M”, calculada a partir de parâmetros granulométricos
determinados pelo método da pipeta;
40
X2 - representou a permeabilidade do perfil do solo, codificada conforme
WISCHMEIER et al. (1971);
X3 - representou o diâmetro médio ponderado das partículas menores do que 2
mm, expresso em mm e;
X4 - representou a relação entre o teor de matéria orgânica e o teor da “nova
areia”, determinada pelo método da pipeta.
LS - fator topográfico;
RKCP
TLS = (3)
T - tolerância de perdas de solo, estimada por meio do método proposto por
LOMBARDI NETO & BERTONI (1975) e modificado por BERTOL &
ALMEIDA (2000).
C - fator de cobertura vegetal, adotado em função da vegetação de porte baixo a
rasteiro, cobertura parcial do terreno conforme LOMBARDI NETO &
BERTONI (1975).
P - fator prática de conservação do solo, adotado valores propostos por
WISCHMEIER e SMITH (1978), em função da declividade do terreno.
PNE – Potencial natural de erosão foi determinado, como proposto por
WISCHMEIER & SMITH (1978), do seguinte modo:
RKLSPNE = (4)
RE – risco de erosão, O risco de erosão (RE) foi determinado e classificado de
acordo com LAGROTTI (2000):
T
ARE = (5)
41
3.2.3 Análise estatística dos dados
Os fatores de erosão: RE, PNE e a SM do solo foram analisados por meio da
análise estatística descritiva, calculando-se a média, a mediana, a variância, o
coeficiente de variação, o coeficiente de assimetria e o coeficiente de curtose. Para a
comparação das médias, foi utilizado o teste de Tukey, a 5% de probabilidade. Também
foi feita a correlação de Person entre a SM e os fatores de erosão em cada
compartimento. A dependência espacial foi analisada por meio de ajustes de
semivariogramas, com base na pressuposição de estacionariedade da hipótese
intrínseca (VIEIRA et al., 1983). Os modelos dos semivariogramas foram ajustados por
meio do programa GS+.
3.3 RESULTADOS E DISCUSSÃO
Os resultados referentes à análise descritiva para os fatores de erosão e SM são
apresentados na Tabela 2. Todos os compartimentos apresentaram diferença
estatística quanto ao fator K, ao RE e ao atributo SM. Os maiores valores foram
observados no compartimento III. CAMPOS (2008) não encontrou diferença do fator K e
do RE entre todos os compartimentos estudados.
O valor crescente do RE, do compartimento I para o III, pode ser explicado tanto
pelo decrescente valor da tolerância a erosão nos compartimentos, quanto pela
integração dos agentes: relevo acidentado, solos mais rasos e falta de cobertura
vegetal. CERRI et al. (1998), trabalhando com mapas de risco de erosão em bacia
hidrográfica, chegaram à mesma conclusão.
Apesar de o compartimento I apresentar uma perda de solo de 41,30 t ha-1ano-1
e o compartimento III apresentar 28,06 t ha-1ano-1, com acentuada diferença em torno
de 67,9%, a estatística descritiva não revelou essa diferença pelos valores do CV, o
mesmo acontecendo com o atributo PNE.
42
Tabela 2. Estatística descritiva das variáveis, K - erodibilidade do solo (t h MJ-1 mm-1),
LS-relevo, PNE - potencial natural de erosão (t ha-1ano-1), A – perda de solo (t
ha-1ano-1), RE – risco de erosão e SM – suscetibilidade magnética (m3 kg-1)
entre os compartimentos, na profundidade de 0,00 – 0,20 m.
Estatística Fatores de erosão SM (10-6)
m3kg-1 K LS PNE A RE Compartimento I
Média 0,043c 1,51a 413,00a 41,30a 2,07c 1,25c Mediana 0,04 0,75 230,13 230,13 0,03 1,26 1CV(%) 11,80 117,04 111,75 111,75 131,60 26,82 Curtose -0,67 7,86 5,47 5,47 8,87 0,85
Assimetria 0,60 2,49 2,13 2,13 2,65 -1,61 Compartimento II
Média 0,048b 1,06a 322,29a 32,23a 6,28b 1,78b Mediana 0,05 0,49 146,91 14,69 2,83 1,76 CV(%) 8,47 162,02 166,45 166,45 166,45 35,04
Curtose 0,82 17,85 20,75 20,75 20,75 5,12 Assimetria -1,29 3,86 4,10 4,10 4,10 -0,45
Compartimento III Média 0,08a 0,54b 280,62a 28,06a 13,39 a 0,68a
Mediana 0,08 0,32 164,62 16,46 7,85 0,64 CV(%) 9,35 117,50 119,98 119,98 119,97 77,66
Curtose 10,75 12,06 12,31 12,31 12,31 80,65 Assimetria -2,34 2,98 3,00 3,00 3,00 8,53
1CV % = coeficiente de variação; médias seguidas das mesmas letras não diferem significativamente, a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey.
Isso mostra que a estatística descritiva, com base nos valores das médias e do
coeficiente de variação, não é tão eficaz para estudos de caracterização de
compartimentos ao longo da paisagem, o que sugere o uso da geoestatística. VOLTZ &
WEBSTER (1990) e SAUER et al. (2006) relatam que a média pode não ser
representativa dentro de um compartimento mapeado.
Os coeficientes de variação variaram de 8,47 a 166,45% em todos os fatores de
erosão estudados, com exceção da erodibilidade que apresentou os menores
percentuais variando de 8,47; 9,35 e 11,80 % nos compartimentos II, III e I,
respectivamente.
43
Para VANNI (1998), um coeficiente de variação maior que 35% revela uma série
heterogênea, e a média tem pouco significado. Se for maior que 65%, a série é muito
heterogênea, e a média não tem significado algum. Porém, se for menor que 35%, a
série é homogênea, e a média possui significado, podendo ser utilizada como
representativa da série de onde foi obtida.
O RE foi maior no compartimento III, indicando que, nas áreas de declive mais
acentuado, a quantidade de solo que está sendo perdida é superior àquela que está
sendo formada. Assim, é necessário o uso de práticas que possam diminuir esse
impacto. Uma das formas de alterar a perda de solo por erosão é modificar o fator LS,
reduzindo a distância entre terraços, como demonstrado por CAMPOS (2008).
Comparando os três compartimentos (Tabela 1), nota-se que a PNE decresce do
compartimento I para o compartimento III. Esse resultado corrobora os resultados de
MELLO (2002) e SOUZA (2001) quando citam que, na região onde o relevo se encontra
mais acentuado, são estimados maior perda de solo e risco de erosão.
Os valores de curtose e assimetria estão altos para os fatores de erosão, do RE
e da SM, principalmente no compartimento III, porém as variáveis apresentam valores
da média e da mediana próximos, com exceção do PNE e A. Segundo LITTLE & HILLS
(1978), quando os valores da média e da mediana são próximos, os dados apresentam
uma distribuição próxima da normal.
Com exceção do fator K, que apresentou CV baixo, todos os outros
apresentaram CV alto em todos os compartimentos. O compartimento II apresentou os
menores valores de CV para K e maiores para LS, PNE, A e RE. SOUZA et al. (2003) e
SOUZA et al. (2005) encontraram valores semelhantes para o fator K, LS, PNE, A e RE.
Comparando os valores de SM com o fator K e o RE, nota-se que, nos
compartimentos em que foram observados os maiores valores para K e o RE, também
foram observados os maiores valores de SM. A SM é um atributo que expressa,
indiretamente, a composição mineralógica do solo que, por sua vez, influi no valor de K,
que é determinado utilizando-se os atributos físicos do solo.
Na Tabela 3, são apresentados os parâmetros do semivariograma experimental
ajustado para os fatores de erosão, PNE, RE e SM, na profundidade de 0,00-0,20 m.
44
Todos os fatores e a SM apresentaram dependência espacial nos diferentes
compartimentos.
No compartimento I, o modelo de maior ocorrência foi o exponencial; no
compartimento II, o modelo gaussiano, e no compartimento III, o modelo esférico. Isso
indica que haverá, no compartimento III, uma transição abrupta entre as classes
formadas no mapa de isolinhas da malha I. No compartimento I, o modelo ajustado
indica uma transição suave, e no compartimento II, uma transição intermediária.
Tabela 3. Estimativa dos modelos de semivariogramas ajustados para as variáveis, K - erobilidade do solo, LS - relevo, PNE - potencial natural de erosão, A – perda de solo, RE – risco de erosão, SM – suscetibilidade magnética entre as superfíces geomórficas, na profundidade de 0,00 – 0,20 m..
Atributos Modelos C0 C0 + C1 GDE Alcance
(m) R2 CRVC
b a Compartimento I
K Gaussiano 0,00 0,000017 0,00 10,02 0,66 0,83 0,00 LS Exponencial 0,012 1,946 0,22 10,20 0,05 0,23 1,08 PNE Exponencial 559,00 202700 0,28 42,00 0,60 0,64 156,02 A Exponencial 1,00 1865 0,05 15,90 0,30 0,35 27,22 RE Gaussiano 0,0029 0,0446 6,50 33,98 0,85 0,95 0,00 SM Exponencial 0,000 4,1 10-16 0,00 18,60 0,35 1,07 -0,01
Compartimento II K Gaussiano 0,0000 0,000012 0,00 9,00 0,67 0,85 0,01 LS Gaussiano 0,0001 1,932 0,01 14,02 0,68 0,58 0,42 PNE Gaussiano 100 173500 0,06 14,02 0,66 0,53 138,31 A Gaussiano 18 1712 1,06 10,77 0,59 0,68 9,49 RE Gaussiano 0,60 63,71 0,94 10,77 0,59 0,68 1,83 SM Gaussiano 0,00000 2,6 10-15 0,00 80,02 0,84 1,078 -0,01
Compartimento III K Exponencial 0,000001 0,000072 1,39 64,80 0,81 0,66 0,03 LS Esférico 0,0172 0,244 7,05 15,30 0,14 -0,21 0,61 PNE Esférico 3800 77220 4,92 14,10 0,08 -0,118 294,40 A Esférico 108 1247 8,66 16,50 0,20 0,61 10,17 RE Gaussiano 36,80 283,90 12,96 16,28 0,38 0,54 5,95 SM Esférico 0,0000 7,5 10-17 0,00 85,70 0,60 0,80 0,01 Co = efeito pepita; Co + C1 = patamar, R2= coeficiente de determinação do modelo; EPP = efeito pepita puro; GDE (Co/ Co + C1)*100 = grau de dependência espacial; D.P = dependência espacial; b = coeficiente angular; CRVC = coeficiente de regressão da validade cruzada; a = intercepto. Efeito pepita =100% do patamar; GDE 25<moderado <75%, fraca > 75% e forte ≤ 25%.
45
Uma transição abrupta pode ser associada à ocorrência de menor número de
classes distintas no mapa de isolinhas da área, portanto registra-se menor variabilidade,
enquanto uma transição suave indica a presença de maior número de classes,
indicando maior variabilidade. CAMPOS (2008) e SANCHEZ et al. (2009) também
ajustaram os modelos exponencial e esférico em seu estudo da variabilidade espacial
dos fatores de erosão do solo.
O valor de C0, variância não explicada (erro devido à amostragem, análise
laboratorial, interpretação), foi menor para a SM do que para os outros fatores de
erosão, PNE e RE. Esse resultado mostra que o erro de representação da variabilidade
espacial da SM foi menor do que o dos fatores de erosão do solo, principalmente do
PNE. SIQUEIRA (2010) relata que a SM apresentou um erro 33% menor na
representação espacial de um conjunto de atributos do solo na profundidade de 0,00-
0,20 m. Todos os fatores e a SM apresentaram grau de dependência espacial (GDE)
forte, segundo o critério proposto por CAMBARDELLA et al. (1994). Isso indica que o
local da paisagem tem influência na distribuição espacial das variáveis estudadas.
Segundo LIN et al. (2002) e XIE et al. (2003), pesquisas envolvendo variabilidade
espacial e processos erosivos representam um importante avanço para os estudos da
erosão do solo. Pois, por meio dessa ferramenta, são observados mais claramente
aspectos ligados à topografia (grau de inclinação do declive e direção da drenagem),
permitindo dessa forma a predição da taxa de erosão.
De acordo com WANG et al. (2002), o uso das técnicas geoestatísticas permite
não apenas uma estimativa global daquilo que realmente está acontecendo, mas
também uma informação dos acontecimentos locais, ou seja, tem-se um melhor
detalhamento da variação espacial das perdas de solo.
Ressalta-se a proximidade do parâmetro alcance com o fator A no
compartimento I, e com o atributo A no compartimento III. Esses resultados,
comparando a perda de solo com a variabilidade espacial da SM, são escassos na
literatura. Segundo BECEGATO et al. (2005), pesquisas geofísicas em solos agrícolas
ainda são muito incipientes no Brasil.
46
Na Tabela 4, são apresentadas as correlações significativas entre a SM e os
fatores de estudo da erosão do solo na profundidade de 0,00 – 0,20 m. A SM
apresentou correlação positiva com o RE no compartimento I, e correlação negativa
com o fator K no compartimento III. Os resultados de RE estão de acordo com os da
Tabela 1, mostrando que, quanto maior a SM, maior a RE.
Tabela 4. Correlação entre, K - erodibilidade do solo, LS - relevo, PNE - potencial natural de erosão, A – perda de solo, RE – risco de erosão, e SM – suscetibilidade magética, na profundidade de 0,00 – 0,20 m.
K LS PNE A RE Compartimento I
0,096 -0,0149 -0,156 -0,156 0,245** Compartimento II
0,056 -0,123 -0,119 -0,119 -0,119 Compartimento III
-0,329** 0,025 0,006 0,006 0,007
Esses resultados relativos à correlação entre a SM e RE indicam o potencial da
SM como técnica alternativa para a quantificação indireta dos fatores de erosão do solo,
e são necessárias mais pesquisas sobre este assunto. VENTURA JR et al. (2001),
estudando técnicas alternativas para a avaliação da erosão do solo, concluem que a
SM se mostrou eficaz para o entendimento deste processo.
3.4 CONCLUSÃO
As perdas de solo, o potencial natural de erosão e o risco de erosão
apresentaram relação espacial com o fator topográfico, indicando a dependência dos
fatores de erosão ao relevo.
A suscetibilidade magnética do solo pode ser utilizada como técnica auxiliar na
quantificação indireta do fator K e do risco de erosão do solo.
47
3.5 REFERÊNCIAS
BARBIERI, D. M.; MARQUES JUNIOR, J.; PEREIRA, G. T. Variabilidade espacial de
atributos químicos de um argissolo para aplicação de insumos à taxa variável em
diferentes formas de relevo. Engenharia Agrícola. v. 28, n. 4, p. 645-653, 2008.
BECEGATO, V. A.; FERREIRA, F.J.F. Gamaespectrometria, resistividade elétrica e
susceptibilidade magnética de solos agrícolas no noroeste do estado do Paraná.
Revista Brasileira de Geofísica, São Paulo v. 23, n. 4, p. 371–405, 2005.
BERTOL, I.; ALMEIDA, J. A. Tolerância de perda de solo por erosão para os principais
solos do Estado de Santa Catarina. Revista Brasileira de Ciência do Solo, Viçosa, v.
24, n. 4, p. 657-668, 2000.
BERTONI, J.; LOMBARDI NETO, F. Conservação do solo. 3 ed. São Paulo: Ícone
Editora, 1990. 355 p.
CAMBARDELLA, C. A.; MOORMAN, T. B.; NOVAK, J. M.; PARKIN, T. B.; KARLEN, D.
L.; TURCO, R. F.; KONOPKA, A. E. Field-scale variability of soil properties in Central
Iowa Soils. Soil Science Society of American Journal, Madison, v. 58, n. 5, p. 1501-
1511, 1994.
CAMPOS, M. C. C.; Variação espacial da perda de solo por erosão em diferentes
superfícies geomórficas. Ciência Rural, vol. 38, n. 9, p. 2485-2492. 2008. Disponível
em: < www.scielo.br/pdf>
CANO, M. E.; CORDOVA-FRAGA, T.; SOSA, M. BERNAL-ALVARADO, J.; BAFFA, O.
Understanding the magnetic susceptibility measurements by using an analytical scale.
European Journal Of Physics, México. v. 29, n. 2, p. 345-354, 2008.
CERRI, C. E. P.; BALLESTER, M. V. R.; MARTINELLI, L. A. VETTORAZZI, C. A.
Mapas de risco à erosão do solo na bacia do Rio Piracicaba, utilizando técnicas de
geoprocessamento, In: SIMPÓSIO BRASILEIRO DE SENSORIAMENTO REMOTO,
9.01.1998. Santos. Brasil, p. 513-523. Anais...
DENARDIN, J. E. Erodibilidade do solo estimado por meio de parâmetros físicos e
químicos: 1990. 114 f. Tese (Doutorado) – Escola Superior de Agricultura Luis de
Queiroz, Universidade de São Paulo, Piracicaba, 1990.
48
EMBRAPA. Empresa Brasileira de Pesquisa Agropecuária. Centro Nacional de
Pesquisa de Solos. Manual de métodos de análise de solo. Rio de Janeiro, 1997. 212 p.
GRIMLEY, D. A.; ARRUDA, N. K.; BRAMSTEDT, M. W. Using magnetic susceptibility to
facilitate more rapid, reproducible, and precise delineation of hydric soils in the
midwestern USA. Catena, v. 58, p. 183– 213, 2004.
IBGE Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Geografia do Brasil: região
nordeste. Rio de Janeiro, 1977.
IZIDORIO, R.; MARTINS FILHO, M. V.; MARQUES JÚNIOR, J.; SOUZA, Z.M.;
PEREIRA, G.T. Perdas de nutrientes por erosão e sua distribuição espacial em área
sob cana-de-açúcar. Engenharia Agrícola, v.25, n.3, p. 660-70, 2005.
KREZNOR, W. R.; OLSON, K. R.; BANWART, W. L; JOHNSON, D. L. Soil, landscape,
and erosion relationships in Northwest Illinois Watershed. Soil Science Society
American Journal. v. 53, p.1763-1771, 1989.
LAGROTTI, C. A. A. Planejamento agroambiental do município de Santo Antônio
do Jardim, SP: estudo de caso na microbacia hidrográfica do córrego do Jardim.
2000. 115 p. Tese (Doutorado) Faculdade de Engenharia Agrícola, Universidade
Estadual de Campinas, 2000.
LIN, C. Y.; LIN, W. T.; CHOU, W. C. Soil erosion prediction and sediment yield
estimation: the Taiwan experience. Soil Till Research, Amsterdam, v.68, p. 143–152,
2002.
LITTLE, T. M.; HILLS, F.J. Agricultural experimentation. New York: John Wiley &
Sons, 1978. 350 p.
LOMBARDI NETO, F.; BERTONI, J. Tolerância de perdas de terras para solos do
Estado de São Paulo. Campinas: Instituto Agronômico, 1975. 12 p. (Boletim Técnico,
28).
LOMBARDI NETO, F.; PRUSKI, F. F.; TEIXEIRA, A. F. Sistema para cálculo da
erosividade da chuva para o Estado de São Paulo. Viçosa: UFV 2000.
MARQUES JÚNIOR, J. Caracterização de áreas de manejo específico no contexto
das relações solo-relevo. 2009. 113 f. Tese (Livre-Docência) - Faculdade de Ciências
Agrárias e Veterinárias, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2009.
49
MARTINS FILHO, M. V. Modelagem do processo de erosão e padrão espacial da
erodibilidade em entressulcos 2007. 121 f. Tese (Livre-Docência) - Faculdade de
Ciências Agrárias e Veterinárias, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2007.
MATHÉ, V.; LÉVÊQUE, F.; MATHÉ, P.E.; CHEVALLIER, C.; PONS, Y. Soil anomaly
mapping using a caesium magnetometer: Limits in the low magnetic amplitude case.
Journal of Applied Geophysics, Amsterdam, v. 58, n. 3, p. 202–217, 2006.
MATIAS, S.S.R. Suscetibilidade magnética e sua associação com atributos do
solo e do relevo em uma topossequência de Latossolos. 2010. 111 f. Tese
(Doutorado em Ciência do Solo) - Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias,
Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2010.
MELLO, G. Variabilidade espacial de atributos do solo em áreas intensamente
cultivadas nas regiões de Jaboticabal e Monte Alto – SP. 2002. 80 f. Dissertação
(Mestrado em Ciência do Solo) – Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias de
Jaboticabal, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2002.
OOST, K.V.; GOVERS, G.; DESMET, P. Evaluating the effects of changes in landscape
structure on soil erosion by water and tillage. Lambriger Ecology. New York, v. 15,
p.577–589, 2000.
PARSONS, A. J.; WAINWRIGHTI, J.; FUKUWARA, T.; ONDA, Y. Using sediment travel
distance to estimate medium-term erosion rates: a 16-year record. Earth Surface
Processes and Landforms. Sussex, 2010. Disponível em: <http:iidx.doi.org>. DOI:
10.1002/esp.2011, 2010.
RAIJ, B. van; QUAGGIO, J.A.; CANTARELLA, H. Análise química do solo para fins de
fertilidade. Campinas: Fundação Cargill, 1987.107 p.
SANCHEZ, M.G.B. Relação solo relevo em áreas sob cultivo de café no sudoeste
de Minas. 2009. 90 f. Dissertação (Mestrado em Ciência do Solo) - Faculdade de
Ciências Agrárias e Veterinárias, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal, 2009.
SAUER, T.J; CAMBARDELLA, C. A.; MEEK, D. W. Spatial variation of soil properties
relating to vegetation changes. Plant and Soil, Dordrecht, v. 280, n.1-2, p.1–5, 2006.
50
SHERIDAN, G. J.; SO, H. B.; LOCH, R. J.; WALKER, C. M. Estimation of erosion model
erodibility parameters from media properties. Australian Journal of Soil Science,
Collingwood, v. 38, n. 2, p. 129-136, 2000.
SILVA, M. L. N; CURI, N; LIMA, J. M.; FERREIRA, M. M.; Avaliação de métodos
indiretos de determinação da erodibilidade de Latossolos brasileiros. Pesquisa
Agropecuária Brasileira. V. 35, n. 6, p. 1207-1220. 2000.
SIQUEIRA, D. S. Identificação de áreas de manejo específico para cana-de-açúcar
utilizando suscetibilidade magnética do solo. 2010. 77 f. Dissertação (Mestrado) -
Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias Universidade Estadual Paulista,
Jaboticabal, 2010
SIQUEIRA, D. S.; MARQUES JR. J.; PEREIRA, G. T. Using landforms to predict spatial
and temporal variability of soil and orange fruit attributes. Geoderma, v. 155, p. 55-66,
2010.
SOUZA, C. K. Relação solo-paisagem-erosão e variabilidade espacial de
latossolos em área sob cultivo de cana-de-açúcar no município de Jaboticabal
(SP). 2001. 186 f. Dissertação (Mestrado em Ciência do Solo) - Faculdade de Ciências
Agrárias e Veterinárias de Jaboticabal, Universidade Estadual Paulista, Jaboticabal.
2001.
SOUZA, C. K.; MARQUES JÚNIOR, J.; MARTINS FILHO, M. V.; PEREIRA, G. T.
Influência do relevo e erosão na variabilidade espacial de um Latossolo em Jaboticabal
(SP). Revista Brasileira de Ciências Solo, Viçosa, v. 27, p. 1067-1074. 2003.
SOUZA, Z. M.; MARTINS FILHO, M. V.; MARQUES JÚNIOR, J.; PEREIRA, G. T.
Variabilidade de fatores de erosão em latossolo vermelho eutroférrico sob cultivo de
cana-de-açúcar. Engenharia Agrícola, Jaboticabal, v. 25, n. 1, p. 105-114, 2005.
STONE, J. R.; GILLIAN, J. W.; CASSEL, D.K.; DANIELS, R.B.; NELSON, L.A.;
KLEISS, H.J. Effect of erosion and landscape position on the productivity of Piedmont
soils. Soil Science Society American Journal, Madison, v. 49, p. 987-991, 1985.
TORRENT, J.; LIU, Q.; BLOEMENDAL, J.; BARRÓN, V. Magnetic enhancement and
iron oxides in the upper Luochuan loess–paleosol sequence, Chinese Loess Plateau.
Soil Science Society American Journal, Madison,v.71, p.1–9, 2007.
51
VANNI, S. M. Modelos de regressão: estatística aplicada. São Paulo: Legmar
Informática & Editora, 1998. 177 p.
VENTURA JÚNIOR, E.; NEARING, M. A.; NORTON, L. D.; Developing a magnetic
tracer to soil study erosion. Catena. Amsterdam. v. 43, p. 277-291. 2001
VIEIRA, S. R.; HATFIELD, J. L.; NIELSEN, D. R.; B, J. W. Geoestatistical theory and
application to variability of some agronomical properties. Hilgardia, Bekerlly, v. 51, n. 3,
p. 1-75, 1983.
VOLTZ, M.; R, WEBSTER, A. Comparison of kriging, cubic splines and classification for
predicting soil properties from sample information. European Journal of Soil Science,
Oxford, v. 41, n. 3, p. 473–490. 1990.
WANG, G.; FANG, S.; SHINKAVERA, S.; GERTNER, G.; ANDERSON, A. Spatial
uncertainty in prediction of the topographical factor for the resided universal soil loss
equation (RUSLE). Transactions of the ASAE, v. 45, p. 109-118, 2002.
WISCHMEIER, W. H.; SMITH, D. D. Predicting rainfall erosion losses; a guide to
conservation planning. Washington: Department of Agriculture, 1978. 58 p.
(Agriculture Handbook) 537).
XIE, K.; WU, Y.; MA, X.; LIU, Y.; LIU, B.; HESSEL, R. Using contour lines to generate
digital elevation models for steep slope areas: a case study of the Loess Plateau in
North China. Catena. Amsterdan, v. 54, p. 161–171, 2003.
53
Compartimento I Compartimento II Compartimento III
Apêndice 1 - Semivariograma da soma de bases (SB), saturação por base (V%), capacidade de troca de cátions (CTC) e suscetibilidade magnética (SM) na profundidade de 0,00 – 0,20 m.
54
Compartimento I Compartimento II Compartimento III
Apêndice 2 - Semivariograma da areia total (AT), argila, silte e suscetibilidade magnética (SM) na profundidade de 0,00 – 0,20 m
55
Compartimento I Compartimento II Compartimento III
Apêndice 3 - Semivariograma da erodibidade (K), fator topografia (LS), Poder natural de erosão (PNE), Perda de solo por erosão (A) e suscetividade magnética (SM) na profundidade de 0,00 – 0,20 m.
58
Apêndice 8 – Localização da malha III
Apêndice 9 – Georeferenciamento dos pontos a serem amostrados
59
Apêndice 10 – Coleta e acondicionamento das amostras do solo
Apêndice 11 – Equipe de trabalho de campo
top related