全 文 ：玉竹品质与主要生态因子的相关性*
卜摇 静摇 李登武摇 王冬梅**
(西北农林科技大学林学院, 陕西杨凌 712100 )
摘摇 要摇 采用逐步回归、主成分分析和灰色关联度分析等方法,研究不同产地野生玉竹的有
效成分(多糖、水溶物和醇提物)含量和抗氧化活性与主要生态因子的相关性.结果表明: 1 月
均温、7 月均温、年降水量、无霜期、土壤 pH和全钾含量是影响玉竹有效成分含量的主要生态
因子,对玉竹有效成分含量变化的影响程度占 99. 0% .与土壤因子相比,气候因子对 3 种有效
成分含量的影响较大;土壤全钾含量是对玉竹有效成分含量直接影响最大的因素,年降水量
是最主要的决策因素,1 月均温是最主要的限制因素.多糖和水溶物含量是影响玉竹抗氧化活
性的主要因子,玉竹对 DPPH自由基的清除能力随多糖和水溶物含量的增加而增大.
关键词摇 玉竹摇 生态因子摇 有效成分摇 逐步回归分析摇 灰色关联度分析
文章编号摇 1001-9332(2012)06-1447-08摇 中图分类号摇 Q948. 1摇 文献标识码摇 A
Correlations between wild Polygonatum odoratum quality and main ecological factors. BU
Jing, LI Deng鄄wu, WANG Dong鄄mei (College of Forestry, Northwest A & F University, Yangling
712100, Shaanxi, China) . 鄄Chin. J. Appl. Ecol. ,2012,23(6): 1447-1454.
Abstract: By the methods of stepwise regression, principal component analysis, and grey relational
grade analysis, this paper studied the correlations between the effective components ( polysaccha鄄
rides and water鄄 and alcohol鄄soluble substances) contents and antioxidant activity of wild Polygona鄄
tum odoratum in different places and the ecological factors. Among the test ecological factors, the
mean air temperature in January and in July, mean annual precipitation, frost鄄free period, and soil
pH and total potassium were the main factors affecting the effective component contents of P. odora鄄
tum, with a contribution rate of 99. 0% . As compared with soil factors, climatic factors made more
contribution to the effective component contents. Soil total potassium was the key factor controlling
the effective component contents, mean annual precipitation was the main decision factor, and mean
air temperature in January was the main limiting factor. The plant polysaccharides and water鄄soluble
substance contents were the key factors affecting the antioxidant activity of P. odoratum, and the
capability of P. odoratum in excavating DPPH free radical increased with increasing contents of
polysaccharides and water鄄soluble substances.
Key words: Polygonatum odoratum; ecological factor; effective component; stepwise regression
analysis; grey relational grade analysis.
*国家林业公益性行业科研专项(200904004)、西北农林科技大学
“青年学术骨干支持计划冶 项目(Z111020902)和陕西省科技攻关项
目(2009K19鄄06)资助.
**通讯作者. E鄄mail: dmwli@ 163. com
2011鄄11鄄02 收稿,2012鄄03鄄26 接受.
摇 摇 很多植物次生代谢物是药用植物的有效成分,
如酚类、黄酮类、生物碱、萜类和皂苷等.这些次生代
谢物是植物在长期进化过程中与环境相互作用的结
果,其产生和变化比多糖、氨基酸等初级代谢产物与
环境有着更强的相关性[1-2] . 温度、光照、水分等气
候因子以及土壤有机质和 pH 值等土壤因子作为主
要的生态因子通过单一或相互作用影响着药用植物
的品质[3-4] .
玉竹(Polygonatum odoratum)为百合科黄精属
多年生草本植物,其根茎可入药,具有养阴润燥、除
烦、止渴的功效,可治热病伤阴、咳嗽烦渴、虚劳发
热、消谷易饥等症[5-6] .玉竹的化学成分主要包括多
糖、甾体皂苷和黄酮类化合物等,其中多糖是其主要
有效成分[7] .现代药理研究表明,玉竹具有扩张冠
脉、降血脂、降血糖和增强免疫力等作用,是一种生
理活性显著、极具开发利用价值的药用植物资
源[8-9] .我国玉竹分布区域广,环境差异较大. 有研
究表明,不同产地玉竹的多糖含量及体外抗氧化活
应 用 生 态 学 报摇 2012 年 6 月摇 第 23 卷摇 第 6 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇
Chinese Journal of Applied Ecology, Jun. 2012,23(6): 1447-1454
性存在显著差异,药材质量极不稳定[10-13] .
由于中药材的有效成分除与自身的种质和遗传
因素有关外,在很大程度上受生长环境、气候、土壤
等因子的直接或间接影响.因此,在研究环境因子对
中药材质量的影响时,除应考虑生长发育的适宜性
外,还应分析环境因子与活性成分积累的关系. 目
前,对怀菊[14]、麦冬[15]、西洋参[16]、黄芪[17]、连
翘[18]和丹参[19]等药材的有效成分与生态因子的关
系进行了大量研究,而有关玉竹的有效成分与生态
因子的关系研究尚未见报道.另外,目前的研究多偏
重于单一生态区域药用植物有效成分含量与单一生
态因子(气候或土壤)的相关性分析,而且研究方法
单一,缺乏综合性.为此,本文以玉竹多糖、水溶性浸
出物、醇溶性浸出物含量及体外抗氧化活性为评价
指标,采用多指标综合分析法研究了全国 12 个不同
产地野生玉竹品质的差异,并将其与各地多个生态
因子进行逐层递进的多元统计分析,建立玉竹品质
与土壤因子和气候因子之间的量化关系,明确影响
玉竹药材品质的生态主导因子及其作用特征和规
律,以期为中药玉竹的规范标准化栽培管理和目标
化种植提供理论依据.
1摇 材料与方法
1郾 1摇 样品采集
2010 年 9—10 月,采用随机多点采样法和混合
土样采集法[20],在陕西、山西、湖南、湖北等 8 个省
的玉竹产地进行采样(表 1),共调查 12 个种群,每
一种群中,选取个体间距>150 m的植株 30 个.统一
选择果实成熟呈蓝黑色的植株,采集根茎部分,洗净
表 1摇 样品采集地
Table 1摇 Geography of sample plots
编号
No郾
采集地
Sample plot
纬度
Latitude
经度
Longitude
海拔
Altitude
(m)
1 青海省互助县 36毅55忆 N 102毅21忆 E 2400
2 甘肃省天水市 36毅56忆 N 102毅26忆 E 1544
3 四川省峨眉市 27毅26忆 N 100毅19忆 E 2804
4 陕西省商南县 33毅53忆 N 110毅88忆 E 1060
5 陕西省宁陕县 33毅32忆 N 108毅34忆 E 1090
6 陕西省韩城市 35毅61忆 N 110毅58忆 E 1128
7 陕西省眉县 34毅30忆 N 108毅77忆 E 1200
8 陕西省凤县 33毅37忆 N 106毅34忆 E 2012
9 山西省娄烦县 37毅54忆 N 113毅35忆 E 1943
10 湖北省兴山县 31毅15忆 N 110毅49忆 E 915
11 湖南省新宁县 26毅39忆 N 111毅05忆 E 557
12 吉林省临江市 41毅48忆 N 126毅56忆 E 478
泥土,阴干,室温下用硅胶保存在密封袋中,及时带
回实验室. 60 益下烘干至恒量,粉碎后过 40 目筛备
用.在植株根系外围采集 0 ~ 20 cm 土层土壤,混匀
后备用.记录采样区经度、纬度和海拔.
1郾 2摇 测定项目与方法
1郾 2郾 1 玉竹多糖含量的测定 摇 称取无水葡萄糖 60
mg,用蒸馏水溶解后定容至 100 mL,分别吸取 1郾 0、
1郾 5、2郾 0、2郾 5、3郾 0 和 3郾 5 mL 上述标准液,并定容至
50 mL.分别吸取 2郾 0 mL,加入 1 mL 5%苯酚和 7郾 0
mL浓硫酸,摇匀,静置 5 min,沸水浴加热 15 min,冰
水浴 5 min;另吸取 2郾 0 mL蒸馏水重复上述操作,作
为对照.在波长 490 nm处测吸光度.以质量(mg)为
横坐标,吸光度(A)为纵坐标绘制标准曲线,得到回
归方程 y = 5郾 7333x+0郾 0324 ( r2 = 0郾 9993,线性范围
0郾 024 ~ 0郾 120 mg).
摇 摇 称取玉竹根茎 2 g,加蒸馏水 200 mL浸泡 12 h,
加热回流 1郾 5 h,过滤,重复提取 1 次,合并 2 次滤
液,浓缩至 50 mL.取浓缩液 15 mL,加乙醇 250 mL,
再加入 NaOH 溶液调节 pH 至 7,静置 12 h,倾去上
清液,过滤,滤渣用少量无水乙醇和乙醚(丙酮)洗
涤,除去可能含有的少量脂溶性成分,80 益干燥即
得到玉竹多糖精制品.取玉竹多糖精制品 25 mg,分
别加蒸馏水溶解并定容至 50 mL,取 2 mL 溶液,定
容至 50 mL,摇匀,显色后测定玉竹多糖含量.
1郾 2郾 2 玉竹水溶性和醇溶性浸出物含量的测定摇 采
用《中国药典》 [21]的热浸法,取玉竹根茎 2 g,置 250
mL锥形瓶中,加蒸馏水 50 mL,静置 1 h 后,保持微
沸,回流 1 h.冷却后抽滤,量取滤液 25 mL,蒸发皿
中水浴蒸干后,70 益下干燥 12 h,再冷却 30 min,迅
速称量水溶物质量.取玉竹根茎 2 g,置 250 mL锥形
瓶中,加 70%乙醇 50 mL,静置 1 h后,保持微沸,回
流 1 h.冷却后抽滤,量取滤液 25 mL,蒸发皿中水浴
蒸干后,70 益下干燥 12 h,再冷却 30 min,迅速称量
醇溶物的质量.
1郾 2郾 3 玉竹抗氧化能力的测定摇 玉竹水溶物是其抗
衰老的有效部分[8],因此以玉竹水溶物作为供试样
品来测定玉竹的抗氧化能力. DPPH 法是评价天然
抗氧化剂抗氧化活性的一种快速、简便、灵敏可行的
方法,其反应时间仅需 20 min[22] . IC50是指对 DPPH
自由基清除率达到 50%时所需样品的浓度,用来反
应抗氧化能力的强弱. IC50值越小,抗氧化能力越
大.称取玉竹水溶物 0郾 10 g,用 50%乙醇溶解定容
至 50 mL,稀释至浓度成 0郾 025、0郾 05、0郾 1、0郾 3、0郾 5、
1郾 0 和 2郾 0 mg·mL-1的待测液,备用. 取待测液 2
8441 应摇 用摇 生摇 态摇 学摇 报摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 23 卷
mL,加入 2 mL 0郾 1 mmol·mL-1DPPH溶液,混匀,避
光反应 30 min,在 517 nm 处测吸光度. 以等体积的
50%乙醇代替样品溶液作对照组,等体积的乙醇代
替 DPPH作空白组.清除率(SA)的计算公式[23]:
SA=[1-(Ai-A j)A0]伊100%
式中:Ai为样品溶液的吸光值;A j为空白组吸光值;
A0为对照组吸光值.
1郾 2郾 4 土壤因子测定摇 土壤酸碱度采用 pH 试纸测
定,土壤有机质含量采用硫酸鄄重铬酸钾法测定,全
效氮含量采用半微量鄄开氏定氮法测定,全效磷含量
采用氢氧化钠熔融鄄钼锑抗比色法测定,全效钾含量
采用氢氧化钠熔融鄄火焰光度法测定,速效氮含量采
用碱解扩散法测定,速效磷含量采用 0郾 5 mol·L-1
NaHCO3浸提鄄钼锑抗比色法测定,速效钾含量采用
乙酸铵提取鄄火焰光度法测定[24] .
1郾 2郾 5 气候因子测定摇 依据各个调查地当地林业局
的气象资料计算所得的气候因子和基础地理信息栅
格数据(km2)及衍生数据,主要包括 10 个指标:年
均温、1 月均温、7 月均温、逸10 益年积温、年极端最
高气温、年极端最低气温、年降水量、年均日照时数、
无霜期、相对湿度.基础地理信息数据库是全国 1 颐
100 万地图的矢量数据库[25] .
1郾 3摇 数据处理
采用 SPSS[26]和 DPS[27]软件对数据进行逐步回
归分析、主成分分析、通径分析和灰色关联度分析,
将玉竹有效成分含量作为母因素,将气候因子和土
壤因子作为子因素.采用 Duncan 法进行多重比较,
显著性水平设定为 琢=0郾 05.
2摇 结果与分析
2郾 1摇 玉竹有效成分含量的主成分分析及其与生态
因子的相关性分析
《中华人民共和国药典(2005 版)》 [21]中明确规
定玉竹的多糖含量不得低于 6% .由表 2 可以看出,
除甘肃省天水市的玉竹多糖含量(5郾 7% )不达标准
外,其余地区的玉竹多糖含量均符合要求.不同环境
下玉竹有效成分含量和抗氧化活性存在显著差异.
其中,湖南省新宁县和湖北省兴山县的玉竹多糖含
量最高,分别达 42郾 5%和 38郾 5% ;而山西省娄烦县
最低,仅为 10郾 9% ;陕西省宁陕县的玉竹水溶物含
量最高,为 62郾 5% ,甘肃省天水市最低,仅为 2郾 9% ;
吉林省临江市的玉竹醇溶物含量最高,为 59郾 8% ,
陕西省眉县最低,为 3郾 4% ;陕西省眉县的玉竹抗氧
化活性最强,山西省娄烦县最弱.可见,玉竹各有效
表 2摇 不同产地玉竹有效成分含量及抗氧化活性
Table 2摇 Active component contents and antioxidant activi鄄
ty of Polygonatum odoratum in different sample places
编号
No郾
多糖
Polysaccharide
(% )
水溶物
Water鄄
soluble
component
(% )
醇溶物
Alcohol鄄
soluble
component
(% )
DPPH IC50
(mg·mL-1)
1 17郾 0cd 42郾 5d 47郾 0c 1郾 57b
2 5郾 8e 2郾 9g 4郾 1d 1郾 36c
3 22郾 3bc 55郾 8b 44郾 7c 1郾 58cd
4 17郾 1cde 33郾 7c 54郾 0a 0郾 06e
5 29郾 7b 62郾 5a 6郾 2a 0郾 31d
6 22郾 2bc 52郾 1c 40郾 4d 0郾 07d
7 13郾 4cde 39郾 6e 3郾 4f 0郾 05f
8 14郾 3cde 34郾 5f 34郾 3e 0郾 11b
9 10郾 9de 32郾 6f 45郾 6c 1郾 60cd
10 38郾 5a 39郾 3a 54郾 2b 0郾 22a
11 42郾 5a 33郾 6f 53郾 3b 0郾 49e
12 17郾 2cd 46郾 0c 59郾 8a 0郾 26e
同列不同小写字母表示差异显著(P<0郾 05) Different small letters in
the same column meant significant difference at 0郾 05 level郾
成分含量在各地区间不存在一致的规律性变化趋
势.
由表 3 可以看出,玉竹多糖含量与速效磷含量、
1 月均温和年降水量呈显著正相关;水溶物含量与
年降水量呈显著正相关,与无霜期呈显著负相关;醇
溶物与土壤 pH呈显著正相关.
摇 摇 从玉竹有效成分含量与生态因子的相关性分析
中,很难找到影响玉竹有效成分含量的共同因子,同
一生态因子对不同有效成分的影响不同,表现出一
定的复杂性.因此,对各采样点的玉竹有效成分含量
的 3 个指标进行主成分分析,前 2 个主成分可以反
映全部信息的 90郾 5% ,因此提取前 2 个主成分. 主
成分 1 的表达式为: F1 = 0郾 834Z1 + 0郾 927Z2 +
0郾 258Z3,主成分 2 的表达式为: F2 = 0郾 376Z1 +
0郾 169Z2+0郾 961Z3 .主成分 1 中,玉竹多糖和水提物
含量所占比重较大,分别为 0郾 834 和 0郾 927,占影响
因素的 54郾 1% ;主成分 2 中,玉竹醇提物含量所占
比重为 0郾 961,占影响因素的 36郾 4% . 因此,选取主
成分 1 作为主成分,代表玉竹的有效成分含量.
2郾 2摇 生态因子对主成分 1 的逐步回归分析
以不同产区玉竹的主成分 1 为因变量 Y,以 10
个气候因子(表 4),即年均温(X1)、1 月均温(X2)、7
月均温(X3)、逸10 益有效积温(X4)、年极端最高气
温(X5)、年极端最低气温(X6)、年降水量(X7)、年
均日照时数 ( X8 )、无霜期 ( X9 )、平均相对湿度
(X10),以及 8 个土壤因子(表 5),即土壤 pH(X11)、
速效氮(X12 ) 、速效磷(X13 ) 、速效钾(X14 ) 、有机质
94416 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 卜摇 静等: 玉竹品质与主要生态因子的相关性摇 摇 摇 摇 摇
表 3摇 玉竹有效成分含量与生态因子的相关系数
Table 3摇 Correlation coefficients between active component
contents of Polygonatum odoratum and ecological factors
因子
Factor
多糖
Polysac鄄
charide
水溶物
Water鄄
soluble
component
醇溶物
Alcohol鄄
soluble
component
DPPH IC50
土壤 pH
Soil pH
-0郾 138 -0郾 42 0郾 590* 0郾 283
速效氮
Available nitrogen
0郾 028 0郾 017 -0郾 174 0郾 423
速效磷
Available phosphorus
0郾 690* 0郾 531 0郾 228 0郾 242
速效钾
Available potassium
0郾 344 -0郾 014 -0郾 204 0郾 018
有机质
Organic matter
0郾 002 0郾 204 -0郾 272 -0郾 152
全氮
Total nitrogen
-0郾 058 0郾 134 -0郾 208 0郾 277
全磷
Total phosphorus
0郾 154 0郾 075 -0郾 304 -0郾 026
全钾
Total potassium
0郾 029 -0郾 395 -0郾 023 0郾 724**
年极端最高气温
Annual highest temperature
0郾 441 0郾 362 0郾 129 0郾 469
1 月均温
Average temperature in Jan.
0郾 629* 0郾 274 -0郾 438 0郾 053
7 月均温
Average temperature in Jul.
0郾 448 0郾 295 0郾 009 -0郾 391
逸10 益有效积温
逸10 益 effective accumu鄄
lated temperature
0郾 402 0郾 284 -0郾 160 -0郾 09
年极端最低气温
Annual lowest temperature
0郾 154 0郾 075 -0郾 271 -0郾 347
相对湿度
Relative humidity
0郾 219 0郾 247 0郾 039 0郾 387
年降水量
Annual average rainfall
0郾 634* 0郾 590* 0郾 316 0郾 614*
无霜期
Frost鄄free period
-0郾 561 -0郾 688* -0郾 262 -0郾 208
年均日照时数
Annual sunshine hours
0郾 551 0郾 561 0郾 025 0郾 022
年均温
Annual average temperature
0郾 513 0郾 407 -0郾 094 -0郾 083
* P<0郾 05; ** P<0郾 01郾
(X15)、全氮(X16)、全磷(X17)、全钾(X18)的含量为
自变量,对生态因子对玉竹有效成分含量的影响进
行逐步回归分析.建立回归方程初始参数的选择标
准是按照自变量对因变量作用的显著程度,从大到
小逐个引入,直到既无不显著的自变量从回归方程
中剔除(P>0郾 01),又无显著变量可引入(P<0郾 05)
为止. 方程为: Y = 7郾 8169 - 0郾 0591X2 + 0郾 0555X3 +
0郾 0018X7 + 0郾 0151X9 - 0郾 2069X11 + 1郾 8621X18 ( r =
0郾 995,P=0郾 0001).分析结果表明,1 月均温(X2)、7
月均温(X3)、年降水量(X7)、无霜期(X9)、土壤 pH
(X11)和全钾含量(X18)是综合影响玉竹有效成分含
量的主导因子,而且它们之间存在显著的线性关系,
其他生态因子与玉竹有效成分含量无显著关系.
2郾 3摇 生态因子对主成分 1 的通径分析
对所选生态因子(X i)与主成分 1(Y)进行通径
分析,将它们的相关系数分为直接作用系数和间接
作用系数两部分. 由表 6 可以看出,土壤全钾(X18)
对 Y 的直接影响最大,其次依次为无霜期(X9)、年
降水量(X7)、7 月均温(X3)、1 月均温(X2)、土壤 pH
(X11).从相关系数看:7 月均温(X3)>无霜期(X9)>
年降水量(X7)>1 月均温(X2)>土壤 pH(X11)>土壤
全钾(X18). X18对 Y的直接作用(0郾 83)最大,但它与
X9呈负相关,而且与 X2的正相关不能抵消 X9对它的
限制作用(间接作用系数总和为-0郾 78),因此导致
其相关系数为 0郾 05,与 Y 的相关性最小. X2对 Y 的
直接影响在 6 个因素中最小(-0郾 50),但它通过 X9、
X7和 X3的正向间接影响抵消了 X11和 X18对其的负
向影响,使得 X2与 Y 的相关性较高(0郾 44). X3对 Y
的直接作用处于 6 个因素中的中间水平,但由于其
他因素对它的间接作用大于它本身的直接作用,使
表 4摇 各土壤因子的实测值
Table 4摇 Measured values of soil factors
编号
Number
土壤 pH
Soil pH
速效氮
Available
nitrogen
(mg·kg-1)
速效磷
Available
phosphorus
(mg·kg-1)
速效钾
Available
potassium
(mg·kg-1)
有机质
Organic
matter
(% )
全氮
Total
nitrogen
(% )
全磷
Total
phosphorus
(% )
全钾
Total
potassium
(% )
1 7郾 34 37郾 01 28郾 83 305郾 94 11郾 20 0郾 71 0郾 12 1郾 47
2 7郾 50 46郾 36 11郾 67 265郾 82 10郾 55 0郾 37 0郾 06 1郾 50
3 5郾 51 37郾 36 18郾 40 225郾 70 14郾 26 0郾 51 0郾 06 1郾 44
4 5郾 72 15郾 00 11郾 31 168郾 37 8郾 04 0郾 21 0郾 05 1郾 64
5 5郾 62 26郾 08 17郾 18 262郾 72 14郾 91 0郾 43 0郾 07 1郾 84
6 7郾 06 17郾 38 11郾 62 175郾 93 13郾 74 0郾 38 0郾 10 1郾 68
7 6郾 71 16郾 39 12郾 18 346郾 07 9郾 64 0郾 38 0郾 15 1郾 50
8 5郾 76 22郾 15 15郾 37 195郾 63 11郾 27 0郾 30 0郾 05 1郾 67
9 6郾 72 5郾 59 4郾 18 151郾 17 2郾 75 0郾 10 0郾 07 1郾 67
10 7郾 24 29郾 95 25郾 00 420郾 59 10郾 00 0郾 35 0郾 10 1郾 88
11 6郾 02 19郾 92 34郾 43 246郾 20 3郾 82 0郾 11 0郾 08 1郾 34
12 5郾 83 7郾 56 10郾 07 40郾 06 3郾 51 0郾 10 0郾 04 1郾 55
0541 应摇 用摇 生摇 态摇 学摇 报摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 23 卷
表 5摇 各气候因子的实测值
Table 5摇 Measured values of climatic factors
编号
Number
年均温
Annual
average
temperature
(益)
1 月均温
Average
temperature
in January
(益)
7 月均温
Average
temperature
in July
(益)
逸10 益
有效积温
逸10 益
effective
accumulated
temperature
(益)
年极端
最高气温
Annual
highest
temperature
(益)
年极端
最低气温
Annual
lowest
temperature
(益)
年降水量
Annual
average
rainfall
(mm)
年日照
时数
Annual
sunshine
hours
(h)
无霜期
Frost free
period
(d)
相对湿度
Relative
humidity
(% )
1 5郾 9 -14郾 2 18郾 7 2129郾 1 18郾 7 -12郾 4 491郾 3 2296郾 0 128郾 0 65郾 0
2 11郾 5 -0郾 6 23郾 3 2785郾 0 37郾 4 -15郾 0 574郾 0 1780郾 2 198郾 0 85郾 0
3 17郾 3 7郾 2 25郾 6 5274郾 0 41郾 5 -4郾 3 1555郾 3 1130郾 0 310郾 0 87郾 0
4 13郾 8 -1郾 8 22郾 0 4400郾 0 38郾 6 -13郾 8 803郾 2 2056郾 0 217郾 0 68郾 0
5 11郾 7 -2郾 3 30郾 8 3181郾 5 41郾 0 -15郾 4 735郾 8 1713郾 5 216郾 2 63郾 0
6 13郾 5 -5郾 7 21郾 5 4626郾 0 36郾 7 -23郾 7 559郾 7 2436郾 0 208郾 0 67郾 0
7 11郾 3 -2郾 1 27郾 1 3803郾 8 44郾 9 -22郾 5 626郾 4 2194郾 1 202郾 6 69郾 0
8 11郾 8 -2郾 2 31郾 3 3595郾 8 42郾 4 -25郾 7 557郾 4 2132郾 8 190郾 0 57郾 0
9 7郾 5 -7郾 6 21郾 7 3798郾 0 37郾 2 -24郾 6 430郾 0 2572郾 6 135郾 0 59郾 0
10 13郾 3 1郾 2 28郾 6 4196郾 4 39郾 1 -14郾 5 1037郾 0 1614郾 8 215郾 0 73郾 0
11 17郾 0 5郾 4 27郾 9 4539郾 4 39郾 8 -7郾 5 1306郾 6 1414郾 3 292郾 0 81郾 0
12 5郾 3 -15郾 6 22郾 4 2300郾 0 28郾 2 -33郾 7 791郾 8 2232郾 4 140郾 0 69郾 0
表 6摇 玉竹有效成分含量与生态因子的相关分析和通径分析
Table 6摇 Correlation and path analyses between active component contents of Polygonatum odoratum and ecological factors
因子
Factor
相关系数
Correlation
coefficient
直接作用系数
Direct path
coefficient
间接作用
系数总和
Sum of
indirect path
coefficient
间接作用系数 Indirect path coefficient
寅X2 寅X3 寅X7 寅X9 寅X11 寅X18
X2 0郾 44 -0郾 50 0郾 94 0郾 22 0郾 46 0郾 72 -0郾 01 -0郾 45
X3 0郾 64 0郾 37 0郾 28 -0郾 31 0郾 31 0郾 44 -0郾 01 -0郾 16
X7 0郾 62 0郾 80 -0郾 18 -0郾 28 0郾 13 0郾 51 -0郾 09 -0郾 46
X9 0郾 62 0郾 81 -0郾 20 -0郾 48 0郾 20 0郾 53 0郾 03 -0郾 48
X11 0郾 05 -0郾 26 0郾 31 -0郾 01 0郾 02 0郾 25 -0郾 09 0郾 15
X18 0郾 05 0郾 83 -0郾 78 0郾 26 -0郾 07 -0郾 46 -0郾 46 -0郾 05
得影响结果为正(0郾 28),最终 X3与 Y的相关系数最
大(0郾 64).综上可见,并非因子与成分间的直接作
用越大,它们之间的相关性越大.
通径分析反映出,生态因子与主成分 1 之间的
路径关系复杂,因此需要通过决策系数来决定如何
选择最好的路径.
2郾 4摇 生态因子对主成分 1 的决定程度分析
除了分析各自变量(X i)对因变量(Y)的相对影
响程度外,还要分析各自变量对因变量的绝对影响
程度,绝对影响程度用决定系数来表示.仅单个因子
作用时,决定系数等于通径系数的平方,即R i2 = bi2 .
多个因子共同作用并且多个因子之间存在相关关系
时,决定系数还应包括多个因子的互作效应,即
R ij2 =2birijb j .这样既考虑了因子间的直接关系,也考
虑了因子间的间接作用[28] . 综合分析得知:1 月均
温、7 月均温、年降水量、无霜期、土壤 pH 和全钾含
量等 6 个具有显著作用的生态因子以及它们之间的
相互效应对玉竹有效成分含量(F1)的总决定系数
为 0郾 99,决定了玉竹有效成分含量的 99郾 0% .因此,
这 6 个生态因子是影响玉竹有效成分含量的主要参
数.决策系数是反映自变量对因变量综合作用大小
的参数,利用决策系数可以对通径分析结果进行明
确的判断,并确定主要决定性变量和限制性变
量[29] .决策系数的计算公式为:R( i) 2 = 2bi riy -bi2 . 1
月均温(X2)、7 月均温(X3)、年降水量(X7)、无霜期
(X9)、土壤 pH(X11)和全钾(X18)含量等 6 个生态因
子的决策系数分别为:
R(2) 2 =2伊(-0郾 495)伊0郾 443-(-0郾 495) 2
= -0郾 684
R(3) 2 =2伊0郾 366伊0郾 643-0郾 3662 =0郾 337
R(7) 2 =2伊0郾 795伊0郾 617-0郾 7952 =0郾 349
R(9) 2 =2伊0郾 813伊0郾 618-0郾 8132 =0郾 344
R(11) 2 =2伊(-0郾 258)伊0郾 054-(-0郾 258) 2
= -0郾 095
15416 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 卜摇 静等: 玉竹品质与主要生态因子的相关性摇 摇 摇 摇 摇
R(18) 2 =2伊 0郾 827伊0郾 051-0郾 8272 = -0郾 600
按决策系数大小排序:R(7) 2>R(9) 2>R(3) 2>R(11) 2
>R(18) 2> R(2) 2,且 R(11) 2 < 0. 7 月均温(X3)、年降水
量(X7)、无霜期(X9)的决策系数为正值,说明这 3
个生态因子对玉竹有效成分含量的综合影响较大,
可以看作是影响玉竹有效成分含量的主要决策因
素,其中 R(7) 2最大,说明年降水量是玉竹有效成分
含量最主要的决策因素. 而土壤 pH ( X11 )、全钾
(X18)、1 月均温(X2)的决策系数为负值,说明这 3
个生态因子是影响玉竹有效成分含量的主要限制因
素,三者中 R(2) 2最小,说明 1 月均温是玉竹有效成
分含量最主要的限制因素,其次为土壤全钾含量和
土壤 pH.因此,要提高玉竹的有效成分含量,必须提
高玉竹生长环境的降水量,限制 1 月均温、土壤全钾
含量和土壤 pH,保持 7 月积温和无霜期.
2郾 5摇 玉竹有效成分含量与抗氧化活性的灰色关联
度分析
分别以全国 12 个产区的玉竹抗氧化活性 DP鄄
PH IC50值作参考序列 X0(k),以玉竹的多糖、水溶物
和醇提物 3 个有效成分分别作为比较序列 X1( k)、
X2(k)、X3(k).首先对原始数据作初值化处理,算出
X i(k)与 X0(k)差值的绝对值,求出 2 种浸出物含量
的关联系数,再分别算出各有效成分含量与抗氧化
活性间的关联度.
玉竹有效成分含量与抗氧化活性有一定的关
系,影响抗氧化活性的有效成分依次为水溶物( r1 =
0郾 239)、 多糖含量 ( r2 = 0郾 213 )、 醇溶物 ( r3 =
0郾 198).同时,由表 3 可知,DPPH IC50与多糖、水溶
物和醇溶物含量均呈负相关,多糖和水溶物含量的
相关系数绝对值最大,结合灰色关联度分析,说明水
溶物和多糖是影响玉竹抗氧化活性的最主要成分,
这与主成分分析结果一致.
3摇 讨摇 摇 论
随着药用植物广泛而深入的应用,关于其品质
与生态因子的关系越来越受到重视.但是,药用植物
的有效成分含量、抗氧化活性等品质指标和生态因
子之间关系密切、相互影响,并且由于地理现象与问
题的复杂性,它们之间的关系很难用简单的统计方
法来分析.目前,研究药用植物有效成分和生态因子
的关系多用单一的回归分析、相关分析等方法,多注
重土壤或者气候因子中某个或某几个因素对一种或
者几种次生代谢产物含量变化的影响[16,29-30] . 但实
际上,次生代谢的调节和变化是一个极为复杂的过
程,同时受到一系列生态因子的共同影响,研究结果
不一定能够准确地反映实际情况.关于玉竹,已有的
研究多侧重于其化学成分和药理作用、生物活性成
分与品质分析,以及玉竹种类的鉴定[7-9,31-33] .因此,
本研究对多种方法进行择优弃短,逐步递进地揭示
出影响玉竹有效成分含量的生态因子,以及有效成
分含量与抗氧化能力之间的关系.
本研究中,生态因子与有效成分均为多个变量,
并且它们之间不存在一致的规律性变化.因此,首先
运用主成分分析得出玉竹有效成分中的主要成分,
进而得出影响有效成分含量的关键生态因子,建立
最优关系模型.然而,研究多个变量时,变量间彼此
交互作用且有着不同的计量单位,回归系数大小并
未反映出自变量因子对结果变量产生影响的程度,
因此采用通径分析进行弥补,进一步揭示影响现象
变异的主要因素所产生的直接和间接作用,明晰自
变量如何间接影响或者通过其他自变量间接影响因
变量[34-36] .本研究中,计算各个变量的决策系数是
确定其在决策中的作用,确定对因变量起着主要决
定性作用或主要限制性作用的自变量,如主要决定
性变量、主要限制性变量等[37] . 通过以上多种方法
逐层系统剖析,也是对系统动态过程发展态势的定
量比较分析,在分析植物与环境的关系时避免了研
究指标和方法单一、生态因子少而零散,缺乏综合性
分析与评价的情况,使得结论比较可靠而且能够反
映客观实际情况,符合本研究需要,并且为研究和分
析后续问题提供了更全面、更完善的决策依据.
本研究表明,玉竹有效成分含量主要受 1 月均
温、7 月均温、年均降水量、无霜期、土壤 pH值、全钾
等 6 个生态因子综合影响.在实际生产中,可以将玉
竹相应产地的生态因子代入方程,以获取玉竹有效
成分含量,指导玉竹生产环境模块的设计,为数字化
玉竹生产提供依据. 同时发现,1 月均温、7 月均温、
年均降水量、无霜期等气候因子对玉竹有效成分含
量的影响程度要比土壤 pH、全钾含量等土壤因子的
影响程度大,其中,年降水量和 1 月均温是影响玉竹
有效成分含量最主要的决策因素和限制因素,降水
量的多少很大程度决定着土壤蒸发量和植物蒸腾作
用的强弱,充足的水分供给是玉竹维持正常生长发
育和生理活动的重要保障.因此,在选择栽培玉竹的
基地时,要充分考虑基地所在区域的气候条件,特别
是 1 月均温、年降水量和无霜期等气候因子是否能
达到玉竹的生长要求,同时也要考虑土壤因子,尤其
土壤 pH和全钾含量.
2541 应摇 用摇 生摇 态摇 学摇 报摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 23 卷
玉竹有效成分含量与抗氧化活性的灰色关联度
分析表明,二者之间有着复杂的关系.这可能是因为
DPPH IC50主要与玉竹的代谢产物有关,玉竹的有效
成分很多,如多糖类化合物、多酚类化合物、黄酮类
化合物、生物碱和皂苷类等,都可能对 DPPH IC50值
有一定的影响,但到底是哪些成分起决定作用,还有
待进一步研究.另外,本文只研究了土壤、气候因子
对玉竹品质的影响,而对于其他因素,如海拔、紫外
线照射量等有待进一步研究.在选择评判指标时,应
该在条件允许的情况下尽可能多的选取指标,并且
尽可能选择相关性较大的指标.
玉竹分布广泛,各地立地条件、气候差异明显,
光、温、水分布极不平衡. 这些差异影响着各地区玉
竹的产量和品质水平,因此在选择玉竹种植基地时
应充分考虑各地生态环境的差异,尽可能选择玉竹
最佳适生地.
参考文献
[1]摇 Yan X鄄F (阎秀峰), Wang Y (王摇 洋), Li Y鄄M (李
一蒙). Plant secondary metabolism and its response to
environment. Acta Ecologica Sinica (生态学报 ),
2007, 27(6): 2554-2562 (in Chinese)
[2]摇 Lu S鄄P (鲁守平), Sui X鄄X (隋新霞), Su Q (苏
群), et al. Biological functions of secondary metabolism
of medicinal plants and influences of ecological environ鄄
ment. Natural Product Research and Development (天然
产物研究与开发), 2006, 18 (6): 1027 - 1032 ( in
Chinese)
[3]摇 Huang L鄄Q (黄璐琦), Guo L鄄P (郭兰萍). Secondary
metabolites accumulating and geoherbs formation under
environmental stress. China Journal of Chinese Materia
Medica (中国中药杂志), 2007, 32(4): 277-280 (in
Chinese)
[4]摇 Cao H鄄L (曹海禄), Cao G鄄F (曹国番), Wei J鄄H (魏
建和), et al. Effects of genetical and environmental
factors on medicinal plant quality. Chinese Traditinal
and Herbal Drugs (中草药), 2007, 38(5): 786-787
(in Chinese)
[5]摇 Group of Chinese herbal medicine compilation (全国中
草药汇编编写组). National Herbal Compendium. Bei鄄
jing: People爷s Medical Publishing House, 1975 (in Chi鄄
nese)
[6]摇 Huang Z鄄S (黄兆胜). Chinese Pharmacy. Beijing:
People爷s Medical Publishing House, 2002 (in Chinese)
[7]摇 Lin H鄄W (林厚文), Han G鄄Y (韩公羽), Liao S鄄X
(廖时萱). Studies on the active constituents of the Chi鄄
nese traditional medicine Polygonatum odoratum
(Mill. ) Druce. Acta Pharmaceutica Sinica (药学学
报), 1994, 29(3): 215 (in Chinese)
[8]摇 Li S鄄Q (李盛青), Xu D鄄L (徐大量), Lin H (林
辉). Experimental study on the anti鄄aging active compo鄄
nents in rhizoma Polygonati odorati. Traditional Chinese
Drug Reseach & Clinical Pharmacology (中药新药与临
床药理), 2008, 19(3): 178-180 (in Chinese)
[9]摇 Peng Y鄄X (彭秧锡), Liu S鄄J (刘士军), Guo J (郭
军), et al. Present situation and perspective of Polygo鄄
natum odoratum ( Mill. ) Druce product research and
development. Food Research and Development (食品研
究与开发), 2005, 26(6): 120-121 (in Chinese)
[10]摇 Bi B (毕 摇 博), Bao J鄄S (包京姗), L俟 X鄄Q (吕晓
茜), et al. Study on effects of different harvesting time
and growth years on quality of Polygonatum odoratum.
Modern Chinese Medicine (中国现代中药), 2010, 12
(12): 14-16 (in Chinese)
[11]摇 Zhang X鄄M (张轩铭), Wang D鄄M (王冬梅), Wang J
(王 摇 瑾), et al. In vitro antioxidative activities of
Polygonatum odoratum flavonoids extracts from different
regions in China. Acta Botanica Boreali鄄Occidentalia
Sinica (西北植物学报), 2011, 31(3): 628-631 ( in
Chinese)
[12]摇 Wang D鄄M (王冬梅), Zhang J鄄F (张京芳), Li D鄄W
(李登武). Homoisoflavanones of Polygonatum odora鄄
tum Rhizome from Qinling Mountain. Scientia Silvae
Sinicae (林业科学), 2008, 44(9): 125-128 (in Chi鄄
nese)
[13]摇 Li Z (李摇 钟), Liu T鄄S (刘塔斯), Yang X鄄G (杨先
国), et al. Contents of odoratan of rhizoma Polygonati
odorati in different regions and collecting time. Journal
of Liaoning College of Traditional Chinese Medicine (辽
宁中医学院学报), 2004, 6(5): 355-356 ( in Chi鄄
nese)
[14]摇 Guo Q鄄S (郭巧生), Liang Y鄄N (梁迎暖), Zhang Z鄄Y
(张重义), et al. Effects of soil factor on quality of
Chrysanthemum morifolium originated from Wenxian
County. China Journal of Chinese Materia Medica (中
国中药杂志), 2008, 33(2): 123-128 (in Chinese)
[15] 摇 Zhang L鄄T (张莲婷), Ye Z鄄L (叶正良), Guo Q鄄S
(郭巧生). Effects of soil factor on active components of
Radix ophiopogonis. China Journal of Chinese Materia
Medica (中国中药杂志), 2010, 35(11): 1372-1376
(in Chinese)
[16]摇 Wu Q鄄S (吴庆生), Zhu R鄄B (朱仁斌), Wan Z鄄H
(宛志沪), et al. The correlation between effective
components of American Ginseng and climatic factors.
Acta Ecologica Sinica (生态学报), 2002, 22 (5):
779-782 (in Chinese)
[17]摇 Wang Z鄄Q (王宗权), Jia J鄄M (贾继明), Song J (宋
剑). Analysis of grey correlation between saponins and
environmental factors in Astragali Radix. Chinese Tradi鄄
tional and Herbal Drugs (中草药), 2010, 41 (10):
1709-1712 (in Chinese)
[18]摇 Li W鄄J (李卫建), Li X鄄N (李先恩). Study on quan鄄
tified relationship between contents of active components
in Forsythia suspense and nutrition of soil. China Jour鄄
nal of Chinese Materia Medica (中国中药杂志 ),
2005, 30(20): 1577-1579 (in Chinese)
[19]摇 Li Q (李摇 倩), Liang Z鄄S (梁宗锁), Dong J鄄E (董
娟娥), et al. Grey correlation for main climatic factors
and quality of Danshen (Salvia miltiorrhiza Bunge). Ac鄄
35416 期摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 卜摇 静等: 玉竹品质与主要生态因子的相关性摇 摇 摇 摇 摇
ta Ecologica Sinica (生态学报), 2010, 30 (10 ):
2569-2575 (in Chinese)
[20]摇 Bao S鄄D (鲍士旦). Soil and Agricultural chemistry
Analysis. 3rd Ed. Beijing: China Agriculture Press,
2005 (in Chinese)
[21] 摇 Chinese Pharmacopoeia Commission (国家药典委员
会). Chinese Pharmacopoeia. Beijing: Chemical Indus鄄
try Press, 2005 (in Chinese)
[22]摇 Brad鄄Williams W, Cuvelier ME, Berset C. Use of a free
radical method to evaluate antioxidant activity. LWT鄄
Food Science and Technology, 1995, 28: 25-30
[23]摇 Yang J鄄H (杨锦华), Li B (李摇 博), Ji B鄄P (籍保
平). Study on antioxidant activities of edible plants and
medicinal plants common in China. Food Science (食品
科学), 2006, 2(6): 88 (in Chinese)
[24]摇 Li Y鄄K (李酉开). Common Analysis Methods of Soil
and Agrochemistry. Beijing: Science Press, 1983 ( in
Chinese)
[25]摇 National Fundamental Geographic Information Center
(国家地理信息中心). National Fundamental Geo鄄
graphic Information System鄄National 1: 100000 Topo鄄
graphic Data Map [EB / OL]. (2003鄄12鄄05) [2012鄄03鄄
20 ]. http: / / nfgis. nsdi. gov. cn / nfgis / chinese / db /
dlg100 / jtb. htm
[26]摇 Lu W鄄D (卢纹岱), Zhu Y鄄L (朱一力), Sha J (沙
捷), et al. SPSS for Windows. Beijing: Electronics In鄄
dustry Press, 1997 (in Chinese)
[27]摇 Tang Q鄄Y (唐启义), Feng M鄄G (冯明光). DPS Data
Processing System for Practical Statistics. Beijing: Sci鄄
ence Press, 2002 (in Chinese)
[28]摇 Yuan Z鄄F (袁志发), Zhou J鄄Y (周静芋). Multivari鄄
ate Statistical Analysis. Beijing: Science Press, 2002
(in Chinese)
[29]摇 Yuan Z鄄F (袁志发), Zhou J鄄Y (周静芋), Guo M鄄C
(郭满才), et al. Decision coefficient-The decision in鄄
dex of path analysis. Journal of Northwest Sci鄄Tech
University of Agriculture and Forestry. (Natural Science)
(西北农林科技大学学报·自然科学版), 2001, 29
(5): 133-134 (in Chinese)
[30]摇 Wei Q鄄P (魏钦平), Zhang J鄄X (张继祥), Mao Z鄄Q
(毛志泉), et al. Optimum meteorological factors and
climate divisions of apple for good quality. Chinese Jour鄄
nal of Applied Ecology (应用生态学报), 2003, 14
(5): 713-716 (in Chinese)
[31]摇 Wei Q鄄P (魏钦平), Cheng S鄄H (程述汉), Tang F
(唐 摇 芳). Relationship between fruit quality of Fiji
apple and meteorological factors. Chinese Journal of
Applied Ecology (应用生态学报), 1999, 10 (3):
289-292 (in Chinese)
[32]摇 Wang R鄄L (王润玲), Tang C (唐摇 铖), Zhou Y (周
晔). Identification of rhizome of Polygonatum odoratum
and its adulterants by RAPD. Chinese Traditional and
Herbal Drugs (中草药), 2006, 37(11): 1727-1729
(in Chinese)
[33]摇 Li Z (李 摇 钟), Liu T鄄S (刘塔斯). Identification of
the Genuine Drug Polygonatum odoratum in Hunan by
RAPD. PhD Thesis. Hunan: Hunan College of Chinese
Medicine, 2010 (in Chinese)
[34]摇 Ning H (宁 摇 慧). Analysis of Active Compound and
Quality of Polygonatum odoratum. Master Thesis.
Hanzhong: Shaanxi University of Technology, 2010 ( in
Chinese)
[35]摇 Zhao Y鄄X (赵益新), Ouyang X (欧阳熙), Chen Z鄄H
(陈智华), et al. A multi鄄level fuzzy mathematical syn鄄
thetical appraisal of optimal decision of animal breeds.
Journal of Sichuan Normal University (Natural Science)
(四川师范大学学报·自然科学版), 2003, 26(6):
634-635 (in Chinese)
[36]摇 Zheng T (郑 摇 彤), Chen C鄄Y (陈春云). Environ鄄
mental System Mathematical Model. Beijing: Chemical
Industry Press, 2003 (in Chinese)
[37]摇 Zhao Y鄄X (赵益新), Chen J鄄D (陈巨东). The path
analysis model and application in research of decision
degree of ecological factors. Journal of Sichuan Normal
University (Natural Science) (四川师范大学学报·自
然科学版), 2007, 30(1): 120-123 (in Chinese)
作者简介摇 卜摇 静,女,1986 年生,硕士研究生. 主要从事药
用植物生态学研究. E鄄mail: bujing19860304@ 163. com
责任编辑摇 孙摇 菊
4541 应摇 用摇 生摇 态摇 学摇 报摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 摇 23 卷