Page 118 - 《广西植物》2024年第10期
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１ ９ ２ ０ 广 西 植 物 ４４ 卷
图 １ ３ 个样地地形图
Ｆｉｇ. １ Ｃｏｎｔｏｕｒ ｍａｐｓ ｏｆ ｔｈｒｅｅ ｐｌｏｔｓ
以 ２０ ｍ × ２０ ｍ 样方为最小研究单元ꎬ采用物 Ｊａｃｃａｒｄ 相异性指数的群落总 β 多样性:
种丰富度、Ｓｉｍｐｓｏｎ 多样性指数、Ｓｈａｎｎｏｎ 多样性指 [∑ ｍｉｎ(ｂ ｉｊ ꎬｂ ｊｉ )] ＋ [∑ ｍａｘ(ｂ ｉｊ ꎬｂ ｊｉ )]
ｉ < ｊ ｉ < ｊ
＝
数和基于 Ｓｈａｎｎｏｎ 指数的 Ｐｉｅｌｏｕ 均匀度指数对物 β ｊａｃ ꎮ
[∑ Ｓ ｉ － Ｓ Ｔ ] ＋ [∑ ｍｉｎ(ｂ ｉｊ ꎬｂ ｊｉ )] ＋ [∑ ｍａｘ(ｂ ｉｊ ꎬｂ ｊｉ )]
ｉ < ｊ
ｉ < ｊ
ｉ
种 α 多样性进行测度ꎬ并通过 α 多样性指数变化 式中:Ｓ 是群落中样方 ｉ 的物种数ꎻＳ 是群落
ｉ Ｔ
量与初始量的比值表示其变化率ꎬ使用 Ｋｒｕｓｋａｌ￣
中所有样方的物种数ꎻｂ 和 ｂ 是成对比较时样方 ｉ
ｉｊ
ｊｉ
Ｗａｌｌｉｓ 检验比较不同群落和不同年份间的显著性
和 ｊ 各自的物种数ꎮ
差异ꎮ 用基于 Ｊａｃｃａｒｄ 相异性指数( Ｊａｃｃａｒｄꎬ １９１２ꎻ
采用 配 对 相 关 函 数 ｇ ( ｒ) ( ｐａｉｒ ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ
Ｋｏｌｅｆｆ ｅｔ ａｌ.ꎬ ２００３ ) 的 主 坐 标 分 析 ( ｐｒｉｎｃｉｐａｌ ｆｕｎｃｔｉｏｎ) 进 行 各 群 落 物 种 的 空 间 点 格 局 分 析
ｃｏｏｒｄｉｎａｔｅｓ ａｎａｌｙｓｉｓꎬＰＣｏＡ)分析不同群落和不同年
(Ｗｉｅｇａｎｄ ＆ Ｍｏｌｏｎｅｙꎬ ２００４)ꎮ
份间的 群 落 β 多 样 性ꎬ 并 用 置 换 多 元 方 差 分 析 Ｋ′(ｒ)
ｇ(ｒ) ＝ ꎮ
( ｐｅｒ￣ｍｕｔａｔｉｏｎａｌ ｍｕｌｔｉｖａｒｉａｔｅ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｖａｒｉａｎｃｅꎬ ２πｒ
ＰＥＲＭＡＮＯＶＡ) 进行统计检验ꎮ 置换多元方差分 式中: ｇ ( ｒ) 为 双 变 量 相 关 函 数ꎻ Ｋ′ ( ｒ) 为
析提供了基于 ９９９ 次置换的伪 Ｆ 值ꎬ伪 Ｆ 值的大 Ｒｉｐｌｅｙ’ｓ Ｋ 函数ꎻｒ 为尺度ꎮ
小代表不同群落间物种组成差异的大小( Ｖｉｌｊｕｒ ｅｔ 为方便比较两个年份物种空间分布格局的变
ａｌ.ꎬ ２０２２)ꎮ 化ꎬ采用完全随机模型(ｃｏｍｐｌｅｔｅ ｓｐａｔｉａｌ ｒａｎｄｏｍｎｅｓｓ)
α 多样性指数计算公式如下( 刘灿然和马克 作为零模型(韦博良等ꎬ２０１７)ꎮ 当ｇ(ｒ)>１ 时ꎬ物种
平ꎬ１９９７): 个体呈聚集分布ꎻ当 ｇ(ｒ)＝ １ 时ꎬ物种个体呈现随机
(１)Ｓｉｍｐｓｏｎ 指数: 分布ꎻ当 ｇ(ｒ)<１ 时ꎬ物种个体呈现均匀分布ꎮ 运用
Ｓ
２ 双变量相关函数 ｇ (ｒ)以及随机标签模型(ｒａｎｄｏｍ
Ｄ ＝ １－∑(Ｎ / Ｎ) ꎮ ０ꎬ １
ｉ
ｉ ＝ １
ｌａｂｅｌｉｎｇ) 来 检 验 物 种 死 亡 原 因 ( Ｈｅ ＆ Ｄｕｎｃａｎꎬ
(２)Ｓｈａｎｎｏｎ 指数:
２０００ꎻ缪宁等ꎬ２００９ꎻ韦博良等ꎬ２０１７)ꎬ将死树标记为
Ｓ
Ｈ′ ＝ －∑Ｐ ｌｎＰ ꎬ Ｐ ＝ Ｎ / Ｎꎮ ０ꎬ活树标记为 １ꎮ 若ｇ (ｒ) 位于置信区间内ꎬ表明
ｉ
ｉ
ｉ
ｉ
ｉ ＝ １ ０ꎬ １
(３)基于 Ｓｈａｎｎｏｎ 指数的 Ｐｉｅｌｏｕ 均匀度指数: 死树和活树之间没有明显的相关性ꎬ物种个体死亡
Ｊ ＝ Ｈ′ / ｌｎＳ ꎮ 为随机死亡ꎻ若 ｇ (ｒ) 位于置信区间上方或下方ꎬ
０ꎬ １
式中:Ｓ 为物种数ꎻＮ 表示全部个体数量ꎻＮ 表 表明死树与活树呈现相互吸引或分离ꎬ物种个体死
ｉ
示第 ｉ 个物种的个体数量ꎻＰ 表示第 ｉ 个物种个体 亡为非随机死亡ꎮ
ｉ
数量占全部个体数量的比例ꎮ 使用三变量相关函数 ｇ (ｒ) －ｇ (ｒ) 检验
０ꎬ ０＋１ １ꎬ ０＋１
运用 Ｂａｓｅｌｇａ ( ２０１２) 提 出 的 方 法ꎬ 计 算 基 于 密度制约对死亡率的影响( Ｙｕ ｅｔ ａｌ.ꎬ ２００９)ꎮ 在
