麥田蘆葦空間分布型及抽樣技術初報

劉楚彬， 章 輝， 孟祥民， 耿 軍， 宋愛穎

(1.安徽省蕭縣丁里鎮農業技術推廣站，安徽蕭縣 235200； 2. 安徽省蕭縣農業技術推廣中心，安徽蕭縣 235200；3.安徽省蕭縣農業廣播電視學校，安徽蕭縣 235200； 4.安徽省蕭縣杜樓鎮農業技術推廣站，安徽蕭縣 235200)

麥田蘆葦空間分布型及抽樣技術初報

劉楚彬1， 章 輝2， 孟祥民3， 耿 軍4， 宋愛穎2

(1.安徽省蕭縣丁里鎮農業技術推廣站，安徽蕭縣 235200； 2. 安徽省蕭縣農業技術推廣中心，安徽蕭縣 235200；3.安徽省蕭縣農業廣播電視學校，安徽蕭縣 235200； 4.安徽省蕭縣杜樓鎮農業技術推廣站，安徽蕭縣 235200)

對麥田中蘆葦的空間分布型及抽樣技術進行了調查，結果表明，蘆葦的空間分布為聚集分布，分布的基本成分是個體群，且聚集強度隨著雜草密度的增加而增強。

蘆葦；空間分布；抽樣技術

近幾年來，蘆葦(PhragmitescommunisTrin.)不斷向農田擴展蔓延，嚴重危害部分地勢低洼的麥田。為了解蘆葦在麥田的分布、擴散習性，筆者于2012年5月對安徽省蕭縣部分麥田中蘆葦的空間分布型及抽樣技術開展了調查研究，旨在為科學防除蘆葦提供依據。

1 材料與方法

1.1 田間調查

2012年5月10—20日小麥處于乳熟至蠟熟初期，在蕭縣蘆葦發生較重的新莊鎮、丁里鎮、龍城鎮和圣泉鄉選擇不同類型的麥田11塊，每塊田面積在0.27 hm2以上，采取順序抽樣法，每塊田等距離調查5行，每隔10 m等距離調查10點/行，每點調查0.5 m2，每塊田共調查50點，用方格紙按順序記錄每點的蘆葦數量(株/0.5 m2)[1-3]]。

1.2 分布型測定

1.3 聚集原因分析

根據Blackith提出的聚集均數法分析蘆葦的聚集原因：λ=M×γ/2K，其中，M為平均密度(每塊田50個樣點的平均值)，K為負二項分布的參數，γ為自由度等于2K、概率為0.5時的卡方值(χ2)。當λ<2 時，聚集原因包括某些環境因素如人類行為、氣候、土壤及植株生長狀況等；當λ≥2時，聚集原因包括蘆葦自身特性或與環境因素共同作用所致[4]。

1.4 抽樣方法比較

在記錄原始數據的方格紙上，每塊田取5～10個樣點(每點0.5 m2)，分別用五點、單對角線、雙對角線、“Z”字形、棋盤式5種抽樣方法，計算每樣點的平均雜草數，與相應田塊平均密度進行比較，計算每種抽樣方法的誤差率，并進行方差分析[5]，從而確定最佳抽樣方法[1-3]。

1.5 理論抽樣數的確定

2 結果與分析

2.1 聚集度測定

2.1.2 Taylor冪指數法則檢驗結果 lgs2與M乘冪函數式為： lgs2=0.416 5+1.884 11lgM，R=0.916 6>r0.01(極顯著)，其中lga=0.416 5>0，b=1.884 1>0，表明蘆葦為聚集分布，且具有密度依賴性，即密度越大聚集度越強。

表1 蘆葦空間分布聚集度指標及有關回歸式Table 1 Concentration index of spatial distribution and regression formula of P. communis Trin.

2.2 聚集原因

由表1可見，6號田λ<2，其余田塊λ≥2，對λ和M進行回歸，得到方程λ=1.892 5+0422 8M，R=0.672 5>r0.05(顯著)，把λ=2代入方程，得到M=0.25。當蘆葦平均密度低于0.25株/0.5 m2時，聚集主要是由于機械翻耕土壤把蘆葦的根莖帶入農田等環境因素所致；當蘆葦平均密度大于等于 0.25株/0.5 m2時，聚集是由于蘆葦根莖伸展在周圍擴散等蘆葦自身繁殖特性或與以上環境因素影響共同所致。

2.3 抽樣方法比較

由表2可知，經方差分析，5種抽樣方法中單對角線、雙對角線、“Z”字形和棋盤式4種取樣方法之間誤差率差異不顯著，單對角線法顯著優于五點取樣法，雙對角線、“Z”字形和棋盤式法極顯著優于五點取樣法，因此，宜采用單對角線、雙對角線、“Z”字形和棋盤式4種方法取樣，單對角線、雙對角線、“Z”字形和棋盤式取樣點數為6～10個。

表2 蘆葦田間調查不同抽樣方法誤差率比較Table 2 Contrast on the field survey of P. communis Trin. under the different methods of investigation

注：同列數據后不同大寫字母表示差異極顯著，不同小寫字母表示差異顯著。

2.4 理論抽樣數的確定

n1=833.67/M+123.81

(D=0.2)

n2=133.39/M+19.81

(D=0.5)

根據所調查11塊田的蘆葦發生密度范圍，取密度為2.7～28.7株/0.5m2，將每樣點密度(M)帶入以上方程，得到2組在不同允許誤差范圍內的理論抽樣數(n)(表3)。可見當分布型和允許誤差確定后，抽樣數由樣本密度決定，理論抽樣數隨雜草密度的增加而減小。中等密度下(13～18株/0.5 m2)，允許誤差為0.2，每樣點0.5 m2理論抽樣數為 171～189 個；若允許誤差為0.5，理論抽樣數為27～30個。

表3 蘆葦的理論抽樣數Table 3 Theoretical sampling number of P. communis Trin.

3 小結

本研究表明，蘆葦的空間分布為聚集分布，且聚集強度對雜草密度有依賴性。當雜草密度較小(<0.25株/0.5 m2)時，個體群聚集原因由耕作等環境因素引起，當雜草密度較大(≥ 0.25株/0.11 m2)時，聚集原因由雜草本身就近繁殖或由雜草就近繁殖、環境因素共同引起。中等密度下(13～18株/0.5 m2)，允許誤差為0.2，每樣點0.5 m2理論抽樣數為171～189個；當允許誤差為0.5，理論抽樣數為27～30個。可采用單對角線、雙對角線、“Z”字形和棋盤式方法取樣。

[1]丁 俊. 麥田主要雜草的田間分布及取樣調查方法[J]. 雜草學報，1987，1(3)：3.

[2]馬小華. 麥田野燕麥空間分布型及抽樣技術的研究[J]. 植物保護，1988，14(1)：35-36.

[3]王向陽. 麥田澤漆空間分布型及抽樣技術研究[J]. 安徽農業科學，1997，25(1)：361-362.

[4]丁巖欽. 昆蟲數學生態學[M]. 北京：科學出版社，1994：22-55.

[5]唐啟義，馮明光. 實用統計分析及其計算機處理平臺[M]. 北京：中國農業出版社，1997：35-43.

PreliminaryReportontheSpatialDistributionandSamplingTechniquesofPhragmitescommunisinWheatFields

LIU Chu-bin1， ZHANG Hui2， MENG Xiang-min3， GENG Jun4， SONG Ai-ying2

(1.Agricultural Technology Extension Station of Dingli Town，Xiao County 235200，China；2.Agricultural Technology Promotion Center of Xiao County，Xiao County 235200，China；3.Agricultural Broadcasting and Television School of Xiao County，Xiao County 235200，China；4.Agricultural Technology Extension Station of Dulou Town，Xiao County 235200，China)

Spatial distribution and sampling techniques ofPhragmitescommunisin wheat fields were studied.This weed has an aggregated spatial distribution with individual distribution group as basic components.Aggregation intensity increases with the increase of weed density.

Phragmitescommunis；reed；spatial distribution

S543.9

A

1003-935X(2013)02-0047-03

劉楚彬，章 輝，孟祥民，等. 麥田蘆葦空間分布型及抽樣技術初報[J]. 雜草科學，2013，31(2)：47-49.

2013-03-21

劉楚彬(1972—)，男，農藝師，主要從事新技術、新品種、新藥械的試驗、示范和推廣工作。E-mail：xxzbz_say@126.com。