全 文 ：广 东 林 业 科 技
19 9 5年第 1 1 卷第 一期
窿缘按生物量表的编制 ’
郑海水 翁启杰 黄世能
(中国林科院热林所 广州 5 2 0 5 2 0 )
摘要 利用窿缘 按薪材林研 究中获得的生物量样木资料 , 依据生物重与胸径 D 及胸径平
方与树 高的乘积 D ZH 的相关关系 , 未用 回归分析方法推导出 2 组回 归模式 。 经比较分析 ,认 为
( 1) 式好 。 编制成的 一元生物蚤表 ,经理论生物 t 与实浏生物量进行 比较脸证 , 其差异在士 5%
内 , 可 见该表符合要求 。
关键词 回 归分析 回 归模式 生物童表
窿缘按 (肠奴夕洲2招 。二勿 ) 是华南地 区引 表供生产或调查时使用 。 但生物量表的编制
种历史较长 、 推广面积大 、种植较 广泛的优良 未见先例 ,为此作者进行这方面的研究 。
速生树种之一 。 其特性是生长快 、 适应性广 1 + 十 业、 翔七 。主二工。 , 一 r ` 。 、 , , {工止二 、 仄 、 、 住 比 , 1 材料和育法
(能适应不同类型立地 ) 、 能耐干旱瘩薄 、也能 二 ’孟工云 .二. ;L公一 , _ ~ ~ 一二:’ 一~ 片 . ’ 七` “ 、 于户厂曰 ` ’ 口 “ ’ “ ’ 一 ` ~ ’ 、 ~ 门 “ 1门 样木资料收集和取样方法耐一定盐碱和酸性土 (p H 4 . 6 ~ 6 . 0) 。 尤其是 ’ 二 .万几{二丫一’ 一 , 一万二 、 _ . 、 _ _ _ ` .舀~ 只几’立 、 二万几二` 。 ~ 一 ~ J , `三 ’ 二 在薪材林研究中 , 生物量 的测定采用过早期 (3 年前 )速生 、 容易繁殖 、 萌芽力强 、 产 _ 一 “ ” ’ 一 ’ 曰 ’ , · · “ · , 一 - 一之- ·一 / · -一二 * 、 。 , 。 。 .、 、 该 , 石~ 一; 、 事工 二 3 种方法 : 即平均木法 、 径阶取徉法和样方法量高 、 轮伐期短 、 收益快 (薪材 4 年左右 、 木 “ “ 「 ’ · ’八 ` p .l , 月 /价协 、 ,一哗一 “ _ ,甲 · 份片 、 浆粕等 7 一 8 年 , 用材约 15 年一 ) 、 材质较 (10 一 20 m X1 0一 20 m) 来估测林分产量 。 其
、 二、 * 。 * , 、 、 二 、 、 。 二 、 L 叮 。 中样方法较准确 ,其次是径阶法 ,平均木取样好 、 用途广 , 除作薪材林 、 用材林经营外 ,还是 一 I一甘 jJ 恤 , 下体 , , 、 叭 、 二 。 . ,二 , . 。 , 一 , ,二
四旁绿化 、水土流失地造林的好树种 ,深受群 法产量略偏低 ,但工作量最少 , 而样方法工作
众欢迎 l1[ 。 量最大 。平均木法以标地平均径为基础 ,每处
作为多用途树种 ,在经营短轮伐期人工 理数 3 株 ,重复 3一 4 次 。
林时凡条件具备者一般是全树 (指地上部分 ) 不论何种取样法 ,样木选定后均按解析
利用 , 树干作用材 、薪材 ,枝娅作薪 , 叶蒸油 , 木法测径量冠后伐倒 。 树干部分按区分段量
蒸油后的叶提取拷胶 、或作燃料 、 肥料 。 由于 径 、 称重 (鲜重 ) 、 锯圆盘 ( 以圆盘为小样测干
干 、枝 、 叶均须计量 ,传统材积法不能满足要 湿比 、 含水率等 ) 。 一般 5 . 0 c m 径以下的树木
求 , 必须用新的计量法一 生物量才能完全 以 ’ m 为一区分段 。 .o5 cm 径以上树木以 “表达 。 但生物量缺数表 , 只能采取伐木分别 m 为一区分段 。 树冠部分采用分层切割法分
称重计量办法 ,伐少代表性差 ,伐多则量大工 别测不 同层次枝 、 叶重 ,然 后分别取小样测
作繁重还会造成不必要的浪费 , 特别是非采 干湿比和含水率 。 各样 品置于 1 05 ℃烘箱内
收期的估产或资源清查时未达成熟龄 , 采伐 烘至恒重 。
木材愈多浪费愈大 。 为减轻劳动避免不必要 受林 龄及时间限制共收集 9 株 n . 0
损失 , 十分必要编制象材积一样的生物量数 c m 以下样木资料 , 样木按径阶分布如表 1 。
. 本所周再知同志协助进行资料的电算工作 ,于此致谢里
从表 1看出 ,样木分布不很均匀 , 但基本不影 响分析结果 。
表 1 样木径阶分布
径阶
( e m )
( % ) 2
.
0 1 0
.
1 2 3
.
2 1 5
6 7 8 9 1 0 1 1 艺
1 4
.
1 1 8
.
2 8
.
1 4
.
1 3
.
0 2
.
0 1 0 0
飞. 2 编表方法
林木材积或生物量生长与胸径及树高生
长密切相关 。 根据其相关关系可以建立一定
关系式称为“ 相对生长法 ” 。 建立林木各部分
(指干 、 枝 、 叶和 总重四部分 , 下同 )生物量与
其 测树 因子 D 或 D ZH 的 回归模式 , 即 w -
a D b
、
W 一 a ( D ZH ) b [ ,一 5 ] 。
以上述样木资料为基础 (试验 )数据 , 根
据 最小二乘法原理求出各回归模式 的参数
a 、 b 值 。 以不同 回归参数代入 w ~ a D ” 和 w
一 a ( D ZH ) b Z 组模式 , 则形成各部分生物量的
2 组回归模式 。 对各回归模式进行方差分析 ,
检验合格及 比较分析 ,选其中精度较高的一
组作为编表模式川 。 以不同径阶代入各模式
求 出不 同部分生物量 为理论生物量 , 以理论
值与实测值比较 , 差异在误差允许范围内时
为合格 , 作为生物量表数据 。 再根据样木不 同
部分的干湿 比推算出各部分的鲜重 (湿重 ,下
同 )及生物量 。
2 生物量表的编制过程
2
.
1 生物量回归模式的建立
试验选用 w ,一 a D b 、 W Z = a ( D , H ) ” 2组模
式均是指数也就是 曲线回归模式 , 回归运算
较繁锁 、 复杂 。 为便于分析 ,运用数学变换方
法使之变成 y 一 a + bx 的直线回归模式 。 2 组
指数模式两边取 对数后变成 l og w ,一 al + b
一o s n , xo g w Z = a , + b l o s ( D , H ) 。 将试验数据进
行对数变换后 , 即可根据直线 回归模式和最
小二乘法原理进行 回归分析 、 运算 , 求出干 、
枝 、 叶和总重的回归参数 al 、 b . 现以树干为例
说明运算方法 ,回归分析结果如表 2 。 从表 2
看出 , 求出的 2 组模式的 回归参数误差 小 , T
值达差异显著标准 。 说明参数符合要求 。 但
这个结果是对数模式参数 ,其中的参数 al 必
须通过对数变换使之还原成对数模式的参数
a 。 变换方法是 : a ~ 1 a0’ 。 w 千 ,和 w 干 2参数变换
结 果 分 别 是 a , 一 1 0· ; = 10 一 , · 。“ 5` ~
0
.
0 9 0 2 5 2 6
, a Z = 1 0
·
; = 1 0 一
,
· “ ` , ` =
0
.
03 9 峨2 4 . 其余部分运算方法与树干相同 。 2
组模式各部分的 a 、 b值运算结果如表 3 。 以
表 3 的各部分的 a 、 b值代入上述 2 组模式即
形成 2组各部分的生物量线性回归模式 。
表 2 回归分析结果
模 式 参 数 估测值 T 值
W
干一 a D b
a ,
b
W干 之= a (谬 H ) 卜
a ,
b
一 1 . 0 4 4 5 4 0
2
.
4 48 1 5 0
一 1 . 4 0 4 2 4 0
0
.
9 0 0 1 6 8
标准误差
0
.
0 3 1 3 9 4 4
0
.
04 22 1 6 3
0
.
0 3 0 6 9 9 3
0
.
0 1 2 7 1 4 1
一 3 3 . 2 7 1 4
5 7
.
9 9 07
一 4 5 . 7 4 1 8
7 0
.
8 0 0 7
表 3 生物量回归模式参数
回归模式
W和 ~ a介
W
杖、 = a护
W叶 x = a护
W引 一 a分
回归模式
0
.
09 0 2 5 2 6 2
.
4 4 8 1 5 0
.
0 3 9 4 2 4 0
.
9 0 0 1 6 8
0
.
0 0 4 9 1 6 3 2
.
8 1 7 7 9 0
.
06 9 2 1
.
0 0 3 9 4
0
.
0 1 2 6 9 4 0 2
.
2 6 8 3 9 0
.
0 0 6 7 0
.
7 98 2 9
0
.
1 1 1 4 5 5 3 7 2
.
4 3 6 6 4
W
千 2 = a ( D Z H ) 卜
W杖 2一 a ( D 二H ) “
W 叶: = a ( D 艺H ) b
w 总 2 = a ( n
,
H )
”
0
.
0 4 9 1 3 4 8 0
.
8 9 4 9 6 7
4 2 一
2
.
2 线性回归模式的方差分析
对上述 回归分析获得 的干 、 枝 、 叶 、 总重
等 2组回归模式各部分的回归线是 否可靠
(可信赖 ) , 需要进行回归的方差分析 。从各部
分回归模式的方差分析结果 (表 钓看出 :
( 1) 2 组各模式的 F 值均达极显著标准
( F > F
o
. 。 ,
~ 6
.
9 )
, 说明各模式对 D 或 D , H 与
W
, 、
w
: 2 个变量 间的函数关系代表性 强 , 线
性关系密切 ,合乎要求 。
明 , 各模式 的相关 系数 r > r o . 。 1一 0 . 26 7 和
, 0
. 。。 : 一 。 . 3 3 7 ,各模式的线性回归关系紧密 。
( 3) 2 组回归模式 比较 , 树干和总重模
式 , 1组和 2 组的 F 、 r 等各数据差异很小 ,而
枝和 叶的模式 , 1 组的 F 、 r 、 R , 均 比 2 组 的
大 ,而 S E E 则 1组较小 。 整体比较 , l 组各模
式的 F 、 r 、 R Z 、 s E E 均 比 2 组的好 ,故用 l 组各
回归模式即 W干 , ~ 0 . 0 9 0 2 5 2 6 D 2 “ 8 ’ 5 、 W枝 :
一 0 . 0 0 4 9 1 6 3 D ? · 8 `了 ; 3 、 、 V 叶 , ~ 0 . 0 1 2 6 9 4 0
D Z
·
, ` “ , “ 、
w 总 , = 0
.
1 1 2 4 5 5 一D Z ` , 6 “ 等作 为 编
(2 ) 对 2 组各模式进行的相关分析表 表模式 。
表 4 回归方差分析结果
模式
W干 1
W性 1
W 叶-
W总 -
3 3 6 2
.
9 2 二 0 . 9 8 6
R Z ( % )
9 7
,
2 2 0
.
0 6 7 0 5
5 5 9
.
0 3二
6 5 6
.
0 3二
2 9 1 5
.
0 3
` ’
8 8
.
5 9 0
.
1 4 2 0 4 3
9 0
.
1 1
9 6
.
8 4
0
.
1 1 6 7 1 9
0
.
0 7 1 3 1
模式
W
千 2
W 性:
W 叶 2
W总 :
5 0 1 2
.
7 4 二
R Z ( % )
9 8
.
1 2 0
.
0 7 5 1 6
3 7 1 6 8
` .
2 2 9
.
3 0 “
0
.
9 9 1
0
.
8 9 1
0
.
8 4 0
7 9
.
4 7
7 0
.
4 9
0
.
2 2 5 9 5
0
.
2 2 8 7 5
3 7 8 2
.
7 2
. `
0
.
9 8 9 9 7
.
5 2 0
.
0 6 3 1 4
动.工O口J悦甫 注J生口O甘O口U自
:
nUCUē日é
2
.
3 各部分生物量表的编制
将不 同径 阶的 DI . 3 值分别代入 上 述
w 千卜 w 枷 、 w 叶 ,和 w 总 1式 , 即求出不同部分不
同径阶生物量 (表 5) 为理论生物量 。 理论生
物量必须与实测生物量进行比较 (验证 ) ,差
异小可以使用 ,若差异大则须修正 (调整 )或
重编 。
以使用 。
表 5 干 、 枝 、 叶总重生物量理论值
(单位 : k g /株 )
径阶
( C r n )
干 枝
0
.
0 9 0
.
0 0 5 0
.
0 1 3
0
.
4 9 0
.
0 6 1
2
.
4 理论生物里与实测值比较
1
.
3 3
2
.
6 9
4
.
6 4以表 5 各数据与实测均值比较 ,绝大部
分离差在士 5% 内 , 但少数超过 5% ,原 因是
个别径阶内各部分生物量数据异常 ,剔 除异
常数据后 比较结果如表 6 , 除首尾径阶因林
木株数少离差超过 5%外 ,其余径阶离差均
在 5% 以内 ,均在允许范围内 。 根据概率分布
规律及回归模式编制要求 , 95 写以上的数据
是分布在均数的 士 2S (误差 )范 围内是可行
的 ,所以上述少数径阶个别数据异常是允许
的 。 理论与实测值比较差异在士 5% 内也是
允许的 。 可见编制成的生物量表符合要求 ,可
7
.
2 5
总重
0
.
1 1 1
0
.
6 0 3
1
.
6 3 2
3
.
2 6 7
5
.
6 2 7
8
.
7 7 4
八j尸a自JO口心只弓白凸己qU工勺1`OFJ任,了nù
.…八口én, ,人
亡d六1L口任通8坟以OJCùJ,一匕óbO,
.
10`月,乃了
.…ùOnù八UCU
1 0
.
5 8
1 4
.
6 7
1 8
7 2
9 1 9
.
5 7 2
.
4 0
4 2
8 5
1 2
.
7 7
电
1 7
.
69
2 3
.
5 6
1 0
1 1
2 5
.
33
3 1
.
9 8
3
.
2 3 2
.
3 5 3 0
.
46
4
.
2 3 2
.
9 3 3 8
.
42
1 2 3 9
.
5 8 5
.
4 0 3
.
5 6 4 7
.
5 0
表 6 窿缘按理论与实际生物l 比较 (单位 : kg /株 )
蒸 干 枝 叶 总 重理论 实侧 离差 ( % )理论 实测 离差 ( % )理论 实测 离差 ( % )理论 实测 离差 ( % )
2 0
.
4 90
.
58 一 0 . 0 5一 18 . 选L 0 . 0 0 3 5. 0 9一 0 . 0 5牙:一 15 7. 10 . 0 6 0 . 0 7一 0 . 0 1一 6 1. 7r 0 . 6 0 0 , 6 7 一 0 . 0 7 r一 1 1 . 7
3 1
.
3 3 1
.
3 5 一 0 . 0乞二一 1 . 5一 0 . 1 1 0 . 1 1 0 0 0 . 1 5 0 . 1 5 0 0 1 . 6 2 1 . 6 2 0 0
4 2
.
6 9 2
.
5 6 + 0
.
1: 十 4 . 〔 0 , 2 4 0 . 2 4 0 O 0 . 2 9 0 . 2 9 0 0 3 . 2 7 3 . 1 3 + 0 . 1通L + 4 . 3
5 4
.
6 4 4
。
6 9 一 0 . 0三 一 1 . 1 O。 4 6 0 。 4 7 一 0 . 0 1 一 2 . 乞. 0 . 4 9 0 。 47 + 0 . 0 2 + 4 . 1. 5 . 6 3 5 . 7 9 一 0 . 1 〔 一 2 . 8
6 7
.
2 5 7
.
5 4 一 0 . 2 5 一 4 . 〔 0 . 7 7 0 . 7 5 + 0 . 02 + 2 . 〔 0 . 7 4 0 . 7 7 一 0 . 0 3 一 4 . 〔 8 . 7 7 8 . 8 4 一 0 . 0 7尸 一 0 . 8
7 10
.
5 8 1 0
.
7 5 一 0 . 17 ’ 一 1 . 〔 1 . 18 1 . 15 + 0 . 03 十 2 . 9 1 . 05 l 。 10 一 0 . 0 5 一 4 。 〔 1 2 . 77 1 3 . 1 3 一 0 . 3 f 一 2 . 8
8 14
.
6 7 1 4
.
3 5 + 0
.
3乞. + 2 . 2 1 . 7 2 1 . 6 8 + 0 . 0 4 十 2 . 乙 . 1 。 42 1 . 4 5 一 0 . 0 3 一 2 . 1 17 . 69 17 . 4 8 + 0 . 2 1 + 1 . 2
9 1 9
.
5 7 1 8
.
8 8 + 0
.
6 ` + 3 . 9 一 2 . 40 2 . 4 8 一 0 . 0 8 一 3 . 2 1 . 8 5 1 . 8 9 一 0 . 0 4 一 2 . 乞. 2 3 , 5 6 2 3 . 7 2 一 0 . 1 〔 一 0 . 7
l 0 2 5
.
3 3 2 6
.
0 4 一 0 . 7 1 一 2 . 赶 3 . 2 3 3 . 0 9 + 0 . 1 4 十 4 . 乏 2 . 35 2 . 4 5 一 0 . 10 一 4 . 念3 0 . 4 6 9 0 , 9 十 1 . 1 7 + 3 . 8
1 l 31
.
9 8 2 8
.
3 8 + 3
.
6〔+ 1 1 . 艺 4 . 2 3 3 . 36 + 0 . 87 + 2 0 . f 2 。 9 2 2 . 8 2 + 0 . 1 0 + 3 . ` 38 . 4 2 + 3 . 8〔 + 1 0 . 0, 3 . 4 1 一 7 . 〔 0 . 4 6 一 13 0 . 乞 一 0 . 1 4 一 2 6 . 〔 3 4 . 5 6 4 . 5 + 0 . 5
2
.
5 生物量干湿比和含水率
在模式编制时使用的数据是绝干重较稳
定 , 不受其他因素影响 ;而鲜重 易受气候因素
影响 ,故用绝干重作为配量模式数据 。但作为
一个完整数表应该是干 、 湿 (鲜 )重具备 , 以便
于应用 。鉴于湿重会有微小变动不够稳定 ,因
而不通过回归分析方法求得 ,而是根据试验
中获得的干 、 枝 、 叶等各部分的干湿 比 (表
7 )
, 以干湿比和各部分干重反求湿重 ,虽然求
出数据可能与真值 (实测 )会有微小误差 , 但
数据较稳定不受自然因素影响 。 将求出的湿
重 、 干重各数据列于表 8— 窿缘按 生物量表 。
干 、 枝 、 叶等各部分的含水率是指在绝干
状态下水分所占的比例 , 因此含水率等于 1
减去干湿 比值 ,从表 7 中求得的树干 、 枝 、 叶 、
总重的平均含水率分别为 5 . 4% 、 53 . 7% 、
6 0
.
8 %和 5 6 . 7% 。
在薪材林研究和生产上多用湿重和 风干
重 。 风干重受气候影响更大 , 不同季节风干
重差异较大 ,一般是干季小湿季大 。 薪材以采
伐后风干至可烧的重量为风干重 。 试验结果
表明 ,窿缘按树干 、 枝娅失水约 25 % 、 叶失水
35 % ~ 4 0%时为风干重 。若以干湿 比表示时 ,
树干 、 枝娅和叶的风干重分别为 75 %左右和
6 0写~ 6 5% 。
表 7 干 、 枝 、叶总重千湿比 (单位 : % )
D (cm )
2 3 4 5 6 7 8 9 1 0 1 1 平均
干
枝
叶
总重
44
.
1
46
.
7
4 4
45
4 4
.
6
4 6
.
3
44
.
4
46
.
8
4 4
.
6
46
.
9
4 4
.
7
4 5
.
7
4 4
4 5
4 4
.
8
4 6
.
0
4 4
.
8
46
.
0
4 4
.
2
4 6
.
7
4 4
.
6
4 6
.
3
3 8
.
3
4 3
.
0
3 8
.
7
4 3
.
0
39
.
1
43
.
3
38
.
2
4 3
.
1
3 9
.
1
4 3
.
5
3 9
.
0
4 3
.
1
39
.
2
4 3
.
2
4 0
.
0
4 3
.
5
4 0
.
0
4 3
.
6
4 0
.
2
4 3
.
7
3 9
.
2
4 3
.
3
项 目
表 8窿缘按生物量表
鲜 (湿 )重 ( k g /株 ) 干
径阶 ( c fn ;干 枝 叶 干 枝 总重
ǐ封ù,1OJ一I.`1n.o口八燕1孟911,白ù勺八以一b.…八én`U. .1l .A0 . 2 0 4 0 . 0 1 0 0 . 0 3 3
总重
0
.
2 4 7 0
.
0 0 5
重 ( kg /株 )
叶
0
.
0 1 3
八UJ任qJ弓.二O口J搔O曰尸勺六U乃乙枯月六
.…八ùnéē日é0 . 5 5 3 0 . 0 3 20 . 07 3 0 . 0 8 40 . 1 5 9 0 . 6 6 92 . 0
2
.
5
3
.
0
3
.
5
4
.
0
4
.
5
5
.
0
5
.
5
6
.
0
0
.
0 1 5
0
.
0 3 5
0
.
0 6 5
3 2 9
5
.
2 6 6
7
.
2 8 3
9 3 8
0
.
1 0 9
0
.
1 6 8
0
.
0 32
0
.
0 6 1
0
.
1 0 1
0
.
1 5 3
八é,1弓`ùóé,孟二生éQ口月卜ó…,上0`八j
0
.
2 1 8
11工b口ú J任CéO心口亡Cd八`丹j工JJ,口
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4 5
3结语和讨论
窿缘按生物量表的编制仅是初步尝试 。
通过试验有些体会和看法 。
3
.
1采用回归分析方法编制生物量表看来
可行 。 不过编制过程中所用资料还是不足 ,特
别是缺乏 12 c m 以上中径级资料 , 因而编成
的生物量表用途受限制 , 只适用于薪材林 ,而
短轮伐期用材林略显不足 。为满足这种需要 ,
编表时可 根据现有模式将径级延仲至 15
c m
。但 12 ~ 15 c m 缺乏实测数据 , 尚待实践检
验 。
3
.
2 同径阶内样木间差异较大 , 查究其因与
林木所在立地条件 、 经营措施特别是密度影
响大 。密度大则枝娅小 ,枝 、 叶重量小 , 反之则
大 , 而表的精度特别是枝 、 叶模式精度较树干
低的原因在于此 。为区别这种状况 ,看来需要
分类编表 。至于怎样分类 、 表的编法等有待系
统收集资料后研究和进行 。
3
.
3 理沦与实测生物量 比较总体差异小 ,而
个体间差异较大 , 但这种差异多在 士 2S 范围
内 ,属于误差允许范围 , 也是概率分布所允许
的 ,表的可靠性在 95 %以上 , 完全符合要求
可以使用 。 但为慎重起见 ,也为了纠正因立地
和措施等差异造成误差 ,使 用时宜采伐一些
样木进行比较和检验 。 误差在士 2S 范围内可
使 用 ,超过 士 2S 时须作修正 , 若误差超过 士
3S 时宜改用他法测定 。
3
.
4 表中总重项模式计算结果与干 、 枝 、 叶
合计有 微小差异 , 为保证数表严密性和严肃
性 ,表 8 所列的总重项是干 、 枝 、 叶合计量 ,而
非模式计算结果 。 若模式精度较高的可供研
究之用 。
3
.
5 表的使用方法与材积表相似 ,用径阶计
量法较好 。
由于受收集资料的限制 , 生物量表的编
制取的是 n . 0 c m 以下小径木资料 , 而且样
木株数也有限 ,此次仅是编表的初步尝试 ,不
能完全满足要求 , 有待收集资料加 以完善 。 为
进一步提高数表质量 ,恳请专家 、 学者 、 使 用
人员对本表存在的间题 、 缺点等提 出宝贵意
见 , 以便尽快改正 。
参考文献
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