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摘要:
Voronoi空间分割算法在各个领域已得到广泛应用,目前Voronoi图已经成功应用于林木竞争分析中竞争木数量的选择上。本研究旨在将Voronoi多边形边数分布规律应用于样地的林木格局分析中。借助德国Stochastic Geometry统计软件和R语言程序绘制并分析不同分布格局林分的Voronoi多边形边数分布规?研究发现:1)不同分布格局的林?其Voronoi多边形边数分布都呈近似正态分?频数最大值基本聚集于5??2)无论何种格局分布,Voronoi多边形边数均值皆?株左史3)不同分布格局的林?其Voronoi多边形边数分布标准差的均值具有较为明显的差异,表现丹团状随机均匀。进一步模?00个随机分布林分发?Voronoi多边形边数的标准差分布遵循正态分布。基于此,本文利用95%概率,?.96倍标准差为置信区间的方法,确定了随机分布林分Voronoi多边形边数标准差的分布范围为:μ±1.96σ=1.333±0.035×1.96,即随机分布林分的Voronoi多边形边数标准差(SD)的置信区间为[1.264,1.402];当SD1.264?该林分格局为均匀分布,当SD1.402时为团状分布。将这种基于Voronoi多边形的林木格局判定方法(Vs)应用?块不同类型的现实林分,并与目前常用的基?株最近相邻木的角尺度(W)方法进行了对?得到的格局分布类型Vs与W二者完全相同。可?Vs可作为一个间接判定林木分布格局的新途径、/span>
Voronoi空间分割算法在各个领域已得到广泛应用,目前Voronoi图已经成功应用于林木竞争分析中竞争木数量的选择上。本研究旨在将Voronoi多边形边数分布规律应用于样地的林木格局分析中。借助德国Stochastic Geometry统计软件和R语言程序绘制并分析不同分布格局林分的Voronoi多边形边数分布规?研究发现:1)不同分布格局的林?其Voronoi多边形边数分布都呈近似正态分?频数最大值基本聚集于5??2)无论何种格局分布,Voronoi多边形边数均值皆?株左史3)不同分布格局的林?其Voronoi多边形边数分布标准差的均值具有较为明显的差异,表现丹团状随机均匀。进一步模?00个随机分布林分发?Voronoi多边形边数的标准差分布遵循正态分布。基于此,本文利用95%概率,?.96倍标准差为置信区间的方法,确定了随机分布林分Voronoi多边形边数标准差的分布范围为:μ±1.96σ=1.333±0.035×1.96,即随机分布林分的Voronoi多边形边数标准差(SD)的置信区间为[1.264,1.402];当SD1.264?该林分格局为均匀分布,当SD1.402时为团状分布。将这种基于Voronoi多边形的林木格局判定方法(Vs)应用?块不同类型的现实林分,并与目前常用的基?株最近相邻木的角尺度(W)方法进行了对?得到的格局分布类型Vs与W二者完全相同。可?Vs可作为一个间接判定林木分布格局的新途径、/span>
摘要:
以吉林省长白山系张广才岭阔叶红松林不同演替阶段群?中龄林、近熟林、成熟林和老龄?为研究对?通过调查样地内生物多样性特?如物种组成信息、空间位置、枯死木和外来入侵物种等情况,结合国内外生物多样性研究现?初步构建1?层次结构的针阔混交林生物多样性评价指标体系。选取有代表性的三级评价指标25?采用主成分分析方法进行指标筛?最终得到由17项三级指标构成的针阔混交林生物多样性评价指标体糺利用层次分析法结合专家打分法对最终的评价指标进行权重确定,构建出针阔混交林生物多样性评价模型、/span>
以吉林省长白山系张广才岭阔叶红松林不同演替阶段群?中龄林、近熟林、成熟林和老龄?为研究对?通过调查样地内生物多样性特?如物种组成信息、空间位置、枯死木和外来入侵物种等情况,结合国内外生物多样性研究现?初步构建1?层次结构的针阔混交林生物多样性评价指标体系。选取有代表性的三级评价指标25?采用主成分分析方法进行指标筛?最终得到由17项三级指标构成的针阔混交林生物多样性评价指标体糺利用层次分析法结合专家打分法对最终的评价指标进行权重确定,构建出针阔混交林生物多样性评价模型、/span>
2015, 37(4): 19-27.
doi:DOI:10.13332/j.1000-1522.20140137
摘要:
采用一类清查数?利用立地分级方法构建平均树高、平均胸径和林分密度的生长模?应用于森林资源调查中相关因子的更新。同?根据森林蓄积量、生长量和消耗量与平均年龄、平均树高、平均胸径和林分密度等林分因子之间的关系,构建估测模型。通过辽宁省鞍山市森林资源年度动态监测的应用示范研究,结果表明:生长模型可用于更新二类调查数?蓄积等预估模型可以有效反映森林资源的年度消长;本方法能够提高地区森林资源年度监测能?并增强森林资源监督管理的针对性和时效性、/span>
采用一类清查数?利用立地分级方法构建平均树高、平均胸径和林分密度的生长模?应用于森林资源调查中相关因子的更新。同?根据森林蓄积量、生长量和消耗量与平均年龄、平均树高、平均胸径和林分密度等林分因子之间的关系,构建估测模型。通过辽宁省鞍山市森林资源年度动态监测的应用示范研究,结果表明:生长模型可用于更新二类调查数?蓄积等预估模型可以有效反映森林资源的年度消长;本方法能够提高地区森林资源年度监测能?并增强森林资源监督管理的针对性和时效性、/span>
摘要:
为了研究竞争指标之间的关?本文基于长白山林区云冷杉针阔混交林的典型样地数据,选取12个可测指标并分为3?即林木距离指?简单竞争指标、竞争指标ME、竞争指标A、竞争木株数控制指标)、林木树冠指?生长空间指数、生长空间竞争指数、伸展度、圆满度、投影比)和林木相对大小指?相对胸径、相对树高、相对冠?进行信度检验和效度分析,并通过构建结构方程模型从总体层面对这3类林木竞争指标进行评价。结果显礹林木距离竞争指标的变幅较大、离散程度适中且一?在结构方程中具有较为一致的显著正相关影响效?林木距离指标的信度和效度最?表明内在一致性最强且能够最真实地反映林木竞争状冴林木树冠各竞争指标离散程度和影响度差异较?信度和效度相对较?表明冠幅竞争指标的一致性、反映林木竞争状况的真实性较?而且受到林木距离指标的影哌林木相对大小各竞争指标的变幅、离散程度、影响效用、信度和效度的变化介于林木距离指标和林木树冠指标之间,而且受到林木距离指标和林木树冠指标的影响。由此可?与林木距离有关的竞争指标较为稳定和可?与林木相对大小有关的竞争指标次之,与林木树冠有关的竞争指标波动性较大、/span>
为了研究竞争指标之间的关?本文基于长白山林区云冷杉针阔混交林的典型样地数据,选取12个可测指标并分为3?即林木距离指?简单竞争指标、竞争指标ME、竞争指标A、竞争木株数控制指标)、林木树冠指?生长空间指数、生长空间竞争指数、伸展度、圆满度、投影比)和林木相对大小指?相对胸径、相对树高、相对冠?进行信度检验和效度分析,并通过构建结构方程模型从总体层面对这3类林木竞争指标进行评价。结果显礹林木距离竞争指标的变幅较大、离散程度适中且一?在结构方程中具有较为一致的显著正相关影响效?林木距离指标的信度和效度最?表明内在一致性最强且能够最真实地反映林木竞争状冴林木树冠各竞争指标离散程度和影响度差异较?信度和效度相对较?表明冠幅竞争指标的一致性、反映林木竞争状况的真实性较?而且受到林木距离指标的影哌林木相对大小各竞争指标的变幅、离散程度、影响效用、信度和效度的变化介于林木距离指标和林木树冠指标之间,而且受到林木距离指标和林木树冠指标的影响。由此可?与林木距离有关的竞争指标较为稳定和可?与林木相对大小有关的竞争指标次之,与林木树冠有关的竞争指标波动性较大、/span>
摘要:
采用相对生长方程与碳/氮分析测定法,测定小兴安岭天然白桦林在7个立地类?阳坡上、中、下部和阴坡上、中、下部及谷地)的生态系统碳储量(植被和土?、净初级生产力与年净固碳?揭示立地类型对白桦林碳汇功能的影响规律。结果表昍1)小兴安岭白桦林植被碳储量((49.39±3.09)~(89.20±10.17)t/hm2)在谷地、阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型显著高于阳坡上、中部及阴坡下部3个立地类?38.2%~80.6%,P?.05)?)其土壤有机碳储量((147.30±21.39)~(273.67±22.67)t/hm2)在阴坡上、中部和谷地最?显著高于阳坡上、中部和阴坡下部(27.9%~85.8%,P?.05),阳坡下部居中,仅显著高于阴坡下?53.3%,P?.05),阳坡上、中部和阴坡下部相对较低?)其生态系统碳储量((207.88±16.07)~(357.85±20.80)t/hm2)在谷地、阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型显著高于阳坡上、中部和阴坡下部3个立地类?33.2%~72.1%,P?.05)?)其植被净初级生产?(5.80±0.26)~(8.87±1.17 )t/(hm2·a))在阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型相对较?显著高于阴坡下部(31.2%~52.9%,P?.05),阳坡上、中部与谷地3个立地类型居?高于阴坡下部(15.5%~26.4%,P?.05),阴坡下部最低?)其年净固碳?(2.76±0.10)~(4.15±0.32)t/(hm2·a))在阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型相对较?显著高于阴坡下部(27.9%~50.4%,P?.05),阳坡上、中部与谷地3个立地类型居?高于阴坡下部(12.3%~23.9%,P?.05),阴坡下部最低。因其植被年净固碳量低于我国陆地植被平均固碳量(15.3%~43.7%),故小兴安岭天然白桦林属于碳汇功能相对较低的森林类型、/span>
采用相对生长方程与碳/氮分析测定法,测定小兴安岭天然白桦林在7个立地类?阳坡上、中、下部和阴坡上、中、下部及谷地)的生态系统碳储量(植被和土?、净初级生产力与年净固碳?揭示立地类型对白桦林碳汇功能的影响规律。结果表昍1)小兴安岭白桦林植被碳储量((49.39±3.09)~(89.20±10.17)t/hm2)在谷地、阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型显著高于阳坡上、中部及阴坡下部3个立地类?38.2%~80.6%,P?.05)?)其土壤有机碳储量((147.30±21.39)~(273.67±22.67)t/hm2)在阴坡上、中部和谷地最?显著高于阳坡上、中部和阴坡下部(27.9%~85.8%,P?.05),阳坡下部居中,仅显著高于阴坡下?53.3%,P?.05),阳坡上、中部和阴坡下部相对较低?)其生态系统碳储量((207.88±16.07)~(357.85±20.80)t/hm2)在谷地、阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型显著高于阳坡上、中部和阴坡下部3个立地类?33.2%~72.1%,P?.05)?)其植被净初级生产?(5.80±0.26)~(8.87±1.17 )t/(hm2·a))在阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型相对较?显著高于阴坡下部(31.2%~52.9%,P?.05),阳坡上、中部与谷地3个立地类型居?高于阴坡下部(15.5%~26.4%,P?.05),阴坡下部最低?)其年净固碳?(2.76±0.10)~(4.15±0.32)t/(hm2·a))在阳坡下部和阴坡上、中?个立地类型相对较?显著高于阴坡下部(27.9%~50.4%,P?.05),阳坡上、中部与谷地3个立地类型居?高于阴坡下部(12.3%~23.9%,P?.05),阴坡下部最低。因其植被年净固碳量低于我国陆地植被平均固碳量(15.3%~43.7%),故小兴安岭天然白桦林属于碳汇功能相对较低的森林类型、/span>
摘要:
通过对贵?种主要森林类型植被层养分含量(N、P、K)的调?分析了养分在乔木层、灌木层和草本层中的分配特征。结果表昍林下植被层养分含量均高于乔木?总体上草本层养分含量最?灌木层和乔木层因群落不同而异。混交林养分含量高于纯林,天然林高于人工林,速生树种大于慢生树种。各种森林类型植被层?N、K元素相对P元素含量较多,N含量是P含量?.0?4.1?K含量是P含量?.6?6.8倍。乔木层不同器官养分含量总体上表现出叶＞皮＞枝＞根＞木材的趋劾灌木层不同器官养分含量基本表现为叶＞根＞枝干;草本层养分含量均表现为地上＞地下、/span>
通过对贵?种主要森林类型植被层养分含量(N、P、K)的调?分析了养分在乔木层、灌木层和草本层中的分配特征。结果表昍林下植被层养分含量均高于乔木?总体上草本层养分含量最?灌木层和乔木层因群落不同而异。混交林养分含量高于纯林,天然林高于人工林,速生树种大于慢生树种。各种森林类型植被层?N、K元素相对P元素含量较多,N含量是P含量?.0?4.1?K含量是P含量?.6?6.8倍。乔木层不同器官养分含量总体上表现出叶＞皮＞枝＞根＞木材的趋劾灌木层不同器官养分含量基本表现为叶＞根＞枝干;草本层养分含量均表现为地上＞地下、/span>
摘要:
为了评价不同森林植被类型水源涵养能力的差异?采用定位研究的方?通过布点测试了林?~30cm土壤水分含量的变?重点对辽东山地雨季胡桃楸天然次生林与落叶松人工纯?种森林景观界面土壤水分演化动态进行了研究。结果表昍胡桃楸天然次生林和落叶松纯林2种森林植被类型之间土壤水分含量存在差异?蓄水能力差异显著。主要表现为:由坡上至坡下依次分布胡桃楸天然次生林与落叶松人工纯林,可划分胡桃楸林、景观界面区、落叶松?个功能区;景观界面区各土层深度的土壤含水率均明显高于胡桃秋林及落叶松林功能区。沿等高线方向土壤水分变化呈现出先平稳后波动趋势。垂直方向上土壤含水率均呈现随土层深?0~30cm)增加而降低趋?可依次分为速变层、渐变层和稳定层3个层次。采用移动窗口法界定雨季期间(8?0?不同土层深度胡桃楸天然次生林、落叶松人工林景观界面土壤水分影响域范围,得出0~10cm土层土壤水分影响域范?5m,界面类型为渐变型界面;10~20cm土层土壤水分影响域范?0m,界面类型为渐变型界面;20~30cm土层土壤水分影响域范?0m;其中8?0月均为渐变型界面,9月为突变型界面、/span>
为了评价不同森林植被类型水源涵养能力的差异?采用定位研究的方?通过布点测试了林?~30cm土壤水分含量的变?重点对辽东山地雨季胡桃楸天然次生林与落叶松人工纯?种森林景观界面土壤水分演化动态进行了研究。结果表昍胡桃楸天然次生林和落叶松纯林2种森林植被类型之间土壤水分含量存在差异?蓄水能力差异显著。主要表现为:由坡上至坡下依次分布胡桃楸天然次生林与落叶松人工纯林,可划分胡桃楸林、景观界面区、落叶松?个功能区;景观界面区各土层深度的土壤含水率均明显高于胡桃秋林及落叶松林功能区。沿等高线方向土壤水分变化呈现出先平稳后波动趋势。垂直方向上土壤含水率均呈现随土层深?0~30cm)增加而降低趋?可依次分为速变层、渐变层和稳定层3个层次。采用移动窗口法界定雨季期间(8?0?不同土层深度胡桃楸天然次生林、落叶松人工林景观界面土壤水分影响域范围,得出0~10cm土层土壤水分影响域范?5m,界面类型为渐变型界面;10~20cm土层土壤水分影响域范?0m,界面类型为渐变型界面;20~30cm土层土壤水分影响域范?0m;其中8?0月均为渐变型界面,9月为突变型界面、/span>
摘要:
为探寻适用于北京平原造林工程中困难立地条件下油松等大规格针叶苗木成活、成林及健康生长的最佳新材料施用方案,将抗蒸腾抑制剂、厚环乳牛肝菌剂以及6号GGR植物生长调节?种造林新材料进行组合试?对油松林的造林成活率、当年新梢数量、新梢长度、新梢直径、叶绿素含量以及叶片营养元素进行调查研究。结果表昍1)施用造林新材料的处理成活率均高于对照(78%),其中HSK(厚环乳牛杆菌?6号GGR植物生长调节?抗蒸腾抑制剂)处理成活率最?达到89%;2)油松新梢生长情况以HSK处理表现最?2013??月新梢数量平均增长量最?单株平均增长量为6.48?是对照增长量?倌新梢直径的平均增长量?.36mm,相对于对照提高了117%;新梢长度增长量较对照增长量提高了251%;3)油松叶片2013年总叶绿素含量平均值以HSK处理最??.96mg/L,对照处理最??.76mg/L,?种新材料之间存在明显的相互促进作? 4)对于叶片营养元素含量,在HSK处理条件?2013年叶片P元素总平均含量达0.81g/kg、叶片N元素?0.01mg/kg、叶片K元素?.41g/kg,优于其他处理,即HSK处理可确?种营养元素均稳定维持在较高水平?)为确保林分结构稳?各处理死亡油松苗木需重新补植,尽管相对于对?其余处理新材料的施用增加了成?但其对成活率的提高可以很大程度上节省补植所需资金,其中以HSK处理(100株油松占?.17hm2)节约成本最?810?,?764?hm2。因此综合考虑各指?HSK处理在前期保证苗木成活率及后期促进苗木生长发育等方面均表现出明显的优越性、/span>
为探寻适用于北京平原造林工程中困难立地条件下油松等大规格针叶苗木成活、成林及健康生长的最佳新材料施用方案,将抗蒸腾抑制剂、厚环乳牛肝菌剂以及6号GGR植物生长调节?种造林新材料进行组合试?对油松林的造林成活率、当年新梢数量、新梢长度、新梢直径、叶绿素含量以及叶片营养元素进行调查研究。结果表昍1)施用造林新材料的处理成活率均高于对照(78%),其中HSK(厚环乳牛杆菌?6号GGR植物生长调节?抗蒸腾抑制剂)处理成活率最?达到89%;2)油松新梢生长情况以HSK处理表现最?2013??月新梢数量平均增长量最?单株平均增长量为6.48?是对照增长量?倌新梢直径的平均增长量?.36mm,相对于对照提高了117%;新梢长度增长量较对照增长量提高了251%;3)油松叶片2013年总叶绿素含量平均值以HSK处理最??.96mg/L,对照处理最??.76mg/L,?种新材料之间存在明显的相互促进作? 4)对于叶片营养元素含量,在HSK处理条件?2013年叶片P元素总平均含量达0.81g/kg、叶片N元素?0.01mg/kg、叶片K元素?.41g/kg,优于其他处理,即HSK处理可确?种营养元素均稳定维持在较高水平?)为确保林分结构稳?各处理死亡油松苗木需重新补植,尽管相对于对?其余处理新材料的施用增加了成?但其对成活率的提高可以很大程度上节省补植所需资金,其中以HSK处理(100株油松占?.17hm2)节约成本最?810?,?764?hm2。因此综合考虑各指?HSK处理在前期保证苗木成活率及后期促进苗木生长发育等方面均表现出明显的优越性、/span>
摘要:
应用主成分分析法和模糊相似优先比聚类分析?分析影响梭梭引种的主要气候因?划分梭梭的适宜引种?为梭梭的引种驯化提供理论依据和技术支持。研究结果表昍1) 温度、气压、风和水分是影响梭梭引种的主要气候因?可代?2.16 %的原始数据信息量;2) 最适于梭梭引种的气候因子范围为海拔265.00~1349.30m、经?06°42′~120°54′E、纬?7°37′~44°34′N、年均降水量142.50~341.92mm、极端最低气?11.57~-9.25℃、极端最高气?8.26~29.39℃、平均气?6.585~98.335kPa、平均地面温?.67~11.83℃、平均风?.58~2.50m/s、平均气?.06~9.16℃、平均水汽压668~771Pa、平均相对湿?7.58%~54.33 %、日照时?226.58~2491.58h、年均蒸发量1509.50~1650.50mm; 3) 宁夏陶乐、盐?陕西榆林、靖边、神木以及内蒙古扎鲁特与新疆甘家湖国家级自然保护区气候条件较为相?梭梭引种适宜性较好、/span>
应用主成分分析法和模糊相似优先比聚类分析?分析影响梭梭引种的主要气候因?划分梭梭的适宜引种?为梭梭的引种驯化提供理论依据和技术支持。研究结果表昍1) 温度、气压、风和水分是影响梭梭引种的主要气候因?可代?2.16 %的原始数据信息量;2) 最适于梭梭引种的气候因子范围为海拔265.00~1349.30m、经?06°42′~120°54′E、纬?7°37′~44°34′N、年均降水量142.50~341.92mm、极端最低气?11.57~-9.25℃、极端最高气?8.26~29.39℃、平均气?6.585~98.335kPa、平均地面温?.67~11.83℃、平均风?.58~2.50m/s、平均气?.06~9.16℃、平均水汽压668~771Pa、平均相对湿?7.58%~54.33 %、日照时?226.58~2491.58h、年均蒸发量1509.50~1650.50mm; 3) 宁夏陶乐、盐?陕西榆林、靖边、神木以及内蒙古扎鲁特与新疆甘家湖国家级自然保护区气候条件较为相?梭梭引种适宜性较好、/span>
摘要:
通过生物测定法研究油松根系对不同物种的化感效?为油松林的乔灌草复合提供科学依据。设定油松根系化感效应研究中浸提液的质量浓度?.5?.0?.0?.0?.0?0.0mg/mL,测定油松根系提取液在不同浓度下对油松、刺槐、侧柏、胡枝子、绣线菊、冰草、紫花苜蓿发芽、生长的影响。研究结果显礹在所有研究浓度下,油松根系浸提液对刺槐、冰草、紫花苜蓿发芽和生长的综合影响呈抑制效应,并且随浓度加大抑制效应不断加弹在所有研究浓度下,对侧柏的综合影响呈促进效库对油松、胡枝子、绣线菊的综合影响呈现低促高抑的情况,?mg/mL?对油松、绣线菊的影响由促进转为抑制。因?从油松根系化感效应的角度考虑,在油松林营造乔灌草复合植被时应优先考虑侧柏,慎重选择刺槐、冰草、紫花苜?选择复合胡枝子、绣线菊时应注意油松林间伐以及间作的密度、/span>
通过生物测定法研究油松根系对不同物种的化感效?为油松林的乔灌草复合提供科学依据。设定油松根系化感效应研究中浸提液的质量浓度?.5?.0?.0?.0?.0?0.0mg/mL,测定油松根系提取液在不同浓度下对油松、刺槐、侧柏、胡枝子、绣线菊、冰草、紫花苜蓿发芽、生长的影响。研究结果显礹在所有研究浓度下,油松根系浸提液对刺槐、冰草、紫花苜蓿发芽和生长的综合影响呈抑制效应,并且随浓度加大抑制效应不断加弹在所有研究浓度下,对侧柏的综合影响呈促进效库对油松、胡枝子、绣线菊的综合影响呈现低促高抑的情况,?mg/mL?对油松、绣线菊的影响由促进转为抑制。因?从油松根系化感效应的角度考虑,在油松林营造乔灌草复合植被时应优先考虑侧柏,慎重选择刺槐、冰草、紫花苜?选择复合胡枝子、绣线菊时应注意油松林间伐以及间作的密度、/span>
摘要:
客观评价与分析河流生态系统服务价值对于水环境和生态系统的保护、修复和管理都具有重要意义。本文提出适用于北京市永定河生态系统服务价值的评价指标,采用相关方法从供给、调节、文化和支持4方面?007?012年的北京市永定河生态系统服务做出货币化价值评估。在此基础?运用因子分析法从15个指标中筛选出影响生态系统服务的4个主成分,并通过复合权重法对4个主成分的得分赋权重,综合评价?007?012年北京市永定河的生态系统服务情况。结果表昍传统的货币化价值评估方法中,永定河的生态系统服务价值在不断提高,这与永定河实施的修复工程有关;而在生态系统服务得分上,2007?012年整体呈上升趋势,但存在波动?说明虽然经济价值在不断提升,但河流水资源存贮和调节功能下降实质上还是对生态系统服务功能产生了影响。经分析永定河的旅游功能是其核心服务功能,生态功能又是旅游功能得以实现的保障,因此在河流管理中要做到经济效益与生态效益和谐发展、/span>
客观评价与分析河流生态系统服务价值对于水环境和生态系统的保护、修复和管理都具有重要意义。本文提出适用于北京市永定河生态系统服务价值的评价指标,采用相关方法从供给、调节、文化和支持4方面?007?012年的北京市永定河生态系统服务做出货币化价值评估。在此基础?运用因子分析法从15个指标中筛选出影响生态系统服务的4个主成分,并通过复合权重法对4个主成分的得分赋权重,综合评价?007?012年北京市永定河的生态系统服务情况。结果表昍传统的货币化价值评估方法中,永定河的生态系统服务价值在不断提高,这与永定河实施的修复工程有关;而在生态系统服务得分上,2007?012年整体呈上升趋势,但存在波动?说明虽然经济价值在不断提升,但河流水资源存贮和调节功能下降实质上还是对生态系统服务功能产生了影响。经分析永定河的旅游功能是其核心服务功能,生态功能又是旅游功能得以实现的保障,因此在河流管理中要做到经济效益与生态效益和谐发展、/span>
摘要:
河流中漂浮物的存在对水质以及船只的航行造成了严重威?而滨岸带植物对河流漂浮物可以起到很好的拦截过滤作用。通过对漓江桂?-阳朔段沿线调?筛选出漓江岸滩上拦截漂浮物较多?种典型植?选择典型样地进行实地调查,对样地内植被形态参数及所拦截漂浮物进行研?探讨3种植被对漂浮物的拦截效果,并定量分析影响漂浮物拦截效果的因?对揭示漓江滨岸带非点源污染调控、提高水资源环境具有重要的理论意义和现实价值。结果表昍1)拦截?类漂浮物中枯草类最?85.32%),枯枝类其?11.44%),塑料类第3(2.33%),其他类最?0.91%)?)3种植被拦截漂浮物能力表现为水杨梅一叶萩枫杨?)柔韧性影响漂浮物的拦截效?水杨梅枝条刚性最?枝条刚性强时对拦截效果有增强效应?)3种植被的漂浮物单株拦截量与其冠幅X、冠幅Y、冠幅面积、植被体积、迎水面积均显著相关(P0.01);与基径、高度、一级分枝数之间的相关关系种间差异较?冠幅对漂浮物拦截量的多少起控制作用?)在漓江滨岸带水流较缓、洪水压力较小、漂浮物较多的植被退化区域内优先考虑栽植水杨?可达到更好的植被恢复及漂浮物拦截效果、/span>
河流中漂浮物的存在对水质以及船只的航行造成了严重威?而滨岸带植物对河流漂浮物可以起到很好的拦截过滤作用。通过对漓江桂?-阳朔段沿线调?筛选出漓江岸滩上拦截漂浮物较多?种典型植?选择典型样地进行实地调查,对样地内植被形态参数及所拦截漂浮物进行研?探讨3种植被对漂浮物的拦截效果,并定量分析影响漂浮物拦截效果的因?对揭示漓江滨岸带非点源污染调控、提高水资源环境具有重要的理论意义和现实价值。结果表昍1)拦截?类漂浮物中枯草类最?85.32%),枯枝类其?11.44%),塑料类第3(2.33%),其他类最?0.91%)?)3种植被拦截漂浮物能力表现为水杨梅一叶萩枫杨?)柔韧性影响漂浮物的拦截效?水杨梅枝条刚性最?枝条刚性强时对拦截效果有增强效应?)3种植被的漂浮物单株拦截量与其冠幅X、冠幅Y、冠幅面积、植被体积、迎水面积均显著相关(P0.01);与基径、高度、一级分枝数之间的相关关系种间差异较?冠幅对漂浮物拦截量的多少起控制作用?)在漓江滨岸带水流较缓、洪水压力较小、漂浮物较多的植被退化区域内优先考虑栽植水杨?可达到更好的植被恢复及漂浮物拦截效果、/span>
摘要:
白桦为雌雄同株的单性花树种,在木本植物花发育研究中有着重要作用。本文旨在初步确定白桦雌花发育过程中的关键时期大孢子发生(前期)和配子体发育(中期)过程中基因表达及调控的差?同时挖掘与雌花发育相关的基因。首?运用细胞学方法确定试材雌花的发育时期。其?采用抑制消减杂交(SSH)技?分别以白桦前期和中期雌花序的cDNA作为tester和driver,建立正、反向抑制消减杂交cDNA文库:BHHQ和BHHZ。共获得1406个高质量的EST序列,其中787个与数据库中的已知核酸或蛋白序列有较高同源? 47个可能与花发育相关。GO分析结果表明,这些基因34.96%参与生物合成,16.45%参与细胞组件,48.59%参与分子功能。另?选择6个与花发育相关EST进行qRT-PCR分析,结果显示这些基因在不同组织中都有一定表达。其中bhhq.408,bhhq.435,bhhz.359,bhhz.215在生殖器官中的表达明显高于营养器宗bhhq.254,bhhq.190在绝大多数组织中均有一定表?说明这些基因不仅参与生殖器官的发?也在营养器官中发挥一定的作用、/span>
白桦为雌雄同株的单性花树种,在木本植物花发育研究中有着重要作用。本文旨在初步确定白桦雌花发育过程中的关键时期大孢子发生(前期)和配子体发育(中期)过程中基因表达及调控的差?同时挖掘与雌花发育相关的基因。首?运用细胞学方法确定试材雌花的发育时期。其?采用抑制消减杂交(SSH)技?分别以白桦前期和中期雌花序的cDNA作为tester和driver,建立正、反向抑制消减杂交cDNA文库:BHHQ和BHHZ。共获得1406个高质量的EST序列,其中787个与数据库中的已知核酸或蛋白序列有较高同源? 47个可能与花发育相关。GO分析结果表明,这些基因34.96%参与生物合成,16.45%参与细胞组件,48.59%参与分子功能。另?选择6个与花发育相关EST进行qRT-PCR分析,结果显示这些基因在不同组织中都有一定表达。其中bhhq.408,bhhq.435,bhhz.359,bhhz.215在生殖器官中的表达明显高于营养器宗bhhq.254,bhhq.190在绝大多数组织中均有一定表?说明这些基因不仅参与生殖器官的发?也在营养器官中发挥一定的作用、/span>
摘要:
以山东冠县毛白杨基因库内的优树为对象,采用流式细胞仪对基因库内469个毛白杨无性系的染色体倍性进行检?并对检测出来的毛白杨天然三倍体和邻近的同种源二倍体对照的生长、形质和叶片气孔大小等性状变异进行研究。结果表昍在基因库内共检测出28个毛白杨天然三倍体无性系,占基因库无性系总数?.0%,包括24个雌性三倍体无性系?个雄性三倍体无性系,其中北京2个、河?2个、山?个、山?个、陕?1?分别占基因库无性系总数?.4%?.6%?.2%?.4%?.3%;毛白杨天然三倍体在生长、形质和叶片气孔特性等性状上存在共?与二倍体相比,具有生长量大、侧枝粗、气孔大而稀疏等特点;天然三倍体无性系和二倍体无性系在胸径、材积、侧枝粗、气孔长度、气孔宽度、气孔密度等均存在极显著差异,树高存在显著差异,且不同天然三倍体无性系间的叶片气孔长度、气孔宽度、气孔密度间的差异也达到了极显著性水干此外,毛白杨天然三倍体群体中也有部分个体表现出类似二倍体的特?其中存在一些在生长等性状表现较差的无性系,表明天然三倍体无性系并非株株均优,毛白杨天然三倍体应用时同样有必要进行选择、/span>
以山东冠县毛白杨基因库内的优树为对象,采用流式细胞仪对基因库内469个毛白杨无性系的染色体倍性进行检?并对检测出来的毛白杨天然三倍体和邻近的同种源二倍体对照的生长、形质和叶片气孔大小等性状变异进行研究。结果表昍在基因库内共检测出28个毛白杨天然三倍体无性系,占基因库无性系总数?.0%,包括24个雌性三倍体无性系?个雄性三倍体无性系,其中北京2个、河?2个、山?个、山?个、陕?1?分别占基因库无性系总数?.4%?.6%?.2%?.4%?.3%;毛白杨天然三倍体在生长、形质和叶片气孔特性等性状上存在共?与二倍体相比,具有生长量大、侧枝粗、气孔大而稀疏等特点;天然三倍体无性系和二倍体无性系在胸径、材积、侧枝粗、气孔长度、气孔宽度、气孔密度等均存在极显著差异,树高存在显著差异,且不同天然三倍体无性系间的叶片气孔长度、气孔宽度、气孔密度间的差异也达到了极显著性水干此外,毛白杨天然三倍体群体中也有部分个体表现出类似二倍体的特?其中存在一些在生长等性状表现较差的无性系,表明天然三倍体无性系并非株株均优,毛白杨天然三倍体应用时同样有必要进行选择、/span>
摘要:
为改善发泡材料存在的力学性能较差、成本高的现?同时增加碱木质素的利用率,制备高性能的发泡材?以聚乙烯?PVA)和碱木质素为原料,甲醛为交联剂,采用无机发泡原理,制备了聚乙烯?-碱木质素发泡材?PLFM),并测定其相关性能。结果表昍相对于PVA用量,碱木质素质量分数?3%、甲?/5(mL/g)、硫?/5(mL/g),固化温度?20℃时制备的发泡材料拉伸强度最大为25.91MPa,比纯聚乙烯醇泡沫材料?.32MPa有了显著提升。不同聚合度PVA制备发泡材料:PVA0588聚合度较?无法形成泡体;PVA1788-PLFM和PVA2488-PLFM相比,PVA2488-PLFM具有更好的拉伸强?而且表观密度及吸水倍率更小。FTIR显示碱木质素与PVA均发生交?大多发生在苯?位上,与PVA2488交联效果好。SEM显示PVA2488-PLFM具有更好的孔隙结构。热分析?DSC显示PVA1788-PLFM中有填充剂存在的木质?PVA2488-PLFM中没?表明PVA2488-PLFM的生物相容性好;TG和DTG显示,PVA2488-PLFM热失重最剧烈时温度为379?高于PVA1788-PLFM?60??00℃时失重率为95.94%高于PVA1788-PLFM?0.13%,说明PVA2488-PLFM耐热性好,且易热降解。综?PVA2488-PLFM的性能更佳、/span>
为改善发泡材料存在的力学性能较差、成本高的现?同时增加碱木质素的利用率,制备高性能的发泡材?以聚乙烯?PVA)和碱木质素为原料,甲醛为交联剂,采用无机发泡原理,制备了聚乙烯?-碱木质素发泡材?PLFM),并测定其相关性能。结果表昍相对于PVA用量,碱木质素质量分数?3%、甲?/5(mL/g)、硫?/5(mL/g),固化温度?20℃时制备的发泡材料拉伸强度最大为25.91MPa,比纯聚乙烯醇泡沫材料?.32MPa有了显著提升。不同聚合度PVA制备发泡材料:PVA0588聚合度较?无法形成泡体;PVA1788-PLFM和PVA2488-PLFM相比,PVA2488-PLFM具有更好的拉伸强?而且表观密度及吸水倍率更小。FTIR显示碱木质素与PVA均发生交?大多发生在苯?位上,与PVA2488交联效果好。SEM显示PVA2488-PLFM具有更好的孔隙结构。热分析?DSC显示PVA1788-PLFM中有填充剂存在的木质?PVA2488-PLFM中没?表明PVA2488-PLFM的生物相容性好;TG和DTG显示,PVA2488-PLFM热失重最剧烈时温度为379?高于PVA1788-PLFM?60??00℃时失重率为95.94%高于PVA1788-PLFM?0.13%,说明PVA2488-PLFM耐热性好,且易热降解。综?PVA2488-PLFM的性能更佳、/span>
摘要:
为了提高己唑醇的杀菌广谱性以及杀菌活?参考己唑醇的化学结?以戊酰氯和取代苯为原?经傅克酰基化、Corey-Chaykovsky环氧化反应、开环反应得?种化合物,所有化合物均经质谱和核磁共振氢谱确证。选取常用木材腐朽菌——白腐菌(彩绒革盖菌、乳白耙齿?、褐腐菌(密粘褶菌、绵腐卧孔菌)和霉菌——黑曲霉作为实验菌株,采用滤纸片法研究8种目标化合物的抑菌活性。结果表昍在质量分?.5%~2.0%范围?除化合物A4、A5?其余化合物对彩绒革盖菌、乳白耙齿菌、密粘褶菌、绵腐卧孔菌和黑曲霉均有一定的抑菌效果,其抑菌能力随着药液浓度的增加而增强。通过与己唑醇对照可知,化合物C3总体抑菌效果最?并优于己唑醇;化合物C2对腐朽菌的抑菌效果优于己唑醇,对黑曲霉的抑菌效果弱于己唑醇;化合物A1、A2、A3、C1的抑菌效果均弱于己唑醆化合物A4、A5对木材腐朽菌和霉菌几乎没有抑制作用。可?卤素(F、Cl)对苯?,4-二位上的取代、叔醇碳上异丁基的引入均有利于提高目标化合物的抑菌活性、/span>
为了提高己唑醇的杀菌广谱性以及杀菌活?参考己唑醇的化学结?以戊酰氯和取代苯为原?经傅克酰基化、Corey-Chaykovsky环氧化反应、开环反应得?种化合物,所有化合物均经质谱和核磁共振氢谱确证。选取常用木材腐朽菌——白腐菌(彩绒革盖菌、乳白耙齿?、褐腐菌(密粘褶菌、绵腐卧孔菌)和霉菌——黑曲霉作为实验菌株,采用滤纸片法研究8种目标化合物的抑菌活性。结果表昍在质量分?.5%~2.0%范围?除化合物A4、A5?其余化合物对彩绒革盖菌、乳白耙齿菌、密粘褶菌、绵腐卧孔菌和黑曲霉均有一定的抑菌效果,其抑菌能力随着药液浓度的增加而增强。通过与己唑醇对照可知,化合物C3总体抑菌效果最?并优于己唑醇;化合物C2对腐朽菌的抑菌效果优于己唑醇,对黑曲霉的抑菌效果弱于己唑醇;化合物A1、A2、A3、C1的抑菌效果均弱于己唑醆化合物A4、A5对木材腐朽菌和霉菌几乎没有抑制作用。可?卤素(F、Cl)对苯?,4-二位上的取代、叔醇碳上异丁基的引入均有利于提高目标化合物的抑菌活性、/span>
摘要:
鉴于串联机构难以实现复杂的空间曲面轨迹运?提出了一种应用在沿空间曲线及曲面进行作业?-HUS并联运动平台。对6-HUS并联运动平台进行动力学分?并采用拉格朗日法建立其动力学模型。结合给定的运动算例,通过Matlab软件编程对所建立的动力学模型进行求解,得到了各个驱动杆的驱动力变化曲线。再采用Adams软件?-HUS并联运动平台虚拟样机进行动力学仿?虚拟仿真得到的驱动力曲线与数值仿真结果基本一?证明在机构模型进行适当简化的基础?采用拉格朗日法建立的动力学模型是可行?这为后续的动力学优化与控制系统设计提供了理论依据、/span>
鉴于串联机构难以实现复杂的空间曲面轨迹运?提出了一种应用在沿空间曲线及曲面进行作业?-HUS并联运动平台。对6-HUS并联运动平台进行动力学分?并采用拉格朗日法建立其动力学模型。结合给定的运动算例,通过Matlab软件编程对所建立的动力学模型进行求解,得到了各个驱动杆的驱动力变化曲线。再采用Adams软件?-HUS并联运动平台虚拟样机进行动力学仿?虚拟仿真得到的驱动力曲线与数值仿真结果基本一?证明在机构模型进行适当简化的基础?采用拉格朗日法建立的动力学模型是可行?这为后续的动力学优化与控制系统设计提供了理论依据、/span>
