摘 要 大龙潭地处四川省彭州市银厂沟境内，因受“5·12”汶川地震灾害波及，山体大面积滑坡致被掩埋。为了给彭州市制定该地植被恢复方案提供一些有益参考，开展了实地调查研究，定量分析大龙潭草本物种优势种的种间联结性。主要通过方差分析、X2检验、联结系数AC值比较、OI指数比较等方法，定量分析大龙潭草本样地中出现频率较高的8个物种种间的联结性。结果表明：1）菊科植物最多；重要值大于0.03的有狗牙根、铁芒萁、柳叶菜、橐吾、苔草、一年蓬、鼠鞠草、堇菜共8种植物。2）根据重要值选取的8个物种计算得出植物群落的整体联结性为VR=0.098，统计分析表明呈不显著正关联。3）通过计算AC值得出种对间完全独立的物种占比为39.29%。4）通过定量分析认为，大龙潭的草本恢复并没有稳定，仍在继续恢复当中。
关键词 草本群落；优势种；种间联结性；植被恢复；四川省彭州市银厂沟大龙潭
中图分类号：Q948.15+6 文献标志码：A DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2017.19.032
知网出版网址：http：//kns.cnki.net/kcms/detail/50.1186.s.20170714.1955.015.html 网络出版时间：2017/7/14 19：55：00
大龙潭地处四川省彭州市银厂沟境内，位于北纬31°20.559′、东经103°51.877′，该地区处于亚热带湿润气候区，气候温和且多雨，日照时间较长，会出现雨热同期现象，1月份属于最冷月份，7月份属于最热月份。由于该地地处龙门山断裂地带，“5·12”汶川地震以后，大龙潭所在的两边的山体上出现大面积滑坡致使大龙潭被掩埋，使得整个大龙潭不再存在，经过6年来的恢复，大龙潭已由地震之初的表层几乎无植被生长，发展成为现在的乔灌草共居的群落。
由于地处龙门山断裂带，“5·12”地震后，使得该地出现旅游业黯淡[1-2]以及生命和经济财产的极大损失等[3]，引起国内外研究学者对其地质灾害之后的植被群落结构[4]，植物群落演替[5]以及生物多样性[6]，植被恢复状况[7-8]研究的极大关注。植被恢复是一项遏制生态环境恶化、改善脆弱生态系统和退化生态系统的有效措施[9]。植被自然恢复需要一个漫长的过程[10]，采取人工措施，适时适地种植适宜性植物，能够加快植被恢复，有效促进生态系统的修复与稳定。而其中优势种对群落以及环境的构成都具有较强的控制作用[11]。开展实地的调查研究，定量分析大龙潭草本物种优势种的种间联结性，对恢复大龙潭原本的生态环境具有重要意义，也可以为彭州市制定植被恢复方案提供一些有益参考。
1数据来源与研究方法
1.1资料收集
于2014年11月期间，选取大龙潭滑坡灾害自然恢复地作为调查对象，采用典型样地法，沿海拔每隔20 m，选取3个温度、湿度、盐度相差极小的调查样地，并在选取的每个调查样地内设置2個1 m×1 m的草本样方，3个调查样地内共设有6个草本样方。在调查样地中调查记录的数据包括植物的名称、株数、高度、盖度等。
1.2数据处理
1.2.1 重要值计算
草本层的重要性以重要值的大小作为参照标准来计算，公式为[12]：
IV=（Rd+Rc+Rf）/3 （1）
（1）式中，IV为某一物种的重要值，Rd为相对密度，Rc为相对盖度，Rf为相对频度。
1.2.2 数据统计
重要值用综合数值的方式来体现不同植物的重要性。经过统计分析，本研究按重要值大小排序，前8种物种的重要值之和达到0.629，因此选取前8种，即重要值大于0.03的物种作为优势种来进行分析（见表1）。
统计的内容为在各个样方中物种出现的种数、样方数及其物种种对之间出现的关系。在测定的草本样地中选择出现重要值较大的前8个物种，记录其出现在6个样方当中的多度数据，并将其组成一个8×6的多度数据矩阵，按当第i物种在第j样方中出现时是1，否则是0，将其转化成为 一个（0，1）矩阵，并以最终转化来的（0，1）矩阵作为种间联结性分析的最初数据。
1.3种间关联性测定方法
1.3.1 多物种种间联结显著性检验
在某个地区出现的多个物种之间有无显著的联结性，可以通过检测方差比率法（VR）来表明。先假定要检验的8个物种之间无显著的关联，然后按照下面的公式[13]进行计算：
上述公式中，S为总的物种数，N为总的样方数，Tj为所要研究的物种在样方j内出现的总数，ni为第i种物种出现的样方数，t为样方中物种的平均数。
在假设是零的这种独立性前提下，VR值应该是1，但若此刻得出的结果是VR>1，则表明物种之间是净的正关联的关系；若此刻得出的结果是VR<1，则表示物种之间是净的负关联的关系；若VR=1，则表示假设成立。
VR值对于1的偏离程度是由统计量W来检测的，若物种之间无关联，则W在X20.95（N） 1.3.2 成对物种间联结性检验 对于2×2联列表统计出的各物种种对数据，即a、b、c、d的数值，通过计算其AC值的结果来表明物种种间联结的程度。 式中a为两物种全部出现的样方数，b为A物种出现而B物种未出现的样方数，c为A物种未出现B物种出现的样方数，d为两物种都未出现的样方数。AC结果的取值范围是[-1，1]，若AC值越接近于-1，表示物种之间的负的联结性越强；反之，则正的联结越强；若AC值为0，则表示物种间是完全独立的。 对于2×2联列表统计出的各物种种对数据通过X2统计量来检测物种间的联结性，对于非连续性数据的X2用Yates的连续校正公式[14]计算
式中N为取样总数，a、b、c、d同上。因为结果有两种关联类型，当（ad-bc）>0时为正联结，反之为负联结，因而当X2>X20.05时物种种对之间联结性为显著，反之为不显著。X20.10（1）=2.706， X20.05（1）=3.841，X20.01（1）=6.635，2.706
1.3.3 关联测度
为了减少因d值对点联结系数（AC）计算结果的偏差而带来的影响，选取了其中对两物种关联度评定比较好的Ochiai指数来计算物种的种间联结度[16]。
OI指数是对种对相伴随出现的机率和联结性的程度的反映。若a=0即所取的值是0，表示种间完全相异，无同时出现在同一样方中的可能性；若a=N（总样方数）即所取的值是1，表示出现在同一样方中。
2结果与分析
2.1物种组成分析
在所统计的6个样方中共发现有20科28 属29种植物，平均每个样方有4.83种植物。在所统计的所有科当中，前3大科是菊科（Asteracea）、禾本科（Poaceae）、蓼科（Polygonaceae）。其中，菊科在总科中最多所占比例最大（20.7%），禾本科次之（13.8%），蓼科为10.3%。
2.2总体相关性分析
根据重要值选取的8个物种（见表1）所组成的存在与否的矩阵，计算VR的值：VR=ST2/δT2=0.098。大龙潭草本群落种间的总的关联性的方差均值小于1，因此在总体上呈现出负的相关性。对于VR值的计算结果，通过统计量W来检测偏离1的显著性：W=N×（VR）=0.589。查表得相应的X2值：X20.05（1）=3.841，X20.01（1）= 6.635，可见X20.05（1） 2.3种间关联测度 物种的种间联结性可以用联结系数等（度量物种种间联结性的强度）来说明。应用物种关联的测度指标计算值作图，其中半矩阵图包括种间联结性X2值（图1）、联结系数AC值（图2）、关联测度OI值（图3），由以上3图可知大龙潭草本8个物种28个种对之间相关方面的信息。其中：1）有39.29%表明种对间是完全独立的，表明它们对环境的营养空间和资源的需求不同。2）在9对呈正联结当中，虽然有“狗牙根（Cynodon dactylon）-鼠鞠草（Gnaphalium affine） ”“柳叶菜（Epilobium hirsutum）-堇菜（Viola verecumda） ”“囊吾（Ligularia）-堇菜”“苔草（Carex tristachya）-一年蓬（Erigeron annuus） ”“苔草-堇菜”5对表明正联结性较强，但是其中无一对呈显著关系。说明由于物种的生态学特性及其对存在环境的要求，使得各物间互相兼容、互相促进生长，即出现一些物种为其他物种提供环境条件的现象，但是这种互补作用并不明显。3）在8组呈负联结的种对中，25%种对的OI值为0，表示此种对完全不能同时出现在同一生境当中，加之它们对营养和资源的争夺，因此才会表现出负联结。 3小结与讨论 从应用方法来看，在计算种间联结性时方差比率法、AC值比较、X2检验和OI 指数比较4种方法应同时使用。其中，方差比率法用来对多物种间总体的联结性进行分析；AC值则用来体现物种间的联结性程度；X2检验显示出种对联结的性质和显著程度；OI指数则用以表明种对相伴随出现的机率和联结性程度。 银厂沟大龙潭地区由于地势原因容易爆发泥石流，并且泥石流沟的形态与土壤物质每年都略有不同，受到各种自然因素的影响，群落间未达到稳定状态。笔者于2014年采用样方法对植被的恢复情况进行了调查，并对物种种间的关联程度进行了计算分析。为了对该区的植被恢复有更加深入的了解，建议今后每年都应对大龙潭地区进行实地考察，采集样地数据，以期为该地的植被恢复方式与措施选择提供借鉴参考。 参考文献： [1]梁艳桃.震后银厂沟景区资源评价与开发研究[D].四川成都：成都理工大学，2011. [2]黄飞.四川“5·12”地震遗址旅游地可持续发展研究[D].四川成都：四川师范大学，2013. [3]宋微曦，第宝锋，左进，等.聚落应对山地灾害环境的适应性分析——以彭州市银厂沟为例[J].山地学报，2014，32（2）：212-218. [4]邵蕊，王文瑞，史坤博，等.高寒草原路域人为干扰区土壤及植被修复研究[J].水土保持研究，2014，21（6）：181-186，192. [5]曾剑峰，罗鹏，牟成香，等.岷山地震带山地坡面的植被演替[J].应用与环境生物学报，2014，20（1）：1-7. [6]吴裕鹏，许涵，李意德，等.海南尖峰岭热带林乔灌木层物种多样性沿海拔梯度分布格局[J].林业科学，2013，49（4）：16-23. [7]张小娟，高照良，李晶，等.关中平原高速公路路堤边坡土壤养分与植被群落α多样性变化[J].水土保持研究，2012，19（6）：157-162. [8]覃家科，李先琨，姜光辉，等.木美地下河流域主要植被类型物种多样性与恢复对策[J].广西植物，2005，25（6）：511-516. [9]胡婵娟，郭雷.植被恢复的生态效应研究进展[J].生态环境学报，2012，21（9）：1640-1646. [10]王琼，辜再元，韩烈保.废弃采石场人工生态恢复限制性因子评价研究[J].中国矿业，2009，18（7）：48-51. [11]牛翠娟，娄安如，孙儒泳，等.生态学基础[M].北京：高等教育出版社，2007. [12]王育松，上官铁梁.关于重要值计算方法的若干问题[J].山西大学学报（自然科学版），2010，33（2）：312-316. [13]Schulter D. A variance test for detecting species association， with some example application[J].Ecology， 1984， 65： 998-1005. [14]Hurbert SH. A coefficient of interspecific association. Ecology， 1971，50：1-9. [15]Janson S，Vegelius J. Measureof ecological association. Oecologia， 1981，49：371-376. [16]王伯蓀，彭少麟.南亚热带常绿米槠林种间联结测定技术研究I：种间联结测定的探讨修正[J].植物生态学与地植物学丛刊，1985，9（4）：274-285. （责任编辑：丁志祥）