陳將贊，丁靈偉，楊廉偉，戴以太

(浙江省天臺縣植物保護(hù)站， 天臺 317200)

水稻白背飛虱主害代發(fā)生因子分析與發(fā)生量預(yù)測模型

陳將贊，丁靈偉，楊廉偉，戴以太

(浙江省天臺縣植物保護(hù)站， 天臺 317200)

運(yùn)用浙江省天臺縣1971-2012 年測報(bào)歷史資料進(jìn)行了早稻與單季稻主害代白背飛虱發(fā)生關(guān)鍵因子分析，建立了回歸預(yù)測模型。結(jié)果表明：影響早稻白背飛虱主害代發(fā)生的關(guān)鍵因子有：燈下初見期、上一代田間發(fā)生量、6月下旬發(fā)生率與燈下3～4代誘蟲量；影響單季稻白背飛虱主害代發(fā)生量的關(guān)鍵因子有：上一代田間發(fā)生量與3～4代燈下誘蟲量。逐步回歸分析結(jié)果表明，早稻7月下旬白背飛虱發(fā)生量逐步回歸方程Y1=5.050 3+0.146 1X4+0.251 7X5-0.326 2X8+0.437 6X9+0.301 3X10；單季稻8月上旬白背飛虱發(fā)生量逐步回歸方程Y2=0.695 4+0.338 3X2+0.060 1X3-0.566 3X6-0.960 2X7+1.160 6X8+1.739 7X10，逐步回歸方程可用于白背飛虱發(fā)生趨勢的中短期預(yù)報(bào)。

水稻； 白背飛虱； 發(fā)生因子； 發(fā)生量； 預(yù)測模型

白背飛虱(SogatellafurciferaHorváth)是水稻生產(chǎn)過程中最嚴(yán)重的遷飛害蟲之一[1]。近年來浙江省天臺縣單季稻種植面積不斷擴(kuò)大并成為主要稻作制度，水稻生育期大大延長，白背飛虱初遷入期提早，主害期也隨之提前拉長，發(fā)生與為害日趨嚴(yán)重，同時(shí)傳播南方水稻黑條矮縮病，給水稻生產(chǎn)帶來很大威脅。楊廉偉[2]曾對天臺縣晚稻褐飛虱進(jìn)行回歸預(yù)測研究。為建立對白背飛虱完整的回歸預(yù)測模型，進(jìn)一步提高對其監(jiān)測預(yù)報(bào)水平，以持續(xù)有效控制白背飛虱災(zāi)害，筆者對天臺縣植物保護(hù)站1971至2012 年白背飛虱測報(bào)歷史資料進(jìn)行了相關(guān)因子篩選分析，建立了回歸預(yù)測模型。

1 材料與方法

1.1 資料來源

根據(jù)天臺縣植物保護(hù)站1971-2012 年燈下誘蟲量和田間調(diào)查資料整理：其中燈下白背飛虱監(jiān)測，于每年4月1日開燈，到10 月31日結(jié)束，光源為200 W白熾燈，每日采取天黑前開燈和天亮后關(guān)燈，逐日調(diào)查記錄誘蟲量；田間發(fā)生調(diào)查，根據(jù)《稻飛虱測報(bào)技術(shù)規(guī)范》[3]辦法進(jìn)行定期系統(tǒng)調(diào)查。

1.2 資料統(tǒng)計(jì)與整理

匯總了1971-2012年(缺1996年)共41年燈下白背飛虱誘蟲數(shù)據(jù)，統(tǒng)計(jì)了白背飛虱燈下初見期(X1)、5月20日前的二代誘蟲量(X2)、5月21日-6月20日的三代誘蟲量(X3)、6月21日-6月30日誘蟲量(X4)、7月1日-7月10日誘蟲量(X5)5個(gè)因子；匯總田間調(diào)查數(shù)據(jù)早稻從1971-1997年共26年數(shù)據(jù)，單季稻從1998-2012 年共15 年數(shù)據(jù)，統(tǒng)計(jì)了白背飛虱6月上旬田間蟲量(X6)、6月中旬田間蟲量(X7)、6月下旬田間蟲量(X8)、6月下旬白背飛虱發(fā)生率(白背飛虱發(fā)生田塊數(shù)占調(diào)查總田塊數(shù)比例)(X9)、7月上旬田間蟲量(X10)、7月下旬田間發(fā)生量(X11)、8月上旬田間發(fā)生量(X12)7個(gè)因子。由于1998年開始天臺縣單季晚稻面積大幅增加，到2002年后天臺縣稻作制度形成了以單季中(晚)稻為主的格局[2]，因此早稻統(tǒng)計(jì)分析從1971年至1997年止，單季稻從1998年至2012年。白背飛虱在早稻上發(fā)生2～3代，以7月中下旬為主害代[4]，在單季稻上發(fā)生3～4代，常年以8月上旬為主害代，因此早稻以7月下旬為主害代，單季稻以8月上旬為主害代進(jìn)行分析。白背飛虱成蟲世代按《稻飛虱測報(bào)技術(shù)規(guī)范》標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行劃分[3]。

由于白背飛虱調(diào)查數(shù)據(jù)的絕對數(shù)值大小差異較大，為保證數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布要求，先對統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)作頻次分布，根據(jù)頻次分布情況，對燈下初見期(X1)(天)數(shù)據(jù)以4月28日為起點(diǎn)換算期距并作平方根轉(zhuǎn)換，對發(fā)生率(X9)(%)數(shù)據(jù)作反正弦平方根轉(zhuǎn)換，對誘蟲量(X2、X3、X4、X5)(頭)、田間蟲量(X6、X7、X8、X10)(頭/百叢)、田間發(fā)生量(X11、X12)(頭/667 m2)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均作自然對數(shù)轉(zhuǎn)換。

1.3 分析方法

利用DPS軟件[5]進(jìn)行多因子相關(guān)分析與回歸方程建立。以1971-1995年共25年的數(shù)據(jù)用于建立早稻逐步回歸預(yù)測方程，并作回驗(yàn)，把主害代發(fā)生量對數(shù)值小于11(相當(dāng)于實(shí)際發(fā)生量6 萬頭/667 m2)的年份作為輕發(fā)生，大于等于11 小于12.5 作為中發(fā)生(其中11～11.5 為中偏輕發(fā)生，11.6～12為中等發(fā)生，12.1～12.5 為中偏重發(fā)生)，大于12.5(相當(dāng)于實(shí)際發(fā)生量27 萬頭/667 m2)的作為大發(fā)生，則可以把對數(shù)值小于11 的判為輕發(fā)生，大于11 的以擬合誤差±0.5以下作為預(yù)測是否準(zhǔn)確判別標(biāo)準(zhǔn)；以余下的1997年數(shù)據(jù)來獨(dú)立驗(yàn)證建立的早稻方程的預(yù)測準(zhǔn)確性。以1998-2011年共14年的數(shù)據(jù)用于建立單季稻逐步回歸預(yù)測方程，并作回驗(yàn)，判別標(biāo)準(zhǔn)同上，余下的2012年數(shù)據(jù)來獨(dú)立驗(yàn)證建立的單季稻方程的預(yù)測準(zhǔn)確性。

2 結(jié)果與分析

2.1 關(guān)鍵因子分析

2.1.1 早稻白背飛虱發(fā)生關(guān)鍵因子分析

DPS分析結(jié)果，白背飛虱7月下旬發(fā)生量(X11)與7月1日-7月10日誘蟲量(X5)、6月下旬田間蟲量(X8)、6月下旬發(fā)生率(X9)、7月上旬田間蟲量(X10)4個(gè)因子有極顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.52、0.70、0.81、0.74；與燈下初見期(X1)、5月21日-6月20日誘蟲量(X3)、6月21日-6月30日誘蟲量(X4)、6月中旬田間蟲量(X7)4個(gè)因子也有顯著相關(guān)。結(jié)果表明，影響早稻白背飛虱發(fā)生關(guān)鍵因素有燈下初見期、上一代田間蟲量、6月下旬田間發(fā)生率與5月21日-7月10日燈下3～4代誘蟲量。

2.1.2 單季稻白背飛虱發(fā)生關(guān)鍵因子分析

DPS分析結(jié)果，白背飛虱8月上旬田間發(fā)生量(X12)與6月21日-6月30日誘蟲量(X4)、7月1日-7月10日誘蟲量(X5)、6月上旬田間蟲量(X6)、7月上旬田間蟲量(X10)4個(gè)因子有極顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.83、0.71、0.71、0.82；與5月21日-6月20日誘蟲量(X3)、6月下旬田間蟲量(X8)2個(gè)因子也有顯著相關(guān)。結(jié)果表明，影響單季稻白背飛虱發(fā)生關(guān)鍵因素有上一代田間蟲量、5月21日-7月10日燈下3～4代誘蟲量，燈下初見期、6月下旬田間發(fā)生率與主害代發(fā)生量相關(guān)性不顯著。

表11971-1997年早稻白背飛虱發(fā)生多因子相關(guān)分析(X1～X11)1)

Table1MultiplefactorcorrelationanalysisofSogatellafurciferaontheearlyseasonricefrom1971-1997(X1～X11)

因子Factor相關(guān)系數(shù)CorrelationcoefficientX1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11X1(燈下初見)X1(Firstlyappearunderlamps)1．00X2(5月20日前誘蟲量)X2(TrappingamountbeforeMay20)-0．351．00X3(5月21日-6月20日誘蟲量)X3(TrappingamountbeforeMay21toJune20)-0．350．071．00X4(6月21日-6月30日誘蟲量)X4(TrappingamountfromJune21toJune30)-0．26-0．030．691．00X5(7月1日-7月10日誘蟲量)X5(TrappingamountfromJuly1toJuly10)-0．080．210．500．501．00X6(6月上旬田間蟲量)X6(InsectsquantityinearlyJune)-0．220．030．490．240．261．00X7(6月中旬田間蟲量)X7(InsectsquantityinmidJune)-0．410．330．310．170．290．131．00X8(6月下旬田間蟲量)X8(InsectsquantityinlateJune)-0．480．340．450．270．470．220．701．00X9(6月下旬發(fā)生率)X9(OccurrencerateinlateJune)-0．450．160．310．210．290．070．600．821．00X10(7月上旬田間蟲量)X10(InsectsquantityinearlyJuly)-0．700．270．380．260．340．210．610．840．811．00X11(7月下旬發(fā)生量)X11(InsectsquantityinlateJuly)-0．45?0．250．45?0．42?0．52??0．180．46?0．70??0．81??0．74??1．00

1) **P<0.01；*P<0.05。

表21998-2012年單季稻白背飛虱發(fā)生多因子相關(guān)分析(X1～X12)1)

Table2MultiplefactorcorrelationanalysisofS.furciferaonthesinglecroppingricefrom1998-2012(X1～X12)

因子Factor相關(guān)系數(shù)CorrelationcoefficientX1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11X1(燈下初見)X1(Firstlyappearunderlamps)1．00X2(5月20日前誘蟲量)X2(TrappingamountbeforeMay20)-0．441．00X3(5月21日-6月20日誘蟲量)X3(TrappingamountbeforeMay21toJune20)-0．580．591．00X4(6月21日-6月30日誘蟲量)X4(TrappingamountfromJune21toJune30)-0．230．380．711．00X5(7月1日-7月10日誘蟲量)X5(TrappingamountfromJuly1toJuly10)-0．160．440．780．791．00X6(6月上旬田間蟲量)X6(InsectsquantityinearlyJune)-0．320．620．600．600．551．00X7(6月中旬田間蟲量)X7(InsectsquantityinmidJune)-0．490．380．310．430．320．671．00X8(6月下旬田間蟲量)X8(InsectsquantityinlateJune)-0．530．320．430．500．430．730．931．00X9(6月下旬發(fā)生率)X9(OccurrencerateinthelateJune)-0．420．180．580．460．560．490．560．681．00X10(7月上旬田間蟲量)X10(InsectsquantityinearlyJuly)-0．240．410．420．760．580．770．720．670．421．00X11(8月上旬發(fā)生量)X11(InsectsquantityinearlyAugust)-0．390．480．65?0．83??0．71??0．71??0．500．63?0．500．82??1．00

1) **P<0.01；*P<0.05。

2.2 逐步回歸分析

2.2.1 早稻7月下旬白背飛虱發(fā)生量逐步回歸分析

早稻7月下旬田間發(fā)生量(Y=X10)分析結(jié)果：入選因子有6月21日-6月30日誘蟲量(X4)、7月1日-7月10日誘蟲量(X5)、6月下旬田間蟲量(X8)、6月下旬發(fā)生率(X9)、7月上旬田間蟲量(X10)。

逐步回歸方程：Y1=5.050 3+0.146 1X4+0.251 7X5-0.326 2X8+0.437 6X9+0.301 3X10

回歸方程相關(guān)系數(shù)R=0.889 6，通徑分析決定系數(shù)=0.791 4，自由度df=21,P=0.000 1。

回歸方程(1971-1995年)25年擬合結(jié)果，對數(shù)值大于11 且擬合誤差超過0.5的有7年，預(yù)測準(zhǔn)確率為72%。運(yùn)用逐步回歸方程對1997年單季稻7月下旬田間發(fā)生量進(jìn)行預(yù)測，結(jié)果為10.63(換算后田間發(fā)生量為4.15萬頭/667 m2)，與實(shí)際觀測值10.48(3.56萬頭/667 m2)相比偏高0.15，預(yù)測結(jié)果基本相符，屬輕發(fā)生年份。

圖1 1971-1995年早稻7月下旬白背飛虱田間發(fā)生量逐步回歸擬合結(jié)果Fig.1 Stepwise regression fitting results of occurrence amount of S.furcifera on the early season rice in late July from 1971 to 1995

圖2 1998-2012年單季稻8月上旬白背飛虱田間發(fā)生量逐步回歸擬合結(jié)果Fig.2 Stepwise regression fitting results of field occurrence amount of S.furcifera on the single cropping rice in late August from 1998 to 2012

2.2.2 單季稻8月上旬白背飛虱發(fā)生量逐步回歸分析

單季稻8月上旬田間發(fā)生量(Y2=X10)分析結(jié)果：入選因子有5月20日前誘蟲量(X2)、5月21日-6月20日誘蟲量(X3)、6月上旬田間蟲量(X6)、6月中旬田間蟲量(X7)、6月下旬田間蟲量(X8)、7月上旬田間蟲量(X10)。

逐步回歸方程：Y2=0.695 4+0.338 3X2+0.060 1X3-0.566 3X6-0.960 2X7+1.160 6X8+1.739 7X10。

回歸方程相關(guān)系數(shù)R=0.976 8，通徑分析決定系數(shù)=0.952 5，自由度df=6,P=0.001。

回歸方程(1998-2011年)14年擬合結(jié)果，擬合誤差為0.01～0.38，均少于0.5，預(yù)測準(zhǔn)確率100%。運(yùn)用逐步回歸方程對2012年單季稻8月上旬田間發(fā)生量進(jìn)行預(yù)測，結(jié)果為12.06(換算后田間發(fā)生量為17.3萬頭/667 m2)，與實(shí)際觀測值12.32(22.5 萬頭/hm2)相比偏低0.26，預(yù)測結(jié)果基本相符，屬中偏重發(fā)生年份。

3 結(jié)果與討論

通過發(fā)生關(guān)鍵因子分析表明，影響早稻白背飛虱發(fā)生的關(guān)鍵因素有白背飛虱燈下初見期、上一代田間發(fā)生量、6月下旬田間發(fā)生率與3～4代誘蟲量。影響單季稻白背飛虱田間發(fā)生量的關(guān)鍵因子有上一代白背飛虱的田間發(fā)生量與3～4代誘蟲量。燈下初見期、6月下旬田間發(fā)生率與單季稻主害代發(fā)生量相關(guān)性不顯著，分析原因可能為：一是單季稻平均燈下初見期為5月27日，比早稻早11 d，由于初見期提前且單季稻種植時(shí)間遲于早稻，發(fā)生間隔期長，因此燈下初見期對單季稻白背飛虱種群繁殖影響偏?。欢菃渭镜景妆筹w虱種群繁殖受早稻蟲源與外遷蟲源共同影響，6月下旬田間發(fā)生較普遍，因此與單季稻白背飛虱發(fā)生量相關(guān)性不顯著。

回歸預(yù)測模型建立能準(zhǔn)確預(yù)測田間發(fā)生蟲量與實(shí)際發(fā)生程度，有利于制定防治措施和指導(dǎo)防治工作的開展[6]，模型提供了早稻四(2)代、單季稻五(3)代白背飛虱主害代的逐步回歸預(yù)測方程，可作為浙東丘陵稻區(qū)白背飛虱發(fā)生趨勢中短期預(yù)報(bào)應(yīng)用?；貧w擬合結(jié)果顯示，單季稻準(zhǔn)確率高于早稻，分析原因可能為：一是單季稻資料積累時(shí)間較短，

影響發(fā)生的栽培制度、品種類型、防治藥劑等較為一致；二是早稻資料積累時(shí)間較長，在此期間早稻品種與種植制度發(fā)生了巨大變化，監(jiān)測防治水平與防治藥劑也經(jīng)歷了發(fā)展變化，直接對白背飛虱種群繁殖率產(chǎn)生重大影響，進(jìn)而影響種群數(shù)量的不規(guī)則波動，對白背飛虱發(fā)生量的預(yù)測準(zhǔn)確率帶來一定程度的影響[7]。

回歸預(yù)測模型關(guān)鍵變量因子白背飛虱上一代田間發(fā)生量、燈下3～4代誘蟲量監(jiān)測數(shù)據(jù)直接影響發(fā)生量預(yù)測準(zhǔn)確性，6月中下旬正值單季稻移栽返青期，此時(shí)田間白背飛虱蟲量偏少，容易漏查，在蟲量調(diào)查過程中應(yīng)嚴(yán)格按《稻飛虱測報(bào)技術(shù)規(guī)范》要求進(jìn)行，根據(jù)白背飛虱在田間隨機(jī)分布特點(diǎn)[8]，適當(dāng)增加調(diào)查取樣數(shù)量，擴(kuò)大調(diào)查面積，以確保調(diào)查數(shù)據(jù)與預(yù)測的準(zhǔn)確性。

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OccurrencefactoranalysisofthemaindamaginggenerationofSogatellafurciferaonriceplantsandpredictionmodelofoccurrenceamount

Chen Jiangzan，Ding Lingwei，Yang Lianwei，Dai Yitai

(PlantProtectionStationofTiantaiCounty,Tiantai317200,China)

Key occurrence factors of the main damaging generation ofSogatellafurciferaon early season rice and single cropping rice-were analyzed in this paper, and the regression prediction model was also established.The results showed that the key occurrence factors on early cropping rice are initial stage by light trap, field occurrence amount for the last generation, occurrence rate in the late June and the light trap amount of the 3rd and 4th generation; key factors of occurrence amount on single cropping rice are field occurrence amount for the last generation and the light trap amount of 3rd and 4th generation.Stepwise regression analysis indicated that regression equation of occurrence amount on the early rice in late July wasY1=5.050 3+0.146 1X4+0.251 7X5-0.326 2X8+0.437 6X9+0.301 3X10; that on the single cropping rice in late August wasY2=0.695 4+0.338 3X2+0.060 1X3-0.566 3X6-0.960 2X7+1.160 6X8+1.739 7X10, which can applied in the short-term prediction for the occurrence trend ofS.furcifera.

rice;Sogatellafurcifera; occurrence factor; occurrence amount; prediction model

2013-02-28

： 2013-04-23

S 435.112.3

： ADOI： 10.3969/j.issn.0529-1542.2014.01.029

聯(lián)系方式 E-mail:czanza@163.com