全 文 ：西藏扎木地区高山松松脂产量
与温、湿度的关系*
徐阿生 (西藏高原生态研究所,八一 860000)
【摘要】 初步探讨了西藏扎木地区高山松产脂过程随温、湿度变化的泌脂规律. 回归分析
结果表明,在适宜温度下,相对湿度是影响该地高山松松脂日产量的主要气候生态因子,
水分供给对于松脂产量有着极其重要的意义.
关键词 高山松 松脂产量 温度 相对湿度 回归分析
Relationship between rosin output of Pinus densata and air temperature and humidity at
Zhamu region of Tibet . Xu Asheng ( T ibet I nstitute of Plateau Ecology , Bay i 860000) .
-Chin. J . App l. Ecol. , 1996, 7( 3) : 245～249.
The patt erns of ro sin secr etion from P inus densata at Zhamu region o f T ibet ar e studied
under differ ent air temperatur e and humidity . Regr ession analy sis show s that under ap-
propr iate a ir temperatur e, r ela tiv e air humidity is the main facto r affecting the daily out-
put o f r osin from P . densata. Water supply is of impor tance t o the r osin output.
Key words Pinus d ensata, R osin output , T emperatur e, Relativ e humidity , Regr ession
analysis.
1)西藏自治区气象局. 1983.西藏自治区地面气候
资料(上册) . 1101～1146.
* 西藏自治区“八五”重点课题“西藏高山松资源
及松脂含量、成分与利用”部分内容.
1995年3月13日收到, 1996年2月14日改回.
1 引 言
高山松( Pinus d ensata)是我国西南高
山地区特有森林树种,也是西藏东南部针
叶林的主要建群种之一,广泛分布于横断
山脉、念青唐古拉山脉以及雅鲁藏布江中
下游地区的波密、左贡、隆子、察隅、林芝、
朗县、米林和工布江达等县,面积约2. 1×
105 hm
2 , 多属于中龄林 [ 3] , 一直为一般的
用材树种.国内外已对一些松树进行过采
脂试验报道 [ 1, 2, 4～6] . 1989～1991年对西藏
高山松松脂生产进行可行性研究, 在波密
扎木等地进行了先期的采脂试验, 旨在揭
示西藏产高山松的产脂规律及松脂质量优
势,为松脂生产与林副产品开发提供科学
依据.
2 试验地概况和试验方法
2. 1 概况
扎木位于波密县境内, 29°52′N, 95°45′E. 试
验地设在泊隆藏布江畔扎木林场后山的高山松
林分内,距波密县气象站约2 km, 海拔2700 m. 据
该气象站22年的气象资料1) : 年平均气温8. 5℃,
最冷月 ( 1月)平均气温- 0. 2℃, 最热月( 7月)平
均气温16. 4℃, 极端低温 - 20. 3℃, 极端高温
31℃, 气温平均日较差12. 5℃, 日均温≥10℃积
温2269. 4℃, 天数为155 d, 年均降水量 876. 9
mm, 蒸发量1478. 3 mm , 年均相对湿度71% , 年
均日照1544 h. 土壤为山地棕色森林土, pH 值
5. 5～6. 5,有机质含量8～10% ,砾石含量50% .
2. 2 方法
采用标准地法在一定范围内选取符合采脂
要求的各径级的标准样木, 以确保各径级样木对
测定的温、湿度的一致性. 受客观条件的限制,实
应 用 生 态 学 报 1996年7月 第7卷 第3期
CHINESE JOURNAL OF APPLIED ECOLOGY , July 1996, 7( 3) 245～249
得7 个径级的标准样木11株: 20 cm 2株, 30 cm 2
株, 40 cm 2株, 50 cm 2株, 60 cm 1 株, 90 cm1株,
120 cm 1株.用下降式常法采脂法,采脂负荷率为
50% , 割面高1 m, 中沟长35 cm , 侧沟深0. 4 cm,
割面数、割面宽、侧沟长和宽等指标根据各样木
的实际测树因子结合采脂负荷率而确定,尽量一
致, 因实际操作而略有差异.采脂时间6月1日始,
8 月31日止, 共92 d. 隔日收脂, 实测白天10 00～
2000温、湿度, 取平均值, 其中14 00温、湿度必
取, 以便与气象站对照.
3 结果与分析
3. 1 产脂结果
采脂试验期内共获得高山松松脂产量
的原始数据1334个,经整理统计,各标准样
木的松脂产量如表1.
表1 不同径级标准样木松脂产量
Table 1 Rosin output from standard stems with different
clas ses
样木号
No.
径 级
Class
( cm )
6月
Jun e
7月
July
8月
Augus t
总量
T otal
( g)
平均
Mean
( gd- 1)
1 20 156. 1 216. 1 261. 0 633. 2 6. 9
2 76. 9 141. 9 208. 6 427. 4 4. 6
3 30 130. 3 384. 8 546. 0 1161. 1 12. 6
4 137. 7 284. 3 476. 4 898. 4 9. 8
5 40 245. 2 281. 0 446. 6 972. 8 10. 6
6 202. 1 346. 5 500. 3 1048. 9 11. 4
7 50 454. 0 809. 7 1382. 0 2645. 7 28. 8
8 183. 0 455. 8 916. 0 1554. 8 16. 9
9 60 330. 6 390. 8 646. 6 1368. 0 14. 9
10 90 535. 5 733. 5 1206. 0 2475. 0 26. 9
11 120 557. 2 1083. 6 1598. 4 3239. 2 35. 2
T (℃) 19. 5 20. 5 20. 2 20. 1
R.H .
( % )
59 63 62 61
T : 温度 T emperatu re; R. H. :相对湿度 Relative hum id-
ity.
影响松脂产量的自然因子以气候和土
壤为主导因子, 直接影响树木的生长、发
育,其中又以温度和湿度为最重要因子[ 1] .
由表1可见,扎木地区6～8月白天的月平均
温、湿度变化不大, 而各径级立木松脂月
产量均随时间的推移而增加, 且差异均很
明显,这除与立木的生长期有关外,还与各
月内温、湿度的波动、水热的配合状况有
关. 采脂前期, 气温相对较低,且树木因初
期生长需消耗体内大量有机物,松脂分泌
减少,产量相对较低; 随着时间的推移, 树
木的幼枝、幼叶等不再生长, 自身消耗减
少, 加上树木生长有效积温和降水量的增
加,水热的配合状况逐月有所改善,产脂量
明显增加,直至气温明显下降时止,所以本
试验产脂结果符合采脂适宜期内松脂产量
增减的一般规律.
3. 2 回归分析
图1表明6～8月各日同一时刻的温、湿
度变化相当大,与当地气象站资料相符,各
月间的平均状况差异甚微,但松脂产量差
图1 采脂期内温、湿度波动状况( 1400)
Fig. 1 Temperature and relat ive hum idity f luctu at ion
during dipping rosin ( 14 o′clock ) .
246 应 用 生 态 学 报 7卷
异明显. 笔者根据回归原理运用一元、二
元的线性和非线性的11种回归模型试拟了
176个回归方程,并对各回归方程进行回归
显著性检验( F 检验) ,对于二元回归方程,
在 F 检验的基础上又对各因子的偏回归
系数进行了显著性检验( t 检验) , 用以查
明2个生态因子各自与松脂产量关系的密
切程度(表2、3) [ 7] . 计算由 PC \ XT 机完
成.
3. 2. 1 单因子回归分析 一般认为,产脂
树木在气温达到5～7℃时开始泌脂, 且产
脂量随温度升高而增加,以20～30℃为最
适温度,超过40℃, 树木的生理活动受抑,
产脂量急剧下降.据此,产脂量与温度在理
论上似成一种抛物线式的曲线回归关系.
然而,松脂的产量与松脂的形成直接相关,
而松脂的形成是树木一系列生理代谢作用
的结果,生理作用又绝非由单个因子所控
制. 由表2可见, 松脂的日产量分别与温
度、相对湿度各单因子间由6种模型拟合
表2 一元回归方程的回归显著性检验
Table 2 Significance tes t on univariate regression equations
样木
No.
Ⅰ
rT rH FT FH
Ⅱ
FT FH
Ⅲ
FT FH
Ⅳ
FT FH
Ⅴ
FT FH
Ⅵ
FT FH
1 - 0. 054 0. 218 0. 130 2. 297 0. 039 3. 507 0. 558 4. 106* 0. 345 5. 968* 0. 416 2. 718 1. 968 1. 832
2 - 0. 097 0. 275 0. 462 3. 553 0. 205 5. 211* 1. 437 5. 885* 0. 992 8. 529* * 0. 834 3. 594 1. 372 2. 342
3 0. 062 0. 093 0. 168 0. 577 0. 363 1. 512 0. 069 0. 757 0. 180 2. 011 0. 788 2. 464 2. 500 1. 646
4 0. 119 0. 046 0. 635 0. 096 0. 945 0. 318 0. 390 0. 368 0. 724 0. 771 0. 785 0. 835 1. 039 0. 565
5 - 0. 150 0. 253 1. 021 3. 004 0. 676 4. 092* 1. 278 3. 052 0. 871 4. 611* 0. 992 2. 555 0. 899 1. 684
6 0. 066 0. 096 0. 192 0. 412 0. 329 0. 883 0. 000 1. 181 0. 021 2. 103 0. 436 1. 271 0. 398 0. 830
7 0. 024 0. 181 0. 025 1. 145 0. 113 1. 640 0. 031 1. 093 0. 102 1. 316 0. 317 1. 252 0. 731 1. 579
8 0. 051 0. 161 0. 099 1. 175 0. 273 1. 845 0. 048 1. 479 0. 165 2. 203 0. 594 1. 678 0. 627 1. 109
9 - 0. 043 0. 180 0. 082 1. 474 0. 005 2. 168 0. 138 1. 911 0. 027 2. 833 1. 148 1. 705 1. 037 1. 129
10 0. 042 0. 127 0. 075 0. 720 0. 221 1. 279 0. 008 1. 184 0. 077 1. 889 0. 960 1. 454 1. 004 1. 065
11 0. 040 0. 170 0. 089 1. 309 0. 297 1. 981 0. 162 1. 116 0. 388 1. 555 1. 106 1. 759 0. 809 1. 176
Ⅰ.直线 S t raigh t lin e M= a+ bT ( H ) , Ⅱ.对数函数 L ogarithm ic fu nct ion M= a+ blnT ( H ) , Ⅲ.指数函数 Exponen-
t ial function M= aebT( H ) ,Ⅳ.幂函数 Power fun ct ion M= aT (H ) b, Ⅴ. 2次抛物线 Quadric parabola M= a+ bT ( H ) +
cT 2( H 2) , Ⅵ. 3次抛物线 Cubic parabola M = a+ bT (H ) + cT 2( H 2) + dT 3( H 3) . M is daily output of ros in ( gd- 1) ,
T is temperature (℃) , H is relat ive humidity ( % ) , r = Correlat ion coeff icient , F= T est value.
F0. 05( 1, 44) = 4. 06, F0. 01(1, 44) = 7. 25.
表3 二元回归方程和偏回归系数的显著性检验
Table 3 Significance tes t on bivariate regression equations and partial regress ion coefficients
样木
No.
Ⅰ
F tT tH
Ⅱ
F tT tH
Ⅲ
F tT tH
Ⅳ
F tT tH
1 5. 354* * 2. 836* * 3. 248* * 5. 776* * 2. 244* 3. 336* * 7. 359* * 2. 797* * 3. 741* * 5. 281* * 2. 447* 3. 185* *
2 6. 509* * 2. 972* * 3. 534* * 6. 811* * 2. 104* 3. 518* * 8. 156* * 2. 585* 3. 798* * 5. 705* * 2. 234* 3. 195* *
3 5. 210* * 3. 119* * 3. 196* * 4. 877* 2. 729* * 3. 089* * 6. 515* * 3. 253* * 3. 598* * 3. 627* 2. 531* 2. 655*
4 4. 574* 3. 006* * 2. 899* * 4. 112* 2. 710* * 2. 719* * 4. 864* 2. 961* * 3. 044* * 4. 778* 3. 021* * 2. 951* *
5 2. 612 1. 463 2. 032* 3. 050 1. 200 2. 268* 3. 273* 1. 359 2. 269* 2. 184 1. 139 1. 857
6 4. 259 2. 848* * 2. 892* * 3. 608* 2. 219* 2. 682* 4. 521* 2. 582* 3. 007* * 3. 322* 2. 312* 2. 573*
7 5. 949* * 3. 241* * 3. 445* * 2. 902 2. 094* 2. 386* 3. 697* 2. 435* 2. 713* * 4. 133* 2. 650* 2. 854* *
8 8. 282* * 3. 875* * 4. 053* * 5. 912* * 2. 802* * 3. 194* * 6. 755* * 3. 289* * 3. 667* * 6. 281* * 3. 279* * 3. 515* *
9 3. 254* 2. 214* 2. 533* 3. 442* 1. 966 2. 618* 3. 971* 2. 205* 2. 790* * 3. 396* 2. 172* 2. 600*
10 4. 732* 2. 936* * 3. 062* * 3. 830* 2. 361* 2. 751* * 4. 727* 2. 701* * 3. 073* * 4. 154* 2. 639* 2. 867* *
11 9. 025* * 4. 036* * 4. 234* * 4. 994* 2. 860* * 3. 086* * 6. 174* * 3. 234* * 3. 485* * 6. 822* * 3. 499* * 3. 626* *
Ⅰ. M = a+ bT + cH , Ⅱ. M = aT bH c , Ⅲ. M = aebTH c , Ⅳ. M = aT becH , ( M , T , H s ee table 2 ) . F, t= T es t valu e.
F0. 05( 2, 43) = 3. 22, F 0. 01( 2, 43) = 5. 15, t 0. 05( 43) = 2. 02, t0. 01(43) = 2. 70.
2473期 徐阿生: 西藏扎木地区高山松松脂产量与温、湿度的关系
的一元回归方程, 其回归关系大多不显著,
说明这样拟合的单因子回归方程的实际应
用意义不大,也说明高山松单株立木产脂
量的多少并非某个生态因子单独作用的结
果,而是众多生态因子共同作用的结果,符
合一般产脂树种的泌脂规律.
3. 2. 2 双因子回归分析 由表3可见, 松脂
日产量与温度、相对湿度双因子间的回归,
4种模型下的二元回归关系大多是显著至
极显著, 说明在产脂期内, 温、湿度确是控
制高山松产脂量的2个重要的生态因子.从
表3还可看到, 只有第Ⅲ种模型(M = aebT
H
c
)下的回归显著性检验值 F> 3. 22在所
有的标准木上均通过, 且其 F 值大于其它
模型的 F 值,说明此模型下的松脂日产量
与温、湿度间的回归程度要相对紧密, 因
此,可初步认为此数学模型是本试验实测
数据拟合较好的回归模型, 能反映该地区
高山松立木的产脂情况,在松脂生产上具
一定的应用价值. 须说明的是,这仅为双因
子作用下的选择结果,并非所有生态因子
参与作用下的遴选. 正因为影响松脂产量
最重要的自然因子即为温度和湿度[ 1] ,故
此选择结果仍具一定的数理统计意义价
值.
双因子回归的显著性检验反映了在温
度和相对湿度2个自变量共同作用下对松
脂产量的综合回归关系,但综合回归关系
显著并不等于在二元回归中温度、相对湿
度各自与产脂量都有显著回归关系,因为
只有一方不显著也有可能出现综合回归关
系的最终显著.为此,可对各因子的偏回归
系数作显著性 t检验(表3) .由表3可见,各
样木各模型下对相对湿度的偏回归系数的
t 检验值 tH 均大于对温度的偏回归系数的
t 检验值 t T ,说明双因子作用下, 相对湿度
对松脂产量的回归关系比温度更为紧密.
本试验期内白天的温度平均在20℃左右,
为产脂的适宜温度,根据回归分析原理,对
相对湿度的偏回归系数的 t 检验正是考虑
了其它因子(本试验中即温度)处于平均状
况下得到的相对湿度与产脂量的回归显著
性程度,所以说在产脂温度适宜时,相对湿
度是影响松脂产量更为重要的因子. 因此
本试验结果印证了气温适当,松脂的形成
与分泌同水分密切相关, 即水分的供给对
松脂产量有极其重要意义 [ 1, 4]的结论, 这
从一元回归分析中,同立木同模型下回归
显著性检验值 FH 普遍> F T、一元线性回
归的相关系数 rH 一般> rT 的结果(表2)也
可得到佐证. 据报道,高山松属强阳性树
种, 为湿润-半湿润气候的过渡类型, 耐干
旱, 但湿度的微小波动会对其生长带来明
显的影响 [ 3] .
温度和相对湿度在气象学上本身就有
一种消长关系, 一般地温高湿低、温低湿
高,即因子间也相互作用,在回归分析中则
最终体现到综合的回归关系上.本试验二
元回归中也确实存在着相对湿度对产脂量
的回归显著(或极显著) , 但综合回归关系
则不显著(或仅显著)的情况,这主要是由
温度对产脂量的不显著(或仅显著)的回归
关系所引起的,究其原因可能是温、湿度因
子间相互作用最终间接地影响产脂综合状
况的结果. 至于如何数量化地说明各因子
对产脂量的影响程度和因子间两两作用后
再作用于产脂状况,就涉及到了各个生态
因子的标准回归系数和偏相关系数的问
题.上述情况在本试验中并不多见,且本试
验期内水热的配合一般较好,此情况的出
现可能与所选立木自身状况有关, 不一定
具有代表性. 有关复杂的机理尚须进一步
研究.
3. 3 夜雨的影响
夜雨一般是从晚上2000始,深夜雨量
加大,至凌晨止,白天晴而暖且呈一定规律
248 应 用 生 态 学 报 7卷
的降水是高原降水的特点之一. 夜间降水
降低了温度,从而减弱树木夜间自身消耗
的呼吸强度, 增加了有机物的积累,增强了
树木在白天的正常生理活动, 促进松脂的
形成. 夜雨又缓解白天温度骤升时水分的
过快蒸耗,提高了空气湿度,增加了土壤水
分,提高树木内的含水率,使树木内渗透压
增大, 泌脂细胞吸水加快, 随温度的升高,
泌脂动力增大,流脂就愈快,从而提高脂产
量.
试验期内记录降水 66 d,其中48次属
夜雨.计算统计得到,以夜雨后晴暖天松脂
得量最高, 比白天雨后暖天的得量高 8～
21%,比夜雨后非暖天的得量高17～47%.
所以,夜雨后暖天对产脂非常有利,既是雨
后暖天脂流量多而快结论[ 4]的印证,又比
一般昼雨暖天的产脂量高, 是特定地区提
高脂产量的一种自然现象.
4 结 论
4. 1 西藏扎木地区高山松的产脂过程在
产脂量上符合一般采脂松树的产脂规律.
4. 2 高山松松脂产量与温度、相对湿度各
因子的一元回归关系不显著, 而二元回归
关系呈显著至极显著.其产脂过程只有在
多种生态因子的共同作用下才呈现一定的
泌脂规律.
4. 3 各径级立木在各回归模型下的回归
方程的显著性检验表明, 模型 M = aebTH c
是拟合后回归性较好的一种数学模型. 在
仅考虑温、湿度情况下能表征该地区高山
松松脂产量与这2个生态因子间的关系.
4. 4 二元回归方程各因子偏回归系数的
显著性 t检验表明,在采脂适宜期内,相对
湿度对松脂产量的影响较显著,与气温适
当、水分对松脂产量有重要意义的一般产
脂规律相符.
4. 5 夜雨现象提高了水热的有效配合,利
于松脂的形成和分泌, 是遵循雨后暖天流
脂多而快普遍规律的一特殊现象.
致谢 扎木林场张军协助外业工作, 谨此致谢.
参考文献
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2493期 徐阿生: 西藏扎木地区高山松松脂产量与温、湿度的关系