A talaj 0,01 M CaCl 2 -oldható szervesnitrogén-tartalmának összefüggése a növényi kondícióval és a terméseredményekkel

AGROKÉMIA ÉS TALAJTAN 60 (2011) 1 133 146 A talaj 0,01 M CaCl 2 -oldható szervesnitrogén-tartalmának összefüggése a növényi kondícióval és a terméseredményekkel 1 VÍG Róbert, 2 NAGY Péter Tamás, 1 DOBOS Attila és 1 NAGY János 1 Magyar Tudományos Akadémia Debreceni Egyetem Földművelési és Területfejlesztési Kutatócsoport, Debrecen és 2 Károly Róbert Főiskola, Környezettudományi Intézet, Gyöngyös Bevezetés A talaj termékenysége mindazon fizikai, kémiai és biológiai talajparamétereket jelenti, melyek hatnak a növények növekedésére és fejlődésére, ezáltal meghatározva a potenciálisan elérhető terméseredményeket (TISDALE et al., 1985; DESBIEZ et al., 2004). A talajtermékenység egyik fontos mutatója a talaj szervesanyag-tartalma, mely stabil és lebontható frakcióból áll. A stabil frakció mennyisége elsősorban a talajtípustól és az éghajlati viszonyoktól függ, és az időben lassan változik. A lebontható frakció (aktív szerves anyag) mennyisége viszont a vegetációs periódus alatt is módosul. Az aktív szerves anyag könnyen bontható anyagokból áll, melyek energiával látják el a talajmikrobákat, valamint tápanyagokat szolgáltatnak a növények számára (KÖRSCHENS et al., 1998; BANKÓ et al., 2007). Mennyiségi meghatározása történhet forró vizes kioldással (HWP Hot Water Percolation), mely szoros, pozitív összefüggést mutat más kivonószerekkel végzett módszerekkel (FÜLEKY & CZINKOTA, 1993; TAKÁCS & FÜLEKY, 2010). A talaj oldható szerves N-frakciója (soluble organic nitrogen SON) a talaj teljes szerves N-formáinak azon része, mely a talajból sóoldatokkal (KCl, CaCl 2, K 2 SO 4 ) kivonható. Mennyiségét általában nem közvetlenül határozzák meg, hanem az összes oldható N-formák (total soluble nitrogen TSN) mennyiségének és az ásványi N-formák (N min ) mennyiségének különbségeként számítják (SON = TSN N min ) (HOUBA et al., 1986; MURPHY et al., 2000). A nitrogénműtrágya-szükséglet meghatározása során célszerű figyelembe venni a talajban lévő oldható szerves N-frakció mennyiségét, ugyanis ez a frakció könynyen mineralizálható, ezért mennyisége és összetétele jelentős mértékben befolyásolja a talaj N-szolgáltató képességét (RECKE & NÉMETH, 1985; LAZÁNYI & LOCH, 2006; BERTÁNÉ et al., 2010). Számos kutató megállapította, hogy a szerves N- frakció mennyisége mind elektroultrafiltrációval mind CaCl 2 -extrakcióval meghatározva összefüggésben van a N-mineralizációval (APPEL & MENGEL, 1990; GROOT & HOUBA, 1995; MURPHY et al., 1998), valamint az alkalmazott műtrágyadózisok- Postai cím: VÍG RÓBERT, MTA DE Földművelési és Területfejlesztési Kutatócsoport, 4032 Debrecen, Böszörményi út 138. E-mail: vr.esox@vipmail.hu

134 V Í G et al. kal (LAZÁNYI et al., 2002; BERÉNYI et al., 2009). APPEL és MENGEL (1990) az öszszefüggést a CaCl 2 -oldattal végzett extrakció esetében az R 2 = 0,60 *** és 0,66 ***, míg az elektroultrafiltrációval történő meghatározás esetében az R 2 = 0,16 * és 0,22 ** determinációs együtthatóval jellemezték. Az oldható szerves N-frakció mennyisége és összetétele függ a talajtípustól, a növényfajtól, a talajmikrobák egyedszámától, a környezeti feltételektől, a talajba bevitt szerves anyag mennyiségétől és minőségétől, valamint az agrotechnikai tényezőktől (MERICK & NÉMETH, 1985; NÉMETH et al., 1988; MURPHY et al., 2000; HONG-LING et al., 2008). Jelen tanulmányunkban azt vizsgáltuk, hogy a talaj oldható szerves N-frakciójának mennyisége hogyan befolyásolja a növényi kondíciót és a terméseredményeket. Anyag és módszer Termesztéstechnológia A növényállomány heterogenitásának vizsgálatát a hajdúszoboszlói kukorica vetőmag-előállító körzetben végeztük, karbonátos réti csernozjom talajon, egy 10,4 hektáros, alaptrágyázott mintaterületen. Az elővetemény vetőmag-kukorica volt. A vetőmag-kukorica elővetemény után visszamaradt növényi maradványok felaprítása szárzúzással és tárcsázással (szeptember eleje), a felaprított szármaradványok leforgatása ősszel (szeptember vége) 35 cm mély szántással, a magágykészítés április elején közepén kompaktorral történt. A vetést (április vége május eleje) az anyasorok esetében Monosem, az apasorok esetében Optima típusú vetőgéppel végeztük nullapás rendszerben (négy anyasor közül az első kettő és az utolsó kettő anyasor közé vetettünk apasorokat). Alaptrágyaként hektáronként 160 kg nitrogén, 80 kg foszfor és 70 kg kálium került kijuttatásra. A foszfor és a kálium teljes menynyiségét és a nitrogén 15%-át komplex műtrágya formájában ősszel, a nitrogén 85%-át tavasszal, közvetlenül a magágykészítés előtt adtuk ki. A vetéssel egy menetben történt a talaj fertőtlenítése 10 kg ha -1 Force 1,5 G (teflutrin) felhasználásával. A magról kelő egy- és kétszikű gyomok elleni védekezésre két alkalommal került sor postemergensen (április eleje vége) a Lumax (mezotrion + S-metolaklór + terbutilazin) 4 5 l ha -1 dózisával. A mechanikai gyomirtás kultivátorozással május végén és június közepén 2 alkalommal történt. Az amerikai kukoricabogár (Diabrotica virgifera virgifera) imágói ellen a címerhányás időszakában a Calypso 480 SC (tiakloprid) 0,2 l ha -1 dózisával, a kukoricamoly (Ostrinia nubilalis) és a gyapottok bagolylepke (Helicoverpa armigera) lárvái ellen a Steward 30 DF (indoxacarb) 0,17 kg ha -1 mennyiségével védekeztünk. Április végén a száraz időjárás miatt kelesztő öntözés céljával 2 10 mm, majd a vegetációs periódusban 3 alkalommal 20 40 mm öntözővíz-mennyiség került kijuttatásra. A főcímerezés géppel (Hagie, Modern Flow) 4 menetben történt, amit 4 5 utócímerezés követett.

A talaj szerves-n-tartalmának összefüggése a terméseredményekkel 135 Kísérleti tervezés és adatgyűjtés A mintaterületről (10,4 ha) növénymagasság-térképet készítettünk azzal a céllal, hogy meghatározzuk azokat a részterületeket (állományfoltok, állományrészek), melyek átlagos növénymagassága jelentősen különbözött. A növénymagasság-térkép készítése során a növénymagasság mérését minden második sorban végeztük el. Az anyasorok között haladva 2 3 méterenként Trimble GPS Pathfinder ProXH és ArcPad 7.0 szoftver alkalmazásával mérési pontokat rögzítettünk (összesen 12633 pontot), a mérési pontokon pedig mérőrúd alkalmazásával meghatároztuk a növénymagasságot. A növénymagasság mérését a címerhányás után, a két legfelső teljesen kibomlott levél metszéspontjáig végeztük 2007. július 16. és 20. között. A különböző növénymagassággal jellemezhető állományfoltok területi lehatárolása és a mintavételi pontok kijelölése ArcGis 9.1 szoftverkörnyezetben történt. A mintaterületen hétféle típusú állományfoltot különítettünk el a növényegyedek magassága alapján: <50, 50 60, 60 70, 70 80, 80 90, 90 100 és 100 110 cm. A különböző magasságú állományfoltokban több ismétlésben mintavételi pontokat jelöltünk ki (összesen 35) (1. ábra). Az előre kijelölt mintavételi pontokon SPADméréseket végeztünk, valamint levél-, termés- és talajmintákat vettünk. A növénymintavétel 2007. augusztus 29-én és 30-án, mintavételi pontonként 10 növényről (350 termés- és 350 levélminta), a talajmintavétel 2007. szeptember 25- én 0 30 és 30 60 cm mélységben Eikelkamp típusú kézifúróval történt (70 talajminta). Mintavételi pontonként SPAD-méréseket is végeztünk Minolta SPAD-502 mérőkészülékkel. A készülék a SPAD-értéket a levélen áthaladó vörös fény (650 nm) és a referenciaként használt infravörös fény (940 nm) intenzitásából kalkulálja. 1. ábra A mintaterület különböző magasságú állományrészeinek területi variabilitása és a kijelölt 35 mintavételi pont

136 2. ábra A SPAD-értékek meghatározása során alkalmazott mérési pontok a kukorica levéllemezén V Í G et al. SPAD = NIR/RED ahol NIR = a levélen áthaladt infravörös fény intenzitása és RED = a levélen áthaladt vörös fény intenzitása, mely szoros összefüggésben áll a levelek klorofill- és N-tartalmával, így közvetett információt biztosít a növényi kondícióról (MARQUARD & TIP- TON, 1987; CHAPMAN & BARRETO, 1997; LEMAIRE et al., 2008). A SPADértéket 2007. július 27-én (címerhányás után) mintavételi pontonként 10 növényen, a legfejlettebb levélen, levelenként 10 ponton mértük. A SPAD-mérést a levéllemez hosszában arányosan elosztva, a levéllemez jobb és bal oldalán 5-5 ponton végeztük (2. ábra). A kémiai vizsgálatok módszere A talajmintákból az ásványi formák és összes oldható N-forma mennyiségét 0,01 M CaCl 2 -oldatból fotometriásan határoztuk meg (HOUBA et al., 1986). Az ásványosodott N-formák (N min ) mennyiségét az ammóniumion- és nitráttartalom összegeként [N min = (NH 4 -N) + (NO 3 -N)], a könnyen oldható szerves N-formák (SON) mennyiségét pedig az összes oldható N-formák (TSN) és a szervetlen N- formák különbségeként határoztuk meg [SON = TSN N min ] (JÁSZBERÉNYI et al., 1994). A statisztikai értékelés módszere A különböző magasságú állományrészekben jelentkező különbségeket egytényezős varianciaanalízissel (ANOVA) értékeltük (NTOUMANIS, 2005). A vizsgált paraméterek (növényenkénti szemszám, termés, SPAD-érték, a talaj 0,01 M CaCl 2 - oldható szerves N-frakciójának mennyisége SON-tartalom) eloszlásának normalitását Kolmogorov Smirnov teszttel (HARNOS & LADÁNYI, 2005a), a vizsgált változók varianciájának azonosságát pedig Levene-teszttel (NTOUMANIS, 2005) értékeltük. A terméseredmények és a SPAD-értékek eloszlása normálisnak, a varianciák pedig különbözőnek bizonyultak, ezért a középértékek szimultán összehasonlítását Games Howel teszttel (NTOUMANIS, 2005) végeztük. Az SONtartalom eloszlása normálisnak, a varianciák pedig azonosnak bizonyultak, ezért a középértékek növénymagasság szerint történő szimultán összehasonlítását Duncan teszttel (NTOUMANIS, 2005) végeztük. A 0 30 és 30 60 cm-es talajrétegekben mért SON-tartalom normál eloszlást és eltérő varianciákat mutatott, ezért a két talajréteg SON-tartalmában jelentkező különbséget Welch-próbával (HARNOS & LADÁNYI, 2005b) értékeltük.

A talaj szerves-n-tartalmának összefüggése a terméseredményekkel 137 A szemszám (db növény -1 ) és a termés (g növény -1 ) növényenkénti variabilitását a variációs koefficiens (CV) alapján értékeltük. A különböző magasságú állományrészekben mintavételi pontonként meghatároztuk a növényenkénti szemszám és termés szórását (Sd), amit az átlaggal (M) korrigáltunk (CV = Sd/(M/100) (SENDERS, 1958), majd egytényezős varianciaanalízissel (ANOVA) vizsgáltuk a különböző magasságú állományfoltok variációs koefficiensében jelentkező különbségeket. A variációs koefficiensek eloszlása a Kolmogorov Smirnov teszt alapján normálisnak, varianciájuk a Levene teszt alapján azonosnak bizonyult, ezért a szimultán összehasonlítást Duncan teszttel végeztük. Az SON-tartalom összefüggését a növényenkénti szemszámmal (db növény -1 ) és a terméssel (g növény -1 ) lineáris, négyzetes, harmadfokú, exponenciális és logaritmikus regresszió-analízissel értékeltük. A legszorosabb összefüggést adó regressziós egyenletek (másod- és harmadfokú regresszió) alapján az SON-tartalomból kiindulva becsültük az átlagos növényenkénti szemszámot és a termést, majd a becsült értékeket a mért értékekhez viszonyítva meghatároztuk a becslés pontosságát. A becsült értékek és a mért értékek közötti összefüggést lineáris regresszió-analízissel értékeltük 0,1%-os szignifikancia szinten. Mé Bé Bp = 100 0,01 Mé ahol: Bp = a becslés pontossága; Mé = a mért érték; Bé = a becsült érték. Vizsgálati eredmények A vizsgált paraméterek változása a növénymagasság függvényében A vizsgált paraméterek mért értéke a növénymagasság növekedésével növekedett. A növénymagasság függvényében a növényenkénti szemszám 1 286 db növény -1, a termés 0,2 79,4 g növény -1 érték között változott. A legkisebb átlagértéket az 50 cm-nél alacsonyabb állományrészekben mértük, amihez képest a 70 80 cm magasságú állományfoltokban 111 156-szorosan, a 100 110 cm magasságú területeken 286 397-szeresen nagyobb értékeket kaptunk. A SPAD-értékben jelentkező különbségek kisebbnek bizonyultak. A legkisebb átlagértéket szintén az 50 cm-nél alacsonyabb állományfoltokban mértük, amit a mérések átlaga a 70 80 cm magasságú állományrészekben 1,4-szeres, a 100 110 cm magasságú területeken 1,8-szeres mértékben haladt meg (1. táblázat). Az SON-tartalom a talaj 0 30 cm-es rétegében 2,0 3,3 mg kg -1, 30-60 cm-es rétegében 1,8 3,7 mg kg -1 között változott (1. táblázat), ami jelentősen elmaradt a magyar csernozjom talajokra jellemző értékektől (7,6 8,1 mg kg -1 ) (JÁSZBERÉNYI et al., 1994). Az SON-tartalom a két talajrétegben nem különbözött szignifikáns mértékben (2. táblázat), valamint mindkét talajréteg esetében a 80 cm feletti magasságú állományfoltokban nagyobb, míg a 80 cm-nél alacsonyabb állományrészekben kisebb értékeket mértünk. Az SON-tartalomban nem adódott szignifikáns különbség a 80 cm-nél alacsonyabb állományrészekben vett talajminták és a 80 110 cm

138 V Í G et al. 1. táblázat A vizsgált paraméterek alakulása a különböző magasságú állományfoltokban a karbonátos réti csernozjom talajon beállított vetőmagkukorica-kísérletben (Hajdúszoboszló, 2007) (1) Növénymagasság, cm (2) Szemszám, db növény -1 (3) Termés, g növény -1 (4) SPADérték SON 1 SON 2 mg kg -1 <50 1 f 0,2 f 27,1 e 2,3 b 2,3 b 178 e 50 60 5 e 1,4 e 34,5 d 2,0 b 1,8 b 103 d 60 70 67 d 15,3 d 36,1 d 2,2 b 2,2 b 66 c 70 80 111 c 31,1 c 39,2 c 2,0 b 1,8 b 53 bc 80 90 213 b 56,8 b 42,1 b 3,2 a 3,5 a 35 ab 90 100 217 b 53,8 b 43,0 b 3,3 a 3,7 a 27 a 100 110 286 a 79,4 a 47,7 a 2,9 a 3,1 a 28 a a) F érték 128,9 *** 143,9 *** 127,1 *** 11,8 *** 10,5 *** 41,7 *** Megjegyzés: *** : 0,1% szinten szignifikáns; SON 1, ill. SON 2 : a 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyisége a talaj 0 30, ill. 30 60 cm-es rétegében; CV t : a terméseredmények variációs koefficiense 2. táblázat A vizsgált talajrétegekben mért 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyiségében jelentkező különbség (1) Talajmélység, cm (2) Átlag (3) Szórás df CV t % (4) t-érték 0 30 2,48 0,58 60 0,463 n 30 60 2,52 0,85 Megjegyzés: n : nincs szignifikáns különbség; df: szabadságfokok száma magasságú állományrészekből származó talajminták esetében, valamint a 80 cm-nél magasabb állományfoltokban mért SON-tartalom szignifikánsan (p < 0,001) nagyobbnak bizonyult, mint a 80 cm-nél alacsonyabb növénymagasságú területeken (1. táblázat). Ismert tény, hogy a növénymagasság szoros pozitív összefüggésben áll a terméssel, amit a genetikai potenciál és a termesztéstechnológia is befolyásol (ZHANG et al., 2004; BOOMSMA et al., 2009), valamint hogy a növények növekedésében és fejlődésében jelentkező kiegyenlítettség a növényegyedek között nagyobb termést eredményez (TOKATLIDIS & KOUTROUBAS, 2004; ANDRADE & ABBATE, 2005). Vizsgálatunkban a növényenkénti szemszám és a termés a 80 90 és 90 100 cm magasságú állományrészek között statisztikai értelemben azonosnak bizonyult, a többi magasságtartományban pedig a magasság növekedésével szignifikánsan (p < 0,001) növekedett. A terméseredményekhez hasonlóan a SPAD-érték is szignifikánsan nőtt a növénymagasság növekedésével (p < 0,001). Az 50 60 és 60 70 cm magasságú állo-

A talaj szerves-n-tartalmának összefüggése a terméseredményekkel 139 mányfoltok között, valamint a 80 90 és 90 100 cm magasságú állományrészek között nem jelentkezett szignifikáns különbség. Mindezzel ellentétben a terméseredmények variációs koefficiense (CV t ) a növénymagasság növekedésével szignifikánsan (p < 0,001) csökkent (1. táblázat). Az eredmények alapján megállapítottuk, hogy a heterogén vetőmagkukorica-állományokban a növénymagasság növekedésével a növényi kondíció (SPAD-érték) és a terméseredmények javultak, míg a termésben jelentkező variabilitás (CV t ) csökkent. A vizsgált paraméterek összefüggése az SON-tartalommal A területi variabilitás vizsgálata többféle módszerrel történhet, melynek egyik lehetősége a szisztematikusan kijelölt mintavételi pontonként történő mérés (PLANT, 2001). Kísérletünkben a területi variabilitás detektálására a növénymagasság-térképet alkalmaztuk (1. ábra), mely alapján a különböző magasságú állományrészekben szisztematikusan, több ismétlésben mintavételi pontokat jelöltünk ki. Mintavételi pontonként mértük a levelek SPAD-értékét, valamint termés- és talajmintát vettünk. Az eredmények értékelése során arra a kérdésre kerestük a választ, hogy az SON-tartalom alapján milyen pontossággal becsülhető a termés heterogén vetőmagkukorica-állományban. A becslést regressziós egyenletek alapján terveztük, ezért lineáris, négyzetes, harmadfokú, exponenciális és logaritmikus regresszióanalízissel megvizsgáltuk az SON-tartalom összefüggését a növényenkénti szemszámmal és terméssel. Az összefüggés-vizsgálatok során a legszorosabb regressziót a szemszám és a termés esetében harmadfokú, míg a SPAD-érték esetében négyzetes regresszióanalízissel kaptuk. A talaj 0 30 és 30 60 cm-es rétegének SON-tartalma a korrelációs koefficiensek alapján közepes erős összefüggést adott a növényenkénti szemszámmal (0,729 és 0,663) és a terméssel (0,712 és 0,632), valamint közepes erősségű összefüggést adott a SPAD-értékkel (0,522 és 0,541). A növényenkénti szem- 3. táblázat A szemszám (db növény -1 ), a termés (g növény -1 ) és a SPAD-érték összefüggése a talajban lévő 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyiségével a karbonátos réti csernozjom talajon beállított vetőmagkukorica-kísérletben (Hajdúszoboszló, 2007) (1) Vizsgált paraméterek (2) Talajmélység, cm R (3) F érték (4) Regressziós egyenlet a) Szemszám 0 30 0,729 11,7 *** y = 1331,3 109,1x³+819,2x² 1848,4x (db növény -1 ) 30 60 0,663 8,1 *** y = 274,4 18,7x³+160,8x² 352,9x b) Termés 0 30 0,712 10,6 *** y = 456,2 38,0x³+280,8x² 633,3x (g növény -1 ) 30 60 0,632 6,9 ** y = 89,2 6,4x³+53,2x² 117,2x c) SPAD-érték 0 30 0,522 4,7 * y = 30,7+1,2x² 0,2x 30 60 0,541 5,2 * y = 31,5+0,6x²+1,0x Megjegyzés: * : 5%, ** : 1% *** : 0,1% szinten szignifikáns; R: korrelációs koefficiens

140 V Í G et al. szám és a termés regressziója a 0 30 és 30 60 cm-es talajrétegek SON-tartalmával p < 0,001 és p < 0,01 szinten, míg a SPAD-érték regressziója p < 0,05 szinten bizonyult szignifikánsnak (3. táblázat). A növényenkénti szemszám és a termés SON-tartalom alapján történő becslésének pontossága A regressziós egyenletek alapján az SON-tartalom mennyiségéből kiindulva növénymagasság-kategóriánként becsültük a növényenkénti szemszámot és a termést, majd a becsült értékeket viszonyítva a mért értékekhez meghatároztuk a becslés pontosságát. A regressziós egyenletek alapján történő szemszám- és termésbecslés során a 60 cm-nél alacsonyabb állományfoltokban a becsült termés és szemszám többszörösen meghaladta a mért értékeket, ezért a becslés pontosságát csak a 60 cm-nél magasabb állományrészekre határoztuk meg (4. táblázat). A lineáris regressziós egyenletek alapján történő becslés során a 60 cm-nél magasabb állományrészekben a növényenkénti szemszám és termés becslésének pontossága a növénymagasságtól függetlenül változott. A növényenkénti szemszám becslésének pontossága a talaj felső 30 cm-es rétegének SON-tartalma alapján vég- 4. táblázat A 0 30, ill. 30 60 cm-es talajréteg SON-tartalma alapján történő becslés pontossága a vetőmagkukorica-kísérlet különböző magasságú állományfoltjaiban (Hajdúszoboszló, 2007) (1) Növénymagasság, (2) Szemszám, db növény -1 (3) Termés, g növény -1 cm Mé Bé Bp Mé Bé Bp A. Becslés a 0 30 cm-es talajréteg SON-tartalma alapján <50 1 96 0,2 25,5 50 60 5 50 1,4 12,4 60 70 67 86 71,6% 15,3 22,5 52,9% 70 80 111 67 60,4% 31,1 18,1 58,2% 80 90 213 220 96,7% 56,8 56,6 99,6% 90 100 217 224 96,8% 53,8 56,0 95,9% 100 110 286 176 61,5% 79,4 46,1 58,1% B. Becslés a 30 60 cm-es talajréteg SON-tartalma alapján <50 1 84 0,2 22,7 50 60 5 57 1,4 15,1 60 70 67 88 68,7% 15,3 23,8 44,4% 70 80 111 79 71,2% 31,1 21,9 70,4% 80 90 213 200 93,9% 56,8 53,9 94,9% 90 100 217 220 98,6% 53,8 58,5 91,3% 100 110 286 167 58,4% 79,4 45,3 57,1% Megjegyzés: Bp: becslés pontossága; Mé: mért érték; Bé: becsült érték

A talaj szerves-n-tartalmának összefüggése a terméseredményekkel 141 zett becslés során 60,4% és 96,8%, míg a talaj 30 60 cm-es rétegének SONtartalma alapján végzett becslés során 58,4% és 98,6% között változott. A növényenkénti termés becslésének pontossága a 0 30 cm-es talajréteg esetében 52,9% és 99,6%, míg a 30 60 cm-es talajréteg esetében 44,4% és 94,9% között alakult (4. táblázat). A 0 30 és 30 60 cm-es talajréteg SON-tartalma alapján végzett becslés átlagos pontossága hasonlóan alakult. A növényenkénti szemszám becslése a 0 30 cm-es talajréteg SON-tartalmából számolva átlagosan 77,4%, a 30 60 cm-es talajréteg SON-tartalma alapján átlagosan 78,2% volt. A termésbecslés átlagos pontossága kisebb volt, mint a növényenkénti szemszám becslésének átlagos pontossága. A becslés pontossága a 0 30 cm-es talajréteg SON-tartalma alapján 72,9%, a 30 60 cm-es talajréteg esetén 71,6% volt. (1) A becslés alapja SON 1 SON 2 5. táblázat A mért és a becsült értékek közötti összefüggések (2) Becsült paraméterek R R² (3) F-érték a) Szemszám, db növény -1 0,729 0,531 37,44 *** b) Termés, g növény -1 0,712 0,507 33,88 *** a) Szemszám, db növény -1 0,662 0,439 25,78 *** b) Termés, g növény -1 0,633 0,400 22,01 *** Megjegyzés: *** : 0,1% szinten szignifikáns; SON 1, ill. SON 2 : a 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyisége a talaj 0 30, ill. 30 60 cm-es rétegében; R: korrelációs koefficiens; R 2 : determinációs együttható Lineáris regresszió-analízissel értékelve megállapítottuk, hogy a becsült és a mért értékek közötti összefüggés a 0 30 cm-es talajrétegben szorosabb volt, mint a 30 60 cm-es talajrétegben (5. táblázat). Vizsgálati eredmények értékelése A különböző magasságú állományrészekben mért növényenkénti szemszám, termés és SPAD-érték alapján arra a következtetésre jutottunk, hogy a növénymagasság mérésével készített térkép segítségével a növényállomány heterogenitása jól értékelhető. A növénymagasság növekedésével a terméseredmények és a növényi kondíció (SPAD) szignifikáns mértékben növekedett, míg a mért értékek növényegyedenkénti variabilitása csökkent. Ebből következik, hogy a növényi kondíció javításával az állomány heterogenitása mérsékelhető. Az SON-tartalom szoros összefüggést adott a növényenkénti szemszámmal, terméssel és SPAD-értékkel, amiből arra következtettünk, hogy a növényállomány heterogenitásában szerepet játszott az SON-tartalom területi variabilitása is. A talaj SON-tartalma és a terméseredmények közötti összefüggést maghatározó regressziós egyenletekkel a termés becsülhető volt, viszont a becslés pontossága a különböző

142 V Í G et al. kondíciójú állományrészekben eltérőnek bizonyult. Ez abból adódhatott, hogy a növényállomány heterogenitásában az SON-tartalom mellett más talajtulajdonságok is szerepet játszottak. Összefoglalás A talaj N-szolgáltató képessége és az elérhető termés többek között függ a 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyiségétől. Jelen tanulmányban vizsgáltuk, hogy a növényi kondíció és a termés hogyan változik a táblán belül egy heterogén növényállományban, és milyen összefüggésben van a 0,01 M CaCl 2 - oldható szerves N-frakció mennyiségével. Egy 10,4 hektáros mintaterületről növénymagasság térképet készítettünk, majd a különböző magasságú állományrészekben több ismétlésben mintavételi pontokat jelöltünk ki. Mintavételi pontonként termés- és talajmintákat vettünk. A mérési eredmények alapján megállapítottuk, hogy a termés, a levelek SPADértéke és a talajban lévő 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyisége a növénymagasság növekedésével nőtt, míg a termésben jelentkező heterogenitás csökkent. Megállapítottuk, hogy a növényállomány heterogenitásában szerepet játszhat a 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyiségének területi variabilitása is. A termés becsülhető a 0,01 M CaCl 2 -oldható szerves N-frakció mennyisége és a termés közötti összefüggést kifejező regressziós egyenletek alapján, viszont a becslés pontossága a különböző kondíciójú állományrészekben eltérő. A dolgozat elkészítését a Nemzeti Technológiai Program (NKTH 00 210/2008), a MTA-DE Földművelési és Területfejlesztési Kutatócsoport és a TÁMOP 4.2.1./B- 09/1/KONV-2010-0007 támogatta. Kulcsszavak: 0,01 M CaCl 2 -oldható N-frakció, SPAD (Soil Plant Analysis Development), heterogenitás Irodalom ANDRADE, F. H. & ABBATE, P. E., 2005. Response of maize and soybean to variability in stand uniformity. Agronomy Journal. 97. 1263 1269. APPEL, T. & MENGEL, K., 1990. Importance of organic nitrogen fractions in sandy soils, obtained by electro-ultrafiltration or CaCl 2 extraction, for nitrogen mineralization and nitrogen uptake of rape. Biology and Fertility of Soils. 10. (2) 97 101. BANKÓ L., HOFFMANN S. & DEBRECZENI K., 2007. A talaj forróvíz-oldható C- frakciójának vizsgálata trágyázási tartamkísérletben. Agrokémia és Talajtan. 56. 271 284. BERÉNYI S. et al., 2009. A trágyázás és az öntözés tartamhatása a 0,01 mol kalciumkloridban oldható N-frakcióra alföldi mészlepedékes csernozjom talajon. Agrokémia és Talajtan. 58. 251 264.

A talaj szerves-n-tartalmának összefüggése a terméseredményekkel 143 BERTÁNÉ SZABÓ, E. et al., 2010. Effects of long-term fertilization on the yield of winter wheat and N forms on Luvic Phaeosem soil determined in 0.01 M CaCl 2. Agrokémia és Talajtan. 59. 135 144. BOOMSMA, C. R. et al., 2009. Maize grain yield responses to plant height variability resulting from crop rotation and tillage system in a long-term experiment. Soil and Tillage Research. 106. (2) 227 240. CHAPMAN, S. C. & BARRETO, H. J., 1997. Using a chlorophyll meter to estimate specific leaf nitrogen of tropical maize during vegetative growth. Agronomy Journal. 89. 557 562. DESBIEZ, A. et al., 2004. Perceptions and assessment of soil fertility by farmers in the mid-hills of Nepal. Agriculture, Ecosystems and Environment. 103. (1) 191 206. FÜLEKY, GY. & CZINKOTA, I., 1993. Hot water percolation (HWP): A new rapid soil extraction method. Plant and Soil. 157. 131 135. GROOT, J. J. R. & HOUBA, V. J. G., 1995. A comparison of different indices for nitrogen mineralisation. Biology and Fertility of Soils. 19. 1 9. HARNOS ZS. & LADÁNYI M., 2005a. 4.3 Kolmogorov-Smirnov-próbák az eloszlásokra. In: Biometria agrártudományi alkalmazásokkal. 148 151. Budapesti Corvinus Egyetem Aula Kiadó Kft. Budapest. HARNOS ZS. & LADÁNYI M., 2005b. 4.5.2 Két alapsokaság várható értékére vonatkozó u-, t- és Welch-próbák. In: Biometria agrártudományi alkalmazásokkal. 164 168. Budapesti Corvinus Egyetem Aula Kiadó Kft. Budapest. HONG-LING, L. et al., 2008. Effects of soluble organic N on evaluating soil N-supplying capacity. Agricultural Sciences in China. 7. (7) 860 870. HOUBA, V. J. G. et al., 1986. Comparison of soil extraction by 0,01M CaCl 2 by EUF and by some conventional extraction procedures. Plant and Soil. 96. 433 437. JÁSZBERÉNYI, I., LOCH, J. & SARKADI, J., 1994. Experiences with 0.01 M calcium chloride as an extraction reagent for use as a soil testing procedure in Hungary. Commun. Soil Sci. Plant Anal. 25. 1771 1777. KÖRSCHENS, M., WEIGEL, A. & SCHULZ, E., 1998. Turnover of soil organic matter and long term balances tools for evaluating productivity and sutainability. Journal of Plant Nutrition and Soil Science. 161. (4) 409 424. LAZÁNYI, J. & LOCH, J., 2006. Evaluation of 0.01 M CaCl 2 extractable nitrogen forms in a long-term experiment. Agrokémia és Talajtan. 55. 135 144. LAZÁNYI, J., LOCH, J. & JÁSZBERÉNYI, I., 2002. Analysis of 0.01 M CaCl 2 soluble organic nitrogen in the treatments of Westsik s crop rotation experiment. Agrokémia és Talajtan. 51. 79 88. LEMAIRE, G., JEUFFROY, M.-H. & GASTAL, F., 2008. Diagnosis tool for plant and crop N status in vegetative stage: Theory and practices for crop N management. European Journal of Agronomy. 28. 614 624. MARQUARD, R. D. & TIPTON, J. L., 1987. Relationship between extractable chlorophyll and an in situ method to estimate leaf greenness. Hortscience. 22. (6) 1327. MERICK, S. & NÉMETH, K., 1985. Effects of 60-year N, P, K and Ca fertilization on EUF-nutrient fractions in the soil and on yields of rye and potato crops. Plant and Soil. 83. 151 159. MURPHY, D. V. et al., 1998. Mineralisation of soil organic nitrogen and microbial respiration after simulated summer rainfall events in an agricultural soil. Australian Journal of Soil Research. 36. (2) 231 246.

144 V Í G et al. MURPHY, D. V. et al., 2000. Soluble organic nitrogen in agricultural soils. Biology and Fertility of Soils. 30. (5 6) 374 387. NÉMETH, K. et al., 1988. Organic nitrogen compounds extracted from arable and forest soils by electro-ultrafiltration and recovery rates of amino acids. Biology and Fertility of Soils. 5. (4) 271 275. NTOUMANIS, N., 2005. Statistical tests Compare Means/One-Way ANOVA. In: A Step-by-step Guide to SPSS for Sport and Exercise Studies. 71 82. Taylor & Francis Group e-library. PLANT, R. E., 2001. Site-specific management: the application of information technology to crop production. Computers and Electronics in Agriculture. 30. (1 3) 9 29. RECKE, H. & NÉMETH, K., 1985. Relationships between EUF-N fractions, N uptake and quality of sugar beet in deep loess soils of southern Lower Saxony. Plant and Soil. 83. 133 141. SENDERS, V. L., 1958. Measurement and Statistics. Oxford University Press. New York. TAKÁCS, M. & FÜLEKY, GY., 2010. Characterization of dissolved organic matter (DOM) extracted from soils by hot water percolation (HWP). Agrokémia és Talajtan. 59. 99 108. TISDALE, S. L., NELSON, W. L. & BEATON, J. D., 1985. Soil Fertility and Fertilizers. 4 th ed. Macmillan Publ. Co. New York. TOKATLIDIS, I. S. & KOUTROUBAS, S. D., 2004. A review of maize hybrids dependence on high plant populations and its implications for crop yield stability. Field Crops Research. 88. (2 3) 103 114. ZHANG, Z-H. et al., 2004. Genetic dissection of the relationships of biomass production and partitioning with yield and yield related traits in rice. Plant Science. 167. (1) 1 8. Érkezett: 2011. április 27.

A talaj szerves-n-tartalmának összefüggése a terméseredményekkel 145 Correlation between the 0.01M CaCl 2 -soluble organic nitrogen content of the soil and the status and yield of the crop 1 R. VÍG, 2 P. T. NAGY, 1 A. DOBOS and 1 J. NAGY 1 Research Group of Cultivation and Regional Development of the Hungarian Academy of Sciences and the University of Debrecen, Debrecen and 2 Institute of Environmental Sciences, Károly Róbert College, Gyöngyös (Hungary) Summary The N-supplying ability of the soil and the achievable yield depend, among other things, on the size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction. The present work investigated how the plant status and yield changed within the field in a heterogeneous plant stand, and how this was correlated with the size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction. A plant height map was prepared for a sample area measuring 10.4 hectares, after which sampling points were designated in several replications on areas with different plant height. Yield and soil samples were taken at each sampling point. The results showed that the yield, the SPAD index of the leaves and the size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction in the soil increased parallel with the plant height, while the heterogeneity of the yield declined. It was found that spatial variability in the size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction might play a role in the heterogeneity of the plant stand. The yield can be estimated from regression equations expressing the correlation between the size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction and the yield, but the accuracy of the estimation differed in plant stands with diverse plant status. Table 1. Trends in the test parameters on areas with different plant height in a seed maize experiment set up on calcareous meadow chernozem soil (Hajdúszoboszló, 2007). (1) Plant height, cm. a) F value. (2) Grain number per plant. (3) Yield, g plant -1. (4) SPAD index. Note: *** Significant at the 0.1% level; SON 1 and SON 2 : Size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction in the 0 30 and 30 60 cm soil layers; CV t : Coefficient of variance for the yields. Table 2. Differences in the size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction in the tested soil layers. (1) Soil depth, cm. (2) Mean. (3) Deviation. (4) t value. Note: n : no significant difference; df: degrees of freedom. Table 3. Correlation between the grain number (grain plant -1, yield (g plant -1 ) and SPAD index and the size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction in the soil in a seed maize experiment set up on calcareous meadow chernozem soil (Hajdúszoboszló, 2007). (1) Parameters tested. a) Grain number per plant, b) Yield (g plant -1 ), c) SPAD index. (2) Soil depth, cm. (3) F value. (4) Regression equation. Note: *. **, ***: Significant at the 5%, 1% and 0.1% levels, respectively. R: Correlation coefficient. Table 4. Accuracy of the yield estimation based on the SON content of the 0 30 and 30 60 cm soil layers in the seed maize experiment on patches with different plant heights (Hajdúszoboszló, 2007). (1) Plant height, cm. (2) Grain number per plant. (3) Yield, g plant -1. A. Estimation based on the SON content of the 0 30 cm soil layer.

146 V Í G et al. B. Estimation based on the SON content of the 30 60 cm soil layer. Note: Bp: Accuracy of estimation; Mé: Measured values; Bé: Estimated values. Table 5. Correlations between measured and estimated values. (1) Basis of the estimation. (2) Estimated parameters. a) Grain number per plant; b) Yield, g plant -1. (3) F value. Note: *** Significant at the 0.1% level; SON 1 and SON 2 : Size of the 0.01 M CaCl 2 -soluble organic N fraction in the 0 30 and 30 60 cm soil layers; R: Correlation coefficient; R 2 : Coefficient of determination. Fig.1. Spatial variability of parts of the sample area with different plant heights, and the 35 sampling points. Note: (1) Sampling points. (2) Plant height, cm. Fig. 2. Measuring points on the maize leaf blade used for the determination of SPAD indexes.