土壤物理性状检测的取样方法和数量——以祁连山东段高寒草甸为例

土壤异质性是导致植物空间异质性分布以及土壤动物和啮齿动物栖息地选择的主要因素之一。选择合理的土壤取样点数量和分布对反映研究区土壤信息尤为重要。本研究以祁连山东段高寒草甸土壤为例,以土壤紧实度、容重和水分为调查指标,在110 m×110 m的样地中,以每个样点相互间隔10 m设置了121个取样点,运用地统计学和经典统计学方法,比较不同取样数量(3～36个)和3种取样方法(随机法、网格法和对角线法)与整体取样(121个样点)所获得的结果。研究发现:(1)土壤物理性状的取样误差均随着取样数量的增加而呈下降趋势;(2)最优的取样方法是随机法,且取样数量大于18个,即能达到最小误差以及满足90%和95%置信水平的取样精度。建议研究者根据研究目的和草地类型,关注草地取样方法对研究结果的影响。     

样线法在鸟类数量调查中的运用

样线法是野生动物种群数量调查的常用方法之一。本文简要介绍其发展历史、基本原理和主要类型,并对4种常用的种群密度计算方法,即条带最大记数法、Gates截线法、Fourier截线法以及距离取样法进行比较和总结,认为在鸟类野外数量调查中应记录鸟类个体到样线的垂直距离,并使用距离取样法来计算鸟类的种群密度,以便得到更为准确的结果。     

刺槐叶瘿蚊越冬幼虫空间格局及抽样调查技术

本文采用聚集指标法分析了刺槐叶瘿蚊Obolodiplosis robiniae(Haldemann)越冬幼虫的空间分布格局,结果表明:刺槐叶瘿蚊越冬幼虫在林间呈聚集分布;其聚集的原因与刺槐叶瘿蚊自身的行为习性有关或由刺槐叶瘿蚊本身与环境的异质性共同作用所造成。采用"z"字型、平行线、棋盘式、大五点、对角线5种抽样方法估计林间刺槐叶瘿蚊越冬幼虫虫口密度,确定对角线法调查15样方为最佳抽样方法。对土壤不同深度土层中越冬幼虫数量调查,明确最适取样深度为3cm。同时利用Iwao回归建立了理论抽样数量模型:n=t2/D2(1.1957/x珋+0.8905)。利用过筛手检和过筛水漂2种方法检数土中幼虫,对检出刺槐叶瘿蚊越冬幼虫虫量及检虫时间进行了对比分析,结果表明过筛水漂法检虫较为可取。     

番茄田棉铃虫卵的分布及抽样研究

通过田间调查和统计分析,对棉铃虫Helicoverpa armigern(Huebner)卵在番茄田的垂直和空间分布进行了的研究。结果表明：棉铃虫卵在田间的垂直分布主要集中在植株的上部;空间分布呈聚集分布中的负二项分布。确定了棉铃虫卵在番茄田的取样以Z字型、棋盘式为最佳,其次为对角线式。     

遗传多样性的取样策略

合理取样是生物多样性有效保护、利用和研究所面临的最基本问题 ,它在很大程度上受到植物自身的生物学特性、环境条件和取样目的的影响。遗传多样性的取样策略是指对一定地理分布范围内的生物个体取样时 ,使样本具有代表性和包含尽可能多的遗传变异的最佳取样方法 ,包括了取样数目 (一个给定区域的居群数和一个居群的个体数 )以及取样方式。包括“哈迪 温伯格平衡 (Hardy WeinbergEquilibrium)”定律在内的居群遗传学基本原理是研究取样策略的理论基础 ,在此基础上可以对居群内的取样个体数及应获取的居群数进行理论计算 ,同时还可以根据物种居群的遗传结构特点和环境条件的异质性来决定取样的方式。因此 ,应该依据研究对象本身的特点和取样的目的来确定某一特定区域的居群取样数 ,以及某一居群内的样本数及取样方式。     

重复取样条件下的点格局分析

种群空间格局是生态学研究的基本内容,点格局是研究种群格局最常用的方法。重复取样是生态学研究过程中所遵循的基本原则。但是,在应用点格局分析种群格局的研究实例中,重复取样的案例非常少见。鉴于重复取样对于点格局研究的重要性,该文引入了重复取样条件下点格局的统计学分析方法,并计算分析了典型草原带过度放牧引起的严重退化群落在恢复演替8年阶段羊草(Leymus chinensis)与大针茅(Stipa grandis)两个优势种群在单一取样与重复取样条件下的格局特征。研究结果表明,各个重复之间格局特征存在差异,这种差异说明由单一取样得到的种群格局特征属于特例而不具有代表性,因此得到的结论值得推敲。整合多个重复取样条件下的点格局是多个重复条件下的种群格局的平均状态,这种状态更能体现格局的整体特征而具代表性。     

用回归方程法测定梨树叶面积

用回归方程法测定梨树单叶面积,以长枝、随机及比例方法取样,取样数量50至100片,采用叶长乘以叶宽的回归方程测定较为适宜。     

基于表型数据的辣椒核心种质构建研究

以收集保存的603份辣椒种质为材料,根据果形指数大小将其分成5组。基于28个性状的表型数据,采用简单比例、平方根比例、对数比例及遗传多样性指数比例法计算各组内取样份数,比较4种组内取样比例法、6种总体取样规模和2种取样方法在构建辣椒核心种质中的作用和效果。结果表明:(1)简单比例、平方根比例、对数比例、遗传多样性指数比例法入选的材料份数占预选核心种质份数依次为24.2%、22.2%、21.1%、17.8%,说明遗传多样性指数比例法对各组取样数量的修正能力最强,使取样更加均衡。(2)当总体取样规模为15%时,遗传多样性指数比例法构建的预选核心种质遗传多样性指数(I)达到最大,表型保留比例(RPR)超过98%;当总体取样规模超过20%时,RPR值、变异系数(CV)和极差符合率(CR)虽然平缓增加,但I值反而减小;说明15%为合适的总体取样规模。(3)利用对数比例法和多样性比例法,在15%的总体取样规模下,聚类取样构建的核心种质I值、RPR值、CV值及CR值均高于随机取样。(4)该研究根据所获得的优化方案最终在表型水平建立了包含91份种质的辣椒核心种质。     

应用统计学原理对多倍体配子及杂交子代比例问题的研究

应用数学组合运算公式对多倍体产生的配子种类、比例及子代的基因型、表型进行探索和研究。结论:在"二价体"的基础上对多倍体配子的比例进行探究,涉及1种基因座的多倍体配子采用"先写种类后计算概率及比例"的方法,涉及2种及以上染色体的多倍体配子采用"拆分组合再写出配子概率及比例"的方法;基因型计算中可以采用组合运算方法或棋盘法,其中在棋盘法计算的基因型中,子代基因型符合正态分布,左对角线比例最高,为正态分布的顶点,右对角线比例最低,且只占1份,其余基因型比例对称分布。     

取样和计算方法对黑土剖面土壤有机碳密度的影响

土壤有机碳密度(SOCD)和储量的准确估算对于评估土壤有机碳在气候变化中的作用至关重要。本文以4种不同土地利用方式(草地、裸地、农田和林地)为例,探讨不同取样方法(按固定深度取样和按土壤自然发生层次取样)和不同计算方法(基于等体积和基于等质量计算)对黑土剖面SOCD结果的影响。结果表明,4种土地利用方式下,按固定深度和按发生层次取样所得SOCD均存在显著差异,但不同土地利用方式下二者大小关系不同。基于等体积计算SOCD时,林地和草地表层(0~30 cm)SOCD显著低于基于等质量计算方法所得SOCD,而对于更深层次土体(100和200 cm),计算方法对SOCD的影响不显著。因此,在实践中估算土壤有机碳储量时,应针对具体的土地利用方式,根据研究目的选取适宜的取样和计算方法。另外,当计算较深层次土体SOCD时,可不考虑计算方法对SOCD结果的影响。     

小麦吸浆虫研究,Ⅰ.

这篇报告是1953年关於小麦吸浆虫的研究结果。其中包括两部分:一是土壤取样检查,二是麦穗取样检查。从这些资料里,可以显示这种害虫在上海当年的发生情况。其中关於它的幼虫在土壤内的情况,过去在国内外知道得还很少或不够明确。 土壤取样检查和麦穗取样检查,在研究小麦吸浆虫的发生规律上,是其中重     

西花蓟马在黄瓜和架豆上的空间分布型及理论抽样数

西花蓟马Frankliniella occidentalis（Pergande）已在北京部分蔬菜园区成功定居,对蔬菜生产造成危害。为了解该虫在蔬菜田的种群空间分布型,指导田间取样,本文应用几种聚集度指标的计算公式以及Taylor、Iwao的回归方程式,分析和测定了西花蓟马的种群空间分布格局。结果表明：在黄瓜和架豆上西花蓟马的空间分布型一致,均为聚集分布型;该虫的空间分布型不受种群密度的影响,并且也不随取样时间的变化而变化。种群数量动态研究显示西花蓟马成虫和若虫在黄瓜植株的中部叶片分布较多（从顶部向下数第4叶至第17叶片上成、若虫的分布数量多于其他叶片上的数量）,未展开的叶片、嫩叶和下部老叶危害较轻。用Iwao回归法中α、β参数计算出在允许误差范围内的理论抽样数。     

基于土芯法的亚热带常绿阔叶林细根空间变异与取样数量估计

树木细根具有高度空间异质性,确定合理的细根取样策略是林木细根研究的前提。通过在福建省三明米槠天然常绿阔叶林内随机钻取96个土芯,分析细根生物量和形态特征的空间变异特征,并估计各指标所需的取样数量。结果表明:(1)随着径级增加,细根各指标变异系数增大,相应的取样数量增加;(2)随着土壤深度增加,单位面积细根生物量变异程度和相应的取样数量均增加。在置信水平为95%、精度为80%的条件下,直径为0-1 mm和1-2 mm的细根,分别采集16和42个样品可以满足测定单位面积细根生物量,采集17和31个样品可以满足测定单位面积细根长度,采集25和33个样品可以满足测定单位面积细根表面积。Shapiro-Wilk检验表明,除表层土壤0-1 mm细根单位面积生物量符合正态分布外,其余细根生物量和形态指标数据均不符合正态分布。研究结果为亚热带常绿阔叶林细根的合理取样提供了科学依据。     

东灵山两个落叶阔叶林中辽东栎种群结构和动态

对北京东灵山地区的两个辽东栎种群的结构和数量动态进行了研究。在研究种群的空间分别格局时,分别将两个种群中的每个辽东栎个体在样地中进行定位。将辽东栎个体按不同尺度大小分为４类,在每一尺度中,按不同格子尺度进行机取样,分别计算Ｍｏｒｉｓｔａ的分布指数,聚块性指数,方差／均值比。用这些指数判断辽东栎不同大小级别以及不同取样尺度上的格局强度。结果表明,两个种群的格局强度都随尺度的不同而变化。５０龄辽东栎林     

基于农艺性状的山西普通菜豆初级核心种质构建

利用663份山西省普通菜豆资源基于14个农艺性状,采用比较不同分组原则、取样比例和总体取样量不同组合的取样方法,确定了"地理来源+平方根比例+20%总体取样量"为山西省初级核心种质构建的方法。同时,在此基础上对663份资源中一些具有极端性状的资源进行选择,最终确定152份普通菜豆可作为山西省普通菜豆初级核心种质。通过总体与初级核心种质资源多样性分析,数量性状均值比较,数量性状极值、变幅和标准差比较,性状多样性的差异性分析和各性状总体分布的χ2检验,最终得出:152份普通菜豆资源能够代表山西省普通菜豆资源的总体,可作为山西省普通菜豆评价和创新利用的优先样品集。     

大曲发酵酒醅微生物区系的初步研究

用大曲发酵生产白酒是我国酿酒工业的重要特点之一,但对其窖池内发酵酒醅的微生物种类组成及其变化规律的调查研究,以往做得不多。我们曾对西安大曲窖池内酒醅反复多次取样分析,进行过多菌种液态白酒发酵研究。现将酒醅微生物区系调查结果报告如下。     

整合分析中两种假设模型的介绍及实例分析*

整合分析(meta-analysis)是对同一主题下多个独立实验结果进行综合的统计学方法,被认为是到目前为止最好的数量综合方法。在进行整合分析时,首选应提出统计假设,根据假设的不同可将整合分析分为固定效应模型(fixedeffect model)和随机效应模型(random effect model),前者假定有相似的多个研究在同一分组里有一个共同的真实效应值,由于取样误差,导致在实际效应值的测定中各研究间存在差别;在后者中,假定各研究间有随机变量,因此,不共享一个真实效应值。介绍了两种假设模型下整合分析的计算方法,并进行了实例分析。     

稻鸭共生对稻田水生动物群落的影响

通过稻田共生的田间试验,利用水生动物取样的方法,对稻鸭共生中稻田水生动物的种类及数量进行定性定量分析。结果表明:各类水生动物的种类数与水的动静有关,放鸭越多,种类数越少,水源区最少,为15种;且稻田水生动物种类出现频次的分布符合C.R aunk iaer频度定律。各类水生动物的数目和生物量均按水源区、对照区、少鸭区、多鸭区的顺序下降。用M arga lef多样性指数公式计算各处理的多样性指数,以对照稻田的多样性指数2.15为最高,水源区和放鸭的稻田均不高,放鸭越多,多样性指数越低。     

鄱阳湖湿地典型草洲植物群落种-面积关系

为了解鄱阳湖湿地草洲植物群落的结构,对其3种典型草洲植物群落种-面积关系进行了研究。采用巢式样方法调查植物物种数量,并用3种非饱和曲线拟合种-面积方程。结果表明,基于实测数据,3个草洲物种数随着取样面积的增加先快速增加后趋于平稳;群落最小取样面积均为30 m~2。幂函数模型对3个草洲群落的种-面积关系拟合效果均为最佳,3个草洲群落的RSE分别为0.35、0.35和0.56,AAD分别为0.23、0.17和0.35,AARD分别为0.06、0.02和0.07,而指数模型、Fisher模型的拟合效果一般。指数模型计算得到的不同比例因子下3个草洲最小取样面积与实际情况最为吻合。这为鄱阳湖区进行植物群落数据采集的样方设置提供了理论参考。     

雄性短尾猴个体特征与临时配偶关系研究

多雄多雌的灵长类社会群体中,性成熟的雄性和雌性形成临时性的配偶关系（Consortship）是极其显著特征,但这种关系对个体的交配和繁殖成功作用缺少深入研究。本研究以栖息于安徽黄山的短尾猴YA1群为研究对象,采用全事件取样法（All occurrences recording）、目标动物取样法（Focal animal sampling）以及行为取样法（Behavioral sampling method）记录个体间的社会行为、雄性的配偶数量和临时配偶关系的持续时间,对雄性短尾猴临时配偶关系的基本特征与适应策略进行了初步探讨。研究期间,雄性个体的顺位发生替换,在替换前后,处于高顺位的雄性个体始终拥有最多的配偶数量以及形成的临时配偶关系的持续时间最长,并且雄性个体的顺位与临时配偶关系呈正相关关系（顺位变化前：配偶数量：P = 0.010;持续时间：P = 0.014;顺位变化后：配偶数量：P = 0.032;持续时间：P = 0.035）;雄性个体的年龄与临时配偶关系无显著相关性（配偶关系：P = 0.150;持续时间：P = 0.511）;雄性个体在群体中生活的时间与临时配偶关系呈显著正相关（配偶数量：P = 0.034;持续时间：P = 0.023）;雄性个体的社会关系与临时配偶关系呈显著正相关（顺位变化前：配偶数量,P = 0.013;持续时间,P = 0.001;顺位变化后：配偶数量,P < 0.001;持续时间,P = 0.003）。研究结果表明：雄性个体的顺位、在群体中生活时间以及社会关系对临时配偶的形成起主要作用,这为进一步阐明雄性行为策略与临时配偶关系提供新的科学依据。