全 文 ：麦田波斯婆婆纳空间分布型
及抽样技术的研究
马 小 华
(湖北省沙洋农场农科所 )
波斯婆婆纳 (厂。 r o。 ` ca尸。 r s ia尸。汗 )是长江流域麦田恶性杂草之一 。 有关该草的生物
学特性和防治技术的研究 已有许多报道 , 而其空间分布型及抽样技术尚未见报道 。 为此 , 我
们于 1 9 8 6年进行了该草的空间分布型研究 , 业在此基础上确定了最佳抽样方法和 理 论 抽 样
数。 现将结果整理如下 。
一 、 研究方法
( 一 ) 田 间调 查 : 选择有代表性业很规则的长方形麦田 5 块 ( A 、 B 、 C 、 D 、 E ) , 每
块田 60 亩 , 由于面积过大 , 同时为增加样本数量 , 将每块田等分 三 段 各 20 亩 , 共 计 15 块
田 。 调查时间于年前杂草萌发高峰后 ( 12 月 20 日~ 2 日 ) 进行 , 此时杂草萌发基本停止 , 易
识别 。 调查采取顺序两级抽样法 , 即每块田从边墒开始 , 每走 20 步 ( 约 20 米 ) 查一点 , 每点
1 尺 2 , 查 10 点。 每块田 20 墒 , 共查 20 0点。 按顺序将点内杂草株数记载于方格纸上 , 最后分
别计算杂草的总和 ( 艺 x ) 、 平方和 ( 艺 x Z ) 、 平均数 ( x 少和方差 ( V ) ,结果见表 工 。
表 1 田 间 调 查 资 料 整 理 表
田 序 号 I g x 米111
n,IJO产jq Jb只Ul甲矛CU产0。O自乙月O矛月jl一IJ`斗J匕口曰户月“`J,dJ护叮廿nU
.…匆门乙nUC弓山曰上Uù1ó日八月4JlOU尸jǎ匕ū了,土7气JJnó,曰nnUo月斗4OJ尹0IJ60矛内jljù八石ǎ匕,月八上了`J4`.已J浦伟口自Jl一,JO矛,曰A一 1A一 2A一 3
B一 1
B一 2
B一 3
C一 1
C一 2
C一 3
D一 1
D一 2
D一 3
E一 1
E一 2
E一 3
3 4 8 8
1 2 1
5 6
1 1 6 9 9
2 9 4 5
4 4 9
2 7 1
3 3 6 1
2 2 0
8 1 8
1 0 3 6
2 6 2
4 4 7 8
3 3 5 6 2
2 5 3 8
8
.
5 4 2 6
0
。
5 0 1 9
0
,
2 4弓1
5 3
.
3 0 9 3
1 2
.
6 7 1 3
1
.
7 8 4 7
1
.
2 9 12
1 6
.
0 2 95
0
.
94 47
3
.
7 9 54
5
.
0 7 58
1
.
3 1 6 1
1 9
.
63 2 1
1 4 6
.
2 6 2 9
1 1
.
6 0 3 1
0
。
4 7 5 6
一 0 . 4 8 1 5
一 0 . 7 2 1 2
0
.
3 6 9 2
0
.
16 4 4
一 0 . 16 12
一 0 . 56 8 6
一 0 . 0 3 1 5
一 0 . 3 9 7 9
一 0 . 2 5 1 8
一 0 . 4 4 3 7
一 1 . 0 0
0
.
22 7 9
0
.
67 3 9
0
.
0 2 9 4
0
.
9 3 16
一 0 . 2 9 94
一 0 . 6 10 7
1
.
7 2 68
1
.
1 0 2 8
0
.
2 5 1 6
0
.
1 1 10
1
.
2 0 4 9
一 0 . 0 2 4 7
0
.
5 7 9 3
0
.
7 0 55
0
.
1 1 9 3
1
.
2 9 3 0
2
.
1 6 5 1
1
.
0 6 4 6
4
.
8 4 7 1
0
.
8 5 0 9
0
.
4 8
2 4
.
1 2 1 8
9
.
13 9 0
2
.
3 0 4 6
4
.
0 5 2 2
17
.
1 66 0
1
.
7 6 18
6
.
3 3 7 5
13
.
4 5 94
1 2
.
2 6 1 0
1 2
。
3 0 6 6
3 4
.
7 0 7 9
1 0
.
9 14 0
( 二 ) 分布型的测定方法 : 由于调查数据离散性大 , 不易进行理论拟合 , 因 而 选 择 了
森下正明 ( 19 5 9 ) 提出的 ,’ 扩散指标法 ( 1 6 ) ” 、 T a y l o r ( 2 9 6一、 1 9 6 3 ) 提出的 ,’ 幂 指数法
( b )
” 、 1 w ao ( 1 9 6 8 )提出的 “ 聚集分布的回归分析法 ” , 进行空间分布 型 的 测 定 ; 在
I w ao 法的基础上计算出 “ 群集均数 ( 入 ) ” , 以测定杂草的聚集原因 。
( 三 ) 抽样方法和理论抽样数 : 在测定空间分布型的基础上 , 选择梅花 5 点 取 样 、 平
一 8 一
行取样 、 单对角取样三种方法进行比较 , 确定杂草的最佳抽样方法 , 业依 I w a o 法中的 参 数
a
、 日值计算理论抽样数 。
二 、 结果与分析
( 一 ) 分布型的测 定和 聚集原因测 定 :
1
. 扩散指标 ( 1 6 ) 法 : 1 6值计算公式为
I各= N 艺 x
Z 一 艺 x
艺 x ( 艺 x 一 1 )
用 1 6值的判断法则为 : 当1 6 “ 1 时 , 种群呈随机分布 ; 1 6 > 1时 , 种群呈聚集分 布 ,
1 6 < 1 时种群呈均匀分布 。 但 1 6值还需代入下式进行 F测验 , 当 F 。 > F : 时属聚集分布 , 当 F 。
< F
a 时属非聚集分布 :
F
。 = I各( 艺 x 一 1 ) + N 一 艺x
N 一 1
依据这一原理分别计算 15 块田杂草的 I 己 、 F 。值 , 结果见表 2 。
表 2 波 斯 婆 婆 纳 的 I乙、 F 。 值
号 { x … ’乙 】 F O I
A一 1
A一 2
A一 3
B一 1
B一 2
B一 3
C一 1
C一 2
C一 3
D一 1
D一 2
D一 3
E一 1
E一 2
E一 3
1
.
6 1 9 0
2
.
6 9 2 3
2
.
5 60 5
10
.
3 2 2 5
6
.
2 8 2 8
3
.
3 49 1
15
。
8 2 0 0
1 8
.
6 6 0 4
4
.
4 3 0 4
1 1
.
3 5 7 8
3 7
.
7 15 2
1 2 7
.
36 8 4
7
.
2 6 9 2
7
.
3 2 8 3
10
.
1 9 7 0
2
.
8 5 5 7
1
.
5 4 4 3
1
.
2 9 0 1
2 2
.
8 3 0 6
8
.
7 08 8
2
.
6 0 54
4
.
8 7 2 6
1 7
.
3 2 9 2
2
.
3 6 18
6
.
7 7 7 5
1 4
.
0 9 9 4
1 3
.
0 6 5 3
1 1
.
6 1 6 7
3 0
.
9 8 7 9
1 0
.
84 4 0
聚 集 分 布
l, lI
93146270弘D口`nUn八`,人nU曰CU1ù`土月马,一
F o
.
o i 一 1 自由度 u 工 = u , = 0o
由表 2 可见 , 15 块田 1 6值均大于 1 , 且 F测验达极显著水平 , 表明波斯婆婆纳的空间分
布型为聚集分布 。
2
. 幂指数法 : T a y lo r指出 , 样本方差和平均数的对数值呈直线关系 , 即 :
lg y = l g a + b lg又 亦即 : v = a又b
业利用参数 a 、 b值可对种群个体散布的随机或非随机状况作出判断 , 其判断法则为 : 当 lg a
= o (
a = 1 )
、
b = i 时 , 呈随机分布 ; l g a ) o ( a夕 l ) 、 b = i 时 , 种群在一切密 度下
都是聚集分布 , 但聚集强度不因种群密度的改变而变化 , gl a ) o ( a > 1 ) 、 b ) 1 时 , 种
群在一切密度下都是聚集分布 , 聚集程度随种群密度的升高而增加 , gl a < 0 ( a < l ) 、 b
< 1时 , 种群密度越高分布越均匀。
一 9 一
依据这一原理 , 分别计算 15 块田的 lg x 、 lg y ,然后以此 1 5组数据利用 lg y 二 lg a + b lg x 计
算 lg a 、 b值 , 结果为 : l g a = 0 . 8 8 6 2) o ( a ) 1 ) , b = 1 . 4 0 4 0夕 1 , 可见波斯婆婆纳的空 间
分布型为聚集分布 , 且随密度的升高而增加 。
带
3
. 回归分析法 : 此法邮 w a o ( 19 6 8 ) 在 LI O y d定义的平均拥挤度 ( m ) 基础上提出的两
个参数方法 , 其计算公式为 :
辛 一
m = a + 日x
来 一
r门 = X +
V
下二丁一 一 1
X
当 m与 X呈直 线关系时 , a ~ 日具有不同生物学涵义 , 从而揭示出种群的不同空间结 构。 其
中 , a 是平均拥挤度基本成分的大小分布 。 当 a = 0 时 , 分布 的基本成分是单个个体 ; a >
。时 , 个体间相互吸引 , 分布的基本成分是个体群 ; a < 。时个体间相互排斥 。 日说明 成 分
的分布型 , 当日= 1 时 , 为随机分布 ; 日< 1 时为均匀分布 ; 日) 1时为聚集分布。
一 带依据此原理 , 计算每块的平均数 ( X ) 和 平均拥挤度 ( m ) , 业 以此 15 组数据 求 出 r 、
a
、 日值 , 结果 , 丫 = 0 . 7 2 2 6 ( 丫 。 . 。 : = 0 . 6 4 2 、 , a 二 3 . 5 9 4 7 ) o , 日= 5 . 3 2 2 7夕 l ,则 m与 X
的回归式为 :
带 -
m
“ 3 。 8 9 4 7 + 5 . 3 2 2> x
由此可见 , m 与X 有极显著的直线相关 , 且波斯婆婆纳种群表现个体间相互吸引 , 种群呈辈
集分布 。
4
. 聚集原因的测定 : 由回归分析法结果可见 ( a ) 0 、 日夕 1 ) , 波斯婆 婆纳集群的分
布服从具有共通 K 。值的负二项分布 , 其聚集原因有自身的生物特性或某 些 环 境 因 ·素 引 起
的 , 为此 R . E . B l a e k i t b ( 1 0 6 1) 提出了 ,c群集均数 ( 入 ) , 进行检验, :
入 = 止生 , .“ 一 万厂 勺
表 3
田序号
波 斯 婆 婆 纳 的 入 值
0
.
16470
.
917*
A一 1
A一 2
A一 3
B一 1
B一 2
B一 3
C一 1
C一 2
C一 3
D一 1
D一 2
D一 3
E一 1
E一 2
E一 3
8
.
8 9 74
0
.
1 06 4
0
.
0 34 9
5
.
2 56 0
2
.
0 68 2
0
.
4 67 2
0
.
0 6 6 4
0
.
7 84 8
0
.
1 5 5 3
0
.
2 9 4 6
0
.
1 0 4 2
0
.
0 0 3 4
2
.
7 5 7 9
2 1
.
54 7 1
1
.
08 6 9
5
.
55 2 6
0
.
17 1 9
0
.
0 5 5 1
50
.
9 6 93
1 1
.
2 1 13
1
.
0 9 47
1
.
02 12
1 5
.
0 9 9 5
0
.
54 4 7
3
.
23 54
4
.
7 1 5 8
1
.
2 1 6 1
1 7
.
9 4 2 1
14 1
.
5 4 7 9
10
.
5 3 3 1
4
.
0 84 6
0
.
4 50 8
0
.
2 5 9 6
3
.
19 6 7
1
.
9 9 4 5
0
.
9 4 2 6
0
.
3 6 8 8
1
.
2 7 0 5
0
.
5 4 6 4
0
.
7 6 5 0
0
.
4 9 1 8
0
.
1 3 6 6
2
.
3 0 8 9
6
.
4 4 8 0
1
.
4 6 1 7
391462705
八`
Ofl
ù口山J土nénU门八cUnUl止月qJ.一
一 1 0一
其中 K取负二项分布的共通 K c值 , 自由度 ” 取 1 。 利用 入值的判断法则 为 : 当 入 < 2时 , 个
体的聚集可能由于某些环境因子引起 , 而不是本身的聚集行为造成的 , 入) 2 时 , 则或是环
境条件或是本身的聚集行为所造成的。
依据上述原理求得 入值见表 3。
由表 3可见 , 波斯婆婆纳的 入值只有 A一 1 、 B一 1 、 E一 1 、 E一 2 大于 2 , 说 明该草
种群聚集原因主要是环境因子所造成的 。
( 二 ) 抽样方法的比较 :
研究杂草空间分布型的作用就在于确定最佳的抽样方法 。 由分布型测定结果可见 , 波斯
婆婆纳为聚集分布 , 因而选择了梅花 5 点取样 , 平行取样 , 单对角取样三种抽样方法进行 比
较 。 取样在记有调查数据的方格纸上进行 , 按密度大小选择 5 块 田 , 每块田 取 10 0点 , 然 后
将每块 田每种取样方法所得数据整理成平均数及平均数的误差率 , 以相应田块的平均数 ( 大
样本 ) 为对照 , 业进行 t检验 , 结果见表 4。
表 4 波 斯 婆 婆 纳 抽 样 方 法 比 较
田 序 一号 …A一 1 A一 …B一 ` …E一 { E一 2 」平 均
2
.
4 1 4
1
.
7 4 0
2
.
2 3 2
2
.
5 9 0
3
.
6 2
*
0
.
9 1
0
.
6 6
,曰gU门é 廿Oū了口OJ月4叮诊
.…4,上ējl`JO了,0
.
1
月1U`口O八U`1
.…闷上J土,曰0 . 3 3 2 . 3 40 · 2 3 一 1 9 30 . 3 5 ’ 2 64O份`J矛0了O产内月才口自.…八`2,山C K五点取样平行取样
单对角取样
五点取样
平行取样
单对角取样
一 8 . 70
一 7 . 6 9
一 2 3 . 4 1
一 3 0 . 3 0
6
.
0 6
2 1
.
2 1
一 1 7 .
12
.
弓2
8 2
一 3 0 . 9 7
8
.
2 8
18
.
9 3
一 3 4 . 3 2
一 5 8 . 0 5
一 2 7 . 9 7
2 2
.
03
一 2 1 . 2 6
0
.
4 3
一 9 0 9
均平数ǎ一Xà一误差率%
表 4 可见 , 平行取样和单对角取样均适于波斯婆婆纳的调查 , 尤以平行取样最佳 , 而 5
点取样效果最差 , 不宜采用 。
( 三 ) 理论抽样数 :
利用 I w a o 回归分析法的参数 a 、 日值可以不必考虑总体的分布型也能确定抽样数 , 其计
护一?一N算公式为 : 任 + 1X + 口一 1 )
表 5 波斯婆婆纳理论抽样数 由回归分析法结果 : a 二 3 . 6 2 5 7 、 日二
_
{ 又已) j _ _ _
_
。 . 5 0 . 6一。 . 7 . 。 · “ 。 . 9 1 . 0 2 . 0 3 . 0一4
5
.
3 2 2 7 , 另据 15组样本平均数得 D = 0 . 2 8 ,
因而 D 分别取 0 . 1 、 。 . 2 、 0 . 5 ; x 假设 0 . 5 、
。 · ` ,` 3 5 7一` , 。 3 ` 0 , 3 .`。 , “
0
·
3 一工5 1一’ 3 4 . 工2 1一工1 2
0
·
5 { 5 4 { 4 8 { 4 4 } 4 0
6 34一5 86 , 5 4 8
7 4 6 5
.
6 1
2 7一 2 31 2 2
0
.
6
、
0
。
7
、
0
。
8
、
0
。
9
、
1
。
0
、
2
。
0
、
3
。
0
、
4
。
0
、
6 1 1滋 5 . 0 , t取概率为 70 %的 t值 t = 1 , 其理论 抽
21 样数见表 5 。一
曰、éO产JbO产产3只
.
!1
户匕匕JRùJ斗nU,J021ǔ
三 、 小 结
由扩散指标法 、 幂指数法 、 回归分析法三种方法测定结果 , 波斯婆婆纳的空间分布型为
聚集分布 , 其聚集原因经 “ 群集均数 ” 测定为环境因素所致 , 该草的抽样方法 以平行取样为
最佳 , 理论抽样数由表 5 可见 , 随着密度增加 , 允许误差增大 , 抽样数可逐渐减少 。
一 1 1一