臺州市山藥炭疽病空間分布格局及抽樣技術分析

馮貽富，潘 偉，綦再華，蔡建軍，陳 紅*

（1.臨海市涌泉鎮農業綜合服務中心，浙江臨海 317021；2.臨海市古城街道農業公共服務中心，浙江臨海 317000；3.臨海市邵家渡街道農業公共服務中心，浙江臨海 317000；4.臨海市農技推廣中心，浙江臨海 317000）

山藥是一種藥食兼用作物，也是重要的傳統特色蔬菜。臺州（臨海）是全國傳統山藥產區之一，主栽品種為紫蒔藥和白蒔藥，其富含氨基酸和營養物質，在中醫上具有益氣養陰、補脾肺腎、固精止帶的功效，深受廣大消費者的青睞。隨著近年來保健食薯的興起，種植山藥在臨海涌泉、古城、邵家渡、尤溪、東塍、小芝、匯溪、白水洋、括蒼等地逐年增多。

作為特種薯類，臺州山藥無論是紫蒔藥還是白蒔藥，在田間種植都易遭受山藥炭疽病（Colletotrichum gloeosporioides），表現為植株葉片及藤莖產生炭疽狀病斑，嚴重時可引起植株大量落葉和死藤，對生產構成嚴重威脅。對于山藥炭疽病病原、發病規律和防控技術研究較多，然而對山藥炭疽病分布型方面的研究鮮見[1-11]。為此，筆者于2021 年11 月對臺州山藥炭疽病空間分布格局與抽樣技術進行了研究，以期為山藥炭疽病的監測、防控及其相關試驗研究提供理論依據。

1 材料與方法

1.1 試驗地概況

試驗薯地為山地，供試品種為當地主栽品種紫蒔藥和白蒔藥，起壟雙行種植，壟畦寬1.8 m 左右，株距0.4 m 左右，于清明后布薯種植，11 月上中旬采收。試驗薯地設定14 塊樣地，每個樣地面積80～100 m2，連片成方。試驗中，不進行病蟲害防治，以保證其自然入侵、擴散、發展。

1.2 調查方法

在山藥采收前20 d 左右，根據山藥植株炭疽病病斑或病枯葉占比程度將病情分0，1，3，5，7，9級標準。0級：全株植株無病葉，無病枯葉。1級：病葉或病枯葉占全株總葉數5%以下。3級：病葉或病枯葉占全株總葉數5%～15%以下。5 級：病葉或病枯葉占全株總葉數15%～25%以下。7 級：病葉或病枯葉占全株總葉數25%～50%以下。9 級：病葉或病枯葉占全株總葉數50%以上。每塊樣地采取雙行直線取樣60株，逐株測定、記錄每株病級。

1.3 數據處理及分析方法

將田間調查所得數據，以1 個樣地為1 組，列出每組病級的頻次分布表，并計算出發病株數、株發病率、病情指數和病株病級密度等，按每株病情病級數制成薯地空間分布頻次表。采用聚集度指標法分別計算出病株病級平均數（）、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*/等各值，運用這些聚焦度參數測定其空間格局。然后利用回歸模型Iwao 法（M*～回歸分析）和Taylor 冪法則等方法，進一步分析山藥炭疽病薯地分布格局。

根據Iwao（1977）提出的抽樣原理，其理論抽樣數公式為：，式中N 為最適抽取樣方數，為病株病級均數，t 為分布臨界值（保證概率取值），α，β 為M*～回歸參數，D 為允許相對誤差：，從而建立山藥炭疽病不同發病率情況下所需的理論抽樣數模型。根據Kuno（1968）提出的新序貫抽樣理論，其通式為：Tn=(α+1)/[D02-(β-1)/n]，式中Tn為已抽取的累計病株病級數量；α，β 為M*～線性回歸參數，n 為抽取樣本的數量；D0為精密指標，從而建立山藥炭疽病序貫抽樣模型和序貫抽樣檢索表。

2 結果與分析

2.1 山藥炭疽病不同病級密度頻次分布

山藥炭疽病在臺州薯地侵染發病擴散較為頻繁，雖不同樣地發生的病株病級及其發病情況受品種耐病性存在顯著差異性，但一般可從藤蔓伸長期初始侵染發病，到薯塊膨大期病情漸趨峰值，然后到采收期趨向枯藤枯死。2021 年11 月收獲前對14 塊連片山藥薯地炭疽病發病情況進行普查，結果見表1。由此可見，山藥炭疽病病株的病情等級在不同樣地中存在明顯的分布差異。由于采收期病情通常在生育末期取樣，因此其病株病級與發病率的關聯往往相對滯后，故利用最小二乘法，設置線性截距為0 時，建立病株病級均值（）與病株率（Q）之間的回歸方程：Q=21.026，相關程度達顯著水平。

表1 臺州薯地山藥炭疽病病株病級發生情況及其病級分布頻次表

2.2 山藥炭疽病空間分布格局

2.2.1 聚集度指標測定

表2 山藥炭疽病病株病級聚集度指標測定

2.2.2 Iwao法檢驗

運用Iwao（1977）提出的M*～回歸分析法檢驗，山藥炭疽病病株空間分布結構的相關回歸方程式為：，得α=0.837 5，即α＞0，表明山藥炭疽病病株在樣地分布的基本成份是個體群，病株個體間相互吸引，病株在薯地中存在明顯的發病中心；且β=1.073，即β＞1，表明病株個體群在樣地中呈聚集分布格局，即分布的基本成分個體群之間趨于聚集分布特征，個體群內個體與核心分布相吻合。

2.2.3 Taylor法檢驗

運用Taylor（1965）的冪法則，擬合方差（V）與平均數（）的冪相關回歸方程式，其結果分別為：V=。由于a=1.622 9，b=1.157 6，即b＞1，進一步表明山藥炭疽病病株在樣地分布呈聚集分布特征，并且具有密度依賴性，即病株病級密度越高越趨向聚集分布，故聚集強度是隨著病情指數的上升而增強。這與聚集度指標法分析結果相一致。

2.2.4 聚集原因分析

應用Blackith（1961）的種群聚集均數（λ）檢驗聚集的原因，其公式為，其中k 為負二項分布的指數k 值，r 為2k 自由度當α=0.05 時的χ2分布的函數值。將聚焦度指標法測定的14塊樣地病株病級平均密度（）與聚集均數（λ）進行相關回歸（見表3），得：。由此可知，當薯地病株病級平均密度＜0.4（相當發病率8%）時，λ＜2，其病株聚集是由于某些環境條件如氣候、栽培、植株生育狀況等所引起的；當薯地病株病級平均密度≥0.4（相當發病率8%）時，λ≥2，其病株聚集是由于病害本身的聚集行為與環境條件綜合影響所致。綜觀當前山藥炭疽病年年流行發病趨勢，主要原因在于種植品種抗病性弱，病源廣泛且病菌侵染力強以及土壤和氣候條件相互促成等影響所致。故田間一旦受染則易造成病株持續擴散流行危害。

表3 臺州薯地山藥炭疽病病株聚集均數表

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=0.837 5，β=1.073，建立理論抽樣數模型，即得到最適抽樣模型：。應用這些理論抽樣數模型，從而計算出山藥炭疽病不同發病率下應抽取的最適抽樣數（見表4）。

表4 山藥炭疽病不同發病率下所需的最適抽樣數

可見，隨著發病率的增加，所需抽樣數遞減。

2.3.2 序貫抽樣

根據Kuno（1968）提出的新序貫抽樣理論，運用α=0.837 5，β=1.073，建立序貫抽樣模型為Tn=1.837 5/[D02-0.073/n]，一般取D0=0.15，0.20，0.25；當n分別為10，20，30，……，100 時，即得山藥炭疽病序貫抽樣表（見表5）。在田間調查時，可應用序貫抽樣表進行序貫抽樣。當調查的累計病級數達到預定精密指標下的病級指標時停止調查，然后將累計病級數除以取樣數，即為平均密度。

表5 山藥炭疽病序貫抽樣表

3 小結與討論

調查結果和檢驗分析表明，山藥炭疽病在臺州薯地空間分布型為聚集分布，其分布的基本成分為個體群，個體間相互吸引，個體群之間呈現聚集分布特征，且具有密度依賴性，病株病級密度越高越趨向聚集分布，聚集強度隨病情指數上升而增強。這與王清海等[6]對核桃炭疽病分布型研究結果相似。呈現以上分布特征主要是因為：當樣方病株病級密度在0.4（相當病率8%）以下時（λ＜2），聚集原因主要為某些環境如氣候、栽培條件、植株生育狀況等綜合影響所致；當樣方病株病級密度在0.4（相當病率8%）以上時（λ≥2），聚集原因主要為病害本身的聚集行為與環境條件綜合影響所致。試驗結果顯示，當前山藥炭疽病發病流行趨勢嚴重，主要原因在于種植品種抗病性弱，病源廣泛且病菌侵染力強及土壤和氣候條件相互促成等影響所致。

開展田間病情監測防控，可通過初步調查估算出病級密度后，通過查閱表4 或直接將相關參數代入理論抽樣數模型，來確定不同概率保證及誤差條件下的最適抽樣數。作為監測調查，可對照理論抽樣數表進行，一般當薯地病株率5%～10%（即病株病級密度0.25～0.48）時，所需允許誤差0.2的抽樣數為713～375株，允許誤差0.3的抽樣數為272～143株；當薯地病株率20%（即病級平均密度=0.95）時，所需允許誤差0.2 的抽樣數為193株，允許誤差0.3 的抽樣數為74 株；當薯地病株率30%～50%（即病級平均密度=1.45～2.40）時，所需允許誤差0.2 的抽樣數為129～81 株，允許誤差0.3 的抽樣數為50～31株。也可采用序貫抽樣表進行序貫抽樣。作為田間查定防治決策，應采用序貫抽樣，即對照序貫抽樣表進行查定。當調查的累計病級數達到預定精密指標下的數量指標時停止調查，累計病級數除以取樣數，即為平均密度。這對測報調查和決策防治具有重要的指導意義。