雷飛益,楊正明,張亞琴,陳 雨,李思佳,竇明明,石 峰,陳興福
(四川農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)學(xué)院/農(nóng)業(yè)部西南作物生理生態(tài)與耕作重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,成都 611130)
藥材麥冬為百合科沿階草屬植物麥冬Ophiopogon japonicus(Thunb.) Ker-Gawl.的干燥塊根,其作為藥材始載于《本經(jīng)》,距今有上千年歷史。麥冬具有養(yǎng)陰生津、潤(rùn)肺清心的功效[1],是沙參麥冬湯、增液湯、生脈散等的主要原料,現(xiàn)代藥理學(xué)研究表明其具有保護(hù)心血管、抗炎、抗癌及抗氧化等的活性[2-4]。川麥冬在全國(guó)麥冬市場(chǎng)的份額較大,也出口日本、韓國(guó)等國(guó)家。隨著市場(chǎng)需求的增加,川麥冬的種植規(guī)模隨之增加,目前三臺(tái)縣麥冬種植面積超過(guò)2700 hm2[5]。
多效唑是一種三唑類植物生長(zhǎng)延緩劑,可以使葉色加深、葉綠素含量增多,進(jìn)而增強(qiáng)光合作用,同時(shí)還可調(diào)節(jié)地上部和地下部光合產(chǎn)物的分配方向[6],對(duì)川麥冬塊根的增產(chǎn)效果顯著[7],從而被廣泛應(yīng)用于川麥冬種植中。氮、磷、鉀肥作為植物生長(zhǎng)過(guò)程中必需的三大營(yíng)養(yǎng)元素,在植物生長(zhǎng)過(guò)程中起著至關(guān)重要的作用,不同藥材對(duì)氮、磷、鉀元素的需求不同[8-12],通過(guò)肥料的合理配施能顯著提高藥材產(chǎn)量[13-15]。近年來(lái),生產(chǎn)區(qū)主要施用氮、磷、鉀養(yǎng)分配比為1∶1∶1的復(fù)合肥作為追肥,而陳興福等[16]研究表明,川麥冬對(duì)氮、磷、鉀需求量比例為1∶0.26∶0.82;李瓊芳等[17]研究表明,川麥冬高產(chǎn)施肥配比為氮、磷、鉀元素比例1∶0.3∶0.48??梢姡撋a(chǎn)區(qū)所用復(fù)合肥的養(yǎng)分配比不合適,造成了產(chǎn)區(qū)的施肥不合理。十多年前,發(fā)現(xiàn)使用多效唑可以讓麥冬增產(chǎn),加上不合理施肥,使農(nóng)戶過(guò)度依賴多效唑來(lái)提高產(chǎn)量,造成多效唑的用量只增不減,多效唑的使用量從最初的15 kg/hm2演變到如今的150 kg/hm2[18]。多效唑在土壤中吸附性強(qiáng),施用后水體中會(huì)少量殘留,大部分殘留在土壤中,半衰期為12個(gè)月,會(huì)影響后茬作物的敏感性,長(zhǎng)期大量地使用多效唑造成了土壤的酸化、黃化,導(dǎo)致土壤養(yǎng)分下降[19],影響麥冬的生長(zhǎng),導(dǎo)致產(chǎn)量降低,同時(shí),有研究表明大量施用多效唑會(huì)降低麥冬品質(zhì)[20]。為了維持產(chǎn)量,川麥冬生產(chǎn)中的肥料和多效唑施用量多年來(lái)一直呈增長(zhǎng)趨勢(shì),給土壤、環(huán)境造成污染,化肥和多效唑的不合理施用造成的面源污染已成為制約川麥冬綠色發(fā)展的主要因素。本研究在結(jié)合了產(chǎn)區(qū)多效唑和肥料施用情況的基礎(chǔ)之上,探討試驗(yàn)因素對(duì)川麥冬農(nóng)藝性狀和產(chǎn)量的影響,并分析其間的相關(guān)關(guān)系,旨在確定科學(xué)的氮、磷、鉀施用量,減少多效唑使用,為麥冬產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供理論依據(jù)。
試驗(yàn)材料為綿陽(yáng)市三臺(tái)縣花園鎮(zhèn)人工栽種川麥冬Ophiopogon japonicus(Thunb.) Ker-Gawl.。試驗(yàn)地前茬作物為花生,土壤有機(jī)質(zhì)48.68 g/kg、堿解氮130 mg/kg、有效磷184 mg/kg、速效鉀153 mg/kg,pH為7.15。供試肥料和植物生長(zhǎng)調(diào)節(jié)劑分別為尿素(N 46.4%)、過(guò)磷酸鈣 (P2O512%)、硫酸鉀 (K2O 45%)和15%可濕性多效唑粉末。
田間試驗(yàn)采用4因素5水平二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計(jì),共36個(gè)處理。試驗(yàn)因素包括氮肥施用量(X1)、磷肥施用量 (X2)、鉀肥施用量 (X3) 和多效唑施用量 (X4)。將生產(chǎn)區(qū)肥料和多效唑的普遍用量設(shè)為0水平,按照等量級(jí)差,每個(gè)因素設(shè)5個(gè)水平,試驗(yàn)因素和水平編碼見表1。小區(qū)田間分布按照完全隨機(jī)分布排列,試驗(yàn)材料川麥冬于2017年4月移栽。株行距為10 cm × 10 cm,小區(qū)面積為5.1 m2。
表1 因素及其水平編碼表(kg/hm2)Table 1 Factors and levels represented by codes
將肥料用土拌勻后條施,施肥共分3次,第一次于8月21日進(jìn)行,施肥料總量的30%;第二次于9月13日施肥料總量的30%;第三次于9月28日施肥料總量的40%。多效唑采用葉面噴施,于10月18日噴施,噴施時(shí)用塑料薄膜遮擋周邊小區(qū)。各處理田間除草、病蟲害及水分管理措施一致。
1.3.1 農(nóng)藝性狀 按照五點(diǎn)法取樣,各小區(qū)取10株洗凈、晾干后,進(jìn)行農(nóng)藝性狀測(cè)定。分別測(cè)定葉片數(shù)、葉長(zhǎng)、葉寬、分蘗數(shù)、須根數(shù)、須根長(zhǎng)、塊根數(shù),以上指標(biāo)均以其平均值作為其實(shí)測(cè)值。
1.3.2 生物積累量 在五點(diǎn)法取樣區(qū)外,隨機(jī)取40株麥冬,剪下塊根,洗凈、晾干,記錄鮮重。合并10株和40株麥冬的葉片、須根和塊根,分別稱重,按照種植密度換算 (kg/hm2),記為葉鮮重、須根鮮重、塊根鮮重。所有樣品置于105℃烘箱殺青15 min后,于60℃烘干后,計(jì)算其相應(yīng)葉干重、須根干重、塊根干重,并計(jì)算折干率、根冠比 (鮮重和干重)。
試驗(yàn)數(shù)據(jù)用Excel 2013軟件和DPS 7.05軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析,按照統(tǒng)計(jì)學(xué)方法進(jìn)行貢獻(xiàn)率、頻數(shù)統(tǒng)計(jì)選優(yōu)的分析[21],探討肥料和多效唑配施對(duì)川麥冬生長(zhǎng)的影響,并優(yōu)化得到川麥冬高產(chǎn)施肥方案。
使用DPS7.05統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行回歸分析,分別得到處理因素與各農(nóng)藝性狀及產(chǎn)量的回歸模型。用F檢驗(yàn)法分別檢驗(yàn)此方程各項(xiàng)回歸系數(shù)、方程總回歸系數(shù)和失擬度 (表2)。
表2顯示,處理因素對(duì)麥冬植株塊根鮮重、塊根干重、葉鮮重、葉干重等生物量積累指標(biāo)有顯著性影響,形態(tài)指標(biāo)中僅對(duì)葉長(zhǎng)具有極顯著影響,對(duì)葉片數(shù)、葉寬、分蘗數(shù)、須根數(shù)、塊根數(shù)無(wú)顯著性影響。
在α = 0.10顯著水平下,通過(guò)方差分析發(fā)現(xiàn)方程塊根鮮重、塊根干重、葉鮮重、須根鮮重、葉長(zhǎng)的總回歸系數(shù)F1均達(dá)到了顯著水平,且失擬度未達(dá)到顯著水平,這說(shuō)明方程塊根鮮重、塊根干重、葉鮮重、葉干重和葉長(zhǎng)的模型成立,具有較好的預(yù)測(cè)性,可以進(jìn)行模型決策。剔除在α < 0.10水平不顯著的項(xiàng)后得到優(yōu)化的回歸方程塊根鮮重 (Y1)、塊根干重(Y2)、葉鮮重 (Y3)、葉干重 (Y4)、葉長(zhǎng) (Y5) 和根冠比(干) (Y6):
2.2.1 因子主效應(yīng)分析 利用表2中各項(xiàng)回歸系數(shù)的F值計(jì)算各因素對(duì)因變量的貢獻(xiàn)率,可分析回歸方程中各因素的重要性。使用貢獻(xiàn)率計(jì)算公式進(jìn)行計(jì)算[22],分別得到各因素對(duì)川麥冬植株外觀形態(tài)的貢獻(xiàn)率 (表3)。
由表3可知,影響葉長(zhǎng)、葉片數(shù)、葉寬、分蘗數(shù)、須根數(shù)等性狀的不同處理因素中,均是多效唑貢獻(xiàn)率最高,表明作為植物生長(zhǎng)調(diào)節(jié)劑之一的多效唑在調(diào)控川麥冬植株外觀形態(tài)中起著重要調(diào)控作用,同時(shí)氮、磷、鉀肥在植株的外觀形態(tài)中也起到一定調(diào)控作用。
表2 麥冬產(chǎn)量及農(nóng)藝性狀的方差分析 (F)Table 2 Analysis of variance ofOphiopogon japonicayield and agronomic traits
表3 單因素對(duì)植株外觀形態(tài)的貢獻(xiàn)率Table 3 Contribution rate of single factor on the morphology
2.2.2 單因素效應(yīng)分析 由表1方差分析結(jié)果可知,試驗(yàn)因素對(duì)葉長(zhǎng)有顯著性影響,對(duì)其余外觀形態(tài)指標(biāo)葉寬、葉片數(shù)、須根數(shù)、須根長(zhǎng)、塊根數(shù)、分蘗數(shù)等均無(wú)顯著性影響。通過(guò)降維法把其他因子固定為零,可分析單因素對(duì)川麥冬葉長(zhǎng)的影響。分別算出氮肥、磷肥、鉀肥和多效唑?qū)Υ湺仓耆~長(zhǎng)的單因素效應(yīng)方程,并作單因素效應(yīng)圖(圖1)。
由圖1可知,試驗(yàn)處理因素對(duì)葉片長(zhǎng)、葉片數(shù)和須根數(shù)具有顯著性影響。隨著氮肥水平的提高,葉片長(zhǎng)和須根數(shù)呈降低趨勢(shì),表明過(guò)量施用氮肥會(huì)抑制葉片伸長(zhǎng)和須根的發(fā)生,隨著多效唑水平的提高,葉片長(zhǎng)呈降低趨勢(shì)。可見,多效唑可以通過(guò)抑制葉片伸長(zhǎng)來(lái)控制川麥冬地上部分的生長(zhǎng)。同時(shí),氮肥也可以影響葉片的伸長(zhǎng),并一定程度上影響須根的發(fā)生。
圖1 單因素對(duì)單株葉片長(zhǎng)、葉片數(shù)和須根數(shù)的影響Fig.1 Effect of single factor on the leaf length and the numbers of leaf and fibrous root per plant
從川麥冬植物外觀形態(tài)上看,在影響川麥冬植株地上部分生長(zhǎng)的因素中,多效唑貢獻(xiàn)率高,處于主要調(diào)控地位。噴施多效唑后可抑制地上部分的生長(zhǎng),主要體現(xiàn)在抑制葉片伸長(zhǎng)、抑制新葉片發(fā)生以及減小葉寬。
2.3.1 因子主效應(yīng)分析 使用2.2.1中貢獻(xiàn)率法計(jì)算得到各因素對(duì)川麥冬生物量的貢獻(xiàn)率 (表4)。由表4可知,對(duì)麥冬塊根鮮重的影響大小為氮 > 鉀 >多效唑 > 磷;對(duì)塊根干重影響大小為氮 > 多效唑 >鉀 > 磷。這表明塊根的干物質(zhì)積累受氮肥影響較大,鉀肥可能會(huì)同時(shí)促進(jìn)干物質(zhì)和水分轉(zhuǎn)運(yùn)、積累在塊根中,而多效唑會(huì)促進(jìn)干物質(zhì)更多的轉(zhuǎn)運(yùn)并積累在塊根中。磷肥對(duì)折干率影響最大,表明磷肥主要影響干物質(zhì)的積累和轉(zhuǎn)運(yùn),而對(duì)水分運(yùn)輸影響較小。對(duì)葉鮮重的影響大小為多效唑 > 氮 > 鉀 > 磷,對(duì)葉干重的影響大小為多效唑 > 鉀 > 氮 > 磷,表明多效唑在調(diào)控葉片干物質(zhì)合成和轉(zhuǎn)運(yùn)中起著主要調(diào)控作用,氮肥和鉀肥對(duì)川麥冬地上部分生長(zhǎng)起著次要調(diào)控作用。分別對(duì)鮮重、干重的根冠比進(jìn)行貢獻(xiàn)率計(jì)算,發(fā)現(xiàn)處理因素對(duì)鮮重根冠比的影響大小為氮 > 鉀 > 多效唑 > 磷,對(duì)干重根冠比的影響大小為鉀 > 氮 > 磷 > 多效唑,表明氮、鉀肥在調(diào)控川麥冬干物質(zhì)合成、積累和運(yùn)輸中起著重要調(diào)控作用。
2.3.2 單因素效應(yīng)分析 通過(guò)降維法固定其他因子為0水平,分別得到各因子對(duì)川麥冬塊根、葉干重和鮮重,根冠比 (鮮) 和根冠比 (干) 的單因素效應(yīng)方程,根據(jù)方程作單因素圖(圖2)。
川麥冬葉鮮重、干重隨著氮肥和多效唑水平的增加而降低,川麥冬葉鮮重、干重隨鉀肥水平的增加而增加,隨磷肥水平的增加呈先增加、后降低的趨勢(shì)。表明在一定范圍內(nèi),過(guò)量施用多效唑和氮肥會(huì)抑制地上部分生長(zhǎng)。在較低水平下,增加磷肥的施用有利于地上部分生長(zhǎng)。塊根鮮重、干重隨氮肥和鉀肥水平的增加而降低,川麥冬塊根的產(chǎn)量隨多效唑水平的增加而降低。對(duì)根冠比做單因素效應(yīng)分析以討論地上部分和地下部分生物量和干物質(zhì)積累的變化,結(jié)果表明試驗(yàn)因素對(duì)根冠比 (鮮) 無(wú)顯著影響 (未附圖)。
根冠比隨氮、磷、鉀肥水平的變化而變化,多效唑?qū)Ω诒葻o(wú)顯著影響,表明在調(diào)節(jié)根冠比中,氮、磷、鉀肥起著主導(dǎo)作用。
表4 單因素對(duì)植株生物量的貢獻(xiàn)率Table 4 Contribution rate of single factor on the biomass
圖2 單因素對(duì)植株生物量的影響Fig.2 Effect of single factor on the plant biomass
從生物量和干物質(zhì)積累情況來(lái)看,在影響川麥冬塊根生長(zhǎng)的因素中,氮肥貢獻(xiàn)率最高,其次為多效唑,表明氮肥在塊根生長(zhǎng)過(guò)程中處于主要調(diào)控地位,而多效唑則可能通過(guò)調(diào)節(jié)干物質(zhì)的運(yùn)輸進(jìn)一步影響塊根的生長(zhǎng),起次要調(diào)控作用。單因素效應(yīng)分析表明,隨著氮肥和多效唑施用水平的增加,塊根的鮮重、干重以及葉干重都呈降低趨勢(shì),可見過(guò)量的氮肥和多效唑的使用會(huì)給麥冬生長(zhǎng)帶來(lái)負(fù)面影響。
以塊根干重作為產(chǎn)量指標(biāo),對(duì)川麥冬塊根產(chǎn)量與各項(xiàng)農(nóng)藝指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析 (表5)。川麥冬塊根產(chǎn)量與部分農(nóng)藝性狀存在或強(qiáng)或弱的相關(guān)性 (P<0.05)。其中,產(chǎn)量與葉干重 (0.38) 和葉片長(zhǎng) (0.35) 呈顯著正相關(guān),與葉片數(shù) (0.43) 呈極顯著正相關(guān)。同時(shí),須根作為干物質(zhì)轉(zhuǎn)運(yùn)的重要器官,其干重與產(chǎn)量呈顯著正相關(guān) (0.38)??梢姡厣喜糠值牧己蒙L(zhǎng)對(duì)于產(chǎn)量的提高起著至關(guān)重要的作用,地下部干物質(zhì)轉(zhuǎn)移器官須根的旺盛生長(zhǎng)也有利于塊根產(chǎn)量的提高。過(guò)量的施用多效唑可過(guò)度抑制地上部生長(zhǎng),不能盲目增加多效唑的施用以促進(jìn)干物質(zhì)轉(zhuǎn)移而忽視地上部分的生長(zhǎng),同時(shí)需要通過(guò)肥料的合理配施以保證地上部分及須根的良好生長(zhǎng)。
通過(guò)已建立的產(chǎn)量回歸模型,可計(jì)算出最高產(chǎn)量下各因素的適宜施用配方的理論值??紤]到實(shí)際生產(chǎn)時(shí)存在土壤、氣候環(huán)境的差異影響,通過(guò)使用統(tǒng)計(jì)頻數(shù)法進(jìn)行分析可以得到一個(gè)合適的高產(chǎn)范圍。按照當(dāng)?shù)赝寥?、氣候條件可知小區(qū)產(chǎn)量高于3100 kg/hm2即為高產(chǎn),使用統(tǒng)計(jì)頻數(shù)法計(jì)算出產(chǎn)量高于3100 kg/hm2的最佳施肥量范圍 (表6)。
氮肥在低水平編碼 -2~-1時(shí)頻率最高,達(dá)87.5%,即氮肥施用量在400~1100 kg/hm2時(shí),川麥冬的產(chǎn)量在較高水平。磷、鉀肥在各水平編碼分布頻率均勻,都為20%,表明磷、鉀肥對(duì)川麥冬產(chǎn)量無(wú)顯著影響。多效唑編碼水平在-2~-1時(shí)頻率最高,達(dá)62.5%,即多效唑用量為0~37.5 kg/hm2(表6)。
綜合以上頻數(shù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果,可優(yōu)化得出在95%置信區(qū)間內(nèi)川麥冬產(chǎn)量達(dá)到3100 kg/hm2的農(nóng)藝措施,即,尿素799~1051 kg/hm2,過(guò)磷酸鈣1904~2296 kg/hm2,硫酸鉀823~901 kg/hm2,多效唑44.2~58.9 kg/hm2。
合理施肥能夠有效提高藥用植物產(chǎn)量[23-24]。本研究表明,川麥冬葉片長(zhǎng)、葉片生物量隨著氮肥施用水平的升高而降低,可能是由于過(guò)量施用尿素會(huì)降低氮肥利用率和偏生產(chǎn)率[25],對(duì)地上部生長(zhǎng)促進(jìn)作用降低,且在高氮肥水平下根冠比較高,表明合成的大量光合產(chǎn)物運(yùn)輸并積累在了塊根中,因此地上部的生物量降低。多效唑能顯著抑制植物地上部分生長(zhǎng),抑制程度與多效唑施用量呈正相關(guān),這與彭映輝等[26]的研究結(jié)果一致。葉干重隨磷肥水平的增加先增加后降低、隨鉀肥施用水平的增加而增加,表明適量增施磷、鉀肥有利于地上部干物質(zhì)的積累,這可能是由于磷涉及糖磷酸鹽的碳固定過(guò)程中的許多中間步驟、鉀可能通過(guò)影響碳同化代謝酶類活性和光合磷酸化過(guò)程等[27-28],影響葉片光合性能,最終影響光合產(chǎn)物的合成。根冠比 (干) 隨磷、鉀肥施用水平的增加先降低后增加,表明在較低磷、鉀肥施用水平下,磷、鉀可能優(yōu)先參與光合作用,當(dāng)光合作用強(qiáng)度達(dá)到一定程度時(shí),適當(dāng)增加磷肥的施用有利于光合產(chǎn)物向根部運(yùn)輸,與曹鮮艷等[23]、杜彩艷等[29]的研究結(jié)果一致,其具體機(jī)理有待進(jìn)一步研究。
表5 產(chǎn)量與農(nóng)藝性狀的Pearson相關(guān)系數(shù)Table 5 Pearson correlation coefficient between yield and agronomic traits ofO.japonicas
表6 川麥冬塊根產(chǎn)量 ≥ 3100 kg/hm2的頻率分布及農(nóng)藝措施Table 6 Frequency distribution of the tuber root yield ≥ 3100 kg/hm2 and the agronomic measures
川麥冬產(chǎn)量隨氮肥施用水平的升高而降低,這與李瓊芳等[17]、李金龍等[30]研究結(jié)果一致,過(guò)量氮肥導(dǎo)致川麥冬地上部生長(zhǎng)減弱,減少了源向庫(kù)的輸出,從而降低了產(chǎn)量。林秋霞等人[7]研究表明適量施用多效唑可提高川麥冬產(chǎn)量,本研究中川麥冬產(chǎn)量隨多效唑施用水平的升高而降低,表明過(guò)度施用多效唑反而降低產(chǎn)量,可能是由于多效唑過(guò)量施用會(huì)過(guò)度抑制地上部生長(zhǎng),減少光合產(chǎn)物的合成,影響干物質(zhì)輸出到塊根,進(jìn)而降低產(chǎn)量。相關(guān)性分析結(jié)果也表明,葉干重與葉片數(shù)與產(chǎn)量呈顯著正相關(guān),因此良好的地上部分生長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)量的保證至關(guān)重要。
基于本研究可見,目前川麥冬生產(chǎn)上氮肥和多效唑的施用量超出了川麥冬生長(zhǎng)所需。過(guò)量施用氮肥和農(nóng)藥會(huì)導(dǎo)致水體富營(yíng)養(yǎng)化,造成地下水污染、空氣污染、土壤質(zhì)量退化甚至生態(tài)系統(tǒng)安全等問(wèn)題[31-33]。過(guò)量的多效唑施用會(huì)降低麥冬品質(zhì)及安全性[20,34-35]。與前人[17]研究結(jié)果相比,本研究氮、磷、鉀肥的用量均有所增大,可能是近15年川麥冬生產(chǎn)上不再施用有機(jī)肥、大量施用化肥,造成土壤肥力下降,過(guò)量施用多效唑,加劇了土壤貧瘠速度,需要加大肥料的施用量以提高土壤中養(yǎng)分含量來(lái)保證川麥冬的生長(zhǎng)。
本文通過(guò)二次正交旋轉(zhuǎn)試驗(yàn),建立了氮、磷、鉀肥和多效唑與川麥冬各項(xiàng)農(nóng)藝性狀的函數(shù)模型,優(yōu)化出川麥冬塊根產(chǎn)量超過(guò)3100 kg/hm2的經(jīng)濟(jì)、生態(tài)的川麥冬施肥與多效唑配方,即尿素799~1051 kg/hm2,過(guò)磷酸鈣 1904~2296 kg/hm2,硫酸鉀823~901 kg/hm2,多效唑 44.2~58.9 kg/hm2。該配方達(dá)到當(dāng)?shù)卮湺a(chǎn)的較高產(chǎn)量水平,多效唑的施用量卻較生產(chǎn)中減少了41%,表明氮、磷、鉀肥的合理配施在保證產(chǎn)量的同時(shí)達(dá)到減少多效唑施用的目的。川麥冬生產(chǎn)上可根據(jù)土壤、產(chǎn)量、經(jīng)濟(jì)效益預(yù)期等,依據(jù)此配方進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整,實(shí)現(xiàn)川麥冬優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)高效種植。在川麥冬生產(chǎn)中,可通過(guò)有機(jī)肥與無(wú)機(jī)肥配施進(jìn)一步提高產(chǎn)量、改善土壤環(huán)境,最終實(shí)現(xiàn)川麥冬優(yōu)質(zhì)、高產(chǎn)的可持續(xù)種植模式。