全 文 ：紫花地丁自然种群生物量生殖分配研究
焦 聪，阚国仕* ，陈红曼，任大明 ( 沈阳农业大学生物科学技术学院，辽宁沈阳 110866)
摘要 从构件水平研究紫花地丁种群各构件数量特征和营养构件生物量分配格局之间相关性及生殖分配格局与营养构件之间的相关
性。结果显示生殖分配与叶生物量分配呈明显的正相关，与地下部分生物量分配和植株总生物量呈明显的负相关。
关键词 紫花地丁( Viola yedoensis Makino) ;构件; 生物量;生殖分配格局
中图分类号 S567; Q949． 9 文献标识码 A 文章编号 0517 －6611( 2012) 24 －12031 －04
Research on the Biomass Reproductive Allocation of Viola yedoensis Makino Natural Population
JIAO Cong et al ( College of Biological Science and Technology，Shenyang Agricultural University，Shenyang，Liaoning 110866)
Abstract The correlativity between the quantity characteristics of every component and the biomass allocation of nutrition component，as well
as between reproductive allocation pattern and nutrition component of V． yedoensis populations was studied at modular level． Analytical result
indicated that the reproductive allocation is positively correlated with the leaf biomass distribution，while negatively correlated with the under-
ground biomass distribution and the total plant biomass．
Key words Viola yedoensis Makino; Modular; Biomass; Reproductive allocation pattern
作者简介 焦聪( 1985 － ) ，男，辽宁海城人，硕士研究生，研究方向: 酶
工程，Email: lin-5599@ 163． com。* 通讯作者，副教授，E-
mail: kanguoshi@ 163． com。
收稿日期 2012-04-17
植物种群生殖分配的研究，主要包括种群的生殖与生长
关系及生殖贡献等，是植物生殖生态学研究的热点之一和重
要任务［1］。生殖分配是指 1 株植物 1 年所同化的资源中用
于生殖的比例，也指总资源供给生殖器官的比例［2］。其控制
着植物终生生殖与生存的平衡［3］。植株的生长受到光照、水
分和密度等环境因子的影响。当环境条件发生变化、植株在
环境中的可利用资源受到限制时，植株就通过改变自身的资
源分配格局来提高种群的适合度，以适应环境的变化［4 －6］。
生物量是指植物在生长发育过程中所积累的有机物质
的总量，其高低表示植物同化能力的强弱。目前普遍使用的
生物量概念为生物量中的现存量，即活有机体的干重，不包
括枯枝落叶层［7］。
紫花地丁( Viola yedoensis Makino) 为多年生草本植物，是
东北地区优良的早春野生花卉，又是优良的地被植物、食用
植物和药用植物，具有很高的开发利用价值。其在落叶阔叶
林展叶之前进行生长发育，延长了光合作用时间，提高了森
林的光能利用率，加速了生态系统的物质循环和能量流动，
提高了森林生态系统的生产力。紫花地丁作为药用植物，性
寒味微苦，具有清热解毒和凉血消肿的作用［8 －9］，主治黄疸、
痢疾、乳腺炎、目赤肿痛和咽炎等，外敷治跌打损伤、痈肿和
毒蛇咬伤等，经济价值极高［10］。近些年来，已有不少学者对
不同植物，特别是多年生草本植物的生物量生殖分配方面进
行了大量的研究，但关于紫花地丁生物量生殖分配状况的研
究鲜有报道。因此，笔者通过对沈阳市地区不同群落生境中
紫花地丁生物量生殖分配进行研究，揭示紫花地丁生殖分配
的一般规律，以期为紫花地丁资源的开发与利用提供科学的
理论依据。
1 材料与方法
1． 1 材料
1． 1． 1 研究对象。紫花地丁，经鉴定为 Viola yedoensis
Makino。
1． 1． 2 主要仪器。YXQ SG41 280 高压灭菌锅，购自上海医
用核子仪器厂; HL-2 恒流泵，购自上海青浦沪西仪器厂;
RFW-100烘箱，购自安庆市瑞丰电气有限公司。
1． 1． 3 主要试剂。KH2PO4，购自沈阳试剂一厂; MgSO4，购
自北京北化精细化学品有限责任公司; CaCO3，购自 Merck公
司; CuSO4，购自沈阳新兴试剂厂; 以上试剂均为分析纯; 尿
素，化学纯，购自北京化工厂。
1． 2 方法
1． 2． 1 取样。调查研究地区的自然环境，掌握紫花地丁的
生长习性，选取代表性种群样地。根据紫花地丁的生长习
性，在 1天内选择不同的时间段和不同群落类型的生境，每
个生境按 1 m × 1 m样方取样，重复 3 次。测量每个样方的
光照强度和土壤含水量。每次分别随机取样 30 株，采样时
注意保护其根部的完整性。
1． 2． 2 材料的处理。调查紫花地丁种群个体数量，按样方
大小将植株地下部分同地上部分一起挖出。将其根系全部
挖出连其土坨带回实验室，用水浸泡去掉根部泥土，冲洗干
净后，按照根、茎、叶和花等构件分开，放入纸袋，在营养期、
蕾期、花期和果期，将其根、茎、叶、花和果实分开，在 80 ℃烘
箱中烘 24 h，凉至室温后称重。
1． 2． 3 数据处理。生殖生长比率( % ) =平均花序长 /植株
平均高度 × 100; 生殖分配 =繁殖器官生物量 /植株总生物
量;用分株各组分的生物量占分株总生物量的百分比作为生
物量分配的数量指标，即叶生物量比( % ) =叶生物量 /总生
物量 ×100;根生物量比( % ) =根生物量 /总生物量 × 100;根
冠比( % ) =根生物量 /地上部分生物量 × 100。计算出各构
件的平均值、标准差、变异系数及最大值和最小值等。采用
DPS数据统计软件对所有定量关系均进行直线函数( y = a +
bx) 、幂函数( y = axb ) 和指数函数( y = aebx ) 回归分析，其相关
性最高者为其描述模型，进行显著性检验。
2 结果与分析
2． 1 紫花地丁种群生殖分配与叶生物量分配的相关性 在
安徽农业科学，Journal of Anhui Agri． Sci． 2012，40( 24) : 12031 － 12034 责任编辑 石金友 责任校对 况玲玲
DOI:10.13989/j.cnki.0517-6611.2012.24.125
不同土壤含水量条件下、不同光照强度下生殖分配与叶生物
量分配的相关性进行研究，得出不同函数的拟合方程( 表 1 ～
2)。经过回归分析和显著性检验可知，紫花地丁种群叶生物量
比率与地下生物量比率的相关性在土壤含水量为 21． 57%、
19. 03%和 18． 47%时都呈幂函数方程，最佳拟合方程分别为 y1
=0．298 2x0．493 1、y2 =0． 200 1x
0．353 9和 y3 = 0． 125 2x
0．274 8，决定系
数分别为 0． 356 0、0． 175 6和 0． 116 1，最佳拟合曲线见图 1;
紫花地丁生殖分配与叶生物量分配的相关性在光照强度
44 600、4 000和 5 500 lx 处都呈幂函数方程，最佳拟合方程
分别为 y4 = 0． 148 3x
0． 326 9、y5 = 0． 500 5x
0． 695 1 和 y6 =
0． 212 0x0． 470 5，决定系数分别为 0． 117 8、0． 412 7 和 0． 117 4，
最佳拟合曲线见图 2。
表 1 不同土壤含水量条件下紫花地丁自然种群生殖分配与叶生物量
分配的相关性
x y
土壤含水
量∥%
拟合方程 R2 P值
生殖 叶生物量 21． 57 y1 = 0． 042 7 +0． 527 0x 0． 338 5 0． 000 7
分配 分配 y1 = 0． 298 2x
0． 493 1 0． 356 0 0． 000 5
y1 = 0． 053 2e
5． 698 1x 0． 316 7 0． 001 2
19． 03 y2 = 0． 052 4 +0． 365 3x 0． 158 7 0． 029 2
y2 = 0． 200 1 x
0． 353 9 0． 175 6 0． 021 2
y2 = 0． 057 7e
4． 287 3x 0． 149 8 0． 034 6
18． 47 y3 = 0． 042 4 +0． 250 2x 0． 101 6 0． 086 0
y3 = 0． 125 2x
0． 274 8 0． 116 1 0． 065 3
y3 = 0． 045 1e
4． 037 7x 0． 097 1 0． 093 7
表 2 不同光照强度下紫花地丁种群生殖分配与叶生物量分配的相
关性
x y
光照强
度∥lx
拟合方程 R2 P值
生殖 叶生物量 44 600 y4 = 0． 040 6 +0． 306 1x 0． 115 5 0． 071 2
分配 分配 y4 = 0． 148 3x
0． 326 9 0． 117 8 0． 068 3
y4 = 0． 043 6e
5． 698 1x 0． 114 5 0． 072 6
4 000 y5 = 0． 024 4 +0． 771 2x 0． 411 0 0． 000 1
y5 = 0． 500 5x
0． 695 1 0． 412 7 0． 000 1
y5 = 0． 041 1e
9． 102 6x 0． 400 6 0． 000 2
5 500 y6 = 0． 029 4 +0． 449 1x 0． 107 8 0． 076 5
y6 = 0． 212 0x
0． 470 5 0． 117 4 0． 063 8
y6 = 0． 035 9e
7． 472 4x 0． 099 8 0． 089 0
图 1 不同土壤含水量紫花地丁种群生殖分配与叶生物量分配的相关性
图 2 不同光照强度下紫花地丁种群生殖分配与叶生物量分配的相关性
2． 2 紫花地丁种群生殖分配与地下部分生物量分配的相关
性 在不同土壤含水量条件下、不同光照强度下生殖分配与
地下部分生物量分配的相关性进行研究，得出不同函数的拟
合方程( 表 3 ～ 4) 。经过回归分析和显著性检验可知，紫花
地丁种群叶生物量比率与地下生物量比率的相关性在土壤
含水量为 21. 57%和 19． 03%处呈幂函数方程，在土壤含水量
为 18． 47%处呈正相关关系，最佳拟合方程分别为 y7 =
0． 578 9x －0． 142 3、y8 = 0． 610 5x
－0． 125 0和 y9 = 0． 957 6 －1． 250 2x，
决定系数分别为 0． 817 5、0． 754 8 和 0． 738 4，最佳拟合曲线
见图 3;紫花地丁生殖分配与叶生物量分配的相关性在光照
强度 44 600 lx处呈正相关关系、4 000 lx处呈指数函数方程、
5 500 lx处呈幂函数方程，最佳拟合方程分别为 y10 = 0． 959 4
－1．306 1x、y11 =0． 986 3e
－2． 105 8x和 y12 = 0． 672 5x
－0．096 8，决定系
数分别为 0．707 4、0．787 4和 0．586 9，最佳拟合曲线见图 4。
表 3 不同土壤含水量条件下紫花地丁种群生殖分配与地下部分生物
量分配的相关性
x y
土壤含水
量∥%
拟合方程 R2 P值
生殖 地下部分 21． 57 y7 = 0． 957 3 －1． 527 0x 0． 811 2 0． 000 1
分配 生物量 y7 = 0． 578 9x
－ 0． 142 3 0． 817 5 0． 000 1
分配 y7 = 0． 967 5e
－1． 852 1x 0． 816 2 0． 000 1
19． 03 y8 = 0． 947 6 －1． 365 3x 0． 724 8 0． 000 1
y8 = 0． 610 5x
－ 0． 125 0 0． 754 8 0． 000 1
y8 = 0． 955 0e
－1． 629 9x 0． 728 8 0． 000 1
18． 47 y9 = 0． 957 6 －1． 250 2x 0． 738 4 0． 000 1
y9 = 0． 693 0x
－ 0． 084 5 0． 736 6 0． 000 1
y9 = 0． 961 7e
－1． 433 2x 0． 740 5 0． 000 1
23021 安徽农业科学 2012 年
表 4 不同光照强度下紫花地丁种群生殖分配与地下部分生物量分配
的相关性
x y
光照强
度∥lx
拟合方程 R2 P值
生殖 地下部分 44 600 y10 = 0． 959 4 －1． 306 1x 0． 707 4 0． 000 1
分配 生物量 y10 = 0． 672 8x
0． 095 4 0． 704 8 0． 000 1
分配 y10 = 0． 963 6e
－1． 495 1x 0． 704 4 0． 000 1
4 000 y11 = 0． 975 6 －1． 771 2x 0． 786 3 0． 000 1
y11 = 0． 567 6x
－ 0． 151 1 0． 779 7 0． 000 1
y11 = 0． 986 3e
－2． 105 8x 0． 787 4 0． 000 1
5 500 y12 = 0． 970 6 －1． 449 1x 0． 557 0 0． 000 1
y12 = 0． 672 5x
－ 0． 096 8 0． 586 9 0． 000 1
y12 = 0． 975 2e
－1． 643 4x 0． 559 8 0． 000 1
2． 3 紫花地丁种群生殖分配与植株总生物量的相关性 在
不同土壤含水量条件下、不同光照强度下生殖分配与植株总
生物量的相关性进行研究，得出不同函数的拟合方程 ( 表
5 ～6) 。经过回归分析和显著性检验，紫花地丁种群叶生物
量比率与地下生物量比率的相关性在土壤含水量 21． 57%处
呈指数函数方程、19． 03%、18． 47%处呈幂函数方程，最佳拟
合方程分别为 y13 = 0． 356 8e
－8． 954 1x、y14 = 0． 040 7x
－0． 578 9和 y15
= 0． 025 0x － 0． 990 4，决定系数分别为 0． 670 3、0． 510 8 和
0. 704 3，最佳拟合曲线见图 5;紫花地丁生殖分配与叶生物
量分配的相关性在光照强度 44 600 lx 处呈正相关关系、
4 000 lx处呈指数函数方程、5 500 lx处呈干幂函数方程，最佳
拟合方程分别为 y16 =0．503 5 －2．098 9x、y17 =0． 369 6e
－9． 613 2x和
y18 = 0． 114 6x
－0． 438 0，决定系数分别为 0． 285 4、0． 720 7 和
0. 334 4，最佳拟合曲线见图 6。
图 3 不同土壤含水量紫花地丁种群生殖分配与地下部分生物量分配的相关性
图 4 不同光照强度下紫花地丁种群生殖分配与地下部分生物量分配的相关性
表 5 不同土壤含水量条件下紫花地丁种群生殖分配与植株总生物量
的相关性
x y
土壤含水
量∥%
拟合方程 R2 P值
生殖 植株总生 21． 57 y13 = 0． 298 1 －1． 497 1x 0． 648 1 0． 000 1
分配 物量 y13 = 0． 034 1x
－ 0． 637 5 0． 661 3 0． 000 1
y13 = 0． 356 8e
－8． 954 1x 0． 670 3 0． 000 1
19． 03 y14 = 0． 285 8 －1． 351 9x 0． 479 9 0． 000 1
y14 = 0． 040 7x
－ 0． 578 9 0． 510 8 0． 000 1
y14 = 0． 326 1e
－7． 658 6x 0． 493 4 0． 000 1
18． 47 y15 = 0． 777 0 －5． 729 3x 0． 429 2 0． 000 1
y15 = 0． 025 0x
－ 0． 990 4 0． 704 3 0． 000 1
y15 = 1． 230 5e
－17． 586 5x 0． 552 5 0． 000 1
表 6 不同光照强度下紫花地丁种群生殖分配与植株总生物量的相
关性
x y
光照强
度∥lx
拟合方程 R2 P值
生殖 植株总生 44 600 y16 = 0． 503 5 －2． 098 9x 0． 285 4 0． 002 8
分配 物量 y16 = 0． 139 4x
－ 0． 351 9 0． 271 3 0． 003 8
y16 = 0． 529 1e
－5． 651 0x 0． 281 6 0． 003 1
4 000 y17 = 0． 312 5 －1． 741 5x 0． 718 0 0． 000 1
y17 = 0． 031 9x －0． 663 2 0． 699 8 0． 000 1
y17 = 0． 369 6e
－9． 613 2x 0． 720 7 0． 000 1
5 500 y18 = 0． 576 8 －3． 034 7x 0． 330 0 0． 000 9
y18 = 0． 114 6x
－ 0． 438 0 0． 334 4 0． 000 8
y18 = 0． 623 4e
－7． 640 7x 0． 332 4 0． 000 9
3 结论
试验结果表明，在紫花地丁种群生殖分配格局中，生殖
分配与叶生物量分配呈明显的正相关，反映出植株的营养生
长和生殖生长具有按比例生长的高度协调性;生殖分配与地
下部分生物量分配呈明显的负相关，反映出营养元素在植株
体内是按一定比例流动的;生殖分配与植株总生物量呈明显
的负相关，反映出在生殖生长过程中，植株体内的营养元素
是从各构件流向繁殖器官的。
3302140卷 24期 焦 聪等 紫花地丁自然种群生物量生殖分配研究
图 5 不同土壤含水量条件下紫花地丁种群生殖分配与植株总生物量的相关性
图 6 不同光照强度下紫花地丁种群生殖分配与植株总生物量的相关性
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(上接第 12030 页)
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43021 安徽农业科学 2012 年