作者投稾/a>
作者查稾/a>
专家审稿
编委办公
编辑办公
主编办公
邮件订阅
RSS2016 38?nbsp; ?
摘要:
以大兴安岭松岭林业局36株天然兴安落叶松2306个枝条数据为研究对象,采用误差变量联立方程组方?构建兴安落叶松枝条基径、枝长和角度联立方程组模型系?同时对比?种参数估计方法。结果表? 似乎不相关回归过程SUR(Seemingly Unrelated Regression)法能够解释模型间误差相关性和降低参数估计值的标准误。该系统拟合和检验精度都表现较好,本文所建立的枝条特征联立方程组模型系统能较好地描述兴安落叶松枝条特征和冠形的变化规律。此?利用非线性混合模型技术构建了含有林分密度变量的枝条基径、枝长和角度联立方程组模型系统。基于参数估计值的显著性以及精度的提高都表明林分密度对枝条基径、长度、角度和树冠形状变化有显著影响、/span>
以大兴安岭松岭林业局36株天然兴安落叶松2306个枝条数据为研究对象,采用误差变量联立方程组方?构建兴安落叶松枝条基径、枝长和角度联立方程组模型系?同时对比?种参数估计方法。结果表? 似乎不相关回归过程SUR(Seemingly Unrelated Regression)法能够解释模型间误差相关性和降低参数估计值的标准误。该系统拟合和检验精度都表现较好,本文所建立的枝条特征联立方程组模型系统能较好地描述兴安落叶松枝条特征和冠形的变化规律。此?利用非线性混合模型技术构建了含有林分密度变量的枝条基径、枝长和角度联立方程组模型系统。基于参数估计值的显著性以及精度的提高都表明林分密度对枝条基径、长度、角度和树冠形状变化有显著影响、/span>
摘要:
以吉林省汪清林业局的蒙古栎阔叶混交林和云冷杉阔叶混交林24块固定样地中?598株红松为研究对象,利用Chapman-Richards方程建立了不含随机效应与含随机效应的单木树高-胸径简单模型和广义模型。模型拟合和检验的评价指标主要包括调整决定系数(R2a)、平均相对误差绝对?RMA)和均方根误差(RMSE)。对于混合效应模?设计了随机抽取、抽胸径最大的树、抽胸径最小的树和抽平均木4种抽样方案计算随机参?通过对比4种抽样设计下模型的误差统计量,分析了不同抽样设计下样本数量和预测精度的关系。结果表昍基于混合效应模型的红松单木树?胸径模型拟合效果(简单模型的R2a?.753~0.886之间,RMA?1.3%~15.1%之间,RMSE?.38~2.01m之间;广义模型的R2a?.754~0.886之间,RMA?1.1%~15.0%之间,RMSE?.38~2.01m之间)优于不含随机参数的红松单木树?胸径模型(简单模型的R2a?.502~0.868之间,RMA?2.2%~17.8%之间,RMSE?.42~2.65m之间;广义模型的R2a?.711~0.877之间,RMA?1.6%~17.2%之间,RMSE?.41~2.10m之间);包含随机效应的简单模型和广义模型拟合效果没有明显的差?表明基于混合效应模型的单木树?胸径简单模型可以很好地描述树高-胸径关系在不同森林类型、不同样地间的差?因此不需要在树高-胸径模型中增加其他自变量;抽取平均木的抽样设计优于其他3种抽样设?且抽?株平均木?预测精度提升最为明?综合预测精度和调查成本的考虑,在实践中应用包含随机效应的红松树?胸径模型?推荐在样地中抽取4株平均木测量其树高来估计随机参数、/span>
以吉林省汪清林业局的蒙古栎阔叶混交林和云冷杉阔叶混交林24块固定样地中?598株红松为研究对象,利用Chapman-Richards方程建立了不含随机效应与含随机效应的单木树高-胸径简单模型和广义模型。模型拟合和检验的评价指标主要包括调整决定系数(R2a)、平均相对误差绝对?RMA)和均方根误差(RMSE)。对于混合效应模?设计了随机抽取、抽胸径最大的树、抽胸径最小的树和抽平均木4种抽样方案计算随机参?通过对比4种抽样设计下模型的误差统计量,分析了不同抽样设计下样本数量和预测精度的关系。结果表昍基于混合效应模型的红松单木树?胸径模型拟合效果(简单模型的R2a?.753~0.886之间,RMA?1.3%~15.1%之间,RMSE?.38~2.01m之间;广义模型的R2a?.754~0.886之间,RMA?1.1%~15.0%之间,RMSE?.38~2.01m之间)优于不含随机参数的红松单木树?胸径模型(简单模型的R2a?.502~0.868之间,RMA?2.2%~17.8%之间,RMSE?.42~2.65m之间;广义模型的R2a?.711~0.877之间,RMA?1.6%~17.2%之间,RMSE?.41~2.10m之间);包含随机效应的简单模型和广义模型拟合效果没有明显的差?表明基于混合效应模型的单木树?胸径简单模型可以很好地描述树高-胸径关系在不同森林类型、不同样地间的差?因此不需要在树高-胸径模型中增加其他自变量;抽取平均木的抽样设计优于其他3种抽样设?且抽?株平均木?预测精度提升最为明?综合预测精度和调查成本的考虑,在实践中应用包含随机效应的红松树?胸径模型?推荐在样地中抽取4株平均木测量其树高来估计随机参数、/span>
摘要:
依托小兴安岭凉水阔叶红松林动态监测样? 运用样方法和树木年代学方? 调查了样地中6hm2典型阔叶红松林内扩展林窗(50m2)特征, 分析了小兴安岭典型阔叶红松林林冠干扰特征及形成原因。结果表昍 林窗平均密度?.67?hm2, 平均产生速率?.08?(hm2a), 干扰频率?.42%/a, 干扰周转期约240年。林窗形成树种主要是红松(50.22%)、臭冷杉(9.78%)、枫?7.78%)以及腐烂程度较严重而无法判别的树种(10.44%), 死亡方式主要为干基折?54.9%)。林窗由多种死亡方式共同形成, 3种以上形成方式占70.83%。每个林窗形成木平均?.38 ? 且腐烂等级较高。小径级木是林窗形成的受害? 而不是贡献耄 针叶树对林窗形成的贡献远大于阔叶树。林窗边缘木平均胸径?6.68cm, 平均树高23.6m, 以红松为?63.08%)。边缘木中臭冷杉生长最? 红皮云杉和色木槭生长最慢。不同等级林窗内形成木和边缘木的种类和组成相? 林窗形成木界定标准对判定林窗形成方式影响很大。综合多种方法调查大、中型林窗及大径级形成木, 可提高林窗干扰历史重建及成因判定的准确性。此? 利用分层解析法可将发生过2次或多次干扰的大、中型林窗形成与发展过程动态解? 这对理解林窗干扰动态及森林群落演替至关重要、/span>
依托小兴安岭凉水阔叶红松林动态监测样? 运用样方法和树木年代学方? 调查了样地中6hm2典型阔叶红松林内扩展林窗(50m2)特征, 分析了小兴安岭典型阔叶红松林林冠干扰特征及形成原因。结果表昍 林窗平均密度?.67?hm2, 平均产生速率?.08?(hm2a), 干扰频率?.42%/a, 干扰周转期约240年。林窗形成树种主要是红松(50.22%)、臭冷杉(9.78%)、枫?7.78%)以及腐烂程度较严重而无法判别的树种(10.44%), 死亡方式主要为干基折?54.9%)。林窗由多种死亡方式共同形成, 3种以上形成方式占70.83%。每个林窗形成木平均?.38 ? 且腐烂等级较高。小径级木是林窗形成的受害? 而不是贡献耄 针叶树对林窗形成的贡献远大于阔叶树。林窗边缘木平均胸径?6.68cm, 平均树高23.6m, 以红松为?63.08%)。边缘木中臭冷杉生长最? 红皮云杉和色木槭生长最慢。不同等级林窗内形成木和边缘木的种类和组成相? 林窗形成木界定标准对判定林窗形成方式影响很大。综合多种方法调查大、中型林窗及大径级形成木, 可提高林窗干扰历史重建及成因判定的准确性。此? 利用分层解析法可将发生过2次或多次干扰的大、中型林窗形成与发展过程动态解? 这对理解林窗干扰动态及森林群落演替至关重要、/span>
摘要:
为了探究干旱对木本植物气孔发育的影响,本文挑选了5个欧美杨无性系NE-19、R270?07?09?11,进行?4d的自然干旱处理及7d的复水处理。结果发?NE-19、R270?07的光合速率在复水后?天恢复至处理前水?气孔导度在第3天恢复至处理前水??09?11在复水处理期间光合与气孔导度恢复缓慢。测量各无性系复水后的生长速率,与对照组相比由快到慢依次为NE-19(64.96%)、R270(55.73%)?07(49.87%)?09(35.08%)?11(23.62%)。综合光合、气孔导度与生长的数?5个无性系耐旱性由强至弱的排序为NE-19、R270?07?09?11。统?个无性系在处理期间幼叶气孔指数的变化,发现各无性系在干旱期间气孔发育速度均下降。其中NE-19与R270下降最?分别?0.75%?9.24%,说明耐旱性好的无性系,更善于调节幼叶中的气孔发育来适应外界的水分变化。通过荧光定量PCR检测与气孔发育相关基因ERECTA、EPF1、EPFL9、FAMA、SDD1在处理期间处理组与对照组的表达量差异,发现在干旱期间对气孔发育正调控的EPFL9与FAMA表达量下?而负调控气孔发育的ERECTA与EPF1表达量上?在NE-19与R270中的变化幅度尤为明显,而SDD1在整个处理期间表达量没有十分明显的变化。研究发现欧美杨在干旱中可通过调节气孔发育相关基因ERECTA、EPF1、EPFL9和FAMA的表达来抑制幼叶气孔发育,从而减少叶片水分散失以抵御干旱胁迫、/span>
为了探究干旱对木本植物气孔发育的影响,本文挑选了5个欧美杨无性系NE-19、R270?07?09?11,进行?4d的自然干旱处理及7d的复水处理。结果发?NE-19、R270?07的光合速率在复水后?天恢复至处理前水?气孔导度在第3天恢复至处理前水??09?11在复水处理期间光合与气孔导度恢复缓慢。测量各无性系复水后的生长速率,与对照组相比由快到慢依次为NE-19(64.96%)、R270(55.73%)?07(49.87%)?09(35.08%)?11(23.62%)。综合光合、气孔导度与生长的数?5个无性系耐旱性由强至弱的排序为NE-19、R270?07?09?11。统?个无性系在处理期间幼叶气孔指数的变化,发现各无性系在干旱期间气孔发育速度均下降。其中NE-19与R270下降最?分别?0.75%?9.24%,说明耐旱性好的无性系,更善于调节幼叶中的气孔发育来适应外界的水分变化。通过荧光定量PCR检测与气孔发育相关基因ERECTA、EPF1、EPFL9、FAMA、SDD1在处理期间处理组与对照组的表达量差异,发现在干旱期间对气孔发育正调控的EPFL9与FAMA表达量下?而负调控气孔发育的ERECTA与EPF1表达量上?在NE-19与R270中的变化幅度尤为明显,而SDD1在整个处理期间表达量没有十分明显的变化。研究发现欧美杨在干旱中可通过调节气孔发育相关基因ERECTA、EPF1、EPFL9和FAMA的表达来抑制幼叶气孔发育,从而减少叶片水分散失以抵御干旱胁迫、/span>
摘要:
以有关植物各构件功能性状之间关系?个主要假?功能相似假说、结构相似假说和整体协调假说)为依?研究植物3个构件根、茎、叶对应功能性状之间的关?是目前植物功能性状研究领域的研究热点。本文以江西大岗山栲树天然阔叶林中常见的16个树种为研究对象,选择了植物比叶面积、比根长、各构件组织密度以及各构件碳、氮、磷含量等共15个功能性状指标。并将其分为结构性状和化学性状2大类,利用多重t检验和皮尔森相关检验对根、茎、叶3个构件对应功能性状的差异性和相关性进行了分析。结果表昍在结构性状方面,比叶面积和比根长之间相关性不显著;各构件组织密度差异显?大小依次为叶>?#x0003E;?茎和根的组织密度相关性比叶和茎、叶和根更强。在化学性状方面,各构件碳含量大小并无显著差异,且相关性极显著;氮含量从高到低依次为?#x0003E;小枝>细根,且叶和细根的氮含量相关性显葖磷含量从高到低依次为小枝>?#x0003E;细根,?个构件之间磷含量都为正相关。从各构件结构性状的关系来?研究结果支持结构相似假说;从各构件氮含量的关系来看,研究结果支持功能相似假说;从各构件碳含量和磷含量的关系来看,研究结果支持整体协调假说。整体来?植物各个构件的功能性状之间耦合协调,反映了植物适应环境的生态策略、/span>
以有关植物各构件功能性状之间关系?个主要假?功能相似假说、结构相似假说和整体协调假说)为依?研究植物3个构件根、茎、叶对应功能性状之间的关?是目前植物功能性状研究领域的研究热点。本文以江西大岗山栲树天然阔叶林中常见的16个树种为研究对象,选择了植物比叶面积、比根长、各构件组织密度以及各构件碳、氮、磷含量等共15个功能性状指标。并将其分为结构性状和化学性状2大类,利用多重t检验和皮尔森相关检验对根、茎、叶3个构件对应功能性状的差异性和相关性进行了分析。结果表昍在结构性状方面,比叶面积和比根长之间相关性不显著;各构件组织密度差异显?大小依次为叶>?#x0003E;?茎和根的组织密度相关性比叶和茎、叶和根更强。在化学性状方面,各构件碳含量大小并无显著差异,且相关性极显著;氮含量从高到低依次为?#x0003E;小枝>细根,且叶和细根的氮含量相关性显葖磷含量从高到低依次为小枝>?#x0003E;细根,?个构件之间磷含量都为正相关。从各构件结构性状的关系来?研究结果支持结构相似假说;从各构件氮含量的关系来看,研究结果支持功能相似假说;从各构件碳含量和磷含量的关系来看,研究结果支持整体协调假说。整体来?植物各个构件的功能性状之间耦合协调,反映了植物适应环境的生态策略、/span>
摘要:
森林生态系统服务全指标体系连续观测与定期清?简?#x0201c;森林生态连?#x0201d;)体系将森林资源连续清查系?森林生态系统定位观测研究网?CFERN)有机结合在一赶前者可以提供森林资源数据信?通过后者获得森林生态系统各要素生态结构、过程和功能的机理机制和服务研究所需参数。基于第八次(20092013?全国森林资源清查数据,本文采用森林生态连清体?对涵养水源、保育土壤、固碳释氧等7?3项森林生态系统服务进行物质量和价值量两方面的评估,并分析了不同地区和不同服务项生态效益特点。结果表昍中国森林生态系统服务总价值为12.68万亿?a,相当?013年全国GDP?2.3%,是当年全国林业产业总产值的2.68?每年为每位国民提供了?.94万元的生态系统服务。在总价值量?生物多样性保护价值量最?占总价值量?4.20%),其次为涵养水源价值量。各项服务的物质量和价值量西部地区均最?主要原因是该地区森林资源面积较大,降水、温度、土壤类型和树种等也有重要影响。东部和西部地区森林资源占有比例和产生生态系统服务价值比例对?森林资源面积相近的东部和东北地区产生生态系统服务价值对?均体现出中国森林资源分布变化、温度梯度变化和水分梯度变化的基本规律、/span>
森林生态系统服务全指标体系连续观测与定期清?简?#x0201c;森林生态连?#x0201d;)体系将森林资源连续清查系?森林生态系统定位观测研究网?CFERN)有机结合在一赶前者可以提供森林资源数据信?通过后者获得森林生态系统各要素生态结构、过程和功能的机理机制和服务研究所需参数。基于第八次(20092013?全国森林资源清查数据,本文采用森林生态连清体?对涵养水源、保育土壤、固碳释氧等7?3项森林生态系统服务进行物质量和价值量两方面的评估,并分析了不同地区和不同服务项生态效益特点。结果表昍中国森林生态系统服务总价值为12.68万亿?a,相当?013年全国GDP?2.3%,是当年全国林业产业总产值的2.68?每年为每位国民提供了?.94万元的生态系统服务。在总价值量?生物多样性保护价值量最?占总价值量?4.20%),其次为涵养水源价值量。各项服务的物质量和价值量西部地区均最?主要原因是该地区森林资源面积较大,降水、温度、土壤类型和树种等也有重要影响。东部和西部地区森林资源占有比例和产生生态系统服务价值比例对?森林资源面积相近的东部和东北地区产生生态系统服务价值对?均体现出中国森林资源分布变化、温度梯度变化和水分梯度变化的基本规律、/span>
摘要:
为选育高产、优质红松资?本研究以吉林省龙井市开山屯林场?0个红松无性系为材?对其生长性状(树高、胸径、材?和木材性状(基本密度、木质素含量、半纤维素含量、纤维素含量、棕纤维素含量、碳含量、纤维长度、纤维宽?进行测定并分析。方差分析结果表昍除木质素含量?P=0.114),无性系间各指标差异均达到极显著水平(P<0.01);各指标表型变异系数变化范围为5.09%~34.48%;除木质素含量(0.2689)?各指标重复力变化范围?.5234~0.8481,属于高重复力。高变异系数,高重复力,有利于无性系的评价选择;相关性分析结果表?树高、胸径和材积间均呈极显著正相?r>0.787),木材性状间木质素、纤维素、半纤维素和综纤维素含量之间呈显著相?纤维长度和纤维宽度间呈极显著正相?r=0.549),其余性状相关未达显著水平。利用综合评价法?0个无性系进行评价,?0%的入选率,根据生长性状初步选出PK6、PK47、PK15、PK37和PK27?个无性系,入选无性系树高、胸径和材积分别比总平均值高8.50%?9.05%?0.00%,遗传增益分别?.47%?2.91%?0.92%;根据木材性状进行选择初步选出PK22、PK20、PK41、PK18和PK21?个无性系,入选无性系木材性状各指标的遗传增益?.90%~31.18%之间。该研究以生长性状与木材性状相关性较弱为基础,对各无性系进行生长性状及木材性状分开选择,入选无性系改良潜力较大,为红松优良无性系评价提供新的思路、/span>
为选育高产、优质红松资?本研究以吉林省龙井市开山屯林场?0个红松无性系为材?对其生长性状(树高、胸径、材?和木材性状(基本密度、木质素含量、半纤维素含量、纤维素含量、棕纤维素含量、碳含量、纤维长度、纤维宽?进行测定并分析。方差分析结果表昍除木质素含量?P=0.114),无性系间各指标差异均达到极显著水平(P<0.01);各指标表型变异系数变化范围为5.09%~34.48%;除木质素含量(0.2689)?各指标重复力变化范围?.5234~0.8481,属于高重复力。高变异系数,高重复力,有利于无性系的评价选择;相关性分析结果表?树高、胸径和材积间均呈极显著正相?r>0.787),木材性状间木质素、纤维素、半纤维素和综纤维素含量之间呈显著相?纤维长度和纤维宽度间呈极显著正相?r=0.549),其余性状相关未达显著水平。利用综合评价法?0个无性系进行评价,?0%的入选率,根据生长性状初步选出PK6、PK47、PK15、PK37和PK27?个无性系,入选无性系树高、胸径和材积分别比总平均值高8.50%?9.05%?0.00%,遗传增益分别?.47%?2.91%?0.92%;根据木材性状进行选择初步选出PK22、PK20、PK41、PK18和PK21?个无性系,入选无性系木材性状各指标的遗传增益?.90%~31.18%之间。该研究以生长性状与木材性状相关性较弱为基础,对各无性系进行生长性状及木材性状分开选择,入选无性系改良潜力较大,为红松优良无性系评价提供新的思路、/span>
2016, 38(6): 60-66.
doi:10.13332/j.1000-1522.20160108
摘要:
我国分布有大量浅山丘陵地,在这些地区存在着退耕还林保护生态与发展经济脱贫致富的矛?因此发展核桃产业具有巨大的潜力。以建立浅山丘陵地核桃生态经济型栽培模式为目??0042015?在河南省洛宁县罗岭乡路沟村开展了核桃果材兼用高效栽培模式的研究。选择早实核桃品种辽宁1?,通过高接方式比较了普通实生砧木、核桃本?#x02018;宁优'、优良杂种砧?#x02018;中宁??#x02018;中宁?、黑核桃砧木品种中宁?以及嫁接高度等对嫁接品种树体生长、坚果产量和品质以及经济效益的影响。结果显礹优良杂种砧木可以明显促进早实品种树体生长,具有壮树和防早衰的作用。对接口?cm处砧木直径测量结果显礹杂种砧木中宁??#x02018;中宁? 的直径显著大于黑核桃砧木中宁?,黑核桃砧?#x02018;中宁?的直径显著大于核桃本?#x02018;宁优'。早实品种树体外围新梢生长量调查结果显示:中宁??#x02018;中宁?砧木上的新梢生长量最?中宁??#x02018;宁优'次之,中宁?比核桃本?#x02018;宁优'?4.2%;杂种砧木可以提高核桃坚果产量和品质。连?年对果实产量进行调查,结果显示:?#x02018;中宁?为砧木的辽宁1?品种平均产量?043.5kg/hm2,比传统栽培模式高31.4%,而且坚果风味明显提高;提高优良砧木留干高度,不仅可获得果和材的双收益,而且方便机械作业,减少人工成本。综合经济效益分析结果显礹以杂交种中宁?为砧?留干高度1.5m的果材兼用模?其经济效益明显高于传统栽培模?盛果期收益可?17225?hm2,为传统栽培模式下?.98倍。本研究获得了适宜于丘陵山地、具有较高效益的果材兼用型核桃栽培模式、/span>
我国分布有大量浅山丘陵地,在这些地区存在着退耕还林保护生态与发展经济脱贫致富的矛?因此发展核桃产业具有巨大的潜力。以建立浅山丘陵地核桃生态经济型栽培模式为目??0042015?在河南省洛宁县罗岭乡路沟村开展了核桃果材兼用高效栽培模式的研究。选择早实核桃品种辽宁1?,通过高接方式比较了普通实生砧木、核桃本?#x02018;宁优'、优良杂种砧?#x02018;中宁??#x02018;中宁?、黑核桃砧木品种中宁?以及嫁接高度等对嫁接品种树体生长、坚果产量和品质以及经济效益的影响。结果显礹优良杂种砧木可以明显促进早实品种树体生长,具有壮树和防早衰的作用。对接口?cm处砧木直径测量结果显礹杂种砧木中宁??#x02018;中宁? 的直径显著大于黑核桃砧木中宁?,黑核桃砧?#x02018;中宁?的直径显著大于核桃本?#x02018;宁优'。早实品种树体外围新梢生长量调查结果显示:中宁??#x02018;中宁?砧木上的新梢生长量最?中宁??#x02018;宁优'次之,中宁?比核桃本?#x02018;宁优'?4.2%;杂种砧木可以提高核桃坚果产量和品质。连?年对果实产量进行调查,结果显示:?#x02018;中宁?为砧木的辽宁1?品种平均产量?043.5kg/hm2,比传统栽培模式高31.4%,而且坚果风味明显提高;提高优良砧木留干高度,不仅可获得果和材的双收益,而且方便机械作业,减少人工成本。综合经济效益分析结果显礹以杂交种中宁?为砧?留干高度1.5m的果材兼用模?其经济效益明显高于传统栽培模?盛果期收益可?17225?hm2,为传统栽培模式下?.98倍。本研究获得了适宜于丘陵山地、具有较高效益的果材兼用型核桃栽培模式、/span>
摘要:
为了解茉莉酸甲酯局部处理对林木诱导抗虫性的影响,本研究以长白落叶松幼苗为试验材料,分别用浓度为0.01?.10?.00mmoL/L的茉莉酸甲酯全株或局部喷施处?分析不同处理苗木对舞毒蛾生长和繁殖的影响。结果表?取食3个浓度茉莉酸甲酯局部或全株处理过的长白落叶松后,舞毒蛾的3~6龄幼虫平均质量、蛹质量以及成虫产卵量与对照组相比均显著下降(P<0.05),幼虫存活率、化蛹率、羽化率也都低于对照?且相同浓度的局部处理与全株处理间结果相?无显著差?P>0.05),其中0.10mmoL/L茉莉酸甲酯局部处理诱导效果最好。本研究结果说明3个浓度茉莉酸甲酯局部和全株处理后均能不同程度诱导长白落叶松增强其对舞毒蛾生长发育的抑制能力,并且茉莉酸甲酯局部喷施长白落叶松可以达到全株喷施的诱导效??.10mmoL/L浓度的诱导效果最好、/span>
为了解茉莉酸甲酯局部处理对林木诱导抗虫性的影响,本研究以长白落叶松幼苗为试验材料,分别用浓度为0.01?.10?.00mmoL/L的茉莉酸甲酯全株或局部喷施处?分析不同处理苗木对舞毒蛾生长和繁殖的影响。结果表?取食3个浓度茉莉酸甲酯局部或全株处理过的长白落叶松后,舞毒蛾的3~6龄幼虫平均质量、蛹质量以及成虫产卵量与对照组相比均显著下降(P<0.05),幼虫存活率、化蛹率、羽化率也都低于对照?且相同浓度的局部处理与全株处理间结果相?无显著差?P>0.05),其中0.10mmoL/L茉莉酸甲酯局部处理诱导效果最好。本研究结果说明3个浓度茉莉酸甲酯局部和全株处理后均能不同程度诱导长白落叶松增强其对舞毒蛾生长发育的抑制能力,并且茉莉酸甲酯局部喷施长白落叶松可以达到全株喷施的诱导效??.10mmoL/L浓度的诱导效果最好、/span>
摘要:
舞毒蛾是重要林业食叶害虫,揭示其G蛋白偶联受体介导G蛋白对GSTs的调?这对于挖掘分子靶标开发新型杀虫剂具有重要意义。本文构建转LdOA1基因果蝇载体,获得表达LdOA1基因果蝇品系,分析了转基因果蝇GSTs基因表达量及对溴氰菊酯胁迫的响应,为明确昆虫OA1基因功能提供理论依据。通过传统的酶?连接方法构建重组载体pUAST-attB-LdOA1,采用转基因技术构建表达LdOA1基因的纯合果蝇品?利用PCR技术验证转基因果蝇品系,并运用实时荧光定量RT-PCR技术测定转基因果蝇GSTs Delta家族基因表达量及低浓度溴氰菊酯胁迫对GSTs基因表达量的影响。PCR扩增条带显示转LdOA1基因果蝇品系均能检测到453bp目的基因条带。与非转基因果蝇相比,转LdOA1基因果蝇品系中GSTs Delta家族基因(除GSTd4和GSTd7)均上调表?为非转基因组1.01~3.27倍。低浓度溴氰菊酯胁迫6h,非转基因果蝇GSTd6和GSTd10基因被显著诱导激?而其他GSTs基因被显著抑?抑制率为6.48%~95.84%,胁迫12~72h,GSTs基因(除GSTd1和GSTd10?均被显著抑制。低浓度溴氰菊酯胁迫转基因果蝇GSTs表达量变化趋势与非转基因果蝇基本一?但转基因果蝇品系GSTs表达量显著高于非转基因果蝇品??2~48h GSTd1和GSTd10),且胁?h表达量最大。这些结果表明LdOA1基因可能介导G蛋白信号通路调控下游GSTs Delta亚家族基因表达响应溴氰菊酯胁迫、/span>
舞毒蛾是重要林业食叶害虫,揭示其G蛋白偶联受体介导G蛋白对GSTs的调?这对于挖掘分子靶标开发新型杀虫剂具有重要意义。本文构建转LdOA1基因果蝇载体,获得表达LdOA1基因果蝇品系,分析了转基因果蝇GSTs基因表达量及对溴氰菊酯胁迫的响应,为明确昆虫OA1基因功能提供理论依据。通过传统的酶?连接方法构建重组载体pUAST-attB-LdOA1,采用转基因技术构建表达LdOA1基因的纯合果蝇品?利用PCR技术验证转基因果蝇品系,并运用实时荧光定量RT-PCR技术测定转基因果蝇GSTs Delta家族基因表达量及低浓度溴氰菊酯胁迫对GSTs基因表达量的影响。PCR扩增条带显示转LdOA1基因果蝇品系均能检测到453bp目的基因条带。与非转基因果蝇相比,转LdOA1基因果蝇品系中GSTs Delta家族基因(除GSTd4和GSTd7)均上调表?为非转基因组1.01~3.27倍。低浓度溴氰菊酯胁迫6h,非转基因果蝇GSTd6和GSTd10基因被显著诱导激?而其他GSTs基因被显著抑?抑制率为6.48%~95.84%,胁迫12~72h,GSTs基因(除GSTd1和GSTd10?均被显著抑制。低浓度溴氰菊酯胁迫转基因果蝇GSTs表达量变化趋势与非转基因果蝇基本一?但转基因果蝇品系GSTs表达量显著高于非转基因果蝇品??2~48h GSTd1和GSTd10),且胁?h表达量最大。这些结果表明LdOA1基因可能介导G蛋白信号通路调控下游GSTs Delta亚家族基因表达响应溴氰菊酯胁迫、/span>
摘要:
煤炭开采区植被退化监测和植被恢复的效果评价较少从景观角度进行,然而对开采区进行景观尺度的研?有助于了解植被的空间分布规律。本文以晋东(阳泉南庄煤矿)采煤作业区为干扰?按照扇形取样,依距离设?00?500?100?800?500?200m 6条等距线。采用LFA方法,沿垂直于等高线的方向,布设5条长度为100m的样?通过对斑块数量、单位长度上斑块宽度、单位长度上斑块间平均距离和大小的测?计算斑块面积指数和景观结构指?对样线周围土壤进行地表土壤健康评?评价指标包括地表盖度(降雨溅蚀保护)、多年生植被覆盖度、枯落物状况、隐花植被盖?项植被层指标以及结皮破碎性、土壤侵蚀程度、沉积物、地表粗糙度、地表特征、土壤崩解系数、土壤质?项土壤理化性质指标。通过研究揭示煤炭开采对当地景观结构与功能的影响距离及机理。结果表昍随着距煤炭开采区距离的增?煤炭开采对土壤总孔隙度、土壤饱和含水量的影响削?进而造成了土壤稳定性指数、土壤渗透性指数、养分循环指数的同步上升。随着距离的增?LFA相关的各项指标均呈现由慢速增加至快速增加再到逐步维持的趋势。景观功能向着有利于水分、养分保蓄的方向发展。当煤炭开采强度为320万t/a?自然保护区及城市规划建设应保证最小生态安全距离为4370m、/span>
煤炭开采区植被退化监测和植被恢复的效果评价较少从景观角度进行,然而对开采区进行景观尺度的研?有助于了解植被的空间分布规律。本文以晋东(阳泉南庄煤矿)采煤作业区为干扰?按照扇形取样,依距离设?00?500?100?800?500?200m 6条等距线。采用LFA方法,沿垂直于等高线的方向,布设5条长度为100m的样?通过对斑块数量、单位长度上斑块宽度、单位长度上斑块间平均距离和大小的测?计算斑块面积指数和景观结构指?对样线周围土壤进行地表土壤健康评?评价指标包括地表盖度(降雨溅蚀保护)、多年生植被覆盖度、枯落物状况、隐花植被盖?项植被层指标以及结皮破碎性、土壤侵蚀程度、沉积物、地表粗糙度、地表特征、土壤崩解系数、土壤质?项土壤理化性质指标。通过研究揭示煤炭开采对当地景观结构与功能的影响距离及机理。结果表昍随着距煤炭开采区距离的增?煤炭开采对土壤总孔隙度、土壤饱和含水量的影响削?进而造成了土壤稳定性指数、土壤渗透性指数、养分循环指数的同步上升。随着距离的增?LFA相关的各项指标均呈现由慢速增加至快速增加再到逐步维持的趋势。景观功能向着有利于水分、养分保蓄的方向发展。当煤炭开采强度为320万t/a?自然保护区及城市规划建设应保证最小生态安全距离为4370m、/span>
2016, 38(6): 87-93.
doi:10.13332/j.1000-1522.20150511
摘要:
为了研究覆盖措施在干旱陡坡造林中对土壤水分蒸发量、土壤含水量及当年造林成活率的影响,并筛选出效果最佳的覆盖措施,在山西吉县蔡家川流域布设试验,分析了地表覆膜、地表覆草、土中覆?种覆盖措施对土壤蒸发量、含水量、密度和孔隙度及当年造林成活率的影响。结果表昍造林初期连续蒸发20d?地表覆膜、地表覆草、土中覆草处理的栽植穴土壤累积水分蒸发量分别比对照减?1.50?.64?0.96mm。不同覆盖处理的栽植穴土壤含水量,46月减少量:对照>地表覆草>地表覆膜>土中覆草;68月增加量:土中覆草>地表覆草>地表覆膜>对照;810月减少量:对照>地表覆草>地表覆膜>土中覆草。生长季结束?对照、地表覆膜、地表覆草、土中覆草土壤密度分别减少了0.79%?.59%?.17%?.26%,总孔隙度分别增加?.04%?.31%?.57%?.58%。地表覆膜、地表覆草、土中覆草处理的苗高生长量分别是对照?.52?.11?.44倌当年新枝生长量分别是对照?.50?.65?.90倌当年造林成活率较对照分别提高?0.3%?.8%?2.9%。可见在晋西黄土区干旱陡坡造林?土中覆草是一种更有效的覆盖措施、/span>
为了研究覆盖措施在干旱陡坡造林中对土壤水分蒸发量、土壤含水量及当年造林成活率的影响,并筛选出效果最佳的覆盖措施,在山西吉县蔡家川流域布设试验,分析了地表覆膜、地表覆草、土中覆?种覆盖措施对土壤蒸发量、含水量、密度和孔隙度及当年造林成活率的影响。结果表昍造林初期连续蒸发20d?地表覆膜、地表覆草、土中覆草处理的栽植穴土壤累积水分蒸发量分别比对照减?1.50?.64?0.96mm。不同覆盖处理的栽植穴土壤含水量,46月减少量:对照>地表覆草>地表覆膜>土中覆草;68月增加量:土中覆草>地表覆草>地表覆膜>对照;810月减少量:对照>地表覆草>地表覆膜>土中覆草。生长季结束?对照、地表覆膜、地表覆草、土中覆草土壤密度分别减少了0.79%?.59%?.17%?.26%,总孔隙度分别增加?.04%?.31%?.57%?.58%。地表覆膜、地表覆草、土中覆草处理的苗高生长量分别是对照?.52?.11?.44倌当年新枝生长量分别是对照?.50?.65?.90倌当年造林成活率较对照分别提高?0.3%?.8%?2.9%。可见在晋西黄土区干旱陡坡造林?土中覆草是一种更有效的覆盖措施、/span>
2016, 38(6): 94-100.
doi:10.13332/j.1000-1522.20150364
摘要:
?8个中国古老月季为试材,以欧芹作为标准植?采用2种不同的样本处理方法对其基因组大小进行测?同时利用染色体计数法补充3个存在争议或尚未见报道的中国古老月季品种的倍?为其基因组大小的确定提供必需的数据支持。结果表昍1)中国古老月季品?#x02018;屏东月季'为二倍体(2n=2x=14),桔囊'?#x02018;牡丹月季'为四倍体(2n=4x=28)?)2种样本处理方法通过单因素方差分析发?6个品种间差异显著,12个品种间差异不显著。故2种处理方法均可用于基因组大小的检?但方?#x02161;准确度高,受外界影响小,更适宜基因组大小的检测。方?#x02160;操作简?可用于大规模的倍性检测?)18个中国古老月季品?含二倍体、三倍体、四倍体)的基因组大小?.62~0.71pg之间,其中二倍体品种2C DNA含量范围?.34~1.43pg,C值范围为0.67~0.71pg;三倍体2C DNA含量范围?.96~2.05pg,C值范围为0.65~0.68pg;四倍体2C DNA含量范围?.49~2.63pg,C值范围为0.62~0.66pg。二倍体基因组最?三倍体居中,四倍体最小。本研究找到了适宜的流式细胞术样本处理方法,并检测出18个中国古老月季品种的基因组大?为揭示中国古老月季的起源与进化提供了依据,也为其之后的基因组测序工作奠定了基础、/span>
?8个中国古老月季为试材,以欧芹作为标准植?采用2种不同的样本处理方法对其基因组大小进行测?同时利用染色体计数法补充3个存在争议或尚未见报道的中国古老月季品种的倍?为其基因组大小的确定提供必需的数据支持。结果表昍1)中国古老月季品?#x02018;屏东月季'为二倍体(2n=2x=14),桔囊'?#x02018;牡丹月季'为四倍体(2n=4x=28)?)2种样本处理方法通过单因素方差分析发?6个品种间差异显著,12个品种间差异不显著。故2种处理方法均可用于基因组大小的检?但方?#x02161;准确度高,受外界影响小,更适宜基因组大小的检测。方?#x02160;操作简?可用于大规模的倍性检测?)18个中国古老月季品?含二倍体、三倍体、四倍体)的基因组大小?.62~0.71pg之间,其中二倍体品种2C DNA含量范围?.34~1.43pg,C值范围为0.67~0.71pg;三倍体2C DNA含量范围?.96~2.05pg,C值范围为0.65~0.68pg;四倍体2C DNA含量范围?.49~2.63pg,C值范围为0.62~0.66pg。二倍体基因组最?三倍体居中,四倍体最小。本研究找到了适宜的流式细胞术样本处理方法,并检测出18个中国古老月季品种的基因组大?为揭示中国古老月季的起源与进化提供了依据,也为其之后的基因组测序工作奠定了基础、/span>
摘要:
为了开发芍药品种分子鉴定方?本研究采用SSR标记技?在目前芍药SSR引物开发较少的情况?采用文献相关引物84?并结合自行设计的27对引??%非变性聚丙烯酰胺凝胶与四重荧光毛细管电泳技术相结合,?11对引物中筛选出29对扩增稳定、多态性高的核心引?共检测到223个SSR等位位点,平均每对引物?.69?有效等位基因?Ne)?.6580.328,Shannon多样性指?I)?.3710.104,观测杂合?Ho)?.5320.045,期望杂合?He)?.6450.036,多态性信息含量PIC值介?.20~0.84,平均0.60。基于最少引物鉴定最多种质的原则,按照PIC值由高到低顺序串联排序的方式,最终筛选出4对SSR引物(Pmg153、Knu73、Pmg209、J38)。结果表昍筛选出?对SSR引物组合可以有效鉴定66个芍药品秌采用个位数字和大写英文字母结合对不同带型进行编码,成功绘制?6个中国传统芍药品种的分子身份证。本研究为芍药品种鉴定提供了一种快速、准确与高效的分子检测方?也有助于中国传统芍药品种的遗传改良与芍药新品种保护、/span>
为了开发芍药品种分子鉴定方?本研究采用SSR标记技?在目前芍药SSR引物开发较少的情况?采用文献相关引物84?并结合自行设计的27对引??%非变性聚丙烯酰胺凝胶与四重荧光毛细管电泳技术相结合,?11对引物中筛选出29对扩增稳定、多态性高的核心引?共检测到223个SSR等位位点,平均每对引物?.69?有效等位基因?Ne)?.6580.328,Shannon多样性指?I)?.3710.104,观测杂合?Ho)?.5320.045,期望杂合?He)?.6450.036,多态性信息含量PIC值介?.20~0.84,平均0.60。基于最少引物鉴定最多种质的原则,按照PIC值由高到低顺序串联排序的方式,最终筛选出4对SSR引物(Pmg153、Knu73、Pmg209、J38)。结果表昍筛选出?对SSR引物组合可以有效鉴定66个芍药品秌采用个位数字和大写英文字母结合对不同带型进行编码,成功绘制?6个中国传统芍药品种的分子身份证。本研究为芍药品种鉴定提供了一种快速、准确与高效的分子检测方?也有助于中国传统芍药品种的遗传改良与芍药新品种保护、/span>
摘要:
为确定激光切割拼花实木复合地板的优化工艺参数,采用正交试验?以树种、焦距、切割速度、光强和切割角度为因素设计试验方?以缝宽、缝深、烧蚀程度为评价指?采用体视显微镜检测试验结果。结果表昍激光切割对缝宽影响的因素主次为焦距>切割角度>切割速度>树种>光强,最优工艺是A4B4C5D1E1,焦距对缝宽影响显葖对烧蚀程度影响的因素主次为焦距>切割速度>切割角度>树种>光强,最优工艺是A1B1C2D5E4,焦距对烧蚀程度影响显著;对缝深影响的因素主次为切割速度>树种>焦距>光强>切割角度,最优工艺是A5B4C1D5E5,由于各种因素有交互作?造成没有对缝深影响显著的因素。柞木表板激光切割参数为焦距6.0mm、切割速度30mm/s、光?5~80cd,水曲柳表板的激光切割参数为焦距6.0~7.5mm、切割速度30~40mm/s、光?0~60cd。采用合理的切割参数可以获得较好的切割质?减少甚至无需遮盖烧蚀程度、处理拼装离缝等后续的加工工?即满足地板拼花的需要、/span>
为确定激光切割拼花实木复合地板的优化工艺参数,采用正交试验?以树种、焦距、切割速度、光强和切割角度为因素设计试验方?以缝宽、缝深、烧蚀程度为评价指?采用体视显微镜检测试验结果。结果表昍激光切割对缝宽影响的因素主次为焦距>切割角度>切割速度>树种>光强,最优工艺是A4B4C5D1E1,焦距对缝宽影响显葖对烧蚀程度影响的因素主次为焦距>切割速度>切割角度>树种>光强,最优工艺是A1B1C2D5E4,焦距对烧蚀程度影响显著;对缝深影响的因素主次为切割速度>树种>焦距>光强>切割角度,最优工艺是A5B4C1D5E5,由于各种因素有交互作?造成没有对缝深影响显著的因素。柞木表板激光切割参数为焦距6.0mm、切割速度30mm/s、光?5~80cd,水曲柳表板的激光切割参数为焦距6.0~7.5mm、切割速度30~40mm/s、光?0~60cd。采用合理的切割参数可以获得较好的切割质?减少甚至无需遮盖烧蚀程度、处理拼装离缝等后续的加工工?即满足地板拼花的需要、/span>
摘要:
为了更加准确地控制实际生产中热解物各部分的温度、提高园林废弃物的处理效率及处理质量、更好地利用园林废弃物热解后得到的产?对园林废弃物热解过程中的热量传递问题进行研究。从测量园林废弃物热解过程中的温度分布及变化入手,了解热解过程中的热量传递特?并在此基础上通过热力学分析建立热解传热模?利用ANSYS有限元软件对所建模型进行模拟求解。对比分析模拟结果与试验数据?根据实际情况对模型相关参数进行优?最终获得了具有一定应用价值的热解传热模型。在此过程中不仅得到热解过程中反应器内的温度分布,还得知热解温度、物料多少、物料所处位置等因素都对热解过程中的热量传递有明显影响;相同条件?热解温度越高、热解物料越?则热量传递越弹同一时间?温度梯度较大的位置热量传递较弹根据热解过程中反应烧瓶瓶壁上的温度载荷、物料表面的对流换热载荷不是恒定的这一现象,建立了侧壁温度关于木粉高度以及木粉上方流体温度关于时间的函数关系式、/span>
为了更加准确地控制实际生产中热解物各部分的温度、提高园林废弃物的处理效率及处理质量、更好地利用园林废弃物热解后得到的产?对园林废弃物热解过程中的热量传递问题进行研究。从测量园林废弃物热解过程中的温度分布及变化入手,了解热解过程中的热量传递特?并在此基础上通过热力学分析建立热解传热模?利用ANSYS有限元软件对所建模型进行模拟求解。对比分析模拟结果与试验数据?根据实际情况对模型相关参数进行优?最终获得了具有一定应用价值的热解传热模型。在此过程中不仅得到热解过程中反应器内的温度分布,还得知热解温度、物料多少、物料所处位置等因素都对热解过程中的热量传递有明显影响;相同条件?热解温度越高、热解物料越?则热量传递越弹同一时间?温度梯度较大的位置热量传递较弹根据热解过程中反应烧瓶瓶壁上的温度载荷、物料表面的对流换热载荷不是恒定的这一现象,建立了侧壁温度关于木粉高度以及木粉上方流体温度关于时间的函数关系式、/span>
2016, 38(6): 123-129.
doi:10.13332/j.1000-1522.20160105
摘要:
杜仲作为一种传统的中药?其活性成分主要包括绿原酸、桃叶珊瑚苷、京尼平苷和京尼平苷酸等。本研究建立了一种HPLC-MS/MS(高效液相色谱质谱联用?检测的方法,可同时检测杜仲中桃叶珊瑚苷、京尼平苷、京尼平苷酸和绿原酸的含量。建立的色谱条件:色谱柱XD-C18,流动相为0.1%甲酸水溶液和甲醇,流?.15mL/min,柱温30℃。质谱条仵 ESI离子源作为裂解源,裂解温度280?源内电压4kV,鞘气辅助气为氮气,流?0psi,雾化气为氦气,流?0psi。结果表昍4种目标化合物的色谱峰分离情况良好,质谱鉴定为目标物;绿原酸、桃叶珊瑚苷、京尼平苷和京尼平苷酸标准曲线的相关性系数分别为0.9935?.9942?.9969?.9948;最低检测限的范围是7.603~8.853pmol;加样回收率范围是91.838%~108.326%。测定得到杜仲叶中桃叶珊瑚苷的含量为(20.5524.032)ng/mg干质?京尼平苷酸含量为(6.9130.654)ng/mg干质?绿原酸含量为(25.9863.412)ng/mg干质?京尼平苷含量?0.2050.015 )ng/mg干质量。利用该方法?种植物组织中进行方法验证,测定得到4种目标化合物的含?表明本方法有效且适用性广、/span>
杜仲作为一种传统的中药?其活性成分主要包括绿原酸、桃叶珊瑚苷、京尼平苷和京尼平苷酸等。本研究建立了一种HPLC-MS/MS(高效液相色谱质谱联用?检测的方法,可同时检测杜仲中桃叶珊瑚苷、京尼平苷、京尼平苷酸和绿原酸的含量。建立的色谱条件:色谱柱XD-C18,流动相为0.1%甲酸水溶液和甲醇,流?.15mL/min,柱温30℃。质谱条仵 ESI离子源作为裂解源,裂解温度280?源内电压4kV,鞘气辅助气为氮气,流?0psi,雾化气为氦气,流?0psi。结果表昍4种目标化合物的色谱峰分离情况良好,质谱鉴定为目标物;绿原酸、桃叶珊瑚苷、京尼平苷和京尼平苷酸标准曲线的相关性系数分别为0.9935?.9942?.9969?.9948;最低检测限的范围是7.603~8.853pmol;加样回收率范围是91.838%~108.326%。测定得到杜仲叶中桃叶珊瑚苷的含量为(20.5524.032)ng/mg干质?京尼平苷酸含量为(6.9130.654)ng/mg干质?绿原酸含量为(25.9863.412)ng/mg干质?京尼平苷含量?0.2050.015 )ng/mg干质量。利用该方法?种植物组织中进行方法验证,测定得到4种目标化合物的含?表明本方法有效且适用性广、/span>
