有機無機肥配施對川麥冬農藝性狀、產量與品質的影響

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*

（1.四川農業大學農學院，四川 成都 611130；2.四川省食品藥品檢驗檢測院，四川 成都 611731；3.三臺縣明志麥冬專業合作社，四川 綿陽 621102）

自2001年國家正式啟動“無公害食品計劃”以來，發展無公害農業已成為現代農業技術主題［1］。目前，無公害種植多集中于蔬菜、水果等方面，在藥用植物領域鮮有研究。合理施肥是無公害藥材生產規程的重要環節，根據藥材種類及其生長習性，以有機肥為主，配合大中微量元素平衡使用，建立相應的施肥技術，來達到減少肥料用量，提高藥材產量與品質，緩解土壤污染等目的［2］。

有機肥是重要的營養源，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、蛋白質等有機養分。除此之外，還含有大量腐植酸、微生物活體等物質，能夠改善土壤質量，提高土壤肥力。有機肥與化肥的合理配施，能夠結合有機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分，在川芎［3］、枸杞［4］等中藥材的增產提質研究中效果顯著。

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區，種植面積超過2 666.67 hm2，產量占全國麥冬類藥材的60%［12］，優質麥冬常常供不應求。近年來，川麥冬生產區麥冬及其間（套）作物生產上，長期大量施用化肥，不施用有機肥，并且施肥中存在著重氮、輕磷、少鉀的現象。施肥比例的不協調導致當地土壤中的磷、鉀含量缺乏，土壤酸化嚴重、質量下降［13］，是影響川麥冬增產提質的原因之一。為獲得麥冬高產，種植戶大量使用多效唑，使用量普遍高于150kg/hm2，遠超出川麥冬生產中多效唑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、用藥安全和生態環境造成了風險。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現高產優質，探索一種合理的施肥模式十分必要。通過有機肥與化肥的合理配施，實現麥冬優質高產，是解決麥冬生產上施肥不合理造成的面源污染嚴重，麥冬藥材產品與環境中多效唑安全風險最有效的途徑。本研究結合川麥冬生產的實際情況，在川麥冬道地產區進行氮磷鉀和有機肥配施試驗，研究不同施肥量對麥冬生物量、農藝性狀和藥典規定指標的影響，探討麥冬施肥的最佳方案，為徹底解決麥冬生產上多效唑問題提供理論依據，最終實現麥冬產業綠色可持續發展。

1 材料與方法

1.1 試驗材料與試驗地概況

試驗材料為四川三臺縣人工栽種川麥冬［Ophiopogon japonicus（L.f）Ker-Gawl.］，試驗于四川省三臺縣花園鎮鎮江村（104°56′E，31°16′N）進行，該地屬亞熱帶季風濕潤氣候，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，有機質48.68 mg/kg。

1.2 試驗設計

本研究設置4個因素:氮、磷、鉀與有機肥，采用二次回歸正交旋轉設計。試驗中氮肥采用尿素（N 46%），磷肥用過磷酸鈣（P2O512%），鉀肥用硫酸鉀（K2O 45%），有機肥采用商品生物有機肥（N 2.2%、P2O52.7%、K2O 2.9%，有機質≥60%）。氮、磷、鉀和有機肥配施試驗設計編碼值見表1。田間施肥方案見表2。

表1 因素水平編碼表 （kg/hm2）

表2 試驗設計及實施方案表 （kg/hm2）

（續表）

1.3 田間管理

試驗材料于2017年3月中旬選擇長勢相同的植株進行分蘗繁殖，株行距10 cm，每小區為5.1 m2。分別于8、9和10月施總N、P2O5、K2O和有機肥的40%、30%和30%。施肥均為穴施。其余農業措施與當地種植保持一致。

1.4 測定項目及方法

1.4.1 麥冬農藝性狀的測定

試驗材料于2018年3月25日進行取樣，每小區按X形五點取樣法取10株完整麥冬。帶回實驗室洗凈，測定其葉片數、葉片長、葉寬、分蘗數、根長、須根數、塊根數等性狀指標。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

試驗材料于2018年3月25日進行取樣，每小區按X形五點取樣法取50株完整麥冬。帶回實驗室洗凈，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版一部中所規定方法［5］。

1.4.4 數據處理與分析

使用Excel 2013軟件進行數據的初步換算和處理，再使用DPS 7.05數據處理系統對數據進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、干產量（kg/hm2）=平均單株塊根鮮、干重×每公頃株數

2 結果與分析

2.1 數學模型的建立

使用DPS 7.05統計軟件對所得數據進行回歸分析，分別得到葉片數（Y1）、葉長（Y2）、葉寬（Y3）、分蘗數（Y4）、莖葉鮮重（Y5）、莖葉干重（Y6）、根長（Y7）、須根數（Y8）、須根鮮重（Y9）、須根干重（Y10）、塊根數（Y11）、鮮產量（Y12）、干產量（Y13）、總皂苷（Y14）、總灰分（Y15）、水溶性浸出物（Y16）與 N（X1）、P2O5（X2）、K2O（X3）、有機肥（X4）的回歸模型。用F檢驗法分別檢驗方程各項回歸系數、方程總回歸系數和失擬度，得到方差分析表（表3）。

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

表3 方差分析表

2.2 有機無機肥配施對川麥冬農藝性狀的影響

2.2.1 因子主效應分析

根據表3中各項回歸系數的F值計算各因素對因變量的貢獻率，可分析回歸方程中各因素的重要性。使用以下公式計算貢獻率。

按以上公式，分別計算出各因素對川麥冬農藝性狀的貢獻率（表4）。

表4 單因素貢獻率

由表4可知，各因素對川麥冬的農藝性狀指標影響存在差異。按照貢獻率從大到小進行排序，得到各因素對葉片數、葉長的影響大小為N＞K2O＞P2O5＞有機肥；對葉寬的影響大小為P2O5＞N＞有機肥＞K2O；對分蘗數影響的大小為N＞P2O5＞K2O＞有機肥；對根長的影響大小為K2O＞有機肥＞N＞P2O5；對須根數的影響大小為K2O＞N、P2O5、有機肥；對塊根數的影響大小為N＞有機肥＞P2O5、K2O。結果表明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藝性狀的影響。在單因素項中，N對葉片數的影響達到極顯著水平。計算出N對葉片數的單因素效應方程，并由此作出單因素圖（圖 1）。

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

圖1 單因素效應

2.3 有機無機肥對川麥冬生物量的影響

2.3.1 因子主效應分析

利用2.2.1中貢獻率的公式計算得到各因素對川麥冬生物量的貢獻率（表5）。

表5 單因素貢獻率

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

2.3.2 單因素效應分析

單因素項中，N對莖葉干重達到顯著影響，對莖葉鮮重和須根鮮重達到極顯著影響；K2O對川麥冬鮮產量達到顯著影響，使用降維法計算出N與莖葉鮮重、莖葉干重和須根鮮重，K2O與川麥冬鮮產量的單因素方程，由方程得到單因素效應圖（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水平處達到最低值后開始上升。圖2D與川麥冬鮮產量隨K2O施用量增加而增加，并在2水平處達到最高值，為7 928.97kg/hm2。說明K2O對提高川麥冬鮮產量具有明顯的促進作用。

圖2 生物量單因素效應圖

2.3.3 互作效應分析

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

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

圖3B可知，當K2O使用量低于576.45kg/hm2時，川麥冬干產量隨有機肥使用量加大而增加，呈正向互作效應；K2O高于576.45kg/hm2時，川麥冬干產量隨有機肥使用量增加而降低，呈負向互作效應，并在有機肥處于-2水平，K2O 2水平時達到極值，為3 769.94kg/hm2。

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

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

圖3 互作效應分析

2.4 有機無機肥配施對主要藥效成分含量的影響

2.4.1 因子主效應分析

利用2.2.1中貢獻率的公式計算得到各因素對川麥冬品質指標的貢獻率（表6）

表6 單因素貢獻率

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

2.4.2 單因素效應分析

單因素項中，P2O5對總皂苷含量達到顯著影響，K2O對總皂苷含量達到極顯著影響，使用降維法計算出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圖（圖4）。

圖4 單因素效應分析

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能促進麥冬中的總皂苷含量積累。

2.4.3 互作效應分析

在互作項中，N-K2O互作對總皂苷含量的影響達到顯著；N-K2O、N-有機肥對川麥冬水溶性浸出物含量的影響達到顯著和極顯著水平；P2O5-有機肥對川麥冬水溶性浸出物含量的影響達到極顯著水平。互作效應見圖5。

由圖5A可知，當N施用量小于0水平時，隨著K2O施用量增加，川麥冬中總皂苷含量呈下降趨勢；當N施用量高于0水平時，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水平時達到極值，為0.49%。

圖5 互作效應分析

由圖5B可知，當N施用量小于0水平時，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N施用量高于0水平時，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水平時達到極值，為80.87%。

由圖5C可知，當N施用量小于0水平時，隨著有機肥施用量的增加，川麥冬水溶性浸出物含量呈下降趨勢；當N施用量高于0水平時，隨著有機肥施用量的增加，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，川麥冬中水溶性浸出物含量隨著有機肥施用量的增加而降低；而在P2O5施用量高于0水平時，川麥冬中水溶性浸出物含量隨著有機肥施用量的增加而上升。

2.5 川麥冬優化配方分析

2.5.1 川麥冬產量優化配方分析

考慮到當地生產實際，以干產量作為產量優化配方分析的對象。通過已建立的干產量的回歸模型可得到最高干產量下各因素的最適施用配方的理論值，結合到實際生產時存在土壤、氣候環境的差異影響，通過使用統計頻數法進行分析可以得到一個合適的高產范圍。按照當地土壤、氣候條件可知，小區干產量高于3 000kg/hm2即為高產，在此使用統計頻數法計算出干產量高于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和有機肥在最低水平和最高水平頻率最大。綜合以上的頻數分析，可以優化出在95%的置信區間內，川麥冬可達到3 000kg/hm2及以上的產量的最佳農藝措施為N 652.83～819.16kg/hm2，P2O5183.07～ 229.72kg/hm2，K2O 331.07～ 437.53kg/hm2，商品有機肥2 067.60～2 732.40kg/hm2。

表7 干產量≥3 000kg/hm2的頻率分布及農藝措施

2.5.2 川麥冬質量優化配方分析

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量優化配方分析的對象。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，結合到實際生產時存在土壤、氣候環境的差異影響，通過使用統計頻數法進行分析可得到一個合適的優質范圍。按照《中國藥典》［5］規定和當地生產實際，在此使用統計頻數法計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。綜合以上的頻數分析，可以優化出在95%的置信區間內，川麥冬總皂苷含量達到0.40%及以上的最佳農藝措施為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%的頻率分布及農藝措施

3 討論

3.1 有機無機配施對川麥冬農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，對其生長發育具有重要影響；有機肥作為速效養分與遲效養分、無機養分與有機養分兼容的儲備庫，能夠調控土壤養分釋放率，影響作物對氮磷鉀的吸收利用從而影響產量形成。單因素貢獻率結果表明氮肥主要影響川麥冬地上部分的生長；鉀肥和有機肥主要影響地下部分的生長；磷肥對川麥冬生長影響最小。川麥冬農藝性狀與產量密切相關，其中莖葉鮮重、葉片數與產量呈極顯著正相關，生長前期通過促進葉片發生、生長可提高產量［15-16］。本研究結果表明，麥冬莖葉鮮重、葉片數隨氮肥施用量增加呈下降趨勢，過量的氮肥不利于產量增加，這與李瓊芳等［17］研究結果一致。鉀肥對川麥冬地下部生長具有明顯的促進作用，產量與施肥水平呈極顯著正相關，這與鉀肥對白花丹參［18］、甘薯［19］的產量影響結果相同，可能與鉀肥能增強植物光合作用，促進根部干物質積累有關。磷肥對川麥冬生長、產量與品質無顯著影響，可能與磷易被土壤固定、移動性差導致當季利用率降低有關［20］。本研究結果表明，有機肥與氮、磷、鉀都存在負向互作效應，施用量同時加大不利于產量增加。有機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，降低作物對養分的吸收率［21］，導致減產。

目前，川麥冬生產上普遍依賴多效唑的施用以提高產量，且用量較大。然而，大量使用多效唑不僅不利于產量增加，還會在作物與土壤內殘留、富集，對藥材與生態環境造成不安全性［22］。同時，對于噴施多效唑引起川麥冬塊根膨大，從而成為優等品的做法也存在質疑［23］。有機肥和化肥的合理配施可提高作物產量，利用二者配施的施肥模式可達到少用或不用多效唑而實現作物增產的效果。本研究在不使用多效唑的情況下，通過化肥與有機肥配施，川麥冬干產量可達到3 000kg/hm2，與多效唑和膨大素同時噴施的干產量3 772.35kg/hm2［24］以及當地最高干產量3 651.83kg/hm2相比較，能夠保證麥冬生產的基本效益，說明有機肥與化肥配施能夠在不使用多效唑的情況下實現川麥冬的穩產乃至高產。

3.2 有機無機肥配施對川麥冬品質的影響

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］，是川麥冬重要品質指標。本研究結果表明，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。單因素分析結果表明施用鉀肥能顯著促進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多種酶的活化劑，能夠通過促進光合產物形成與轉化，加快代謝產物的積累［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。本研究通過有機無機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%，對川麥冬品質提升具有明顯的促進作用，同時還能夠避免多效唑殘留帶來的不安全性。除此之外，化肥與有機肥配施對改善土壤質量也具有明顯優勢，符合川麥冬無公害生產，有益于川麥冬產業綠色長久發展。

4 結論

本試驗通過采用四元二次正交旋轉試驗設計，得出了氮、磷、鉀與有機肥配施對川麥冬農藝性狀、產量和品質有顯著影響。其中N和K2O主要影響川麥冬地上部的生長，K2O和有機肥對川麥冬的增產作用最大，K2O和N主要影響川麥冬質量。通過頻數分析法并進行交集優化之后得到了川麥冬無公害生產模式下高產優質的最佳施肥方案為N 676.75～ 819.16kg/hm2，P2O5183.07～ 206.30kg/hm2，K2O 331.07 ～ 437.53kg/hm2或467.31～568.76kg/hm2，商品有機肥2 191.20～2 732.40kg/hm2。川麥冬生產上可根據市場需求、土壤狀況、產量要求和經濟效益預期等，依據此配方進行適當調整，實現川麥冬優質高產高效種植。