全 文 ：　　1996—05—15收稿。
王保平助理研究员,李宗然,李芳东,周海江,周道顺(林业部泡桐研究开发中心　郑州　450003)。
* 本文为国家“八五”科技攻关项目”泡桐胶合板材林优化栽培模式研究”部分内容。
中龄兰考泡桐胶合板材林营养补给效应的研究*
王保平　李宗然　李芳东　周海江　周道顺
　　关键词　兰考泡桐　胶合板材林　营养补给
　　合理营养补给是泡桐胶合板材林定向培育集约栽培的一项重要措施,以前对幼龄泡桐进
行营养补给的研究较多 [ 1, 2] , 但缺乏对中龄泡桐林营养补给的研究,尤其是缺乏综合研究大量
元素和微量元素肥料的效应。对幼龄泡桐林进行营养补给虽然在一定条件下对泡桐生长有显
著的促进效应,但由于距采伐的周期长而影响经济效益的发挥,因此有必要对中龄泡桐林进行
营养补给研究。由于泡桐单株生长量之间的极大差异性, 如不加以调整将有可能导致错误的结
论。该研究的目的即在于探讨适宜的分析研究方法,综合考虑大量元素和微量元素肥料,试图
建立泡桐生长量和各营养补给因子之间的效应方程,研究各营养补给因子的效应,探讨最适的
营养补给配方和经济用量。
1　试验林概况
　　试验林设在河南省睢县尤吉屯乡余屯村。气候属暖温带季风型大陆性气候,年均气温为
13. 7 ℃,极端最高和最低气温分别为 42. 1、- 19. 4℃,热害和冻害不太明显。全年无霜期 205
d,年降水量 650 mm,多集中在 6到 9月份,占 70%。土壤为潮土类两合土,通体偏碱性,轻壤
至砂壤,地下水位低于 2. 5 m。其土壤理化性质见表 1。
表 1　试验林土壤理化性质
项目 层次
( cm)
有机质
( g/ kg )
全　N
( g/ kg)
碱解氮
( mg/ kg)
速效磷
(m g/ kg)
速效钾
( mg /k g)
pH 质地 有效铁
( mg/ kg )
有效锰
( mg/ kg)
有效铜
(m g/ kg)
有效锌
( mg / kg)
有效硼
( mg/ k g)
试
验
林
1
试
验
林
2
0～20 11. 02 0. 62 107. 4 24. 6 73. 9 8. 30 轻壤 5. 78 11. 33 0. 64 - 0. 51
20～40 5. 63 0. 41 40. 4 0 58. 1 8. 25 轻壤 5. 51 14. 37 0. 70 - 0. 55
40～60 5. 27 0. 32 37. 2 0 61. 5 8. 45 砂壤 4. 12 5. 20 0. 50 - 0. 52
60～90 3. 35 0. 31 29. 2 0 47. 8 8. 35 砂壤 3. 25 3. 82 0. 36 - 0. 41
0～20 7. 31 0. 65 57. 2 8. 3 61. 5 8. 25 轻壤 4. 70 9. 58 0. 54 1. 23 0. 46
20～40 5. 27 0. 45 40. 6 0 61. 5 8. 22 轻壤 3. 76 5. 62 0. 58 - 0. 40
40～60 4. 55 0. 41 37. 0 0 60. 9 8. 25 砂壤 3. 47 6. 27 0. 50 - 0. 42
60～90 2. 87 0. 39 32. 9 0 53. 9 8. 30 砂壤 3. 72 4. 00 0. 44 - 0. 30
　　注:分析方法按参考文献[ 3]。
　　试验林于 1986年春季营造,采用兰考泡桐( Paulow nia elongata S. Y. Hu) 1年生苗木, 平
林业科学研究　1997, 10( 2) : 220～225
Forest Research 　　 　　
均苗高 4. 0 m ,平均胸径 4. 1 cm ;株行距为 5 m×10 m～5 m×15 m。据 1992年 4月对该林的
测定结果,其平均胸径为 29. 4 cm, 平均树高为 12. 8 m, 单株之间胸径生长差异明显,变动在
22～36 cm 之间。
2　试验设计和研究方法
2. 1　试验设计
根据该泡桐林地土壤和植株各营养器官养分分析结果,选择泡桐生长必需而土壤相对缺
乏的 Fe、Mn、Cu、Zn、B 等微量元素肥料和 P 肥以及与其它养分元素具有交互作用的 N 肥作
为营养补给肥料,采用回归旋转组合试验设计(各种肥料水平编码见表 2) ,分别于 1992年和
1993年 6月上中旬对 6年生和 7年生兰考桐林进行营养补给试验, 分别在树行两侧树冠 2/ 3
处挖沟深施, 施肥深度为 35～40 cm。
表 2　中龄兰考泡桐林营养补给因子水平及编码
时　间 编　号 X 1 X 2 X 3 X 4 X 5 X 6 X 7因　子 N P Fe Zn Mn Cu B
1992年
1993年
- r= - 2. 828 4 　0 0 0　 0　 0　 0　 0　
- 1 281 970 12. 9 5. 6 5. 2 2. 6 5. 9
0 435 1 500 20 8. 7 8 4 9. 1
1 589 2 030 27. 1 11. 8 10. 8 5. 4 12. 3
r= 2. 828 4 870 3 000 40 17. 4 16 8 18. 2
- r= - 2. 378 4 0 0 0 0 0 0
- 1 252 870 12 5 2. 3 5. 2
0 435 1 500 20 8 4 9
1 618 2 130 28 11 5. 7 12. 8
r= 2. 378 4 870 3 000 40 16 8 18
　　注:表中数据为 g /株; r、- r 为各因子水平上限和水平下限, 1、0、- 1分别为各因子上水平、零水平和下水平。N、P、Fe、
Zn、Mn、Cu、B分别采用尿素( N 46%)、过磷酸钙( P2O 5 16% )、硫酸亚铁(有效 Fe 20% )、硫酸锰(有效 Mn 25% )、硫酸锌(有
效 Zn 23% )、硫酸铜(有效 Cu 2% )、硼砂(有效B 11% )。
2. 2　研究方法
对于培育泡桐胶合板材林, 以获得高产优质的大径阶材为主要目标,由于兰考泡桐树高生
长的特点,中龄兰考泡桐将可利用的树高不会有什么变化,提高胸高断面积增长率即达到提高
材积生长量的目的,因此, 本项研究采用胸高断面积增长率作为评价营养补给效应的目标因
子。同时由于该兰考泡桐林单株初始生长量具有极大的差异性,为消除因初始生长量不同对末
期生长量的影响, 采用协方差分析法[ 4]建立末期与初始胸高断面积之间的线性回归关系,以调
整初始胸高断面积到统一的水平。在此基础上, 分别以调整前后的胸高断面积增长率为目标因
子进行营养补给效应的分析研究,探讨合理的方法以真实反映营养补给对中龄兰考泡桐林的
效应,制订该立地条件下培育泡桐胶合板材林合理的营养补给方案。
3　结果与分析
3. 1　6年生兰考泡桐林营养补给的效应
3. 1. 1　当年的效应　该年末与年初胸高断面积之间的协方差分析结果表明(见表 3) , 其间有
极显著的线性回归关系,因此,年末胸高断面积可按下式调整到同一的起始水平:
2212 期　　　　　　　　　　王保平等: 中龄兰考泡桐胶合板材林营养补给效应的研究
A
’
i末= A i末- 1. 163 4( A i初- 686. 71)
表 3　中龄兰考泡桐末期与初始期胸高断面积的协方差分析
时　间 项　目 自由度 均方和 F
1992年初至
年末
回归 1 6 196 181 6 416. 38* *
剩余 183 965. 68
b= 1. 163 4* * A z= 686. 71 cm3 A y= 799. 44 cm3
1992年初至
1993年末
回归 1 7 538 026 2 691. 29* *
剩余 183 2 800. 90
b= 1. 283 2* * A z= 686. 71 cm
3 A y= 903. 64 cm
3
1993年初
至年末
回归 1 3 672 287 5 017. 13* *
剩余 105 731. 95
b= 1. 136 2* * A z= 759. 39 cm
3 A y= 854. 95 cm
3
　　注: A z、A y 为初始和末期平均胸高断面积, b为调整年末胸高断面积至同一初始水平的公共协率。
　　采用调整后的胸高断面积增长率进行回归分析和统计检验的结果表明(见表 4) ,胸高断
面积和各营养补给因子之间的回归关系不显著;对各营养补给因子偏回归系数的统计检验结
果表明(见表 5) , P 和 Mn的交互, P 和 Fe 的交互, Fe、P 对胸高断面积的增长具有一定的影
响,但均未达显著水平。这与采用未经调整的胸高断面积增长率进行回归分析和统计检验的结
果相似,但在偏回归系数的大小次序上有差别。
3. 1. 2　第二年的持续效应　试验前后泡桐胸高断面积之间具有极显著的线性相关性(见表
3) , 第二年年末的胸高断面积可用其公共斜率 1. 283 2进行调整。采用调整后的胸高断面积增
长率进行回归分析和统计检验的结果(见表 4)表明, 胸高断面积与各营养补给因子之间的回
归关系也不显著;进一步偏回归检验的结果(见表 5)表明, N 和 Cu 的交互, Fe、P 和 Cu 的交互
等对胸高断面积的增长具有一定的影响,但也都未达到显著水平。这与采用未经调整的胸高断
面积增长率进行的分析结果相似,但同样在偏回归系数的大小次序上有差别。
表 4　中龄兰考泡桐胸高断面积生长率和营养补给因子的回归分析和统计检验( 6年生)
项　目 回归 总和 剩余 误差 失拟 F失 F回 F3 备注
1992年调整
平方和 368. 7 1 542. 6 1 174. 0 191. 4 982. 6 1. 55 0. 50 0. 72
自由度 35 91 56 13 43
均方 10. 53 20. 96 14. 72 22. 85
1992年未调整
平方和 374. 3 1 496. 3 1 122. 0 186. 7 935. 3 1. 51 0. 53 0. 74
自由度 35 91 56 13 43
均方 10. 69 20. 04 14. 36 21. 75
1992～1993年调整
平方和 1 107. 3 5 189. 4 4 082. 1 415. 9 3 666. 2 2. 67 0. 43 0. 99
自由度 35 91 56 13 43
均方 31. 64 72. 89 31. 99 85. 26
1992～1993年未调整
平方和 1 093. 0 4 819. 4 3 726. 4 435. 8 3 290. 6 2. 28 0. 47 0. 93
自由度 35 91 56 13 43
均方 31. 23 66. 54 33. 52 76. 53
F0. 05( 43, 13)
= 2. 33
F0. 05( 35, 56)
= 1. 64
F0. 05( 35, 13)
= 2. 36
222 林 业 科 学 研 究　　　　　　　　　　　　　　　10卷
表 5　各营养补给因子对胸高断面积生长效应的分析( 6 年生)
因　子 1992年调整
b Q t
1992年未调整
b Q t
1992～1993调整
b Q t
1992～1993未调整
b Q t
N 　0. 126 1. 263 0. 29 　0. 055 0. 239 0. 13 　0. 644 33. 224 1. 02 　0. 473 17. 898 0. 73
P 0. 596 28. 459 1. 39 0. 651 33. 948 1. 54 0. 941 70. 818 1. 49 0. 955 72. 921 1. 47
Fe - 0. 616 30. 339 1. 44 - 0. 487 18. 979 1. 15 - 1. 239 122. 71 1. 96 - 0. 986 77. 762 1. 52
Zn 0. 100 0. 806 0. 23 0. 102 0. 839 0. 24 - 0. 230 4. 227 0. 36 - 0. 332 8. 834 0. 51
Mn 0. 288 6. 618 0. 67 0. 357 10. 203 0. 84 0. 193 2. 967 0. 3 0. 259 5. 351 0. 4
Cu - 0. 405 13. 142 0. 94 - 0. 350 9. 775 0. 83 - 0. 519 21. 548 0. 82 - 0. 334 8. 934 0. 52
B - 0. 035 0. 098 0. 08 - 0. 045 0. 164 0. 11 0. 149 1. 769 0. 24 0. 232 4. 307 0. 36
N×P - 0. 069 0. 306 0. 14 - 0. 088 0. 499 0. 19 - 0. 456 13. 308 0. 64 - 0. 576 21. 238 0. 80
N×Fe - 0. 598 22. 870 1. 25 - 0. 714 32. 591 1. 51 - 0. 961 59. 114 1. 36 - 1. 272 103. 58 1. 76
N×Zn 0. 004 0. 001 0. 01 - 0. 076 0. 369 0. 16 - 0. 131 1. 093 0. 18 - 0. 349 7. 801 0. 48
N×Mn - 0. 190 2. 314 0. 4 - 0. 295 5. 578 0. 62 - 0. 163 1. 710 0. 23 - 0. 476 14. 521 0. 66
N×Cu 0. 642 26. 342 1. 34 0. 625 24. 975 1. 32 1. 392 124. 04 1. 97 1. 467 137. 74 2. 00
N×B - 0. 126 1. 022 0. 26 - 0. 011 0. 008 0. 02 - 0. 256 4. 183 0. 36 - 0. 029 0. 054 0. 04
P×Fe - 0. 813 42. 321 1. 7 - 0. 726 33. 739 1. 53 - 1. 061 72. 050 1. 5 - 0. 823 43. 344 1. 14
P×Zn - 0. 242 3. 760 0. 51 - 0. 211 2. 854 0. 45 - 0. 222 3. 144 0. 31 - 0. 090 0. 516 0. 12
P×M n - 0. 947 57. 446 1. 98 - 0. 942 56. 781 1. 99 - 0. 882 49. 776 1. 25 - 0. 824 43. 420 1. 14
P×C u - 0. 625 25. 018 1. 3 - 0. 625 25. 021 1. 32 - 1. 343 115. 48 1. 9 - 1. 252 100. 25 1. 73
P×B 0. 336 7. 238 0. 7 0. 297 5. 637 0. 63 0 0 0 - 0. 007 0. 003 0. 01
Fe×Zn - 0. 653 27. 266 1. 36 - 0. 598 22. 873 1. 26 - 1. 147 84. 262 1. 62 - 0. 986 62. 181 1. 36
Fe×Mn 0. 244 3. 817 0. 51 0. 244 3. 809 0. 51 0. 128 1. 046 0. 18 0. 057 0. 210 0. 08
Fe×Cu - 0. 253 4. 092 0. 53 - 0. 257 4. 216 0. 54 - 0. 588 22. 146 0. 83 - 0. 436 12. 183 0. 60
Fe×B 0. 068 0. 295 0. 14 0. 101 0. 650 0. 21 0. 279 4. 972 0. 39 0. 458 13. 447 0. 63
Zn×M n - 0. 366 8. 585 0. 76 - 0. 357 8. 137 0. 75 0. 210 2. 825 0. 3 0. 229 3. 365 0. 32
Zn×Cu 0. 450 12. 929 0. 94 0. 591 22. 380 1. 25 0. 781 39. 068 1. 11 1. 096 76. 838 1. 51
Zn×B - 0. 014 0. 013 0. 03 - 0. 041 0. 108 0. 09 - 0. 210 2. 833 0. 3 - 0. 151 1. 459 0. 21
Mn×Cu 0. 240 3. 699 0. 5 0. 178 2. 026 0. 38 0. 020 0. 026 0. 03 - 0. 023 0. 034 0. 03
Mn×B - 0. 445 12. 670 0. 93 - 0. 556 19. 761 1. 17 - 0. 774 38. 364 1. 1 - 0. 923 54. 574 1. 28
Cu×B - 0. 121 0. 942 0. 25 - 0. 089 0. 508 0. 19 0. 059 0. 223 0. 08 0. 171 1. 866 0. 24
N×N 0. 180 3. 911 0. 52 0. 136 2. 243 0. 4 0. 204 5. 026 0. 4 0. 150 2. 692 0. 28
P×P 0. 146 2. 552 0. 42 0. 152 2. 779 0. 44 - 0. 408 20. 067 0. 79 - 0. 361 15. 670 0. 68
Fe×Fe 0. 011 0. 015 0. 03 0. 172 3. 575 0. 5 - 0. 740 66. 027 1. 44 - 0. 473 26. 975 0. 90
Zn×Zn - 0. 116 1. 617 0. 33 - 0. 199 4. 763 0. 58 - 0. 623 46. 702 1. 21 - 0. 728 63. 818 1. 38
Mn×Mn - 0. 328 12. 954 0. 94 - 0. 306 11. 299 0. 89 - 0. 711 60. 859 1. 38 - 0. 696 58. 391 1. 32
Cu×Cu 0. 181 3. 927 0. 52 0. 122 1. 781 0. 35 0. 035 0. 148 0. 07 - 0. 047 0. 267 0. 09
B×B 0. 015 0. 027 0. 04 - 0. 101 1. 237 0. 29 - 0. 310 11. 567 0. 6 - 0. 504 30. 538 0. 95
b( 0) 16. 168 15. 9 16. 17 16. 1 33. 79 22. 5 33. 770 22. 0
3. 2　7年生兰考泡桐营养补给的效应
　　年末与年初胸高断面积之间的协方差分析结果表明(见表 3) , 其间具有极显著的线性回
归关系, 年末胸高断面积可用公共斜率 1. 136 2进行调整。采用调整后的胸高断面积增长率进
行回归分析和统计检验的结果表明(见表 6) , 胸高断面积和各营养补给因子之间无显著的回
归关系;偏回归检验的结果表明(见表 7) , Fe、P 对泡桐胸高断面积的增长具有一定的影响, 但
未达显著水平。这与采用未经调整的胸高断面积进行分析的结果相似,但也同样在体现因子效
应大小的偏回归系数上有差异。
2232 期　　　　　　　　　　王保平等: 中龄兰考泡桐胶合板材林营养补给效应的研究
表 6　中龄兰考泡桐胸高断面积生长率和营养补给因子的回归分析和统计检验( 7年生)
1993年调整
项目 回归 总和 剩余 失拟 误差 F1 F2 F 3
平方和 256. 033 560. 480 304. 447 102. 959 201. 488 0. 78 0. 24 0. 38
自由度 27 52 25 17 8
均方和 9. 48 12. 18 6. 06 25. 19
1993年未调整
平方和 272. 365 551. 209 278. 844 110. 876 167. 968 0. 90 0. 31 0. 48
自由度 27 52 25 17 8
均方和 10. 09 11. 15 6. 52 21. 00
表 7　各营养补给因子对兰考泡桐胸高断面积生长率效应的分析( 7 年生)
因　子 1993年　调　整
b Q t
1993年　未　调　整
b Q t
N - 0. 084 6 0. 309 7 0. 11 - 0. 113 9 0. 561 8 0. 16
P 0. 945 9 38. 743 6 1. 24 0. 985 9 42. 091 6 1. 42
Fe - 1. 274 4 70. 329 9 1. 67 - 1. 251 9 67. 865 4 1. 80
Mn 0. 128 0 0. 709 1 0. 17 0. 133 8 0. 775 3 0. 19
Cu 0. 529 7 12. 150 0 0. 69 0. 541 9 12. 714 5 0. 78
B 0. 095 4 0. 394 2 0. 13 0. 048 6 0. 102 5 0. 07
N×P 0. 195 6 1. 224 1 0. 22 0. 121 3 0. 471 2 0. 15
N×Fe - 0. 025 1 0. 020 1 0. 03 0. 054 0 0. 093 2 0. 07
N×Mn 0. 172 2 0. 949 2 0. 19 0. 154 6 0. 765 1 0. 19
N×Cu 0. 058 2 0. 108 3 0. 07 - 0. 097 3 0. 302 7 0. 12
N×B 1. 010 6 32. 679 2 1. 14 1. 041 4 34. 705 4 1. 29
P×Fe 0. 887 3 25. 194 7 1. 00 0. 920 0 27. 082 6 1. 14
P×M n 0. 022 0 0. 015 5 0. 02 0. 165 4 0. 875 4 0. 20
P×C u 0. 071 9 0. 165 5 0. 08 0. 014 2 0. 006 4 0. 02
P×B - 0. 108 6 0. 377 4 0. 12 - 0. 106 5 0. 363 1 0. 13
Fe×Mn - 0. 410 5 5. 391 8 0. 46 - 0. 528 5 8. 939 3 0. 65
Fe×Cu - 0. 411 9 5. 428 1 0. 46 - 0. 401 8 5. 165 2 0. 50
Fe×B - 0. 356 7 4. 072 3 0. 40 - 0. 414 5 5. 497 2 0. 51
Mn×Cu 0. 058 9 0. 111 1 0. 07 0. 128 4 0. 527 4 0. 16
Mn×B - 0. 252 6 2. 042 5 0. 28 - 0. 317 8 3. 230 9 0. 39
Cu×B - 0. 336 7 3. 627 1 0. 38 - 0. 307 8 3. 031 0 0. 38
N×N 0. 374 3 8. 321 6 0. 57 0. 405 2 9. 748 7 0. 68
P×P - 0. 688 0 28. 109 0 1. 06 - 0. 751 8 33. 566 4 1. 26
Fe×Fe - 0. 041 7 0. 103 5 0. 06 - 0. 041 3 0. 101 0 0. 07
Mn×Mn - 0. 409 3 9. 945 6 0. 63 - 0. 403 0 9. 642 3 0. 68
Cu×Cu - 0. 266 9 4. 230 9 0. 41 - 0. 213 6 2. 710 0 0. 36
B×B 0. 146 8 1. 279 2 0. 23 0. 155 1 1. 428 9 0. 26
b( 0) 13. 245 2 20. 34 13. 075 1 272. 364 5 21. 99
4　结论和讨论
　　( 1)采用经协方差分析调整和未经调整的生长指标分析研究营养补给对兰考泡桐生长的
效应,所得结论相似,但在效应因子的次序上有差别。由于中龄兰考泡桐单株之间生长量的极
大差异性, 如不考虑初始生长对后期生长的影响,不将初始生长量调整到同一水平, 有可能导
224 林 业 科 学 研 究　　　　　　　　　　　　　　　10卷
致错误的结论。
( 2)试验立地条件下,采用 N、P、Fe、Zn、Mn、Cu、B等大量元素和微量元素肥料对 6年生
和 7年生兰考泡桐林进行营养补给,其胸高断面积增长率和各营养补给因子之间无显著的回
归关系,部分元素肥料(主要是 P、Fe)对其胸高断面积生长具有一定的效应,但未达显著水平,
即对将可利用的兰考泡桐材积生长无显著的效应。
试验立地条件在兰考泡桐主栽区的华北平原具有一定的代表性,由于农田土壤肥力较高,
泡桐栽植密度较小,加之中龄兰考泡桐的深根性、大根幅、枯落物归还土壤养分元素数量大且
速度快等,有可能是导致营养补给效应不显著的重要原因。
参　考　文　献
　　1　王德永,余杰,文瑞钧,等.泡桐人工幼林施肥效应研究.泡桐与农用林业, 1993, ( 1) : 75～78.
　　2　贾慧君,郑槐明,陆新育,等.泡桐农用幼林施肥研究初报.泡桐与农用林业, 1993, ( 1) : 69～74.
　　3　林业部编.林业标准资料汇编(三) .北京:中国林业出版社, 1990.
　　4　北京林学院主编.数理统计学.北京:中国林业出版社, 1981.
Study on the Effects of Fertilization on Middle-aged
Paulownia elongata Plywood Plantation
Wang Baop ing　L i Zongran　L i Fangdong
Zhou H aij iang　Zhou Daoshun
　　Abstract　Fert ilizers including elements o f N, P, Fe, Zn, M n, Cu and B w er e applied to
six and seven years o ld Paulow nia elongata plyw ood plantation. T he results show that no sig-
nif icant relation betw een the g row th and fert ilizing factors, although some kinds of fert ilizer s
( mainly P, Fe) have cer tain ef fects on the growth. It is necessary to adjust the init ial amounts
of g row th of different t reatments to the same level w ith co-variance analysing method while
study ing the ef fects o f fert ilization on the grow th o f middle- aged paulow nia plantation.
　　Key words　Paulow nia elongata　plyw ood plantat ion　fert ilizat ion
　　Wang Baopin g, Assis tant Profes sor, Li Zongran, Li Fangdong, Zhou Haijiang, Zh ou Daosh un( Paulow nia Research Center
of Ch ina　Zhengzhou　450003) .
2252 期　　　　　　　　　　王保平等: 中龄兰考泡桐胶合板材林营养补给效应的研究