Спосіб визначення типу взаємної дії факторів середовища на рослини

Корисна модель стосується рослинництва, а саме вирощування рослин за умов впливу комплексу факторів середовища. Спосіб може бути використаний для оцінки впливу різних агротехнічних прийомів на продуктивність рослин, при комплексному техногенному забрудненні середовища, при токсикологічних випробуваннях. Відомий спосіб визначення типу взаємодії факторів [1], згідно з яким встановлюють коефіцієнт синергізму за співвідношенням змін тестового показника за комбінованої дії факторів до суми змін цього показника за роздільної дії кожного фактора. До причин, що перешкоджають спрощенню діагностики ефекту сумісного впливу, слід віднести необхідність багаторазового проведення тестування за певних комбінацій доз факторів, що пов'язано із відсутністю дозової залежності змін тестового показника. Найбільш близьким до об'єкта, що заявляється, є спосіб визначення типу взаємодії факторів середовища [2], який включає тестування об'єкту за дії окремих ксенобіотиків та їх комбінацій в діапазоні доз, встановлення дозових змін параметру інгібування росту та діагностику ефекту взаємодії на основі співставлення залежності показника за умов комбінованого впливу із лінією адитивної дії ксенобіотиків. Для здійснення способу необхідно за рахунок попереднього тестування розподіляти фактори на основні, які мають власний ефект на тестовий параметр, та модифікувальні, дія яких проявляється лише змінами впливу основних факторів. При цьому передбачається попереднє встановлення залежності тестового показника від доз основних факторів за сталих значень модифікувальних факторів та залежності впливу кожного основного фактора від модифікувальних факторів з визначенням відповідних коефіцієнтів, з урахуванням яких визначають графічним способом порівняльний параметр за виразом функціональної залежності. Така багато стадійність операції тестування та встановлення дозової залежності тестового показника ускладнює процес діагностики. Окрім того, при реалізації способу існують обмеження, пов'язані із необхідністю попереднього встановлення дози кожного фактора, яка спричиняє 50% інгібування тестового показника, та визначення його змін за регламентованою схемою тестування, яка включає декілька підблоків із фіксованими значеннями доз модифікувальних факторів, що унеможливлює проведення діагностики за довільних комбінацій доз факторів. В основу корисної моделі поставлено задачу в способі визначення типу взаємодії факторів середовища на рослини шляхом виключення прийому попереднього розподілу факторів з обмеженням комбінацій їхніх доз в операції тестування, виключення прийому попереднього визначення залежностей і доз, що викликають 50% інгібування в операції встановлення дозових змін тестового показника, виключення багато стадійності визначення порівняльного параметру в операції діагностики та встановлення змін тестового показника за довільної комбінації доз факторів і при їх незалежній дії забезпечити спрощення діагностики ефекту сумісного впливу на рослини. Поставлена задача вирішується тим, що у способі визначення типу взаємної дії факторів середовища на рослини, який включає тестування об'єкту за дії окремих факторів та їх комбінацій в діапазоні доз, встановлення дозових змін тестового показника, діагностику ефекту взаємної дії на основі співставлення залежностей показника за умов комбінованого впливу та його відсутності, згідно з корисною моделлю встановлюють співвідношення інкременту функції тестового показника при взаємодії факторів за довільної комбінації їхніх доз до інкременту функції при незалежній дії факторів за виразом К=Δук/Δуа, де К - коефіцієнт; Δук - інкремент функції тестового показника при взаємодії факторів; Δуа - інкремент функції тестового показника при незалежній дії факторів, і якщо значення К дорівнює 1, визначають адитивність, при К більше 1 - синергізм, а при К менше 1 - антагонізм взаємної дії факторів. За довільні вважають такі комбінації доз факторів, які нерегламентовані схемою тестування. Терміном "інкремент" позначають різницю між значеннями тестового показника, що встановлені за дії факторів та при відсутності такої дії. Проведення тестування не потребує попереднього розподілу діючих факторів, тому стає непотрібним попереднє встановлення залежностей тестового показника від різних за характером дії факторів. Оскільки тестування проводять за довільної комбінації доз факторів, не передбачається попередня розробка схеми цієї операції з фіксованими дозами з урахуванням 50% інгібування тестового показника. Замість багатостадійного визначення діагностичний показник встановлюють одно типово за співвідношенням інкрементів двох функцій за довільної комбінації доз факторів та при їх незалежній дії. Внаслідок цього забезпечується спрощення діагностики ефекту сумісного впливу факторів на рослини. Заявлений спосіб здійснюється наступним чином. Одночасно вирощують тест-рослини за дії різних доз окремих факторів, їхніх комбінацій і при відсутності такої дії. Визначають тестовий показник. На основі цих даних встановлюють інкременти функцій тестового показника при взаємодії факторів і при незалежній дії, а також співвідношення функцій К. Якщо значення К дорівнює 1, визначають адитивність, при К більше 1 - синергізм, а при К менше 1 - антагонізм взаємної дії факторів на тестовий показник. Приклад 1 Для визначення типу взаємної дії гербіциду харнесу (діюча речовина - ацетохлор) та іонів кадмію вирощували рослини кукурудзи гібриду Промінь 170MB на розчинах з різною концентрацією факторів кореневого живлення (0,005-0,4мМ), їх комбінацій та воді (контроль). По завершенні тестування (7 діб) визначали довжину кореня як тестовий показник, розраховували інкремент змін відносно контролю, встановлювали залежність цього показника при взаємодії факторів (Δук) та при їх незалежній дії (Δуа) від концентрації (мМ) ацетохлору (х1) та Cd2+ (х2): Δук=-351,56·х1+550,37·х12-725,07·х2+1507,68·х22+1333,82·х1·х2 Δуа=-351,56·х1+550,37·х12-725,07·х2+1507,68·х22 (R2=0,92, p=0,039) Встановлювали співвідношення К за виразом К=Δу к/Δуа Отримані значення К у всьому діапазоні доз токсикантів менше 1 і набувають мінімального значення (0,56) при їхніх максимальних концентраціях, що свідчить про антагонізм взаємодії, який посилюється при зростанні доз факторів. Отже, отримані результати підтверджують можливість визначення типу сумісної дії факторів кореневого живлення рослин за значенням діагностичного показника, який змінюється залежно від доз токсикантів. Приклад 2 Аналогічно прикладу 1 визначали дію комбінацій факторів на довжину пагону тест-рослин. Розраховували інкремент змін тестового показника, встановлювали його залежність при взаємодії факторів (Δук) та при їх незалежній дії (Δуа): Δук=-82,12·х1+49,05·х12-67,19·х2+443,22·х22+48,35·х1·х2 Δуа=-82,12·х1+49,05·х12-67,19·х2+443,22·х22 (R2=0,98, p=0,0015) Визначали співвідношення К за виразом К=Δу к/Δуа Значення К близькі до 1 і знаходяться у межах від 0,93 (0,4мМ ацетохлор+0,1мМ Cd2+) до 0,97 (0,2мМ ацетохлор+0,05мМ Cd2+), що свідчить про дію факторів, наближену до адитивної. Приклад 3 Аналогічно прикладу 1 визначали ефект сумісної дії на вміст кадмію у коренях тест-рослин. Встановлювали інкремент функції тестового показника при взаємодії факторів (Δук) та при їх незалежній дії (Δуа): Δук=117,30·х1-377,11·х12+585,46·х2-3840,78·х22+1824,41·х1·х2 Δуа=117,30·х1-377,11·х12+585,46·х2-3840,78·х22 (R2=0,98, p=0,0016) Визначали співвідношення К за виразом К=Δу к/Δуа Значення К у всьому діапазоні доз перевищує 1, що свідчить про синергізм взаємодії факторів. При цьому якщо концентрація ацетохлору не перевищує 0,15мМ, то при усіх комбінаціях з Cd2+ К≤2, а при підвищенні дози ацетохлору на фоні іонів металу відбувається значне зростання К, яке досягає величини 6,72 при комбінації найбільш токсичних доз (0,4мМ ацетохлор+0,1мМ Cd2+), що відповідає посиленню ефекту синергізму. Підвищена акумуляція металу співпадає з послабленням стійкості рослин. Таким чином, наведені приклади підтверджують, що при здійсненні заявленого способу досягнуто спрощення діагностики ефекту сумісного впливу факторів середовища на різні тестові показники, що характеризують функціональний стан рослин. Джерела інформації: 1. Гераськин С.А., Дикарёв В.Г., Дикарёва И.С. и др. // Генетика. - 1996. - Т.32, №2. - С.280-288. 2. White D.В., Faessel Н.М., Slocum H.К. et al. // Biometrical Journal. - 2004. - V.46, N1. - P.56-71.