有機(jī)無機(jī)肥配施對川麥冬農(nóng)藝性狀、產(chǎn)量與品質(zhì)的影響

李思佳，楊正明，雷飛益，陳 雨，張亞琴，周 娟，劉志偉，鐘佳妮，陳興福*

（1.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)學(xué)院，四川 成都 611130；2.四川省食品藥品檢驗(yàn)檢測院，四川 成都 611731；3.三臺縣明志麥冬專業(yè)合作社，四川 綿陽 621102）

自2001年國家正式啟動“無公害食品計(jì)劃”以來，發(fā)展無公害農(nóng)業(yè)已成為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)主題［1］。目前，無公害種植多集中于蔬菜、水果等方面，在藥用植物領(lǐng)域鮮有研究。合理施肥是無公害藥材生產(chǎn)規(guī)程的重要環(huán)節(jié)，根據(jù)藥材種類及其生長習(xí)性，以有機(jī)肥為主，配合大中微量元素平衡使用，建立相應(yīng)的施肥技術(shù)，來達(dá)到減少肥料用量，提高藥材產(chǎn)量與品質(zhì)，緩解土壤污染等目的［2］。

有機(jī)肥是重要的營養(yǎng)源，不僅含有作物生長所需的氮磷鉀大量元素和鐵錳鋅銅等微量元素，還含有氨基酸、蛋白質(zhì)等有機(jī)養(yǎng)分。除此之外，還含有大量腐植酸、微生物活體等物質(zhì)，能夠改善土壤質(zhì)量，提高土壤肥力。有機(jī)肥與化肥的合理配施，能夠結(jié)合有機(jī)肥的持久性與化肥的速效性，為作物生長各階段提供所需養(yǎng)分，在川芎［3］、枸杞［4］等中藥材的增產(chǎn)提質(zhì)研究中效果顯著。

麥冬［Ophiopogon japonicus（L.f）Ker-Gawl.］為百合科沿階草屬植物，以干燥塊根入藥［5］，具有降血糖、抗腫瘤、抗炎等功效［6-11］。四川省三臺縣是川麥冬的道地產(chǎn)區(qū)，種植面積超過2 666.67 hm2，產(chǎn)量占全國麥冬類藥材的60%［12］，優(yōu)質(zhì)麥冬常常供不應(yīng)求。近年來，川麥冬生產(chǎn)區(qū)麥冬及其間（套）作物生產(chǎn)上，長期大量施用化肥，不施用有機(jī)肥，并且施肥中存在著重氮、輕磷、少鉀的現(xiàn)象。施肥比例的不協(xié)調(diào)導(dǎo)致當(dāng)?shù)赝寥乐械牧?、鉀含量缺乏，土壤酸化?yán)重、質(zhì)量下降［13］，是影響川麥冬增產(chǎn)提質(zhì)的原因之一。為獲得麥冬高產(chǎn)，種植戶大量使用多效唑，使用量普遍高于150kg/hm2，遠(yuǎn)超出川麥冬生產(chǎn)中多效唑45kg/hm2的安全使用量［14］。多效唑降解周期長，大量使用會在麥冬藥材及土壤中殘留，對藥材品質(zhì)、用藥安全和生態(tài)環(huán)境造成了風(fēng)險(xiǎn)。因此，為減少化肥施用量，確定合理施肥比例，在不使用多效唑的情況下實(shí)現(xiàn)高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)，探索一種合理的施肥模式十分必要。通過有機(jī)肥與化肥的合理配施，實(shí)現(xiàn)麥冬優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)，是解決麥冬生產(chǎn)上施肥不合理造成的面源污染嚴(yán)重，麥冬藥材產(chǎn)品與環(huán)境中多效唑安全風(fēng)險(xiǎn)最有效的途徑。本研究結(jié)合川麥冬生產(chǎn)的實(shí)際情況，在川麥冬道地產(chǎn)區(qū)進(jìn)行氮磷鉀和有機(jī)肥配施試驗(yàn)，研究不同施肥量對麥冬生物量、農(nóng)藝性狀和藥典規(guī)定指標(biāo)的影響，探討麥冬施肥的最佳方案，為徹底解決麥冬生產(chǎn)上多效唑問題提供理論依據(jù)，最終實(shí)現(xiàn)麥冬產(chǎn)業(yè)綠色可持續(xù)發(fā)展。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料與試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)材料為四川三臺縣人工栽種川麥冬［Ophiopogon japonicus（L.f）Ker-Gawl.］，試驗(yàn)于四川省三臺縣花園鎮(zhèn)鎮(zhèn)江村（104°56′E，31°16′N）進(jìn)行，該地屬亞熱帶季風(fēng)濕潤氣候，年平均氣溫16.5℃，年均降水量886 mm，無霜期270 d。試驗(yàn)地土壤pH值 7.15，堿解氮（N）153.24 mg/kg，有效磷（P）184.46 mg/kg，速效鉀（K）129.50 mg/kg，有機(jī)質(zhì)48.68 mg/kg。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

本研究設(shè)置4個(gè)因素:氮、磷、鉀與有機(jī)肥，采用二次回歸正交旋轉(zhuǎn)設(shè)計(jì)。試驗(yàn)中氮肥采用尿素（N 46%），磷肥用過磷酸鈣（P2O512%），鉀肥用硫酸鉀（K2O 45%），有機(jī)肥采用商品生物有機(jī)肥（N 2.2%、P2O52.7%、K2O 2.9%，有機(jī)質(zhì)≥60%）。氮、磷、鉀和有機(jī)肥配施試驗(yàn)設(shè)計(jì)編碼值見表1。田間施肥方案見表2。

表1 因素水平編碼表 （kg/hm2）

表2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)及實(shí)施方案表 （kg/hm2）

（續(xù)表）

1.3 田間管理

試驗(yàn)材料于2017年3月中旬選擇長勢相同的植株進(jìn)行分蘗繁殖，株行距10 cm，每小區(qū)為5.1 m2。分別于8、9和10月施總N、P2O5、K2O和有機(jī)肥的40%、30%和30%。施肥均為穴施。其余農(nóng)業(yè)措施與當(dāng)?shù)胤N植保持一致。

1.4 測定項(xiàng)目及方法

1.4.1 麥冬農(nóng)藝性狀的測定

試驗(yàn)材料于2018年3月25日進(jìn)行取樣，每小區(qū)按X形五點(diǎn)取樣法取10株完整麥冬。帶回實(shí)驗(yàn)室洗凈，測定其葉片數(shù)、葉片長、葉寬、分蘗數(shù)、根長、須根數(shù)、塊根數(shù)等性狀指標(biāo)。樣品置于105℃殺青15 min，60 ℃恒溫烘箱中烘干至恒重后，記錄其干重。

1.4.2 麥冬生物量的測定

試驗(yàn)材料于2018年3月25日進(jìn)行取樣，每小區(qū)按X形五點(diǎn)取樣法取50株完整麥冬。帶回實(shí)驗(yàn)室洗凈，剪下莖葉、須根和塊根，分別稱量鮮重。隨后于105℃殺青15 min，60℃恒溫烘箱烘干至恒重后，記錄其干重。

1.4.3 總灰分、水溶性浸出物和總皂苷的測定

總灰分、水溶性浸出物、總皂苷含量的測定參考《中國藥典》2015版一部中所規(guī)定方法［5］。

1.4.4 數(shù)據(jù)處理與分析

使用Excel 2013軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)的初步換算和處理，再使用DPS 7.05數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸模型的建立和分析，最后用Excel 2013軟件制圖。

川麥冬每公頃鮮、干產(chǎn)量（kg/hm2）=平均單株塊根鮮、干重×每公頃株數(shù)

2 結(jié)果與分析

2.1 數(shù)學(xué)模型的建立

使用DPS 7.05統(tǒng)計(jì)軟件對所得數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，分別得到葉片數(shù)（Y1）、葉長（Y2）、葉寬（Y3）、分蘗數(shù)（Y4）、莖葉鮮重（Y5）、莖葉干重（Y6）、根長（Y7）、須根數(shù)（Y8）、須根鮮重（Y9）、須根干重（Y10）、塊根數(shù)（Y11）、鮮產(chǎn)量（Y12）、干產(chǎn)量（Y13）、總皂苷（Y14）、總灰分（Y15）、水溶性浸出物（Y16）與 N（X1）、P2O5（X2）、K2O（X3）、有機(jī)肥（X4）的回歸模型。用F檢驗(yàn)法分別檢驗(yàn)方程各項(xiàng)回歸系數(shù)、方程總回歸系數(shù)和失擬度，得到方差分析表（表3）。

由表3可知，在顯著水平α=0.05下通過方差分析發(fā)現(xiàn)方程Y5、Y6、Y13、Y14、Y16的總回歸系數(shù)F2達(dá)到了顯著水平，方程Y12的總回歸系數(shù)F2達(dá)到極顯著水平，且方程Y5、Y6、Y12、Y13、Y14、Y16的失擬度未達(dá)到顯著水平，這說明方程Y5、Y6、Y12、Y13、Y14、Y16的模型成立，具有較好的預(yù)測性，可以進(jìn)行模型決策。剔除顯著水平0.05下不顯著的項(xiàng)后得到優(yōu)化的回歸方程Y5′、Y6′、Y12′、Y13′ 和Y14′、Y16′ 。

表3 方差分析表

2.2 有機(jī)無機(jī)肥配施對川麥冬農(nóng)藝性狀的影響

2.2.1 因子主效應(yīng)分析

根據(jù)表3中各項(xiàng)回歸系數(shù)的F值計(jì)算各因素對因變量的貢獻(xiàn)率，可分析回歸方程中各因素的重要性。使用以下公式計(jì)算貢獻(xiàn)率。

按以上公式，分別計(jì)算出各因素對川麥冬農(nóng)藝性狀的貢獻(xiàn)率（表4）。

表4 單因素貢獻(xiàn)率

由表4可知，各因素對川麥冬的農(nóng)藝性狀指標(biāo)影響存在差異。按照貢獻(xiàn)率從大到小進(jìn)行排序，得到各因素對葉片數(shù)、葉長的影響大小為N＞K2O＞P2O5＞有機(jī)肥；對葉寬的影響大小為P2O5＞N＞有機(jī)肥＞K2O；對分蘗數(shù)影響的大小為N＞P2O5＞K2O＞有機(jī)肥；對根長的影響大小為K2O＞有機(jī)肥＞N＞P2O5；對須根數(shù)的影響大小為K2O＞N、P2O5、有機(jī)肥；對塊根數(shù)的影響大小為N＞有機(jī)肥＞P2O5、K2O。結(jié)果表明N對麥冬地上部分生長的影響最大，K2O對麥冬地下部分生長的影響最大。

2.2.2 單因素效應(yīng)分析

使用降維法，將其他因子固定在零水平，可以得到各因素對川麥冬農(nóng)藝性狀的影響。在單因素項(xiàng)中，N對葉片數(shù)的影響達(dá)到極顯著水平。計(jì)算出N對葉片數(shù)的單因素效應(yīng)方程，并由此作出單因素圖（圖 1）。

由圖1可知，在本試驗(yàn)地區(qū)的地力條件下，川麥冬的葉片數(shù)隨著N施用水平加大而減少，且在2水平處達(dá)到最低值。說明施用高水平的N不利于川麥冬葉片數(shù)的增加。

圖1 單因素效應(yīng)

2.3 有機(jī)無機(jī)肥對川麥冬生物量的影響

2.3.1 因子主效應(yīng)分析

利用2.2.1中貢獻(xiàn)率的公式計(jì)算得到各因素對川麥冬生物量的貢獻(xiàn)率（表5）。

表5 單因素貢獻(xiàn)率

由表5可知，各因素對生物量的影響各有不同。按照貢獻(xiàn)率從大到小排序，各因素對莖葉鮮重的影響為N＞有機(jī)肥＞P2O5＞K2O；對莖葉干重的影響為K2O＞P2O5＞N＞有機(jī)肥；對須根鮮重的影響為K2O＞N＞P2O5、有機(jī)肥；對須根干重的影響為K2O＞P2O5＞有機(jī)肥＞N；對鮮產(chǎn)量的影響為K2O＞有機(jī)肥＞P2O5＞N；對干產(chǎn)量的影響為有機(jī)肥＞K2O＞N＞P2O5。說明有機(jī)肥和K2O對川麥冬生物量的積累影響最大。

2.3.2 單因素效應(yīng)分析

單因素項(xiàng)中，N對莖葉干重達(dá)到顯著影響，對莖葉鮮重和須根鮮重達(dá)到極顯著影響；K2O對川麥冬鮮產(chǎn)量達(dá)到顯著影響，使用降維法計(jì)算出N與莖葉鮮重、莖葉干重和須根鮮重，K2O與川麥冬鮮產(chǎn)量的單因素方程，由方程得到單因素效應(yīng)圖（圖 2）。

由圖2可知，各因素對川麥冬生物量的影響存在一定差異。在圖2A、2B中，川麥冬莖葉鮮重、須根鮮重隨N使用水平加大而降低，并在2水平處達(dá)到最低值。說明高水平N的使用不利于川麥冬莖葉鮮重與須根鮮重的積累。圖2C中，隨K2O施用水平加大，須根干重先下降，在1水平處達(dá)到最低值后開始上升。圖2D與川麥冬鮮產(chǎn)量隨K2O施用量增加而增加，并在2水平處達(dá)到最高值，為7 928.97kg/hm2。說明K2O對提高川麥冬鮮產(chǎn)量具有明顯的促進(jìn)作用。

圖2 生物量單因素效應(yīng)圖

2.3.3 互作效應(yīng)分析

在互作項(xiàng)中，P2O5-有機(jī)肥對莖葉干重的影響達(dá)到顯著；N -有機(jī)肥、K2O -有機(jī)肥對川麥冬鮮產(chǎn)量的影響分別達(dá)到顯著和極顯著水平；K2O -有機(jī)肥對川麥冬干產(chǎn)量的影響達(dá)到極顯著水平。通過降維法，可以得到P2O5-有機(jī)肥互作對莖葉干重的方程，N -有機(jī)肥互作和K2O -有機(jī)肥互作對川麥冬鮮產(chǎn)量的方程、K2O -有機(jī)肥互作對干產(chǎn)量的方程，作互作效應(yīng)圖（圖3）。

與單一肥料效應(yīng)相比，N、P2O5、K2O與有機(jī)肥之間并不是簡單地表現(xiàn)為加和效應(yīng)，同時(shí)還存在著正向互作效應(yīng)和負(fù)向互作效應(yīng)。由圖3A可知，當(dāng)P2O5使用量低于206.40kg/hm2時(shí)，莖葉干重隨有機(jī)肥使用量增加而增加，呈正向互作效應(yīng)；當(dāng)P2O5使用量高于206.40kg/hm2時(shí)，莖葉干重隨有機(jī)肥使用量增加而降低，呈負(fù)向互作效應(yīng)。

圖3B可知，當(dāng)K2O使用量低于576.45kg/hm2時(shí)，川麥冬干產(chǎn)量隨有機(jī)肥使用量加大而增加，呈正向互作效應(yīng)；K2O高于576.45kg/hm2時(shí)，川麥冬干產(chǎn)量隨有機(jī)肥使用量增加而降低，呈負(fù)向互作效應(yīng)，并在有機(jī)肥處于-2水平，K2O 2水平時(shí)達(dá)到極值，為3 769.94kg/hm2。

圖3C中，當(dāng)N處于-1水平及以下時(shí)，川麥冬鮮產(chǎn)量隨有機(jī)肥使用量加大而升高，并在有機(jī)肥為2水平，N為-2水平處達(dá)到最高鮮產(chǎn)量即9 832.41kg/hm2，呈正向互作效應(yīng)；當(dāng)N使用量高于-1水平時(shí)，川麥冬鮮產(chǎn)量隨有機(jī)肥使用量的加大呈下降趨勢，表現(xiàn)為負(fù)向互作效應(yīng)。

圖3D中，當(dāng)K2O使用量低于384.30kg/hm2時(shí)，川麥冬鮮產(chǎn)量隨有機(jī)肥使用量加大而增加，呈正向互作效應(yīng)；當(dāng)K2O使用量高于384.30kg/hm2時(shí)，有機(jī)肥使用量增加會導(dǎo)致川麥冬鮮產(chǎn)量降低。N -有機(jī)肥、P2O5-有機(jī)肥、K2O -有機(jī)肥互作在一定范圍內(nèi)對生物量有增加作用，但是過量時(shí)則會導(dǎo)致生物量下降。

圖3 互作效應(yīng)分析

2.4 有機(jī)無機(jī)肥配施對主要藥效成分含量的影響

2.4.1 因子主效應(yīng)分析

利用2.2.1中貢獻(xiàn)率的公式計(jì)算得到各因素對川麥冬品質(zhì)指標(biāo)的貢獻(xiàn)率（表6）

表6 單因素貢獻(xiàn)率

由表6可知，各因素對品質(zhì)成分的影響各有不同。按照貢獻(xiàn)率從大到小排序，各因素對總皂苷的影響為K2O＞N＞P2O5＞有機(jī)肥；對總灰分的影響不顯著；對水溶性浸出物的影響為N＞有機(jī)肥＞P2O5＞ K2O。

2.4.2 單因素效應(yīng)分析

單因素項(xiàng)中，P2O5對總皂苷含量達(dá)到顯著影響，K2O對總皂苷含量達(dá)到極顯著影響，使用降維法計(jì)算出P2O5和K2O與總皂苷含量的單因素方程，由方程得到單因素效應(yīng)圖（圖4）。

圖4 單因素效應(yīng)分析

由圖4可知，P2O5與K2O對總皂苷含量影響不同。隨著P2O5施用水平加大，總皂苷含量呈下降趨勢，隨著K2O施用水平加大，總皂苷含量呈上升趨勢。說明過量P2O5不利于總皂苷含量的積累，K2O能促進(jìn)麥冬中的總皂苷含量積累。

2.4.3 互作效應(yīng)分析

在互作項(xiàng)中，N-K2O互作對總皂苷含量的影響達(dá)到顯著；N-K2O、N-有機(jī)肥對川麥冬水溶性浸出物含量的影響達(dá)到顯著和極顯著水平；P2O5-有機(jī)肥對川麥冬水溶性浸出物含量的影響達(dá)到極顯著水平?；プ餍?yīng)見圖5。

由圖5A可知，當(dāng)N施用量小于0水平時(shí)，隨著K2O施用量增加，川麥冬中總皂苷含量呈下降趨勢；當(dāng)N施用量高于0水平時(shí)，隨著K2O施用量增加，川麥冬中總皂苷含量呈上升趨勢，并在N、K2O都為2水平時(shí)達(dá)到極值，為0.49%。

圖5 互作效應(yīng)分析

由圖5B可知，當(dāng)N施用量小于0水平時(shí)，隨著K2O施用量增加，川麥冬中水溶性浸出物含量呈上升趨勢；當(dāng)N施用量高于0水平時(shí)，隨著K2O施用量增加，川麥冬中水溶性浸出物含量呈下降趨勢，并在N為2水平、K2O為-2水平或N為-2水平、K2O為2水平時(shí)達(dá)到極值，為80.87%。

由圖5C可知，當(dāng)N施用量小于0水平時(shí)，隨著有機(jī)肥施用量的增加，川麥冬水溶性浸出物含量呈下降趨勢；當(dāng)N施用量高于0水平時(shí)，隨著有機(jī)肥施用量的增加，川麥冬中水溶性浸出物含量呈上升趨勢。

同理，圖5D中，在P2O5施用量小于0水平時(shí)，川麥冬中水溶性浸出物含量隨著有機(jī)肥施用量的增加而降低；而在P2O5施用量高于0水平時(shí)，川麥冬中水溶性浸出物含量隨著有機(jī)肥施用量的增加而上升。

2.5 川麥冬優(yōu)化配方分析

2.5.1 川麥冬產(chǎn)量優(yōu)化配方分析

考慮到當(dāng)?shù)厣a(chǎn)實(shí)際，以干產(chǎn)量作為產(chǎn)量優(yōu)化配方分析的對象。通過已建立的干產(chǎn)量的回歸模型可得到最高干產(chǎn)量下各因素的最適施用配方的理論值，結(jié)合到實(shí)際生產(chǎn)時(shí)存在土壤、氣候環(huán)境的差異影響，通過使用統(tǒng)計(jì)頻數(shù)法進(jìn)行分析可以得到一個(gè)合適的高產(chǎn)范圍。按照當(dāng)?shù)赝寥?、氣候條件可知，小區(qū)干產(chǎn)量高于3 000kg/hm2即為高產(chǎn)，在此使用統(tǒng)計(jì)頻數(shù)法計(jì)算出干產(chǎn)量高于3 000kg/hm2的最佳施肥量范圍（表7）。

由表7可知，N、P2O5分布頻率均勻，K2O和有機(jī)肥在最低水平和最高水平頻率最大。綜合以上的頻數(shù)分析，可以優(yōu)化出在95%的置信區(qū)間內(nèi)，川麥冬可達(dá)到3 000kg/hm2及以上的產(chǎn)量的最佳農(nóng)藝措施為N 652.83～819.16kg/hm2，P2O5183.07～ 229.72kg/hm2，K2O 331.07～ 437.53kg/hm2，商品有機(jī)肥2 067.60～2 732.40kg/hm2。

表7 干產(chǎn)量≥3 000kg/hm2的頻率分布及農(nóng)藝措施

2.5.2 川麥冬質(zhì)量優(yōu)化配方分析

考慮到總皂苷為川麥冬主要活性成分，以總皂苷含量作為質(zhì)量優(yōu)化配方分析的對象。通過已建立的總皂苷的回歸模型可得到最佳總皂苷各因素的最適施用配方的理論值，結(jié)合到實(shí)際生產(chǎn)時(shí)存在土壤、氣候環(huán)境的差異影響，通過使用統(tǒng)計(jì)頻數(shù)法進(jìn)行分析可得到一個(gè)合適的優(yōu)質(zhì)范圍。按照《中國藥典》［5］規(guī)定和當(dāng)?shù)厣a(chǎn)實(shí)際，在此使用統(tǒng)計(jì)頻數(shù)法計(jì)算出總皂苷含量高于0.40%的最佳施肥量范圍（表8）。

由表8可知，N、K2O和有機(jī)肥在最高水平頻率最大，P2O5在最低水平頻率最大。綜合以上的頻數(shù)分析，可以優(yōu)化出在95%的置信區(qū)間內(nèi)，川麥冬總皂苷含量達(dá)到0.40%及以上的最佳農(nóng)藝措施為N 676.75～994.70kg/hm2，P2O5153.67～206.30kg/hm2，K2O 467.31～568.76kg/hm2，商品有機(jī)肥2 191.20 ～ 2 800.80kg/hm2。

表8 總皂苷含量高于0.40%的頻率分布及農(nóng)藝措施

3 討論

3.1 有機(jī)無機(jī)配施對川麥冬農(nóng)藝性狀與生物量的影響

氮磷鉀作為植物生長三大必需元素，對其生長發(fā)育具有重要影響；有機(jī)肥作為速效養(yǎng)分與遲效養(yǎng)分、無機(jī)養(yǎng)分與有機(jī)養(yǎng)分兼容的儲備庫，能夠調(diào)控土壤養(yǎng)分釋放率，影響作物對氮磷鉀的吸收利用從而影響產(chǎn)量形成。單因素貢獻(xiàn)率結(jié)果表明氮肥主要影響川麥冬地上部分的生長；鉀肥和有機(jī)肥主要影響地下部分的生長；磷肥對川麥冬生長影響最小。川麥冬農(nóng)藝性狀與產(chǎn)量密切相關(guān)，其中莖葉鮮重、葉片數(shù)與產(chǎn)量呈極顯著正相關(guān)，生長前期通過促進(jìn)葉片發(fā)生、生長可提高產(chǎn)量［15-16］。本研究結(jié)果表明，麥冬莖葉鮮重、葉片數(shù)隨氮肥施用量增加呈下降趨勢，過量的氮肥不利于產(chǎn)量增加，這與李瓊芳等［17］研究結(jié)果一致。鉀肥對川麥冬地下部生長具有明顯的促進(jìn)作用，產(chǎn)量與施肥水平呈極顯著正相關(guān)，這與鉀肥對白花丹參［18］、甘薯［19］的產(chǎn)量影響結(jié)果相同，可能與鉀肥能增強(qiáng)植物光合作用，促進(jìn)根部干物質(zhì)積累有關(guān)。磷肥對川麥冬生長、產(chǎn)量與品質(zhì)無顯著影響，可能與磷易被土壤固定、移動性差導(dǎo)致當(dāng)季利用率降低有關(guān)［20］。本研究結(jié)果表明，有機(jī)肥與氮、磷、鉀都存在負(fù)向互作效應(yīng)，施用量同時(shí)加大不利于產(chǎn)量增加。有機(jī)肥與化肥必須適量施用，過量施用可能會影響根際微生物活性，降低作物對養(yǎng)分的吸收率［21］，導(dǎo)致減產(chǎn)。

目前，川麥冬生產(chǎn)上普遍依賴多效唑的施用以提高產(chǎn)量，且用量較大。然而，大量使用多效唑不僅不利于產(chǎn)量增加，還會在作物與土壤內(nèi)殘留、富集，對藥材與生態(tài)環(huán)境造成不安全性［22］。同時(shí)，對于噴施多效唑引起川麥冬塊根膨大，從而成為優(yōu)等品的做法也存在質(zhì)疑［23］。有機(jī)肥和化肥的合理配施可提高作物產(chǎn)量，利用二者配施的施肥模式可達(dá)到少用或不用多效唑而實(shí)現(xiàn)作物增產(chǎn)的效果。本研究在不使用多效唑的情況下，通過化肥與有機(jī)肥配施，川麥冬干產(chǎn)量可達(dá)到3 000kg/hm2，與多效唑和膨大素同時(shí)噴施的干產(chǎn)量3 772.35kg/hm2［24］以及當(dāng)?shù)刈罡吒僧a(chǎn)量3 651.83kg/hm2相比較，能夠保證麥冬生產(chǎn)的基本效益，說明有機(jī)肥與化肥配施能夠在不使用多效唑的情況下實(shí)現(xiàn)川麥冬的穩(wěn)產(chǎn)乃至高產(chǎn)。

3.2 有機(jī)無機(jī)肥配施對川麥冬品質(zhì)的影響

麥冬的水提物與皂苷具有抗炎、抗腫瘤、抗癌等多種藥效活性［25］，是川麥冬重要品質(zhì)指標(biāo)。本研究結(jié)果表明，鉀肥主要影響川麥冬中總皂苷含量，而氮肥主要影響川麥冬的水溶性浸出物含量。單因素分析結(jié)果表明施用鉀肥能顯著促進(jìn)川麥冬中總皂苷含量的積累，這與鉀肥對冬棗［26］、西瓜［27］的影響一致，其原因可能是鉀作為植物體內(nèi)多種酶的活化劑，能夠通過促進(jìn)光合產(chǎn)物形成與轉(zhuǎn)化，加快代謝產(chǎn)物的積累［28］從而提高藥材中藥效成分含量。除此之外，研究表明噴施多效唑會不同程度的降低川麥冬中總皂苷等成分含量［29］，影響川麥冬品質(zhì)。本研究通過有機(jī)無機(jī)肥配施能夠顯著提高川麥冬中總皂苷和水溶性浸出物含量，降低總灰分，在合理配施的措施下可使川麥冬中總皂苷含量高于0.40%，對川麥冬品質(zhì)提升具有明顯的促進(jìn)作用，同時(shí)還能夠避免多效唑殘留帶來的不安全性。除此之外，化肥與有機(jī)肥配施對改善土壤質(zhì)量也具有明顯優(yōu)勢，符合川麥冬無公害生產(chǎn)，有益于川麥冬產(chǎn)業(yè)綠色長久發(fā)展。

4 結(jié)論

本試驗(yàn)通過采用四元二次正交旋轉(zhuǎn)試驗(yàn)設(shè)計(jì)，得出了氮、磷、鉀與有機(jī)肥配施對川麥冬農(nóng)藝性狀、產(chǎn)量和品質(zhì)有顯著影響。其中N和K2O主要影響川麥冬地上部的生長，K2O和有機(jī)肥對川麥冬的增產(chǎn)作用最大，K2O和N主要影響川麥冬質(zhì)量。通過頻數(shù)分析法并進(jìn)行交集優(yōu)化之后得到了川麥冬無公害生產(chǎn)模式下高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)的最佳施肥方案為N 676.75～ 819.16kg/hm2，P2O5183.07～ 206.30kg/hm2，K2O 331.07 ～ 437.53kg/hm2或467.31～568.76kg/hm2，商品有機(jī)肥2 191.20～2 732.40kg/hm2。川麥冬生產(chǎn)上可根據(jù)市場需求、土壤狀況、產(chǎn)量要求和經(jīng)濟(jì)效益預(yù)期等，依據(jù)此配方進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整，實(shí)現(xiàn)川麥冬優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)高效種植。