水肥耦合對(duì)荒漠區(qū)煤矸石山蜀葵和沙打旺水分利用效率的影響

胡杭麗,王進(jìn)鑫,2,馬 戌,萬(wàn)小楠,張龍廷,陳 印,項(xiàng) 通

(1.西北農(nóng)林科技大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，陜西 楊凌 712100；2.西北植物營(yíng)養(yǎng)與農(nóng)業(yè)環(huán)境重點(diǎn)試驗(yàn)室，陜西 楊凌 712100； 3.西北農(nóng)林科技大學(xué)水土保持研究所，陜西 楊凌 712100)

煤炭是我國(guó)重要的一次性能源，煤炭開(kāi)采在促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也給礦區(qū)周圍生態(tài)環(huán)境和生態(tài)安全帶來(lái)了威脅[1]。特別是在煤炭開(kāi)采過(guò)程中排放的煤矸石，是產(chǎn)量最高、占地最多的一種工業(yè)固體廢棄物[2]，其堆積不僅會(huì)占用大量土地、損毀原地貌和植被[3-4]，若自燃還會(huì)產(chǎn)生有害氣體，降水淋溶也會(huì)導(dǎo)致重金屬污染，從而嚴(yán)重破壞礦區(qū)及周邊生態(tài)環(huán)境[5]。眾多研究表明，植被恢復(fù)是改善采煤跡地生態(tài)環(huán)境、實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展的前提和重要手段[6]。

西北干旱荒漠區(qū)是我國(guó)重要的煤炭基地之一，近年來(lái)隨著能源需求的日益增長(zhǎng)，大量的煤矸石山等采煤跡地亟待恢復(fù)植被。然而由于地處干旱荒漠區(qū)，水資源匱乏，年平均降水量低，通常只有180～230 mm，難以滿足植物正常生長(zhǎng)對(duì)水分的需要，人工植被恢復(fù)初期必須進(jìn)行灌溉補(bǔ)水，才能確保植被定居、生長(zhǎng)。此外，西北干旱荒漠區(qū)采煤跡地多位于嚴(yán)重沙質(zhì)荒漠化區(qū)[7]，植被恢復(fù)還面臨著土壤養(yǎng)分貧瘠[8]，保水、保肥能力差等諸多問(wèn)題。

為了建設(shè)綠色礦山，盡快恢復(fù)西北干旱荒漠區(qū)煤矸石山植被，我們以西北地區(qū)多年生景觀生態(tài)型草本植物蜀葵(Althaearosea)和沙打旺(Astragalusadsurgens)為研究對(duì)象。前者花色鮮艷美觀，根系發(fā)達(dá)，適應(yīng)性強(qiáng)，繁殖系數(shù)高，耐寒、耐旱，特別是耐鹽堿，在含鹽0.6%、pH8.9的土壤中仍能正常生長(zhǎng)；后者抗逆性強(qiáng)，耐旱、耐寒、抗風(fēng)蝕和耐沙埋[9]。以葉片水分利用效率作為綜合評(píng)價(jià)干旱荒漠區(qū)植物生長(zhǎng)適宜程度的生理生態(tài)指標(biāo)[10-11]，對(duì)兩種典型草本植物的水肥耦合效應(yīng)進(jìn)行模擬研究，試圖闡明采煤跡地蜀葵和沙打旺葉片水分利用效率對(duì)水肥耦合的響應(yīng)規(guī)律，并通過(guò)模型尋優(yōu)得出最優(yōu)水肥搭配，旨在以最少的水分、養(yǎng)分投入，產(chǎn)出較多的干物質(zhì)[12]，即提高草本植物的水分利用效率，以達(dá)到生態(tài)效益最大化和植被恢復(fù)的目的，為西北干旱荒漠區(qū)煤矸石山植被恢復(fù)提供技術(shù)支撐。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)材料

試驗(yàn)土壤來(lái)自寧夏靈武市羊場(chǎng)灣煤礦排矸場(chǎng)取土場(chǎng)，由表層沙土和母質(zhì)3∶1混合而成，將土壤過(guò)0.5 cm篩作為盆栽基質(zhì)。經(jīng)測(cè)定土壤的容重為1.44 g·cm-3，田間持水量13.5%，土壤pH值8.54，含鹽量0.77 g·kg-1，有機(jī)質(zhì)2.4 g·kg-1，堿解氮9.14 mg·kg-1，有效磷4.92 mg·kg-1，速效鉀58.89 mg·kg-1，氮磷含量低于寧夏靈武天然草地[13]。與全國(guó)土壤養(yǎng)分含量分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)[14]比較，除速效鉀處于中等水平外，有效磷處于低水平，有機(jī)質(zhì)、堿解氮尚不到極低水平的一半，養(yǎng)分極度缺乏。

供試草本植物蜀葵(Althaearosea(Linn.) Cavan)和沙打旺(AstragalusadsurgensPall.)種子，從寧夏遠(yuǎn)聲綠陽(yáng)草業(yè)生態(tài)工程有限公司購(gòu)買，種子產(chǎn)自寧夏本地。氮肥和磷肥分別為尿素(含N 46%)和重過(guò)磷酸鈣(含P2O546%)。

1.2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

盆栽試驗(yàn)采用三因素五水平二次回歸通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)。根據(jù)試驗(yàn)土壤肥力狀況，靈武排矸場(chǎng)土壤速效鉀含量屬中等水平，基本能滿足蜀葵和沙打旺的正常生長(zhǎng)要求，因此試驗(yàn)設(shè)計(jì)時(shí)不考慮鉀肥。沙打旺屬豆科植物，具根瘤菌，可將空氣中的氮素轉(zhuǎn)化利用，但對(duì)磷肥的需求相對(duì)較高[15]。因此，蜀葵和沙打旺的設(shè)計(jì)施氮、磷量略有不同。通過(guò)查找資料和開(kāi)展預(yù)試驗(yàn)，土壤相對(duì)含水量下限確定為30%，以保證植物的正常存活。設(shè)計(jì)土壤相對(duì)含水量(Z1)、施氮量(Z2)和施磷量(Z3)3因素，各因素試驗(yàn)水平見(jiàn)表1。施氮量、磷量分別為純N和P2O5用量，實(shí)際化肥施用量需根據(jù)質(zhì)量百分比進(jìn)行換算。其中第j因素的上、下水平分別為Z2j、Z1j，根據(jù)二次回歸通用旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì)確定各因素的零水平Z0j和變化間距Δj：

表1 蜀葵和沙打旺三因素五水平編碼值Table 1 Three-factor and five-level coding values of Althaea rosea and Astragalus adsurgens

Z0j=0.5(Z1j+Z2j)

(1)

Δj=(Z2j-Z0j)/γ

(2)

土壤相對(duì)含水量(Z1)、施氮量(Z2)、施磷量(Z3)三因素的編碼值分別記為X1、X2、X3，根據(jù)(3)式進(jìn)行計(jì)算。

Xij=(Zij-Z0j)/Δj

(3)

試驗(yàn)于2019年3—8月在陜西省楊凌示范區(qū)西北農(nóng)林科技大學(xué)南校區(qū)的干旱實(shí)驗(yàn)大棚內(nèi)進(jìn)行。盆栽試驗(yàn)于2019年3月中旬開(kāi)始播種，植物長(zhǎng)出3片真葉(4月20日)時(shí)間苗，每盆保留10株長(zhǎng)勢(shì)一致的幼苗。從6月1日開(kāi)始，每天8∶00通過(guò)稱重法控制盆栽土壤相對(duì)含水量。N素總量的30%、40%、30%分別于5月19日、6月10日、6月24日采用水溶法施入土壤，P素總量的50%、50%分別于5月19日、6月10采用穴施法施入土壤。

1.3 測(cè)定指標(biāo)與方法

采用便攜式光合儀(CIRAS-3)分別于7月10日和8月1日8∶00—12∶00，選擇每個(gè)處理向陽(yáng)、健康且完全伸展的成熟葉片，每間隔1 h測(cè)定1次，每個(gè)處理測(cè)定8次，測(cè)定指標(biāo)為葉片凈光合速率(Pn)、蒸騰速率(Tr)。瞬時(shí)水分利用效率(WUE)為凈光合速率和蒸騰速率的比值，8組分別計(jì)算后再求平均值[16]，得到兩種植物不同處理的WUE。將植株挖出并清洗，殺青并烘干至重量維持不變，樣品冷卻至室溫后稱重，重復(fù)8次求平均值作為單株生物量。

1.4 數(shù)據(jù)處理

采用Excel 2010軟件對(duì)試驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，測(cè)定數(shù)據(jù)取算數(shù)平均值；采用DPS軟件建立水肥耦合回歸模型，進(jìn)行單因素效應(yīng)分析、交互效應(yīng)分析和模型尋優(yōu)；采用Design-Expert 8.0.6軟件繪制耦合效應(yīng)圖。

2 結(jié)果與分析

2.1 蜀葵和沙打旺水肥耦合回歸模型建立及檢驗(yàn)

根據(jù)表2，以水分利用效率(WUE)為因變量，X1、X2、X3為自變量，對(duì)兩種草本植物蜀葵和沙打旺進(jìn)行多元線性回歸分析。

表2 試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案與結(jié)果Table 2 Experiment design and results

WUE1=1.126-0.229X1+0.163X2-0.017X3+

0.044X1X3-0.066X2X3

(4)

WUE2=1.156+0.118X1+0.013X2-0.030X3-

0.044X1X3-0.009X2X3

(5)

式中,WUE1為蜀葵的水分利用效率，WUE2為沙打旺的水分利用效率，X1為土壤相對(duì)含水量的編碼值，X2為施氮量的編碼值，X3為施磷量的編碼值。

(4)式回歸顯著性檢驗(yàn)結(jié)果：F1=4.536F0.05(9,10)=3.02，回歸關(guān)系極顯著(P<0.01)。說(shuō)明建立的回歸模型具有代表性，可作為蜀葵的WUE預(yù)測(cè)模型。(5)式回歸顯著性檢驗(yàn)結(jié)果：F1=1.294F0.05(9,10)=3.02，回歸關(guān)系顯著(P<0.05)。說(shuō)明建立的回歸模型具有代表性，可作為沙打旺的WUE預(yù)測(cè)模型。

在α=0.10顯著水平下，剔除不顯著項(xiàng)后，得到簡(jiǎn)化后的回歸方程：

(6)

WUE2=1.156+0.118X1-0.111X1X2

(7)

2.2 蜀葵和沙打旺水肥耦合回歸模型主效應(yīng)分析

回歸模型的偏回歸系數(shù)已標(biāo)準(zhǔn)化，可以直接從一次項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值判斷各因素對(duì)目標(biāo)函數(shù)的影響大小。三因素對(duì)蜀葵的WUE的影響順序?yàn)閄1>X2>X3，即土壤相對(duì)含水量>施氮量>施磷量，說(shuō)明土壤相對(duì)含水量對(duì)蜀葵WUE影響最大，施氮量次之，施磷量影響程度最小。其中X2為正效應(yīng)，即施氮量增加促進(jìn)了蜀葵WUE提高；X1和X3為負(fù)效應(yīng)，即土壤相對(duì)含水量和施磷量增加阻礙了蜀葵WUE提高。三因素對(duì)沙打旺的WUE的影響順序?yàn)閄1>X3>X2，即土壤相對(duì)含水量>施磷量>施氮量，說(shuō)明土壤相對(duì)含水量對(duì)沙打旺WUE影響最大，施磷量次之，施氮量影響程度最小。其中X1和X2為正效應(yīng)，即土壤相對(duì)含水量和施氮量增加促進(jìn)了沙打旺WUE提高；X3為負(fù)效應(yīng)，即施磷量增加降低了沙打旺WUE。

2.3 蜀葵和沙打旺水肥耦合回歸模型單因素效應(yīng)分析

單因素效應(yīng)分析是將分析因素以外的因素固定為0水平，僅考慮單一因素對(duì)目標(biāo)函數(shù)的影響。根據(jù)單因素偏回歸方程，作單因素效應(yīng)函數(shù)圖(圖1)。蜀葵的偏回歸子模型中，土壤相對(duì)含水量和施磷量的二次項(xiàng)系數(shù)為正值，拋物線開(kāi)口向上；施氮量的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，開(kāi)口向下。沙打旺的偏回歸子模型中，土壤相對(duì)含水量的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)值，拋物線開(kāi)口向下；施氮量和施磷量的二次項(xiàng)系數(shù)為正值，開(kāi)口向上。

圖1 水分利用效率單因素效應(yīng)分析Fig.1 Single factor effects of water use efficiency

由圖1a可知：蜀葵的WUE隨土壤相對(duì)含水量的增加而減小[17-18]，說(shuō)明灌水量增多不能提高蜀葵的WUE。土壤相對(duì)含水量編碼值為-1.682時(shí)，最大WUE為1.713 μmol·mmol-1。施氮量編碼值由-1.682增加到0.967水平時(shí)，WUE從0.614 μmol·mmol-1增至1.205 μmol·mmol-1，之后WUE隨施氮量增加逐漸下降至1.161 μmol·mmol-1，說(shuō)明合適的施氮量能促進(jìn)蜀葵WUE的提升，過(guò)多或過(guò)少都不利于增加蜀葵的WUE。施磷量對(duì)蜀葵的水分利用效率幾乎無(wú)影響。

由圖1b可知：沙打旺的WUE隨土壤相對(duì)含水量的增加而增大，從0.932 μmol·mmol-1增加到1.328 μmol·mmol-1。沙打旺WUE在土壤相對(duì)含水量取最大值時(shí)出現(xiàn)最大值，可能土壤相對(duì)含水量設(shè)計(jì)上限偏低。施氮量編碼值由-1.682增至-0.424時(shí)，沙打旺的WUE稍有下降，最小值為1.164 μmol·mmol-1，之后WUE緩慢增加到1.222 μmol·mmol-1。施磷量水平由-1.682增至0.611時(shí)，沙打旺的WUE呈下降趨勢(shì)，最小值為1.147 μmol·mmol-1，之后沙打旺WUE不斷增大至1.175 μmol·mmol-1。

2.4 蜀葵和沙打旺水肥耦合回歸模型交互作用分析

三因素交互作用分析，是將某一因素固定為0水平，分析另外二因素耦合對(duì)因變量的影響。蜀葵交互作用的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果為：X1X2(土壤相對(duì)含水量×施氮量)>X2X3(施氮量×施磷量)>X1X3(土壤相對(duì)含水量×施磷量)，但交互效應(yīng)均不顯著(P>0.05)。

沙打旺葉片水分利用效率的三因素交互作用顯著性檢驗(yàn)結(jié)果為：X1X2(土壤相對(duì)含水量×施氮量)>X1X3(土壤相對(duì)含水量×施磷量)>X2X3(施氮量×施磷量)。其中只有X1X2對(duì)沙打旺的水分利用效率有顯著影響(P=0.0145<0.05)，X1X3和X2X3沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此這里僅分析X1X2(土壤相對(duì)含水量×施氮量)對(duì)沙打旺葉片水分利用效率的交互作用。

沙打旺土壤相對(duì)含水量和施氮量二因素耦合交互方程為：

(8)

由圖2可得，X1的編碼值臨界點(diǎn)為0，X2的編碼值臨界點(diǎn)為0.84。當(dāng)土壤相對(duì)含水量、施氮量小于臨界點(diǎn)，隨著二因素的增加，WUE增加，產(chǎn)生耦合協(xié)同效應(yīng)；大于臨界點(diǎn)時(shí)，WUE隨二因素的增加而降低，產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，說(shuō)明過(guò)量水肥不利于提高沙打旺WUE[19]。

注：X1是土壤相對(duì)含水量的編碼值，X2是施氮量的編碼值。Note: X1 is the coding value of soil relative water content, and X2 is the coding value of nitrogen application amount.圖2 土壤相對(duì)含水量與施氮量對(duì)沙打旺水分利用效率的耦合效應(yīng)Fig.2 Coupling effect of soil relative water content and nitrogen application amount on water use efficiency of Astragalus adsurgens

X1<0，X2>0.84時(shí)，固定土壤相對(duì)含水量，WUE隨施氮量增加而增加，說(shuō)明此時(shí)施氮量對(duì)WUE影響更大。X1>0，X2<0.84時(shí)，固定施氮量，沙打旺WUE隨土壤相對(duì)含水量增加而增加，這與單因素效應(yīng)分析結(jié)果一致，說(shuō)明此時(shí)土壤相對(duì)含水量是WUE主要影響因素。當(dāng)X1編碼值為1.682，X2編碼值為-1.682時(shí)，最大WUE為1.415 μmol·mmol-1。

2.5 蜀葵和沙打旺水肥耦合回歸模型尋優(yōu)

水分利用效率用于綜合評(píng)價(jià)植物生長(zhǎng)適宜程度，生物量是評(píng)價(jià)植物干物質(zhì)產(chǎn)出的重要指標(biāo)，綜合二者分析得出兩種植物的水肥優(yōu)化方案，既保證了植物的存活，也有利于植物的旺盛生長(zhǎng)。采用DPS數(shù)據(jù)處理系統(tǒng)進(jìn)行模型尋優(yōu)，三因素五水平共組成了35種(125種)方案。根據(jù)DPS數(shù)據(jù)處理軟件給出的95%上下限置信區(qū)間，由公式Zij=XijΔj+Z0j換算得到優(yōu)化方案(土壤相對(duì)含水量、施氮量、施磷量)的上下限，實(shí)際化肥施用量需根據(jù)化肥質(zhì)量百分?jǐn)?shù)進(jìn)行換算。

蜀葵WUE>1.12 μmol·mmol-1的組合有50個(gè)，蜀葵生物量>3.54 g·株-1的方案有43個(gè)。蜀葵的三因素優(yōu)化方案見(jiàn)表3和表4，可見(jiàn)水、氮、磷的施用范圍有重疊部分。三因素一致范圍內(nèi)，可認(rèn)為是水肥用量較低時(shí)水分利用效率較高，且干物質(zhì)產(chǎn)出較多的蜀葵優(yōu)化方案：土壤相對(duì)含水量37.6%～40.9%，施氮量153.1～178.5 kg·hm-2，施磷量89.4～120.4 kg·hm-2。

表3 蜀葵水分利用效率>1.12 μmol·mmol-1的優(yōu)化方案Table 3 Prioritization scheme of Althaea rosea with water use efficiency >1.12 μmol·mmol-1

表4 蜀葵生物量>3.54 g·株-1的優(yōu)化方案Table 4 Prioritization scheme of Althaea rosea with biomass >3.54 g·plant-1

沙打旺WUE>1.18 μmol·mmol-1的組合有40個(gè)，沙打旺生物量>3.17 g·株-1的方案有45個(gè)。沙打旺的三因素優(yōu)化方案見(jiàn)表5和表6，可見(jiàn)水、氮、磷的施用范圍有重疊部分。三因素一致范圍內(nèi)，可認(rèn)為是水肥用量較低時(shí)水分利用效率較高，且干物質(zhì)產(chǎn)出較多的沙打旺優(yōu)化方案：土壤相對(duì)含水量69.0%～70.6%，施氮量61.8～94.6 kg·hm-2，施磷量109.9～170.1 kg·hm-2。

表5 沙打旺水分利用效率>1.18 μmol·mmol-1的優(yōu)化方案Table 5 Prioritization scheme of Astragalus adsurgens with water use efficiency >1.18 μmol·mmol-1

表6 沙打旺生物量>3.17 g·株-1的優(yōu)化方案Table 6 Prioritization scheme of Astragalus adsurgenswith biomass >3.17 g·plant-1

3 討 論

水、氮、磷3因素對(duì)蜀葵WUE的影響順序?yàn)橥寥老鄬?duì)含水量>施氮量>施磷量，對(duì)沙打旺WUE的影響順序?yàn)橥寥老鄬?duì)含水量>施磷量>施氮量。灌水量、施肥量對(duì)兩種植物葉片WUE的影響程度是不同的，土壤相對(duì)含水量對(duì)兩種草本植物WUE的影響重要性大于施肥量，這與張新燕等[20]、于文穎等[21]得出的試驗(yàn)結(jié)果一致。

灌水量影響氣孔開(kāi)合程度，進(jìn)而影響光合過(guò)程和蒸騰過(guò)程[22-23]，因此植物的WUE出現(xiàn)變化。蜀葵的WUE隨土壤相對(duì)含水量的增加逐漸減小，可能是因?yàn)橥寥浪殖霈F(xiàn)虧缺時(shí)，氣孔開(kāi)度較低，由于光合作用對(duì)氣孔開(kāi)度的依賴性小于蒸騰作用[24]，所以土壤相對(duì)含水量較低時(shí)葉片WUE較高[25-26]，這與種培芳等[27]研究干旱脅迫對(duì)甘肅5種經(jīng)濟(jì)林木W(wǎng)UE影響時(shí)得到的結(jié)論一致。沙打旺WUE隨土壤相對(duì)含水量的增加而逐漸升高，可能是因?yàn)闅饪讓?dǎo)度隨土壤相對(duì)含水量的增加而逐漸下降[28]，WUE隨氣孔導(dǎo)度下降而增加；也可能是因?yàn)橥寥老鄬?duì)含水量增加，能被植物利用的水分增加，蒸騰強(qiáng)度增大[29]，植物WUE降低。邢英英等[30]研究得出，灌水影響了土壤中的水分和養(yǎng)分環(huán)境，一定范圍內(nèi)根系生長(zhǎng)和土壤水分表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，這與本文得出的結(jié)論一致。隨著土壤相對(duì)含水量的增加，沙打旺的WUE可能出現(xiàn)最大值后下降，即WUE隨土壤相對(duì)含水量增大先增大后減小，是否存在最大值尚需要進(jìn)一步開(kāi)展研究。施肥對(duì)植物WUE產(chǎn)生影響，可能是因?yàn)榉柿洗龠M(jìn)了植物根系的發(fā)育，影響了根系的吸水能力，也可能是因?yàn)閷?duì)郁閉度和土壤水分蒸發(fā)量產(chǎn)生了影響，還可能是影響了葉片水勢(shì)和土壤水勢(shì)[31]。

水肥是影響植物WUE的重要因素，“以肥調(diào)水”[32-33]、“以水促肥”對(duì)于提高草本植物WUE有十分重要的作用。水肥耦合效應(yīng)對(duì)植物可產(chǎn)生3種效應(yīng)，即協(xié)同效應(yīng)、疊加效應(yīng)和拮抗效應(yīng)。相比于只進(jìn)行水分管理或養(yǎng)分管理，水肥耦合效應(yīng)對(duì)WUE的促進(jìn)效果更好，本文得到的試驗(yàn)結(jié)果證明了這一點(diǎn)，馬戌等[34]也得出了類似的結(jié)論。分析沙打旺二因素交互效應(yīng)時(shí)得出的耦合影響順序，與Wang等[35]研究水、氮、磷兩兩因素耦合對(duì)茶樹(shù)干物質(zhì)的影響順序一致。當(dāng)水分虧缺時(shí)，可以通過(guò)增施氮肥提高WUE；氮肥不足時(shí)，可以通過(guò)增加灌水提高WUE，這充分驗(yàn)證了水肥作用的互補(bǔ)性，土壤水分(施氮量)的降低可用增施氮肥(提高土壤相對(duì)含水量)進(jìn)行補(bǔ)償[36]。根據(jù)水肥耦合協(xié)同互補(bǔ)效應(yīng)，施用氮肥和磷肥一定程度上彌補(bǔ)了蜀葵對(duì)水分的需要，即施用一定量的氮磷肥后可減少灌水；且進(jìn)行試驗(yàn)設(shè)計(jì)時(shí)已考慮土壤相對(duì)含水量下限可以保證植物的正常存活，蜀葵是耐旱植物，綜合兩方面考慮蜀葵的優(yōu)化方案是可行的。孫善文等[37]研究得出，干旱環(huán)境中植物水分利用效率提高可能是因?yàn)槿~片表面絨毛增加了邊界阻力和減少了水分蒸騰，同時(shí)提高了對(duì)土壤水的利用程度，充分解釋了蜀葵的耐旱性。

植物水分利用效率(WUE)的測(cè)定，因研究尺度不同而異[38]，可以分為葉片水平、個(gè)體水平和群體水平。植物個(gè)體WUE可用葉片瞬時(shí)WUE進(jìn)行估算，兩者在生理生態(tài)學(xué)意義上是一致的。葉片水平上的水分利用效率可以揭示植物內(nèi)在的耗水機(jī)制，為植被合理灌水與施肥提供依據(jù)，對(duì)干旱區(qū)植被恢復(fù)與保育有著十分重要的作用。本研究分析了水肥耦合對(duì)兩種植物葉片瞬時(shí)WUE的影響，接下來(lái)將繼續(xù)探究水肥耦合對(duì)植物個(gè)體和群體水平上WUE的影響。在盆栽試驗(yàn)結(jié)論的指導(dǎo)下，在西北煤矸石礦區(qū)進(jìn)行重復(fù)試驗(yàn)，進(jìn)一步完善水肥耦合優(yōu)化方案，指導(dǎo)生產(chǎn)實(shí)踐活動(dòng)。

4 結(jié) 論

1)土壤水分條件是影響蜀葵和沙打旺葉片水分利用效率的首要因素；施氮、施磷對(duì)葉片水分利用效率的影響程度因植物種類不同而異。

2)三因素對(duì)蜀葵葉片水分利用效率的影響順序：土壤相對(duì)含水量>施氮量>施磷量，因素間交互作用不顯著。蜀葵的水肥耦合優(yōu)化方案為土壤相對(duì)含水量37.6%～40.9%，施氮量153.1～178.5 kg·hm-2，施磷量89.4～120.4 kg·hm-2。

3)三因素對(duì)沙打旺葉片水分利用效率的影響順序：土壤相對(duì)含水量>施磷量>施氮量；二因素耦合對(duì)沙打旺水分利用效率的影響顯著，順序?yàn)樗?水磷>氮磷。沙打旺的水肥耦合優(yōu)化方案為土壤相對(duì)含水量69.0%～70.6%，施氮量61.8～94.6 kg·hm-2，施磷量109.9～170.1 kg·hm-2。