作者投稾/a>
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摘要:
随着航空摄影测量技术的不断发展与进?为提高森林资源调查的工作效率,航空影像已经成功应用到林业资源监测中,但在单木冠幅提取?研究多考虑影像光谱信息,使得分类结果存在偏差。本文提出同时结合航空影像的纹理及光谱特?利用面向对象的影像分割方?通过多次实验对比结果确定最优分割尺?同时在结合正态分布法确定各光谱及纹理特征信息范围的基础?提取单木冠幅信息。以2012年鹫峰国家森林公园航空像片为数据?以ENVI5.0为数据处理平?对影像进行面向对象的分割,提取试验区域?2株树木的冠幅,并结合传统外业实测数据以及立体像对观测数据进行精度分析。试验结果表昍文章所提出的方法试验精度达?0.05%,与传统立体像对量测方法精度相?但数据获取速度?满足林业调查基本需求、/span>
随着航空摄影测量技术的不断发展与进?为提高森林资源调查的工作效率,航空影像已经成功应用到林业资源监测中,但在单木冠幅提取?研究多考虑影像光谱信息,使得分类结果存在偏差。本文提出同时结合航空影像的纹理及光谱特?利用面向对象的影像分割方?通过多次实验对比结果确定最优分割尺?同时在结合正态分布法确定各光谱及纹理特征信息范围的基础?提取单木冠幅信息。以2012年鹫峰国家森林公园航空像片为数据?以ENVI5.0为数据处理平?对影像进行面向对象的分割,提取试验区域?2株树木的冠幅,并结合传统外业实测数据以及立体像对观测数据进行精度分析。试验结果表昍文章所提出的方法试验精度达?0.05%,与传统立体像对量测方法精度相?但数据获取速度?满足林业调查基本需求、/span>
摘要:
应用遥感技术估算生物多样性是森林生态学的研究热点和难点。为探索高分辨率卫星数据在估算森林植被多样性上的应用潜?以吉林蛟河市阔叶红松林大样地数据为支?提取了红松树冠的空间分布格局,并估算了乔木物种多样性。首?基于冬季GeoEye-1影像提取红松树冠分布?与样地每木调查数据吻合较好。然?使用景观生态学和地统计学指?分析红松种群空间分布规律,发现了最大自相关尺度30~40 m。最?选择拥有红边波段的秋季RapidEye卫星图像,建立遥感影像5 m光谱值和30 m窗口大小纹理参数与生物多样性指数的多元线性回归模型。结果表?红边信息并未显著改善多光谱数据估算植被生物多样性的能力,但所获大区域制图结果与林分龄级吻合较好、/span>
应用遥感技术估算生物多样性是森林生态学的研究热点和难点。为探索高分辨率卫星数据在估算森林植被多样性上的应用潜?以吉林蛟河市阔叶红松林大样地数据为支?提取了红松树冠的空间分布格局,并估算了乔木物种多样性。首?基于冬季GeoEye-1影像提取红松树冠分布?与样地每木调查数据吻合较好。然?使用景观生态学和地统计学指?分析红松种群空间分布规律,发现了最大自相关尺度30~40 m。最?选择拥有红边波段的秋季RapidEye卫星图像,建立遥感影像5 m光谱值和30 m窗口大小纹理参数与生物多样性指数的多元线性回归模型。结果表?红边信息并未显著改善多光谱数据估算植被生物多样性的能力,但所获大区域制图结果与林分龄级吻合较好、/span>
摘要:
以凉水自然保护区为研究区?基于机载激光雷达数?采用动态窗口局部最大值法对郁闭度较高的针叶林进行单木位置自动提取。采用树冠高度模?CHM)和树冠最大模?CMM)配合两种动态窗?即树?-树冠大小回归方程和该方程?5%预测下限来探测树冠顶?用探测百分比??对应关系的单木个数、生产者精度和用户精度进行了精度评价。结果表昍利用CMM能够抑制树冠内部枝杈产生的错判现豠利用树高--树冠大小回归方程95%的预测下限做动态窗?能够有效防止在局部最大值方法中产生的小树漏测现象。因?利用CMM?5%的预测下限做动态窗口的局域最大值法有利于提高单木位置探测的精度,为密林中自动地探测单木位置提供依据、/span>
以凉水自然保护区为研究区?基于机载激光雷达数?采用动态窗口局部最大值法对郁闭度较高的针叶林进行单木位置自动提取。采用树冠高度模?CHM)和树冠最大模?CMM)配合两种动态窗?即树?-树冠大小回归方程和该方程?5%预测下限来探测树冠顶?用探测百分比??对应关系的单木个数、生产者精度和用户精度进行了精度评价。结果表昍利用CMM能够抑制树冠内部枝杈产生的错判现豠利用树高--树冠大小回归方程95%的预测下限做动态窗?能够有效防止在局部最大值方法中产生的小树漏测现象。因?利用CMM?5%的预测下限做动态窗口的局域最大值法有利于提高单木位置探测的精度,为密林中自动地探测单木位置提供依据、/span>
摘要:
近十几年?退耕还??工程的实施改变了贵州省普定县喀斯特地区土地利用/覆被空间格局,有效地改善了该区域的生态环境质量。在遥感和地理信息系统技术的支持?基于主成分分析方??999?003?009年TM遥感影像数据为主要数据源,定量分析和评价退耕还??工程对土地利用及景观格局特征的影响。结果表昍1)1999?009年间,退耕还??工程实施?普定县土地利用景观格局变化呈现出土地利用面积的动态变化、景观异质性和景观结构与形状变化的特征,其中土地利用面积动态变化与景观异质性改变为整个研究区景观格局变化的主导因子?)从面积变化上?研究区大量耕地、裸地转化为林地、草地和建设用地,其中林地、草地和建设用地面积呈现快速增长的特征,面积分别增加?3%?0%?40%,同时耕地面积减少?33.32 km2,减少幅度明显?)从结构与形状指数上看,区域景观斑块总数量呈上升趋势,平均斑块面积有所下降,生态系统格局呈现破碎化加剧的趋势?)从景观异质性上?优势组分更加多样?景观异质性程度逐渐上升,生态景观整体趋于规?其中林地、草地和建设用地空间更加集聚?但耕地和裸地分布分散化,破碎度有所上升。研究结果有助于指导退化喀斯特生态系统的恢复与重建、/span>
近十几年?退耕还??工程的实施改变了贵州省普定县喀斯特地区土地利用/覆被空间格局,有效地改善了该区域的生态环境质量。在遥感和地理信息系统技术的支持?基于主成分分析方??999?003?009年TM遥感影像数据为主要数据源,定量分析和评价退耕还??工程对土地利用及景观格局特征的影响。结果表昍1)1999?009年间,退耕还??工程实施?普定县土地利用景观格局变化呈现出土地利用面积的动态变化、景观异质性和景观结构与形状变化的特征,其中土地利用面积动态变化与景观异质性改变为整个研究区景观格局变化的主导因子?)从面积变化上?研究区大量耕地、裸地转化为林地、草地和建设用地,其中林地、草地和建设用地面积呈现快速增长的特征,面积分别增加?3%?0%?40%,同时耕地面积减少?33.32 km2,减少幅度明显?)从结构与形状指数上看,区域景观斑块总数量呈上升趋势,平均斑块面积有所下降,生态系统格局呈现破碎化加剧的趋势?)从景观异质性上?优势组分更加多样?景观异质性程度逐渐上升,生态景观整体趋于规?其中林地、草地和建设用地空间更加集聚?但耕地和裸地分布分散化,破碎度有所上升。研究结果有助于指导退化喀斯特生态系统的恢复与重建、/span>
摘要:
柳杉人工林于24年生?经不同带宽之行列疏伐处理?疏伐带栽植扁柏、红桧、台湾杉、香?种林?历经21 a?目前之成活率,不同带宽成活率差异不显著;但树种间成活率差异显?以台湾杉最?9%,香杉最?1%。而其胸径和树高之生长,不同疏伐带间部分树种之胸径、树高生长差异不显著;但树种间胸径、树高生长差异极显著。保留带之柳杉胸径、树高之生长明显大于对照?而材积现存量则对照区仍大于疏伐区。在定期平均生长方面,胸径生长在疏?3 a?疏伐效果已减缒而材积生长则在疏? a后即明显超越对照区。行列疏伐保留带之留存木,在疏伐后6 a?有较严重之风?因此建议未来进行疏伐?留存带应该扩大宽?建议宽度?0 m以上,以减少风害。在林下地被植物调查方面,全区共调查到97种植?Shannon多样性指数达?.78,而Simpson多样性指数则?.66。在不同的疏伐处理下,保留带与对照区的种类丰富度均低于疏伐处理后的区域,反映出疏伐作业会造成不同的林下环境条?进而影响地被植物的组成多样性。在林下天然更新树木的调查成果方?全区共调查到66种? 010株树?平均植株密度?41株hm2,Shannon多样性指数达?.92,Simpson多样性指数则?.89。在不同的疏伐处理下,天然更新树木的组成多样性已接近显著差异。天然更新树木的数量?保留带与对照区的林木密度均显著高于疏伐区?反映出过去的各项森林施业过程(疏伐、下木栽植、抚育等)会实质地影响到林木的天然更新状态、/span>
柳杉人工林于24年生?经不同带宽之行列疏伐处理?疏伐带栽植扁柏、红桧、台湾杉、香?种林?历经21 a?目前之成活率,不同带宽成活率差异不显著;但树种间成活率差异显?以台湾杉最?9%,香杉最?1%。而其胸径和树高之生长,不同疏伐带间部分树种之胸径、树高生长差异不显著;但树种间胸径、树高生长差异极显著。保留带之柳杉胸径、树高之生长明显大于对照?而材积现存量则对照区仍大于疏伐区。在定期平均生长方面,胸径生长在疏?3 a?疏伐效果已减缒而材积生长则在疏? a后即明显超越对照区。行列疏伐保留带之留存木,在疏伐后6 a?有较严重之风?因此建议未来进行疏伐?留存带应该扩大宽?建议宽度?0 m以上,以减少风害。在林下地被植物调查方面,全区共调查到97种植?Shannon多样性指数达?.78,而Simpson多样性指数则?.66。在不同的疏伐处理下,保留带与对照区的种类丰富度均低于疏伐处理后的区域,反映出疏伐作业会造成不同的林下环境条?进而影响地被植物的组成多样性。在林下天然更新树木的调查成果方?全区共调查到66种? 010株树?平均植株密度?41株hm2,Shannon多样性指数达?.92,Simpson多样性指数则?.89。在不同的疏伐处理下,天然更新树木的组成多样性已接近显著差异。天然更新树木的数量?保留带与对照区的林木密度均显著高于疏伐区?反映出过去的各项森林施业过程(疏伐、下木栽植、抚育等)会实质地影响到林木的天然更新状态、/span>
摘要:
由于林地劣化或遭受天然灾害等,致使人工林经营区林分次生林化,降低生产?亟需复育建造以符人工林经营目标。以生长不佳之人工林,实行列整理伐改善林相,并逐步更新建造为复层?探究复层林营造方式对林分组成结构、栽植苗木、微环境的影响。试验林分包含整理伐带与保留带各20 m(A?、整理带8 m与保留带10 m (B?,整理伐对象主要为下层灌木及形质不良之林木,于整理伐带林地进行更新建造。伐后选用经济树种无患子、乌心石、台湾肖楠栽植造林,进行孔隙环境之生长适应比较。经整理? a后之林分结构调查结果表明:林分整理伐虽可促进留存林木的生长,但林木易受风宲林分受光量因整理伐带宽及地形影响于日域间变化?A区平均受光量高于B?且B区于整理? a后已渐回复林冠覆盕A区更新苗木之存活率略高于B?但无显著差异;无患子之存活?87%以上)显著高于乌心石、台湾肖??0%)。无患子及乌心石由于环境与生物为?苗木死亡率变化随季节而有所变动,台湾肖楠则受初栽之苗木质量较差影响。各树种苗木之苗高及基径生长均以A区为?树种间以无患子苗高生长最?以苗木健壮指?高径?表现,小孔隙之B区苗木形质均成细长形?种林冠孔隙环?树种苗木经栽? a之生长表?小空隙之B区较不利于栽植苗木生?建议整理伐带宽大于林分树高。未来进行带状之复层林营造时,行列整理伐带宽应大于原林分树高形成较大之林冠孔隙,较有利于栽植苗木更新成长;并建议采用优质大?但更新阶段之苗木易受环境及周遭野生动物啃食等危害,建议加强初期之抚育管理、/span>
由于林地劣化或遭受天然灾害等,致使人工林经营区林分次生林化,降低生产?亟需复育建造以符人工林经营目标。以生长不佳之人工林,实行列整理伐改善林相,并逐步更新建造为复层?探究复层林营造方式对林分组成结构、栽植苗木、微环境的影响。试验林分包含整理伐带与保留带各20 m(A?、整理带8 m与保留带10 m (B?,整理伐对象主要为下层灌木及形质不良之林木,于整理伐带林地进行更新建造。伐后选用经济树种无患子、乌心石、台湾肖楠栽植造林,进行孔隙环境之生长适应比较。经整理? a后之林分结构调查结果表明:林分整理伐虽可促进留存林木的生长,但林木易受风宲林分受光量因整理伐带宽及地形影响于日域间变化?A区平均受光量高于B?且B区于整理? a后已渐回复林冠覆盕A区更新苗木之存活率略高于B?但无显著差异;无患子之存活?87%以上)显著高于乌心石、台湾肖??0%)。无患子及乌心石由于环境与生物为?苗木死亡率变化随季节而有所变动,台湾肖楠则受初栽之苗木质量较差影响。各树种苗木之苗高及基径生长均以A区为?树种间以无患子苗高生长最?以苗木健壮指?高径?表现,小孔隙之B区苗木形质均成细长形?种林冠孔隙环?树种苗木经栽? a之生长表?小空隙之B区较不利于栽植苗木生?建议整理伐带宽大于林分树高。未来进行带状之复层林营造时,行列整理伐带宽应大于原林分树高形成较大之林冠孔隙,较有利于栽植苗木更新成长;并建议采用优质大?但更新阶段之苗木易受环境及周遭野生动物啃食等危害,建议加强初期之抚育管理、/span>
摘要:
以福寿山林场25年生的杉木生态公益林为研究对?通过分析林木竞争指数与胸径生长因子的相关关系,得出二者为负相?从而确定加权Voronoi图的权重为胸径倒数(W),借助Arcgis软件里的加权Voronoi图工?通过加权Voronoi图的方法来确定竞争单?提出基于加权Voronoi图的W_V_Hegyi竞争指数,最后将W_V_Hegyi竞争指数与Hegyi、V_Hegyi竞争指数进行对比分析,结果表明:1) 3种竞争指数与胸径相关性强弱排序为:W_V_HegyiV_HegyiHegyi;2) 3种竞争指数与胸径服从幂函数关?曲线拟合度排序为:W_V_HegyiV_HegyiHegyi;3) 样地竞争指数平均值排序均丹V_HegyiW_V_HegyiHegyi。通过以上比较分析证明,W_V_Hegyi竞争指数比Hegyi、V_Hegyi竞争指数能更准确地反映林木间的竞争关系、/span>
以福寿山林场25年生的杉木生态公益林为研究对?通过分析林木竞争指数与胸径生长因子的相关关系,得出二者为负相?从而确定加权Voronoi图的权重为胸径倒数(W),借助Arcgis软件里的加权Voronoi图工?通过加权Voronoi图的方法来确定竞争单?提出基于加权Voronoi图的W_V_Hegyi竞争指数,最后将W_V_Hegyi竞争指数与Hegyi、V_Hegyi竞争指数进行对比分析,结果表明:1) 3种竞争指数与胸径相关性强弱排序为:W_V_HegyiV_HegyiHegyi;2) 3种竞争指数与胸径服从幂函数关?曲线拟合度排序为:W_V_HegyiV_HegyiHegyi;3) 样地竞争指数平均值排序均丹V_HegyiW_V_HegyiHegyi。通过以上比较分析证明,W_V_Hegyi竞争指数比Hegyi、V_Hegyi竞争指数能更准确地反映林木间的竞争关系、/span>
摘要:
研究林分结构因子、立地因子、林分密度因子之间的关系对促进林分生长及改善经营措施具有重要意义。数据处理采用SPSS17.0和AMOS7.0数据统计分析软件完成。结果表昍海拔是影响落叶松人工林生长的主要环境因子,其与林分平均地径、林分平均胸径、平均树高和林分断面积相关系数分别为0.51?.54?.59?.62,且达?.05显著水平;运用观测变量交叉积协差阵建立了华北落叶松人工林结构方程模?得出了各因子与林分结构因子、立地因子、林分密度因子相关关系及各潜在变量之间相关系数分别为0.863?.681?.706,经检验各指标值均表明模型适配性较?模型在应用过程中应以改善立地质量为基础,协调林分结构因子、立地因子、林分密度因子之间关系、/span>
研究林分结构因子、立地因子、林分密度因子之间的关系对促进林分生长及改善经营措施具有重要意义。数据处理采用SPSS17.0和AMOS7.0数据统计分析软件完成。结果表昍海拔是影响落叶松人工林生长的主要环境因子,其与林分平均地径、林分平均胸径、平均树高和林分断面积相关系数分别为0.51?.54?.59?.62,且达?.05显著水平;运用观测变量交叉积协差阵建立了华北落叶松人工林结构方程模?得出了各因子与林分结构因子、立地因子、林分密度因子相关关系及各潜在变量之间相关系数分别为0.863?.681?.706,经检验各指标值均表明模型适配性较?模型在应用过程中应以改善立地质量为基础,协调林分结构因子、立地因子、林分密度因子之间关系、/span>
摘要:
利用黑龙江省孟家岗林?9株人工红松解析木4 538个枝条的实测数据,基于样条函数的分段回归技?通过推导满足冠形曲线生物学约?即梢头处树冠半径?,拐点处树冠半径最?连续分段函数,构建了人工红松的冠形曲线模型(分段抛物线方程、分段单分子式方程和分段幂函数方?。采用模型的拟合优度指标、模型的检验指标及对模型拐点参数估计的合理性对备选模型进行评?选出拟合人工红松冠形曲线的最优模型。采用模型再参数化方?分别分析模型各参数与林木变量之间的相关?最终在最优冠形曲线模型中加入胸径作为自变?建立了人工红松树冠形状预估模型。研究结果表昍分段抛物线函数为描述人工红松冠形曲线的最优模型。人工红松冠形曲线参数及树冠大小与林木胸?DBH)成正相关,经过再参数化后的树冠形状预估模型的调整决定系?R2a)?.659 6,估计标准误差(Sy.x)?.524 5,模型的残差均?MSE)?.227 9,预估精度(p)?7.58%。随着DBH增大,红松冠形曲线拐点(相对冠深)出现的范围为0.72~0.95,平均值为0.81。总体上来?以胸径为自变量、以稍头约束为条件的树冠形状预估模型能够很好的预测人工红松的树冠形状,为进一步估测红松树冠结构提供了基础、/span>
利用黑龙江省孟家岗林?9株人工红松解析木4 538个枝条的实测数据,基于样条函数的分段回归技?通过推导满足冠形曲线生物学约?即梢头处树冠半径?,拐点处树冠半径最?连续分段函数,构建了人工红松的冠形曲线模型(分段抛物线方程、分段单分子式方程和分段幂函数方?。采用模型的拟合优度指标、模型的检验指标及对模型拐点参数估计的合理性对备选模型进行评?选出拟合人工红松冠形曲线的最优模型。采用模型再参数化方?分别分析模型各参数与林木变量之间的相关?最终在最优冠形曲线模型中加入胸径作为自变?建立了人工红松树冠形状预估模型。研究结果表昍分段抛物线函数为描述人工红松冠形曲线的最优模型。人工红松冠形曲线参数及树冠大小与林木胸?DBH)成正相关,经过再参数化后的树冠形状预估模型的调整决定系?R2a)?.659 6,估计标准误差(Sy.x)?.524 5,模型的残差均?MSE)?.227 9,预估精度(p)?7.58%。随着DBH增大,红松冠形曲线拐点(相对冠深)出现的范围为0.72~0.95,平均值为0.81。总体上来?以胸径为自变量、以稍头约束为条件的树冠形状预估模型能够很好的预测人工红松的树冠形状,为进一步估测红松树冠结构提供了基础、/span>
摘要:
台湾目前对于阔叶树种的生长轮少有研究,尤其对于天然阔叶林的生长趋势与模型的相关研究更是缺乏,许多资料仍相当不?有鉴于此,本研究将针对台湾中部地区的典型暖温带阔叶林进行生长轮的研究与探讨。神木溪保护林于2003年已设置完成18个长期观察的森林动态样?本研究采用第13~18?个样区内所有胸径大? cm之阔叶树,依据林分特征调查结果,钻取大于6 cm胸径林木,钻取高度约在胸径位置,共取?2?3?9种合?48支树芯。年轮分析运用实体显微镜配合CCD拍摄,目视各树种内年轮的变?并加以分?作为年轮目视判视与计数年轮的依据,并用Velmax系统量测年轮宽度,应用树冠级模?CCM)、定期生长量模式(PAI)及混合模?Mixed)建立各冠层生长趋?并解析各树种树龄结构,以提供台湾最大面积、分布最广之楠槠及栎林带林分经营之参考。年轮特征上,属于散孔材树种占79%;半环孔材树种?8%;环孔材树种占3%。生长趋势上,所有树种的平均生长速率统计结果?.53 mm/a。冠层产生垂直层次分化作用明?显示出其生长的趋?上主冠层直径增长情形最?平均生长率为4.47 mm/a;主冠层其?平均生长率为2.95 mm/a;底冠层速率最?平均生长率为2.92 mm/a。PAI模式显示大部分树种的生长趋势是呈现年轮宽度随树龄增加而增加或线性常数的情形。树龄估算以树冠级模式、PAI模式和混合模?种模式估?全部平均年龄分别?5?0?9年。混合模式的利用可以降低单独使用树冠级模式或PAI模式的误差率。树龄结构上,依树冠级模式、PAI模式及混合模式龄级分布结?本样区充满耐阴性树种前生苗与灌?逐渐形成典型的复层林。树龄出?种分??种大多为耐阴性树种的小苗,树木建立时间?0世纪后期;?种在1900年左右形成了1个独立的单峰。年轮不明显区别造成类型分类的困?轮宽不规则也无法明确定年,PAI模式需要大量的各龄阶树芯数据建立回归模?所得到的模型才具有足够之代表?混合模式虽解决了部分树龄推估的误?但仍有其他问?因此日后应更进一步进行探讨与分析,方能对森林生态系之永续经营与发展产生一定程度的帮助。本研究提供暖温带阔叶林林分径向生长与树龄结构信?以供森林收获采伐和森林永续经营参考、/span>
台湾目前对于阔叶树种的生长轮少有研究,尤其对于天然阔叶林的生长趋势与模型的相关研究更是缺乏,许多资料仍相当不?有鉴于此,本研究将针对台湾中部地区的典型暖温带阔叶林进行生长轮的研究与探讨。神木溪保护林于2003年已设置完成18个长期观察的森林动态样?本研究采用第13~18?个样区内所有胸径大? cm之阔叶树,依据林分特征调查结果,钻取大于6 cm胸径林木,钻取高度约在胸径位置,共取?2?3?9种合?48支树芯。年轮分析运用实体显微镜配合CCD拍摄,目视各树种内年轮的变?并加以分?作为年轮目视判视与计数年轮的依据,并用Velmax系统量测年轮宽度,应用树冠级模?CCM)、定期生长量模式(PAI)及混合模?Mixed)建立各冠层生长趋?并解析各树种树龄结构,以提供台湾最大面积、分布最广之楠槠及栎林带林分经营之参考。年轮特征上,属于散孔材树种占79%;半环孔材树种?8%;环孔材树种占3%。生长趋势上,所有树种的平均生长速率统计结果?.53 mm/a。冠层产生垂直层次分化作用明?显示出其生长的趋?上主冠层直径增长情形最?平均生长率为4.47 mm/a;主冠层其?平均生长率为2.95 mm/a;底冠层速率最?平均生长率为2.92 mm/a。PAI模式显示大部分树种的生长趋势是呈现年轮宽度随树龄增加而增加或线性常数的情形。树龄估算以树冠级模式、PAI模式和混合模?种模式估?全部平均年龄分别?5?0?9年。混合模式的利用可以降低单独使用树冠级模式或PAI模式的误差率。树龄结构上,依树冠级模式、PAI模式及混合模式龄级分布结?本样区充满耐阴性树种前生苗与灌?逐渐形成典型的复层林。树龄出?种分??种大多为耐阴性树种的小苗,树木建立时间?0世纪后期;?种在1900年左右形成了1个独立的单峰。年轮不明显区别造成类型分类的困?轮宽不规则也无法明确定年,PAI模式需要大量的各龄阶树芯数据建立回归模?所得到的模型才具有足够之代表?混合模式虽解决了部分树龄推估的误?但仍有其他问?因此日后应更进一步进行探讨与分析,方能对森林生态系之永续经营与发展产生一定程度的帮助。本研究提供暖温带阔叶林林分径向生长与树龄结构信?以供森林收获采伐和森林永续经营参考、/span>
摘要:
贝叶斯统计推断是基于总体信息、样本信息和先验信息的一种统计推断方?并已成为森林生长模型中的一种重要方法。本文以长白落叶松人工林为对?基于1 687对林分优势高与年龄数?利用Richards生长方程构建基于贝叶斯法和经典概率统计法的林分优势高生长模型,探讨贝叶斯统计法拟合小样本量数据的稳定性。分别基于全部样?以及随机抽取?0%?%?%样本,利用经典概率统计?非线性最小二乘法)、无先验信息的贝叶斯统计法和有先验信息的贝叶斯统计法进行参数估计,分析模型表现和参数分布。模型评价指标包括均方根误差(RMSE)、贝叶斯统计常用的DIC统计值以及参数的可信区间。结果表昍基于小样本的贝叶斯统计与大样本的经典概率统计的拟合结果相?但贝叶斯统计法估计的参数稳定性强,且抽?%时的RMSE值最小。有先验信息的贝叶斯统计拟合结果优于无先验信息的贝叶斯统计拟合结?参数分布也较为集?不确定性小;有先验信息贝叶斯统计和经典概率统计的参数分布区间有较大重叠。另?有先验信息贝叶斯统计?种不同样本量的拟合结果显?参数标准差以及模型RMSE值都是在抽样5%时最?说明用贝叶斯统计的拟合精度及参数确定性与样本量大小也有一定关系。研究验证了贝叶斯统计在利用先验信息、基于小样本量进行森林生长建模时的优越性、/span>
贝叶斯统计推断是基于总体信息、样本信息和先验信息的一种统计推断方?并已成为森林生长模型中的一种重要方法。本文以长白落叶松人工林为对?基于1 687对林分优势高与年龄数?利用Richards生长方程构建基于贝叶斯法和经典概率统计法的林分优势高生长模型,探讨贝叶斯统计法拟合小样本量数据的稳定性。分别基于全部样?以及随机抽取?0%?%?%样本,利用经典概率统计?非线性最小二乘法)、无先验信息的贝叶斯统计法和有先验信息的贝叶斯统计法进行参数估计,分析模型表现和参数分布。模型评价指标包括均方根误差(RMSE)、贝叶斯统计常用的DIC统计值以及参数的可信区间。结果表昍基于小样本的贝叶斯统计与大样本的经典概率统计的拟合结果相?但贝叶斯统计法估计的参数稳定性强,且抽?%时的RMSE值最小。有先验信息的贝叶斯统计拟合结果优于无先验信息的贝叶斯统计拟合结?参数分布也较为集?不确定性小;有先验信息贝叶斯统计和经典概率统计的参数分布区间有较大重叠。另?有先验信息贝叶斯统计?种不同样本量的拟合结果显?参数标准差以及模型RMSE值都是在抽样5%时最?说明用贝叶斯统计的拟合精度及参数确定性与样本量大小也有一定关系。研究验证了贝叶斯统计在利用先验信息、基于小样本量进行森林生长建模时的优越性、/span>
摘要:
本研究以云南省普洱市的思茅松天然林为对?调查?个位?5块样地的林分地上、根系和总生物量。以幂函数模型为基础构建林分生物量的基本模型;采用混合效应模型技?考虑区域效应随机效应,选择基本混合效应模型,并分析模型的方差和协方差结构,分别构建3个维量的区域效应随机效应的混合效应模垊考虑林分因子、地形因子和气象因子固定效应,构建含环境因子固定效应和区域效应随机效应的林分生物量混合效应模型。所有模型均采用拟合指标和独立检验指标进行评价。结果表昍1) 从模型拟合情况看,考虑区域效应的随机效应模型均能显著提高一般回归模型的精度;?类含环境因子固定效应模型?含地形因子固定效应的区域混合效应模型均具有最低的AIC和BIC?表现最奼2) 就模型独立性检验看,除地形因子固定效应的林分根系混合效应模型?其余模型均优于一般回归模垊考虑环境因子固定效应的混合效应模型与普通区域效应混合模型相?各个维量模型的独立性检验指标表现不一,但总体上差异不?3) 综合考虑模型拟合和独立性检验结?除林分根系生物量选择普通区域效应混合模型外,?个维量均选择含地形因子固定效应和区域效应随机效应的混合效应模型、/span>
本研究以云南省普洱市的思茅松天然林为对?调查?个位?5块样地的林分地上、根系和总生物量。以幂函数模型为基础构建林分生物量的基本模型;采用混合效应模型技?考虑区域效应随机效应,选择基本混合效应模型,并分析模型的方差和协方差结构,分别构建3个维量的区域效应随机效应的混合效应模垊考虑林分因子、地形因子和气象因子固定效应,构建含环境因子固定效应和区域效应随机效应的林分生物量混合效应模型。所有模型均采用拟合指标和独立检验指标进行评价。结果表昍1) 从模型拟合情况看,考虑区域效应的随机效应模型均能显著提高一般回归模型的精度;?类含环境因子固定效应模型?含地形因子固定效应的区域混合效应模型均具有最低的AIC和BIC?表现最奼2) 就模型独立性检验看,除地形因子固定效应的林分根系混合效应模型?其余模型均优于一般回归模垊考虑环境因子固定效应的混合效应模型与普通区域效应混合模型相?各个维量模型的独立性检验指标表现不一,但总体上差异不?3) 综合考虑模型拟合和独立性检验结?除林分根系生物量选择普通区域效应混合模型外,?个维量均选择含地形因子固定效应和区域效应随机效应的混合效应模型、/span>
摘要:
利用树轮学方?以长白山雌雄异株植物红豆杉、山杨和水曲柳为研究对象,通过判定雌雄异株树种生长释放/抑制事件及其与气候因子的关系,以期揭示物种属性和性别因素对树木生长释?抑制事件的影响及其对气候响应机制的差异性。结果表昍3种雌雄植株的生长释放事件大多发生在幼龄阶?生理特征差异也可能导致不同雌雄植株发生生长释放事件的时间和频率存在一定差异性。性别因素对山杨和红豆杉雌雄植株的生长释放存在显著影响,山杨雌株和红豆杉雄株对外界环境干扰更为敏?水曲柳雌雄株对环境干扰的响应差异不明昽山杨更易受到外界环境干扰发生生长释放事件;水曲柳植株发生生长释?抑制事件可能与林窗干扰有关。红豆杉和山杨的生长释放事件与气候因子具有显著相关关?红豆杉雄株与温度、降水则存在显著正相关关?P0.05),山杨雄株与温度、降水则存在显著负相关关?P0.05),山杨雌株与降水呈显著负相关关?P0.05),植株的生长释?抑制事件对气候的响应与树木径向生?-逐月气候因子的关系有所不同。因此应当考虑生长--气候因子之间的非线性关系以及物种和性别因素对生?-气候关系的影响,以期完善植株生长对气候的响应机制、/span>
利用树轮学方?以长白山雌雄异株植物红豆杉、山杨和水曲柳为研究对象,通过判定雌雄异株树种生长释放/抑制事件及其与气候因子的关系,以期揭示物种属性和性别因素对树木生长释?抑制事件的影响及其对气候响应机制的差异性。结果表昍3种雌雄植株的生长释放事件大多发生在幼龄阶?生理特征差异也可能导致不同雌雄植株发生生长释放事件的时间和频率存在一定差异性。性别因素对山杨和红豆杉雌雄植株的生长释放存在显著影响,山杨雌株和红豆杉雄株对外界环境干扰更为敏?水曲柳雌雄株对环境干扰的响应差异不明昽山杨更易受到外界环境干扰发生生长释放事件;水曲柳植株发生生长释?抑制事件可能与林窗干扰有关。红豆杉和山杨的生长释放事件与气候因子具有显著相关关?红豆杉雄株与温度、降水则存在显著正相关关?P0.05),山杨雄株与温度、降水则存在显著负相关关?P0.05),山杨雌株与降水呈显著负相关关?P0.05),植株的生长释?抑制事件对气候的响应与树木径向生?-逐月气候因子的关系有所不同。因此应当考虑生长--气候因子之间的非线性关系以及物种和性别因素对生?-气候关系的影响,以期完善植株生长对气候的响应机制、/span>
摘要:
为了解新型材料生物可降解聚乳酸纤?PLA)沙障防风效益,通过测定PLA沙障样地内不同高度风?分别研究1 m×1 m? m×2 m? m×3 m规格PLA沙障防风效能、地表粗糙度与风速廓线特?同时以相同坡位同种规格的传统半隐蔽式麦草沙障样地和流动沙丘为对照,对比研究了PLA沙障与传统麦草沙障的防风效益。结果表?新型生物可降解PLA沙障防风效能显著大于麦草沙障,2种类型沙障最大差值可?0.3%,2种材料沙障不同规格防护效果为1 m×1 m规格较其?种规格更奼2种材料沙障增加地表粗糙度表现为PLA沙障麦草沙障流动沙丘,且均随规格增大呈逐渐下降趋势,在相同地形条件下,PLA沙障地表粗糙度均值为麦草沙障?.4倌2种材料沙障在迎风坡坡底、坡中、坡顶及背风?种地形下地表粗糙度差异不明显,其地表粗糙度均值为0.7 cm;1 m×1 m规格的PLA方格沙障和麦草沙障内的风速廓线曲线呈现“S”型曲线特征,而在2 m×2 m? m×3 m规格?种材料沙障内,风速廓线与对照裸沙丘相?其风速廓线均呈指数函数分布。随着沙障规格的增?降低风速作用减?其风速廓线逐渐由“S”型趋向于指数函数曲线、/span>
为了解新型材料生物可降解聚乳酸纤?PLA)沙障防风效益,通过测定PLA沙障样地内不同高度风?分别研究1 m×1 m? m×2 m? m×3 m规格PLA沙障防风效能、地表粗糙度与风速廓线特?同时以相同坡位同种规格的传统半隐蔽式麦草沙障样地和流动沙丘为对照,对比研究了PLA沙障与传统麦草沙障的防风效益。结果表?新型生物可降解PLA沙障防风效能显著大于麦草沙障,2种类型沙障最大差值可?0.3%,2种材料沙障不同规格防护效果为1 m×1 m规格较其?种规格更奼2种材料沙障增加地表粗糙度表现为PLA沙障麦草沙障流动沙丘,且均随规格增大呈逐渐下降趋势,在相同地形条件下,PLA沙障地表粗糙度均值为麦草沙障?.4倌2种材料沙障在迎风坡坡底、坡中、坡顶及背风?种地形下地表粗糙度差异不明显,其地表粗糙度均值为0.7 cm;1 m×1 m规格的PLA方格沙障和麦草沙障内的风速廓线曲线呈现“S”型曲线特征,而在2 m×2 m? m×3 m规格?种材料沙障内,风速廓线与对照裸沙丘相?其风速廓线均呈指数函数分布。随着沙障规格的增?降低风速作用减?其风速廓线逐渐由“S”型趋向于指数函数曲线、/span>
摘要:
以尾巨桉人工林为研究对象,通过设置未修枝、轻度修枝、中度修枝和重度修枝4种修枝强?采用裂区设计连续2年度实施人工修枝,研究修枝对尾巨桉生长动态和单板质量等级的影响。结果表昍幼林龄尾巨桉生长量受修枝强度的影响更?随着林龄的增?胸径生长将在生物量就近分配原则下受到影响,但修枝对树高生长的影响相对较?这主要与修枝后林冠的高度以及叶片净光合速率有关;?011?012年连续实?次人工修枝后,4种修枝强度的2013年双月连续单株材积?013年定期单株材积基本一至重度修枝能增加单板单位面积活节和降低单板单位面积死节,提高单板质量等级;重度修枝是综合尾巨桉生长量和单板质量等级前提下的定向培育无节材的最适宜修枝强度、/span>
以尾巨桉人工林为研究对象,通过设置未修枝、轻度修枝、中度修枝和重度修枝4种修枝强?采用裂区设计连续2年度实施人工修枝,研究修枝对尾巨桉生长动态和单板质量等级的影响。结果表昍幼林龄尾巨桉生长量受修枝强度的影响更?随着林龄的增?胸径生长将在生物量就近分配原则下受到影响,但修枝对树高生长的影响相对较?这主要与修枝后林冠的高度以及叶片净光合速率有关;?011?012年连续实?次人工修枝后,4种修枝强度的2013年双月连续单株材积?013年定期单株材积基本一至重度修枝能增加单板单位面积活节和降低单板单位面积死节,提高单板质量等级;重度修枝是综合尾巨桉生长量和单板质量等级前提下的定向培育无节材的最适宜修枝强度、/span>
摘要:
菊花是典型的短日照植?本研究以切花菊品种‘丽金’组培苗为材?对其成花感受态和限界光周期进行了分析。在此基础?利用不同光质配比组合的红光和蓝光LED补光灯对其幼苗进行光照处?探讨不同光质对植株开花的影响。结果表昍‘丽金’的成花感受态为具有14片叶的组培苗植株,限界性诱导光周期值为短日照下(12 h光照/12 h黑暗)43 d;蓝光是促进幼苗现蕾的必需光源,且复合光(蓝光∶红先2?和红光∶蓝光=2?)比单色光(蓝光和红?和对照组(普通荧光灯)更利于切花菊的成?其中蓝光∶红先2?是短日照诱导植株快速现蕾和成花的最优光?成花所需时间仅为(86.19±1.17) d,而红光∶蓝光=2?是短日照诱导植株成花且获得高杆植株的最优光?现蕾高度?41.44±7.09) cm。这些结果为切花菊高效低能的周年生产提供了重要的参考信?并为其他观赏植物的设施栽培试验研究提供了参考体系、/span>
菊花是典型的短日照植?本研究以切花菊品种‘丽金’组培苗为材?对其成花感受态和限界光周期进行了分析。在此基础?利用不同光质配比组合的红光和蓝光LED补光灯对其幼苗进行光照处?探讨不同光质对植株开花的影响。结果表昍‘丽金’的成花感受态为具有14片叶的组培苗植株,限界性诱导光周期值为短日照下(12 h光照/12 h黑暗)43 d;蓝光是促进幼苗现蕾的必需光源,且复合光(蓝光∶红先2?和红光∶蓝光=2?)比单色光(蓝光和红?和对照组(普通荧光灯)更利于切花菊的成?其中蓝光∶红先2?是短日照诱导植株快速现蕾和成花的最优光?成花所需时间仅为(86.19±1.17) d,而红光∶蓝光=2?是短日照诱导植株成花且获得高杆植株的最优光?现蕾高度?41.44±7.09) cm。这些结果为切花菊高效低能的周年生产提供了重要的参考信?并为其他观赏植物的设施栽培试验研究提供了参考体系、/span>
2015, 37(3): 139-147.
doi:10.13332/j.1000-1522.20140134
摘要:
?株‘凤丹’植株M24、M49、M68为母?分别以中原牡丹‘红乔’、日本牡丹‘花王’和‘黑龙锦’为父本,采用控制授粉杂交方式,制备?个规模较大的F1杂交分离群体(个体数量分别?66?33?97)。采用简单重复序?SSR)标记技?对这3个分离群体亲本进行多态性检?结果表明,‘凤丹’M24ב红乔’分离群体亲本间的多态性水平最?19对SSR引物共检测到27个多态性位?亲本间遗传距离为0.707 0;因此,选取了该分离群体作为构建牡丹遗传图谱的作图群体。在此基础?利用SSR标记技术对作图群体中随机抽取的195株子代个体进行了基因型检?结果显示19对SSR引物在作图群体中?5对具有多态?其中13对引物在P0.01水平上符合孟德尔期望分离?占多态性标记总数?6.7%;测量分析了这195株子代个体的苗高、地径、当年生枝长、复叶长、复叶宽和叶柄长?个表型性状,结果显示?个表型性状在作图群体中变异明显,表型值的变异系数均超?5%。综上所?‘凤丹’M24ב红乔’F1分离群体适合作为构建牡丹遗传连锁图谱的作图群体、/span>
?株‘凤丹’植株M24、M49、M68为母?分别以中原牡丹‘红乔’、日本牡丹‘花王’和‘黑龙锦’为父本,采用控制授粉杂交方式,制备?个规模较大的F1杂交分离群体(个体数量分别?66?33?97)。采用简单重复序?SSR)标记技?对这3个分离群体亲本进行多态性检?结果表明,‘凤丹’M24ב红乔’分离群体亲本间的多态性水平最?19对SSR引物共检测到27个多态性位?亲本间遗传距离为0.707 0;因此,选取了该分离群体作为构建牡丹遗传图谱的作图群体。在此基础?利用SSR标记技术对作图群体中随机抽取的195株子代个体进行了基因型检?结果显示19对SSR引物在作图群体中?5对具有多态?其中13对引物在P0.01水平上符合孟德尔期望分离?占多态性标记总数?6.7%;测量分析了这195株子代个体的苗高、地径、当年生枝长、复叶长、复叶宽和叶柄长?个表型性状,结果显示?个表型性状在作图群体中变异明显,表型值的变异系数均超?5%。综上所?‘凤丹’M24ב红乔’F1分离群体适合作为构建牡丹遗传连锁图谱的作图群体、/span>
摘要:
对超临界CO2流体萃取技术提取的竹叶粗多糖采用分级醇沉、脱蛋白质及纤维素柱层析等技术分离纯?研究分离纯化后的竹叶多糖产物的物化指标。研究结果表昍经超临界CO2流体萃取技术提取得到的毛竹叶粗多糖,采用体积分数?0%的乙醇沉淀,得到预纯化产?预纯化产物得?7.75%,多糖含量9.586 mgg,总抗氧化能力2.556 mgg VC;预纯化产物再经Sevag法脱蛋白质及DEAE-52纤维素层析柱层析,获得一种中性竹叶多?其平均分子量?.051×104,IC50值为0.178 mgg竹叶多糖,与VC(IC50值为0.158 mgg)相比,具有较好的DPPH清除能力、/span>
对超临界CO2流体萃取技术提取的竹叶粗多糖采用分级醇沉、脱蛋白质及纤维素柱层析等技术分离纯?研究分离纯化后的竹叶多糖产物的物化指标。研究结果表昍经超临界CO2流体萃取技术提取得到的毛竹叶粗多糖,采用体积分数?0%的乙醇沉淀,得到预纯化产?预纯化产物得?7.75%,多糖含量9.586 mgg,总抗氧化能力2.556 mgg VC;预纯化产物再经Sevag法脱蛋白质及DEAE-52纤维素层析柱层析,获得一种中性竹叶多?其平均分子量?.051×104,IC50值为0.178 mgg竹叶多糖,与VC(IC50值为0.158 mgg)相比,具有较好的DPPH清除能力、/span>
