甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病空間分布格局參數特征及其應用

陳 紅，汪恩國，湯學軍

(臨海市農技推廣中心，浙江 臨海 317000)

甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病空間分布格局參數特征及其應用

陳 紅，汪恩國，湯學軍

(臨海市農技推廣中心，浙江 臨海 317000)

為揭示甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病的空間分布信息和發(fā)病特征，2016年通過對甬優(yōu)系列雜交稻不同播種期稻曲病發(fā)病情況調查，取得了15組樣本資料，應用聚集度指標法、Iwao法和Taylor法等測定檢驗。結果表明，甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病病穗田間空間發(fā)生分布呈聚集分布格局，其聚集度隨著病穗密度升高而增強，其Iwao的M*～m線性模型為M*=1.116 8m+0.174 1，Taylor的V～m冪法則模型為V=1.276 1m1.065 6。經Blackith聚集均數分析，當病穗密度m<0.969 8(即病穗率<7.77%)時，λ<2，聚集是由于某些環(huán)境如氣候、栽培條件、植株生育狀況等引起的；當病穗密度m≥0.969 8(即病穗率≥7.77%)時，λ≥2，其聚集原因是由病害本身的聚集行為與環(huán)境條件綜合影響結果。在此基礎上得出甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病理論抽樣數公式N=1.962/D2(1.174 1/m+0.116 8)及序貫抽樣公式Tn=1.174 1/(D02-0.116 8/n)。這些參數對提高田間稻曲病監(jiān)測效率和決策防控具有良好指導意義。

甬優(yōu)系列雜交稻； 稻曲??； 空間格局； 參數特征； 抽樣技術

稻曲病是由稻曲病菌(Ustilaginoideavirens，有性態(tài)Villosiclava.virens.)侵染造成的一種水稻穗部真菌病害。近年來浙南稻區(qū)大面積推廣秈粳雜交組合超高產栽培技術，隨著施肥水平大幅度提升，加上氣候條件影響，稻曲病發(fā)生危害趨勢逐年加重，成為甬優(yōu)系列高產高品質栽培的重要障礙[1-3]。稻曲病在穗期暴發(fā)，病谷黑穗、黑粒、致癟粒率增加，千粒重下降，大量黑粉菌混入稻谷稻米，降低稻米品質，對人畜和環(huán)境造成危害[4-5]。目前，對于稻曲病空間分布型研究報道較多，但對于稻曲病空間格局參數信息應用，尤其在甬優(yōu)系列雜交稻上研究應用較為鮮見[6-9]。鑒于當前甬優(yōu)系列秈粳雜交稻稻曲病發(fā)病流行趨勢日益嚴重，于2016年對甬優(yōu)系列(甬優(yōu)538、甬優(yōu)2640、甬優(yōu)1540)雜交稻稻曲病空間分布格局、原因和抽樣技術進行了系統(tǒng)調查研究，旨在明確甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病田間分布信息、探討病害發(fā)生與流行的原因，以期為病害調查、預測預報、病害防控及其相關試驗研究提供理論依據。

1 材料與方法

1.1材料

試驗選擇在浙江省臨海市江南稻區(qū)國豐糧食專業(yè)合作社生產基地晚稻上進行。試驗區(qū)為雙季稻區(qū)，供試品種為甬優(yōu)538、甬優(yōu)2640、甬優(yōu)1540(為當地生產上主推的秈粳雜交稻甬優(yōu)系列組合)，作連作晚稻栽培。試驗采取分期分批播種，即第1批(甬優(yōu)538、甬優(yōu)2640、甬優(yōu)1540)于6月23日播種，7月13日機插移栽；第2批(甬優(yōu)538、甬優(yōu)2640、甬優(yōu)1540)于6月29日播種，7月19日機插移栽；第3批(甬優(yōu)538、甬優(yōu)2640、甬優(yōu)1540)于7月4日播種，7月24日機插移栽；第4批(甬優(yōu)538、甬優(yōu)2640、甬優(yōu)1540)于7月9日播種，7月29日機插移栽；第5批(甬優(yōu)538、甬優(yōu)2640、甬優(yōu)1540)于7月14日播種，8月3日機插移栽，以利獲取稻曲病發(fā)病條件。機插密度統(tǒng)一為30 cm×17 cm，即每667 m2插13 000叢。每個組合每批種植面積667 m2。田間肥、水、病蟲防治等農事作業(yè)操作統(tǒng)一按常規(guī)措施進行。

1.2方法

在甬優(yōu)系列雜交稻連作晚稻稻曲病發(fā)病穩(wěn)定期(10月下旬)，采取從田邊開始到田邊結束，每塊田按南北單行直線跳躍取樣100叢，逐叢調查記載病穗數，隨機取樣10叢，調查每叢有效穗數。每個品種每批次調查1塊田，共計15塊田。

1.3數據處理及分析

將田間調查所得數據，以1塊田為1組，即以1塊田為1個樣地1組數據為1個樣方列出病穗密度(每叢發(fā)病穗數)頻次分布表，并計算出平均病穗密度以及病叢率和病穗率發(fā)病率等，然后求出二項分布P值，若二項分布P值<0.05則不適合；若二項分布P值<0.01則極不適合。

采用聚集度指標法分別計算出病穗密度平均數(m)、方差(V)、平均擁擠度(M*)、Beall擴散系數C、David and Moore叢生指數I、Water’s負二項分布參數K、Cassie指標CA、Lioyd聚塊性指標M*/m等各值，運用這些聚焦度參數測定其空間格局[10-12]。在此基礎上利用回歸模型Iwao法(M*～m回歸分析)和Taylor冪法則等方法，進一步分析空間分布格局。

根據Iwao提出的抽樣原理[13]，其理論抽樣數公式為：N=t2/D2[(α+1)/m+(β-1)]，式中N為最適抽取樣方數，m為每叢發(fā)病穗數(病穗密度)均數，t為分布臨界值(采用保證概率取值)，α、β為M*～m回歸參數，D為允許誤差，建立甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病不同發(fā)病率情況下所需的理論抽樣數模型。根據Iwao等[14]提出的新序貫抽樣理論，其通式為：Tn=(α+1)/[D02-(β-1)/n]，式中Tn為已抽取的累計病穗數量；α、β為M*～m線性回歸參數，n為抽取樣本的數量；D0為精密指標，建立甬優(yōu)系列組合雜交稻稻曲病序貫抽樣模型和序貫抽樣檢索表圖。

2 結果與分析

2.1稻曲病發(fā)病率及其病穗密度頻次分布

根據對甬優(yōu)系列雜交稻5批次播種的15塊不同樣地稻曲病發(fā)病情況調查結果(表1)，表明甬優(yōu)系列雜交稻不同批次播種移栽的樣地發(fā)病率存在顯著差異，平均病叢率46.4%(10%～83%)，平均病穗率6.42%(0.69%～14.29%)，平均病穗密度0.787 3穗·叢-1(0.10～1.95穗·叢-1)；經適合性檢驗，除3號和5號田塊不適合二項分布(P<0.02)外，其余13塊均P<0.01，為極不適合二項分布。利用最小二乘法，建立甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病病穗密度均值(m)與發(fā)病率(病叢率P或病穗率Q)之間的回歸方程：P=39.359m+15.411(r=0.934 6**)，或Q=7.384 82m+0.605 9(r=0.960 6**)，相關程度達極顯著水平。

2.2稻曲病田間空間分布格局

2.2.1 聚集度指標檢驗

聚集度指標檢驗結果(表2)顯示，被測的15塊連作晚稻樣地除7號和13號樣地(C<1、I<0、K<0、CA<0、M*/m<1)為均勻分布外，其余13塊樣地均達到C>1、I>0、K>0、CA>0、M*/m>1，均為聚集分布格局。表明甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病的空間分布為聚集分布格局，其聚集強度總體隨病穗密度升高而增強。

2.2.2 Iwao法檢驗

運用Iwao[13]提出的M*～m回歸分析法檢驗，甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病空間分布結構的相關回歸方程式為：M*=1.116 8m+0.174 1 (r=0.900 8**)。得α=0.174 1，即α > 0，表明病穗空間分布的基本成分是個體群，病穗個體間相互吸引，病穗在大田中存在明顯的發(fā)病中心；β=1.116 8，即β>1，表明病穗個體群在田間呈聚集分布，即分布的基本成分個體群之間趨于聚集分布。因此，甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病田間分布呈核心擴散表現(xiàn)格局。

2.2.3 Taylor法檢驗

運用Taylor等[15]的冪法則，擬合方差(V)與平均數(m)的冪相關回歸方程式，其結果分別為：V=1.276 1m1.065 6(r=0.967 4**)。由于a=1.276 1，b=1.065 6，即b>1，進一步表明甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病田間空間分布格局呈現(xiàn)聚集分布特征，并且具有密度依賴性，其聚集強度隨著病情上升而增強，這與聚集度指標法分析結果一致。

2.2.4 聚集原因分析

應用Blackith[16]的種群聚集均數(λ)檢驗聚集的原因，其公式為λ=m/(2k)×r，其中k為負二項分布的指數k值，r為2k自由度當α=0.05時χ2分布的函數值。將各樣地樣方單叢病穗數平均密度(m)與聚集均數(λ)進行相關分析(表3)，得：λ=1.753m+0.3，(r=0.924 9**)。由此可知，當樣方病穗平均密度m<0.969 8(即病穗率<7.77%)時，λ<2，聚集是由于某些環(huán)境如氣候、栽培條件、植株生育狀況等等所引起的；當樣方病穗平均密度m≥0.969 8(即病穗率≥7.77%)時，λ≥2，其聚集原因是由病害本身的聚集行為與環(huán)境條件綜合影響結果。因此，甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病發(fā)病嚴重的主要原因在于感染生育期遇上發(fā)病氣候并致使病源互作影響所致。

表3 甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病病穗聚集均數

2.3抽樣技術

2.3.1 最適抽樣模型

根據Iwao的最適抽樣模型，取保證概率值t=1.96，允許誤差D1=0.2，D2=0.3，α=0.174 1，β=1.116 8，建立理論抽樣數模型N=1.962/D2(1.174 1/m+0.116 8)，即得到最適抽樣模型：N1=112.760 6/m+11.217 5；N2=50.115 8/m+4.985 5。應用這些理論抽樣數模型，計算出甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病不同發(fā)病率下應抽取的最適抽樣數(圖1)。當田間病穗率為1%(病穗密度0.110 1穗·叢-1)時，所需抽樣數D=0.2為103 5叢，或D=0.3為460叢；病穗率為5%(病穗密度0.610 1穗·叢-1)時，所需抽樣數D=0.2為196叢，或D=0.3為87叢；病穗率為10%(病穗密度1.235 1穗·叢-1)時，所需抽樣數D=0.2為103叢，或D=0.3為46叢；病穗率為20%(病穗密度2.485 1穗·叢-1)時，所需抽樣數D=0.2為57叢，或D=0.3為25叢；病穗率為30%～50%(病穗密度3.735 1～6.235 1穗·叢-1)時，所需抽樣數D=0.2為41～29叢，或D=0.3為18～13叢。隨著發(fā)病率的增加，所需抽樣數遞減。

圖1 甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病不同發(fā)病率下所需的最適抽樣數

2.3.2 序貫抽樣

根據Iwao等[14]提出的新序貫抽樣理論，運用α=0.174 1，β=1.116 8，建立序貫抽樣模型為Tn=1.174 1/(D02-0.116 8/n)，一般取D0=0.15、0.20、0.25；當n分別為5、10、20、…、80時，得甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病序貫抽樣表(表4)。在田間調查時可應用序貫抽樣表進行序貫抽樣，當調查的累計病穗數達到預定精密指標下的病穗指標時停止調查，累計病穗數除以取樣數，即為平均密度。

表4 甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病序貫抽樣表

注：當n=5時，取D0=0.15，則Tn=1.174 1/(D02-0.116 8/n)，得Tn為負值，無實數意義，則無取樣意義，故設為—。

3 小結與討論

調查結果和檢驗分析表明，甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病田間病穗空間分布呈聚集分布格局，其基本成分是個體群，病穗個體間相互吸引，病穗在大田中存在明顯的發(fā)病中心，同時個體群之間也趨于聚集分布。究其聚集原因，主要在于病穗密度m<0.9698(病穗率<7.77%)時λ<2，聚集是由于某些環(huán)境如氣候、栽培條件、植株生育狀況等所引起的；當病穗密度m≥0.9698(病穗率≥7.77%)時λ≥2，其聚集原因是由病害本身的聚集行為與環(huán)境條件綜合影響結果。因此，甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病發(fā)病嚴重的主要原因在于感染生育期遇上發(fā)病氣候并致使病源互作影響所致。

在開展田間病情監(jiān)測預警防控時，可通過初步調查估算出被調查田稻曲病病穗密度，然后通過查閱抽樣數檢索圖或直接將相關參數代入理論抽樣數模型[N=1.962/D2(1.1741/m+0.1168)]，來確定不同概率保證及誤差條件下的最適抽樣數。作為測報調查，可對照理論抽樣數表進行，即建議病情在低密度(病穗率≤5%或m≤0.6101穗·叢-1)田塊，每塊調查200～500叢；一般密度(5%<病穗率≤10%或0.6101穗·叢-1

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收入日期：2017-06-27

臨海市國豐現(xiàn)代農業(yè)科技示范基地項目(3310015)

陳 紅(1990—)，男，浙江臨海人，助理農藝師，學士，從事水稻病蟲害監(jiān)測與預報研究工作，E-mail：lhchenhong@163.com。

文獻著錄格式：陳紅，汪恩國，湯學軍. 甬優(yōu)系列雜交稻稻曲病空間分布格局參數特征及其應用[J].浙江農業(yè)科學，2017，58(10)：1721-1724，1726.

10.16178/j.issn.0528-9017.20171014

S688.1

A

0528-9017(2017)10-1721-04

(責任編輯侯春曉)