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Effects of dazomet on Phytophthora capsici and microbial communities in the field trials

棉隆对辣椒疫霉病的防效及对土壤微生物群落的影响



全 文 :植物保护学报 Journal of Plant Protectionꎬ 2015ꎬ 42(5): 834 - 840 DOI: 10􀆰 13802 / j. cnki. zwbhxb. 2015􀆰 05􀆰 020
基金项目: 山东省农业重大应用技术创新课题(2130106)ꎬ国家公益性行业(农业)科研专项(201003004)
∗通讯作者(Author for correspondence)ꎬ E ̄mail: wangjx@ sdau. edu. cn
收稿日期: 2014 - 08 - 06
棉隆对辣椒疫霉病的防效及对土壤微生物群落的影响
张  超1   卜东欣1   张  鑫1   吴翠霞2   王金信1∗
(1.山东农业大学植物保护学院ꎬ 泰安 271018ꎻ 2.山东省泰安市农业科学研究院ꎬ 泰安 271000)
摘要: 为明确不同剂量棉隆对辣椒疫霉的防效及对土壤微生物群落的影响ꎬ在温室大棚条件下采
用密封熏蒸法测定了不同剂量(300、450、600 和 750 kg / hm2)棉隆土壤熏蒸对土壤疫霉病菌的抑制
率及田间防效ꎬ并采用 Biolog法研究了其对土壤微生物功能多样性的影响ꎮ 结果表明ꎬ不同剂量棉
隆在熏蒸后揭膜当天(0)、80、140 d 对辣椒疫霉病菌的抑制率分别为 86􀆰 84% ~ 100% 、75􀆰 26% ~
96􀆰 37%和 73􀆰 24% ~ 95􀆰 46% ꎻ且 80、140 d 时对辣椒疫霉病的防效分别为 77􀆰 19% ~ 96􀆰 49%和
70􀆰 00% ~93􀆰 33% ꎻ在棉隆熏蒸揭膜当天各剂量处理下微生物对碳源的利用(用平均每孔颜色变化
率表示)以及微生物多样性指数中的丰富度指数、均匀度指数及 McIntosh 指数均显著低于对照ꎬ而
Simpson指数显著高于对照ꎬ随着试验时间的延长ꎬ各剂量对其影响逐渐减小ꎬ但高剂量尤其是 750
kg / hm2 处理在 140 d时仍与对照差异显著ꎮ 表明棉隆剂量越高对辣椒疫霉病的防效越显著ꎬ对微
生物活性影响越大ꎬ高剂量处理能明显抑制土壤微生物的活性ꎬ降低土壤微生物的多样性ꎮ
关键词: 辣椒ꎻ 棉隆ꎻ 辣椒疫霉ꎻ 土壤微生物功能多样性
Effects of dazomet on Phytophthora capsici and microbial
communities in the field trials
Zhang Chao1   Bu Dongxin1   Zhang Xin1   Wu Cuixia2   Wang Jinxin1∗
(1. College of Plant Protectionꎬ Shandong Agricultural Universityꎬ Tai’an 271018ꎬ Shandong Provinceꎬ Chinaꎻ
2. Tai’an Academy of Agricultural Sciences in Shandong Provinceꎬ Tai’an 271000ꎬ Shandong Provinceꎬ China)
Abstract: To ascertain the effects of dazomet on Phytophthora capsici and microbial communitiesꎬ the
inhibition rate and field efficacy of dazomet at different doses (300ꎬ 450ꎬ 600ꎬ and 750 kg / hm2) on P.
capsici in the field trials were investigated with sealed fumigation methodꎬ and the effect on soil microbial
functional diversity was tested by using Biolog method. The results showed that the inhibition rates of
dazomet on P. capsici were 86􀆰 84% - 100% ꎬ 75􀆰 26% - 96􀆰 37% and 73􀆰 24% - 95􀆰 46% at 0ꎬ 80th
and 140th dayꎬ respectivelyꎻ the control efficiency of dazomet to P. capsici were 77􀆰 19% -96􀆰 49% and
70􀆰 00% - 93􀆰 33% at 80th and 140th dayꎬ respectively. The values of carbon source utilization by
microorganisms ( indicated by average well ̄color development) and richness indexꎬ evenness indexꎬ
McIntosh index of soil microbial diversity were significantly lower than those of the controlꎬ and the value
of Simpson index was significantly higher than that of the control at the day when the PE film was
removed. As incubation time was prolongedꎬ the influences of different doses decreased gradually
compared to that of the control. Howeverꎬ there were significant differences between 750 kg / hm2
treatment and the control at 140th day. It indicated that dazomet had better control effects on P. capsici
with increasing doseꎻ the higher dose had remarkable effects on microbial activity. Dazomet at high dose
could significantly inhibit the activity of soil microorganisms and reduce soil microbial diversity.
Key words: pepperꎻ dazometꎻ Phytophthora capsiciꎻ soil microbial functional diversity
    随着辣椒商品化生产的发展ꎬ辣椒种植趋向高
度集约化ꎬ种植基地相对固定、重茬种植现象多见
(乔俊卿等ꎬ2013)ꎮ 重茬种植使辣椒田的土传病害
发生加重ꎬ尤其是辣椒疫霉病由于防治困难ꎬ有逐年
加重的趋势ꎬ使辣椒生产遭受了严重的经济损失
(Jiang et al. ꎬ2006ꎻ张鑫等ꎬ2013)ꎮ 传统的杀菌剂
如苯基酰胺类杀菌剂(甲霜灵、精甲霜灵)等长期使
用易产生抗性ꎬ导致防治效果下降 (戚仁德等ꎬ
2008ꎻ秦维彩等ꎬ2010ꎻ韩秀英等ꎬ2011)ꎮ
熏蒸剂作为土壤消毒剂在种植植物前使用ꎬ迄
今为止国内外尚未发现抗药性的报道ꎮ 土壤熏蒸剂
甲基溴防治土传病虫害效果良好ꎬ但因为破坏大气
中的臭氧层ꎬ发展中国家将在 2015 年淘汰甲基溴
(Mao et al. ꎬ2012)ꎮ 棉隆(四氢化 ̄3ꎬ5 ̄二甲基 ̄2H ̄
1ꎬ3ꎬ5 ̄噻二嗪 ̄2 ̄硫酮)因其使用方便、控制效率高、
环保等特点被认为是潜在的甲基溴替代物ꎮ 当施于
潮湿的土壤中时ꎬ棉隆分解成主要活性化合物异硫
氰酸甲酯ꎬ能有效控制蔬菜、水果、坚果和苗圃中的
线虫、杂草和病原体等(DiPrimo et al. ꎬ2003ꎻS′lusarski
& Pietrꎬ2009ꎻMao et al. ꎬ2014)ꎮ 然而ꎬ熏蒸剂具有
广谱性ꎬ且一些熏蒸剂对土壤微生物有着重要的影
响(王方艳等ꎬ2011ꎻ仉欢等ꎬ2012)ꎮ 微生物是由多
个种群组成的微生物群落ꎬ不同种群之间存在着共
生、互利、共存和竞争等各种复杂的关系(席劲瑛
等ꎬ2003)ꎻ同时土壤微生物还参与了有机质分解、
养分循环和能量流动等生态系统过程ꎬ在维持土壤
质量中起着至关重要的作用 ( Nannipieri et al. ꎬ
2003)ꎮ 因而土壤微生物群落结构和活性的变化是
衡量土壤质量、维持土壤肥力和作物生产力的一个
重要指标(郑景瑶等ꎬ2013)ꎮ 鉴于此ꎬ对于一种新
型甲基溴替代熏蒸药剂ꎬ在关注其熏蒸效果的同时ꎬ
更应重视其对土壤微生物群落多样性的影响ꎮ
目前关于棉隆对土壤微生物群落影响的研究较
少ꎬ刘恩太等(2014)研究发现棉隆处理后苹果连作
土壤中微生物数量降低ꎬ真菌、细菌和放线菌数量分
别降低 58􀆰 8% 、15􀆰 3%和 8􀆰 5% ꎻWang et al. (2014)
从分子角度验证了棉隆能够抑制细菌和真菌的生
长ꎻ但是关于棉隆对土壤微生物群落功能多样性的
影响研究尚未见报道ꎮ 因此ꎬ本试验采用平板菌落
稀释法和 Biolog方法分别测定棉隆对辣椒疫霉病菌
的抑制率及土壤微生物对单一碳源的利用能力和方
式ꎬ研究不同浓度棉隆熏蒸对辣椒疫霉病的防效及
对土壤微生物群落结构的影响ꎬ以期为棉隆在辣椒
田的合理利用提供理论依据ꎮ
1 材料与方法
1􀆰 1 材料
供试土样:试验于 2013 年 7 月至 2014 年 1 月
在山东省莱芜市方下镇卢家村温室大棚进行ꎬ土壤
为中壤土ꎬ有机质含量为 11􀆰 25 g / kgꎬpH 6􀆰 1ꎮ 该温
室内辣椒疫霉病发生严重ꎬ从未使用棉隆及其它熏
蒸剂处理过土壤ꎮ
供试药剂及试剂:98%棉隆(dazomet)微粒剂ꎬ
江苏南通市施壮化工有限公司ꎮ 琼脂、利福平ꎬ北京
索莱宝科技有限公司ꎻ葡萄糖、氯化钠ꎬ天津市凯通
化学试剂有限公司ꎻ氯霉素ꎬ北京鼎国昌盛生物技术
有限责任公司ꎻ97%五氯硝基苯ꎬ阿拉丁试剂(上
海)有限公司ꎻBiolog测试平板ꎬ美国 Biolog公司ꎮ
仪器:GA110 万分之一电子天平ꎬ德国赛多利
斯公司ꎻSPX型智能生化培养箱ꎬ宁波江南仪器厂ꎻ
SpectraMax M2 多功能酶标仪ꎬ美国分子仪器公司ꎮ
1􀆰 2 方法
1􀆰 2􀆰 1 熏蒸土样的采集及病害的调查
棉隆试验剂量设为 300、450、600 和 750 kg /
hm2ꎬ采用随机区组设计ꎬ3 次重复ꎬ并设空白对照ꎮ
在熏蒸前 1 周灌溉各小区ꎮ 熏蒸当天ꎬ撒施棉隆后
用旋耕机将药剂混入约 30 cm 土层中ꎬ立即用 0􀆰 04
mm厚的低密度聚乙烯薄膜覆盖ꎬ20 d 后揭膜敞气ꎬ
敞气 20 d后移栽长势一致的辣椒苗ꎮ 并在揭膜后
的 0(揭膜当天)、20、40、60、80 和 140 d 取土样ꎮ 每
个小区用不锈钢取土器取 0 ~ 20 cm土层的土ꎬ将各
小区的土样分别混匀ꎬ过 2 mm 筛后于 - 20℃冰箱
保存ꎬ用于辣椒疫霉病菌数量和土壤微生物群落功
能多样性的检测ꎮ 80 d及 140 d时调查辣椒疫霉病
的发病情况并计算病情指数和防效ꎮ 病情指数 =∑
(病级株数 ×代表级数) / (株数总和 ×最高病级值) ×
100ꎻ防效 = (对照病情指数 -处理病情指数) /对照
病情指数 × 100% ꎮ 辣椒疫霉病的病情指数分级标
准(以叶片为标准)为:0 级:全株无病ꎻ1 级:全株
10%以下的叶片有少量病斑ꎻ2 级:全株 11% ~ 30%
的叶片有少量病斑或者 10%以下的叶片有大量病
斑ꎻ3 级:全株 31% ~ 50%的叶片发病或者 30%以
5385 期 张  超等: 棉隆对辣椒疫霉病的防效及对土壤微生物群落的影响
下的叶片枯萎ꎻ4 级:全株 51% ~75%的叶片发病或
者 50%以下的叶片枯萎、腐烂ꎻ5 级:全株 75%以上
的叶片发病或者茎基部腐烂、倒伏ꎮ
1􀆰 2􀆰 2 熏蒸土壤中辣椒疫霉病菌的测定
土传病菌辣椒疫霉病菌的分离采用 Masago et
al. (1977)方法ꎮ 取鲜土 10 g 加入 90 mL 已经灭菌
的 0􀆰 7‰琼脂水中ꎬ200 r / min振荡 30 min 配制成土
壤悬浮液ꎮ 分离土传疫霉病菌的培养基组分(2 000
mL)分为 A组分和 B 组分 2 部分ꎬA 组分:琼脂 35
g、葡萄糖 40 gꎻB 组分:利福平 0􀆰 02 g、氯霉素 0􀆰 03
g、五氯硝基苯 0􀆰 15 gꎮ 其中 A组分加入1 900 mL蒸
馏水ꎬ配制成培养基ꎻB 组分加入到 100 mL 无菌水
中ꎮ 在 47􀆰 5 mL培养基 A组分中加入 2􀆰 5 mL B 组
分ꎬ摇匀后加入不同浓度的 1 mL土壤悬浮液ꎬ摇匀ꎬ
平均倒入 3 个培养皿中ꎬ倒置恒温培养ꎮ 菌落分离
与计数后计算棉隆对辣椒疫霉病菌的抑制率ꎮ 抑制
率 = (对照区菌落数 - 处理区菌落数) /对照区菌
落数 × 100% ꎮ
1􀆰 2􀆰 3 熏蒸土壤中微生物群落碳源利用的测定
土壤微生物群落碳源利用能力采用 Biolog 测试
平板进行测定(Garland & Millsꎬ1991)ꎮ Biolog 平板
含有 31 种碳源ꎬ其中也含有对照ꎮ 每个 96 孔板中
含有 3 个重复ꎮ 具体步骤:10 g(干土)土样加到含
有 90 mL 0􀆰 85%生理盐水的 250 mL 锥形瓶中ꎬ200
r / min振荡 30 min后室温静置 40 minꎮ 梯度稀释至
10 - 3作为接种液ꎮ 取 150 μL悬浮液置于 Biolog ̄Eco
微型板块孔中ꎬ25℃持续培养 168 hꎮ 每 24 h 在酶
标仪上读取 590 nm 和 750 nm 下的数值ꎬ计算平均
每孔颜色变化率 ( average well ̄color developmentꎬ
AWCD)ꎬAWCD是土壤微生物群落利用单一碳源的
重要指标ꎬ在一定程度上反映了土壤中微生物种群
的数量和活性特征ꎮ AWCD = ∑(C i - R) / 31ꎬ式中ꎬ
C i为第 i孔的吸光值ꎬR为对照孔的吸光值ꎬ当 C i -
R≤0 时记为 0ꎮ
1􀆰 2􀆰 4 熏蒸土壤中微生物多样性指数的计算
以 Shannon ̄Wiener 指数、Simpson 指数及 McIn ̄
tosh 指数来多角度评价土壤微生物功能多样性ꎮ
Shannon ̄Wiener指数包括对多样性指数(H)和均匀
度指数(E)的计算ꎮ 其中多样性指数(H)用来评估
微生物群落物种的丰富度ꎬ也称为丰富度指数ꎬ
H = -∑pi lnpiꎬ式中 pi为第 i 孔相对吸光值(C i - R)
与整个平板相对吸光值总和的比率ꎻ均匀度指数
(E)用于评估微生物群落物种的均一度ꎬE = H / lnSꎬ
式中 S指颜色变化的孔数ꎻSimpson 指数(1 / D)用来
评估某些常见微生物种的优势度ꎬD =∑(ni(ni -1) /
N(N - 1))ꎬ式中ꎬni为第 i 孔的相对吸光值(C i -
R)ꎬN为相对吸光值总和ꎻMcIntosh 指数(U)是基于
群落物种多维空间上的 Euclidian 距离的多样性指
数ꎬ物种数(能利用的碳源数)越多且某些物种优势
明显(即碳源利用强度大)的群落其 McIntosh 值就
大ꎬU = (∑n2i ) 1 / 2ꎮ
1􀆰 3 数据分析
采用 SPSS 17􀆰 0 软件对不同剂量棉隆的使用效
果进行统计分析ꎬ应用 Duncan氏新复极差法进行差
异显著性检验ꎮ
2 结果与分析
2􀆰 1 棉隆对辣椒疫霉病菌的抑制率及田间防效
在熏蒸揭膜当天 (0 d)ꎬ300、450、600 和 750
kg / hm2 剂量下的棉隆对辣椒疫霉病菌的抑制率均
在 86􀆰 84%以上ꎬ其中 600、750 kg / hm2 处理的抑制
率达 100% ꎬ且在试验末期(140 d)ꎬ各剂量处理对
辣椒疫霉病菌的抑制率仍能达到 73􀆰 24%以上ꎬ而
600 kg / hm2 和 750 kg / hm2 剂量下抑制率仍在
91􀆰 31%以上ꎮ 80 d 时各剂量棉隆对辣椒疫霉病的
防效达到 77􀆰 19%以上ꎬ其中 600、750 kg / hm2 剂量
下的防效分别为 92􀆰 11%和 96􀆰 49% ꎬ140 d 时各剂
量的防效达 70􀆰 00%以上ꎬ而 600 kg / hm2 和 750 kg /
hm2 剂量下的防效仍能达到 90􀆰 83%以上(表 1)ꎮ
2􀆰 2 棉隆对土壤微生物碳源利用的影响
熏蒸揭膜当天(0 d)ꎬ棉隆 600 kg / hm2 与 750
kg / hm2 剂量下微生物群落利用单一碳源的能力较
低ꎬAWCD值直到 120 h 仍接近 0ꎻ而其它各剂量处
理下ꎬ随着培养时间的延长ꎬ微生物对碳源的利用量
增加ꎬAWCD值增大ꎬ168 h 时各剂量 AWCD 值的大
小顺序为:CK > 300 kg / hm2 > 450 kg / hm2 > 600 kg /
hm2 > 750 kg / hm2(图 1)ꎬ其中对照的 AWCD值最大
为 0􀆰 519ꎬ 750 kg / hm2 处理的 AWCD 值最小为
0􀆰 047ꎬ各剂量处理间差异显著ꎻ揭膜后 20 d 时各
剂量处理中微生物对碳源的利用量增加明显ꎬ168
h时 450 kg / hm2 剂量下 AWCD 值显著高于对照ꎬ
其它各剂量处理与对照差异不显著ꎻ40 d 时各剂
量处理随着培育时间延长ꎬAWCD值增加ꎬ但 168 h
时 600 kg / hm2 与 750 kg / hm2 处理的 AWCD 值显
著低于对照ꎬ300 kg / hm2 与 450 kg / hm2 处理的
AWCD值与对照差异不显著ꎻ60 ~ 140 dꎬ168 h 时
600 kg / hm2 与 750 kg / hm2 处理下的 AWCD值仍显
著低于对照ꎮ
638 植  物  保  护  学  报 42 卷
表 1 棉隆对辣椒疫霉病的抑制率及田间防效
Table 1 The inhibition rate and field efficacy of dazomet on Phytophthora capsici %
剂量
Dose
(kg / hm2)
0 d 80 d 140 d
抑制率
Inhibition rate
防效
Field efficacy
抑制率
Inhibition rate
防效
Field efficacy
抑制率
Inhibition rate
防效
Field efficacy
300 86􀆰 84 ± 2􀆰 60 c — 75􀆰 26 ± 1􀆰 78 d 77􀆰 19 ± 4􀆰 02 c 73􀆰 24 ± 3􀆰 35 c 70􀆰 00 ± 5􀆰 00 c
450 93􀆰 21 ± 1􀆰 35 b — 84􀆰 34 ± 1􀆰 49 c 87􀆰 72 ± 4􀆰 02 b 84􀆰 73 ± 1􀆰 11 b 84􀆰 17 ± 3􀆰 82 b
600 100􀆰 00 ± 0􀆰 00 a — 94􀆰 04 ± 1􀆰 39 b 92􀆰 11 ± 2􀆰 64 ab 91􀆰 31 ± 1􀆰 14 a 90􀆰 83 ± 1􀆰 44 ab
750 100􀆰 00 ± 0􀆰 00 a — 96􀆰 37 ± 0􀆰 88 a 96􀆰 49 ± 1􀆰 52 a 95􀆰 46 ± 0􀆰 80 a 93􀆰 33 ± 2􀆰 89 a
    表中数据为平均数 ±标准差ꎮ 同列数据后不同字母表示经 Duncan氏新复极差法检验在 P < 0􀆰 05 水平差异显著ꎮ Data are
mean ± SD. Different letters in the same column indicate significant difference at P <0􀆰 05 level by Duncan’s new multiple range test.
图 1 棉隆对土壤微生物碳源利用的影响
Fig. 1 Effects of dazomet on utilization of carbon sources by microorganisms
图中数据为平均数 ±标准差ꎮ 同色柱上不同字母表示经 Duncan 氏新复极差法检验在 P < 0􀆰 05 水平差异显著ꎮ Data
are mean ± SD. Different letters on the same color bars indicate significant difference at P < 0􀆰 05 level by Duncan’s new multiple
range test.
 
2􀆰 3 棉隆对土壤微生物群落多样性指数的影响
在熏蒸揭膜当天(0 d)ꎬ各剂量棉隆处理对土壤
微生物多样性指数影响较大ꎬ其中丰富度指数、均匀
度指数及 McIntosh 指数大小顺序均为:CK > 300
kg / hm2 > 450 kg / hm2 > 600 kg / hm2 > 750 kg / hm2ꎬ且
各剂量处理与对照间差异显著(P < 0􀆰 05)ꎮ 随着处
理时间的延长ꎬ300 kg / hm2 和 450 kg / hm2 剂量下土
壤微生物的多样性指数逐渐接近对照ꎬ600 kg / hm2
7385 期 张  超等: 棉隆对辣椒疫霉病的防效及对土壤微生物群落的影响
和 750 kg / hm2 剂量下土壤微生物的丰富度指数、均
匀度指数及 McIntosh指数随着时间延长逐渐增大ꎬ
但是直到 140 d 时仍显著低于对照(P < 0􀆰 05)ꎮ 同
时在熏蒸揭膜当天ꎬ各剂量处理对土壤微生物的
Simpson指数影响大小顺序为:750 kg / hm2 > 600
kg / hm2 > 450 kg / hm2 > 300 kg / hm2 > CKꎬ且各剂量
处理与对照间差异显著(P < 0􀆰 05)ꎻ除了 80 d 时
750 kg / hm2 剂量下土壤微生物 Simpson 指数与对照
差异不显著外ꎬ整个试验过程中 750 kg / hm2 剂量下
土壤微生物 Simpson指数均显著高于对照(表 2)ꎮ
表 2 棉隆熏蒸处理后对土壤微生物群落多样性指数的影响
Table 2 Effects of dazomet on soil microbial diversity index
时间 (d)
Time
剂量 (kg / hm2)
Dose
丰富度指数 (H)
Richness index
均匀度指数 (E)
Evenness index
Simpson指数 (1 / D)
Simpson index
McIntosh指数 (U)
McIntosh index
0 0 2􀆰 983 ± 0􀆰 036 a 0􀆰 658 ± 0􀆰 008 a 1􀆰 052 ± 0􀆰 005 e 3􀆰 268 ± 0􀆰 003 a
300 2􀆰 784 ± 0􀆰 033 b 0􀆰 614 ± 0􀆰 007 b 1􀆰 075 ± 0􀆰 003 d 3􀆰 205 ± 0􀆰 002 b
450 2􀆰 593 ± 0􀆰 051 c 0􀆰 585 ± 0􀆰 012 c 1􀆰 097 ± 0􀆰 006 c 2􀆰 482 ± 0􀆰 004 c
600 2􀆰 278 ± 0􀆰 043 d 0􀆰 514 ± 0􀆰 010 d 1􀆰 189 ± 0􀆰 005 b 0􀆰 053 ± 0􀆰 004 d
750 1􀆰 953 ± 0􀆰 051 e 0􀆰 505 ± 0􀆰 013 d 1􀆰 253 ± 0􀆰 005 a 0􀆰 052 ± 0􀆰 005 d
20 0 3􀆰 078 ± 0􀆰 061 a 0􀆰 689 ± 0􀆰 014 a 1􀆰 050 ± 0􀆰 004 b 1􀆰 313 ± 0􀆰 002 c
300 2􀆰 901 ± 0􀆰 051 c 0􀆰 640 ± 0􀆰 011 b 1􀆰 062 ± 0􀆰 004 ab 1􀆰 924 ± 0􀆰 004 b
450 3􀆰 004 ± 0􀆰 041 b 0􀆰 678 ± 0􀆰 009 a 1􀆰 052 ± 0􀆰 012 ab 2􀆰 172 ± 0􀆰 213 a
600 2􀆰 745 ± 0􀆰 036 d 0􀆰 620 ± 0􀆰 008 c 1􀆰 064 ± 0􀆰 013 ab 2􀆰 328 ± 0􀆰 027 a
750 2􀆰 785 ± 0􀆰 047 d 0􀆰 624 ± 0􀆰 010 c 1􀆰 070 ± 0􀆰 007 a 2􀆰 191 ± 0􀆰 135 a
40 0 3􀆰 139 ± 0􀆰 056 b 0􀆰 693 ± 0􀆰 012 b 1􀆰 044 ± 0􀆰 005 c 3􀆰 606 ± 0􀆰 006 b
300 3􀆰 133 ± 0􀆰 036 b 0􀆰 691 ± 0􀆰 008 bc 1􀆰 040 ± 0􀆰 004 cd 3􀆰 555 ± 0􀆰 005 c
450 3􀆰 193 ± 0􀆰 034 a 0􀆰 710 ± 0􀆰 008 a 1􀆰 039 ± 0􀆰 006 d 3􀆰 696 ± 0􀆰 003 a
600 3􀆰 094 ± 0􀆰 038 c 0􀆰 688 ± 0􀆰 008 c 1􀆰 050 ± 0􀆰 004 b 3􀆰 191 ± 0􀆰 005 d
750 2􀆰 935 ± 0􀆰 045 d 0􀆰 662 ± 0􀆰 010 d 1􀆰 056 ± 0􀆰 004 a 2􀆰 481 ± 0􀆰 004 e
60 0 3􀆰 271 ± 0􀆰 047 a 0􀆰 727 ± 0􀆰 010 a 1􀆰 040 ± 0􀆰 003 bc 2􀆰 976 ± 0􀆰 004 c
300 3􀆰 270 ± 0􀆰 054 a 0􀆰 727 ± 0􀆰 012 a 1􀆰 035 ± 0􀆰 005 c 3􀆰 566 ± 0􀆰 004 b
450 3􀆰 193 ± 0􀆰 025 a 0􀆰 704 ± 0􀆰 006 b 1􀆰 041 ± 0􀆰 003 bc 3􀆰 729 ± 0􀆰 001 a
600 3􀆰 038 ± 0􀆰 039 b 0􀆰 670 ± 0􀆰 009 c 1􀆰 044 ± 0􀆰 004 b 2􀆰 837 ± 0􀆰 003 d
750 2􀆰 969 ± 0􀆰 041 b 0􀆰 688 ± 0􀆰 009 bc 1􀆰 055 ± 0􀆰 005 a 2􀆰 337 ± 0􀆰 005 e
80 0 3􀆰 228 ± 0􀆰 032 a 0􀆰 717 ± 0􀆰 007 a 1􀆰 037 ± 0􀆰 006 c 3􀆰 368 ± 0􀆰 002 b
300 3􀆰 111 ± 0􀆰 036 b 0􀆰 691 ± 0􀆰 008 c 1􀆰 046 ± 0􀆰 004 b 3􀆰 716 ± 0􀆰 003 a
450 3􀆰 185 ± 0􀆰 032 a 0􀆰 708 ± 0􀆰 007 ab 1􀆰 045 ± 0􀆰 003 b 3􀆰 135 ± 0􀆰 003 d
600 3􀆰 059 ± 0􀆰 044 b 0􀆰 675 ± 0􀆰 010 d 1􀆰 054 ± 0􀆰 005 a 3􀆰 212 ± 0􀆰 004 c
750 3􀆰 083 ± 0􀆰 053 b 0􀆰 702 ± 0􀆰 012 bc 1􀆰 043 ± 0􀆰 007 bc 2􀆰 680 ± 0􀆰 006 e
140 0 3􀆰 061 ± 0􀆰 037 ab 0􀆰 680 ± 0􀆰 008 a 1􀆰 050 ± 0􀆰 004 d 3􀆰 077 ± 0􀆰 002 a
300 3􀆰 035 ± 0􀆰 022 b 0􀆰 691 ± 0􀆰 005 a 1􀆰 056 ± 0􀆰 004 c 2􀆰 988 ± 0􀆰 002 b
450 3􀆰 099 ± 0􀆰 037 a 0􀆰 689 ± 0􀆰 008 a 1􀆰 054 ± 0􀆰 005 cd 2􀆰 859 ± 0􀆰 003 c
600 2􀆰 809 ± 0􀆰 030 c 0􀆰 639 ± 0􀆰 007 c 1􀆰 066 ± 0􀆰 005 b 1􀆰 944 ± 0􀆰 004 d
750 2􀆰 343 ± 0􀆰 047 d 0􀆰 579 ± 0􀆰 012 d 1􀆰 145 ± 0􀆰 005 a 1􀆰 315 ± 0􀆰 003 e
    表中数据为平均数 ±标准差ꎮ 同列数据后不同字母表示经 Duncan氏新复极差法检验在 P < 0􀆰 05 水平差异显著ꎮ Data are
mean ± SD. Different letters in the same column indicate significant difference at P <0􀆰 05 level by Duncan’s new multiple range test.
3 讨论
目前国内外关于熏蒸剂对辣椒疫霉病的研究报
道较少ꎬ仅见王方艳等(2011)研究发现二甲基二硫
对疫霉病菌的 LC50为 115􀆰 15 mg / kgꎮ 本试验中ꎬ棉
隆对辣椒疫霉病有良好的防效ꎬ且棉隆剂量越高对
辣椒疫霉病的防效越明显ꎬ其中 600、750 kg / hm2 剂
量在 140 d 时对辣椒疫霉病的防效仍能达到
90􀆰 83%以上ꎮ 这也与刘恩太等(2014)关于棉隆处
理苹果连作土壤使真菌数量显著减少的结论相符ꎮ
棉隆在抑制辣椒疫霉菌的同时也会对土壤微生
物产生影响ꎮ Biolog方法是基于微生物群落对碳源
的利用度来描述微生物功能多样性的动态变化ꎮ 接
种培养的微生物对碳源的利用能力不同ꎬ致使 Bi ̄
olog微孔板上氧化剂颜色变化深浅不一ꎬ通过测定
可以得出土壤微生物利用碳源的能力大小ꎬ其值越
838 植  物  保  护  学  报 42 卷
高ꎬ土壤中微生物群落利用碳源的能力也就越高
(Garland & Millsꎬ1991ꎻ时鹏等ꎬ2010)ꎮ 谢红薇等
(2012)通过 Biolog平板测试发现ꎬ40 mg / kg 氯化苦
明显降低了土壤微生物群落的 AWCD 值并且一直
持续到 98 d才缓解ꎮ 本试验研究表明ꎬ在揭膜当天
各棉隆剂量处理下 AWCD 值显著低于对照ꎬ说明棉
隆抑制了土壤微生物的活性ꎻ随着时间的延长各剂
量处理对土壤微生物的影响逐渐减弱ꎬ微生物的活
性逐渐增高ꎬ在 140 d 时 300 kg / hm2 和 450 kg / hm2
剂量处理下 AWCD值与对照差异不显著ꎬ但高剂量
尤其是 750 kg / hm2 处理的 AWCD 值仍显著低于对
照ꎬ土壤微生物利用碳源的能力和代谢活性降低ꎬ这
与 Collins et al. (2006)关于熏蒸剂对微生物的影响
具有持久性的研究结果相似ꎮ 土壤中微生物能释放
难溶矿质中的营养元素ꎬ促使根系周围的有机物形
成腐殖酸ꎬ促进植物生长发育(吴建峰和林先贵ꎬ
2003)ꎮ 高剂量棉隆使土壤微生物活性降低ꎬ不利
于土壤质量和肥力的提高ꎬ进而可能会影响辣椒的
生长ꎮ
丰富度指数、均匀度指数、Simpson 指数和 Mc ̄
Intosh指数是表征生物群落多样性的常用指数ꎮ 本
试验结果表明随着时间的延长ꎬ低剂量棉隆对各土
壤微生物群落多样性指数的影响逐渐减小ꎬ甚至恢
复至对照水平ꎬ但高剂量尤其是 750 kg / hm2 剂量处
理下除 80 d时 Simpson 指数与对照差异不显著外ꎬ
整个试验过程各指数均显著高于对照ꎮ 马艳等
(2013)在分子水平上证实棉隆极大地降低了真菌
多样性指数和丰富度指数ꎬ提高了真菌的优势度指
数ꎻYakabe et al. (2010)指出土壤微生物多样性降
低ꎬ使土壤微生物复杂性降低而脆弱性增加ꎬ如果病
原体进入灭菌土壤ꎬ可能再次感染植株ꎬ导致辣椒发
病ꎮ 因此ꎬ在使用棉隆熏蒸土壤时ꎬ应该选择适宜的
棉隆剂量ꎬ避免过度滥用导致土壤微生物多样性
降低ꎮ
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(责任编辑:李美娟)
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