Page 95 - 《广西植物》2023年第7期
P. 95
７ 期 李大标等: 浙江遂昌马尾松林物种和谱系 β 多样性驱动因子分析 １ ２ ６ ３
图 ２ β 多样性依据生境(ｈａｂＤｉｓｔ)和地理距离(ｇｅｏＤｉｓｔ)变量进行方差分解的结果
Ｆｉｇ. ２ Ｖａｒｉａｎｃｅ ｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ ｏｆ β ｄｉｖｅｒｓｉｔｙ ｂａｓｅｄ ｏｎ ｈａｂｉｔａｔ (ｈａｂＤｉｓｔ) ａｎｄ ｇｅｏｇｒａｐｈｉｃ ｄｉｓｔａｎｃｅ (ｇｅｏＤｉｓｔ) ｖａｒｉａｂｌｅｓ
表 １ 幼树和成树与生境和地理距离 相对而言ꎬ地理距离对幼树的解释度比成树更高ꎮ
变量的 Ｍａｎｔｅｌ 检验结果 对于幼树的谱系 β 多样性而言ꎬ无论是 Ｄｎｎ 还是
Ｔａｂｌｅ １ Ｍａｎｔｅｌ ｔｅｓｔ ｒｅｓｕｌｔｓ ｆｏｒ ｓａｐｌｉｎｇｓ ａｎｄ ａｄｕｌｔ Ｄｐｗꎬ地理距离的解释度均高于生境因子的解释
ｔｒｅｅｓ ｗｉｔｈ ｈａｂｉｔａｔ ａｎｄ ｇｅｏｇｒａｐｈｉｃａｌ ｄｉｓｔａｎｃｅ ｖａｒｉａｂｌｅｓ 度ꎬ但对于成树而言ꎬ地理距离与生境因子对 Ｄｎｎ
的解释度相当ꎬ生境因子对 Ｄｐｗ 的解释度比地理
成树 Ａｄｕｌｔ ｔｒｅｅ 幼树 Ｓａｐｌｉｎｇ
变量 距离解释度高ꎮ
Ｖａｒｉａｔｉｏｎ 相关系数 Ｐ 值 相关系数 Ｐ 值
ｒ Ｐ ｖａｌｕｅ ｒ Ｐ ｖａｌｕｅ
３ 讨论与结论
Ｂｒａｙ￣Ｃｕｒｔｉｓꎬ ｔｏｐｏＤｉｓｔ ０.１２５ ０.００９∗ ０.２２０ ０.００１∗
Ｂｒａｙ￣Ｃｕｒｔｉｓꎬ ｈａｂＤｉｓｔ ０.０７０ ０.３５５ ０.１２６ ０.１７７ 本研究从物种和谱系 ２ 个维度出发ꎬ探究了亚
Ｂｒａｙ￣Ｃｕｒｔｉｓꎬ ｇｅｏＤｉｓｔ ０.３４５ ０.００１∗ ０.４５４ ０.００１∗ 热带马尾松林群落 β 多样性格局的形成机制ꎮ 以
Ｄｎｎꎬ ｔｏｐｏＤｉｓｔ －０.０１９ ０.７７２ －０.１０６ ０.０９１ 往的许多研究往往从分类学角度出发ꎬ探究物种 β
多样性随生境梯度的变化ꎮ 然而ꎬ在物种 β 多样
Ｄｎｎꎬ ｈａｂＤｉｓｔ ０.０１６ ０.９０８ ０.０４８ ０.７３０
性中ꎬ由于所有物种都被视为进化上独立且生态
Ｄｎｎꎬ ｇｅｏＤｉｓｔ ０.３８１ ０.００７∗ ０.５４１ ０.００１∗
上等效ꎬ因此仅仅对物种多样性一个维度进行分
Ｄｐｗꎬ ｔｏｐｏＤｉｓｔ ０.０９５ ０.０５８ －０.００１ ０.９９５
析ꎬ有时可能导致物种－生境关系被错误地解读ꎮ
Ｄｐｗꎬ ｈａｂＤｉｓｔ ０.３０５ ０.００１∗ ０.１２７ ０.２７０ 本研究中ꎬ对于塑造物种 β 多样性和谱系 β 多样
Ｄｐｗꎬ ｇｅｏＤｉｓｔ ０.３３７ ０.００１∗ ０.５２４ ０.００１∗ 性而言ꎬ生境过滤和扩散限制所发挥的相对重要
性存在一定程度上的差别ꎮ 其一ꎬ由 Ｍａｎｔｅｌ 相关
注: Ｐ 值带∗并加粗表示结果显著 (Ｐ<０.０５)ꎮ
性分析可知ꎬ生境因子与物种多样性之间的相关
Ｎｏｔｅ: Ｐ ｖａｌｕｅｓ ｉｎ ｂｏｌｄ ｗｉｔｈ ∗ ｉｎｄｉｃａｔｅ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｒｅｓｕｌｔｓ
(Ｐ <０.０５). 性系数更高ꎬ而与谱系多样性之间相关系数则较
低ꎮ 其二ꎬ当把物种按照生长阶段区分开后发现ꎬ
生境和地理距离变量进行方差分解( 图 ３)ꎮ 由图 驱动幼树物种多样性和谱系多样性的主导机制是
３ 可知ꎬ对于成树和幼树的物种 β 多样性而言ꎬ生 不同的ꎮ 这印证了联合分析物种和谱系 β 多样性
境因子的解释度仍然高于地理距离的解释度ꎬ但 的必要性ꎮ
