朱惠英,沈 平, 吳建華,王新東,常承秀, 田 煒

(1. 甘肅省臨夏回族自治州森林病蟲(chóng)害防治檢疫站，臨夏 731100；2. 甘肅省臨夏回族自治州農(nóng)業(yè)學(xué)校，臨夏 731100)

斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)在國(guó)槐上的空間分布型及抽樣技術(shù)

朱惠英1,沈 平1,*, 吳建華2,王新東1,常承秀1, 田 煒1

(1. 甘肅省臨夏回族自治州森林病蟲(chóng)害防治檢疫站，臨夏 731100；2. 甘肅省臨夏回族自治州農(nóng)業(yè)學(xué)校，臨夏 731100)

斑膜合墊盲蝽Orthotylus(O.)sophoraeJosifov是近年來(lái)臨夏地區(qū)國(guó)槐SophorajaponicaLinnaeus上嚴(yán)重發(fā)生的害蟲(chóng)之一。應(yīng)用6種分布型指數(shù)法分析判定了斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)在國(guó)槐上的空間分布型，利用Taylor冪法則和Iwao回歸方程分析聚集原因，結(jié)果表明，斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)在國(guó)槐上呈聚集分布，公共kc值為0.6169，且符合負(fù)二項(xiàng)分布；其種群聚集是由某些環(huán)境作用引起的。在此基礎(chǔ)上，采用Iwao的方法確定了斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)的田間最適抽樣數(shù)和序貫抽樣表；并根據(jù)Gerrard的零頻率模型建立了估計(jì)該種群平均密度的零頻率公式：x=1.7457(-lnP0)1.1119。

斑膜合墊盲蝽；空間分布型；抽樣技術(shù)

斑膜合墊盲蝽Orthotylus(O.)sophoraeJosifov, 屬半翅目Hemiptera，盲蝽科Mlridae，合墊盲蝽屬 Orthotylus[1]。在國(guó)內(nèi)分布于四川省、河南省、甘肅省、陜西省、湖北省、天津市，近年來(lái)在臨夏地區(qū)國(guó)槐SophorajaponicaLinnaeus 上發(fā)生危害，1年發(fā)生1代，6月下旬成蟲(chóng)開(kāi)始交尾產(chǎn)卵，塊產(chǎn)，以卵在國(guó)槐主干樹(shù)皮縫內(nèi)及2—3年生分枝處絲織的巢內(nèi)越冬；翌年4月下旬開(kāi)始孵化。以成蟲(chóng)、若蟲(chóng)聚集于新梢葉背刺吸為害，葉面呈現(xiàn)失綠斑點(diǎn)，致使葉片皺縮干枯，葉柄下垂提前脫落。Josifov[1]根據(jù)朝鮮的標(biāo)本形態(tài)描述該種，劉國(guó)卿[2]報(bào)道斑膜合墊盲蝽為中國(guó)新記錄種；目前，國(guó)內(nèi)外尚無(wú)有關(guān)斑膜合墊盲蝽生態(tài)學(xué)方面的研究報(bào)道。2011年對(duì)斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)在國(guó)槐上的空間分布型進(jìn)行了調(diào)查，在此基礎(chǔ)上，提出了操作簡(jiǎn)便、快捷的田間抽樣設(shè)計(jì)方案，確定出能夠在允許誤差和可信區(qū)間范圍內(nèi)對(duì)總體參數(shù)進(jìn)行估計(jì)的樣本數(shù)據(jù)，為獲取準(zhǔn)確、系統(tǒng)的蟲(chóng)情調(diào)查資料提供了依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 試驗(yàn)地概況

調(diào)查樣地位于蘭郎公路臨夏市西川段(安多園—后楊村口)，該路段距離10km，海拔1917.2m，2011年年均氣溫7.8℃，年日照時(shí)數(shù)2171.3h，無(wú)霜期144d以上，年降水量378mm；栽植地土質(zhì)堅(jiān)硬、貧瘠，順其生長(zhǎng)，管理粗放，整體樹(shù)勢(shì)衰弱，東西走向，單排栽植，樹(shù)齡20n，樹(shù)高5—6m，株距5m，調(diào)查前未進(jìn)行藥劑防治。

1.2 取樣方法

2011年6月上旬，采用線路調(diào)查法，在公路北側(cè)每間隔50m設(shè)1樣段，共設(shè)12組樣段；樣段內(nèi)每隔1株取1樣株，每樣段調(diào)查10株；每樣株從東、西、南、北4個(gè)方位，每方位上、中、下分層隨機(jī)選1年生枝條為樣枝，每樣枝調(diào)查長(zhǎng)度為10cm，分別統(tǒng)計(jì)不同方位樣枝上的若蟲(chóng)和葉片數(shù)。

1.3 分布型測(cè)定

根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，計(jì)算均值(若蟲(chóng)數(shù)/葉)(m)、方差(s2)、平均擁擠度 (m*)。依據(jù)Lloyd聚塊性指數(shù)(m*/m)、Beall擴(kuò)散系數(shù)(c)、Waters負(fù)二項(xiàng)分布k值、森下正明擴(kuò)散型指數(shù)(Iδ)、David和Moore叢生指數(shù)(I)、Cassie聚集度指數(shù)(Ca)參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)判定空間分布型[3- 4]。

1.4 聚集原因檢驗(yàn)

利用Taylor冪法則[5]和Iwao的m*-m回歸模型[6]，測(cè)定種群的分布格局和內(nèi)部結(jié)構(gòu)；以Blackith種群聚集均數(shù)λ分析聚集原因[3]。

1.5 抽樣方法

根據(jù)Iwao最適理論抽樣數(shù)模型[4]計(jì)算最適抽樣數(shù)；應(yīng)用Iwao的方法[4]確定序貫抽樣表；依據(jù)Gerrard等的零頻率模型[9]估計(jì)種群密度和理論抽樣[10]。

1.6 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析

采用Excel2003進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，參數(shù)均采用最小二乘法估計(jì)，并利用相關(guān)系數(shù)r進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。

2 結(jié)果與分析

2.1 分布型檢驗(yàn)

依據(jù)斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)12組樣段的均值(m)、方差(s2)和平均擁擠度(m*)，計(jì)算出各樣段的聚塊性指數(shù)(m*/m)、擴(kuò)散系數(shù)(c)、擴(kuò)散型指數(shù)(Iδ)均大于1，叢生指數(shù)(I)、聚集度指數(shù)(Ca)大于0(表1)，根據(jù)各參數(shù)空間分布型判定標(biāo)準(zhǔn)[3- 4]，得出斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)在國(guó)槐上呈聚集分布。

Waters認(rèn)為，k值與蟲(chóng)口密度無(wú)關(guān)，k值愈小，種群的聚集度愈大，若k值趨于∞時(shí)(一般在8以上時(shí))，則逼近Poisson分布[7]。表1中的k值均依據(jù)矩法求得，且0

2.2 聚集原因分析

式中， lgα=0.2249>0，b=1.1622>1，s2=1.0274m1.1622，說(shuō)明種群在一切密度下均是聚集分布，且具密度依賴性，聚集強(qiáng)度隨種群密度的升高而增強(qiáng)。

表1 斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)聚集度指標(biāo)

應(yīng)用Blackith種群聚集均數(shù)λ=mγ/2k分析聚集原因[3]。

式中，m為平均蟲(chóng)口密度，k為負(fù)二項(xiàng)分布的指數(shù)，γ是自由度等于2k，以0.5概率值對(duì)應(yīng)處的χ2值，應(yīng)用內(nèi)插法得出。經(jīng)計(jì)算，12組樣段的總λ=0.0922，因此根據(jù)Blackith對(duì)昆蟲(chóng)的聚集原因分析可知：λ=0.0922<2，說(shuō)明斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)聚集可能是由某些環(huán)境作用引起的。

2.3 抽樣技術(shù)

2.3.1 理論抽樣數(shù)技術(shù)

應(yīng)用Iwao最適理論抽樣數(shù)模型N=(t/D)2[(α+1)/m+β-1][4]，確定出最適抽樣數(shù)公式：N=(t/D)2(1.0224/m+1.5011)

取t=1.96(置信概率為0.95)，相對(duì)誤差(D=d′/m)為0.1、0.2和0.3時(shí)，平均若蟲(chóng)數(shù)(m)在0.5、0.10、0.15、0.20、…、0.80的條件下，得出斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)的最適抽樣數(shù)(N)(表2)。

表2 斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)理論抽樣數(shù)

由表2可知，在相對(duì)誤差(D)固定時(shí)，斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)的最適抽樣數(shù)(N)隨平均若蟲(chóng)數(shù)(m)的增大而下降，只是下降幅度逐漸縮??；在相同的平均若蟲(chóng)數(shù)(m)下，隨著相對(duì)誤差(D)的增大，所需抽樣數(shù)(N)依次減少。

2.3.2 序貫抽樣技術(shù)

用上述兩式，計(jì)算出斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)序貫抽樣表(表3)供防治參考。

d為m=m0時(shí)估計(jì)密度所允許的置信限，當(dāng)d=0.1時(shí)，最大抽樣數(shù)為170株；d=0.2時(shí)，最大抽樣數(shù)為42株。

表3 斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)序貫抽樣表

2.3.3 零頻率估計(jì)法

根據(jù)Gerrard等的零頻率回歸模型：x=α(-lnP0)b[9]，得出膜合墊盲蝽若蟲(chóng)的平均密度(x)與零頻率(P0)回歸模型：

x=1.7457(-lnP0)1.1119

根據(jù)Gerrard的方法對(duì)種群進(jìn)行理論抽樣(n)[10]，其公式為：

n=β2(1-P0)/[P0(-lnP0)2(D)2]

式中,β為模型中-lnP0的指數(shù),P0為零頻率,D抽樣精度。已知P0=0.8715，D=0.2時(shí)，理論抽樣數(shù)(n)為240.9，即需要調(diào)查241片葉是否有蟲(chóng)，求得P0值后代入Gerrard模型x=1.7457(-lnP0)1.1119，即可得出每葉的蟲(chóng)口密度。

將田間按理論抽樣數(shù)(n)調(diào)查取得的P0值代入已知Gerrard模型進(jìn)行驗(yàn)證，得出理論值x與實(shí)測(cè)值m的比較結(jié)果(表4)。

表4 Gerrard模型理論值與實(shí)測(cè)值的比較1)

由表4可見(jiàn)，該模型的抽樣精度除樣段2略大于預(yù)定D值0.2，其余11個(gè)樣段均小于預(yù)定D值0.2。因此利用Gerrard模型x=1.7457(-lnP0)1.1119，根據(jù)0—1抽樣所得P0值，可有效估計(jì)國(guó)槐葉片上膜合墊盲蝽若蟲(chóng)的種群密度。

3 討論

本文就斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)的12組樣段的調(diào)查結(jié)果進(jìn)行了空間分布型檢驗(yàn)分析，結(jié)果表明，斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)在田間呈聚集分布；其公共kc值為0.6169，符合負(fù)二項(xiàng)分布；聚集原因是由某些環(huán)境作用引起的；這主要是由于斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)對(duì)國(guó)槐為害部位(新梢葉背)的選擇性所致，其基本上受國(guó)槐新梢長(zhǎng)勢(shì)的影響，趨向于陽(yáng)面樹(shù)冠外圍的新梢。

在蟲(chóng)情調(diào)查時(shí)，以葉片為抽樣單位，在應(yīng)用本文抽樣技術(shù)研究確定的模型時(shí)，采用隨機(jī)抽樣，因?yàn)槟Ｐ徒⒌幕A(chǔ)是隨機(jī)抽樣。利用本研究確定的斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)理論抽樣數(shù)，根據(jù)精確度與工作量，在允許誤差和可信區(qū)間范圍內(nèi)，即在試驗(yàn)研究時(shí)，相對(duì)誤差要求嚴(yán)格取D=0.1，在大田調(diào)查時(shí)相對(duì)誤差可放寬到D=0.2或0.3，確定出所需最適抽樣株數(shù)。用序貫抽樣表進(jìn)行抽樣時(shí)，當(dāng)調(diào)查的株數(shù)，累計(jì)若蟲(chóng)數(shù)超過(guò)上限時(shí)，就必須進(jìn)行防治，若累計(jì)若蟲(chóng)數(shù)小于下限時(shí)，則不需要進(jìn)行防治；累計(jì)若蟲(chóng)數(shù)在上限和下限之間時(shí)，應(yīng)繼續(xù)增加抽樣株數(shù)。當(dāng)不易做出判斷時(shí)，應(yīng)需確定最大抽樣數(shù)目。Gerrard等的零頻率回歸模型，被廣泛應(yīng)用于一些體小的有害生物(如蚜蟲(chóng)、木虱、螨類等)種群密度的估計(jì)[11]；在應(yīng)用時(shí)首先需滿足理論抽樣數(shù)以保證抽樣的精度，在調(diào)查過(guò)程中不需要檢查所抽取樣本的蟲(chóng)口密度，只需記錄有蟲(chóng)樣數(shù)和無(wú)蟲(chóng)樣數(shù)，根據(jù)建立的零頻率模型，即可估計(jì)該環(huán)境寄主上的蟲(chóng)口密度；用零頻率法估計(jì)昆蟲(chóng)田間種群密度，由于避免了直接計(jì)數(shù)的煩瑣過(guò)程，因而具有操作簡(jiǎn)便和效率高的優(yōu)點(diǎn)[12]。因此，在保證一定的蟲(chóng)情調(diào)查準(zhǔn)確度情況下，利用合理簡(jiǎn)便的抽樣設(shè)計(jì)方案進(jìn)行調(diào)查就可取得較準(zhǔn)確的蟲(chóng)情資料，為斑膜合墊盲蝽制定有效的防治措施提供參考依據(jù)。

致謝：承蒙南開(kāi)大學(xué)劉國(guó)卿教授鑒定斑膜合墊盲蝽種名并提供相關(guān)文獻(xiàn)資料；中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)彩萬(wàn)志教授和本站張山林站長(zhǎng)幫助寫(xiě)作，特此致謝。

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Spatial distribution pattern and sampling technique forOrthotylus(O.)sophoraenymphs onSophorajaponica

ZHU Huiying1, SHEN Ping1,*,WU Jianhua2, WANG Xindong1, CHANG Chengxiu1,TIAN Wei1

1StationofForestPestManagementandQuarantineofLinxiaHuiNationalityAutonomousRegion，GansuProvince，Linxia731100，China2AgriculturalSchoolofLinxiaHuiNationalityAutonomousRegion，GansuProvince，Linxia731100，China

Orthotylussophoraehas become a serious pest forSophorajaponicain Linxia Prefecture of Gansu Province in recent years. The spatial distribution pattern ofO.sophoraenymphs inS.japonicagarden was determined by six spatial distribution pattern indices, and the assembling reasons were analyzed using Taylor′s regression model (1961) and lwao′s regression equation (1971). The results indicated that the aggregated distribution ofO.sophoraenymphs in the field fits the negative binomial series (kc=0.6169).Thereasonfortheaggregationmaybeduetosomeenvironmentalfactors.Onthebasisofthedistributionpattern,theoptimalsamplingnumberandsequentialsamplingtablewerecalculatedusinglwao′smethod.ThezerofrequencymodelforthemeandensityestimationofO.sophoraenymphs was established on the basis of Gerrard′s method (1970) as follows：x=1.7457(-lnPo)1.1119.

Orthotylus(O.)sophorae；spatial distribution pattern；sampling technique

甘肅省臨夏州科技計(jì)劃資助項(xiàng)目(2011-N-S- 11)

2012- 09- 23;

2013- 03- 15

10.5846/stxb201209231341

*通訊作者Corresponding author.E-mail: lx-sp@sohu.com

朱惠英,沈平, 吳建華,王新東,常承秀, 田煒.斑膜合墊盲蝽若蟲(chóng)在國(guó)槐上的空間分布型及抽樣技術(shù).生態(tài)學(xué)報(bào),2014,34(4):832- 836.

Zhu H Y, Shen P,Wu J H, Wang X D, Chang C X,Tian W.Spatial distribution pattern and sampling technique forOrthotylus(O.)sophoraenymphs onSophorajaponica.Acta Ecologica Sinica,2014,34(4):832- 836.