水肥耦合對越冬基質栽培辣椒產量、品質和水分利用效率的影響

高子星 馬雪強 王君正 胡曉輝,2*

(1.西北農林科技大學 園藝學院/農業農村部西北設施園藝工程重點實驗室，陜西 楊凌 712100；2.農業農村部西北設施農業工程技術研究中心，陜西 楊凌 712100)

辣椒(CapsicumannuumL.)在我國設施內種植廣泛，也是延安地區主要設施蔬菜之一。延安地區設施土壤偏堿性[1]，農業水資源承載力處于中等偏低水平[2-3]，且種植模式單一，造成土壤質量逐年降低，這些問題嚴重阻礙了設施辣椒的可持續發展，影響了當地辣椒種植業的提檔升級。基質栽培使蔬菜作物擺脫了對土壤的依賴，避免了土傳病害、連作障礙和土壤堿化的威脅，能夠恢復地力，具有良好的保水保肥特性，使實現節水減肥和水肥精準管理的蔬菜栽培目標成為可能[4]。

水肥對作物生長發育和產量品質起著重要作用，也是限制我國旱地農業可持續發展的主要因子[5]。眾多學者就水肥對辣椒生長、產量及品質的影響開展了大量研究，但多集中于春茬栽培。研究發現不同水肥耦合處理對辣椒的光合作用有顯著影響，且中等施肥量有利于辣椒營養元素的吸收[6]；辣椒產量與水肥投入之間存在閾值[7]；將栽培介質含水量控制在適當范圍時可獲得較高的辣椒產量和水分利用效率[8]；較高的水肥用量可增加辣椒的株高、莖粗和葉面積指數但不利于產量的增加[9]；中等灌溉量和中等施肥量耦合處理可在節水省肥的基礎上獲得辣椒的高產并顯著提高果實綜合營養品質[10]。以上結果表明，要獲得較高的辣椒產量及品質，水肥用量要控制在合適范圍[11]。延安地區冬季晴天多太陽輻射充足，適合進行設施蔬菜越冬栽培，目前關于越冬蔬菜栽培的研究多為通過環境調控手段提高作物生長、產量和品質[12-14]，由于受到環境條件的限制，越冬栽培存在生長情況不佳且產量不高等問題。有研究發現，茬口對作物氮積累量和產量有著顯著的影響，且要達到與春茬相同的氮積累與產量，越冬茬需要投入更多肥料[15]。由于溫度變化規律以及光照時長不同，越冬茬果實干物質積累與分配也與春茬存在差異[16]。

目前關于越冬茬水肥利用規律的研究甚少，因此本研究通過設施基質栽培辣椒不同水肥耦合試驗，探索產量、水分利用率(WUE)和果實品質對水肥耦合的響應規律，結合主成分分析法和優劣解距離法(TOPSIS)對各處理進行全面評價，旨在篩選出適用于延安地區及相似生態區設施辣椒越冬基質栽培的兼顧果實品質、產量與水肥投入的水肥耦合方案，以期充分發揮基質栽培節水節肥的優勢并為實現辣椒高產優產提供理論依據。

1 材料與方法

1.1 試驗材料

延安市屬于暖溫帶半濕潤易旱氣候區，冬季雨雪稀少，明朗干冷；年日照2 418 h，日照百分率達55%。試驗于2019年9月—2020年1月在陜西延安安塞生態農業示范園(36°87.00′ N，109°32.00′ E，海拔1 009.23 m)下沉式日光溫室(長×寬×下沉深度為110 m×12 m×1 m)內進行。供試品種為牛角椒 ‘拉菲78-9’(以色列海澤拉優質種子公司，以色列)，采用基質袋培，基質袋尺寸大小為80 cm×20 cm×16 cm(長×寬×高)，基質容量為15 L/袋，每袋種植2株辣椒。栽培基質(購自廣州生升農業有限公司)理化性質為：速效氮486.40 mg/kg、速效磷248.30 mg/kg、速效鉀275.90 mg/kg，全氮11.70 mg/g、全磷9.91 mg/g、全鉀12.00 mg/g，pH 6.21，電導率(EC)為0.15 mS/cm。采用水肥一體化灌溉施肥系統供應水肥，灌溉和營養液供應流速為1 L/h。

1.2 試驗設計

設置灌溉量和營養液濃度2個因子。

灌溉量：設置3個水平，分別為基于基質相對含水量(體積)的40%～45%(W1)、55%～60%(W2)和70%～75%(W3)進行灌溉。每天上午8：00，使用手持基質水分測定儀(HH150，Delta-T Devices LTD，英國)測定基質相對含水量(精度0.1%)。根據測定結果進行灌溉，通過旋翼式水表(LXS-25mmC/E型，寧波埃美柯有限公司，精度0.1 m3)記錄灌溉量，試驗中W1、W2和W3的灌溉量分別為16.37、18.18和19.87 L/株。

營養液濃度：設置3個水平，分別為80%(F1)、100%(F2)和120%(F3)標準山崎辣椒營養液濃度，3 d澆灌1次營養液，每次澆灌500 mL。標準山崎辣椒營養液專用配方：354.00 mg/L Ca(NO3)2·4H2O，607.00 mg/L KNO3，96.00 mg/L NH4H2PO4，185.00 mg/L MgSO4·7H2O，25.00 mg/L Na2Fe-EDTA，2.13 mg/L H3BO3，2.86 mg/L MnSO4·4H2O，0.22 mg/L ZnSO4·7H2O，0.08 mg/L CuSO4·5H2O，0.02 mg/L(NH4)2MoO4·4H2O。

將灌溉量和營養液濃度2因子耦合，共9個耦合處理，采用隨機區組設計，每個處理重復3次，每個重復小區定植辣椒88株，其面積為23.06 m2。于2019年9月10日選取五葉一心、生長一致且健壯的辣椒苗定植于栽培袋中。定植株距為35 cm，大小行間隔種植，大行距為80 cm，小行距40 cm。定植后到門椒開花前灌溉量維持基質相對含水量的55%～60%，門椒開花時(10月3日)開始不同試驗處理，門椒成熟后每30 d進行1次采收，辣椒果實均在綠熟期進行采收和取樣，2020年1月25日第4次果實采收后結束試驗，其余栽培技術按常規管理。

1.3 測定項目及方法

1.3.1產量測定

在每個處理的每個重復小區隨機選取10株，每次采摘果實用電子天平(JE1002型，上海浦春計量儀器有限公司，精度0.001 g)稱量果實重量，并根據每公頃定植密度折算為公頃產量。

1.3.2水分利用效率

WUE=Y/ET

式中：WUE為水分利用效率，kg/m3；Y為產量，kg/hm2；ET為全生育期內每公頃作物耗水量，m3/hm2。

1.3.3果實品質測定

在第2次辣椒采收期，在各處理重復小區的相同位點，選取10個綠熟期的果實進行品質測定。單果重用電子天平(JE1002型，上海浦春計量儀器有限公司，精度0.001 g)測定,果實長度采用游標卡尺測定,選取果實中段用游標卡尺測定果皮厚度,果實亮度和綠色度采用色度計(CR-400，Konica Minolta公司，日本)測定,辣椒果實維生素C含量采用鉬藍比色法測定[17],可溶性蛋白含量采用考馬斯亮藍G-250染色法測定[17],游離氨基酸含量采用茚三酮顯色法測定[17],可溶性糖含量采用蒽酮比色法測定[17],還原糖含量采用3,5-二硝基水楊酸法測定[17],硝酸鹽含量采用水楊酸法測定[17],辣椒素含量采用高效液相色譜法(LC-30A，島津，日本)測定[18]。

1.4 數據處理及分析

采用 SPSS 23.0進行數據處理、主成分分析及試驗因子方差分析，Duncan法進行處理間多重顯著性比較(P<0.05)，運用Pearson相關系數進行相關性分析，參考胡曉輝等[10]的方法進行TOPSIS法綜合計算分析，用Microsoft Excel 2016作圖。

2 結果與分析

2.1 水肥耦合對越冬基質栽培辣椒產量的影響

不同處理對越冬基質栽培辣椒產量的影響和方差分析如圖1和表1所示。試驗因子灌溉量(W)、營養液濃度(F)及二者的耦合效應(W×F)均極顯著影響辣椒產量(P<0.01)。W2F2處理的辣椒產量最大(30 903.11 kg/hm2)，顯著高于除W1F2處理外其他各處理，是W3F1處理(最小處理)產量的1.9倍。80%(F1)和100%(F2)標準營養液濃度下，低灌溉量(W1)各處理與中灌溉量(W2)相比，辣椒產量并無顯著性差異，而高灌溉量下(W3)的辣椒產量顯著下降；120%(F3)標準營養液濃度下，產量未隨灌溉量增加而顯著增加，說明在越冬茬將基質含水量和施肥濃度保持在中低水平更有利于產量的提高。相同灌溉量水平下，辣椒產量隨營養液濃度增加先增加后降低，說明中營養液濃度有利于產量的提高。

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表1 各因子及其耦合對越冬基質栽培辣椒果實產量的方差分析(F值)

W1、W2和W3分別為按照基質相對含水量的40%～45%、55%～60%和70%～75%進行灌溉；F1、F2和F3分別為80%、100%和120%標準山崎辣椒營養液濃度。不同的小寫字母表示不同耦合處理之間的差異顯著(P<0.05)，下同。

2.2 水肥耦合對越冬基質栽培辣椒水分利用效率的影響

不同處理對越冬基質栽培辣椒WUE的影響和方差分析如圖2和表2所示。試驗因子W和F均對WUE產生極顯著的影響(P<0.01)，W×F對WUE影響顯著(P<0.05)。W1F2處理的WUE最高(36.50 kg/m3)，W2F2處理次之(35.42 kg/m3)，兩者無顯著性差異但均顯著高于其他各處理，W3F1處理最低(17.02 kg/m3)且顯著低于其他各處理；F1與F2標準營養液濃度下，W1與W2相比WUE無顯著性差異，但二者均顯著高于W3；F3標準營養液濃度下，W2與W1和W3處理間差異不顯著，但W1顯著高于W3，可見在越冬茬將基質含水量保持在中低水平更有利于提高WUE。相同灌溉量水平下，WUE隨營養液濃度的增加而先增加后降低，說明中營養液濃度更有利于提高WUE，而過高的營養液濃度不利于WUE的提高。

表2 水肥耦合對越冬基質栽培辣椒水分利用效率的方差分析(F值)

圖2 水肥耦合對越冬基質栽培辣椒水分利用效率的影響

2.3 水肥耦合對越冬基質栽培辣椒果實品質的影響

2.3.1水肥耦合對越冬辣椒果實商品品質的影響

如表4所示，試驗因子W極顯著(P<0.01)影響辣椒單果重和果實亮度，對其他指標無顯著性影響；F除對果長影響顯著(P<0.05)外，對其他指標影響均極顯著(P<0.01)；W×F僅對果皮亮度和綠色度產生顯著影響(P<0.05)。由表3可知，不同處理對辣椒果實的商品品質影響各異。W1水平下3種營養液濃度處理的辣椒果長、果皮厚度和綠色度無顯著差異，而亮度則隨營養液濃度增加顯著降低；W2水平下辣椒的單果重高于W1，且在F1和F3下達到顯著差異；F2水平下3種灌溉量處理間單果重和果皮厚度無顯著性差異。W2F2與W2F3處理下辣椒的果長和果皮厚度差異均不顯著，但二者果長顯著高于W2F1處理，果皮厚度則顯著低于W2F1處理；W3水平下3種營養液濃度處理的辣椒果長和亮度無顯著差異，而W3F2與W3F1處理辣椒的果皮厚度和綠色度差異不顯著，但二者的果皮厚度顯著高于W3F3處理，綠色度顯著低于W3F3處理。

表3 水肥耦合對越冬基質栽培辣椒果實商品品質的影響及方差分析(F值)

表4 水肥耦合對越冬基質栽培辣椒果實商品品質的方差分析(F值)

2.3.2水肥耦合對越冬袋培辣椒果實營養品質的影響

試驗因子W對維生素C、可溶性蛋白、游離氨基酸、還原糖、可溶性總糖和辣椒素含量影響極顯著(P<0.01)(表6)，對硝態氮含量影響顯著(P<0.05)；F對所有營養品質指標影響均極顯著(P<0.01)；W×F對除游離氨基酸、辣椒素和硝態氮外的營養品質指標均產生極顯著影響(P<0.01)。由表5可知，維生素C和可溶性蛋白含量在W1和W3水平下隨營養液濃度的增加而增加，在W2水平下則表現為先增加后降低；相同營養液濃度水平下，維生素C和游離氨基酸含量隨灌溉量的增加先增加后降低；W1和W2水平下，游離氨基酸含量隨灌溉量的增加而先增加后降低，W3水平下，游離氨基酸含量隨營養液濃度的增加而增加；相同灌溉量水平下，還原糖、可溶性總糖和辣椒素含量均隨營養液濃度的增加而先增加后降低，硝態氮含量隨營養液濃度的增加而增加。

2.3.3Pearson相關性分析

由表7可知，單果重與還原糖含量呈極顯著正相關，與果長、維生素C、游離氨基酸和可溶性總糖含量呈顯著正相關；果長與游離氨基酸含量呈極顯著正相關，與維生素C和可溶性總糖含量呈顯著正相關；果皮厚度與可溶性蛋白、游離氨基酸、還原糖和可溶性總糖含量呈極顯著負相關，與維生素C含量和硝態氮含量呈顯著負相關，即果皮越厚，可溶性蛋白、游離氨基酸、還原糖、可溶性總糖、硝態氮和維生素C的含量越低；果實亮度與還原糖含量呈極顯著負相關，與可溶性總糖和硝態氮含量呈顯著負相關；維生素C含量與游離氨基酸含量呈極顯著正相關，與還原糖和可溶性總糖含量呈顯著正相關；可溶性蛋白含量與可溶性總糖含量呈極顯著正相關，與游離氨基酸和還原糖和硝態氮含量呈顯著正相關。由此可見不同水肥耦合處理的辣椒品質指標間存在不同程度的相關性，表明12項指標間存在信息重疊，若進行綜合評價必須剔除評價指標間重復信息，避免結果出現偏差。

對單果重、果長、果皮厚度、亮度、綠色度、維生素C含量、可溶性蛋白含量、游離氨基酸含量、還原糖含量、可溶性總糖含量、辣椒素含量和硝態氮含量等12個評價指標進行主成分分析，尋求影響越冬茬基質栽培辣椒果實品質的關鍵指標，所得的相關矩陣的特征值和方差貢獻率見表8，經標準化后的因子負荷矩陣見表9。以特征值大于1的原則[19]提取3個主成分，累計方差貢獻率為90.72%，可代表原始數據的大部分信息。

由表8和表9可知，第1主成分包含了原始信息量的62.68%，其大小主要由游離氨基酸、還原糖和可溶性總糖決定，這些指標均為辣椒果實的營養成分，可命名為營養因子；第2主成分包含了原始信息量的14.09%，其大小主要由辣椒素決定，該指標影響辣椒的辛辣程度，可命名為辣度因子；第3主成分包含了原始信息量的13.95%，其大小主要由綠色度決定，可命名為色澤因子。

表8 主成分的特征值及方差貢獻率

表9 因子負荷矩陣

結合相關性分析(表7)和因子分析的結果，在營養因子中，3個代表指標顯著相關，可溶性總糖可更客觀反映辣椒果實的營養特性，可用作替代指標；辣椒素和綠色度分別用作辣度因子和色澤因子的替代指標。因此，將不同處理辣椒果實品質評價因子簡化為：可溶性總糖、辣椒素含量和綠色度。即用3項品質指標基本可以反映辣椒果實各方面的品質要求。

2.4 基于TOPSIS法的越冬基質栽培辣椒不同水肥耦合處理的綜合評價

將產量、水分利用效率及主成分分析確定的三個果實品質替代指標(可溶性總糖、辣椒素和綠色度)的實測值歸一化，利用TOPSIS法可得到各處理的貼合度Ci值(表10)，Ci值的大小可反映各處理綜合評價的優劣。如表10所示，各單一指標的實測量與所有處理貼合度的排序進行Spearman相關分析。結果表明：在灌溉量相同的水平下，Ci值隨營養液濃度的增加先增加后降低；F1和F2水平下，Ci值隨灌溉量的增加先增加后降低。W2F2的Ci值最高為0.71，W3F1的Ci值最低為0.28；Ci值排序前三位的處理為W2F2、W1F2和W3F2。除辣椒素和綠色度外，其他指標都與貼合度的排序呈顯著正相關，表明依據 TOPSIS法對辣椒水肥耦合方案進行綜合評價可信度高。

表10 基于TOPSIS法的各處理辣椒綜合評價及排序

3 討 論

水分和養分是設施內辣椒栽培獲得高產高品質的關鍵因素[20]，基質栽培中，水肥投入直接表現為基質含水量和供應的營養液濃度。適當的水分管理可提高作物的產量和水分利用效率，對于降低辣椒種植成本具有重要作用[21]。本研究發現，越冬栽培條件下，灌溉量和營養液濃度對產量和WUE均有顯著性影響，產量和WUE對灌溉量和營養液濃度存在閾值效應，即高灌溉量和高濃度營養液處理的辣椒產量均低于中灌溉量和中濃度營養液處理的產量，中等灌溉量中等水平營養液濃度耦合處理(W2F2)下可獲得最高產量和最大的WUE，這與胡曉輝等[10]在春茬栽培中所得的結果一致。說明不同茬口條件下，適量灌溉和施肥均可獲得辣椒的高產和高水分利用效率。高灌溉量和高濃度營養液條件下，產量不高可能與辣椒營養生長過度有關[6]。高營養液濃度條件下產量和WUE均低于中等營養液濃度，可能是高施肥降低了葉片光合速率[22]，進而導致作物蒸騰拉力降低，光合速率下降，并最終影響到生物量的積累與分配和對水分的吸收與利用。低灌溉量中營養液濃度耦合處理(W1F2)產量和WUE與W2F2處理并無顯著性差異，可能是辣椒生長期灌水量處于較低水平時增加施氮量能促進辣椒植株對水分的利用[23]，也可能與越冬栽培的環境因素有關。

蔬菜的營養品質與水、肥和介質等環境因素密切相關[11]。本研究發現灌溉量和營養液濃度顯著影響辣椒的各項果實品質，游離氨基酸、還原糖、可溶性總糖和維生素C含量等部分果實品質隨營養液濃度的增加出現“飽和效應”、隨灌溉量的增加出現“稀釋效應”，這與王鵬勃等[24]所得結論相同。而張智等[25]研究認為，較低施肥量可以提升草莓果實品質，說明不同栽培條件下不同作物果實品質對水肥響應的規律不同。本研究中，硝態氮含量在灌溉量一定的情況下隨營養液濃度的增加而增加，可能是基質中氮素供給能力逐漸增強引起硝酸根離子含量的增加[24]。W2F2處理果實中游離氨基酸處于較高水平，這與朱艷麗等[26]在番茄上的研究結果一致，可能是該條件下葉片保護酶活性較高，且丙二醛含量低，提高了植物自身的適應性。果實品質由多個指標組成，可代表果實的形狀、色澤、口感和營養等，各個指標具有一定的差異性和相關性。通過因子分析可以將指標降維，簡化指標因子，從而更加合理有效地評價果實品質[16]。主成分分析法在蔬菜作物的研究中有著廣泛的應用，顯示出其科學性和可靠性。Liu等[27]研究發現通過主成分分析所得的番茄果實品質中外觀品質與營養品質呈反比，該結論與本研究所得結論不同，可能與試驗設計和作物不同有關。吳澎等[16]發現可溶性總糖含量、出汁率、維生素 C含量、可食率和單果質量可作為評價甜櫻桃的關鍵指標，Wang等[28]則發現馬鈴薯的代表性指標為單株產量、還原糖含量和可溶性蛋白含量。本研究篩選出的關鍵性指標均與前人研究結果不同，說明對于不同栽培模式下的不同作物果實，確定與栽培環境和栽培模式相符的果實品質代表性指標更具有科學性和準確性。

多目標決策方法TOPSIS通過評估不同對象之間的相對相似度以及積極和消極的理想狀態來計算綜合效益[10]，為解決兼顧果實品質、產量與水肥投入的問題提供了一種解決方案[29]。為避免2種算法單獨使用存在的不足，保證結果的可靠性，本研究運用TOPSIS將主成分分析所得果實品質的代表性特征指標與產量和WUE進行綜合評價，確定最佳耦合處理為W2F2處理。本試驗中，W3F2處理與W2F2處理的產量和WUE并無顯著性差異，且綜合評價得分接近，在辣椒越冬栽培現有最佳灌溉量基礎上進一步降低灌溉量是否可實現生產效益的最大化，還需要進一步研究。

4 結 論

本研究得出，營養液濃度對辣椒果實商品品質、營養品質、產量及WUE均有顯著性影響，灌溉量對除果長、果皮厚度及綠色度外的果實品質指標、產量和WUE也產生顯著性影響；除單果重、果長、果皮厚度、游離氨基酸、辣椒素和硝態氮外，二者的耦合效應對其它果實品質指標也有顯著性影響。綜合評價表明，延安地區及相似生態區越冬袋培辣椒最佳水肥耦合方案為W2F2，即依據基質相對含水量55%～60%進行灌溉，按照每3天施用1次且每次單株供應量為500 mL澆灌100%劑量的山崎辣椒營養液。