Fertilización nitrogenada en trigo según zonas de manejo

El cultivo de trigo representa el cultivo invernal más importante para la provincia de Entre Ríos, con rendimientos promedios que en los últimos 10 años rondan los 23 qq/ha, y con importantes variaciones interanuales en su productividad, la que alcanza un 44 % (SIBER-BCER). Este tipo de variación, se observa a nivel de todo el área de la provincia, tanto en los departamentos donde predominan suelos con mayor aptitud agrícola (p ej. Diamante, Victoria), como en los de menor aptitud.

En distintos ambientes de nuestra provincia, las variaciones topográficas se asocian a suelos con diferente potencial productivo, aún a escala de lote (Melchiori et al., 2009). Las diferencias en calidad de los suelos se manifiestan a través de variaciones en la disponibilidad de recursos para los cultivos, entre los cuales, el nitrógeno es uno de los más importantes por su efecto directo sobre el crecimiento y el rendimiento. Trabajos realizados en la región informan sobre la existencia de respuesta generalizada a la fertilización nitrogenada para el cultivo de trigo en ambientes de diferentes calidades (Mistrorigo, et al., 1998, Melchiori y Barbagelata, 2002).

Uno de los métodos más difundidos en la región para el diagnóstico de la fertilización nitrogenada es la determinación de nitratos en suelo para calcular la dosis en base a niveles críticos (González Montaner, et al., 1991), disponiéndose en la región un modelo similar calibrado a partir de una red de ensayos en ambientes con características edáficas contrastantes (Melchiori y Barbagelata, 2002). En el caso del sudeste bonaerense, se ha observado que incrementos en los rendimientos promedios del cultivo determinan aumentos en los valores críticos de nitrógeno disponible determinados (Calviño, et al., 2002). Por lo tanto, es esperable que en ambientes con suelos de diferente potencial productivo, incluso a escala de lote podrían requerirse diferentes niveles críticos. Considerar las diferencias de potencialidad en los lotes de producción ajustando de manera variable la disponibilidad de nitrógeno podría mejorar la eficiencia de uso del fertilizante aplicado.

En sistemas bajo Agricultura de Precisión (AP) el ajuste de prácticas de manejo, como la fertilización variable, siguiendo un patrón de variación espacial asociado a diferencias de productividad es lo que comúnmente se conoce como manejo por ambientes o por zonas uniformes (Doerge, 1999). En experiencias locales se han utilizado diferentes fuentes de información para la delimitación de ambientes, como mapas de rendimiento, imágenes satelitales, mapas de conductividad eléctrica y mapas de suelo (Melchiori, et al., 2009, Pautasso, et al., 2010).

La aplicación variable de insumos podría resultar una técnica apropiada en nuestra región, ya que permitiría maximizar la productividad por ambiente y la rentabilidad de los sistemas agrícolas. La implementación de ajustes de tecnologías por zonas de manejo requiere cuantificar la variabilidad, delimitar ambientes y evaluar la necesidad de modificar los niveles críticos de N acorde a las diferencias de productividad. Los objetivos de este trabajo fueron evaluar la respuesta a la fertilización nitrogenada para distintos ambientes definidos dentro de lotes de producción en un establecimiento del Departamento Diamante y determinar el efecto de la generalización del modelo de diagnóstico regional en distintos ambientes con características productivas diferentes.

El trabajo se realizó en un establecimiento ubicado en el Dpto. Diamante, Provincia de ER (32º 12´ S, 60º 32´ O). En el área de estudio se describen suelos de distinta aptitud productiva, como Argiudoles ácuicos y vérticos y Peludertes. Debido a las características topográficas del ambiente, con lomadas y pendientes moderadas a intensas, y al uso agrícola se observan distintas fases de erosión lo cual confiere alta variabilidad desde el punto de vista de los suelos.

Delimitación de zonas de Manejo: Trabajos anteriores han abordado la temática de delimitar zonas de manejo de acuerdo a las herramientas disponibles, utilizando mapas detallados de suelos y mapas de conductividad eléctrica. En la campaña 2009 se realizaron mapas de suelos a escala 1:20.000 para los lotes en estudio. La caracterización de estos se llevó a cabo en etapas que incluyeron la construcción de un modelo digital de terreno, la fotointerpretación, la confección de un mapa preliminar de unidades cartográficas y verificación a campo de los límites de las unidades confeccionando un mapa final de suelos. Adicionalmente, se calcularon índices de productividad potenciales y específicos para maíz (Tasi et al., 2010) reagrupándose las unidades cartográficas en base a similitud productiva. En función de este criterio, se seleccionaron tres ambientes contrastantes de baja, media y alta productividad: LM 2009 (Peluderte árgico, Serie Las Mercedes), DA 2009 (Argiudol vértico, Serie Don Alfredo) y LY 2009 (Argiudol vértico, Serie La Yunta), para más detalles de la metodología empleada ver Melchiori, et al. (2009). En la campaña 2010 la delimitación de las zonas de manejo se realizó empleando mapas de conductividad eléctrica aparente obtenidos mediante un sensor Veris 3100 (Veris 3100®, División of Geoprobe Systems, Salina, KS). Se utilizaron las mediciones a 30 y 90 cm de profundidad y se elaboraron mapas con distintas características inferidas desde la medición del Veris. En estas se identificaron dos ambientes de alta y baja productividad esperada: CG 2010 (Argiudol acuico, Serie Costa Grande) y LM 2010 (Peluderte argico, Serie Las Mercedes). Para más detalles de la metodología empleada ver Pautasso, et al. (2010).

Diseño de experimentos: En las campañas 2009 y 2010, se instalaron tres (LY 2009, LM 2009, DA 2009) y dos experimentos (CG 2010 Y LM 2010) en lotes sembrados con cultivo de trigo, en distintas zonas de manejo determinadas en función de la información anterior disponible. En cada zona, se evaluaron cuatro tratamientos de fertilización con 0, 50, 100 y 150 kg de N ha-1. El fertilizante utilizado fue urea, aplicada en cobertura al estadio de 2-3 hojas desarrolladas. El diseño experimental empleado fue un DBCA con cuatro repeticiones, con unidades experimentales de 10 m de ancho por 20 m de largo. En ambas campañas el nivel de P aplicado fue de 10-12 kg ha-1, como fosfato monoamónico. El manejo del cultivo fue el de producción comercial. El cultivar empleado en 2009 fue Klein Nogal y en 2010 ACA 901. La cosecha se realizó con cosechadora experimental sobre una superficie de 14 metros cuadrados. Previo a la fertilización se extrajeron muestras de suelos (0-0.20 m) por bloques para determinar la disponibilidad de N de nitratos, y variables de fertilidad complementarias (Tabla 1). El contenido de N-N03, se estimó hasta 0-60 cm, a partir del disponible en 0-20, utilizando la relación determinada localmente por Melchiori y Barbagelata (2002). Se calculó el N disponible (Nd), como la suma del N de nitratos hasta 60 cm y el N del fertilizante (urea). En todos los casos, se consideró también el N aportado con el fertilizante fosfatado (fosfato monoamónico, 12% N).

Se realizaron análisis de variancia utilizando rutinas del PROC GLM de SAS (SAS Institute, Inc, 1999), considerando un diseño anidado. El efecto sitio se anidó dentro del año. Se calcularon los rendimientos relativos (RR) como el cociente entre el rendimiento de cada tratamiento y el rendimiento de la dosis máxima por repetición. Se estimó la relación entre el RR con el Nd mediante un modelo de respuesta lineal y meseta optimizado utilizando Solver de Microsoft® Excel® 2010 (© Microsoft Corporation). Se compararon las medias estimadas por mínimos cuadrados (LS means) mediantes pruebas de t.

Resultados 

Los rendimientos medios obtenidos variaron entre 2574 y 6350 kg ha-1. En el análisis conjunto la interacción año x dosis de N fue significativa para el rendimiento y el rendimiento relativo. En el caso de la respuesta al agregado de N se verificaron efectos significativos del año y de la dosis de N. Mientras que la eficiencia de uso del N solo fue afectada significativamente por el año, siendo mayor en la campaña 2010 (14.4 vs 8.2 kg de grano kg de N aplicado-1) (Tabla 2 y 3).

La respuesta media al agregado de N fue mayor en la campaña 2010 (1523 vs 803 kg de grano ha-1). La respuesta media para las dosis de 50, 100 y 150 kg de N aplicado fue de 748, 1184 y 1340 kg de grano ha-1.

Los rendimientos medios en la campaña 2009 fueron más elevados que los de la campaña 2010 (5567 y 3903 kg ha-1, respectivamente). En la campaña 2009 el rendimiento mostró efectos del sitio y la dosis de N aplicada (Tabla 4). Los rendimientos obtenidos en los sitios LY 2009 y LM 2009 fueron significativamente mayores que el obtenido en DA 2009. El rendimiento medio para las dosis de 0, 50 100 y 150 kg de N aplicado fue de 4964, 5571, 5771 y 5960 kg ha-1, respectivamente. El RR mostró interacción Sitio x Dosis de N. El RR observado en los testigos de los sitios LM 2009 y DA 2009 fue similar (0.80) e inferior al observado en LY (0.89). Por otro lado, el rendimiento relativo medio en LY fue de 0.98 evidenciando una menor respuesta a la fertilización nitrogenada. 

En la campaña 2010 el rendimiento evidenció efecto significativo de sitio y dosis de N (Tabla 4). El rendimiento medio para ambos sitios y para las dosis de 0, 50, 100 y 150 kg de N aplicado fue de 2762, 3723, 4512 y 4617 kg ha-1, respectivamente. El rendimiento promedio del sitio CG 2010 fue significativamente mayor que LM 2010. El RR solo fue afectado por la Dosis de N, con un valor promedio de 0.69 para los testigos, evidenciando una importante respuesta a la fertilización nitrogenada.

  

Los niveles de N disponible en el suelo fueron bajos y con poco rango de variación entre sitios, desde 80 a 105 kg de N-NO3 ha-1 (0-60 cm). El nivel de N disponible máximo medio de los sitios alcanzó 247 kg de N ha-1, ubicando el rango de estudio en valores inferiores y superiores al umbral de respuesta a la fertilización del modelo regional (135 kg de N disponible ha-1 en 0-60 cm).

La respuesta observada en la campaña 2009 (sitios LM, DA y LY) fue similar a la respuesta esperada según el modelo de recomendación general. Sin embargo, en la campaña 2010 (sitios LM y CG) se observó que la respuesta a la fertilización fue mayor a la esperada cuando la disponibilidad de N estuvo por debajo del umbral del modelo, mientras que por encima del umbral disponible también se observó respuesta a la fertilización nitrogenada (Figura 1). Estos resultados, evidencian que la aplicación de un modelo generalizado como el disponible no sería válida para las dos campañas evaluadas. El análisis de la respuesta por sitio, permite verificar que en el caso de LY 2009 no se determinó un umbral de respuesta a la fertilización nitrogenada, en LM 2009 el umbral fue de 150 kg de N ha-1 (r2=0 45, p<0.02), en DA 2009 el umbral fue de 130 kg de N ha-1 (r2=0. 42, p<0.03), en CG 2010 el umbral fue de 220 kg de N ha-1 (r2=0.66, p<0.001), en LM 2010 el umbral fue de 180 kg de N ha-1 (r2=0 84, p<0.001). De los resultados, se observó una relación inversa entre el rendimiento relativo calculado en los testigos de cada sitio con el umbral determinado en cada caso (r2 = 0.98, p < 0.01).

En la campaña 2009 los rendimientos fueron superiores, mientras que en la campaña 2010 la respuesta a la fertilización fue mayor. Incluyendo los sitios evaluados en el conjunto de datos sobre los que se estimó el umbral del modelo disponible y recalculándolo, se observa un desplazamiento del mismo a valores de disponibilidad de N de 160 kg de N ha-1, aunque el ajuste del modelo disminuye respecto al logrado anteriormente.

 

La variación máxima interanual del cultivo de trigo considerando los sitios de máximo y mínimo rendimiento fue de 58%. Dentro de cada campaña la diferencia media entre sitios fue del 14 y 13% (2009 y 2010, respectivamente). Considerando el efecto de la fertilización nitrogenada, la variación máxima generada fue de 20% en el 2009 y de 39% en el 2010. Esto evidencia que el efecto interanual podría ser de mayor magnitud que el inducido por la fertilización. Al respecto, Whelan y Mc Bratney (2000) postularon la hipótesis nula de la agricultura de precisión, donde se plantea resolver si la variación espacial es mayor que la variación interanual, a partir de lo cual se justifica manejos por sitios específicos. En este caso, solo considerando dos campañas, la variación entre ellas fue mayor que la variación que se observó dentro de los lotes, incluso considerando la variación inducida por la fertilización.

En los sitios evaluados, ubicados en zonas delimitadas según índices de productividad específicos contrastantes (Tasi, 2009), no se verificaron diferencias acordes a lo esperado. No obstante, ambas campañas fueron de muy buenas condiciones climáticas y permitieron alcanzar altos rendimiento en los cultivos, posiblemente minimizando las diferencias entre zonas.

Existen diferentes modelos de fertilización ajustados para distintas zonas de la región pampeana (Gonzales Montaner, et., 1991; Salvagiotti, et al., 2004; García, et al., 1998; Melchiori y Barbagelata 2002; Calviño, et al., 2002); en estos casos los modelos consideran un conjunto de sitios dando cuenta de las variaciones entre ellos mediante el empleo del rendimiento relativo como variable respuesta. Por otra parte, son escasos los antecedentes donde se estudia la respuesta al agregado del nitrógeno por ambientes (Lopez de Sabando, et al., 2010; Zamora y Costa, 2010). La respuesta observada por Lopez de Sabando, et al., (2010) fue mayor en sitios de menor productividad. En coincidencia con esto, en 2009 LM y DA (sitios con menor productividad) presentaron mayor respuesta que LY. Sin embargo, en 2010 ambos sitios evaluados tuvieron respuesta similar.

Existen antecedentes de modelos generales de fertilización que sugieren la necesidad de ajustar los umbrales al nivel de productividad (Calviño, et al. 2000, Mistrorigo y Valentinuz, 2004) y solo una referencia de nuestro conocimiento donde se integran variables topográficas de sitio en modelos de respuesta a la fertilización (Esposito, et al., 2010). En esta experiencia, si bien no se determinan variables de sitio adicionales al N disponible para el diagnóstico de la fertilización, sí se consideran implícitamente al zonificar los lotes por potencial productivo diferente. En nuestro estudio el empleo de un modelo general en los distintos ambientes (sitios y años) evidencia falencias en el diagnóstico para el 25% de los casos. En la primera campaña en uno de tres sitios se determinó un umbral de respuesta superior (11%), mientras que en la segunda campaña en ambos sitios evaluados los umbrales fueron considerablemente superiores (33 y 63%) respecto al umbral propuesto para la región. Estos resultados a diferencia de lo planteado por Calviño, et al. (2000) en trigo y Mistrorigo y Valentinuz, (2004) en maíz, muestra que el incremento en el valor del umbral se relacionó directamente con RR en los testigos y la respuesta media del cultivo. No obstante, los resultados logrados no permiten predecir los cambios en la respuesta del cultivo y modificar los umbrales acorde a esto.

 

BIBLIOGRAFÍA