全 文 ：福建林学院学报 2002, 22 ( 3): 261～ 265
Journal of Fujian Col leg e of Fores t ry
黄甜竹基夜蛾幼虫空间格局⒇
梁光红 1 , 钟富春 2 , 蔡晓明 3 , 林毓银 1
( 1. 福建农林大学林学院 , 福建 南平 353001; 2. 厦门市天竺山国有林场 ,
福建 厦门 361027; 3. 永泰县林业局 , 福建 永泰 350700)
摘要: 应用比较频数法 , 结果表明基夜蛾幼虫在林间的空间分布型为 Neyman分布 , 实测
i2= 8. 307
布的基本成份是个体群 . 将各样地平均密度 x-和方差 S2作幂法则得 S2= 1. 541 6 x-1. 109 8 , 说明
基夜蛾幼虫在一切密度下都是聚集的 , 而且聚集度随着种群密度升高而增加 . 同时计算了林间
调查的理论抽样数 , 列出了序贯抽样分析表 .
关键词: 基夜蛾 ; 黄甜竹 ; 幼虫 ; 空间格局
中图分类号: S763. 4 文献标识码: A 文章编号 : 1001-389X ( 2002) 03-0261-05
The Spatial Distribution Pattern and Its
Application of Larvae of Kumasia kumaso( Sugi)
LIAN G Guang-hong
1 , ZHONG Fu-chun
2 , CAI Xiao-ming
3 , LIN Yu-yin
1
( 1. Col leg e of Fores t ry, Fu jian Agriculture and Fores t ry Univ ersi ty, Nanping 353001, China; 2. Tian zh u Shan State Ow ned
Fores t ry Farm of Xiamen, Xiamen 361027, China; 3. Forest ry Bu reau of Yong tai coun try, Yongtai 350700, China)
Abstract: The methods of compa rativ e frequency dist ribution was emplo yed to measur e the spatia l distribution pa tterns o f
la rv a of Kumasia kumaso( Sug i) in Fujian prov ince. The results show ed tha t th e larv a obeyed the Neyman distribution. The
spa tial distribution patte rns of the larv ae o f Kumasia kumaso ( Sugi ) wer e measur ed by the index of a gg regation, Tay lo r
pow er index equa tion, means of ag gr ega tion, M* ～ m model. The results show ed that spa tial distribution patterns of Kuma-
sia kumaso ( Sug i) we re agg regate at all density, and the index o f a gg regation inc rease with the incr ea se o f popula tion densi-
ty. Larv ae agg r egation po ssibly w ere r ela ted to the ecolog ical envir onment. What, s more, the optima l sampling number w as
calcula ted by Iwao s method, and the sequentia l sampling number is also analyzed.
Key words: Kumasia kumaso( Sug i); Acidosasa edulis; la rv ae; spatial dist ribution pat tern
黄甜竹 ( Acidosasa edul is )是福建省特有的优质笋用竹种 ,近年来已在福建省各县市引种 ,已逐步成为
深受消费者喜爱的绿色蔬菜 [1, 2 ] . 但随黄甜竹纯林面积逐年扩大 , 林间虫害发生日趋频繁 , 尤其是笋期基
夜蛾 [属鳞翅目 (Lepidoptera )、夜蛾科 ( Noctuidae )、剑纹夜蛾亚科 ( Acronyctinae )、基夜蛾属 (Kumasia ku-
maso Sugi ) ]
[3 ] ,已成为黄甜竹笋用林产区危害极为严重的一种新害虫 ,主要分布于永泰、闽清、南平、莆
田等县市 , 以幼虫危害黄甜竹竹笋 , 造成了较大的经济损失 , 使竹林遭受危害后日趋退化 , 直接影响城
乡笋用林产业的发展 . 因此 , 开展对基夜蛾的研究 , 有十分重要的现实意义 .
国外对基夜蛾类研究较早始于日本 ,国内都只系统地研究过竹笋禾夜蛾对毛竹等主要竹种的为害 [4 ] ,
国内对黄甜竹竹笋基夜蛾幼虫空间格局的研究报道尚属首次 [3 ] . 通过对黄甜竹基夜蛾幼虫的空间格局的
观察研究 , 掌握其发生和分布规律 , 为有效地控制和防治该虫提供科学依据 .
1 调查与研究方法 [ 5～ 9]
1. 1 基夜蛾幼虫形态特征 [ 3]
基夜蛾幼虫体型极似竹笋禾夜蛾幼虫 ,但初孵幼虫浅黑色 , 2～ 3 d后呈乳白色 ,均无背线和亚背线 .
⒇基金项目: 福建省教育委员会基金资助项目 ( 97-28) .
第 1作者简介: 梁光红 ( 1975-) , 男 , 湖北咸丰人 , 助教 , 从事森林昆虫竹类害虫方面研究 .
收稿日期: 2002-01-18; 修回日期: 2002-03-25
DOI : 10. 13324 /j . cnki . jfcf . 2002. 03. 017
幼虫上唇缺刻呈弧形 , 头壳指数约为 1 /3～ 1 /2. 第 1、 2、 3、 4、 5单眼呈现弧形排列 , 第 6单眼位于该
弧形的下前方 , 第 1、 2单眼接近 , 第 4、 5单眼远离 , 其距离为第 1、 2单眼距离的 3～ 4倍 . 腹足趾钩
为单序中带 , 臀足趾钩为双行单序中带 . 基夜蛾与竹笋禾夜蛾主要虫态形态特征比较如表 1.
表 1 基夜蛾与竹笋禾夜蛾形态特征比较
Table 1 The dif ference of morphological characteris tics betw een Kumasia kumaso( Sugi ) and Oligia vulgari s( Bul ter)
虫 态 幼 虫 蛹 成 虫
基夜蛾 乳白色 , 均无背线 具臀棘共 6根 , 翅色较深 , 肾状纹外侧具一灰白晕带 ; 外横线
和亚背线 . 其中 4长 2短 2条 , 前半部弧状 , 后半部略呈波状 ; 亚缘线为
不规则锯齿形 , 剑状纹尖锐 ; 缘线由脉间新月形
黑斑组成 . 足跗节 5,每一跗节末端有一黄色环带 .
竹笋禾夜蛾 紫褐色 , 具背线、 亚背线 , 具臀棘共 4根 , 翅色较浅 , 前翅基部有一褐斑 .
腹部第 2节前半段亚背线缺
.
中间 2根粗长
1. 2 基夜蛾幼虫林间分布调查
2001年 4月在福建省永泰县清凉镇进行外业调查 , 试验地选取立竹度为每公顷株数 5 000～ 7 000
株、 眉围多在 6～ 20 cm之间 , 且不同坡向和坡位的黄甜竹纯林 12块 , 各样地调查 100株出土高为 10～
30 cm的竹笋 , 统计被害率及每株笋的虫口数 .
1. 3 比较频次分布法
将调查资料列成频次分布表 ,依次按 Poisson分布、 Neyman分布 (采用 A型 ,n= 0)、负二项分布 ( K
值用矩法估计 )理论公式计算 [5 ] , 将实测频数与理论频数进行卡方检验 , 只有当卡方值概率大于 5% ( p>
0. 05) , 才能确定为符合某种分布 .
1. 4 聚集度指标测定法 [5 ]
种群内个体不断变化发展 , 瞬间的变化都依赖于种群结构 . 要判断和确定某种昆虫、 某一时间或地
点内的种群分布型 . 具体测定方法有以下 7种: 扩散系数 C; 丛生指标 I( Index o f Clumping , David和
Moo re) ; 负二项分布 K值指标 ( K为负二项分布参数 W. E. Wa ters 1959) ; Kuno指标 ( Cassie 1962) ; 扩
散型指标 IW( Index of dispersion, Mo risi tal 1959) ; 平均拥挤度 M* ( mean crowding , Lloyd 1967) ; 聚块性
指标 M* /x-( Index of Patchiness) .
1. 5 回归模型分析法 [ 5～ 9 ]
1. 5. 1 Iw ao的 M* ～ x-回归测定 将 M* 和 x-无值做线性回归得 M* = T+ U· x-线性回归方程 , 继而判
断该幼虫在各种密度条件下的聚集情况 .
1. 5. 2 Taylo r的幂法则测定 根据各标准地平均密度 x-和方差 S2作幂回归方程 S2= Tx-b , 然后分析该
幼虫在各种密度条件下的聚集情况 .
2 结果与分析
2. 1 基夜蛾幼虫空间格局
2. 1. 1 比较频次分布法检验 根据调查资料的
实测频次分布与 Poisson分布、 负二项分布 ( Mo-
saic分布 )、 Neyman分布的理论频次分布进行卡
方检验 ,结果见表 2和表 3,基夜蛾幼虫的空间分
布符合于 Neyman分布 , 实测χ2= 8. 307 <χ20. 05=
9. 448.
2. 1. 2 聚集度指标测定 各样地聚集指标测定
结果见表 4, 所有样地的的 C、 IW、 M* /x-的值均
大于 1, I、 CA值均大于 0, K值均小于 5, M* 值
均大于 , 说明基夜蛾幼虫在林间为聚集分布 .
表 2 比较频次分布法原始数据
Table 2 Th e original datum of larva of
Kumasia kumaso ( Sugi ) dis t ribution
x
(虫数 /笋 )
实际观测
株数 f
频率
f 1
f x f x 2
0 589 0. 491 0 0
1 312 0. 260 312 312
2 172 0. 143 344 688
3 76 0. 063 228 684
4 41 0. 034 164 656
5 5 0. 004 25 125
6 4 0. 003 24 144
7 1 0. 001 7 49
1 200 1. 000 1 104 2 658
262 福 建 林 学 院 学 报 第 22卷
表 3 基夜蛾幼虫空间分布型频次分布检验
Table 3 Test in th e suitabi lit y of th e dis t ribution pat tern of larva of Kumasia kumaso ( Sugi ) in s tands
虫数
/株
观察
频数
Poisson分布
χ2 χ20. 05
Mosaic分布
χ2 χ20. 05
Neyman分布
χ2 χ20. 05
0 589 478. 222 25. 661 567. 201 0. 838 579. 383 0. 160
1 312 439. 965 37. 219 350. 781 4. 287 327. 331 0. 718
2 172 202. 384 4. 562 165. 958 0. 220 12. 27 0. 001
3 76 62. 064 3. 129 70. 477 0. 433 75. 471 0. 04
4 41 14. 275 50. 035 28. 222 5. 785 29. 601 4. 389
5 5 2. 626 10. 891 3. 187 10. 69 3. 025
6 4 15. 462 4. 098 0. 334 3. 609 0. 013
7 1 0. 403
1 200 1 199. 999 136. 066 1 200 15. 094 1 200 8. 307*
χ20. 05 —— 12. 59 —— 9. 448 —— 9. 448
2. 1. 3 聚集因素分析 应用 Blacki th ( 1961)的种群集数 λ检验该虫在林间的聚集原因 [4 ] .
λ= x-· r /( 2K ) , r为自由度等于 2K时卡方理论值 ; K为负二项分布参数 . 当λ≥ 2,其聚集的原因主要是
由昆虫的习性引起 ; 当λ< 2时 ,其聚集原因是由于某些环境因素所致 . 由表 4可知 , λ值均小于 2, 说明
基夜蛾幼虫在林间的聚集是由环境因素引起的 , 可能与笋的聚集分布有关 .
表 4 聚 集 度 指 标 测 定 值
Table 4 Aggregation index of K um asia kumaso ( Sugi ) dis t ribution in s tands
样 地 x- S2 IW C I K CA M* M* /x- λ
1 0. 82 1. 248 1. 686 1. 52 0. 521 1. 572 0. 636 1. 341 1. 634 0. 617
2 0. 96 1. 598 1. 711 1. 665 0. 665 1. 442 0. 693 1. 625 1. 693 0. 788
3 0. 78 1. 112 1. 565 1. 425 0. 425 1. 835 0. 545 1. 205 1. 545 0. 713
4 1. 10 1. 590 1. 418 1. 445 0. 445 2. 469 0. 405 1. 545 1. 405 0. 969
5 0. 84 1. 074 1. 349 1. 279 0. 279 3. 010 0. 332 1. 119 1. 332 0. 747
6 0. 99 1. 350 1. 381 1. 364 0. 364 2. 723 0. 367 1. 354 1. 367 0. 791
7 0. 52 0. 570 1. 255 1. 117 0. 117 4. 342 0. 230 0. 627 1. 230 0. 473
8 0. 93 1. 365 1. 753 1. 468 0. 468 1. 988 0. 503 1. 397 1. 503 0. 785
9 0. 53 0. 790 1. 959 1. 488 0. 488 1. 084 0. 922 1. 019 1. 922 0. 383
10 1. 08 1. 734 1. 575 1. 605 0. 605 1. 785 0. 560 1. 685 1. 560 1. 016
11 1. 32 2. 16 1. 492 1. 636 0. 636 2. 074 0. 482 1. 956 1. 482 1. 041
12 0. 79 1. 266 1. 785 1. 602 0. 602 1. 311 0. 763 1. 392 1. 763 0. 713
2. 2 回归模型分析
将各样地 M* 和值按 Iwao. S( 1968, 1972) [10 ]线性回归得 M* = 0. 193 1+ 1. 403 7x-, T= 0. 193 1> 0,
U= 1. 403 7> 1, r= 0. 930 3,说明基夜蛾幼虫在林间属聚集分布 ,分布的基本成份是个体群 . 将各样地平均密
度和方差 S2作按 Taylo r( 1961, 1965, 1978)幂法则得 S2= 1. 540 6x-1. 109 8 , a= 1. 541 6> 1, b= 1. 109 8> 1,
r= 0. 977 5,说明基夜蛾幼虫在一切密度下都是聚集的 , 而且聚集度随着种群密度升高而增加 . 见图 1、 图 2.
2. 3 资料代换
许多生物统计处理均系在假设为正态条件下进行的 . 而在自然界中 ,大多数昆虫种群呈聚集分布 ,其
方差常随着均数的变化而变化 , 出现了方差的不齐性问题 . 因此 , 必须进行资料代换 , 然后才能应用数
理统计方法分析 . 根据前人研究 [4 ]认为 Iw ao法资料代换效果最佳 . 应用 Iwao公式进行资料代换
∫(x ) = C∫ 1(T+ 1)x + (U- 1)x 2 dx
(其中 C为任意常数 )将求得的 T= 0. 193 1, U= 1. 403 7代入上式得
f (x ) =
1
0. 403 7
ln [0. 807 4+ 1. 193 1+ 1. 270 7 1. 193 1+ 0. 403 72x
2
]
263第 3期 梁光红等: 黄甜竹基夜蛾幼虫空间格局
图 1 M* ～ x-线性回归 图 2 S2～ x-幂回归
Figure 1 Lin ear regression of M* ～ x- Figure 2 Pow er reg res sion of S2～ x-
2. 4 最适抽样数
根据已测定出的 M* ～ x-
线性回归式 M* = 0. 193 1+
1. 403 7x- ,式中T= 0. 193 1,
U= 1. 403 7,代入 Iwao的理
论抽样数公式 n = 1
D2
(
T+ 1
x-
+ U- 1)可以统计出林间调
查的理论抽样数 , 见表 5. 在
表 5 基夜蛾幼虫林间调查的理论抽样数 /株
Tab le 5 Th e theo retical sampling n umber of larva of K um asia kumaso ( Sugi)
X (头 /株 ) 0. 1 0. 5 1. 0 1. 5 2. 0 2. 5 3. 0 3. 5 4. 0 5. 0
D= 0. 1 1 233 279 160 120 100 88 80 74 70 64
D= 0. 2 308 70 40 30 25 22 20 19 18 16
D= 0. 3 137 31 18 13 11 10 9 8 8 7
相同的允许误差条件下 , 虫口密度较低的样地 , 其抽样数较多 ; 反之 , 虫口密度较高的林地抽样数可以
相应地减少 . 在相同的虫口密度下 , 调查抽样数则随着允许误差的增大而减小 .
2. 5 基夜蛾幼虫空间格局在序贯抽样中的应用
在害虫管理的序贯抽样
决策中 , 根据 Iw ao方法 [ 10] ,
设 m0为临界防治指标 , 按序
贯抽样公式计算不同取样数
量时 , 累积被害笋的上下限 ,
计算结果见表 6.
计算公式为
表 6 基 夜 蛾 幼 虫 的 序 贯 分 析
Table 6 The sequential analysis on the larva of Kumasia kumaso ( Sugi)
抽样数 y 5 10 15 20 25 30 40 50 60 70 80 90 100 200
上限 x 1 8 14 20 26 32 37 48 59 70 81 91 102 113 218
下限 x 2 2 6 11 15 19 24 33 42 51 61 70 79 89 184
注: y为调查株数 , xi 为调查样株数的累计虫口数 .
T(n ) = n m0 ± t n [ (T+ 1) m 0+ (U- 1) m 20 ]
图 3 序贯抽样分析
Fig ure 3 Th e analysi s of s equential sampling
取 t= 1, n为调查样方中累计虫口数 . 根据林间样株观
察和食笋量测定损失估计 , 当每一株笋上幼虫虫口密度达到
1头 (临界防治指标 m0= 1)时就可进行防治 , 将有关数值代
和上式计算可得上限 Tn′= n+ 1. 263 6 n下限 Tn″= n -
1. 263 6 n制定序贯抽样表并进行分析 . 上、 下限如图 3.
若调查的 n个样方中的被害笋累计虫口数越过上限时
进行防治 ; 若小于下限时 , 不需要防治若介于以上两者之间
不能确定时 , 应继续取样直至达到最大抽样数为止 . 最大抽
样数为
Nmax =
t2
d
2 [(T+ 1) m0+ (U- 1)m02 ] , t = 1,m0 = 1,
其计算结果最大抽样数为 126株 .
264 福 建 林 学 院 学 报 第 22卷
3 结论与讨论
采用比较频次卡方检验研究表明 , 基夜蛾幼虫在黄甜竹纯林中的空间分布型为 Neyman分布 . 采用
聚集度指标法研究结果表明 , 幼虫空间分布为聚集分布 , 分布的基本成份是个体群 , 其聚集随着密度的
增加而增加 . 通过计算得出了不同允许误差和不同虫口密度下的理论抽样数 . 采用序贯抽样分析得出防
治指标的抽样数 , 并得出最大抽样数 . 用 Iw ao方法进行资料代换效果较好 , 将求得的值 (T、U)代入代换
公式 , 得计算式
f (x ) = 1
0. 403 7
ln [0. 807 4+ 1. 193 1+ 1. 270 7 1. 193 1+ 0. 403 72x 2 ]
致谢: 昆虫标本承蒙中国科学院动物研究所陈一心教授鉴定 .
参 考 文 献:
[ 1] 汤鉴球 . 综合防治与绿色食品工程 [ J] . 昆虫天敌 , 1997, 19 ( 3): 140-147.
[ 2] 胡明芳 , 李章茂 , 林小梅 , 等 . 初论福建实施 “菜竹工程” [ J] . 福建林业科技 , 1997, 24 ( 3): 60-64.
[ 3] 林毓银 , 梁鸿 , 蔡晓明 , 等 . 黄甜竹基夜蛾综合防治试验 [ J] . 林业科学 , 2001, 37 ( Sp. 1): 167-172.
[ 4] 童文钢 , 陈顺立 , 詹 均 , 等 . 竹笋禾夜蛾幼虫空间分布型及抽样技术 [ J] . 福建林学院学报 , 1994, 14 ( 3): 210-214.
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(责任编校: 卢凤美 )
265第 3期 梁光红等: 黄甜竹基夜蛾幼虫空间格局