6.1. Характер распределения пилильщика в сосновьк культурах и методы его учёта

Для усовершенствования методов учета обыкновенного сосново­го пилильщика изучались особенности его распределения на фазах яйца в кроне и коконов в подстилке, по которым наиболее удобно учитывать плотность его популяции в очагах.

Плотность яиц в кроне учитывалась на деревьях, выбранных в случайном порядка на маршруте вдоль обследуемого участка. Иссле­довались особенности распределения кладок пилильщика в пределах кроны и экологическая плотность яиц пилильщика на дереве (их число на 100 г хвои). Для перевода числа яиц, обнаруженных на модельной ветви,в их экологическую плотность ранее была определе на масса хвои, соответствующая диаметру ветвей у основания пер- вьк охвоенных побегов. Это осуществлялось с помощью измерения массы хвои сосны на ветвях разного диаметра, взятых из середины кроны. На основании эмпирических данных было подобрано следующее уравнение связи зеленой массы ( _у ) с диаметром ветвей ( _х ):

lg у = 1,88 + Г ,90 ig х ( 8 )

График для определения массы хвои по диаметру ветви показан

на рис. 20 , а (см. главу 4 ), а соответствующая ему таблица

для практического применения приведена нике (табл. 39).

Для того, чтобы изучить распределение кладок яиц пилильщи­ка по кроне дерева, при учётах модельные ветви брались в случай­ном порядке из верхней, средней и нижней частей кроны. Результа­ты определения плотности популяции пилильщина на фазе ягйца по трём ярусам кроны приводятся в табл. 40 и на рис. 26 .

Экологическая плотность яиц (шт/100г хвои)

30-_

20.

10- -її

ВСН

1981

70

60.

50-

40

30

20-

ю-

в с н

1983

Рис г 26 . Распределение обыкновенного соснового пилилыцика на фазе яйца по ярусам кроны модельных деревьев (В - верхняя, С - средняя, Н - нижняя)

Таблица 39

Масса хвои ветви сосны в зависимости от ее диаметра

Таблица 40

Плотность яиц обыкновенного соснового пилильщика в разных частях кроны в годы наблюдений

Как видно из приведенных данных, наибольшая плотность яиц пилильщика имела место в верхней части кроны.

приведенной в пособии по вариационной статистика А.К.Митропольс- кого .

где 5 - среднее арифметическое,

S² - дисперсия

Оценку к проводили по методу наибольшею правдоподобия

(Голубев, Инсаров, Страхов, 1980):

N lg ( I + ) - £_Хх) №

к к+х »

Где А^ - число деревьев, на которых было более, чем х яиц, и - число деревьев в опыте,

х - среднее арифметическое.

в дальнейших Расчетах применяли уточненное значение экспо­ненты к .

Сравнение эмпирических и теоретических частот отрицатель­ного биномиального распределения такие проводили по датериюх². Результаты этого сравнения приведены в табл. 44.

Таблица 44

Фактические и предельные значения критерия У ²

; Фактические зна-₂ї Число стрпе- j Предельные значения Годы і чения критериях ; ней свободы ; критерия х 2 при

ї і ( а ) і о,95

_ » • •_______________________________________ _____ _ - _____ __ __ ■

І93Х

1982

1983

2,7

3,4

1,9

4 9,5

4 9,5

4 9,5

ISO

Как видно из табл. 44, фактические значения критерия * ² не достигают предельных значений этого показателя (при F=0,95) и поэтому распределение яиц пилильщика в насаждении можно счи­тать соответствующим закономерности отрицательного биномиально­го распределения, В подтверждение этого положения приводится рис. 27 , где представлено распределение экологической плотно­сти яиц в насаждении в 1981 г. и теоретические частоты, соот­ветствующие параметрам распределения Пуассона и отрицательного бинома.

Плотность коконов в подстилке учитывали с помощью площадок размером 0,125 м^, расположенных в обследуемых участках в слу­чайном порядке. Для определения характера распределения коконов использовались данные 168 учетных площадок.

Предполагалось, что распределение коконов пилильщика тесно связано с распределением популяции на фазе яйца ( Lyons ,1964)^ Кладки яиц распределены агрегативно, следовательно, можно было ожидать агрегативное Распределение и коконов.

Теоретические частоты распределения Пуассона и отрицатель­ного бинома, определенные для оценки типа распределения коконов пилильщика были получены по формулам (4-7). Они сравнивались с эмпирическими данными (рис. 28 ). Распределение Пуассона (на

рис. 28 обозначено пунктирной линией) не описывает реальной картины распределения коконов.-Наоборот, отрицательное биноми­альное распределение (на рис. 28 обозначено сплошной линией) хорошо аппроксимирует эмпирику»

Сравнение эмпирических и теоретических частот распределе-

2

ний Пуассона и отрицательного бинома проводили по критериюх . Результаты представлены в табл. 45.

Как видно из табл. 45, распределение Пуассона не подтвеla- дается, о чем говорят большие фактические величины _;датерия х ²

хвои

Рис. 27 „ Распределение яиц пилильщика в насаждении в 1981 г.

и теоретические частоты, соответствующие параметрам распределения Пуассона ( ) и отрицательного би­нома С-------------------------------- )

гг

Рис. 28 . Распределение коконов пилильщика в насаждении в 1981 г и теоретические частоты, соответствующие параметрам распределения Пуассона ( ) и отрицательного бинома

для данных степеней свободы и принятой степени вероятности (Г = 0,95). Проверка гипотезы с отрицательным биномиальным рас­пределением коконов показала, что она не противоречит факсичео-

2

ким данным: фактические значения критерия*^ меньше его пре­дельных значений, соответствующих Р = 0,95 при данных числах

Таблица 45

Фактические и предельные значения критерия ²

і Распределение Пуассона

Отрицательное биномиальное

степеней свободы. Следовательно, подтверждается отрицательное биномиальное распределение коконов в подстилке.

Последовательные методы учёта пилильщика разработаны на основании анализа особенностей распределения яиц и коконов в природе. Предлагаются последовательные методы учета с интерваль­ной оценкой и с фиксированным уровнем точности. Они рекоменду­ются как наиболее эффективные и соответствующие современным тре­бованиям оптимизации методов учёта насекомых-дефолиаторов (Во­ронцов, Голубев, Мозолевская, X9S3).

Для построения плана последовательного учета пилильщика с интервальной оценкой плотности популяции на фазе яйца выбирались три класса заселенности: слабая - 20 и менее, средняя - 21-99 и сильная 100 и Оолее яиц на 100 г сырой хвои. Эта плотность яиц соответствует различной степени повреждения насаждений. Распре­деление популяции было аппроксимировано отрицательным биномиаль-

ныы Распределением с К - 0,10. Задавались уровни достоверности и / проверки гипотез:

I блок

н_о - плотность популяции 20 и менее яиц на 100 г хвои;

Ед. - плотность популяции 40 и более яиц на 100 г хвои.

П блок

Н_о - плотность популяции 50 и менее яиц на Х00 г хвои,

Ед. - плотность популяции 100 и более яиц на 100 г хвои;

- вероятность принять гипотезу н_т , когда н справед-

-L О

либо ;

/ - вероятность принять гипотезу н_о , когда Нд. справед­ливо.

Принималось