畢守東 張書平 余燕 王振興 李尚

摘要為了明確聚塊大小對茶園雙斑長跗螢葉甲空間分布的影響，為確定最佳樣方面積提供科學依據(jù)。用聚塊樣方方差分析方法和聚集強度指數(shù)法研究兩種茶園兩年雙斑長跗螢葉甲空間分布的規(guī)律性，聚集格局的差異和種群聚集均數(shù)變化。不同大小聚塊的均方差均出現(xiàn)1～2個峰值，聚塊中有1～8個基本樣方（K）時，隨著K的增大，聚集格局的擴散系數(shù)C和種群聚集均數(shù)λ都不斷增大，其他格局時C和λ不斷變小，聚塊內基本樣方數(shù)K為2、4、8時與K為1時的聚集程度|w|值均小于|w|0.05。茶園雙斑長跗螢葉甲存在1～2種不同尺度的聚集空間，空間分布具有規(guī)律性，個體群占據(jù)最小范圍為2個基本樣方，即4 m2，為最佳樣方的選擇提供了科學依據(jù)。

關鍵詞雙斑長跗螢葉甲;空間分布格局;聚塊樣方方差分析;種群聚集均數(shù)

中圖分類號：Q 968.1

文獻標識碼：A

DOI：10.16688/j.zwbh.2018147

雙斑長跗螢葉甲Monolepta hieroglyphica （Motschulsky） 國外主要分布于東亞和東南亞的俄羅斯（西伯利亞地區(qū)）、朝鮮、日本、越南、印度、新加坡、菲律賓、馬來西亞、印度尼西亞等國家，在中國分布較廣，為多食性害蟲，主要為害玉米、棉花、向日葵、谷子、豆類和十字花科蔬菜等多種經濟作物，還取食蒼耳、葎草、馬齒莧、苘麻、藜、龍葵等數(shù)十種雜草[1]，也是茶樹上的重要害蟲之一，成蟲、幼蟲均可為害茶樹，是近年南方茶區(qū)為害成災的新害蟲[2]。張聰?shù)萚35]研究了玉米田中該蟲的發(fā)生特點和抽樣方法，王立仁等[6]通過研究為害玉米等作物的雙斑長跗螢葉甲，提出了搶種、深翻和施藥相結合的防治措施。李廣偉等[7]和袁海濱等[8]研究了溫度對雙斑長跗螢葉甲成蟲壽命及生殖力的影響。土地含水量、溫度等理化特性對雙斑長跗螢葉甲的產卵量影響作用很大[913]，聶強等[14]研究了該蟲的取食選擇性。李尚等[15]和余燕等[16]研究了雙斑長跗螢葉甲的優(yōu)勢種天敵動態(tài)。植保工作中野外抽樣調查是重要的內容，樣本容量和樣本范圍大小影響總體真值估計的準確性。雙斑長跗螢葉甲種群的聚塊大小對其聚塊均方差及分布格局的影響以及種群聚集原因和個體群聚集的最小范圍均未見報道。本文利用聚塊樣方方差分析等研究‘烏牛早和‘白毫早茶園2015年和2016年雙斑長跗螢葉甲聚塊大小對聚塊均方差及對分布格局的影響，并研究種群聚集原因和個體群聚集的最小范圍，為雙斑長跗螢葉甲抽樣調查時采用的樣方大小提供科學依據(jù)。

1材料與方法

1.1調查地點和時間

調查地點為安徽農業(yè)大學科技示范園茶園，調查茶樹品種為‘烏牛早和‘白毫早，樹齡13年。每品種茶園面積為0.2 hm2?！疄跖Ｔ绮鑸@和‘白毫早茶園調查時間均為2015年3月28日—11月14日，2016年3月27日—11月17日。約15 d調查一次，2015年調查17次，2016年調查16次。兩種茶園周邊為其他品種茶園，茶園按常規(guī)措施管理，但不施用農藥。

1.2調查方法

采用平行跳躍法隨機在茶園選取3行，茶樹行距為1 m，每行間隔1 m取2 m長的樣方。每行10個樣方，共取30個樣方，先目測調查，每樣方隨機選取10片葉，調查一些不易振落害蟲及天敵種類和個體數(shù)，然后用沾有洗衣粉水液的搪瓷盤對樣方中的所有枝條進行盤拍（搪瓷盤口長為40 cm，寬30 cm，洗衣粉水溶液濃度為1 000倍），調查記載害蟲及其天敵物種數(shù)和個體數(shù)，對于一部分不能準確鑒定的物種樣本編號保存，裝毒瓶帶回室內鑒定或請專家鑒定。

1.3數(shù)學分析方法

根據(jù)聚塊樣方方差分析的要求，參與數(shù)學分析的資料是第一個樣方連續(xù)至第24個樣方的調查資料。

1.3.1雙斑長跗螢葉甲空間動態(tài)的聚塊樣方方差分析

聚塊樣方方差分析是在不同大小樣方上的方差分析，是一種簡單、有效的生態(tài)學空間格局分析方法。該法要求供試田塊上的樣方在空間上相互連接，隨著聚塊所包含的基本樣方數(shù)目K從1，2，4，8…（指數(shù)級數(shù)）不斷增加，聚塊方差值常隨之改變，通過不同大小聚塊方差值的變化，了解研究對象隨尺度增大的變化動態(tài)[17]。

2.1‘烏牛早茶園雙斑長跗螢葉甲的聚塊樣方方差分析

本文選擇雙斑長跗螢葉甲種群數(shù)量多、數(shù)量較多和數(shù)量少三種調查資料作為研究材料，2015年選擇數(shù)量多的6月8日（84頭）、6月20日（74頭）和數(shù)量較多的5月10日（42頭）、7月4日（45頭）、10月11日（42頭）、10月28日（39頭）以及數(shù)量少的4月26日（25頭）、5月24日（17頭）和8月2日（15頭）作為研究資料。2016年選擇數(shù)量多的11月19日（72頭）、數(shù)量較多的4月11日（39頭）、4月28日（33頭）、5月30日（38頭）、6月14日（26頭）以及數(shù)量少的6月29日（15頭）、7月29日（8頭）作為研究資料。將用聚塊樣方方差分析方法求得的均方差值繪于圖2，2015年5月24日、6月8日、7月4日，2016年4月11日、4月28日、5月30日、6月29日和11月19日均方差均出現(xiàn)兩個峰值，其余為一個峰值，說明雙斑長跗螢葉甲空間分布具有規(guī)律性，可對其進行深入研究。

2.1.1聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲空間分布格局的影響

為了比較聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲空間分布格局的影響，將求得的擴散系數(shù)C和聚塊指數(shù)列于表1，按照F0.05值判斷擴散系數(shù)C確定聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲空間分布格局的影響。2015年的5月10日和2016年4月28日K為8時與K為1、2、4時格局類型不同，以及2016年K為1、2與K為4、8時分布格局類型不同，其余的K為1、2、4、8時分布格局卻相同。表1中16組數(shù)據(jù)只有3組分布格局不一致，表明聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲空間分布格局有影響，但作用較小。按照聚塊指數(shù)的判斷標準，16組數(shù)據(jù)有2015年5月10日、5月24日、7月4日、10月28日和2016年4月11日、4月28日、6月14日、6月29日、7月29日、11月29日共10組分布格局一致，2015年6月8日、10月11日，K為1時與其他三個的格局不同，6月20日K為8時與其他三個的格局不同，其余的是K為1、2或K為1、8與其他不同。綜合分析表明聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲的空間分布有影響，但影響較小。

2.1.2聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲種群聚集程度的影響

將聚塊內基本樣方數(shù)K為2、4、8時與K為1時的雙斑長跗螢葉甲的聚集程度差異值|w|列于表2，可看出所有的|w|值均小于|w|0.05值，K為2、4、8時與K為1時的|w|值差異均不顯著，表明聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲的聚集程度影響不顯著。

2.1.3聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲的種群聚集均數(shù)λ值的影響

聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲λ值的影響，即對雙斑長跗螢葉甲空間分布聚集強度的影響，λ值也列于表2?？煽闯靓酥禐檎禃r隨著聚塊變大，λ值也隨之變大，如2016年11月19日，λ值為負值時隨著聚塊變大，λ值隨之變小，因為λ=2kv，K=2S2-，聚集分布時，K>0時，2>0，S2-必大于0，其他分布時K<0，2>0，S2-必小于0，所以出現(xiàn)以上情況。按照Blackith的標準，λ>2時是害蟲自身原因引起的聚集，λ<2時是環(huán)境中某一因子引起的，表2中2015年5月10日、6月8日、10月11日、10月28日和2016年4月11日都是K為2、4、8時，λ都大于2，而K為1時，λ小于2，表明聚塊大小對λ值有影響。

2.1.4不同聚塊大小條件下雙斑長跗螢葉甲的ρ指數(shù)

將‘烏牛早茶園2015年和2016年聚塊內基本樣方數(shù)由1至2，2至4，4至8個變化的ρ指數(shù)分別列于表3和表4，表3可看出，聚塊內樣方數(shù)由2至4變化時ρ的平均值為1.019 9±0.050 8，大于聚塊內樣方數(shù)K由1至2和由4至8變化的ρ指數(shù)的平均數(shù)，表4聚塊中K由2至4變化時ρ指數(shù)平均值為1.128 7±0.114 4，也大于其他兩種情況，表明雙斑長跗螢葉甲個體群聚集的最小范圍為2個基本樣方即4 m2。

2.2‘白毫早茶園聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲空間分布格局的影響

為了進一步分析聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲空間分布的影響，用與‘烏牛早茶園同樣的方法研究‘白毫早茶園雙斑長跗螢葉甲不同聚塊下的空間格局變化，2015年選擇數(shù)量多的10月28日（85頭）、數(shù)量較多的4月26日（63頭）以及數(shù)量少的8月2日（18頭）;2016年選擇數(shù)量多的11月19日（92頭）、數(shù)量較多的5月30日（51頭）以及數(shù)量少的7月29日（18頭）作為研究材料。2015年3個時間點的MS（i）均有一個峰值。

2016年5月30日和11月19日均有兩個峰值，7月29日有一個峰值，表明雙斑長跗螢葉甲的空間分布具有規(guī)律性。按照C值判斷標準，6組數(shù)據(jù)有5組的K為1、2、4、8同屬一種分布格局，只有2015年10月28日K為1、2為聚集格局，K為4、8時為非聚集格局。由C值大小可看出，C值大小與樣方中個體總數(shù)沒有直接關系，如2015年的數(shù)量較多的4月26日，K為1、2、4、8時都是聚集格局，數(shù)量多的10月28日反而不全是聚集格局，2016年數(shù)量較多的5月30日，K為1、2、4、8時都是聚集格局，數(shù)量多的11月19日只有K為1時是聚集格局。用David等1954年提出的|w|公式分析的結果表明，不同聚塊大小的雙斑長跗螢葉甲的空間分布聚集程度差異不顯著?！缀猎绮鑸@該蟲的種群聚集均數(shù)λ值的變化與‘烏牛早茶園相同。

將‘白毫早茶園2015年和2016年的ρ值列于表5，可看出聚塊樣方數(shù)由2個變?yōu)?個時的ρ的平均值為1.005 3±0.088 4，大于其他情況，表明雙斑長跗螢葉甲個體群占據(jù)的最小范圍為2個基本樣方，即4 m2，同‘烏牛早茶園的結果一致。

3小結與討論

利用聚塊樣方方差分析法研究‘烏牛早茶園和‘白毫早茶園2015年和2016年聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲空間分布的影響以及個體群占據(jù)最小范圍的確定，結果是：

1）不同大小聚塊的聚塊均方差值均出現(xiàn)1～2個峰值，雙斑長跗螢葉甲的空間分布是有規(guī)律性的。

2）雙斑長跗螢葉甲在聚塊內基本樣方數(shù)為2、4、8時與為1時的|w|值差異不顯著，即不同聚塊大小條件下雙斑長跗螢葉甲的聚集程度差異不顯著。

3）在不同聚塊大小條件下，聚集格局時雙斑長跗螢葉甲的聚集是本身原因引起的，在λ值為正值時λ值隨K的增大而增大;λ值為負值時隨K的增大而變小。

4）不同聚塊大小條件下雙斑長跗螢葉甲在聚集格局時，隨著K的增大，擴散系數(shù)C值也增大，在其他格局時隨著K的增大，C值變小，聚塊指數(shù)沒有這種情況。

5）用不同大小聚塊的ρ指數(shù)判斷雙斑長跗螢葉甲個體群聚集時占據(jù)的最小范圍為2個基本樣方，即4 m2。

采用聚塊樣方方差方法研究動物的空間分布格局動態(tài)是一種簡便易行的方法。劉飛飛等[23]還用該法研究蜘蛛類天敵與茶尺蠖幼蟲的空間關系，表明在聚塊內有1～32個基本樣方時隨著聚塊內基本樣方數(shù)的增多，聚集格局的擴散系數(shù)C值不斷增大，均勻格局的C值不斷減少，基本樣方數(shù)K為2、4、8、16和32時與K為1時之間的空間聚集程度差異均不顯著;在種群聚集均數(shù)λ為正值時，隨著聚塊內基本樣方數(shù)的增加，種群聚集均數(shù)λ不斷增大;茶尺蠖個體群聚集格局的最小面積是聚塊中具有1個基本樣方。王建盼等[24]用聚塊樣方方差分析法研究柑橘粉虱Dialeurodes citri的空間格局變化，基本結論是一致的。

雙斑長跗螢葉甲的卵在土壤表面0～15 cm深處越冬，翌年春夏季孵化，幼蟲共3齡、主要取食寄主根系，成蟲取食寄主葉片，具有假死性，能短距離飛翔，一般一次飛翔2～5 m，雌成蟲在25℃時平均產卵量93.8粒[25]，先把腹部末端插入土中縫隙，一般會分批產卵[26]，由此可看出該蟲受生物學習性影響，具有聚集生活習性，但同時善于短距離飛行，在一定空間范圍內容易擴散，小范圍（K=1時）的隨機格局可擴散形成大范圍（K=2、4、8時）的隨機格局，或者小范圍（K=1時）的聚集分布格局可擴散成大范圍（K=2、4、8時）的聚集格局。從表1可看出，‘烏牛早茶園2015年4月26日、5月24日、6月8日、6月20日、7月4日、8月2日、10月14日和10月28日及2016年5月30日、6月4日和7月29日，聚塊內基本樣方數(shù)K為1時是隨機分布，K為2、4、8時也是隨機分布，2016年4月11日、4月28日、6月29日、11月19日聚塊內基本樣方數(shù)K為1時是聚集分布，K為2、4、8時仍然是聚集分布，表明聚塊大小對雙斑長跗螢葉甲的空間分布影響較小，該蟲空間分布具有明顯的規(guī)律性，這是該蟲產卵特性和善飛習性等生物學特性所致。

本研究中種群為聚集格局時種群聚集均數(shù)λ隨著聚塊內基本樣方數(shù)的增多，λ值不斷增大，即雙斑長跗螢葉甲的聚集強度逐漸加大，究其原因，這是由于當處于聚集分布格局時，其聚集強度指數(shù)K大于零。K>0，K=2S2-，2>0，則S2-必大于0，則S2>。λ=S2-v，將K=2S2-代入λ=2kv式中，則λ=S2-2，因此隨著聚塊內基本樣方數(shù)增加，即聚塊范圍增大，種群密度增大，由于S2>，所以λ值不斷增大，聚集強度增大，主要是樣方數(shù)值的離散性作用結果。

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（責任編輯：田喆）