摘要：［目的］豆科植物扁莖黃芪（Astragalus complanatus R. Br.）的干燥成熟種子沙苑子有豐富的藥用及營(yíng)養(yǎng)價(jià)值，其市場(chǎng)需求量逐年增長(zhǎng)、種植規(guī)模不斷擴(kuò)大，考察N、P、K 配方施肥對(duì)沙苑子產(chǎn)量和質(zhì)量的影響，可為沙苑子人工栽培合理施肥提供參考。［方法］在陜西省大荔縣開展大田試驗(yàn)，通過三因素二次D-飽和最優(yōu)設(shè)計(jì)對(duì)沙苑子進(jìn)行施肥試驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)不同小區(qū)的產(chǎn)量并以產(chǎn)量為指標(biāo)建立產(chǎn)量肥效方程，以水溶性浸出物、總黃酮、毛蕊異黃酮葡萄糖苷、沙苑子苷及芒柄花苷的含量為指標(biāo)測(cè)定不同施肥處理下沙苑子的質(zhì)量。采用熵權(quán)法結(jié)合灰色關(guān)聯(lián)-TOPSIS 法綜合評(píng)價(jià)沙苑子的質(zhì)量，以綜合評(píng)價(jià)結(jié)果為指標(biāo)建立質(zhì)量肥效方程。采用頻率分析法對(duì)產(chǎn)量及質(zhì)量肥效方程進(jìn)行優(yōu)化篩選，綜合二者的最佳施肥量交集得到沙苑子的推薦施肥量。［結(jié)果］不同施肥處理下沙苑子的產(chǎn)量增加9. 11%～61. 80%，其中F10（N3P3K1；N：135 kg·hm-2，P2O5：140 kg·hm-2，K2O：47. 84 kg·hm-2）對(duì)其產(chǎn)量促進(jìn)作用最為顯著。研究發(fā)現(xiàn)NPK 肥料對(duì)沙苑子產(chǎn)量的影響程度為：Pgt;Ngt;K。F7（N2P2；N：80. 50 kg·hm-2，P2O5：83. 48 kg·hm-2，K2O：0 kg·hm-2）處理下，沙苑子藥材品質(zhì)最佳。NPK 肥料對(duì)沙苑子質(zhì)量的影響程度為：Ngt;Pgt;K。綜合產(chǎn)量與質(zhì)量的最佳施肥量得到沙苑子種植時(shí)的推薦施肥量為N： 69. 19～87. 28 kg·hm-2，P2O5： 82. 43～103. 89 kg·hm-2，K2O： 0. 00～67. 68 kg·hm-2。［結(jié)論］不同施肥配比對(duì)種植沙苑子的產(chǎn)量與質(zhì)量具有不同程度的影響，適當(dāng)?shù)腘PK 肥配合施肥可明顯提高沙苑子的產(chǎn)量與質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：沙苑子； 三因素二次D-飽和最優(yōu)設(shè)計(jì)； 配方施肥； 質(zhì)量評(píng)價(jià)

中圖分類號(hào)：R931.2；S365 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1671-8151（2024）06-0068-10

沙苑子（Astragali Complanati Semen）是豆科植物扁莖黃芪（Astragalus complanatus R. Br.）的干燥成熟種子，味甘，性溫，歸肝、腎經(jīng)，具有補(bǔ)腎助陽(yáng)，固精縮尿，養(yǎng)肝明目等功效［1］。沙苑子具有豐富的藥用及營(yíng)養(yǎng)價(jià)值［2］，早在唐代民間便有以沙苑子代茶飲的習(xí)俗，其在陜西種植歷史悠久，古代主要產(chǎn)于陜西沙苑、潼關(guān)一帶［3］，還曾成為貢品，隨著社會(huì)的發(fā)展，其價(jià)值愈來愈受到人們的廣泛重視。藥理學(xué)研究成果顯示，沙苑子具備多方位的藥理作用［4-5］，能發(fā)揮保護(hù)肝臟、降血脂［6］、降血壓、抑制血小板聚集、抗炎作用［7］以及增強(qiáng)機(jī)體免疫功能等生物活性。因沙苑子功能廣泛且療效顯著，更兼其具有開發(fā)運(yùn)動(dòng)補(bǔ)劑等保健品及營(yíng)養(yǎng)藥膳的巨大潛力［8-9］，因此其市場(chǎng)需求量逐年增長(zhǎng)，種植規(guī)模也隨之不斷擴(kuò)大，現(xiàn)為大荔、潼關(guān)的著名特產(chǎn)道地藥材［10］。

目前中藥材可持續(xù)供應(yīng)和質(zhì)量穩(wěn)定性很大程度上取決于中藥材的規(guī)范化種植，如何同時(shí)提高栽培中藥材產(chǎn)量與質(zhì)量已成為研究熱點(diǎn)［11］。配方施肥是中藥材規(guī)范化種植中一個(gè)關(guān)鍵技術(shù)環(huán)節(jié)，藥用植物生長(zhǎng)過程中N、P、K 可直接參與植物生命活動(dòng)，通過參與化合物的合成與代謝，進(jìn)而影響次生代謝產(chǎn)物的形成與積累，影響到藥材有效成分的含量［12］。N、P、K 肥的合理施用可提高栽培藥材產(chǎn)量和有效成分含量，提升藥材商品規(guī)格［13］。

利用NPK 肥提高中藥材產(chǎn)量和有效成分含量的研究已在許多大宗藥材上取得了顯著成效［14-15］，但對(duì)沙苑子施肥的研究較少，對(duì)其NPK 配方施肥還未見報(bào)道。因此本研究通過沙苑子在其道地產(chǎn)區(qū)大荔縣的大田栽培試驗(yàn)，探究了不同施肥配比對(duì)沙苑子產(chǎn)量及質(zhì)量的影響，對(duì)不同施肥處理的沙苑子進(jìn)行質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)及質(zhì)量排序；同時(shí)以產(chǎn)量和質(zhì)量為指標(biāo)建立沙苑子NPK 配方施肥肥效方程，研究沙苑子最適宜的施肥方案，旨在為指導(dǎo)沙苑子的規(guī)范化施肥提供理論依據(jù)。

1 材料和方法

1. 1 試驗(yàn)地概況

試驗(yàn)在陜西省渭南市大荔縣趙渡鎮(zhèn)平民村試驗(yàn)基地（34°75 ′63 ″N，110°16 ′03 ″E）進(jìn)行，試驗(yàn)基地平均海拔約332 m，屬于暖溫帶大陸性季風(fēng)氣候類型，其年均氣溫為14. 4 ℃，降水量514 mm，全年無霜期約214 d。試驗(yàn)基地土壤為沙壤土，耕層土（0～20 cm）堿解N 含量為11. 87 mg·kg-1，速效K含量為80. 79 mg·kg-1，有效P含量為10. 94 mg·kg-1，全N含量為430 mg·kg-1，有機(jī)質(zhì)含量為9. 43 g·kg-1，pH值為8. 035。

1. 2 試驗(yàn)材料

大田試驗(yàn)選用大荔縣趙渡鎮(zhèn)一年生扁莖黃芪（Astragalus complanatus R. Br.）的干燥成熟種子，根據(jù)試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案于2023 年3 月28 日種植，于2023 年11 月24 日在趙渡試驗(yàn)區(qū)采集不同處理小區(qū)的供試樣品。

1. 3 試驗(yàn)設(shè)計(jì)

在趙渡試驗(yàn)田采用小區(qū)試驗(yàn)探討不同施肥處理對(duì)沙苑子產(chǎn)量及質(zhì)量的影響，依據(jù)試驗(yàn)地的實(shí)際面積，設(shè)計(jì)小區(qū)的規(guī)格為長(zhǎng)度5 m、寬度3 m，每3 個(gè)小區(qū)組成1 組處理單元，整個(gè)試驗(yàn)共計(jì)30 個(gè)此類小區(qū)，均采用平地條播方式種植。供試肥料N肥選用尿素，N 含量不低于46%；P 肥選用Ca（H2PO4）2 ?H2O，含P2O5 量不低于16%；K 肥選用K2SO4，含K2O 量不低于52%。

采用N、P、K 三因素二次D-飽和最優(yōu)設(shè)計(jì)［16］設(shè)置10 個(gè)不同肥料施用處理，每個(gè)處理重復(fù)3 次；由于未見有沙苑子配方施肥相關(guān)文獻(xiàn)報(bào)道，參考當(dāng)?shù)爻Ｒ?guī)施肥量施用NPK 三元復(fù)合肥（N∶P2O5∶K2O=1∶1∶1，N≥15%）約15～20 kg，以及同科屬植物且同樣收獲果實(shí)的豆科植物大豆的肥料施用量來確定所施肥料的最大量和最小量［17］，見表1；設(shè)計(jì)方案見表2；由表2 可計(jì)算出各小區(qū)的施肥量，見表3。計(jì)算得試驗(yàn)共需要尿素6. 005 kg，Ca（H2PO4）2 ?H2O 肥17. 904 kg，K2SO4 肥5. 312 kg。于2023 年11 月24 日收獲采樣，采樣方式為每小區(qū)隨機(jī)采取3 株。

1. 4 試驗(yàn)方法

1. 4. 1 水分含量的測(cè)定

取樣品2 g，精密稱定，開啟瓶蓋在105 °C 干燥5 h，將瓶蓋蓋好，移置干燥器中，放30 min，精密稱定，再在上述溫度干燥1 h，放冷，稱重，至連續(xù)2 次稱重的差異不超過5 mg 為止。根據(jù)減失的重量，計(jì)算樣品中含水量（%）［18］。

1. 4. 2 總灰分含量的測(cè)定

樣品粉碎后使之通過二號(hào)篩，精密稱定3 g，置熾灼至恒重坩堝中，稱定重量，緩緩熾熱至完全碳化時(shí)，逐漸升高溫度至500 ℃，完全灰化并至恒重。根據(jù)殘?jiān)亓?，?jì)算供試品中總灰分含量（%）［18］。

1. 4. 3 酸不溶性灰分含量的測(cè)定

根據(jù)1. 4. 2 所得的灰分，在坩堝中緩慢加入稀鹽酸約10 mL，用表面皿覆蓋坩堝，置水浴上加熱10 min，表面皿用熱水5 mL 沖洗，洗液并入坩堝，用無灰濾紙濾過，坩堝內(nèi)的殘?jiān)盟从跒V紙上，并洗滌至洗液不顯氯化物反應(yīng)為止。濾渣連同濾紙移置同一坩堝中，干燥，熾灼至恒重。根據(jù)殘?jiān)亓?，?jì)算供試品中酸不溶性灰分的含量（%）［18］。

1. 4. 4 千粒重的測(cè)定

采取“ 百粒法”測(cè)定沙苑子種子的千粒重［19］，將經(jīng)過凈度分析后的種子采用“四分法”隨機(jī)取樣8 份（每份100 粒），萬分之一天平稱重，計(jì)算8 份試樣的平均重量乘以10 即得沙苑子種子的千粒重。

1. 4. 5 產(chǎn)量的測(cè)定

小區(qū)內(nèi)沙苑子經(jīng)脫粒后晾干，再經(jīng)凈選后統(tǒng)計(jì)產(chǎn)量。

1. 4. 6 水溶性浸出物含量的測(cè)定

采用“熱浸法”測(cè)定沙苑子水溶性浸出物的含量［1］。樣品粉碎后使之能通過二號(hào)篩，精密稱定3 g，置100 mL 具塞錐形瓶中，精密加入水50 mL，塞緊，稱定重量，靜置1 h 后，連接回流冷凝管，加熱至沸騰，并保持微沸1 h。冷卻后，再次稱重并用水補(bǔ)足失重，搖勻后過濾。取濾液25 mL，放入已恒重的蒸發(fā)皿。水浴蒸干后，于105 ℃干燥3 h，冷卻30 min，精確稱重，據(jù)此重量與恒重蒸發(fā)皿重量之差計(jì)算樣品中水溶性浸出物的含量（%）。

1. 4. 7 總黃酮含量的測(cè)定

取沙苑子樣品（過三號(hào)篩）約0. 5 g，精密稱重，置具塞錐形瓶中，加入60% 乙醇25 mL，稱重并加熱回流1 h，冷卻，再次稱重，用60% 乙醇補(bǔ)足減失的重量，搖勻，過濾，即得待測(cè)溶液。精密量取待測(cè)溶液0. 5 mL 加入1 mL 1% 三氯化鋁，用60% 乙醇定容至10 mL，在270 nm 處檢測(cè)吸光度。

1. 4. 8 毛蕊異黃酮葡萄糖苷、沙苑子苷及芒柄花苷含量的測(cè)定

參考2020 版《中國(guó)藥典》沙苑子項(xiàng)下有效成分測(cè)定方法［18］，HPLC測(cè)定，Hypersil ods2 C18 色譜柱（4. 6 mm×250 mm，5 μm），檢測(cè)波長(zhǎng)266 nm，柱溫30 ℃，體積流量0. 8 mL·min-1，進(jìn)樣量20 μL；流動(dòng)相為乙腈∶0. 1% 磷酸水溶液（21∶79），等度洗脫。

取沙苑子樣品（過三號(hào)篩）約0. 5 g，精密稱重，置具塞錐形瓶中，加入60% 乙醇25 mL，稱重并加熱回流1 h，冷卻，再次稱重，用60% 乙醇補(bǔ)足減失的重量，搖勻，過濾，即得待測(cè)樣品溶液，進(jìn)行HPLC 測(cè)定。

1. 5 統(tǒng)計(jì)分析

采用Excel 2019 進(jìn)行數(shù)據(jù)整理與處理；運(yùn)用單因素方差分析（ANOVA）中的最小顯著性差異（LSD）法進(jìn)行顯著性差異分析；采用IBM SPSSStatistics 26 軟件進(jìn)行多項(xiàng)式回歸分析與頻率分析；采用Origin Pro 2019 軟件進(jìn)行圖形繪制。

2 結(jié)果與分析

2. 1 水分、總灰分及酸不溶性灰分含量

根據(jù)2020 版《中國(guó)藥典》沙苑子檢查項(xiàng)［18］，測(cè)定不同施肥處理沙苑子樣品中的水分、總灰分及酸不溶性灰分含量（表4）。沙苑子樣品水分范圍為7. 43%～8. 81%，總灰分含量范圍為3. 14%～3. 51%，酸不溶性灰分含量范圍為0. 13%～0. 38%，均符合2020 版《中國(guó)藥典》沙苑子水分不超過13. 00%、總灰分含量不超過5. 00%、酸不溶性灰分含量不超過2. 00% 的要求。

2. 2 不同施肥處理下沙苑子千粒重

測(cè)定不同施肥處理下沙苑子的千粒重，結(jié)果如圖1 所示?？梢?，不同的施肥處理組對(duì)沙苑子的千粒重?zé)o顯著性影響。

2. 3 不同施肥處理下沙苑子產(chǎn)量

統(tǒng)計(jì)不同施肥處理下沙苑子的產(chǎn)量如圖2 所示。可見不同施肥處理組對(duì)沙苑子產(chǎn)量具有一定程度的影響，對(duì)照組F1 產(chǎn)量低于其它肥料處理組，各施肥處理組的產(chǎn)量分別增加9. 11%～61. 80%，其中F10 處理顯著增加了沙苑子的產(chǎn)量，說明NPK 肥料均能提高種植沙苑子的產(chǎn)量。

單因素組中F3（P3）的產(chǎn)量較F2（N3）、F4（K3）更高，F(xiàn)2（N3）與F4（K3）無顯著性區(qū)別；二因素組中F7（N2P2）的產(chǎn)量較高；三因素組中F10（N3P3K1）的產(chǎn)量較F8（N1P3K3）、F9（N3P1K3）有顯著性提高；同時(shí)，對(duì)比各不同施肥處理發(fā)現(xiàn)F10（N3P3K1）對(duì)沙苑子的產(chǎn)量提高作用最為顯著。

2. 4 不同施肥處理下沙苑子水溶性浸出物

測(cè)定不同施肥處理下沙苑子的水溶性浸出物含量，如圖3 所示，不同施肥處理對(duì)沙苑子水溶性浸出物的含量影響顯著（Plt;0. 05），其中F7（N2P2）對(duì)沙苑子的水溶性浸出物含量提高作用最為顯著，其含量相較于未施肥對(duì)照組F1 增加5. 10%，其它處理的水溶性浸出物含量無顯著差異。

2. 5 不同施肥處理下沙苑子總黃酮含量

測(cè)定不同施肥處理下沙苑子的總黃酮含量，結(jié)果如圖4 所示?？梢?，不同施肥處理對(duì)沙苑子總黃酮的含量影響顯著（Plt;0. 05），其中F9（N3P1K3）對(duì)沙苑子總黃酮含量的提高作用最為明顯，F(xiàn)4（K3）相較于對(duì)照組F1 則顯著降低了總黃酮含量。

2. 6 不同施肥處理下沙苑子有效成分含量

不同施肥處理下沙苑子中毛蕊異黃酮葡萄糖苷、沙苑子苷及芒柄花苷含量如圖5 所示，毛蕊異黃酮葡萄糖苷含量范圍為0. 086 6%～0. 104 6%，沙苑子苷含量范圍為0. 037 8%～0. 047 9%，芒柄花苷含量范圍為0. 133 0%～0. 168 0%。

由圖5 可見，不同施肥處理下沙苑子有效成分含量具有顯著性差異（Plt;0. 05），其中F6（N2K2）毛蕊異黃酮葡萄糖苷、沙苑子苷及芒柄花苷含量均最高，F(xiàn)7（N2P2）次之，其它處理組無明顯差異。

2. 7 不同施肥處理下沙苑子綜合質(zhì)量評(píng)價(jià)

本試驗(yàn)共有10 個(gè)評(píng)價(jià)對(duì)象，5 個(gè)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)，利用熵權(quán)法結(jié)合灰色關(guān)聯(lián)-TOPSIS 法［20］對(duì)不同施肥處理的沙苑子進(jìn)行質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)分析。通過熵權(quán)法計(jì)算各指標(biāo)權(quán)重如表5 所示，質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)結(jié)果見表6。

試驗(yàn)結(jié)果表明，不同施肥處理下沙苑子整體質(zhì)量具有一定的差異，其中F7（N2P2）質(zhì)量最優(yōu)。單因素組中，F(xiàn)2（N3）排名靠前與F3（P3）、F4（K3）相同均能提高沙苑子的質(zhì)量；兩因素組中，F(xiàn)7（N2P2）與F6（N2K2）排名相近均能顯著提高沙苑子的質(zhì)量，而F5（P2K2）對(duì)沙苑子的質(zhì)量具有降低作用；三因素配施均能提高沙苑子的質(zhì)量，其中F8（N1P3K3）效果較為顯著。

2. 8 沙苑子產(chǎn)量肥效方程的建立

根據(jù)三因素二次D-飽和最優(yōu)設(shè)計(jì)方案產(chǎn)量效應(yīng)函數(shù)編碼表，通過多元回歸分析得到沙苑子產(chǎn)量與各因素之間的回歸方程為：

Y=829. 26+61. 03X1+82. 60X2－46. 20X3+72. 48X1X2－43. 44X1X3－77. 98X2X3+16. 41X12+19. 90X22－21. 63X32

該方程R2=0. 739，F(xiàn)=6. 29gt;F0. 01（9，20）=3. 32，P=0. 000lt;0. 01，方程的回歸擬合達(dá)到極顯著水平，表明該方程能反映沙苑子產(chǎn)量與NPK 施肥水平間的關(guān)系，故模型能夠預(yù)測(cè)沙苑子產(chǎn)量。

2. 8. 1 產(chǎn)量肥效方程主因素效應(yīng)分析

采用已經(jīng)過量綱化處理的N、P、K 編碼值建立產(chǎn)量回歸模型，偏回歸系數(shù)已經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化，因此該模型方程中的各一次項(xiàng)偏回歸系數(shù)的絕對(duì)值可以反映NPK 施肥水平對(duì)沙苑子產(chǎn)量的影響。

本試驗(yàn)產(chǎn)量肥效方程中N、P、K 一次項(xiàng)偏回歸系數(shù)絕對(duì)值分別為61. 03、82. 60、46. 20，說明N、P、K 施肥水平對(duì)沙苑子產(chǎn)量影響為Pgt;Ngt;K。

2. 8. 2 N、P、K 肥效方程產(chǎn)量尋優(yōu)

對(duì)有同等重要性的試驗(yàn)指標(biāo)，通過頻率出現(xiàn)高低可優(yōu)先排序，頻率高的因素水平可被優(yōu)先選擇，從而獲得最佳置信區(qū)間和配比方案［21］。將N、P、K 三因素下4 個(gè)編碼水平組合可得到64 個(gè)處理組，篩選出前20% 產(chǎn)量的編碼值組合，對(duì)這些組合進(jìn)行頻率分析，以對(duì)產(chǎn)量肥效方程進(jìn)行尋優(yōu)（表7）。沙苑子目標(biāo)產(chǎn)量為908. 53～1 227. 67 kg·hm-2時(shí)，95% 置信區(qū)間下，N 的優(yōu)化施肥量為69. 19～140. 45 kg·hm-2，P 的優(yōu)化施肥量為82. 43～148. 88 kg·hm-2 ，K 的優(yōu)化施肥量為0. 00～67. 68 kg·hm-2 。

2. 9 沙苑子質(zhì)量肥效方程的建立

以熵權(quán)法結(jié)合灰色關(guān)聯(lián)-TOPSIS 法得到的表示沙苑子質(zhì)量的綜合貼近度為指標(biāo)，根據(jù)三因素二次D-飽和最優(yōu)設(shè)計(jì)方案，通過多元回歸分析得到沙苑子質(zhì)量與各因素之間的回歸方程為：

Y=0. 618+0. 065X1－0. 053X2－0. 044X3－0. 024X1X2－0. 008X1X3－0. 086X2X3－0. 251X12－0. 005X22+0. 007X32

該方程R2=0. 809，F(xiàn)=9. 405gt;F0. 01（9，20）=3. 32，P=0. 000lt;0. 01，方程的回歸擬合達(dá)到極顯著水平，表明該方程能反映沙苑子質(zhì)量與NPK 施肥水平之間的關(guān)系。

2. 9. 1 質(zhì)量肥效方程主因素效應(yīng)分析

采用已經(jīng)過量綱化處理的N、P、K 編碼值建立質(zhì)量回歸模型，偏回歸系數(shù)已經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化，因此該模型方程中的各一次項(xiàng)偏回歸系數(shù)的絕對(duì)值可以反映NPK 施肥水平對(duì)沙苑子質(zhì)量的影響。

本試驗(yàn)質(zhì)量肥效方程中N、P、K 一次項(xiàng)偏回歸系數(shù)絕對(duì)值分別為0. 065、0. 053、0. 044，說明N、P、K 施肥水平對(duì)沙苑子質(zhì)量的影響為：Ngt;Pgt;K。

2. 9. 2 N、P、K 肥效方程質(zhì)量尋優(yōu)

與產(chǎn)量肥效方程類似，將N、P、K 三因素下的4 個(gè)編碼水平組合可得到64 個(gè)處理組，篩選出前20% 質(zhì)量的編碼值組合，對(duì)這些組合進(jìn)行頻率分析，以對(duì)質(zhì)量肥效方程尋優(yōu)（表8），95% 置信區(qū)間下，N 的優(yōu)化施肥量為58. 64～87. 28 kg·hm-2，P 的優(yōu)化施肥量為0. 62～103. 89 kg·hm-2，K 的優(yōu)化施肥量為0. 00～94. 92 kg·hm-2。

3 討論

藥用植物的生長(zhǎng)需要充足均衡的養(yǎng)分供給，施肥作為人為提供養(yǎng)分的主要措施，適度的N、P、K 施肥可以有效提高植物和土壤的養(yǎng)分含量，從而提高作物產(chǎn)量和品質(zhì)［22］；反之，施肥不足難以滿足植物生長(zhǎng)的養(yǎng)分需求，施肥過量易對(duì)植物造成肥害［23］。此外，過量施肥還會(huì)造成土壤酸化，導(dǎo)致土壤養(yǎng)分嚴(yán)重失衡，誘發(fā)植物養(yǎng)分失衡，最終影響產(chǎn)量和品質(zhì)［24］。實(shí)際生產(chǎn)中常因缺乏科學(xué)配比導(dǎo)致N、P、K比例失衡，影響植物對(duì)養(yǎng)分的吸收利用，降低產(chǎn)量和品質(zhì)，增加養(yǎng)分流失和環(huán)境污染的風(fēng)險(xiǎn)。因此，本研究通過三因素二次D-飽和最優(yōu)設(shè)計(jì)對(duì)沙苑子進(jìn)行施肥試驗(yàn)，考察N、P、K 配方施肥對(duì)沙苑子產(chǎn)量和質(zhì)量的影響，研究沙苑子最適宜的施肥方案。

3. 1 配方施肥對(duì)沙苑子產(chǎn)量的影響

NPK 作為對(duì)植物生長(zhǎng)發(fā)育至關(guān)重要的大量營(yíng)養(yǎng)元素，其合理的施用不僅能顯著促進(jìn)植物生長(zhǎng)，優(yōu)化土壤肥力狀況，而且還能直接或間接地提升植物產(chǎn)量［25］。本研究結(jié)果表明NPK 肥料均對(duì)沙苑子產(chǎn)量有促進(jìn)作用，產(chǎn)量增加9. 11%～61. 80%，F(xiàn)10（N3P3K1，N：135 kg·hm-2，P2O5：140 kg·hm-2，K2O：47. 84 kg·hm-2）對(duì)其產(chǎn)量作用最為顯著?？赡苁且?yàn)镹PK 肥的合理配施為沙苑子提供了平衡的養(yǎng)分供應(yīng)，對(duì)其植株生長(zhǎng)及產(chǎn)量均有顯著提升。

建立沙苑子產(chǎn)量肥效方程，研究發(fā)現(xiàn)NPK 肥料對(duì)沙苑子產(chǎn)量的影響程度為：Pgt;Ngt;K，說明N、P 是促進(jìn)沙苑子產(chǎn)量的主要元素。沙苑子作為種子類中藥材，花莢期養(yǎng)分的充分供給對(duì)其產(chǎn)量的提升具有重要作用，N 肥有利于減少花莢脫落，增加果實(shí)的生長(zhǎng)速度和大?。?6］；P 肥可以促進(jìn)植物的花芽分化，增加花蕾的數(shù)量和質(zhì)量，同時(shí)P 也參與調(diào)節(jié)植物的生長(zhǎng)激素合成和運(yùn)輸，對(duì)果實(shí)的發(fā)育和成熟具有重要影響［27］；因此沙苑子的生長(zhǎng)需要重施P 肥和N 肥，也要適當(dāng)補(bǔ)充K 肥。采用頻率分析法對(duì)沙苑子前20% 目標(biāo)產(chǎn)量進(jìn)行優(yōu)化篩選，得到在95% 置信區(qū)間下：當(dāng)沙苑子目標(biāo)產(chǎn)量在908. 53～1 227. 67 kg·hm-2 時(shí)，N 的優(yōu)化施肥量為69. 19～140. 45 kg·hm-2，P2O5 的優(yōu)化施肥量為82. 43～148. 88 kg·hm-2，K2O 的優(yōu)化施肥量為0. 00～67. 68 kg·hm-2。

3. 2 配方施肥對(duì)沙苑子質(zhì)量的影響

中藥材的內(nèi)在質(zhì)量關(guān)乎用藥安全和臨床療效，配方施肥可以顯著的改善中藥材的品質(zhì)［28-29］。測(cè)定不同施肥處理下沙苑子的5 個(gè)指標(biāo)性成分，發(fā)現(xiàn)配方施肥對(duì)沙苑子各指標(biāo)含量影響有顯著性差異。有學(xué)者探討了N、P、K 肥對(duì)植物生長(zhǎng)發(fā)育的促進(jìn)作用，發(fā)現(xiàn)NPK 肥能顯著促進(jìn)植物細(xì)胞分裂與生長(zhǎng)，增強(qiáng)植物生長(zhǎng)活力，同時(shí)有助于提高光合作用效率，進(jìn)而促使植物次生代謝產(chǎn)物積累顯著增加［30］。

采用熵權(quán)法結(jié)合灰色關(guān)聯(lián)-TOPSIS 法對(duì)不同施肥處理的沙苑子進(jìn)行質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)，在F7（N2P2，N：80. 50 kg·hm-2，P2O5：83. 48 kg·hm-2，K2O：0 kg·hm-2）處理下，沙苑子藥材品質(zhì)最佳，表明沙苑子質(zhì)量同樣受N、P 肥影響較大。以綜合貼近度作為質(zhì)量指標(biāo)建立沙苑子質(zhì)量肥效方程，本研究發(fā)現(xiàn)NPK 肥料對(duì)沙苑子質(zhì)量影響程度為：Ngt;Pgt;K，說明N、P 是提高沙苑子質(zhì)量的主要元素。采用頻率分析法對(duì)沙苑子質(zhì)量進(jìn)行優(yōu)化篩選，得到95% 置信區(qū)間下優(yōu)化施肥量N 為58. 64～87. 28 kg·hm-2，P2O5 為0. 62～103. 89 kg·hm-2，K2O為0. 00～94. 92 kg·hm-2。

中藥材的產(chǎn)量與品質(zhì)都十分重要，它們共同構(gòu)成了中藥材的價(jià)值核心；產(chǎn)量的穩(wěn)定保證了市場(chǎng)的供應(yīng)，而品質(zhì)的優(yōu)良則直接關(guān)系到藥材的療效與安全性［31］。因此在沙苑子的種植過程中，既要注重產(chǎn)量的提升，也要嚴(yán)格把控品質(zhì)。綜上所述，本試驗(yàn)探究和評(píng)價(jià)了合理配施NPK 肥對(duì)沙苑子產(chǎn)量和質(zhì)量的影響，為沙苑子示范化種植中的減肥增效、科學(xué)施肥提供了理論依據(jù)。

4 結(jié)論

不同施肥配比對(duì)種植沙苑子的產(chǎn)量與質(zhì)量具有不同程度的影響。在試驗(yàn)區(qū)內(nèi)施肥方案為N：135 kg·hm-2、P2O5：140 kg·hm-2、K2O：47. 84 kg·hm-2時(shí)對(duì)產(chǎn)量作用最為顯著；沙苑子產(chǎn)量肥效方程表明NPK 肥料對(duì)沙苑子產(chǎn)量的影響程度為：Pgt;Ngt;K，N 的優(yōu)化施肥量為69. 19～140. 45 kg·hm-2，P2O5的優(yōu)化施肥量為82. 43～148. 88 kg·hm-2，K2O的優(yōu)化施肥量為0. 00～67. 68 kg·hm-2。試驗(yàn)區(qū)內(nèi)施肥方案為N：80. 50 kg·hm-2、P2O5：83. 48 kg·hm-2、K2O：0 kg·hm-2時(shí)對(duì)質(zhì)量作用最為顯著；沙苑子質(zhì)量肥效方程表明NPK肥料對(duì)沙苑子產(chǎn)量的影響程度為：Ngt;Pgt;K，N的優(yōu)化施肥量為58. 64～87. 28 kg·hm-2，P2O5的優(yōu)化施肥量為0. 62～103. 89 kg·hm-2，K2O的優(yōu)化施肥量為0. 00～94. 92 kg·hm-2。

綜上所述，通過在陜西省渭南市大荔縣趙渡試驗(yàn)區(qū)沙壤土條件下的大田試驗(yàn)，綜合得到沙苑子種植時(shí)的推薦施肥量為N 的最佳施肥量為69. 19～87. 28 kg·hm-2，P2O5 的最佳施肥量為82. 43～103. 89 kg·hm-2，K2O 的最佳施肥量為0. 00～67. 68 kg·hm-2。

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（編輯：郭玥微）

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