全 文 ：应 用 生 态 学 报 年 月 第 ! 卷 第 ∀ 期
#∃ %& ∋ ( ∋ )∗ + , & − . ∗ / −00.%∋ 1 ∋ #∗ . ∗ 2 3 , − 4 5 6 , ! 7∀ 8 9 !: ;一 !:
典范分析在江苏海岸带盐土植物排序中的应用
夏 冰 刘防勋 黄致远 班苏省植物研究所 , 南京 ! < < ;8
=摘要】 本文应用典范分析 , 对取 自江苏海岸带一珍禽保护区盐土植被的样方进行排序 , 根 据 前
人已作的江苏海岸带植被的研究结果 , 分析比较了以各类典型变量排序样方对揭示植物群落 分布
连续性及环境梯度变化的有效性二关健词 典范分析 排序 滨海盐土植被− >0?≅Α Β =≅Χ Δ Χ Ε Φ Β Δ Χ Δ ≅Φ Β ? Β Δ Β ?ΓΗ≅Η ≅Δ Χ Ιϑ ≅Δ Β =≅Χ Δ Χ Ε Φ Χ Β Η =Β ? Η Χ ?Χ Δ Φ ΚΒ ?Λ ΜΦ 5 Φ = Β =≅Χ Δ Χ Ε )≅ΝΒ Δ 5 Η 4 0 ΙΧ Μ≅Δ Α Φ 6 Ο ≅Β Π ≅Δ 5 , . ≅4 /Β Δ 5 Θ 4 Δ Β Δ ϑ ∃ 4Β Δ 5 Ρ Κ ≅Γ4Β Δ 7) ≅Β Δ 5 Η 4 %Δ Η = ≅= 4 =Φ Χ Ε Π Χ =Β Δ Γ ,& Β Δ Σ≅Δ 5 ! < < ; 8。 一# Κ ≅Δ 6 ) 6 − 00%。∋ Φ Χ ? 6 , ! 7∀ 8 9 ! : ;一! : 。#Β Δ ΧΔ ≅Φ Β ? Β Δ Β ?ΓΗ≅Η 7# − 8 Τ Β Η Β0 ?≅Φ ϑ = Χ =Κ Φ 0< = Χ Ι ϑ ≅Δ Β = ≅ΧΔ Χ Ε )≅Β Δ 5 Η4 Φ ΧΒ Η =Β ) Η Χ ?ΧΔ Φ Κ Β ?ΛΜ Φ 5 Φ =Β = ≅ΧΔ ϑ ≅Η = Ι ≅Υ 4 =Φ ϑ ≅Δ Β 0Ι Φ Φ ≅Χ 4 Η Υ ≅Ι ϑ Η ΦΧΔ ΗΦΙ Μ Β =≅Χ Δ Β Ι ΦΒ 。 ς Κ Φ ΦΕΕΦ Χ = Η Χ Ε =Κ Φ ΧΙ ϑ ≅Δ Β Ν= ≅ΧΔ Η Υ Γ 4 ￡≅Δ 5 ϑ ≅ΕΕΦ Ι ΦΔ = ΑΒ Δ ΧΔ ≅ΑΒ ? Μ Β Ι ≅Β Υ ?Φ Η ΧΔ Ι Φ Μ ΦΒ ?≅Δ 5 =Κ Φ Α ΧΔ = ≅Δ 4Δ Ω Β Δ ϑ Φ Δ Μ ≅ΙΧΔ Ω Φ Δ Ν=Β ? ΕΒ Φ = Χ Ι Η Χ Ε =Κ Φ Α Χ Ω Ω +Δ ≅=Γ ϑ ≅Η =Ι ≅Υ 4 = ≅ΧΔ Τ 盯 Φ ΦΧΩ 0Β Ι Φ ϑ , Β Φ Φ Χ Ι ϑ ≅Δ 5 = Χ = Κ Φ Η = 4 ϑ ≅Φ Η ΕΧΙ= Κ Φ Α ΧΒ Η =Β ? Μ Φ 5 Φ =Β =≅ΧΔ Υ Γ Χ =ΚΦΙ Η 6ΞΦ Γ Τ Χ Ιϑ Η # Β Δ Χ Δ ≅ΦΒ ? Β Δ Β ?Γ Η ≅Η , Χ Ι ϑ ≅Δ Β = ≅ΧΔ , # Χ Β Η =Β ? Η Χ ?ΧΔ ΦΚΒ ?Λ Μ Φ 5 Φ =Β = ≅ΧΔ 6 引 言目前 , 排序在我国群落分布连续性及其与环境梯度关系 研 究 中 的应用越来越多。 使用排序方法主要有 9 极点排序 、 主成分分析 、 主坐标分析和位置向量排序等 【” Ψ ’”’ 6 此 外 ,∃ ≅? 在 Ζ< 年代和 < 年代提出的相 互 平 均 法
7, Φ Α ≅> Ι Χ Α Β ? ΒΜ Φ ΙΒ 5 ≅Δ 5 8 和除趋 势 对 应 分
析 7 1 Φ =Ι Φ Δ ϑ Φ ϑ Φ Χ Ι Ι Φ (0 Χ Δ ϑ Φ Δ Φ Φ ΒΔ Β ?Γ Ν
Ψ Ψ8 ‘” 吕’也有了我国学者应用并取得较好结呆
的报道 6 典范分析7亦称为典范相关分析 8是一
种特别的排序方法 〔“〕 , 不仅可以用植物 种 为
变量或以环境因素为变量对样方排序 , 而且可
同时用植物种和环境这两个变量对样方排序 。
这对阐述植物与环境之间的关系无 疑 是 很 有
利的 。
江苏海岸带植物种类组成简单 , 且已有较
成熟的研究总结 〔“’。 这为应用典范分析 排 序
样方并检验排序的有效性提供了基础 6
! 材 料
本文于 。年 了月 ∀ 日收到 6
分析资料取自 Ζ年 Ψ 月在江苏盐城珍禽自然保
护区的植被调查 6 保护区由海堤外的滩地组成 , 其分
布北界是西潮河闸 , 南界是中路港 , 面 积 约 为 ! Ζ < 。
Κ Β 6 沿海堤至海水淹没带设置 ;条样线 , 样线间距约!
Λ Ω , 在每条样线上相距约 。。 [Λ Ω 处划定一个 Θ ?Ω !
的样方 , 记录植被的种类组成 , 并用网格法 7网格为
< Θ < Α Ω , 8目测估计样方内各种植物的百分盖度 , 同
时采集表层 ∗ 一∗Α Ω 的土壤 , 按常规分析测定土壤
的水溶性# %一含量、 电导率和有机质含量。 另外 , 记
录各样方距海堤的距离和距西潮河闸的距离 6 共获样
方;< 个 6
样方中的 : 个群落优势种分别是 盐 篙 7( “ΒΦ ϑ Φ
Η Β乙Η Β , 记为Ο ? 8、 糙叶苔草7# Β Ι Φ Θ Η Φ ΒΥΙ 云ΣΧ ?≅Β , 记为
Ο 9 8、 芦苇 7> Κ Ι Β 5 Ω ≅=Φ Η Φ Χ Χ Ω 4 Δ ≅Η , 记为Ο ∀ 8 、 大穗
# Κ ≅Δ 6 ) 。 − > ?。 ∋ Φ Χ ?6 , ! 9 ∀ 7 8
∀ 期 夏 冰等9 典范分析在江苏海岸带盐土植物排序中的应用 ! :∀
结缕草 7[ Χ Γ “Β 水Β Φ Ι Χ Η =ΒΑ Κ Β , 记为Ο ‘8 、丝草7/≅琳 Ν
ΥΙ ‘Η =夕%云Ψ ΕΦΙΙ“盯怜Φ Β已 Μ Β Ι 二 Ψ 口ΥΧ 不‘≅艺, 记为 Ο 。8 和
白茅 7%二> Φ Ι Β= Β Φ夕玄Δ ϑ Ι ￡Φ Β ΜΒ Ι , 爪ΒΣΧ Ι , 记为Ο 。8 。
把这 : 种植物在;< 个样方中的百分盖度按以下标准分
成 Ψ 个盖度级 9 Ψ 二 :< 6 Ψ一< < ∴ ] ; ⊥ :< 一∀< 6 Ψ ∴ ]
∀ ⊥ ∀ <一 Ψ 。 Ψ ∴ ] ! 二 Ψ一: 。 Ψ多‘, ? ⊥ : 罗百至出现 ,
得用于分析计算的原始资料7见表 中植物部分 8 , 这
: 种植物在样方中不出现的种则记为 。 6
选择的环境因素有 Ψ 个 , 即土壤永活性有机质含
量 7∴ 8 , 记为 3 9 , 土壤电导率 7 ∗一 ∀ ∋ !Ψ ℃ 8 , 记为
3 9 , 样方距海堤的距离7。。Ω 8 , 记为 3 ∀ , 样方距西
潮河闸的距离 7Λ Ω 8 , 记为 3 ‘, 土壤水溶性 #%一含量
7∴ 8 ,记为 3 , 6 得环境部分的原始资料7表 8。 3 ∀ 和
3 ‘实际上是样方的位置 , 是为了便于了解保护区内植
物分布的地点而设置 , 同时也是考虑到植被调查时已
测定样方的地势变化 , 而样方的位置可以间接地反映
地势的变化 6
农 、 用 于典范分析的6 种和环境因索
ς茹 6 , (> Φ Α ?Φ Η Β Δ ϑ Φ Δ Μ茸ΙΧ Δ Ω Φ Δ =Β ? ΕΒ Α = Χ Ι Η ΕΧ Ι Φ Β Δ Χ Δ ≅Φ Β ? Α Χ ΙΙ Φ ?Β =≅Χ Δ Β Δ Β ?ΓΗ≅Η
‘ 样 方 号
0?Χ = Δ Χ Ν 子音书蒸斤阵丫蒸汗9 斌 几 9 拭 _举只9 几9
∀ 分析步孩与结果
记植物部分 7见表 ? 8 的中心 化 数 据 为
Ο ‘。 9 9 。》 , 环境部分的中心化数据为3 ‘。 9 ‘。8 。
典范分析就是选 ! 个典型变量珍和 [ 7这里[
为物种典型变量 , 命为环境典型变量8 9
巳知上述求极大值问题就是求矩阵⎯和 刀
的特征根和特征向量 。 ⎯和刀分别是 9
∗ 二 名
刀 ⊥ 乞
丁]艺 9 9 乙蕊艺 9 , 7 ; 8
二]
6 班 Ψ ( Θ Η
乙 9 9 乙
Ψ Ξ 6 : Θ :
( 倪 6
%9∋ 9 9 7 “8
[ ⊥ 犷 ς Ο
⊥ 厂 %Ο , α 厂 9 Ο 9 α ⋯
不犷 ⊥ + ς 3
二 + ] 3 , α + 9 Γ 9 α 二
α 厂 。Ο 。
7 ? 8
∗ 和 刀的非零特征根相同, 且最多只有 Ψ 个 6
⎯ 的特征根和特征向量是通过求 个正交变换
犷将⎯变成对角矩阵八 , 即犷应满足 9
α + 。3 。
来描述变量Ο 和 Γ 之间的关系 , 其中 厂和 + 是
待定系数 , 要求 犷和 + 的选取要使 [ 和牙的相
关系数达到最大。 此问题可化为在
β‘, χ 8 几蚕χ _厂⎯酬 ’ “ 八 “ δ ε 6 δ ‘“’ 又, 6 δΛ 端 φ
‘φγ=万少_
产Ι “ 介
.+ ς 刀 9 9 + “ 7 ! 8
的约束条件下求函数
#∗ 厂6 7[ , 牙 8 二 + Ι 名 9 9 犷 7 ∀ 8
的极大值二上两 式 中 刀 , , 、 刀9 9 和 刃 9 9 6 7或
名 , , 8 分别是种间 、 环境间及种与环境间的协
方差阵。
这里 犷的求法采用雅可比法由计 算 机完 成。
7 : 8式中的此为零特征根 , 厂中的第 Σ行向量
就是⎯相应于对的特征向量 6 刀 的特征向量 +
根据下式求出9
+ , 二 ?久户
7Σ⊥ ,
· 刀对 · 刀 9 9 · 厂 ,
! , ⋯⋯ , Ψ8 7 Ζ 8
# Κ≅Δ 。) 。− 0 %‘∋ ΑΧ ? 6 , ! ] ∀ 7 8
应 用 生 态 学 报 ! 卷
典范分析排序样方就是把求得的各对典型变量
的系数7即厂和+ 8和 Ο 及 3代入 7 ? 8式 , 求得
各样方在各对典型变量中的坐标。 为了研究方
便, 通常取前 Λ 对典型变量来描述样方 7这里
吞7 Ψ 8 , 此时保留的原信息的百分比 7即累计
贡献率 8为9
[ 9 ⊥ < 。 < Ψ Ο % 一 <6 一 < 。 < Ζ ΖΟ Η α < 6 < ΖΟ ‘
α < 6 < ΨΨ厂百’α < 6 Χ [Χ Ο 。 7 < 8不 9 ⊥ 一 < 。 Ψ < < 3 % 一 < 6 ! ∀ :3 9
一 < 6 ! Ψ犷 ∀ α < 6 < ! ∀3 ‘
α 。< :3 。岌众、9φ象‘,8· ‘”“∴ “ ’
本研究中只取∗ 的前 ! 个特征根进行排序 , 第
? 和第 ! 特征根的累计贡献率约为Ζ: ∴ 6 第
和第 ! 物种典型变量的系数 , 即⎯对应于 从和
砖的特征向量7表 ! 8。 第 和第 ! 环境典型变
量的系数 , 即1 对应于 对和 此 的特征向量 7表
∀ 86 表中各对典型变量间的典型相关系数 就
是相应特征根的平方根 。
表 ∀ 环坡因炭典理变=
ς Β Υ 。 ∀ #Β Δ Χ Δ ≅Φ Β ? Μ Β Ι≅Β Υ ?Φ Η Χ Ε Φ Δ Μ ≅Ι Χ Δ 6 口Φ Δ =Β ?
ΕΒ Α= Χ ΙΗ 二 “ 、 、’
第 环境典型变量ς ΚΦ Ι≅路 = Φ如。 ΝΔ ≅ΦΒ ? Μ Β Ι ≅Β Υ ?Φ Χ Ε
Φ Δ Μ ≅Ι Χ Δ Ω Φ Δ =Β ?
ΕΒ Φ =Χ Ι Η
第 ! 环境典型变盘ς 五Φ ΗΦ ΦΧ Δ ϑ ‘ Φ厄Ν
Δ Χ Δ ≅Φ Β ? Μ肠Ι ≅Β Υ ?ΦΧ Ε Φ Δ Μ ≅= Χ Δ Ω Φ Δ Ν
=Β ? ΕΒ Φ =Χ Ι Η
特征根入9
∋ ≅5Φ Δ 移?4 Φ Η <
。 < ; ∗。 ∀ ! Ψ <
表 ! 物种典迎变 6
ς Β卜6 ! #Β Χ Χ Δ ?Φ Β ? Μ Β Ι≅Β Υ?Φ Η Χ Ε Η0Φ Φ ≅Φ Η
典型相关系数入
#Χ Ι ΙΦ ?Β = ≅Χ ΔΦ Χ Φ ΕΕ≅Α ≅Φ Δ =Η
第
ς ΚΦ
Φ Β ?
(> Φ #
物种典型变爱
Ε≅Ι Η= Α‘Δ Χ Δ ≅Ν
6ΜΒ Ι ?肠 1 ?Φ < 比 δ
特征向量Μ第 ! 物种典型变量
ς五Φ 阳 ΦΧΔ ϑ ΦΒ Ν
, Χ Δ ?Φ Β ? Μ渔Ι ≅Β Υ ?Φ
Χ Ε 印Φ Α ≅ΦΗ /
≅5 ΦΔ Μ Φ 9 =Χ ΙΗ
∗ 。 ! Ψ
一 ∗ 。 < <
一 < 。 < <
一 < 。 < < Ζ
, < 。! ; ∀
一 < 。 Ψ < <
一 < 。 ! ∀ 已
一 < 6 ! Ψ
< 。 < ! ∀
。 <乃
特征根入!∋ ≅醉Δ Μ Β ?4Φ Η ∗一 <; < 。 ∀! Ψ <
典型相关系效入# ΧΙ Ι Φ ?Β =≅ΧΔΑΧΦ? ?‘Α ,ΦΔ =Η
特征向量 η
把各样方的原始数据代入 7 8式和7<8 式 , 即
可求出各样方在第 对和第 ! 对典型变量上的
排序坐标。 图 、 ! 和 ∀ 分别是第 与第 ! 物
种典型变量 , 第 与第 ! 环境典型变量和第
对典型变量对;< 个样方的排序结果 6
∋ ≅5 Φ Δ Μ Φ Φ =Χ Ι Η
一 < 。 < ; !
< 一 < ∀
< 6 <
< 6 < ! Ζ
< 。 < :
∗ 。 < <
∗ 。 < :
一 ∗。 一 ∗ 。 < Ζ Ζ
< 。 < Ζ
< 6 < Ψ :
< 。 < ! <
由表 ! 私表 ∀ 可得第 对典型变量为 9
[ ] ⊥ 一 < 。 < ; !Ο , α < 6 < ∀ Ο ,
β α “· Χ‘(Ο 9 α ”·Χ! ΖΟ ‘β α < · “ :Ο 。 α ”· Χ <Ο 。7 又 少β才 , ⊥ < 6 ! Ψ 3 , 一 < 6 < <3 9
一 < 6 %∗< 3 ∀ 一 < 6 < < Ζ 3 ‘
一 < 6 ! ; ∀3 。
第 ! 对典型变量为 9
; 讨论与结论
在排序中以丝草和芦苇为群落优势种的样
方太少7仅各为 个8 , 因此这里将主要对另外
; 种群落优势种及相应植物群落进行讨论 6 从
图 可以划分出的 ; 种植物群落是 9 右边的白
茅群落 , 左上方的大穗结缕草群落 , 左下方的
糙叶苔草群落和左边中部的盐篙群落 6 这 ; 种
植物群落在该排序图中的分布格局与江苏海岸
带陆生盐土植被的分布规律不符 , 用第 和第
! 物种典型变量排序样方在本研究 中 效 果 不
好 6 从图 中的 [ 9 排序轴所属各物种变量 的
# Κ ≅Δ 。) 6 − 0 %。 ∋ ΑΧ ?6 , ! 9 ∀ 7 8
∀ 期 夏 冰等9 典范分析在江苏海岸带盐土植物排序中的应用
6朋击6
肠止,弓?扑
Ζ6<”6!:,∀ 6‘心6_?6.%‘Φ
6 = , ! , ! , ∀
Χ Ψ
< ∀ , ; , !Ζ 6 ∀ 扭
6 !!6 ! ;
6 , 一! ∀
δ6 9 ,
6 ! < , ! , ∀ ;
环境的关系就有一定的局限性 。
图 ! 是 以第 和第 ! 环境典型变量 7牙 9 和
才 9 8为排序轴对样方的排序 6 从图中可以看出
各群落在ι , 轴上的分布趋势为 9 沿研 ] 由负到
正 , 群落分布依次为 9 盐篙群落, 大穗结缕草
群落和糙叶苔草群落 6 从 牙 ] 的各环境变量的
系数看, 班 , 中起主要作用的因子是土壤有 机
质含量 73 , 8 , 土壤 #? 一含量 73 。8和样方距海
堤的距离73 , 8 , 且3 ∀ 和 Γ 。在 牙 ] 中均为负效
应 , 3 9 为正效应 。 所以 , 可以认为班 ] 由负到
正 , 反映的环境变化是土壤有机质由少到多,
#? 一由多到少 , 距海堤由远到近 , 这与海 岸 带
盐土植物群落分布的规律一致 , 说明对 牙 9 轴
的解释是有意义的 , 由 牙 9 的各系数 解 释 的
班 9 轴的生态意义同样不符合已知的海岸植被
的分布规律。
:引山_论翻6碑‘)
臼
‘!∀斗
#, ∃闭
甲 % &∋ 个样方 的第‘和第(物种典型变量 )∗ +和∗ + ,排序群落优势种 + 口盆筒 , △ 大稚结线草 , − 抽叶苔草 , . 白
茅 , . 丝草 , ’盛芦苇 .
/ 0‘· % 1 2 3 4 5 6 7 41 5 1 8 79∀ 8 42 :7 6拜3 : ∀ ; 1 5 3 ; 6 5 1 5 4 ; 6
< 6 2 4 6 = 韶 1 8 :>∀ 1 4∀ : 4 5 魂∋ ? 1 7: .
≅1恤Α5 4 7了 . 31Β 45 6 5 7: + Χ Δ Α 6 ∀ 3 6 :6 :6 , △ 名叩 , 诬6。6啪:76 ∀91 6 , ∋ ≅ 6 , ∀ Ε 名; 创介止71 , 泛6 , . %饥>∀ 26 拟卿 4 5 介奋;6 <6 2 . 阴6扣2 , . / 4励2李:7Φ Γ玄: 8∀ 洲Φ 李”∀6 ∀< 6 2 。 :主曲。 3 云感, ▲ >9 26 口Β 4才∀ : ∀ 1 Β Β Α 牲玄: Η
系数来看 , 丝草和 白茅 )Ι 。和Ι 。 , 的系数最
大 , 且为正效应 , ϑ盐篙具有负效应 , 因此如仅
根据 Γ ‘各系数的分抓 % ( + 由小到大 , 反映的
应是盐篇群落经糙峙苔草群落本大穗结缕草群
落到白茅群落的变化过程 . 实际上 , 应用典型
变量的系数来分析典型变量排序麟的生态急义
时 , 必须以其生态意义 与悔岸带植被分布规律
相符为前提, 因为 Γ , 是各物种变量的线性 组
合8 本研究中用 Γ +各系数来解释的 ( % 的生态
意米 , 即植被分布连续性与已知的植被分布规
律相似 , 所以根据 Γ Κ各系数得到的 Γ Κ轴 的生态学解释是有意义的 . 从 ∗ + 的客系数来解 释
Γ + 轴的生态意义与海岸带植被分布规 律 明 显
不一致 , 难以对 ( ( 轴 的生态意义做出判断 .
上述 & 种植物群落在图 % 中的分布难以反
映植物群落分布的连续性及相应的环境梯度变
化 , 这可能与典范分析主要用于分析 两类不同
变量 )这里即植物与环境 ,之 间的关系 , 因此当
只用植物典型变量排序样方时 , 对揭示植物与
山 Λ∃
. ”
解姗成
目 , 骥叨口Γ , 二Λ . 考=
. ! ∋ Λ
. %‘
∋ Λ 弓
∋ Λ&
. ∋ ‘
. 璐 的
∋ %‘ 1 玄Μ ∋ Μ
一丫黔韶命喻嘴 从, 公叭
田 ( &∋ 个样方的第 % 和第 ( 环境典型变里 )Ν 和Ν Γ ,
排序 )图示 同图 % ,
/ 4 Φ . ( − 23 4 5 6 7 41 5 1 8 79∀ 84 2 :7 6 5 3 :∀ ∀ 1 5 3 ; 6 5 1 5 4 ∀ 6
< 6 2 4 6 = ∀ : ) Ν 4 6 5 3 Ο + , 1 8 ∀ 5 < 4 2 1 5 Β ∀5 7 6 86 ∀ 7 1 2:
45 弓∋ ? 1 7: ) Π 9∀ : 4Φ 5 : 6 2∀ :6 Β ∀ 6 : 4 5 8 4Φ 一 , .
以第 % 对典型变量 , 即以第 % 物种典型变
量 )Γ , ,和第 4 环境典型变量 )班 + ,为坐标轴的
排序 )图 Λ , , 可以清楚地看出 & 种群落类型分
布的连续性和相应的环境梯度变化, 盐篙群落
≅94 5 、! . Θ即Ρ . Σ ∀ 1 ‘ , ( + Λ ) % Τ Τ % ,
应 用 生 态 学 报 ! 卷
砌6心
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6’崎峥6?Η
ϕ 氏 6
一 <6 !
一 +
一 氏;
一 。月
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6斗叱公9 Ν
。 ‘梦
韶、
飞 6吕,
声口
;< 个样方的第 ? 对典型变且 7[ 9 和ι 9 8 排序7图示
同图 8
Ι ≅‘, ∀ Χ Ι ϑ ≅Δ Β =≅朋 Χ Ε =ΚΦ Ε≅ΙΗ= , ≅Ι Φ Β Δ加≅#Β ? Μ Β Ι Ν≅Β Υ ?Φ Η 7! ΒΔ ϑ Τ , 8 ≅Δ 魂< > ?Χ =Η 7ς ΚΦ Η ≅5 Δ Η Β ΙΦ
∀ 6 过Φ Β Η ≅Δ Ε≅5 6 8 6
位于图的最下方 , 大穗结缕草群落和糙叶苔草
群落位于中部 , 白茅群落位于左上方 。 根据对
图 ! 中牙 , 的分析可知 , 这一生态系列反映的
环境变化是土壤 #? 一 由多到少 , 有机质含量由
少到多, 距海堤由远到近 。 第 对典型变量之
间的典型相关系数较大 7久二 < 6 < 8, 说明由第
对典型变量反映的植物与环境的 关 系 是 密
切的。
由于各对典型变量之间是线性相关 , 因此
第 对典型变量 7[ 9 和砰 9 8排序样方时 , 样方
点在图 ∀ 中的分布应是在一条直线上, 而从图
∀ 中各样方的分布看, 盐篙、 大穗结缕草和糙
叶苔草的分布与环境呈线性关系 , 而白茅的分
布则向右弯曲 , 是非线性形式6 其原因可能是
自茅群落受人为干扰较大 7如当地居民为解决
薪炭问题而大量割取 白茅 8, 使对白茅盖 度 的
估测产生较大误差所致 , 也有可能调查所获的
数据结构本身是非线性的 6 此外 , 本研究中对
植物盖度级的划分比例与传统的草甸植被 Ψ 级
盖度制的划分标准有所不同 , 且各级划分的比
例不一致 , 由此产生的对排序的影响有待今后
按传统盖度级标准划分所做的典范分析结果相
比较来分析。
综上所述 , 可得如下 ∀ 点结诊9 7 8 应
用典范分析排序样方 , 研究海岸带盐土植物分
布与环境的关系是可行的, 有效的 。 7 ! 8 本
研究中 , 用第 对典型变量排序样方 , 较之单纯
用物种典型变量或环境典型变量更易于解释 ,
并且可以更直观的形式揭示群落分布连续性及
其环境梯度6 7 ∀ 8 用各典型变量的系数来解
释其排序轴的生态意义时 , 必须以符合植被分
布规律为前提才有意义 6 ’ ‘
参 考 文 献
王金锡 6 6 凉山林场阔叶红松林的群落排序 6 末
北林学院学报 , 7 ; 8 9 。。一 ‘
阳含熙、 卢泽愚 , 6 植物生态学的数 量 分 类 方
法 。 科学出版社 , 北京 , ∀ <; 一 ∀ < 6
刘防勋等 · ‘ ∀ , 扛苏海岸带植被的特 征、 分布及利
用 6 植物生态学与地植物学丛刊 , Ζ 7! 8 9 < 一 ! 6
张利权 6 Ζ6 瑞买河漫滩草甸植被的数量分类和排
序 6 植物生态学与地植物学学报 , 7∀8 9 了一招 ! 6
高兆替等 6 :6 南京萦拿山植被7乔木层8群落数量
分类的研究 6 南京大学毕掖, ! !7 8 9 <: 一 6
彭少肠 6 土。台 。 广东亚热带部分森林群落排序分析。
武汉植物学研究 , :78 9 ∀Ζ 一“ 6
∃ ≅?? , κ 6 0 6 Ρ , ΖΨ 6 , Φ Φ ≅刃Χ Χ Β一Β Μ Φ Ι Β5 ≅Δ 5 9 Β Δ Φ ≅ΝΗΦΔ 祀Α =Χ Ι ΩΦ =五Χ ϑ Χ Ε Χ Ιϑ ≅Δ Β =≅Χ Δ ·)Χ 4邝6 Χ Ε ∋ Αλ Ν?泥丫 。 Π? 9 ! ∀ Ζ一 ! ; 。
∃ ???, κ 6 犷 6 < 。 + Φ =Ι Φ Δ ϑ Φ ϑ Α Χ Ι茂(>Χ Δ Β舰Α Φ 肋 Β Ν
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