宋 倫， 洪開文， 冉光新， 李明松， 劉曉昕， 鮑琳清， 許 鋒

(1.安順職業(yè)技術(shù)學院， 貴州 安順 561000； 2.黔中民族藥(苗藥)資源開發(fā)與產(chǎn)業(yè)化協(xié)同創(chuàng)新中心， 貴州 安順 561000； 3.黔中民族藥資源開發(fā)創(chuàng)新團隊，貴州 安順 561000； 4.湄潭縣馬山鎮(zhèn)新建小學， 貴州 湄潭 564100)

眼子菜(PotamogetondistinctusA. Bennett J. Bot.)是眼子菜科(Potamogetonaceae)眼子菜屬(Potamogeton)多年生水生草本植物[1]，又名牙齒草、牙拾草，水案板，鴨吃草，檀木葉，金梳子草，水板凳、彈木葉、扎水板，案板芽、水黃連?！兜崮媳静荨分杏涊d“牙齒草，一名牙拾草。生田中，味苦、澀，性寒。止赤白痢疾，大腸下血、婦人紅崩漏下，惡血。牙齒草、山楂，各等份，沙糖二錢，同煎服”。因眼子菜休眠芽形似動物牙齒，故名牙齒草。《中藥大辭典》中有載“眼子菜具有清熱利水、止血消腫、驅(qū)蛔的功效。主治痢疾、黃疸、淋病、帶下、血崩、痔血、蛔蟲病、瘡瘍紅腫等?！辟F州省安順地區(qū)民間用其治療痔瘡和肝炎效果較好。目前，在眼子菜資源繁殖方面報道了其休眠芽、莖和根狀莖的快繁殖技術(shù)，成分方面報道了其有多糖和黃酮類成分[2-6]，在農(nóng)藝性狀和選種育種方面鮮見報道。對眼子菜的農(nóng)藝性狀特征進行測量，并基于表型數(shù)據(jù)進行分析，旨在探討眼子菜農(nóng)藝性狀間的相互關(guān)系，以期為眼子菜生態(tài)適宜性、合理種植和品種選育提供參考。

1 材料與方法

1.1 供試材料

以貴州省安順和遵義地區(qū)水田中自然生長的野生眼子菜為研究對象，2021年6月14日在遵義市湄潭縣馬山鎮(zhèn)采集眼子菜100株帶回安順職業(yè)技術(shù)學院實驗室置于清水中保鮮，2021年6月19日分別在安順市西秀區(qū)蔡官鎮(zhèn)、華西街道采集眼子菜100株，置于清水中保鮮，所采集樣品由安順職業(yè)技術(shù)學院應(yīng)用醫(yī)藥系宋倫鑒定為眼子菜科眼子菜PotamogetondistinctusA. Bennett J. Bot。

1.2 試驗方法

2021年6月20日，對采集的200株眼子菜清洗干凈后混合，隨機選取50株并編號，測定其分蘗數(shù)、株高、葉長、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重9個農(nóng)藝性狀。2021年6月25日，對自然風干的50株眼子菜進行全株干重稱量。

1.3 數(shù)據(jù)處理

采用Excel 2020和SPSS 25.0對眼子菜主要農(nóng)藝性狀進行變異系數(shù)、相關(guān)性、多元回歸和因子分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 眼子菜主要農(nóng)藝性狀的變異性

由表1可知，50株眼子菜材料10個農(nóng)藝性狀有較豐富的變異，變異系數(shù)為18.85%～70.14%，其中全株鮮重(0.156 7～3.634 1 g)的變異系數(shù)最大，為70.14%，葉長(2.80～6.80 cm)的變異系數(shù)最小，為18.85%。全株干重(0.035 4～0.565 2 g)、根狀莖節(jié)數(shù)(2～23節(jié))、葉片數(shù)(2～23張)、縱向莖節(jié)數(shù)(3～25節(jié))、分蘗數(shù)(1～6個)、根狀莖長度(3.60～55.30 cm)、株高(6.10～22.10 cm)、葉寬(1.10～2.62 cm)的變異系數(shù)分別為61.85%、52.40%、51.33%、47.10%、46.63%、45.71%、28.46%、23.76%。此外，對表1數(shù)據(jù)進行分析得出眼子菜全株平均折干率約為5.3∶1。綜合眼子菜10個農(nóng)藝性狀的極差、最小值、最大值、平均值、標準偏差、變異系數(shù)和平均折干率可知，眼子菜不同植株之間的農(nóng)藝性狀差異明顯，可從中篩選出優(yōu)良植株，為眼子菜優(yōu)良親本的篩選提供豐富的材料。

表1 眼子菜主要農(nóng)藝性狀的變化范圍

2.2 眼子菜農(nóng)藝性狀間的相關(guān)性

從表2可知，眼子菜各農(nóng)藝性狀間具有緊密復雜的聯(lián)系。分蘗數(shù)與葉長、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株干重呈極顯著正相關(guān)；葉長與分蘗數(shù)、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株干重呈極顯著正相關(guān)；葉寬與分蘗數(shù)、葉長、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株干重呈極顯著正相關(guān)，與縱向莖節(jié)數(shù)呈顯著正相關(guān)；根狀莖長度與分蘗數(shù)、葉長、葉寬、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株干重呈極顯著正相關(guān)；根狀莖節(jié)數(shù)與分蘗數(shù)、葉長、葉寬、根狀莖長度、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株

表2 眼子菜主要農(nóng)藝性狀間的相關(guān)系數(shù)

干重呈極顯著正相關(guān)；縱向莖節(jié)數(shù)與分蘗數(shù)、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株干重呈極顯著正相關(guān)；縱向莖節(jié)數(shù)與葉寬呈顯著正相關(guān)；葉片數(shù)與分蘗數(shù)、葉長、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、全株鮮重、全株干重呈極顯著正相關(guān)；全株鮮重與分蘗數(shù)、葉長、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株干重呈顯著正相關(guān)；全株干重與分蘗數(shù)、葉長、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重呈極顯著正相關(guān)；株高與分蘗數(shù)、葉長、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株干重相關(guān)性不顯著。

2.3 全株干重與其他農(nóng)藝性狀的多元回歸分析

因眼子菜可全草入藥，故選擇眼子菜全株干重為因變量進行回歸分析。以分蘗數(shù)、株高、葉長、葉寬、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)和全株鮮重9個農(nóng)藝性狀為自變量進行逐步回歸分析，建立全株干重(y)與分蘗數(shù)(x1)、株高(x2)、葉長(x3)、葉寬(x4)、根狀莖長度(x5)、根狀莖節(jié)數(shù)(x6)、縱向莖節(jié)數(shù)(x7)、葉片數(shù)(x8)和全株鮮重(x9)的最優(yōu)回歸方程為：

y=-0.247+0.004x2+0.128x4+0.002x5+0.004x7+0.01x8

多元回歸分析表明，株高、葉寬、根狀莖長度、縱向莖節(jié)數(shù)和葉片數(shù)是影響眼子菜全株干重的主要因素。在這5個性狀中，當其他性狀相同時，株高每增加1 cm，眼子菜全株干重增加0.004 g；葉寬每增加1 cm，眼子菜全株干重增加0.128 g；根狀莖長度每增加1 cm，眼子菜全株干重增加0.002 g；縱向莖節(jié)數(shù)每增加1節(jié)，眼子菜全株干重增加0.004 g；葉片數(shù)每增加1張，眼子菜全株干重增加0.01 g。

2.4 因子分析

為進一步明確各農(nóng)藝性狀對眼子菜全株生物量的貢獻率大小，對眼子菜的10個主要農(nóng)藝性狀進行了因子分析。對眼子菜10個農(nóng)藝性狀進行方差最大化正交旋轉(zhuǎn)，提取特征值>1的綜合變量作為主因子，再根據(jù)主因子中各變量的特征值向量確定解釋眼子菜農(nóng)藝性狀的新變量。由于因子分析是基于相關(guān)矩陣進行的，要求各表型性狀之間具有一定的相關(guān)性。從表3～4可看出，KMO統(tǒng)計量為0.832，Bartlett球形檢驗給出的近似卡方值為478.903，相伴概率為0.000，表明變量間具有極顯著相關(guān)性。對10個變量指標進行因子分析，得到因子特征值得累計貢獻率為83.763%，表明前3個因子對總信息量的解釋度達83.763%，所以取前3個因子建立因子載荷值矩陣，并用最大方差法進行旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣。分析得出，因子1的貢獻率最大，貢獻率為60.622%，以因子載荷值大于0.5的原則，因子1的分蘗數(shù)、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重和全株干重載荷值較大，分別為0.882、0.772、0.872、0.740、0.829、0.593和0.694，說明因子1主因子主要是對這7個性狀起直接控制作用，且這7個性狀具有較高的正載荷值，表明眼子菜生物量和分蘗數(shù)、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重、全株干重之間不存在相互制約的關(guān)系。因分蘗數(shù)的載荷值最大，可以將因子1稱為分蘗因子。其他一些性狀如株高、葉長、葉寬在分蘗因子上也有一定的載荷值，但是載荷值較小，表明根狀莖因子受這些性狀的影響較小；因子2的貢獻率為12.351%，以因子載荷值大于0.5的原則，因子2的葉長、葉寬、全株鮮重和全株干重載荷值較大，分別為0.908、0.918、0.719和0.628，說明因子2主因子主要是對這4個性狀起直接控制作用，且這4個性狀具有較高的正載荷值，表明眼子菜生物量和葉長、葉寬、全株鮮重、全株干重之間不存在相互制約的關(guān)系。因葉寬的載荷值最大，可以將因子2稱為葉寬因子。其他一些性狀如分蘗數(shù)、株高、根狀莖長度、根狀莖節(jié)數(shù)、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)在葉寬因子上也有一定的載荷值，但載荷值較小，表明葉片因子受這些性狀的影響較?。灰蜃?的貢獻率為10.790%，以因子載荷值大于0.5的原則，因子3的株高載荷值較大，為0.963，說明因子3主因子主要是對該性狀起直接控制作用，且該性狀具有較高的正載荷值，表明眼子菜生物量和株高之間不存在相互制約的關(guān)系。因株高的載荷值最大，可以將因子3稱為株高因子。其他一些性狀如分蘗數(shù)、葉寬、縱向莖節(jié)數(shù)、葉片數(shù)、全株鮮重和全株干重在株高因子上也有一定的載荷值，但是載荷值較小，表明株高因子受這些性狀的影響較小，另葉長、根狀莖長度和根狀莖節(jié)數(shù)3個性狀的載荷值為負值，說明株高因子還受這3個性狀的負向影響。

表3 眼子菜農(nóng)藝性狀的因子分析

表4 特征值及貢獻率

分蘗因子(因子1)初始特征值方差百分比貢獻率為60.622%(>20%)，葉片因子(因子2)和株高因子(因子3)的初始特征值方差百分比貢獻率分別12.351%、10.790%(均<20%)，表明3個農(nóng)藝性狀中分蘗因子對選育引種眼子菜種質(zhì)資源具有重要意義。

3 結(jié)論與討論

中醫(yī)藥學凝聚著深邃的哲學智慧和中華民族幾千年的健康養(yǎng)生理念及其實踐經(jīng)驗，是中國古代科學的瑰寶，也是打開中華文明寶庫的鑰匙[13]。中醫(yī)藥是我國獨特的衛(wèi)生資源、潛力巨大的經(jīng)濟資源、具有原創(chuàng)優(yōu)勢的科技資源、優(yōu)秀的文化資源和重要的生態(tài)資源[14]。眼子菜是水稻田中較為普遍的惡性雜草，農(nóng)業(yè)上研究其防除問題[15]。但在古籍本草中已有其功能主治的記載，開發(fā)利用古籍本草記載的中草藥是中醫(yī)藥傳承與創(chuàng)新的源泉。眼子菜作為民間中草藥資源，有必要加以探索引種繁育和開發(fā)利用。

藥用資源的引種繁育要考慮質(zhì)量和產(chǎn)量，只有優(yōu)質(zhì)高產(chǎn)，才是良好的中藥種質(zhì)資源。眼子菜可全草入藥，全株生物量是眼子菜品種篩選和新品種選育的重要指標。所以，在對眼子菜選育研究中要以全株生物量為選育目標性狀。研究對眼子菜10個農(nóng)藝性狀進行變異度分析，眼子菜不同植株鮮重農(nóng)藝性狀的差異最大，變異系數(shù)70.14%，變異幅度(極差)達3.477 4 g；多元回歸分析表明眼子菜全株生物量受株高、葉寬、根狀莖長度、縱向莖節(jié)數(shù)和葉片數(shù)影響；因子分析表明分蘗因子(因子1)初始特征值方差百分比貢獻率為60.622%，分蘗因子對眼子菜選育引種有重要意義。綜合表明可從貴州省安順、遵義地區(qū)眼子菜中篩選出植株作為高產(chǎn)種質(zhì)資源。

本調(diào)查研究分析僅針對貴州地區(qū)的野生眼子菜農(nóng)藝性狀進行分析，還需進一步對眼子菜SSR遺傳多樣性、成分分析和品質(zhì)檢測等多方面進行研究，以期為眼子菜品種選育和規(guī)范化種植提供科學的參考依據(jù)，為眼子菜藥用開發(fā)利用提供充足的物質(zhì)基礎(chǔ)。