鹽堿交互脅迫對(duì)生姜產(chǎn)量和品質(zhì)的影響及其數(shù)學(xué)模型的建立

徐 悅 曹逼力 陳子敬 徐 坤

（山東農(nóng)業(yè)大學(xué)園藝科學(xué)與工程學(xué)院，山東果蔬優(yōu)質(zhì)高效生產(chǎn)協(xié)同創(chuàng)新中心，農(nóng)業(yè)部黃淮地區(qū)園藝作物生物學(xué)與種質(zhì)創(chuàng)制重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，山東泰安 271018）

土壤鹽堿化是世界性生態(tài)問(wèn)題，據(jù)統(tǒng)計(jì)，全球有鹽堿地9.543 8 億hm2，約占陸地面積的7%（Metternicht &Zinck，2003），而我國(guó)土壤鹽漬化面積約占耕地面積的1/10，廣泛分布在華北、東北、西北內(nèi)陸地區(qū)以及長(zhǎng)江以北的沿海地帶（俞仁培和陳德明，1999）。土壤鹽分主要誘導(dǎo)滲透脅迫和離子毒害（Munns，2002），高濃度Na+可置換細(xì)胞膜系統(tǒng)所結(jié)合的Ca2+，使Na+/Ca2+增加，膜的通透性增大（Yang et al.，2007）；同時(shí)，植物體內(nèi)活性氧代謝系統(tǒng)的平衡受到影響，活性氧水平升高，而活性氧清除劑活性或含量降低（Shi &Wang，2005），膜脂過(guò)氧化或膜脂脫脂作用被啟動(dòng)，導(dǎo)致膜的完整性被破壞，差別透性喪失，電解質(zhì)及某些小分子有機(jī)物大量滲漏，細(xì)胞物質(zhì)交換平衡被破壞（余叔文和湯章誠(chéng)，1998）。較高pH 環(huán)境則會(huì)中和植物根系分泌的有機(jī)酸，導(dǎo)致土壤顆粒固結(jié)Ca、Mn、P、Fe 等元素，使植物難以吸收，嚴(yán)重時(shí)還會(huì)造成根系腐爛（Ibrahim，2016），這可能導(dǎo)致氧化應(yīng)激反應(yīng)，影響植物正常生理代謝（Shafi et al.，2009）。

生姜（Zingiber officinaleRosc.）為姜科多年生草本植物，起源于熱帶雨林地區(qū)，根系不發(fā)達(dá)，耐旱抗?jié)承阅懿睿矚g肥沃疏松的壤土或沙壤土。章淑蘭等（1983）研究表明，生姜在土壤pH 為5～7范圍內(nèi)的長(zhǎng)勢(shì)無(wú)顯著差異，但當(dāng)pH≥8 時(shí)，則植株矮小，分枝少，葉片黃，根莖發(fā)育不良，產(chǎn)量顯著降低，而目前可耕種的鹽堿土壤pH 多在7～8 之間。為了進(jìn)一步明確輕度鹽堿土pH 變化及鹽分對(duì)生姜的影響，本試驗(yàn)采用營(yíng)養(yǎng)液砂培方法研究pH與鹽交互脅迫對(duì)生姜產(chǎn)量和品質(zhì)的影響，旨在為合理利用鹽堿地，擴(kuò)大生姜種植區(qū)域提供理論依據(jù)和技術(shù)支撐。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

試驗(yàn)在2017 年預(yù)試驗(yàn)的基礎(chǔ)上，于2018 年在山東農(nóng)業(yè)大學(xué)園藝實(shí)驗(yàn)站進(jìn)行。供試生姜品種為山農(nóng)1 號(hào)，催芽后（4 月26 日）播種于直徑34 cm、高22 cm 的塑料盆內(nèi)進(jìn)行砂培，每盆2 株，播種后澆灌不同pH 及鹽水平的Hoagland 營(yíng)養(yǎng)液，直至收獲。營(yíng)養(yǎng)液pH 以NaOH 調(diào)節(jié)，鹽水平以等量Na+的NaCl 和Na2SO4調(diào)節(jié)。試驗(yàn)采用二次飽和D-最優(yōu)設(shè)計(jì)（表1），每處理45 盆，均分為3 組作為3次重復(fù)。

表1 試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案

1.2 試驗(yàn)方法

生姜收獲時(shí)（10 月23 日）測(cè)定單株產(chǎn)量，并測(cè)定不同處理生姜品質(zhì)指標(biāo)。可溶性蛋白含量采用考馬斯亮藍(lán)法測(cè)定（王月福 等，2002），可溶性糖、淀粉含量采用蒽酮比色法測(cè)定（趙世杰 等，1998），粗纖維含量采用酸-洗滌法測(cè)定（劉春生和楊守祥，1996），姜辣素含量采用超聲波輔助法測(cè)定（賴海濤 等，2017），揮發(fā)油含量采用超臨界二氧化碳萃取法測(cè)定（戰(zhàn)琨友 等，2009）。生姜品質(zhì)綜合評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)為：各品質(zhì)指標(biāo)均以最佳處理值為100 分，某處理該指標(biāo)測(cè)定值占最佳處理值的百分?jǐn)?shù)即為該處理的實(shí)際得分（纖維素以含量最少為最佳處理值，其占某處理該指標(biāo)測(cè)定值的百分?jǐn)?shù)即為該處理的實(shí)際得分），各處理所有品質(zhì)指標(biāo)得分權(quán)重值之和即為該處理的綜合得分，其中揮發(fā)油含量權(quán)重為0.3，姜辣素含量權(quán)重均為0.3，可溶性蛋白、可溶性糖、粗纖維和淀粉含量權(quán)重均為0.1。

1.3 數(shù)據(jù)處理

試驗(yàn)數(shù)據(jù)采用AMS 和Excel 軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 回歸模型的建立

以表1 不同處理營(yíng)養(yǎng)液pH 編碼值（X1）及鹽水平編碼值（X2）為自變量，以表2 相應(yīng)的生姜單株產(chǎn)量（Y1）為因變量，通過(guò)計(jì)算機(jī)模擬運(yùn)算，得出產(chǎn)量與pH 及鹽水平之間相關(guān)關(guān)系的數(shù)學(xué)模型。

Y1=270.32-89.46X1-166.86X2-73.22X12-53.36X22+28.80X1X2

對(duì)上述方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，F(xiàn)=496.78＞F0.01（5，12）=5.06，達(dá)極顯著水平，故此回歸方程成立。對(duì)各偏回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，F(xiàn)（X1）=168.65，F(xiàn)（X12）=26.64，F(xiàn)（X2）=586.70，F(xiàn)（X1，X2）=13.77，F(xiàn)（X22）=14.15，差異均達(dá)極顯著水平〔F0.01（1，12）=9.33〕。說(shuō)明兩個(gè)因子均對(duì)產(chǎn)量有顯著影響，且因子交互效應(yīng)顯著。

同理，可得到生姜綜合品質(zhì)（Y2）與pH 及鹽水平之間相關(guān)關(guān)系的數(shù)學(xué)模型：

Y2=87.58-5.56X1+1.33X2+3.84X12-17.12X22+2.17X1X2

對(duì)上述方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，F(xiàn)=378.93＞F0.01（5，12）=5.06，達(dá)極顯著水平，故此回歸方程成立。對(duì)各偏回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，F(xiàn)（X1）=195.47，F(xiàn)（X12）=23.56，F(xiàn)（X2）=11.21，F(xiàn)（X1，X2）=23.56，F(xiàn)（X22）=437.19，差異均達(dá)極顯著水平〔F0.01（1，12）=9.33〕。說(shuō)明兩個(gè)因子均對(duì)品質(zhì)有顯著影響，且因子交互效應(yīng)顯著。

2.2 模型主因子效應(yīng)分析

由于試驗(yàn)所建的回歸方程已經(jīng)過(guò)無(wú)量綱編碼代換，故直接比較各偏回歸系數(shù)絕對(duì)值的大小，可反映各因子的重要程度。從產(chǎn)量回歸模型的一次項(xiàng)可以看出，X2的偏回歸系數(shù)絕對(duì)值∣-166.86∣大于X1的偏回歸系數(shù)絕對(duì)值∣-89.46∣，說(shuō)明鹽水平對(duì)生姜產(chǎn)量的影響大于pH，且二者對(duì)產(chǎn)量的貢獻(xiàn)均為負(fù)效應(yīng)；而品質(zhì)回歸模型X1的偏回歸系數(shù)絕對(duì)值∣-5.56∣大于X2的偏回歸系數(shù)絕對(duì)值∣1.33∣，說(shuō)明pH 對(duì)生姜品質(zhì)的影響大于鹽水平，但其貢獻(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，而鹽水平則為正效應(yīng)。

表2 鹽堿交互脅迫對(duì)生姜產(chǎn)量和品質(zhì)的影響

2.3 模型單因子效應(yīng)分析

將回歸模型中兩個(gè)自變量編碼值中的一個(gè)固定在0 水平，可以得到另一個(gè)自變量與目標(biāo)函數(shù)的關(guān)系，即單因子效應(yīng)方程。由產(chǎn)量效應(yīng)方程可得以下兩個(gè)方程：

Y11=270.32-89.46X1-73.23X12

Y12=270.32-166.86X2-53.36X22

由品質(zhì)效應(yīng)方程可得以下兩個(gè)方程：

Y21=87.58-5.56X1+3.84X12

Y22=87.58+1.33X2-17.12X22

將單因子效應(yīng)方程繪制成圖1，可以看出，在本試驗(yàn)范圍內(nèi)，生姜單株產(chǎn)量隨鹽含量的增加呈持續(xù)降低趨勢(shì)；當(dāng)pH 為7.00～7.70 時(shí)，產(chǎn)量無(wú)顯著變化，當(dāng)pH＞7.70 時(shí)，產(chǎn)量則隨pH 升高快速降低。生姜品質(zhì)的變化與產(chǎn)量不同，鹽含量在0～77.91 mmol·L-1范圍內(nèi)，生姜品質(zhì)隨鹽含量的增加而升高，達(dá)到77.91 mmol·L-1后，則隨鹽含量的增加而降低；而生姜品質(zhì)則隨pH 升高呈緩慢降低的趨勢(shì)。

圖1 模型單因子效應(yīng)分析

2.4 模型因子邊際效應(yīng)分析

對(duì)各單因子效應(yīng)方程求自變量的導(dǎo)數(shù)，即得該變量因子的邊際效應(yīng)方程：

其中方程①和②分別為pH 和鹽水平對(duì)產(chǎn)量的邊際效應(yīng)方程；方程③和④分別為pH 和鹽水平對(duì)品質(zhì)的邊際效應(yīng)方程。可以看出，方程①的斜率絕對(duì)值大于方程②，說(shuō)明pH 變化對(duì)產(chǎn)量的影響大于鹽水平；同理方程④的斜率絕對(duì)值大于方程③，說(shuō)明鹽水平變化對(duì)品質(zhì)的影響大于pH。

2.5 模型因子交互效應(yīng)分析

本試驗(yàn)確定的回歸模型存在互作項(xiàng)，且其偏回歸系數(shù)顯著，說(shuō)明在pH 與鹽交互作用條件下，生姜產(chǎn)量和品質(zhì)的變化不單純是各因子單獨(dú)效應(yīng)的線性累加，還存在著配合效應(yīng)，即因子交互效應(yīng)。

從表3、4 可以看出，在X1取編碼值-1.000 0～-0.131 5，X2取-1.000 0 時(shí)，生姜單株產(chǎn)量較高，達(dá)398.10～428.87 g，超出此范圍，則產(chǎn)量顯著降低。生姜品質(zhì)的最優(yōu)交互區(qū)域?yàn)閄1取-1.000 0，X2取-0.131 5～0.394 5，品質(zhì)可達(dá)90分以上，超出這一范圍，則品質(zhì)均表現(xiàn)下降。

表3 X1和X2對(duì)產(chǎn)量Y1的交互效應(yīng)值

表4 X1和X2對(duì)品質(zhì)Y2的交互效應(yīng)值

3 討論與結(jié)論

鹽堿土通過(guò)離子脅迫、水分脅迫、高pH 脅迫抑制植物的生長(zhǎng)和發(fā)育，進(jìn)而影響作物的產(chǎn)量和品質(zhì)（位杰 等，2015）。研究表明，隨著土壤NaCl濃度的增加，小麥籽粒產(chǎn)量下降，籽粒中Na+、氨基酸、麥谷蛋白亞基含量增加（Zhang et al.，2016）；適度的鹽堿脅迫可以促進(jìn)番茄果實(shí)可溶性糖、有機(jī)酸的積累，增加固形物含量（Jan et al.，2014）。黃立華等（2007）研究也證實(shí)，一定濃度的鹽處理可以調(diào)節(jié)番茄的風(fēng)味、色澤和可溶性物質(zhì)含量，有利于提高番茄果實(shí)糖酸比。陳映彤等（2017）研究表明，較低濃度的鹽堿脅迫可以提高甜瓜果實(shí)可溶性固形物、可溶性糖含量，降低總酸含量。本試驗(yàn)結(jié)果表明，鹽堿脅迫對(duì)生姜產(chǎn)量和品質(zhì)均有顯著影響，且二者之間存在顯著的交互效應(yīng)，但以鹽水平對(duì)生姜產(chǎn)量的影響較大，表現(xiàn)為隨鹽含量的升高，生姜產(chǎn)量持續(xù)降低；而pH在7.00～7.70 之間時(shí)，生姜產(chǎn)量變化不顯著，當(dāng)pH＞7.70 時(shí)，生姜產(chǎn)量隨pH 升高呈快速下降趨勢(shì)。對(duì)生姜品質(zhì)而言，pH 的影響大于鹽水平，表現(xiàn)為隨pH 的升高，生姜品質(zhì)呈緩慢降低的趨勢(shì)，而鹽含量在低于77.91 mmol·L-1時(shí)，生姜品質(zhì)隨鹽含量的增加而升高，達(dá)到77.91 mmol·L-1后，生姜品質(zhì)則隨鹽含量的增加而降低。可見，輕度鹽脅迫即可降低生姜產(chǎn)量，但其對(duì)堿的適應(yīng)能力可達(dá)pH 7.7。