全 文 ：第 1 期 季海宝等: 集约经营对雷竹林土壤与植株铝含量的影响
(P ＜ 0. 05)，土壤阳离子交换量的增加促进了竹鞭
对铝的吸收。由相关性分析结果可以看出，pH 值是
影响土壤中活性铝及雷竹体内铝含量的主要因子，
pH 降低，则土壤中活性铝含量增加，植株地上部铝
含量下降，地下部铝含量积聚。
4 结论与讨论
长期集约经营对雷竹林土壤的酸度、有机质含
量和阳离子交换量有着很大影响。本研究中，随栽
培时间延长，雷竹林地中、上层(0 ～ 20 cm)土壤明
表 2 不同种植年限雷竹各组织铝含量
Tab． 2 Al contents in different organs with various planting time of phyllostachys praecox fields mg·kg － 1
种植年限
Planting time / a
叶
Leaf
秆
Stem
鞭
Rhizome
根
Root
2 32. 98 ± 6. 94 a 11. 94 ± 3. 53 a 107. 0 ± 31. 25 bc 594. 2 ± 58． 6 c
6 22. 99 ± 8. 57 b 13. 06 ± 2. 55 a 116. 1 ± 29. 97 b 805. 4 ± 103． 3 b
8 21. 26 ± 5. 04 b 12. 65 ± 3. 80 a 146. 1 ± 62. 66 a 1 040. 5 ± 135． 3 a
11 21. 88 ± 3. 62 b 10. 76 ± 2. 84 a 86. 10 ± 21. 54 c 1 061. 5 ± 189． 5 a
16 19. 29 ± 6. 95 b 10. 25 ± 2. 86 a 86. 76 ± 30. 20 c 1 072. 6 ± 140． 5 a
表 3 0 ～ 10 cm 表层土壤性质与铝含量的相关性①
Tab． 3 Correlation between soil properties in 0 － 10 cm layer and Al contents
项目 Item 土壤 pH 值 Soil pH
有机质含量
Organic matter content
阳离子交换量
Cation exchange capacity
8 －羟基喹啉提取态铝含量
8-hydroxyquinoline extractable Al content － 0. 989
* － 0. 268 0. 239
乙酸提取态铝含量
Acetic acid extractable Al content
0. 480 － 0. 562 － 0. 792
竹叶铝含量
Al content of bamboo leaf
0. 515 － 0. 256 － 0. 564
竹秆铝含量
Al content of bamboo stem
0. 658 0. 158 － 0. 273
竹鞭铝含量
Al content of bamboo rhizome
－ 0. 287 0. 798 0. 945 *
竹根铝含量
Al content of bamboo root － 0. 922
* － 0. 370 0. 071
①* :α = 0. 05．
显酸化，这与徐祖祥等(2010)的研究结果一致。由
于竹农每年施用大量的化学肥料，特别是施用碳酸
氢铵和尿素，这类化肥都是酸性肥料，连续施用会使
土壤 pH 值下降，土壤酸度加大。而雷竹林地中、上
层土壤有机质含量和阳离子交换量在经营前期下
降，这是由于水稻土壤改种植旱地后，部分有机质含
量因为土壤氧化过程而有所下降; 在经营 6 年后开
始明显上升，因为覆盖带入了大量的稻草和砻糠，提
高了有机质含量。
8 －羟基喹啉所提取的铝形态包括水溶态铝、羟
基态铝和 AlSO4
+，具有生物毒性。本研究中，上层
土壤中的 8 －羟基喹啉提取态铝含量随种植年限不
断增加，16 年与其他种植年限相比达到显著性差异
(P ＜ 0. 05)，说明雷竹林随着集约经营年限的增
加，生物毒性铝的含量在增加，对雷竹根系有潜在的
危害性。乙酸提取态铝是生物可利用铝，包括水溶
态铝、交换态铝和络合态铝。本研究中，中、上层土
壤的乙酸提取态铝含量总体上随栽培年限增加而增
加，尤其是种植 16 年的雷竹林显著增高，这与前人
的一些研究结果相似。刘国群等 (2008)研究发现
雷竹林土壤中交换性铝含量随土壤 pH 值的降低而
显著增加，种植 15 年后的雷竹林土壤中交换性铝含
量约为对照水稻田的 51 倍。徐仁扣等(1998)也研
究发现在酸性土壤中，铝的溶出量随 pH 值的降低
而增加。这表明随着雷竹林经营时间的增加和林地
土壤的持续酸化，生物可利用铝含量也在增加，雷竹
林地遭受铝毒胁迫的风险也逐渐增加。
宣家祥等(1995)研究发现，铝在植物体内的分
布是极不均匀的，植物所吸收的大多数铝主要集中
在根系中，只有极少量的铝被转移至地上部分，茎叶
中的铝含量均较少。本研究也表明竹根中铝含量最
高，其次是竹鞭，竹叶和竹秆中最少。由于铝毒对根
系生长影响极大，铝毒会抑制主根的伸长，扰乱植物
对养分和水分的吸收和利用，影响 DNA 合成，抑制
细胞分裂。在长期覆盖栽培经营条件下，竹林地下
根鞭系统生长更新会受到影响，导致立竹更新困难，
91
林 业 科 学 50 卷
立竹生长势衰退，竹林出现退化，竹笋产量下降(刘
丽等，2010)。竹根中铝的含量随着种植年限的增
加而显著增加; 竹鞭、竹秆及竹叶中的铝含量则随
着种植年限的增加而有所下降。显然，雷竹根系中
铝含量与土壤中铝含量变化趋势一致，但雷竹地上
部铝含量却并非如此，有相反的趋势，说明铝在雷竹
体内由根转运至地上部是在下降，极大可能意味着
铝毒影响了根系活性，降低了养分的转运能力。类
似的，沈宏等(2001)研究发现铝胁迫会影响植物根
系对 Ca，Mg，P 和 K 的吸收。因此，雷竹地上部铝含
量的下降恰恰可能是铝毒害的重要表征。
相关性分析表明，土壤 pH 值与 8 －羟基喹啉提
取态铝含量显著负相关，与竹根中的铝含量显著负
相关，而与雷竹竹叶与竹秆中的铝含量正相关。进
一步说明，覆盖栽培经营的雷竹林地土壤酸化严重，
导致土壤中生物毒性铝增加，雷竹根部铝含量积聚，
危害雷竹正常生长，从而增加了雷竹林的退化风险。
由于植物对土壤铝毒的响应较为复杂，本研究
仅针对雷竹不同部位的铝含量进行了表观分析，未
能给出雷竹生长对土壤毒性铝含量的响应曲线，这
些还有待今后深入研究。
参 考 文 献
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(责任编辑 于静娴)
02
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140104
收稿日期: 2010 － 11 － 01; 修回日期: 2013 － 10 － 25。
基金项目: “十一五”国家科技支撑计划项目(2006BAC01A11;2008BADC2B01)。
* 黄从德为通讯作者。
华西雨屏区巨桉人工林土壤呼吸对模拟氮沉降的响应*
向元彬 黄从德 胡庭兴 涂利华 杨万勤 李仁洪 胡 畅
(四川农业大学林学院 四川省林业生态工程省级重点实验室 雅安 625014)
摘 要: 通过野外原位试验，对巨桉人工林进行为期 14 个月的模拟氮沉降试验，施氮量为 0(CK)，5( L)，15
(M)和 30(H) g N·m － 2 a － 1，共 4 个处理。每月下旬采用红外 CO2 分析法测定土壤呼吸速率，并定量对各处理施氮
(NH4NO3 )。结果表明: 华西雨屏区巨桉人工林土壤呼吸速率具有明显的季节动态变化，土壤呼吸速率均为 1 月
最低，7 月最高; 施氮处理 3 个月后，随着施氮浓度增加，氮沉降对土壤呼吸的促进效应明显，如 7 月份 L，M 和 H
处理较 CK 土壤呼吸速率分别增加 8. 80%，22. 62% 和 33. 17% ; 氮沉降使该巨桉林分土壤每年向大气释放的 CO2
量增加了 11. 93% ～ 30. 82% ; 2008 年 4，7 和 10 月土壤呼吸速率 24 h 平均值均表现为 CK ＜ L ＜ M ＜ H; 引起巨桉
人工林土壤呼吸速率变异的主导因子是土壤温度，土壤温度和湿度与土壤呼吸速率的双因素模型优于单因素模
型，土壤温度和湿度共同解释了巨桉人工林土壤呼吸速率月动态的 76. 4% ～ 90. 5% ; 氮沉降量的增加使 Q10值增
大，表明氮沉降可能使土壤呼吸的温度敏感性增强。
关键词: 氮沉降; 巨桉; 土壤呼吸; 华西雨屏区
中图分类号: S718. 55 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0021 － 06
Response of Soil Respiration to Simulated Nitrogen Deposition in an
Eucalyptus grandis Plantation in the Rainy Area of Western China
Xiang Yuanbin Huang Congde Hu Tingxing Tu Lihua Yang Wanqin Li Renhong Hu Chang
(The Provincial Key Laboratory of Forestry Ecology Engineering of Sichuan Province
College of Forestry，Sichuan Agricultural University Ya’an 625014)
Abstract: A simulated nitrogen deposition experiment in the field was conducted in a Eucalyptus grandis stand for 14
months． The levels of nitrogen deposition were 0(CK)，5 (L)，15 (M) and 30 (H) g N m － 2·a － 1 respectively． The
soil respiration was measured by infrared gas analyzers，and then NH4NO3 was added into N-treated plots in the last third
of each month． Results showed that: The soil respiration in E． grandis forest displayed an obvious seasonal pattern in the
rainy area of western China． The lowest rate occurred in January and the highest rate In July for the all treatments． After
3 months of nitrogen deposition treatment， the soil respiration was promoted significantly， especially in July， the
respiration rate of treatment L，M，and H was 8． 80%，22． 62%，32． 41% higher than CK，respectively． CO2 releases
from the soil of E． grandis forest were increased by 11． 93% to 30． 82% after nitrogen deposition treatment． The average
soil respiration rate in 24 hour was in an order of CK ＜ L ＜ M ＜ H in April，July and October 2008． The soil temperature
was a key factor affecting soil respiration variation． The 76． 4% ～ 90． 5% of monthly variation in soil respiration could be
explained by a two-factor model which was better than single-factor models (R s = aW + b，R s = ae
bt) ． The Q10 values were
increased correspondingly with the N addition． The result indicated that nitrogen deposition might increase temperature
sensitivity of soil respiration．
Key words: nitrogen deposition; Eucalyptus grandis; soil respiration; rainy area of west China
自工业革命以来，人类的各种生产活动提高了
大气中 CO2 的含量(Matson et al．，2002)，与此同时
也增加了 10 倍的活性氮( Galloway et al．，2004 )。
森林土壤是陆地生态系统的最大碳库，土壤碳贮存
高达 170 Pg C，约占世界土壤总碳储量的 11%。土
壤通过呼吸每年释放的 CO2 达 68 ～ 100 Pg C(Raich
et al．，1992; Melillo et al．，2002)，其呼吸速率的变
化对陆地生态系统的碳储存和大气 CO2 浓度起着
林 业 科 学 50 卷
关键作用，进而影响全球气候变化( Schlesinger et
al．，2000; Burton et al．，2003)。因此，森林土壤呼吸
对解决碳失汇问题以及研究全球气候变化具有重要
意义(齐志勇等，2003)。
当前，人类向大气中排放的含氮化合物越来越
多，大气氮沉降量不断增加，而这种趋势在未来的数
十年内还将持续下去(Galloway et al．，2004)。据报
道，目前中国已成为继欧洲美国之后的全球第三大
氮沉降集中区(Galloway et al．，2004)，氮沉降的增
加已经对各种生态系统的特征和过程产生了很大影
响。近年来，国内外学者在北方森林(Allison et al．，
2008)、温带硬木林( Bowden et al．，2004; Micks et
al．，2004)、亚热带常绿阔叶林(宋学贵等，2007)、
亚热带竹林(涂利华等，2009; 2011; 李仁洪等，
2010; Tu et al．，2011 )、热带成熟林 (莫江明等，
2005; Mo et al．，2007)和一些人工林( Samuelson et
al．，2004)开展了一系列模拟氮沉降或施氮对土壤
呼吸影响的研究。虽然目前国内外在氮沉降对森林
土壤呼吸方面取得了众多研究成果，但氮沉降对土
壤呼吸影响的内在机制还没有得到充分揭示，氮沉
降研究的森林类型也有待进一步丰富。巨桉
(Eucalyptus grandis)是我国重要的经济用材树种，
近年来在我国南方地区广泛栽植，由于生长迅速并
且栽培面积巨大，因此，巨桉人工林对区域碳储存的
影响很大。本研究以氮沉降严重的华西雨屏区巨桉
人工林为研究对象，通过外加氮模拟氮沉降增加情
景，探讨土壤呼吸过程的响应方式及其内在机制，其
结果可为预测该区域人工林土壤碳动态对持续增加
的氮沉降的响应提供基础数据和参考。
1 研究区概况
试验地设置在四川省雅安市雨城区老板山
(102°59 E，29°58 N)，海拔 580 m，≥10 ℃年积温
5 231 ℃，年均气温 16. 1 ℃，1 月平均最低气温
3. 7 ℃，7 月平均最高气温 29. 9 ℃，年均日照时数
1 019. 9 h，全年太阳辐射总量 3 640. 13 MJ·cm － 2，
全年无霜期 289 天，年平均降雨量 1 772. 2 mm。试
验地内的巨桉栽植于 2003 年初，郁闭度 0. 8，密度
为1 111株·hm － 2(1. 5 m × 6 m)，平均胸径 13 cm，平
均树高 14 m。土壤为酸性紫色土，土壤厚度大于 50
cm，模拟氮沉降前巨桉人工林0 ～ 20 cm土层土壤化
学性质为碱解氮含量 81. 87 mg·kg － 1、有效磷含量
86. 60 mg·kg － 1、速效钾含量 68. 29 mg·kg － 1、有机质
含量 30. 24 g·kg － 1。林地其他条件基本一致。
2 研究方法
2. 1 试验地设置
2008 年 1 月底在巨桉人工林内设置 12 个
3 m × 3 m 样方，样方之间设置≥3 m 的缓冲隔离
带，并随机分为 4 组，每组 3 个样方，进行模拟氮沉
降处理。氮处理为 0(CK)，5(L)，15(M)和 30(H)
g·m － 2 a － 1，共 4 个处理水平。将年氮沉降量换算成
月氮沉降量，2008 － 01—2009 － 02，每月下旬(土壤
呼吸测定之后)对各水平进行施氮。
2. 2 巨桉人工林土壤呼吸速率测定
在每个样方内随机安置 3 个 PVC 连接环，用于
土壤呼吸速率的定期测定。本试验使用 Li-6400 分析
系统(LI-cor Inc．，Lincoln，NE，USA))测定土壤呼
吸速率。氮沉降 2 个月后每月底在人工模拟氮沉降
前测定各处理土壤呼吸速率 1 天。测定时间为
8:00—18:00，每间隔 2 h 测定 1 次，共测定 5 次。在
测定土壤呼吸的同时测定 10 cm 深处土壤温度和含
水量。分别于氮沉降处理后的第 4，7 和 10 个月(即
2008 年 4，7 和 10 月)测土壤呼吸昼夜动态变化。
2. 3 巨桉人工林土壤温度、水分及土壤微生物生物
量碳、氮的测定
采用 LI-6400 分析系统自带探头测定土壤温度;
使用时域反射仪测定 0 ～ 10 cm 土壤体积含水量。氮
沉降后的第 15 个月，在各处理样方内采集 0 ～ 20 cm
土层样品，测定微生物生物量碳、氮含量(Tu et al．，
2011; 向元彬等，2011; 涂利华等，2009)。
2. 4 数据处理
土壤呼吸速率与土壤温度的单因素指数模型为
R s = ae
bt，R s 为土壤呼吸速率(μmol·m
－ 2 s － 1 )，t 为
土壤温度(℃ )，a 为 t = 0 ℃时的土壤呼吸速率，b 为
温度反应系数; 土壤呼吸速率与土壤湿度的单因素
线性模型为 R s = aW + b，W 为土壤体积含水量; 土
壤呼吸速率与土壤温度和湿度的双因素模型为
R s = ae
btWc(杨玉盛等，2005)，c 为待定参数。
利用 Excel 2003 和 SPSS 13． 0 软件进行数据处
理和统计分析，然后用 LSD 多重比较土壤呼吸速率
在不同处理间的差异显著性。
3 结果与分析
3. 1 土壤呼吸速率月动态
试验地样方内土壤呼吸速率具有明显的季节动
态变化，最大值出现在 7 月，最小值出现在 1 月，与
10 cm 土层土壤温度变化趋势相同(图 1)。氮沉降
处理 2 个月后，即 2008 年 3 月以后，氮处理增加了
22
第 1 期 向元彬等: 华西雨屏区巨桉人工林土壤呼吸对模拟氮沉降的响应
图 1 各处理土壤呼吸速率月动态
Fig． 1 Monthly dynamic of soil respiration rate
图 2 各处理土壤呼吸速率昼夜变化
Fig． 2 Twenty-four hours variation of soil respiration rate
土壤呼吸速率，随着施氮量的增加，这种促进效应更
明显，2008 年 3—9 月、11 月及翌年 2 月各处理与
对照间土壤呼吸速率的差异显著(P ＜ 0. 05)，其中 7
月份各氮沉降处理的土壤呼吸速率较对照分别增加
了 8. 80%，22. 62%和 33. 17%。全年各氮沉降处理
(L，M 和 H)CO2 释放量分别比对照高出 11. 93%，
21. 12%和 30. 82%，土壤呼吸速率和 10 cm 深处土
壤温度具有极显著的正相关关系(P ＜ 0. 01)。
32
林 业 科 学 50 卷
3. 2 土壤呼吸速率昼夜变化
模拟氮沉降处理后的第 4，7 和 10 个月测定的
土壤呼吸速率昼夜变化如图 2。图 2 表明，在测定
土壤呼吸的 24 h 内，各样方土壤呼吸速率都有明显
的变化，但相关分析表明 10 cm 深处土壤温度与土
壤呼吸速率之间相关性不显著。这 3 个月测定的
24 h 内土壤呼吸速率平均值均表现为 CK ＜ L ＜ M ＜
H，3 次土壤呼吸速率昼夜变化测定的结果均表明，
土壤呼吸速率在 1 天内的波动较小，且在 24 h 内的
平均值表现为对照小于模拟氮沉降处理。
3. 3 土壤含水量月动态
与土壤温度的月动态变化不同，土壤含水量月
动态规律性不强;但从季节上来看，土壤含水量在
夏、秋季较高，春、冬季较低(图 3)。CK，L，M 和 H
处理最大值分别为 34. 2% (10 月)、34. 5% (10 月)、
34% ( 10 月) 和 34. 1% ( 10 月)，最小值分别为
30. 3% (1 月)、30. 8% (1 月)、31. 3% (1 月)和 31%
(4 月)。4 处理间土壤含水量差异不显著。
3. 4 土壤呼吸速率与土壤温度、湿度的关系
各氮沉降处理的 10 cm 深处土壤温度与土壤呼
吸速率之间的关系用指数模型 R s = ae
bt拟合，得出
二者存在极显著指数正相关关系(P ＜ 0. 01)。并计
算得出各处理的 Q10值分别为 2. 29，2. 36，2. 56 和
2. 97，表明氮沉降的增加可能增加了土壤呼吸的温
度敏感性。L，H 处理与 10 cm 深处土壤湿度存在
显著线性负相关(P ＜ 0. 05)，而 CK 和 M 处理与其
相关性不显著 (表 1)。单因素模型 R s = aW + b 和
R s = ae
bt分别解释了土壤呼吸月动态的 36. 3% ～
53. 3%和 66. 4% ～ 85. 3% ; 双因素模型 R s = ae
bt Wc
解释了 76. 4% ～ 90. 5%。
图 3 各处理土壤含水量月动态
Fig． 3 Monthly dynamic of soil water content
表 1 土壤呼吸速率的不同关系模型参数①
Tab． 1 Parameters of different correlation of soil respiration rate
处理
Treatment
R s = ae
bt R s = aW + b R s = ae
btWc
a b R2 a b R2 a b c R2
CK 0. 189 0. 083 0. 685 * － 5. 631 34. 616 0. 363 1. 63 0. 78 － 0. 909 0. 764 *
L 0. 216 0. 086 0. 688＊＊ － 6. 107 36. 656 0. 533 * 2. 599 0. 69 － 1. 146 0. 863＊＊
M 0. 236 0. 094 0. 664 * － 5. 736 37. 067 0. 477 － 2. 155 － 1. 023 0. 78 0. 784＊＊
H 0. 18 0. 109 0. 853＊＊ － 5. 456 36. 748 0. 512 * － 0. 664 0. 94 － 0. 231 0. 905＊＊
①* : P ＜ 0. 05; ＊＊: P ＜ 0. 01．
3. 5 巨桉林氮沉降对土壤微生物生物量碳、氮的
影响
通过 14 个月氮沉降处理后，L，M 和 H 处理土
壤微生物生物量碳含量分别比对照高出 17. 05%，
21. 20%和 48. 39%，土壤微生物生物量氮含量分别
比对照高出 10. 34%，34. 48%和 44. 83%，表现为随
着施氮浓度的增加微生物生物量碳、氮含量增加
(图 4)。
4 结论与讨论
华西雨屏区巨桉林地土壤呼吸具有明显的季节
特征，最大值出现在 7 月，最小值出现在 1 月，这与
相关的研究结果 (宋学贵等，2007; 涂利华等，
2009; 2011; 肖复明等，2009)一致。有研究结果表
明，土壤呼吸速率与地温的 24 h 昼夜变化有着相同
的趋势，且是单峰型曲线 (周海霞等，2007; 鲁洋
图 4 土壤微生物生物量碳、氮含量变化
Fig． 4 Content change of microbial biomass carbon and nitrogen
等，2009)。而本研究土壤呼吸速率 24 h 昼夜变化
规律不明显，与李仁洪等(2010) 和涂利华等(2009;
2011)的研究结果相同。这主要是在小的时间尺度
内，土壤温度、水分等关键因子波动较小，对土壤呼
吸速率影响小，而土壤微生物和植物根系的活动对
土壤呼吸速率波动的影响更大 (Kuzyakov，2006)，
42
第 1 期 向元彬等: 华西雨屏区巨桉人工林土壤呼吸对模拟氮沉降的响应
而巨桉林地郁闭度大，土壤温差昼夜变化很小，在短
时间内土壤水分含量变化小，因此土壤呼吸速率波
动很小。
本研究表明，氮沉降处理后各样方的土壤呼吸
速率明显提高，氮沉降使该巨桉林分土壤每年向大
气释放的 CO2 增加了 11. 93% ～ 30. 82%。莫江明
等(2005)也发现模拟氮沉降显著促进了南亚热带
常绿阔叶林土壤呼吸，涂利华等(2009)对相邻的洪
雅县柳江镇苦竹 ( Pleioblastus amarus) 林的研究表
明，12 个月的施氮处理后，土壤微生物生物量碳、氮
含量增加，并且促进了土壤微生物呼吸，氮沉降促进
了苦竹林土壤呼吸的释放。
本试验进行 3 个月后，施氮对样地土壤呼吸表
现为明显的促进效应，经过 14 个月的模拟氮沉降处
理，土壤微生物生物量碳、氮含量有较大的增加。这
可能是由于巨桉是速生树种，其生长速度快，要吸收
大量的养分元素，所以此试验地巨桉人工林的土壤
处于氮限制状态。模拟氮沉降使得土壤中有效氮含
量迅速增高，减缓了土壤氮的限制作用，使土壤中可
以利用的氮含量升高，导致微生物和植物根系对氮
的固定和吸收，使土壤中微生物的生物量和活性增
加，进而促进了土壤微生物呼吸。
本研究并未直接测定巨桉细根生物量数据，但
Tu 等(2011)研究表明，虽然华西雨屏区氮沉降量较
高，但由于低龄人工林生长迅速，氮沉降可以促进植
物生物量的积累。因此，同处于华西雨屏中心区的
低龄巨桉林，其生长包括根系的生长可能也会受到
氮沉降的促进。Nadelhoffer(2000)认为，在氮沉降
下细根生物量不管是减少还是增加，细根氮含量通
常是增加的。因此，单位细根代谢强度通常是受氮
沉降促进的。巨桉林细根呼吸对氮沉降的响应仍需
进一步研究。
张东秋等(2005)研究表明，土壤呼吸最主要的
限制因子是土壤温度。本研究表明土壤呼吸与土壤
10 cm 土层土壤温度相关性极显著(P ＜ 0. 01)，这与
许多研究结果 ( Takahashi et al．，2004; Elberling et
al．，2003; 王小国等，2007; 陈宝玉等，2007)相同。
土壤呼吸的月动态受季节性土壤温度变化的影响明
显，温度越高，土壤呼吸速率越大。2008 年 7 月土
壤温度最高，各处理土壤呼吸速率也最高; 2009 年
1 月土壤温度最低，各处理土壤呼吸也最低。
氮沉降对华西雨屏区苦竹林土壤呼吸温度敏感
性的影响具有年际变化，模拟氮沉降第 1 年 Q10值增
加(涂利华等，2009)，但第 2 年各处理间 Q10值无显
著差异(Tu et al．，2011)。而李仁洪等(2010)对华
西雨屏区慈竹 (Neosinocalamus affinis) 林的研究表
明，氮沉降则降低了土壤呼吸对温度的敏感性。本
研究中 CK，L，M 和 H 处理的土壤呼吸速率 Q10值分
别为 2. 29，2. 36，2. 56 和 2. 97，各水平氮沉降处理的
Q10值均高于对照，这可能是氮沉降和温度均可通过
刺激微生物活动影响森林土壤 CO2 的排放。Q10值
表明本试验模拟氮沉降处理使土壤呼吸温度的敏感
性提高，并增加了华西雨屏区巨桉林人工林向大气
中排放 CO2 的量。
森林土壤呼吸主要受土壤温度和湿度 2 大因素
的影响，且很大一部分的变化可以由这 2 大因素共
同解释(Burton et al．，2003; 杨金艳等，2006)。本
研究中土壤呼吸与土壤温度和湿度的双因素模型较
单因素模型拟合度更高，表明所研究林分是二者共
同影响土壤呼吸。单因素模型 R s = ae
bt的拟合度高
于 R s = aW + b 单因素模型，说明试验地人工巨桉林
的土壤呼吸受土壤湿度的影响小于温度对它的影
响。原因可能是在华西雨屏区，年降雨量大，冬春降
雨量虽然相对较小，但空气和土壤温度低，土壤蒸发
量低，全年土壤湿度差异不大，因此，土壤湿度对土
壤呼吸的影响较小，而温度成为了该区域影响土壤
呼吸的主要因素。
由于本研究的时间较短，目前尚不清楚华西雨
屏区巨桉人工林土壤呼吸速率对长期氮沉降的响
应，因此，为充分了解该响应的长期机制，还需系统
深入研究。
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(责任编辑 于静娴)
62
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140105
收稿日期: 2013 － 06 － 03; 修回日期: 2013 － 11 － 20。
基金项目: “十二五”国家科技支撑计划课题(2012BAC08B01) ; 甘肃省自然科学研究基金计划课题(1107RJZG268) ; 国家自然科学基金
重大项目(91125012)。
﹡刘贤德为通讯作者。
祁连山排露沟流域气温、冻土冻融与河川径流特征*
牛 赟1，2 刘贤德1，2 敬文茂2 车宗玺2 赵维俊1，2
(1．甘肃农业大学 兰州 730070; 2．甘肃省祁连山水源涵养林研究院 甘肃省森林生态与冻土水文水资源重点实验室 张掖 734000)
摘 要: 通过统计分析祁连山排露沟流域气温、日照时数、土壤温度、降水、冻土冻融及河川径流等监测数据
(2002 － 2011 年)，研究气温、日照、土壤温度、冻土冻融的变化特征，分析降水、冻土冻融与河川径流的关系。结果
表明:年均气温 1. 7 ℃，年均日照时数 127. 1 h，年均土壤地表温度 3. 3 ℃，5，10 和 15 cm 深处年均土壤温度 2. 3 ℃，
20 和 40 cm 深处年均土壤温度 2. 4 ℃ ; 土壤开始冻结日期为 10 月 11 日左右，冻土结束消融日期为 7 月 18 日左
右，季节性冻土存在时间为年均 278 天，占全年时间的 76. 16% ; 12 月 10 日之前，冻土增厚的速率约 1. 22 cm·d － 1，
此后，冻土增厚的速率逐渐减小，平均为 0. 78 cm·d － 1，直到 3 月 20 日左右，冻土增厚的速率减到最小，但冻土的累
积厚度增加到最大，年均最大厚度约 159. 6 cm; 从 3 月 20 日左右开始，冻土开始消融，消融的速率逐渐递增，平均
为 1. 47 cm·d － 1 ; 河川径流量 S 与降水量 P 的回归模型为 S = 2. 936P + 9. 587(R2 = 0. 742 6)，河川经流与冻土冻融
厚度 Fd的回归模型为 S = － 10. 361Fd + 1 388. 498(R
2 = 0. 701 7)。
关键词: 土壤温度; 冻土冻融; 河川径流; 祁连山排露沟流域
中图分类号: S719 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0027 － 05
Characteristics of Temperature，Soil Freezing and Thawing，and River Flow
in Pailugou Watershed of Qilian Mountains
Niu Yun1，2 Liu Xiande1，2 Jing Wenmao2 Che Zongxi2 Zhao Weijun1，2
(1 ． Gansu Agricultural University Lanzhou 730070; 2 ． Gansu Province Key Laboratory of Forest Ecology and Frozen-Soil Hydrology
and Water Resources Academy of Water Resource Conservation Forests of Qilian Mountains in Gansu Province Zhangye 734000)
Abstract: In this paper，the annual air temperature，sunshine duration，soil temperature，precipitation，soil freeze －
thaw and river flow were analyzed based on data of monitoring meteorology，soil freezing and thawing，triangle weir
hydrograph and volume from 2002 to 2011 in Pailugou watershed of Qilian Mountains． The results showed that: Average
annual temperature was 1． 7 ℃，and annual sunshine duration was 127． 1 h． The soil temperature was 3． 3 ℃ on the soil
surface，2． 3 ℃ at 5，10，and 15 cm depth，2． 4 ℃ at 20 and 40 cm depth． The soil freezing began around 11 th of
October; the soil ablation finish was around 17 th of July． Frozen period was 278 days，accounted for 76． 16% of a year．
The rate of frozen soil thickness augment was about 1． 22 cm·d － 1 before the 10 th of December，then it reduced to
0． 78 cm·d － 1，and reached the minimum to 20 th of March，at which the thickness of frozen soil reached to the maximum，
and the average maximum thickness was 159． 6 cm; Soil thawing started around 2 nd of April with the increasing rate，and
ended around 17 th of July，and the average melting rate was 1． 47 cm·d － 1 ． The regression model for S ( runoff) and P
(precipitation) was 2． 936P + 9． 587 ( R2 = 0． 742 6)，and the regression model for S ( runoff) and frozen － thaw
thickness of soil was － 10． 361F d + 1 388． 498 (R
2 = 0． 701 7) ．
Key words: soil temperature; frozen soil freezing and thawing; river flow; Pailugou watershed of Qilian Mountains
流域产流能力及其依赖河川径流而生息繁衍的
人居生态系统的稳定与发展备受关注。西北内陆山
区河川径流形成受到多种因素的影响，其中冬、春季
甚至初夏季一定范围内冻土冻融现象直接影响着河
川径流的补给过程和年内变化。祁连山林区冻土面
积广阔，对河川径流补给能力强，延续时间长久，对
流域水文过程及其水资源稳定性和脆弱的荒漠生态
系统维持十分重要。高山冰川冻土是一个“固体水
林 业 科 学 50 卷
库”，水源涵养林则是“绿色水库”，高山冰雪冻土带
的多年冻土层与中低山区的季节性冻土层成为连接
“固体水库”、“绿色水库”和河川水系的纽带，由于
其特殊的水热性质，形成了有利于河川径流形成的
特殊下垫面，起着涵养水源和调节河川径流的作用。
目前，冻土冻融和河川径流形成的研究，主要集中在
黄河流域(黄荣辉等，2010)、长江源流域的青藏高原
区域(任东兴等，2010)、喜马拉雅山北坡典型高山区
(张菲等，2006)、昆仑山克里雅河流域(黄玉英等，
2008)、乌鲁木齐河流域(韩添丁等，2010)、拉萨河流
域(巩同梁等，2006)、天山玛纳斯河流域(刘景时等，
2006)、天山空冰斗高山区(杨针娘等，1996)和内蒙
古大兴安岭北部根河流域(周梅等，1997)等水源涵
养区。祁连山地处青藏、蒙新、黄土三大高原的交汇
地带，在全国森林水文生态学研究中地理位置十分重
要。冻土冻融水文过程是该区域不可回避的水文现
象，但相关研究较为薄弱，因此，在该区域内开展相关
研究显得十分必要。本研究利用祁连山排露沟流域
气象、冻土冻融、河川径流长期监测数据(2002—2011
年)，研究气温、日照、土壤温度和冻土冻融的变化特
征，分析降水、冻土冻融与河川径流的关系，对于促进
寒区旱区生态水文学的发展以及揭示森林水源涵养
机制具有重要意义。
1 研究区概况
祁连山(93°30—103° E，36°30—39°30 N)是
我国西北地区著名的高大山系之一，属典型大陆性
气候特征。一般山前低山属荒漠气候，年均气温
6 ℃左右，年降水量约 150 mm; 中山下部属半干旱
草原气候，年均气温 2 ～ 5 ℃，年降水量 250 ～ 300
mm。中山上部为半湿润森林草原气候，年均气温
0 ～ 1 ℃，年降水量 400 ～ 500 mm; 高山属寒冷湿润
气候，年均气温 － 5 ℃ 左右，年降水量约 800 mm。
山地东部气候较湿润，西部较干燥。
试验区位于祁连山西水林区排露沟流域
(100°17 E，38°24 N)，流域面积 274 hm2，呈中卵
形，土壤类型主要为山地栗钙土和山地灰褐土，平
均厚度 0. 5 m。森林总面积 118. 3 hm2，覆盖率
43. 16%，郁闭度 0. 7 左右，流域内阴坡以乔木林
为主，阳坡以草地为主，海拔 3 200 m 以上的亚高
山以灌木林为主。
2 研究方法
2. 1 气象数据来源及冻土冻融监测
气象数据来源于试验区建立的地面气象站
(1994 年建站，本研究选取 2002—2011 年的数据)，
站内按中央气象局编定的《地面气象观测规范》要
求布设最高气温表、最低气温表、自记气温计对气温
进行监测; 布设地面温度表、地面最高温度表、地面
最低温度表，5，10，15 和 20 cm 曲管地温表及 40，80
和 160 cm 直管地温表对土壤温度进行监测; 布置
暗筒式日照计对日照时数进行监测。站内布设 1 套
冻土器对冻土冻融现象进行监测。冻土器安装时，
将长 300 cm、直径 5 cm 的外套管打入地下深250 cm
处，同时将长 250 cm、直径 1 cm 的橡胶冻结管内注
入水，外套管与土壤之间的缝隙回填好，防止降水进
入。根据冻土器内水柱冻结的刻度，测定冻土冻融
厚度。
气象及其冻土冻融监测和数据订正整理都严格
按照《地面气象观测规范》的要求执行，实行每日
8:00，14:00 和 20:00 定点 3 次观测; 当地温 ＜ 0 ℃
时，开始监测土壤冻结深度变化，直至次年土壤完全
解冻为止。
2. 2 河川径流量监测(2002—2011 年)
河川径流测定采取 2 种方法: 河川径流封冻之
前，在祁连山排露沟流域出口处修建三角形(60°)
量水堰 ( 100° 17 9. 6 " E，38° 33 25. 2 " N )，海拔
2 642 m，用自记水位计监测河川径流量; 河川径流
封冻之后，将冰层打破，采用容积法测定冰下水流量
(流满 1 桶水所用的时间，桶的容积除以时间，可得
河川径流速度)。
量水堰和自记水位计测河川径流速度计算公
式为:
Q = K × H
5
2。
式中: K = C e
15
8 槡2gtan
θ( )2 ，C e = f( hP，PB，θ)，P
为三角形堰的顶角到堰底的距离，B 为堰的宽度，h
为水头高度，g 为重力加速度，θ 为三角量水堰的顶
角度数;H 为实测水位 ( cm);Q 为河川径流速度
(m3·s － 1)。经计算，祁连山排露沟流域 60°三角量
水堰计算公式中: C e = 0. 6，K = 0. 081 835，Q =
0. 081 835 × H
5
2 ÷ 100 000 。
破冰和容积法测河川径流计算公式为 Q =
V t / S，V t 为测量桶的容积(m
3 )，S 为流满容积所用
时间( s)。经测定，祁连山排露沟河川径流测量桶
容积 V t = 0. 017 783 m
3。
3 结果与分析
3. 1 气温和日照季节变化特征
气温和日照是影响冻土冻融的重要因子，同时
82
第 1 期 牛 赟等: 祁连山排露沟流域气温、冻土冻融与河川径流特征
也影响着降水形态以及河川径流组成。根据祁连山
森林生态站 2002—2011 年的近 10 年地面气象站监
测数据，祁连山排露沟流域年均气温 1. 4 ～ 2. 2 ℃，
波动趋势平稳，平均为 1. 7 ℃。年内月均最高气温
14. 4 ℃ (7 月份)，月均最低气温 － 11. 8 ℃ (1 月份)，
月均气温与月份拟合模型为 A t = － 0． 817 3x
2 +
11. 106x －26 ． 248(R2 = 0 ． 932 1)，x为月份(月)，A t
为月均气温(℃ )。
全年日照时数累计 1 430. 2 ～ 1 644. 6 h，平
均为 1 525. 0 h。年内月累计最高 166. 1 h( 6 月
份)，最低 97. 7 h ( 1 月份 )，平均为 127. 1 h。月
累计日照时数与月份之间的拟合模型为 S t =
－ 0 ． 025 2 x5 + 0. 9171 x4 － 11 ． 965 x3 + 65 ． 25 x2 －
127 ． 12 x + 171. 5 ( R 2 = 0 ． 947 1)，S t 为月累计日
照时数( h)。
5—9 月份，祁连山排露沟流域平均气温在 3 ℃
以上，全月日照时数累计高于 133 h，属于雨季; 10
月份至翌年 4 月份气温在 3 ℃ 以下，日照时数在
133 h 以下，属于雪季(图 1)。
3. 2 土壤温度变化特征
土壤温度和土壤水分是形成冻土的决定性因
子。根据祁连山森林生态站 2002—2011 年的近 10
年地面气象站监测数据，祁连山排露沟流域 0 cm
土壤年均温度为 3. 3 ℃，5，10 和 15 cm 深处土壤
年均温度为 2. 3 ℃，20 和 40 cm 深处土壤年均温
度为 2. 4 ℃，各土壤深处温度的季节变化动态如
图 2 所示，月均 0 ～ 40 cm 土层土壤温度与月份关
系拟合模型为 T s = － 0 ． 055 1x
3 + 0 ． 273 8x2 +
5. 197x － 18. 183(R2 = 0 ． 961 9)，T s 为土壤温
度(℃ )。
图 1 祁连山排露沟流域气温和日照
季节变化(2002—2011 年)
Fig． 1 Seasonal dynamic of air temperature and sunshine in
Pailugou watershed in Qilian Mountains(2002—2011)
图 2 祁连山排露沟流域土壤温度季节变化(2002—2011 年)
Fig． 2 Seasonal dynamic of soil temperature in Pailugou watershed of Qilian Mountains (2002—2011)
3. 3 冻土冻融变化过程特征
表 1 表明，土壤冻结开始时间为 9 月 21 日
(2011 年)和 10 月 22 日(2000，2004 和 2007 年)之
间，平均在 10 月 11 日左右。冻土消融结束时间在
6 月 17 日(2011 年)和 8 月 11 日(2003 年)之间，平
均在 7 月 18 日左右。冻土最大厚度出现在 3 月 23
日(2000 年)和 4 月 10 日(2008 年)之间，平均在 3
月 20 日左右。冻土冻融过程经历的时间在 261
(2003 年)和 297(2002 年)天之间，平均为 278 天，
占全年时间的 76. 16%。从 2000 到 2011 年的 12 年
间，冻土开始时间和结束时间都有波动性的提早趋
势，冻土冻融经历的时间也有波动性缩短的趋势。
92
林 业 科 学 50 卷
表 1 祁连山排露沟流域冻土冻融时间(2002—2011 年)
Fig． 1 Time about frozen soil and freeze-thaw in Pailugou watershed of Qilian Mountains (2002 － 2011)
项目 Item 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
冻结开始日期 Freezing start date 10 － 22 10 － 21 10 － 18 10 － 06 10 － 22 10 － 09 10 － 09 10 － 22 10 － 19 10 － 08 09 － 26 09 － 21
消融结束日期 Ablation end date 07 － 05 07 － 23 08 － 06 08 － 11 07 － 11 07 － 25 07 － 25 07 － 07 07 － 11 07 － 18 06 － 25 06 － 17
最大厚度日期 Frozen maximum date 03 － 23 04 － 05 03 － 31 03 － 31 04 － v1 04 － 06 04 － 07 03 － 31 04 － 10 04 － 06 04 － 02 03 － 28
3. 4 冻土冻融变化速率特征
从 10 月 11 日左右开始，土壤开始冻结，随着时
间向前推移，冻土厚度逐渐增加，直到翌年 3 月 20
日左右，达到最大为 159. 6 cm，此后，冻土厚度逐渐
减小，直到 7 月 18 日左右，季节性冻土消失(图 3)。
10 月 11 日至 12 月 10 日，土壤冻结速率逐渐波
动性增加，平均为 1. 22 cm·d － 1; 12 月 10 日至 3 月
20 日，土壤冻结速率逐渐波动性减小，平均为
0. 78 cm·d － 1; 3 月 20 日至 7 月 18 日，土壤冻结速率
趋于 0，冻土消融开始，在图 3 中表现为 0 以下，冻土
消融逐渐波动性增加，平均为 1. 47 cm·d － 1。
3. 5 降水与河川径流的关系
根据祁连山森林生态站 2002—2011 年降水
和河川径流监测，10 年间河川径流量与降水量变
化如图 4 所示，1—7 月份，降水量呈增加趋势，从
2. 96 mm 增加到 70. 42 mm; 8—12 月份，降水量
图 3 祁连山排露沟流域冻土冻融厚度和速率变化(2002—2011 年)
Fig． 3 Dynamic about thickness and rate of frozen soil
freeze-thaw in Pailugou watershed of Qilian Mountains (2002—2011)
呈递减趋势，从 65. 88 mm 递减到 4. 13 mm。年
均降水量为 360. 1 mm。1—9 月份，河川径流量
呈递增趋势，径流深从 0. 32 mm 增加到 23. 20
mm，10—12 月份，河川径流呈递减趋势，径流深
从 19. 52 mm 递减到 4. 13 mm。年均河川径流为
83. 45 mm。在一年的周期中，河川径流量占降水
量的 23. 17% 。
经回归分析，河川径流量与降水量相关系数 r
为 0. 861 7，属强正相关 (图 4 )，回归模型为 S =
2. 936P + 9 ． 587(R2 = 0 ． 742 6，S 为河川径流量，P
为降水量) 。
3. 6 冻土冻融与河川径流之间的关系
经回归分析，河川径流量与冻土冻融厚度相关
系数 r 为 － 0. 837 7，属强负相关(图 5)，回归模型为
图 4 祁连山排露沟流域降水与径流季节变化(2002—2011 年)
Fig． 4 Seasonal dynamic of precipitation and runoff in
Pailugou watershed in Qilian Mountains (2002—2011)
S = － 10 ． 361F d + 1 388 ． 498 (R
2 = 0 ． 701 7，S为河
川径流量，F d 为冻土冻融厚度) 。
全年河川径流量变化过程中，气温、地温是河川
03
第 1 期 牛 赟等: 祁连山排露沟流域气温、冻土冻融与河川径流特征
图 5 祁连山排露沟流域径流与冻土冻融
厚度动态变化关系(2002—2011 年)
Fig． 5 Dynamic changes about runoff and depth of frozen soil
freeze-thaw in Pailugou watershed of Qilian Mountains (2002—2011)
径流变化的主要驱动力(Liu et al．，2003; Xu et al．，
2002)，气温通过降水(降雨和降雪)来调节河川径
流，地温通过冻土冻融和积雪消融来调节河川径流，
而日照时数又影响着气温和地温的变化。如图 1，2
所示，祁连山排露沟流域气温、土壤温度从 7 月份开
始逐渐降低，日照时数从 6 月开始逐渐递减，到 10
月份平均气温降至 1. 6 ℃，土壤温度降至 3. 2 ℃，日
照时数降至 116 h; 如图 3，4 所示，大约在 10 月 11
日前后，土壤开始结冻，此时，河川径流速率降至
0. 002 m3·s － 1，随着冻土厚度逐渐增大，河川径流逐
渐减小，且河川径流波动幅度趋于稳定。直到翌年
的 1 月份，气温降至最低 － 11. 8 ℃，土壤温度降至
最低 － 11. 1 ℃，日照时数降至 97. 7 h，河川径流表
现为地下径流。从 1 月份底开始，气温、土壤温度和
日照时数逐渐增大，直到 3 月 20 日左右，冻土增厚
的速率减到最小，但冻土的厚度增加到最大，此后，
土壤开始解冻，直到 7 月 18 日左右，土壤冻融结束，
气温、土壤温度和日照时数增至最大，气温增至最大
为 14. 4 ℃，土壤温度增至最大为 15. 2 ℃，日照时数
降至 157. 8 h，河川径流波动最大，而且增加很快，达
到全年的最高峰。
4 结论与讨论
在祁连山寺大隆流域、冰沟流域研究结果显示，
季节性冻土每年 10 月 20 日左右开始冻结，翌年 5
月 20 日左右达到冻结最大深度(王金叶等，2001)。
本研究结果是在祁连山排露沟流域长期定位监测的
多年平均值，在土壤冻融开始、结束及冻土最大厚度
的时间上稍有不同，这说明不同流域、不同植被的冻
土冻融过程有差异。
在青藏高原多年冻土区选取了典型高寒草甸 －沼
泽湿地生态系统开展了相关研究，对径流的驱动因
子研究表明:以高寒草甸 － 沼泽为主要下垫面的多
年冻土区，全年径流过程中气温、地温对径流起主导
作用(李太兵，2009)。本研究通过近 10 年来的长
期定位监测和研究，发现气温和日照是主导因子，影
响着降水的形态数量以及冻土冻融过程，由此影响
到了河川径流的变化。在西北干旱半干旱区，特别
在寒区，探索气温和日照对冻土冻融、积雪消融、降
水及结冰消融等方面的影响及其河川径流变化规
律，意义十分重大。本研究重点在于各因子的量化
和特征分析，在将来的研究中，应更加重视气候变暖
的背景下，河川径流变化的驱动机理研究。
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(责任编辑 于静娴)
13
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140106
收稿日期: 2013 － 02 － 04; 修回日期: 2013 － 10 － 12。
基金项目: 国家“十二五”科技支撑计划项目 ( 2011BAD38B0102 ) ; 中央级公益性科研院所基本科研业务费专项资金项目
(CAFYBB2011005 － 5)。
* 张华新为通讯作者。
NaCl胁迫对沙枣幼苗生长和光合特性的影响*
刘正祥1，2 张华新1，2 杨 升1，2 杨秀艳1，2 狄文彬3
(1． 国家林业局盐碱地研究中心 北京 100091; 2． 林木遗传育种国家重点实验室 北京 100091;
3． 北京市林业勘察设计院 北京 100029)
摘 要: 采用温室盆栽控制试验，研究 0，120，240 和 360 mmol·L － 1 NaCl 胁迫对沙枣幼苗生长、生物量累积与分
配以及光合气体交换参数的影响，并分析生长与光合参数间的相关性。结果表明: 1) 不同浓度 NaCl 胁迫幼苗的
株高净增长、侧枝数、叶生长参数、生物量累积均低于或显著低于对照，且均随盐胁迫浓度的升高呈下降趋势，而根
冠比和根生物量百分比依次增加; 2) 随 NaCl 胁迫的加剧，净光合速率(Pn)、气孔导度(G s)、胞间 CO2 浓度(C i)和
蒸腾速率(Tr)依次下降，而气孔限制值(L s)和水分利用效率(WUE)依次增加，360 mmol·L
－ 1盐胁迫幼苗的 Pn，G s，
C i，Tr，L s和 WUE 分别为对照的 57. 2%，22. 7%，62. 8%，38. 1%，200%和 150%; 3) 盐胁迫强度与株高、叶生长参
数、生物量累积以及光合参数呈极显著负相关，叶片的光合参数与生长参数呈显著或极显著正相关，而叶片的生长
指标、光合参数与幼苗的生物量累积和分配也有显著或极显著相关性。综合分析认为，NaCl 胁迫直接影响沙枣幼
苗的生长和光合生理，叶片的光合能力对生长参数具有显著影响，并最终影响植株的生物量累积。
关键词: 沙枣; NaCl 胁迫; 生长; 光合特性
中图分类号: S718． 43 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0032 － 09
Effects of NaCl Stress on Growth and Photosynthetic Characteristics of
Elaeagnus angustifolia Seedlings
Liu Zhengxiang1，2 Zhang Huaxin1，2 Yang Sheng1，2 Yang Xiuyan1，2 Di Wenbin3
(1 ． Research Center for Saline-Alkali Land of State Forestry Administration Beijing 100091:
2 ． State Key Laboratory of Tree Genetics and Breeding Beijing 100091; 3 ． Beijing Forestry Survey and Design Institute Beijing 100029)
Abstract: A pot experiment in greenhouse was conducted to investigate the effects of 0 ( control)，120，240 and 360
mmol·L － 1 NaCl treatments on growth，biomass accumulation and allocation，and photosynthetic gas exchange parameters
of Elaeagnus angustifolia seedlings，and the correlations between growth parameters and photosynthetic parameters were
also analyzed． The results showed that: 1) net height increment，branch number per plant，other growth parameters and
biomass accumulation of NaCl-stressed seedlings were all lower or significantly lower than those of the control． With the
salt concentration elevated，the above-mentioned growth parameters exhibited a decreasing trend，whereas the root-shoot
ratio and root biomass allocation ratio both increased consecutively． 2) With the salt stress aggravated，net photosynthetic
rate (P n)，stomatal conductance (G s)，intercellular CO2 content (C i) and transpiration rate (Tr) generally exhibited a
decreasing trend，while stomatal limitation value (L s) and water use efficiency (WUE) had an increasing trend． P n，G s，
C i and Tr of 360 mmol·L
－ 1 NaCl-treated seedlings were only 57． 2%，22． 7%，62． 8%，38． 1% of the control，
respectively，whereas the L s and WUE of the same stressed seedlings were 2． 0 and 1． 5 times higher than that of the
control． 3) Plant height，various leaf growth parameters，whole-plant biomass accumulation and various photosynthetic
parameters had all extremely significant and negative correlations with salt stress intensity． Various leaf photosynthetic
parameters were significantly or extremely significantly correlated with leaf growth parameters， and there were also
significant or extremely significant correlations between parameters of leaf growth and photosynthesis and parameters of
biomass accumulation and allocation． In conclusion，our findings suggested that growth and photosynthetic physiology of
E． angustifolia seedlings were directly inhibited by NaCl stress， and there were also interactions between leaf
第 1 期 刘正祥等: NaCl 胁迫对沙枣幼苗生长和光合特性的影响
photosynthetic capacity and leaf growth parameters，all these factors ultimately brought about a decrease in plant biomass
accumulation．
Key words: Elaeagnus angustifolia; NaCl stress; growth; photosynthetic characteristics
据统计，我国有各类盐渍土约 1 × 106 km2 (Ci et
al．，2010)，且受海平面上升、干旱、不合理的灌溉等
因素影响，如今盐渍土面积仍在不断扩大。广袤的
盐渍土上分布着种类丰富的植物资源，“生物治盐”
具有投资少、效益大、可持续性强等优点，是改良利
用盐碱地的一条根本途径 ( Djanaguiraman et al．，
2006; Song et al．，2009)。因此，在研究植物耐盐特
性的基础上，利用耐盐碱植物开发盐渍土资源，是解
决人口增长与资源短缺矛盾的重要途径，也是遏制
土地退化、促进生态良性循环、发展现代盐土农业的
最佳选择。
沙枣 ( Elaeagnus angustifolia ) 是 胡 颓 子 科
(Elaeagnaceae)胡颓子属(Elaeagnus)落叶灌木或小
乔木，在我国主要分布于西北各省区和内蒙古西部，
少量分布于华北北部、东北西部，在山东、河北、天津
等地均有引种栽培。沙枣生命力强，抗干旱、抗风
沙、耐盐碱，兼具生态、经济和药用价值(郭丽君等，
2008; 于玮玮等，2009)，是我国北方生态脆弱地区
造林绿化的一个先锋树种。目前，有关沙枣耐盐
碱研究主要集中在引种、种子萌发、抗氧化防御、
渗透调节、耐盐性评价与指标筛选等领域。在生
长方面研究发现，0. 4% ～ 0. 8% 盐胁迫对大果沙
枣(E． moorcroftii)和尖果沙枣 ( E． oxycarpa)生长
的抑制效应较小 (王泳等，2010 ) ; 400 mmol·L － 1
NaCl 胁迫沙枣的株高相对生长量和生物量累积分
别为对照的 60% 和 90% (杨升等，2013 )，而在
500 mmol·L － 1高浓度胁迫下虽然有明显的落叶，
但植株并未出现死亡(杨升等，2012)。在光合与
叶绿素荧光生理方面，李利等(2011)指出，与聚乙
二醇( PEG-6000 ) 模拟干旱胁迫相比，等渗透势
NaCl 处理对沙枣叶片光系统Ⅱ ( PSⅡ )活力具有
促进效应; 而不同种源沙枣的叶绿素含量、F v /Fm
和 F v /F0均随盐胁迫的加剧呈现出先增加后下降
的趋 势 ( 王 利 军 等，2010 ) ; 此 外，李 秀 霞 等
(2005)发现，50 ～ 200 mmol·L － 1 Na2 SO4 胁迫大果
沙 枣 P n 下 降 的 主 因 为 气 孔 限 制，而 高 于 200
mmol·L － 1时气孔限制作用减小、非气孔限制作用
增大。由此可见，有关 NaCl 胁迫下沙枣的生长特
性研究还不够系统，光合生理方面鲜有报道，如沙
枣的生长(特别是功能叶生长)、生物量在组织水
平上的累积与分配以及光合气体交换参数是如何
响应 NaCl 胁迫的? 3 类参数之间又存在怎样的关
联性? 为探讨上述科学问题，本文在温室盆栽控
制试验条件下，研究了不同浓度 NaCl 胁迫下沙枣
的生长表现、光合生理特性以及二者之间的相关
性，以期为沙枣在盐碱地生物治理中的规模化推
广与应用提供理论基础和科学依据。
1 材料与方法
1. 1 供试材料
2010 年 10 月下旬，在新疆昌吉市采集沙枣成
熟果实，脱去果皮，洗净种子，置于 4 ℃冰柜内贮藏
备用。采种地地理位置 87°1426″ E，44°64″ N，海
拔 566 m，气平均气温 6. 6 ℃，绝对最高气温 42 ℃，
绝对最低气温 － 38 ℃，≥10 ℃积温 3 000 ～ 3 584
℃，年降水量 183 ～ 200 mm，年蒸发量 1 787 mm，年
日照总时数 2 833 h，无霜期 166 ～ 180 天，属半干旱
大陆性气候类型。沙枣种子长轴为(17. 25 ± 0. 15)
mm，短轴为 ( 5. 08 ± 0. 03 ) mm，种子百粒质量为
(26. 20 ± 0. 30) g。12 月中旬沙藏种子，并于次年 3
月将萌动露白的种子播种到营养钵中。选用上口径
27 cm、下口径 17 cm、高 22 cm 的聚乙烯塑料盆，每
盆装入由蛭石和珍珠岩组成(1∶ 1，V /V)的复合基质
1． 65 kg DW，每盆播种 1 粒，以盆栽方式培育幼苗。
育苗期间，进行常规水分管理，以保证幼苗正常生
长，并定期施以 1 /2 Hoagland 营养液。
1. 2 试验设计
盐胁迫试验在中国林业科学研究院现代化科研
温室内进行。选择生长相对一致的沙枣幼苗［株高
(16. 75 ± 1. 74) cm、单株总叶面积 (56. 54 ± 8. 94)
cm2、具 18 ～ 20 片完全展开的功能叶］进行处理，共
设 4 个盐浓度水平，即 0(CK)、120 mmol·L － 1 (低浓
度)、240 mmol·L － 1 (中等浓度 )和 360 mmol·L － 1
NaCl(高浓度)。每个盐浓度水平重复 3 次，每个重
复 6 株，共处理幼苗 18 株。为避免对幼苗造成渗透
休克，采取每 2 天增加 120 mmol·L － 1 NaCl 的方式递
增施盐，各处理在同一天(2011 年 6 月 26 日)达到
预定浓度，此时为盐胁迫第 0 天。盐处理溶液为相
应质量的 NaCl 溶入 1 /2 Hoagland 营养液配制而成，
分别在 2011 年 6 月 26 日(0 天)和 7 月 17 日(21
天)进行胁迫处理。为避免盐分累积且保持基质中
的盐分含量相对均匀一致，参照 Miyamoto 等(2004)
33
林 业 科 学 50 卷
方法，并在预试验的基础上每次施入过量的盐溶液
(每盆 2 L)。试验于 8 月 7 日结束，共胁迫处理
42 天。
1. 3 测定指标与方法
1. 3. 1 株高和侧枝生长 盐胁迫处理当天，测量所
有参试幼苗的株高，计算平均值(记为 H0)。试验结
束时，每个盐处理随机选择幼苗 6 株 (相同材料用
于后续的叶片生长参数、生物量累积与分配的测定
和分析)，分别测量其株高 (记为 H1 )，计算不同处
理幼苗的株高净增长量 ΔH = H1 － H0; 同时，每个
盐处理随机选择沙枣幼苗 12 株，计数每株幼苗中长
度 ≥ 1 cm 的侧枝数量。
1. 3. 2 叶片生长参数 试验结束时，计数每株幼苗
完全展开的叶片(面积 ≥ 1 cm2 )数量，采用 Image-
Pro Plus 6. 0 ( for Windows) + MICROTEK FileScan
300 型平面扫描仪测定单株总叶面积，并计算比叶
面积(叶面积 /叶干质量)和单叶面积(总叶面积 /总
叶数)。
1. 3. 3 生物量累积与分配 采用收获取样法，于试
验结束时分别采集各处理幼苗的根、茎和叶，在
105 ℃下杀青 15 min，然后 85 ℃烘至质量恒定，自
然冷却后分别测得各组分的生物量，并计算冠生物
量(茎生物量 + 叶生物量)、全株总生物量(根生物
量 +冠生物量)、根冠比(根生物量 /冠生物量)以及
各组织生物量的分配比例(各组织生物量 /对应盐
处理植株的总生物量 × 100% )。
1. 3. 4 叶片气体交换参数 8 月上旬 (试验结束
前 2 天，采用 LI-6400 便携式光合作用仪( LI-COR，
USA)测定叶片的光合气体交换参数。试验测定
前，将沙枣幼苗从温室移到空旷地，在外界自然环
境中适应 5 天。每个盐处理选择 3 株生长一致的
健壮幼苗，每株选取 2 片位置相同、完全展开的功
能叶片，每个叶片测量 5 次。测定时间为 9: 00—
11: 00，测定指标包括净光合速率( P n)、蒸腾速率
( Tr)、气孔导度 ( G s)、胞间 CO2 浓度 ( C i )等。环
境 CO2 浓 度 ( C a )、外 界 光 合 作 用 有 效 辐 射
( PARo)、气温( T a)等气象参数则由仪器同步记录
获得。测定中，以大气中 CO2 作为气源，其浓度变
化范围为 380 ～ 390 μmol·mol － 1，叶室内光合作用
有效辐射和叶片温度分别设定为 1 600 μmol·m － 2
s － 1和 25 C。水分利用效率(WUE)和气孔限制值
( L s)分别根据公式WUE = P n /Tr和 L s = 1 － C i /C a
计算求得。
1. 4 数据处理与分析
采用 Microsoft Excel 2003 软件进行数据整理和
作图，并采用 PASW Statistics 18 统计软件对数据进
行方差分析(ANOVA)、多重比较(Duncan 新复极差
法)以及二元变量相关分析。
2 结果与分析
2. 1 不同盐处理对沙枣幼苗株高生长的影响
图 1 不同盐处理对沙枣幼苗株高净增长的影响
Fig． 1 Effects of different salt treatments on net height
increment of E． angustifolia seedlings
图中误差棒为平均值的标准误; 不同小写字母表示株高净
增长量在不同盐处理之间具有显著差异 ( P ＜ 0. 05 )。The
error bar in the figure represents standard error ( + SE) of mean
of individual E． angustifolia seedlings; different small letters
indicate significant difference in net height increment at P ＜
0. 05 among different salt treatments． 下同。The same below．
试验结束时，对照沙枣幼苗的株高净增长量
为 66. 64 cm，而 3 种浓度 NaCl 胁迫幼苗的株高
净增长量均显著低于对照 ( P ＜ 0. 05 )，且随盐胁
迫浓度的升高呈下降趋势 (图 1 )。经 120，240
和 360 mmol·L － 1 NaCl 胁迫后，沙枣幼苗的株高
净 增 长 量 分 别 为 对 照 的 64. 4% ，33. 5% 和
14. 3% ，且相互之间的差异均达到显著水平( P ＜
0. 05)。
2. 2 不同盐处理对沙枣幼苗侧枝生长的影响
沙枣具有较强的侧枝萌发能力，正常生长的
对照幼苗每株侧枝数为 4. 33 个，而不同浓度 NaCl
胁迫显著抑制了其侧枝萌发，且随着盐胁迫浓度
的升高，幼苗侧枝数总体上呈现出下降的趋势(图
2)。低浓度 ( 120 mmol·L － 1 ) NaCl 胁迫幼苗的侧
枝数显著低于对照 ( P ＜ 0. 05 )，每株为 1. 83 个;
而 240 和 360 mmol·L － 1中、高浓度 NaCl 胁迫则完
全抑制了其侧枝的萌发(被调查 12 株幼苗的侧枝
数均为 0)。
2. 3 不同盐处理对沙枣幼苗叶生长的影响
与对照(其总叶面积和面积≥ 1 cm2 的单株叶数
分别为 484. 18 cm2·plant － 1和 75. 33 片)相比，不同浓
43
第 1 期 刘正祥等: NaCl 胁迫对沙枣幼苗生长和光合特性的影响
度 NaCl 胁迫均显著降低了沙枣幼苗的总叶面积和单
株叶数，且 2 个参数均随盐胁迫的加剧呈下降趋势
(图 3A 和图 3B)。120，240 和 360 mmol·L － 1 NaCl 胁
迫幼苗的总叶面积分别为对照的 60. 9%，32. 5% 和
19. 6%，而单株叶数则依次为对照的 70. 8%，41. 4%
和 31. 2%。多重比较结果表明:总叶面积在 4 个处理
之间均具有显著差异(P ＜ 0. 05)，而单株叶数在 240
与 360 mmol·L － 1处理之间无显著差异(P ＞ 0. 05)，其
他各处理之间的差异均达到显著水平(P ＜ 0. 05)(图
3A 和图 3B)。 图 2 不同盐处理对沙枣幼苗侧枝萌发的影响
Fig． 2 Effects of different salt treatments on branch
sprouting of E． angustifolia seedlings
图 3 不同盐处理对沙枣幼苗叶片生长参数的影响
Fig． 3 Effects of different salt treatments on leaf growth parameters of E． angustifolia seedlings
由图 3C 和图 3D 可以看出，与总叶面积和单株
叶数相一致，NaCl 胁迫沙枣幼苗的单叶面积和比叶
面积也均不同程度地低于对照，且均随盐胁迫的加
剧依次下降，说明盐胁迫对沙枣叶生长具有显著的
抑制作用。对照沙枣幼苗的单叶面积和比叶面积分
别为 6. 53 cm2 和 300. 12 cm2·g － 1 DW，而胁迫幼苗
的单叶面积和比叶面积分别为对照的 86. 3% 和
92. 9% ( 120 mmol·L － 1 )、76. 1% 和 87. 5% ( 240
mmol·L － 1)以及 62. 4%和 70. 3% (360 mmol·L － 1 )。
沙枣幼苗单叶面积在对照与 240 mmol·L － 1、对照与
360 mmol·L － 1、120 与 360 mmol·L － 1之间显著差异
(P ＜ 0. 05 )，其他处理之间均无显著差异 ( P ＞
0. 05); 对于比叶面积，仅 120 与 240 mmol·L － 1处理
之间无显著差异(P ＞ 0. 05)，其他各处理间的差异
均达到显著水平(P ＜ 0. 05)。
2. 4 不同盐处理对沙枣幼苗生物量累积与分配的
影响
经不同浓度 NaCl 胁迫后，沙枣幼苗的根、茎、叶
以及全株总生物量均不同程度地低于对照植株相应
组分的生物量(图 4)，说明盐胁迫抑制了植株生物
量的 累 积。对 于 根 生 物 量，120，240 和 360
mmol·L － 1 NaCl 胁迫幼苗分别为对照的 86. 0%，
56. 2%和 77. 5%，且仅 240 mmol·L － 1胁迫显著低于
对照(P ＜ 0. 05)，120 和 360 mmol·L － 1胁迫与对照
之间均无显著差异(P ＞ 0. 05) (图 4A)。茎、叶以
及全株总生物量具有相同的趋势，即均随 NaCl 胁迫
53
林 业 科 学 50 卷
浓度的升高呈现出依次下降的趋势。其中，360
mmol·L － 1胁迫幼苗茎、叶以及全株总生物量分别为
对照的 18. 4%，27. 8% 和 30. 2% ; 且幼苗茎、叶和
总生物量累积在 240 与 360 mmol·L － 1胁迫之间均
无显著差异(P ＞ 0. 05)，在其他各处理之间的差异
均达到显著水平(P ＜ 0. 05) (图 4B ～ 4D)。上述结
果表明:NaCl 胁迫对沙枣根生长的抑制效应较弱，
而对地上部分生长的抑制效应则相对较强。
图 4 不同盐处理对沙枣幼苗生物量累积的影响
Fig． 4 Effects of different salt treatments on biomass accumulation of E． angustifolia seedlings
NaCl 胁迫改变了沙枣幼苗生物量的分配格局
(图 5)。正常生长的对照植株，其根、茎、叶生物量
分别占全株总生物量的 13. 2%，44. 2% 和 42. 5%，
根冠比为 0. 153 1; 而经盐胁迫后，随着 NaCl 浓度
的升高，根、茎、叶生物量百分比以及根冠比分别呈
现出依次增大、依次减小、先增大后减小以及依次增
大的趋势，且当 NaCl 浓度升高至 360 mmol·L － 1时，
根、茎、叶生物量分别占总生物量的 34. 0%，26. 9%
和 39. 1%，根冠比也高达 0. 520 5。多重比较结果
表明:除 120 与 240 mmol·L － 1 NaCl 胁迫外，其他处
理植株的根冠比均具有显著差异 ( P ＜ 0. 05 ) (图
5A); 叶生物量百分比在 4 个处理之间无显著差异
(P ＞ 0. 05)，而 360 mmol·L － 1胁迫幼苗的根、茎生物
量百分比与对照之间的差异均达到显著水平
(P ＜ 0. 05)(图 5B)。
2. 5 不同盐处理对沙枣幼苗气体交换参数的影响
由图 6 可以看出，经不同浓度 NaCl 胁迫后，沙
枣幼苗的净光合速率 ( P n )、气孔导度 ( G s )、胞间
CO2 浓度 ( C i )和蒸腾速率 ( Tr)均显著低于对照
(P ＜ 0. 05)，而气孔限制值 ( L s ) 和水分利用效率
(WUE)则显著高于对照(P ＜ 0. 05); 且随盐胁迫浓
度的升高，光合气体交换参数分别呈现出下降(P n，
G s，C i和 Tr)和升高 ( L s和 WUE)的趋势，其中，360
mmol·L － 1胁迫幼苗的 P n，G s，C i，Tr，L s和 WUE 分别
为对照的 57. 2%，22. 7%，62. 8%，38. 1%，200%
和 150%。
不同 NaCl 处理，240 与 360 mmol·L － 1胁迫之间
幼苗的 P n和 G s无显著差异(P ＞ 0. 05)，且均显著低
于 120 mmol·L － 1盐处理(P ＜ 0. 05)(图 6A，6B); C i
和 L s在 3 个 NaCl 浓度间的差异均达到显著水平(图
6C，6E); 240 与 120 和 360 mmol·L － 1处理幼苗的 Tr
无显著差异，而后 2 种处理间的差异则达到显著水
平(图 6D); 对于 WUE，120 与 240 mmol·L － 1胁迫之
间无显著差异，且均显著低于 360 mmol·L － 1处理
(图 6 F)。
2. 6 沙枣幼苗生长与光合能力的相关性分析
由表 1 可知: 1) NaCl 胁迫强度与沙枣幼苗的株
高、总叶面积、单株叶数、单叶面积和比叶面积等叶生
长参数，茎、叶和全株生物量累积，以及气体交换参数
(Pn，G s，C i和 Tr)均呈极显著负相关(P ＜ 0. 01); 与根
63
第 1 期 刘正祥等: NaCl 胁迫对沙枣幼苗生长和光合特性的影响
图 5 不同盐处理对沙枣幼苗根冠比(A)和生物量分配(B)的影响
Fig． 5 Effects of different salt treatments on root / shoot ratio (A) and biomass allocation (B) of E． angustifolia seedlings
图 5B 中同一层次不同小写字母表示各组分 (根、茎或叶)生物量分配在不同盐处理之间具有显著差异 ( P ＜ 0. 05 )。
Different small letters in the same layer of Figure 5B indicate significant difference at P ＜ 0. 05 among different salt treatments．
图 6 不同盐处理对沙枣幼苗气体交换参数的影响
Fig． 6 Effects of different salt treatments on gas exchange parameters of E． angustifolia seedlings
73
林 业 科 学 50 卷
冠比呈极显著正相关(P ＜ 0. 01)，但与根生物量无显
著相关(P ＞ 0. 05); 2) 除比叶面积与 G s间的相关性
达到显著水平外，沙枣幼苗的 4 个叶生长参数与 Pn，
G s，C i和 Tr 均呈极显著正相关; 3) 幼苗的茎、叶以及
全株总生物量累积与叶生长参数(总叶面积、单株叶
数、单叶面积和比叶面积)、光合能力(Pn，G s，C i和
Tr)均呈极显著正相关; 根生物量累积与总叶面积、
单株叶数、单叶面积、Pn和 Tr 呈显著正相关，与比叶
面积、G s和 C i无显著相关性; 而根冠比则与各个叶生
长参数和光合参数呈极显著或显著负相关; 4) 株高
生长除与根生物量相关不显著外，与其他各调查参数
之间的相关性均达到极显著水平。
结合表 1 中的数值来看，总体上，盐胁迫强度与
株高和叶片生长的相关系数较大，与生物量累积和
分配次之，而与光合参数间的相关系数稍小。这说
明，NaCl 胁迫对沙枣幼苗生长、生物量累积以及叶
片光合作用均具有显著的抑制效应，且影响的强弱
顺序为株高和叶片生长 ＞生物量累积与分配 ＞光合
能力。在生长性状(特别是株高净增长量、单株总
叶面积和单株叶数)、生物量累积(茎、叶和整株)以
及光合作用 3 类参数之间，生长性状与生物量累积
间的相关系数比光合参数与生物量累积间的大，说
明与光合作用相比，生物量累积受株高和叶片生长
的影响更大。
表 1 沙枣幼苗生长指标与气体交换参数之间的相关系数①
Tab． 1 Pearson correlation coefficients between the growth characters and the
gas exchange parameters in E． angustifolia seedlings
指标
Index
NHI
叶生长参数
Leaf growth parameters
生物量累积与分配
Biomass accumulation and allocation
光合参数
Photosynthetic parameters
TLA LNP AL SLA RB SB LB TB RS P n G s C i Tr
TLA 0. 979＊＊ 1
LNP 0. 961＊＊ 0. 985＊＊ 1
AL 0. 876＊＊ 0. 879＊＊ 0. 803＊＊ 1
SLA 0. 862＊＊ 0. 828＊＊ 0. 845＊＊ 0. 735＊＊ 1
RB 0. 571 0. 661* 0. 620* 0. 672* 0. 226 1
SB 0. 946＊＊ 0. 970＊＊ 0. 934＊＊ 0. 853＊＊ 0. 742＊＊ 0. 673* 1
LB 0. 972＊＊ 0. 995＊＊ 0. 971＊＊ 0. 899＊＊ 0. 783＊＊ 0. 719＊＊ 0. 970＊＊ 1
TB 0. 952＊＊ 0. 983＊＊ 0. 951＊＊ 0. 884＊＊ 0. 734＊＊ 0. 748＊＊ 0. 989＊＊ 0. 991＊＊ 1
RS －0. 836＊＊ －0. 773＊＊ －0. 775＊＊ －0. 727＊＊ －0. 933＊＊ －0. 135 －0. 712＊＊ －0. 743＊＊ －0. 692* 1
Pn 0. 888＊＊ 0. 928＊＊ 0. 895＊＊ 0. 806＊＊ 0. 710＊＊ 0. 612* 0. 946＊＊ 0. 917＊＊ 0. 933＊＊ －0. 667* 1
Gs 0. 866＊＊ 0. 896＊＊ 0. 861＊＊ 0. 745＊＊ 0. 681* 0. 563 0. 931＊＊ 0. 882＊＊ 0. 905＊＊ －0. 628* 0. 968＊＊ 1
Ci 0. 910＊＊ 0. 918＊＊ 0. 880＊＊ 0. 817＊＊ 0. 783＊＊ 0. 554 0. 926＊＊ 0. 903＊＊ 0. 911＊＊ －0. 715＊＊ 0. 944＊＊ 0. 972＊＊ 1
Tr 0. 882＊＊ 0. 909＊＊ 0. 872＊＊ 0. 779＊＊ 0. 699＊＊ 0. 584* 0. 936＊＊ 0. 898＊＊ 0. 917＊＊ －0. 653* 0. 977＊＊ 0. 997＊＊ 0. 980＊＊ 1
SSI －0. 987＊＊ －0. 957＊＊ －0. 938＊＊ －0. 893＊＊ －0. 899＊＊ －0. 509 －0. 912＊＊ －0. 946＊＊ －0. 918＊＊ 0. 891＊＊ －0. 865＊＊ －0. 829＊＊ －0. 887＊＊ －0. 850＊＊
① NHI: 株高净增长量 Net height increment; TLA: 总叶面积 Total leaf area; LNP: 单株叶数 Leaf number per plant; AL: 单叶面积 Area per
leaf; SLA: 比叶面积 Specific leaf area; RB: 根生物量 Root biomass; SB: 茎生物量 Stem biomass; LB: 叶生物量 Leaf biomass; TB: 总生物量
Total biomass; RS: 根冠比 Root biomass / shoot biomass; SSI: 盐胁迫强度 Salt stress intensity． ＊＊表示在 0. 01 水平上极显著相关，* 表示在 0. 05
水平上显著相关。＊＊ indicate extremely significant correlation at P ＜ 0. 01，and * indicate significant correlation at P ＜ 0. 05．
3 结论与讨论
生长抑制是植物在盐渍逆境下的综合体现，一
方面，植物通过减缓生长、改变形态特征、重新构建
生物量分配格局来维持逆境下的存活; 另一方面，
植物应对盐渍逆境 (如排 Na +、合成渗透调节物质
等)消耗更多的能量，使其用于生长的能量相应减
少(Alaoui-Sosse et al．，1998; Grotkopp et al．，2002;
Grundmann et al．，2007)。与王泳等(2010)和杨升
等(2013 ) 对沙枣的研究结论相一致，本研究中，
NaCl 胁迫抑制了沙枣生长并改变了其生物量分配
格局，具体表现为株高净增长量、侧枝数、各叶片生
长参数、各组分生物量累积均下降或减少，而根冠比
和根生物量比例增加。然而，杨升等(2013)指出，
400 和 500 mmol·L － 1 NaCl 胁迫下沙枣的株高相对
生长量分别为对照的 40%和 60%，生物量累积分别
为对照的 90%和 60% ; 但本研究 360 mmol·L － 1盐
胁迫沙枣的株高净增长和生物量累积仅分别为对照
的 14. 3%和 30. 2%，单株总叶面积和单株叶数分别
为对照的 19. 6%和 31. 2%，且盐胁迫后期幼苗植株
生长几乎停滞并出现典型的盐害症状。与杨升等
(2013)的研究相比，本研究 NaCl 胁迫对沙枣生长
的抑制效应更强。分析认为，产生这种差异可能是
参试材料的大小所致。虽然耐盐性是植物长期适应
盐渍逆境的结果，且多属于数量性状，但也与植物所
处的生长发育阶段密切相关 (龚明等，1994; 陈德
明等，1995; 陆峰，2008)。本研究初始盐处理时沙
枣幼苗的平均株高为 16. 75 cm，具 18 或 20 片功能
83
第 1 期 刘正祥等: NaCl 胁迫对沙枣幼苗生长和光合特性的影响
叶，试验结束时也仅为 5 个月龄大小; 而杨升等
(2013)研究中所用材料为 2 年生的沙枣苗木。总
体上，植物幼苗期对盐渍胁迫较为敏感，生长受抑制
的程度也更大。
本研究中，正常生长的对照沙枣幼苗叶片 P n为
17. 55 μmol·m － 2 s － 1，与刘世荣等(2003)和龚吉蕊等
(2005)在野外以及李秀霞等 (2005)在野外和对照
试验条件下测得的沙枣 P n (15 ～ 24 μmol·m
－ 2 s － 1 )
大致吻合。有报道认为，引起植物叶片 P n下降的因
素有 2 类，即气孔限制(气孔的部分关闭)和非气孔
限制(包括 RuBP 羧化限制、生物膜结构的破坏、叶
肉细胞活性的下降等)，而判断的可靠依据是 C i和
L s的变化方向: 若 C i下降、L s升高，表明 G s降低是主
要原因; 相反，若 C i升高、L s下降，则表明非气孔因
素是主要原因 (许大全，1997; Farquhar et al．，
1982)。在本研究中，随着 NaCl 胁迫浓度的升高，沙
枣幼苗 P n呈下降趋势，同时伴随着 C i下降和 L s升
高，据此认为，沙枣幼苗 P n下降的决定因素为气孔
限制。与此相同，李秀霞等 (2005)采用 Na2 SO4 胁
迫大果沙枣时也发现，在 0 ～ 200 mmol·L － 1的浓度
范围内，P n，G s和 C i均随盐胁迫的加剧而下降，L s则
升高，植株 P n下降主要受气孔限制。
叶片是光合作用的主要场所，是有叶植物生长
的基础，叶片功能性状发生变化直接影响到光合作
用的效率和净光合速率(蔡海霞等，2011)。本研究
表明:与对照相比，不同浓度 NaCl 胁迫均降低或显
著降低了沙枣幼苗的单株总叶面积、单株叶数、单叶
面积以及比叶面积( SLA)等叶生长参数，这与逆境
胁迫下大部分植物的反应是一致的 (蔡海霞等，
2011; Wu et al．，2008; Yin et al．，2006)。SLA 代表
植物单位叶干质量的光截获面积，与植物的同化率
密切相关，反映植物获取资源的能力; SLA 减小，表
征植物的生产力下降(Garnier et al．，2001; Vile et
al．，2005; Niinemets，2001)。本研究中，120，240 和
360 mmol·L － 1 NaCl 胁迫沙枣幼苗 SLA 均显著低于
对照，总生物量累积也依次下降为对照的 60. 0%，
34. 8% 和 30. 2%。基 于 Vitousek 等 ( 1992 ) 和
Castro-Diez 等(2000)的研究结论，分析认为: 一方
面，NaCl 胁迫降低了 SLA，增加了叶片厚度，使得叶
片中的水分传导距离增加，从而减少了其体内水分
的散失(减小了叶片的 Tr，增大了 WUE); 同时，叶
片厚度增加也阻碍了 CO2 从气孔扩散到羧化位点
的路径，从而阻碍了气孔与叶肉组织间的联系(降
低了 G s和 C i)。另一方面，相关性分析也表明:NaCl
胁迫直接影响到沙枣幼苗的光合能力，而光合作用
又直接影响到叶片的生长和生物量累积，乃至株高
生长和全株总生物量的累积与分配。由此可见，盐
胁迫改变了叶片的功能性状(如总叶面积和比叶面
积减小、单株叶数减少)，进而影响到叶片的光合作
用(使得 G s，C i和 Tr 降低，WUE 增加); 而叶片光合
能力(如光合总叶面积和 P n)下降，使得碳同化产物
减少，又反馈抑制到叶片的生长。即 NaCl 胁迫直接
影响到沙枣幼苗的光合气体交换和叶片生长，而叶
片的光合能力与生长参数之间也相互影响，最终影
响沙枣的生长和生物量累积。
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(责任编辑 王艳娜 郭广荣)
04
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140107
收稿日期: 2013 － 05 － 20; 修回日期: 2013 － 10 － 09。
基金项目: 国家自然科学基金项目(31370533) ;林业公益性行业科研专项(200904001)。
* 钦佩为通讯作者。
丛枝菌根化滨梅苗的根际微生态环境*
宰学明1 郝振萍1 赵 辉1 钦 佩2
(1． 金陵科技学院园艺学院 南京 210038; 2． 南京大学生命科学学院 南京 210093)
摘 要: 以滨梅为供试植物，通过盆栽试验，研究接种 AM 真菌对滨梅苗根际土壤微生态环境的影响。试验中选
用摩西球囊霉、幼套球囊霉、透光球囊霉 3 种 AM 真菌接种，测定滨梅苗菌根侵染率、生物量、根际微生物数量、土壤
pH 值、土壤酶活性及 N，P 等指标。结果表明: 3 种 AM 真菌都与滨梅形成菌根共生体，其中摩西球囊霉、幼套球囊
霉侵染效果较好，侵染率分别是 50. 4%，48. 3% ; 受这 2 种菌侵染的苗木生物量分别是对照处理的 1. 74，1. 73 倍。
AM 菌根对根部微生物种群数量产生一定的影响，使根面上的细菌、放线菌、固氮菌的数量显著增加。AM 菌根增
加根际土壤磷酸酶、脲酶、蛋白酶的活性，各种酶活性增加量与苗木菌根侵染率呈显著正相关。AM 菌根使根际土
壤 pH 值降低，与菌根侵染率呈显著负相关。接种苗木的根际土壤中，可直接被植物吸收利用的 N，P 元素出现富
集现象，与菌根侵染率呈极显著正相关。AM 真菌的种类对根际微生态环境的影响存在差异性，3 种 AM 真菌中，摩
西球囊霉、幼套球囊霉根际效应较好。丛枝菌根的形成改善滨梅幼苗的微生态环境，提高根际土壤肥力，根际效应
与 AM 真菌的种类有关。
关键词: 丛枝菌根真菌; 滨梅; 根际土壤; 微生物; 土壤酶活性; 酸碱度; 土壤养分
中图分类号: S714． 2 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0041 － 08
Rhizospheric Niche of Beach Plum Seedlings Colonized by
Arbuscular Mycorrhizal Fungi
Zai Xueming1 Hao Zhenping1 Zhao Hui1 Qin Pei2
(1 ． Horticulture Department，Jinling Institute of Technology Nanjing 210038;
2 ． College of Life Science，Nanjing University Nanjing 210093)
Abstract: A greenhouse pot experiment was conducted to investigate the impact of AM fungi inoculation on the soil
micro-eco in the rhizosphere of beach plum (Prunus maritima) seedlings． We selected three species of AM fungi，Glomus
mosseae，G． etunicatum，and G． diaphanum，to infect the seedlings，and determined the infection rate of AM fungi，plant
biomass，number of microorganisms in the rhizosphere，soil pH，enzyme activity of soil，N and P nutrients in the
rhizosphere． The results showed that the all three AM fungi formed mycorrhizal compound with the host plant． G． mosseae
and G． etunicatum had higher infection rate than G． diaphanum，and their infection rates were 50． 4% and 48． 3%，
respectively． The biomass of seedlings infected by the two AM fungi was 1． 74 and 1． 73 times of the control，respectively．
AM mycorrhizae impacted microbial populations around the roots，and the number of bacteria，actinomycetes and nitrogen-
fixing bacteria on the root surface increased significantly． AM fungi accelerated the activities of phosphatase，urease，and
proteinase in soil rhizosphere，and the activities of these enzymes were positively correlated with the infection rate of AM
fungi． AM fungi decreased the pH value of rhizosphere，and the pH value was correlated with the infection rate of AM
fungi negatively． The available N and P were accumulated in the rhizosphere of the seedlings inoculated with AM fungi，
and the accumulation was correlated with the infection rate of AM fungi remarkably． Among the three Glomus species，G．
mosseae and G． etunicatum were more effective． In summary，AM formation improved the micro-ecological environment of
beach plum seedlings and increased soil fertility in the rhizosphere，but the ecological effects varied dependent on the
species of AM fungi．
Key words: AM fungi; beach plum; rhizospheric soil; microbe; enzyme activity of soil; pH; soil nutrient
林 业 科 学 50 卷
土壤微生物群落是土壤生物特性的重要组分，
控制着土壤生态系统功能的关键过程，是土壤质量
状况的重要而敏感的表征指标(郭欢等，2013)。丛
枝菌根 ( arbuscular mycorrhizae，AM)真菌是一类能
与地球上 80% 的陆生维管植物形成共生体的土壤
真菌，与土壤中其他微生物类群及土壤的理化性质密
切相关，是维持植物多样性和生态系统功能的一个重
要因子(张涛等，2012; Saldajeno et al．，2012; Bainard
et al．，2013)。植物根围 AM 真菌物种多样性丰富，具
有明显空间异质性，并与土壤 pH 值、碳氮比及酶活
性等土壤因子关系密切(贺学礼等，2012; 王卫霞等，
2013; Moe，2013)。AM 菌根结构的形成有利于根际
土壤磷酸酶、脲酶、蛋白酶活性的提高，各种土壤酶活
性的增加幅度与宿主的菌根侵染率呈显著相关(袁丽
环等，2010; Zhang et al．，2011)。但也有报道显示，
AM 真菌侵染对宿主根际土壤磷酸酶的活性无显著
影响(Joner et al．，1995; 高辉等，2007)。AM 真菌与
土壤微生态的关系及其对宿主植物的影响等问题日
益受到菌根研究者的关注，如何正确认识和评价这三
者的关系，特别是 AM 真菌对根际微生态的影响，进
而对宿主植物产生作用的结果和机制，是近年来菌根
研究的热点问题。
滨梅 ( Prunus maritima) 系蔷薇科 ( Rosaceae)
李属 (Prunus) 多年生特色林果，原产于美国东北部
大西洋沿岸。滨梅集鲜果、医药和观赏价值于一身，
具有耐盐、耐旱、耐贫瘠等多种特性，具有相当高的
生产力和经济价值，适合大面积引种推广 ( Uva et
al．，2007; Zai et al．，2009)。滨梅被引入我国后，主
要用于干旱、盐碱等地区的生态修复，并作为该地区
特色林果业开发的候选物种之一( Zai et al．，2009;
王小敏等，2012)。但由于引种地瘠薄、盐碱含量高
等土壤因子的制约，致使定植的滨梅幼苗生长缓慢，
耐逆境胁迫的能力较弱，限制了其在我国的引种推
广(Zai et al．，2009; 2012)。研究表明: 引种滨梅的
根部能够与多种土著 AM 真菌形成共生体，接种适
宜的 AM 真菌能显著提高滨梅幼苗的生长 ( Zai et
al．，2009)，但对于菌根促生的生态学机制尚不清
楚。本文以滨梅为供试材料，通过盆栽接种试验，研
究 AM 真菌对滨梅幼苗根际土壤微区的影响，揭示
菌根促生的生态学机制，以期为滨梅在贫瘠、干旱、
盐碱等地区的引种提供基础材料。
1 材料与方法
1. 1 试验材料与试验设计
使用 的 AM 真 菌 的 菌 剂 是: 透 光 球 囊 霉
(Glomus diaphanum，B)584 个孢子 /20 mL 菌剂(编
号 BGC GZ01C )，从 贵 州 毕 节 槐 树 ( Sophora
japonica)根际分离，用沸石加河沙扩繁，宿主高粱
(Sorghum bicolor); 幼套球囊霉(Glomus etunicatum，
C)8 318个孢子 /20mL 菌剂(编号 BGC SC01C)，从
四川奉节丝瓜(Luffa cylindrica)根际分离，用沸石加
河沙扩繁，宿主高粱; 摩西球囊霉(Glomus mosseae，
A)1 285个孢子 /20 mL 菌剂(编号 BGC JX01)，从江
西桂花树(Osmanthus fragrans)根际分离，用沸石加
河沙扩繁，宿主高粱。上述菌剂购自北京市农林科
学院植物营养与资源研究所。
供试滨梅的种子由美国特拉华大学友情赠送。
按方逵等(2006)的方法培育出组培苗，盆土移栽 15
天后，筛选出生长状况一致的苗木进行 AM 菌剂接
种处理。共设 4 种处理，每一处理重复 30 盆。4 种
处理为接种摩西球囊霉、透光球囊霉、幼套球囊霉以
及未接种(对照，CK)。盆中填满生根介质，将菌剂
于盆中介质表面下 10 cm 均匀撒成一薄层 (每盆
25 g菌剂)。CK 组则加入相同质量经灭菌处理的接
种剂(121 ℃，30 min; 2 次)和 10 mL 菌种滤液，以
保证土壤微生物区系一致。组培苗置于介质中，每
一组培苗的根部与接种物接触。盆中基质情况如
下: 取普通耕作土，添加 5% (w /w，下同)草炭、1%
河沙和 0. 5%过磷酸钙改良，拍碎、混匀、过筛、高压
灭菌(121 ℃，2 h; 2 次)后作为栽培基质，含有机质
1. 35%、速效氮 0. 048‰(w /w，下同)、速效磷 0. 024
8‰、速效钾 0. 148‰，pH 值 7. 2。每盆装基质 8. 5
kg(干质量 6. 45 kg)。盆为底部有排水孔的塑料
盆，高 25 cm，盆口直径 30 cm，置于浅壁托盘上。试
验 温 室 条 件 如 下: 昼 夜 温 度 ( 28 ± 3 )℃ /
(15 ± 2)℃，相对湿度 70% ～ 80%，自然采光; 试验
开始后每周喷洒 Hoagland 营养液 500 mL(每盆)，
至试验结束。
1. 2 试验方法
1. 2. 1 根际微区土样采集 按照 Riley 等 (1969;
1970)的方法对处于生长旺盛期的滨梅苗取样。把
植株从定植的营养钵中取出，将轻轻抖下的土壤置
于已灭菌的培养皿中，该部分土样为非根际土壤;
松散黏附在根系表面 1 ～ 4 mm 范围内不能轻轻抖
下的土壤为根际土壤; 紧密黏附在根系表面、距根
面 0 ～ 2 mm 的土壤为根面土壤，用已灭菌的毛刷将
其刷下。将以上已取过样的根系浸在纯净水中(换
水 3 ～ 4次)，除去根上黏附的外来机械混入物，用无
菌水冲洗根部。无菌吸水纸轻轻吸干根部，用已灭
菌的剪刀将其剪成 3 cm 长的小段，置于灭过菌的培
24
第 1 期 宰学明等: 丛枝菌根化滨梅苗的根际微生态环境
养皿中，称取小段根 1. 0 g，采集根系微生物样品。
1. 2. 2 生物量、菌根侵染率测定 苗木生物量的
测定采用烘干法，菌根侵染率的测定参照 Phillips 等
(1970)的方法。2009 年 3 月上旬开始试验，在滨梅
30 ～ 180 天生长期内，每隔 10 天取鲜根段，以 FAA
溶液固定，用 KOH 脱色 － 酸性品红染色法染色，玻
片镜检观察其侵染过程。在滨梅生长 180 天时，选
取 10 株标准苗木，烘干法测定苗木干质量(65 ℃，
48 h )，随机取鲜根段 100 ～ 150 条，镜检测定侵染
的根段数，计算菌根侵染率:菌根侵染率 = (菌根根
段数 /被检根段数) × 100%。
1. 2. 3 根际、根面、根系微生物数量测定 微生物
数量的测定采用赵斌等 (2002)的方法。真菌数量
的测定采用改良 PDA 法; 细菌数量的测定采用牛
肉膏蛋白胨培养基法; 放线菌数量的测定采用高氏
合成一号琼脂培养基基法; 固氮菌数量的测定采用
根瘤菌琼脂培养基法。以上培养基先经 121 ℃灭菌
30 min，然后倒平板备用。平板接种后，真菌、放线
菌置于 25 ℃恒温培养箱中倒置培养，培养 5 天后统
计数目; 细菌、固氮菌置于 30 ℃恒温培养箱中倒置
培养，培养 30 h 后统计数目。
1. 2. 4 根际、非根际土壤 pH 值测定 pH 值的测
定采用电位法，参照 GB 7859—87。
1. 2. 5 根际、非根际土壤养分测定 全磷含量的测
定采用碱溶 －钼锑抗比色法，参照 GB 7852—87; 有
效磷含量的测定采用盐酸浸提 － 钼锑抗比色法，参
照 GB 7853—87; 全氮含量的测定采用凯式定氮法，
参照 GB 7848—87; 水解氮含量的测定采用碱解 －
扩散法，参照 GB 7849—87。
1. 2. 6 根际土壤酶活性测定 磷酸酶活性的测定
参照赵兰坡等(1986)的方法，磷酸酶以每克土壤的
酚毫克数表示。根际土壤脲酶活性的测定参照周礼
恺 (1987)的方法，以每克土壤在 37 ℃培养 24 h 释
放出 NH3-N 的毫克数表示酶活性。根际土壤蛋白
酶活性的测定参照周礼恺(1987)的方法，以每克土
壤中甘氨酸的毫克数表示 NH2-N。
1. 3 数据处理
数据均采用 Microsoft Excel 2003 处理，采用
SPSS 10. 0 软件对数据进行单因素方差分析和多重
比较。
2 结果与分析
2. 1 供试滨梅苗菌根侵染率与生物量
由表 1 可知，接种组的 3 种 AM 真菌都与滨梅苗
形成了丛枝菌根结构，但侵染率却有较大差异，CK 组
未形成菌根结构。3 种 AM 真菌接种处理中，摩西球
囊霉组的菌根侵染率最高(45. 4% )，其次是幼套球囊
霉组(41. 3% )，透光球囊霉组最低(18. 6% )。
表 1 AM 真菌对滨梅侵染率和生物量的影响①
Tab． 1 Effect of AM fungi on percentage root colonization and biomass of beach plum
处理
Treatment
摩西球囊霉
G． mosseae
透光球囊霉
G． diaphanum
幼套球囊霉
G． etunicatum
对照
CK
菌根侵染率 Colonization rate(% ) 50. 4 ± 4. 83 a 18. 6 ± 2. 14 b 48. 3 ± 5. 12 a 0 c
干生物量 Dry biomass /( g·tree － 1 ) 6. 53 ± 0. 09 a 4. 16 ± 0. 11b 6. 49 ± 0. 07 a 3. 75 ± 0. 04 bc
① 同行不同小写字母表示处理间在 0. 05 水平上存在显著差异，表中数据为平均数 ±标准差 ( n = 10)。The different small letters in the same
row indicate significant difference among treatments at 0. 05 level and the data in table was mean ± SD( n = 10) ．下同 The same bolow．
AM 真菌接种组的生物量与 CK 组相比均有提
高，其中摩西球囊霉组的生物量最大，是 CK 组的
2. 59 倍(表 1)。3 种 AM 真菌接种处理中，摩西球
囊霉组与幼套球囊霉组的苗木生物量没有显著差异
(P ＞ 0. 05 )，但它们与透光球囊霉组差异显著
(P ＜ 0. 05)。滨梅苗生物量的累积与菌根侵染率呈
显著正相关( r = 0. 908 7，P ＜ 0. 05)。
2. 2 AM 真菌对滨梅苗根际微生物的影响
如图 1 所示，各处理组根际细菌数量的分布有
一定的规律性: 根面 ＞根系 ＞根际。与 CK 组相比，
AM 真菌接种处理组的根际土壤细菌数量变动不
大，没有表现出显著差异性(P ＞ 0. 05); 而根面和
根系上的细菌总数随着 AM 真菌接种处理的不同表
现出较大的差异性。摩西球囊霉、幼套球囊霉组的
根面、根系细菌数量与 CK 组差异均显著 ( P ＜
0. 05)，而透光球囊霉组的根面、根系上的细菌数量
与 CK 组差异不显著(P ＞ 0. 05)。摩西球囊霉组的
根面、根系细菌数量最大，分别是 CK 组的 1. 91，
1. 37 倍。
各处理组根系上真菌数量明显比根际、根面真
菌数量少(图 2)。AM 真菌接种处理组的根际、根
系或根面土壤真菌数量变动不大，与 CK 组无显著
差异(P ＞ 0. 05)，表明 AM 真菌与滨梅根部区域真
菌之间没有相关性。
根面的放线菌数量普遍高于根际和根系的放线
菌数量(图 3)。摩西球囊霉、幼套球囊霉组的根面、
根系放线菌数量与 CK 组差异显著(P ＜ 0. 05)，而透
光球囊霉组的与 CK 组无显著差异(P ＞ 0. 05)。摩
34
林 业 科 学 50 卷
图 1 根部细菌数量
Fig． 1 Bacterial number of roots
图 2 根部真菌数量
Fig． 2 Fungi number of roots
西球囊霉、幼套球囊霉组的根际放线菌总数分别是
CK 组的 1. 98，1. 30 倍，且与菌根侵染率呈显著正相
关( r = 0. 868 3，P ＜ 0. 05)，表明 AM 真菌与滨梅根
部区域放线菌之间有着密切的联系。
如图 4 所示，各接种处理组根部固氮菌数量的
分布有一定规律性: 根面 ＞根际 ＞根系。透光球囊
霉组的根面固氮菌数量与 CK 组无显著差异，而摩
西球囊霉、幼套球囊霉组的根面固氮菌数量与 CK
组差异显著(P ＜ 0. 05)，摩西球囊霉、幼套球囊霉组
的根面固氮菌数量分别是 CK 组的 1. 63，1. 47 倍。
综上所述，AM 真菌对滨梅苗木根系、根面上
的细菌、放线菌、固氮菌类群数量影响较大，而对
根际的影响较小。试验结果表明 AM 真菌接种
滨梅的根面是微生物最为活跃的区域。进一步
研究认为，接种 AM 真菌的滨梅根部微生物总量
与菌根侵染率呈显著正相关 ( r = 0. 783 2，P ＜
0. 05)。
图 3 根部放线菌数量
Fig． 3 Actionmyces number of roots
图 4 根部固氮菌数量
Fig． 4 Nitrogen-fixing bacteria number of roots
2. 3 AM 真菌对根际土壤 pH 值的影响
图 5 根部 pH 值
Fig． 5 pH of roots
如图 5 所示，不同接种处理滨梅的根际土壤 pH
值均比非根际低，其中摩西球囊霉组的根际土壤 pH
值降低最大( pH 值下降 0. 7)，CK 组最小( pH 值下
44
第 1 期 宰学明等: 丛枝菌根化滨梅苗的根际微生态环境
降 0. 22); 接种组苗木的根际和非根际土壤 pH 值
都比 CK 组低。根际土壤 pH 值变化幅度较大，与
CK 组比，幼套球囊霉组的降低幅度最大( pH 值下
降 0. 9)，而透光球囊霉组的降低幅度最小( pH 值下
降 0. 48); 接种处理组的非根际土壤 pH 值与 CK 组
差异不显著(P ＞ 0. 05)。试验结果表明 AM 真菌接
种处理会使滨梅根际土壤的 pH 值降低，且降低的
幅度与菌根侵染率呈显著正相关( r = 0. 792 4，P ＜
0. 05)。
2. 4 AM 真菌对根际土壤酶活性的影响
由表 2 可知，各接种处理组根际的磷酸酶活性
有一定规律性: 碱性磷酸酶活性 ＞ 中性磷酸酶活
性 ＞酸性磷酸酶活性。与 CK 组相比，AM 真菌接种
组的酸性磷酸酶活性显著增加，而中性磷酸酶活性
则无显著变化 (P ＞ 0. 05); 摩西球囊霉、幼套球囊
霉组的碱性磷酸酶活性与 CK 组差异显著 ( P ＜
0. 05)。摩西球囊霉、幼套球囊霉、透光球囊霉组的
根际土壤磷酸酶总量分别是 CK 组的 1. 36，1. 29，
1. 15 倍，土壤磷酸酶活性的增加与菌根侵染率呈极
显著正相关( r = 0. 955，P ＜ 0. 01)。
由表 2 可知，摩西球囊霉、幼套球囊霉、透光
球囊霉组的根际蛋白酶总量分别 是 CK 组 的
1. 58，1. 43，1. 10 倍，蛋白酶活性的增加与菌根侵
染率呈极显著正相关 ( r = 0. 974，P ＜ 0. 01 )。摩
西球囊霉、幼套球囊霉、透光球囊霉组的根际脲酶
总量分别是 CK 组的 2. 31，2. 20，1. 51 倍，土壤脲
酶活性的增加与菌根侵染率呈显著正相关 ( r =
0. 674，P ＜ 0. 05)。
表 2 滨梅接种丛枝菌根真菌后根际土壤酶活性的变化
Tab． 2 Effects of beach plum inoculated by arbuscular mycorrhizal fungi on the soil enzyme activity in the rhizosphere
处理
Treatment
磷酸酶 Phosphatase / (Phenol g·g － 1 d － 1 )
碱性磷酸酶
Alkaline
phosphatase
中性磷酸酶
Neutral
phosphatase
酸性磷酸酶
Acid
phosphatase
磷酸酶总量
Total
phosphatase
蛋白酶
Protease /
(NH2 -N
mg·g － 1 d － 1 )
脲酶
Urease /
(NH3 -N
mg·g － 1 d － 1 )
摩西球囊霉
G． mosseae
2. 112 ± 0. 005 a 1. 391 ± 0. 009 a 0. 513 ± 0. 003 a 4. 016 ± 0. 012 a 1. 134 ± 0. 002 a 1. 415 ± 0. 010 a
透光球囊霉
G． diaphanum
1. 765 ± 0. 011 ab 1. 243 ± 0. 011 a 0. 374 ± 0. 005 b 3. 382 ± 0. 012 ab 0. 793 ± 0. 005 b 0. 923 ± 0. 006 b
幼套球囊霉
G． etunicatum
2. 097 ± 0. 006 a 1. 287 ± 0. 008 a 0. 417 ± 0. 002 b 3. 801 ± 0. 009 a 1. 027 ± 0. 007 a 1. 344 ± 0. 012 a
CK 1. 554 ± 0. 007 b 1. 195 ± 0. 007 a 0. 201 ± 0. 001 c 2. 950 ± 0. 006 b 0. 718 ± 0. 003 b 0. 612 ± 0. 009 c
图 6 根部全磷含量
Fig． 6 Total P content of roots
2. 5 AM 真菌对根际土壤养分的影响
如图 6 所示，接种处理组的根际非根际土壤全
磷量测定结果均比 CK 组有所降低，但差异不显著
(P ＞ 0. 05)。接种处理组的根际土壤速效磷含量普
遍高于 CK 组，且侵染率越高速效磷累积越丰富，非
根际土壤速效磷含量均比 CK 组有所降低，其中摩
西球囊霉、幼套球囊霉组的降低幅度较大 (图 7)。
各种处理组滨梅苗无论是全磷还是速效磷都表现出
正根际效应。
图 7 根部速效磷含量
Fig． 7 Available-P content of roots
接种处理组根际土壤全氮量略高于 CK 组，但
彼此之间差异不显著(P ＞ 0. 05); 接种处理组的非
54
林 业 科 学 50 卷
根际土壤全氮量略低于 CK 组，但彼此之间差异不
显著(P ＞ 0. 05)(图 8)。接种处理组的土壤根际全
氮含量的变化与菌根侵染率呈正相关关系 ( r =
0. 647，P ＜ 0. 05)。摩西球囊霉组和幼套球囊霉组
的根际土壤水解氮是分别 CK 组的 1. 47，1. 17 倍，
与 CK 组差异显著 (P ＜ 0. 05)，而透光球囊霉组与
CK 组差异不显著 (P ＞ 0. 05) (图 9)。接种处理组
的土壤根际水解氮含量与菌根侵染率呈显著正相关
( r = 0. 831，P ＜ 0. 05)。各种处理组滨梅苗无论是
全氮还是水解氮都表现出明显的正根际效应。
图 8 根部全氮含量
Fig． 8 Total N content of roots
图 9 根部水解氮含量
Fig． 9 Hydrolysable N content of roots
3 讨论
AM 真菌侵染能直接或间接影响根部的微生物
群落。直接作用包括植物向其他微生物提供丰富的
碳水化合物，这些物质通过真菌菌丝转运到微根际;
真菌通过分泌抑制或刺激性的物质来调节其他微生
物群落对营养的竞争(Manjula et al．，2005; 李岩等，
2010)。间接作用是通过菌根影响寄主植物的生
长、根的分泌物和土壤结构(Manjula et al．，2005; 李
岩等，2010)。Meyer 等 (1986)证明了菌根化和非
菌根化的玉米(Zea mays)苗的根际和根面存在细菌
群落的 差异; Secilia 等 ( 1987 ) 认 为 被 Glomus
fasciculatum，Gigaspora margarita 和 Sclerocystis dussi
侵染的几内亚草(Panicum maximum)根际中的总细
菌群落数量比未被侵染的大得多。笔者认为生长于
低磷土壤中的菌根植物的菌根可能通过增加氨基酸
的分泌来刺激氨基酸依赖型的细菌生长和繁殖。
Andrade 等(1997)和 Nuccio 等(2013)认为 AM 真菌
能够更改氮转化微生物的种群数量，且这些均可能
影响土壤元素的利用率。Andrade 等(1997)检查了
与菌 根 际 有 联 系 的 细 菌 和 幼 套 球 囊 霉、G．
intraradices 及摩西球囊霉的菌丝际，观察到菌丝际
细菌群落的变化本质上不是由 AM 菌的菌丝量决
定，并且提示菌根真菌的种类对菌丝际细菌组成和
增殖的作用比土壤中菌丝的数量对细菌群落的影响
更为重要。Antunes 等(2006)发现 AM 菌根形成后
能在一定程度上强化放线菌与 AM 真菌生长发育的
协同作用。潘超美等(2000)认为玉米菌根形成后，
根际土壤中的细菌、放线菌、固氮菌数量显著增加，
但真菌数量则略有下降。而本研究显示，接种处理
组的根际微生物数量与 CK 组未产生显著变化，而
根面、根系上微生物数量却表现出显著差异，菌根化
滨梅苗的根面是微生物最为活跃的区域。这样的结
果可能与试验选择的 AM 真菌种类、寄主植物以及
微生物取样方法不同有关。
磷营养胁迫下，有些植物通过根分泌有机酸或
微生物呼吸等途径使根际酸化，以降低根际 pH 值
的方式来增加磷素的吸收(Petra et al．，2003; Zhang
et al．，2011)。在本研究中，菌根化滨梅苗根际土壤
磷素与 CK 组相比高度富集，而 pH 值却显著降低。
酸化现象的产生不受磷营养胁迫的影响，也与供磷
水平无关。笔者认为根际 pH 值的显著降低主要是
AM 真菌在促进滨梅苗生长的过程中，根系进行正
常呼吸产生的 CO2、根分泌的 H
+和有机酸引起的。
土壤中速效磷多以磷酸盐的状态存在，它们在
土壤中的可移动性非常小。由于 AM 真菌能通过根
外菌丝体将非根际土壤中的速效磷向根际运输和传
递(Bücking et al．，2005; 袁丽环等，2010)，致使菌
根化滨梅苗的非根际速效磷显著低于根际。土壤有
机磷是土壤磷库的重要组分，它需在土壤磷酸酶的
酶促作用下才能转化为植物可利用的形态(Tarafdar
et al．，1994; Zhang et al．，2011)。本研究表明:菌根
化滨梅苗根际土壤磷酸酶活性显著提高，说明 AM
64
第 1 期 宰学明等: 丛枝菌根化滨梅苗的根际微生态环境
真菌可能对根际的某个微区内土壤磷酸酶产生了刺
激和分泌作用，进而加速了全磷向有机磷的转化，导
致根际全磷量减少，速效磷富集，显著提高了植株的
磷营养效率。同时，由于滨梅菌根的形成显著提高
了各类微生物的数量，AM 真菌和一些溶磷细菌的
共同作用亦可能在一定程度上促进了植物对磷的吸
收和利用(袁丽环等，2010; Nuccio et al．，2013)。
AM 真菌根外菌丝体不仅对不同形态氮素(包
括无机与有机氮类)的吸收具有较大的选择性，而
且在吸收与同化机制或途径等方面也有着明显的差
异(Fellbaum et al．，2012)。Manjula 等 (2005)的研
究认为，AM 真菌的菌丝能够在土壤有机物斑块中
增殖，并将斑块内 1 /3 的有机氮运输至宿主体内。
Prikryl 等(1980)研究显示，丛枝菌根促进植物的根
在生长过程中分泌一些含氮化合物(如氨基酸等)
进入土壤中，从而增加根际的含氮量。Azcon 等
(1982)认为丛枝菌根能促进植物的蒸腾作用，增加
植物生长过程中对水分的需要，致使根际被动聚集
了大量的离子态氮。本研究表明:滨梅苗菌根结构
的形成可增加根际土壤脲酶和蛋白酶的活性，使根
际有效态氮的含量提高; 同时由于菌根化苗木土壤
放线菌和固氮菌数量的增加，增强了苗木根系对空
气和土壤中氮素吸收和固定能力，提高了滨梅的氮
素营养利用率。
综上所述，AM 菌根的形成无论是对滨梅的生
长发育，还是对根区微生物的数量以及根区土壤氮、
磷营养环境的改善作用都是明显的，不同的 AM 真
菌与滨梅形成菌根所产生的根际效应有所不同。试
验的 3 种 AM 真菌中，摩西球囊霉、幼套球囊霉根际
效应较好。
参 考 文 献
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(责任编辑 郭广荣)
84
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140108
收稿日期: 2013 － 06 － 13; 修回日期: 2013 － 09 － 12。
基金项目: “十二五”国家科技支撑计划(2012BAD22B0302)。
* 张文辉为通讯作者。
地被物对油松幼苗早期更新的影响*
韩文娟1 曹旭平2 张文辉1
(1． 西北农林科技大学西部环境与生态教育部重点实验室 杨凌 712100;
2． 延安市黄龙山林业局 黄龙 715700)
摘 要: 为阐明地被物对油松幼苗早期更新的影响，通过野外播种和室内控制试验，分析野外不同播种方式、不
同凋落物厚度及凋落物水浸液浓度对油松种子萌发和幼苗早期生长的影响。结果表明: 野外不同播种方式显著影
响油松种子萌发率及幼苗生长状况，萌发率依次为清除灌木草本及凋落物 ＞清除草本和凋落物 ＞清除灌木和凋落
物 ＞清除灌木和草本，说明凋落物是影响种子萌发的主要因素; 清除灌木草本及凋落物和清除灌木草本处理下幼
苗高度、基径、根和茎生物量高于其他播种方式。1 和 2 cm 厚凋落物对油松种子萌发没有显著影响，3 cm 厚凋落物
及先铺凋落物再播种均显著降低油松种子的萌发率及推迟种子的始萌发时间。不同浓度凋落物水浸液对油松种
子萌发率和幼苗根长、茎长无显著影响。凋落物主要通过阻碍种子与地面的接触影响油松幼苗早期更新，合理地
清理林下地被物能促进油松的天然更新。
关键词: 播种方式; 凋落物厚度; 凋落物浸提液; 种子萌发; 幼苗生长
中图分类号: S718． 54 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0049 － 06
Effect of Ground Cover on Early Regeneration of Pinus tabulaeformis Plantation
Han Wenjuan1 Cao Xuping2 Zhang Wenhui1
(1 ． Key Laboratory of Environment and Ecology in West China of Education of Ministry Northwest A ＆ F University Yangling 712100;
2 ． Forestry Bureau in Huanglong Mountain Huanglong 715700)
Abstract: To illustrate the effect of ground cover on early regeneration，seed germination and seedling growth of Pinus
tabulaeformis under different sowing patterns were measured，with different litter thickness and different litter aqueous
extracts treatments． The results showed that sowing patterns had significant effects on the seed germination and seedling
growth of P． tabulaeformis，and the germination rate was in an order of clearing shrubs herbs and litters ＞ clearing herbs
and litters ＞ clearing shrubs and litters ＞ clearing shrubs and herbs， indicating that litter was the major factor
influencing the seed germination and seedling growth of P． tabulaeformis． The height，the basal diameter，the root and
stem biomass of the seedlings under clearing shrubs herbs and litters and clearing shrubs and herbs were higher than other
sowing patterns． The 1 cm and 2 cm thickness litters had no influence on the seed germination of P． tabulaeformis，but
the 3 cm thickness litters and paving litters before sowing significantly decreased the germination rate of P． tabulaeformis
seed and the beginning time of germination． The litter water extract had no significant influence on P． tabulaeformis seed
germination and the early growth of seedlings． These results indicated litter affected the P． tabulaeformis early regeneration
by physical obstacles，thus reasonable cleaning up ground cover can promote the natural regeneration of P． tabulaeformis
plantation．
Key words: sowing patterns; litter thickness; litter water extract liquor; seed germination; seedling growth
地被物既是森林植物的组成者，也是森林土壤
有机质的重要来源，对森林土壤、森林小气候、森林
更新、水分保蓄、地表径流等有重要影响(高志红
等，2004)。森林更新是从具有活力的树木种子在
适宜的环境中萌发、形成幼苗并完成定居的整个过
程，关键种种子的成功萌发与幼苗的顺利成活是森
林成功更新的决定性环节，这一环节对气候变化十
分敏感，并易受森林地被物的影响 (彭闪江等，
林 业 科 学 50 卷
2004)。
油松(Pinus tabulaeformis)人工林占我国陕北黄
土高原人工林面积的 74%，具有很好的保持水土、
涵养水源及改良土壤的作用。在黄土高原地区，有
些油松人工林表现很好，建群种种群可以实现更新，
群落结构合理，物种多样性丰富，水肥条件优越，可
以实现持续发育(王梅，2010);但是，也有一些油松
人工林表现不好，群落很难自我更新 (李裕元等，
2003)。人工林的更新是维持人工林动态稳定和可
持续发展的基础。天然更新的必要条件是: 有充足
的具有生命力的种子和有利于种子萌发、幼苗生长
的环境条件，如光环境、地被物、土壤状况等 (Gong
et al．，1999; Zhu et al．，2003)。已有研究表明:尽管
人工针叶林相对于天然林具有较高的种子雨数量，
且土壤种子库也较大(刘足根等，2007)，但人工林
下幼苗或幼树的存活却十分稀少，这表明种子不是
人工针叶林更新的主要限制因子。有学者提出，灌
木、草本和凋落物改变了林地的微生境(光照水平、
空气温度和湿度)和土壤水分、养分的有效性，影响
了生物关系 (种子捕食、病原体的侵蚀和种间竞
争)，因而直接和间接地影响种子萌发和幼苗生长
(Dupuy et al．，2008; Beckage et al．，2000; Tabarelli
et al．，1999; 胡蓉等，2011)。Dupug 等(2008)研究
认为凋落物是小种子萌发和幼苗定居的主要障碍，
但是能促进大种子、非耐荫种子的萌发和定居。已
有研究表明:灌木、草本和凋落物显著影响油松林下
幼苗更新(韩文娟等，2012)，但自然情景下灌木、草
本和凋落物对油松种子萌发和幼苗生长的影响尚未
见报道。
本文以陕西黄龙山林区油松人工林为研究对
象，野外设置不同播种方式，探究灌木、草本和凋落
物对油松种子萌发和幼苗生长的影响，在此基础上
进行不同凋落物厚度和凋落物水浸液浓度对种子萌
发和幼苗初期生长影响的试验。这有助于解决油松
人工林天然更新障碍问题，为油松人工林可持续经
营提供依据。
1 材料与方法
1. 1 试验地概况
播种方式对油松种子萌发影响试验地设在陕西
省黄龙山林区西北农林科技大学林学院油松人工林
试验基地 ( 35° 28—36° 02 N，109° 38—110° 12
E)。该区属于黄土高原沟壑区与丘陵沟壑区交错
地带。海拔 1 100 ～ 1 300 m，为暖温带半湿润大陆
性气候，年均气温 8. 6 ℃，年均降水量 611. 8 mm(赵
鸿雁等，2003)。森林植被属暖温带落叶阔叶林地
带北部的落叶阔叶林亚地带植被。主要建群树种为
油松、辽东栎 (Quercus liaotungensis)、山杨 ( Populus
davidiana)、白桦(Betula platyphylla)，灌木主要有虎
榛 子 ( Ostryopsis davidiana )、胡 枝 子 ( Lespedeza
bicolor)、黄 刺 玫 ( Rosa xanthina )、麻 叶 绣 线 菊
(Spiraea cantoniensis)、毛樱桃 ( Prunus tomentosa)、
茶条 槭 ( Acer ginnala )、陕 西 荚 蒾 ( Viburnum
schensianum)、北京丁香 ( Syringa pekinensis)、卫矛
(Euony musalatus ) 等，草本层主要为三 穗苔 草
(Carex tristachya)。土壤主要为森林褐土。试验林
为 1962 年营造的油松人工林，穴状整地，株行距
2. 5 m × 2. 5 m。1975 年进行定株抚育; 1985 年进
行株数强度 20%的间伐，主要伐除病虫木、劣质木。
2004 年在前 2 次抚育基础上进行株数强度 30% 的
间伐，林地密度为(610 ± 22)株·hm － 2，林木平均高
度和胸径分别为 ( 14. 25 ± 1. 22 ) m 和 ( 23. 04 ±
1. 77) cm。
凋落物厚度对油松种子萌发影响试验地设在陕
西杨凌西北农林科技大学南校区校园内。该区地处
渭河平原，海拔 480 m，属暖温带大陆性季风气候。
年均气温 12. 9 ℃，年降水量 660 mm，土壤为褐土
(吉文丽等，1990)。
1. 2 试验材料
试验用油松种子千粒质量(45. 02 ± 1. 34) g，种
子长(0. 78 ± 0. 07 ) cm，种子宽 (0. 42 ± 0. 03 ) cm。
播种前用浓度 3% 的高锰酸钾溶液浸种 30 min，再
布盖 30 min，用水冲洗干净后再播种。
1. 3 研究方法
1. 3. 1 播种方式对油松种子萌发和幼苗生长的影
响 在阴坡立地条件较好、林相一致的油松人工林
内，进行 5 种播种方式的试验: 未清除灌木草本和
凋落物(对照)、清除草本和凋落物、清除灌木和凋
落物、清除灌木和草本、清除灌木草本及凋落物。每
种播种方式设置 4 个样方(1 m × 1 m)，共布设 20 个
样方。于 2012 年 4 月播种，人工播种密度 100 粒·
m － 2。2012 年 8 月调查记录种子萌发数量，测量幼
苗的高度、基径和针叶长。每种播种方式根据平均
值选取 3 株标准株挖出，做好标记清洗干净，在
80 ℃下连续烘 48 h 至恒质量，分根、茎、叶称取干
质量。
1. 3. 2 枯落物厚度对油松种子萌发的影响 2011
年冬季在校园内油松林下采集凋落物，实验室内自
然风干备用。2012 年 4 月开始试验，试验设置 6 个
梯度，其中 4 个梯度种子与蛭石直接接触，分别覆盖
05
第 1 期 韩文娟等: 地被物对油松幼苗早期更新的影响
0，1，2，3 cm 的凋落物; 2 个梯度先铺 1 和 2 cm 凋落
物再播种。每个梯度 3 次重复，共用花盆 18 个，每
个花盆播种 50 粒，共播油松种子 900 粒。萌发标准
为油松幼苗突破枯落物层。试验过程中及时浇水，
每日观察记录油松种子的萌发个数，持续到没有新
种子萌发为止。随机挑选 5 株幼苗，测量根长和
茎长。
萌发率 (% ) = 萌发种子数 /试验所用种子数
× 100，
萌发抑制率(% ) = (对照萌发数 －各处理萌发
数) /对照萌发数 × 100。
1. 3. 3 枯落物浸提液对油松种子萌发的影响
2012 年 4 月开始试验，在常温下用蒸馏水浸提自然
风干的凋落物 48 h。试验设置 4 个梯度(0，5，15，30
mg·mL － 1 )，每个梯度 4 次重复，每次重复 50 粒种
子。培养皿(直径 9 cm)垫 2 层滤纸(用 4 mL 水浸
液润湿，对照用蒸馏水)，在人工气候箱中进行培养
(8，16 h 光周期，光强 400 μmol·m － 2 s － 1)。每隔 24
h 计数已经萌发的种子数量。萌发标准为胚根长度
达到种子等长或胚芽长度达到种子长度一半。20
天后结束试验，统计种子萌发率并测量萌发种子的
根长和茎长。
1. 4 数据处理
野外播种方式、凋落物厚度和凋落物水浸液浓
度对油松种子萌发和幼苗生长的影响采用 SPSS
13. 0 进行单因素方差分析 ( one-way ANOVA) 及其
后的多重比较( LSD)，显著性水平 α = 0. 05。采用
Origin 8. 5 软件作图。
2 结果与分析
2. 1 播种方式对油松种子萌发和幼苗生长的影响
2. 1. 1 种子萌发 不同播种方式下油松种子萌发
率有明显差异(图 1)。对照(未清除灌木草本和凋
落物)种子萌发率最低，仅为 1% ; 清除灌木草本和
凋落物种子萌发率最高，是对照的 4. 25 倍; 其次为
清除草本和凋落物，种子萌发率为 3. 5%，且与清除
灌木草本和凋落物没有显著差异; 清除灌木和凋落
物种子萌发率 ( 2. 25% ) 高于清除灌木和草本
(1. 75% )，但没有显著差异。这说明灌木、草本和
凋落物均对油松种子的萌发均有影响。
2. 1. 2 幼苗生长 不同播种方式下幼苗高度有明
显差异，幼苗基径没有显著差异(图 2)。清除灌木
和草本、清除灌木草本和枯落物幼苗高度明显高于
其他播种方式，分别比对照增加 33%和 30% ; 清除
草本和凋落物与对照没有明显差异。这说明灌木的
图 1 不同播种方式对油松种子萌发的影响
Fig． 1 Effects of sowing patterns on the germination of
P． tabulaeformis seeds(mean ± SD)
A : 对照 Control; B: 清除草本和凋落物 Clear herbs
and litters; C: 清除灌木和凋落物 Clear shrubs and
litters; D: 清除灌木和草本 Clear shrubs and herbs; E:
清除灌木草本和凋落物 Clear shrubs，herbs and litters．
不同字母表示差异显著 ( P ＜ 0. 05 ) Different letters
mean significant difference at 0. 05 level． 下同 The same
below．
存在限制了幼苗高度的增长，地被物对幼苗基径生
长的影响不大。
针叶树幼苗的平均针叶长可代替叶面积，表明
幼苗如何竞争光和空间(Raich et al．，1990)。对照
幼苗的针叶长(4. 87 cm)明显大于其他播种方式，
其他 4 种播种方式之间没有明显差异(图 2)。
不同播种方式下幼苗根、茎、叶生物量有显著差
异(图 2)。根生物量对照(0. 03 g)明显低于其他播
种方式，而其他 4 种播种方式之间没有显著差异，清
除灌木和草本播种幼苗根生物量最大(0. 09 g)，为
对照的 3 倍; 茎生物量对照最小(0. 07 g)，清除灌
木草本和凋落物、清除灌木和草本明显高于其他播
种方式(图 2); 叶生物量对照最大为 0. 15 g，为清
除灌木和凋落物 (0. 07 g)、清除灌木和草本 (0. 08
g)的 2 倍左右(图 2)。这说明地被物影响了幼苗生
长的微生境及可利用性资源，导致幼苗改变了根、
茎、叶生物量以更好地适应环境。
2. 2 凋落物厚度对油松种子萌发和幼苗生长的
影响
不同厚度调落物覆盖下，油松种子萌发表现出
不同的规律(图 3)。未铺凋落物 (对照)处理油松
种子始萌发天数为播种后第 6 天，其次为 1，2，3 cm
凋落物覆盖处理，分别在第 7 天、第 8 天、第 9 天开
始萌发，先铺 1 和 2 cm 凋落物再播种处理种子萌发
较晚，分别在第 11 天和第 12 天开始萌发。未铺凋
落物处理的种子从播种后第 8 天(14. 67% )至第 17
天(52. 67% )种子萌发率迅速上升，其后速度减慢，
15
林 业 科 学 50 卷
图 2 不同播种方式对油松幼苗早期生长的影响
Fig． 2 Effects of sowing patterns on the seedling growth of P． tabulaeformis (mean ± SD)
至第 21 天停止萌发。覆盖 1 和 2 cm 凋落物种子萌
发趋势相近，播种后第 13 天至第 18 天种子萌发率
迅速上升，均从 10. 33%上升到 43%，第 20 天停止
萌发。覆盖 3 cm 凋落物种子萌发从第 13 天(7% )
到第 18 天(37. 33% )迅速增长后，种子萌发速度减
慢。先铺1 cm凋落物再播种处理下，种子萌发从第
14 天到第 18 天增长迅速，到第 19 天时已超过覆盖
3 cm 枯落物处理下种子萌发率。先铺 2 cm 凋落物
再播种处理下，种子萌发速度一直比较缓慢，播种后
第 22 天停止萌发。
表 1 凋落物厚度对油松种子萌发和幼苗生长的影响
Tab． 1 Effects of litter thickness on seed germination and
seedling growth of P． tabulaeformis (mean ± SD)
处理方式
Treatment
最终萌发率
Final
germination
rate(% )
萌发抑制率
Inhibition in
germination
rate(% )
根长
Root
length / cm
茎长
Shoot
length / cm
A 57. 33 ± 7. 57a — 3. 12 ± 0. 39a 3. 79 ± 0. 23a
B 51. 67 ± 6. 11abc 9. 87 3. 27 ± 0. 41a 3. 64 ± 0. 28a
C 52. 67 ± 5. 03ab 8. 13 3. 09 ± 0. 36a 4. 05 ± 0. 24a
D 39. 33 ± 3. 06bc 31. 40 3. 52 ± 0. 49a 4. 17 ± 0. 35a
E 34. 67 ± 3. 06c 39. 53 2. 94 ± 0. 27a 3. 82 ± 0. 16a
F 20. 00 ± 6. 25d 65. 11 3. 16 ± 0. 34a 3. 96 ± 0. 19a
单因素方差分析表明:凋落物厚度对油松种子
最终萌发率有显著影响(表 1)。多重比较表明:先
播种后覆盖 1 和 2 cm 凋落物处理种子最终萌发率
图 3 枯落物厚度对油松种子萌发的影响
Fig． 3 Effects of litter thickness on the germination of
P． tabulaeformis seeds(mean ± SD)
A: 无凋落物 No litter; B: 1 cm 凋落物厚度 1 cm litter
thickness; C: 2 cm 凋落物厚度 2 cm litter thickness; D: 3
cm 凋落物厚度 3 cm litter thickness; E:先铺 1 cm 凋落物
再播种 Laying 1 cm litter thickness before sowing; F: 先铺 2
cm 枯落物再播种 Laying 2 cm litter thickness befor sowing．
下同 The same blow．
均与对照没有显著差异，但覆盖 3 cm 枯落物与先铺
枯落物再播种明显降低种子萌发率。先铺 1 cm 凋
落物再播种处理下种子最终萌发率(34. 67% )与先
播种后覆盖 3 cm 凋落物(39. 33% )没有显著差异，
但先铺 2 cm 凋落物再播种处理对种子萌发抑制率
达到 65. 11%。各处理下幼苗的根长和茎长没有显
著差异，说明凋落物厚度对幼苗生长影响不大。
25
第 1 期 韩文娟等: 地被物对油松幼苗早期更新的影响
2. 3 凋落物浸提液对油松种子萌发和幼苗生长的
影响
不同浓度凋落物水浸液处理下油松种子的萌
发率变化趋势基本相同(图 4)，对照种子第 6 天开
始萌发，其他处理下种子第 7 天开始萌发。第 9 天
至第 13 天种子萌发率迅速增加，第 13 天时除
15 mg·mL － 1 凋 落 物 浸 提 液 处 理 下 萌 发 率 为
39. 5%外，其他处理萌发率均达到 53%，其后萌发
率增长缓慢。第 20 天时各处理种子萌发率均达
到 70%左右。
图 4 凋落物水浸液对油松种子萌发的影响
Fig． 4 Effects of litter aqueous extracts on germination rate of
P． tabulaeformis seed (mean ± SD)
单因素方差分析表明:不同浓度凋落物水浸
液(0，5，15，30 mg·mL － 1 )处理下种子的最终萌发
率没 有 显 著 差 异 (表 2 )，最 终 萌 发 率 分 别 为
71. 5%，68. 0%，68. 5% 和 67. 5%。5 mg·mL － 1凋
落物水浸液处理下幼苗根长和茎长最大，但与对
照没有显著差异。15 和 30 mg·mL － 1枯落物水浸
液处理下幼苗根长和茎长明显低于对照，根长抑
制率分别为 14%和 28%，茎长抑制率分别为 28%
和 35%。这说明凋落物水浸液对油松种子萌发影
响不大，但显著影响幼苗的生长。
表 2 凋落物水浸液对油松种子萌发和幼苗生长的影响
Tab． 2 Effects of litter aqueous extracts on seed
germination and seedling growth of
P． tabulaeformis (mean ± SD)
浸提液浓度
Concentration of litter
aqueous extracts /
(mg·mL － 1 )
最终萌发率
Final
germination
rate(% )
根长
Root
length / cm
茎长
Shoot
length / cm
0 71. 50 ± 3. 00a 2. 63 ± 0． 33a 3. 41 ± 0． 28a
5 68. 00 ± 2． 83a 2. 94 ± 0． 46a 3. 68 ± 0． 32a
15 68. 50 ± 1． 91a 2. 26 ± 0． 34b 2. 47 ± 0． 37b
30 67. 50 ± 3． 00a 1. 89 ± 0． 28b 2. 23 ± 0． 29b
3 结论与讨论
在种子发育为幼苗的过程中，幼苗还未形成较
大的根系统，其呼吸和养分吸收系统仅局限在一定
的微生境内。地被物(灌木、草本和凋落物)的存在
改变了地表光照水平、土壤水分和养分等生境状况，
进而影响油松种子萌发和幼苗生长。本研究表明:
野外未清除凋落物播种方式、室内先铺凋落物再播
种和先播种再覆盖 3 cm 凋落物处理均显著降低了
种子萌发率。主要原因可能是地被物尤其是凋落物
阻碍了种子与土壤的接触，导致种子不能成功萌发;
同时较大的机械阻力，导致在较厚覆盖物下种子克
服覆盖物的机械阻力已耗尽了它们贮存的碳水化合
物，从而不能萌发(王贺新等，2008); 另外改变了
地表的光照水平和光谱成分(潘开文等，2004)，影
响种子萌发和幼苗生长。几乎所有物种都需要地表
(指凋落物层之下、土壤表面之上)和表层土(指从
地表起，垂直向下，具有少量深度的土壤)，具备一
定的 PPFD(光量子流密度)和 Pfr 值才能萌发和生
长。Pfr 值为红光(660 nm)与远红光(730 nm)的比
值(R /FR)，Pfr 值决定了植物体内光敏色素系统的
变化，该系统控制着种子萌发和一系列形态建成过
程。PPFD 的大小直接影响植株的光合速率，对于
刚发芽的植株必须要求一定的 PPFD，否则植株将会
因缺光而死亡(Kyereh et al．，1999)。地被物会降低
地表和表层土 PPFD 和 Pfr 值，且凋落物越厚，其降
低的幅度越大，对种子萌发的抑制率越高。
温度强烈影响种子发芽率和萌发速率，变温能
在一定程度上促进种子萌发，地被物尤其是凋落物
会减小地表的日温差 ( Facelli et al．，1991; 潘开文
等，2004)。一方面阻截太阳辐射起到抑制增温(保
凉)的作用; 另一方面阻隔土壤与外界空气的热交
换，起到抑制降温(保温)的作用，凋落物通过这种
互逆的动态平衡机制，减小了日温差，进而延迟种子
萌发时间和降低萌发率。同时较稳定的土壤温度能
延长根的生长期，本研究也表明保留凋落物的幼苗
根生物量大于清除凋落物。
适宜的水分和充足的养分是种子萌发和幼苗生
长的基础。本研究显示，清除灌木和草本的幼苗生
长状况优于清除灌木、草本和凋落物。凋落物促进
幼苗生长的原因可能是提高了土壤水分利用率，增
加了养分循环。大量文献表明凋落物主要通过吸持
和拦截水量、减小地表蒸发、改善土壤结构、增加土
壤保水能力等途径来提高土壤含水量; 同时凋落物
的覆盖，限制了杂草的入侵，减少了对水分和养分的
35
林 业 科 学 50 卷
竞争(李志安等，2000; Myster，1994; 吴承祯等，
2000)。同时凋落物是森林生态系统内维持土壤养
分的重要物质来源，其所含的营养元素经腐解释放
后归还给土壤，能极显著地提高土壤肥力 (潘开文
等，2001)，而土壤肥力是幼苗生长的基础。凋落物
作为覆盖物可提高幼苗及土壤对养分的获得，进而
促进幼苗生长。
个体构件生物量投资是植物与环境因素共同作
用的结果，既反映了植物种群对环境条件的适应能
力和生长发育规律，也反映了环境条件对植物种群
的影响程度(张文辉等，2003)。本研究表明: 对照
处理根生物量最低、叶生物量最大，而幼苗针叶长没
有显著差异，说明油松幼苗并非通过改变叶面积来
竞争更多的光及空间，也许是通过针叶数量的变化
竞争更多的光和空间来适应不同的环境。
枯落物水浸液对种子萌发的影响结果不完全一
致。贾黎明等(1995)研究表明，油松凋落物浸出液
在高浓度时对种子萌发有强烈的抑制作用，而在低
浓度时抑制作用不显著或有促进作用。本研究结果
显示，油松林凋落物浸提液对油松种子萌发没有显
著影响，但显著抑制幼苗根和茎的生长。15，30 mg·
mL － 1凋落物水浸液处理下幼苗根长和茎长明显低
于对照，根长抑制率分别为 14% 和 28%，茎长抑制
率分别为 28%和 35%。导致这一现象的原因可能
是水浸液中的化感物质破坏了纺锤体或者改变植物
体内的激素或水分平衡，从而对根系生长产生影响
(羊留冬等，2010)，这与李登武等(2010)研究表明
油松叶提取物显著抑制油松幼苗高生长相一致。
灌木、草本和较厚的凋落物显著影响油松种子
萌发和幼苗生长。在油松人工林经营中，应注意在
种子雨高峰期前清除灌木、草本和凋落物，保证油松
种子与土壤接触，同时为油松种子萌发和幼苗生长
提供适宜的环境。
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(责任编辑 郭广荣)
45
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140109
收稿日期: 2013 － 06 － 06; 修回日期: 2013 － 07 － 20。
基金项目: 国家自然科学基金面上项目(31070601) ; 江苏省高校优势学科建设工程资助项目(PAPD)。
* 施季森为通讯作者。
WinNC2:因子交配设计遗传分析软件*
童春发1 蒋安纳2 杨立委1 施季森1
(1． 南京林业大学 林木遗传与生物技术省部共建教育部重点实验室 南京 210037:
2． 南京林业大学信息科学技术学院 南京 210037)
摘 要: 因子交配设计在林木遗传育种研究中已经得到广泛应用，然而有关该设计的遗传参数和统计量计
算还存在不少问题，这在数据不平衡情况下尤为突出。WinNC2 是一个新开发的用于计算因子交配设计遗传
模型参数的 Windows 软件，不但可以处理平衡数据，而且还可以处理不平衡数据。针对 3 种不同的因子交配
设计遗传统计模型，该软件使用线性约束模型理论计算一般配合力和特殊配合力以及其他固定效应，使用方
差分量模型计算遗传方差和协方差进而估算遗传力。对于每一个参数估计，WinNC2 还给出其标准误和显著
性检验统计量 ; 对于多性状数据，WinNC2 可以计算父本、母本以及父母本交互水平上 2 个性状的遗传相关
系数及其标准误。WinNC2 为林木遗传育种工作者分析因子交配设计试验数据提供了一个界面友好、易于使
用的计算工具。
关键词: 因子交配设计; 配合力; 方差分量; 遗传力
中图分类号: S722. 3; Q348 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0055 － 08
WinNC2: A New Software for Genetic Analysis of Factorial Mating Design
Tong Chunfa1 Jiang Anna2 Yang Liwei 1 Shi Jisen1
(1 ． Key Laboratory of Forest Genetics ＆ Biotechnology of Ministry of Education Nanjing Forestry University Nanjing 210037:
2 ． College of Information Science ＆ Technology，Nanjing Forestry University Nanjing 210037)
Abstract: Although a factorial mating design has been extensively applied in forest breeding programs，there exist some
problems with the design in calculating the estimates of genetic parameters and some statistics，especially when the
experimental data are unbalanced． A newly developed Windows-based software ( WinNC2 )， for calculating model
parameters of the genetic factorial mating design，can not only deal with balanced data but also with unbalanced data． For
three different factorial mating designs，the software estimates the general and special combining abilities of parents and
other fixed effects with the restricted linear model，and calculates the genetic variance components and further the
heritabilities with the random effect model． In the mean time，WinNC2 can provide standard errors and statistic tests for
each parameter estimate． Furthermore，WinNC2 can also present the genetic correlation coefficient between any two traits
at each level of paternal，maternal，and their interaction effects． In summary，WinNC2 is a user-friendly computing tool
for forest breeders to analyze genetic models of factorial mating designs．
Key words: factorial mating design; combining ability; variance components; heritability
因 子 交 配 设 计 ( factorial mating design ) 是
Comstock 和 Robinson(1948; 1952)提出的 3 种北卡
罗林纳(North Carolina)遗传交配设计之一，又称为
NCⅡ交配设计、AB 设计、析因设计或测交设计(沈
熙环，1990)。这种交配设计的特点是选择 1 组父
本和 1 组母本，每个父本与每个母本交配，可产生数
量众多的杂交组合群体。由于该试验设计不但能提
供亲本一般配合力的估计，而且还能给出特殊配合
力的估计，同时也能给出有关遗传方差分量以及遗
传力的估计，因此它在动植物遗传育种研究中有着
极其广泛的应用。林木上，国内外先后在杉木
( Cunninghamia lanceolata )、松 树 ( Pinus )、桉 树
(Eucalyptus)等树种的遗传变异研究中应用了因子
交配试验设计(Barnes et al．，1978; Blada，1992; 郑
林 业 科 学 50 卷
仁华，2003; Volker et al．，2008; 蒋焱等，2008; 金
国庆等，2008; 陆钊华，2009; 杨萍等，2011)。
应用因子交配设计估算遗传参数需要使用统
计模型和相应的计算软件。统计模型主要是线性
模型，分为固定效应模型和随机效应模型。利用
线性固定效应模型可以估计出一般配合力和特殊
配合力并进行相关因素的显著性检验 (Wu et al．，
2000; Tong et al．，2012; 童春发等，2013)，而估计
遗传方差分量进而估算遗传力等重要遗传参数则
要使用随机效应模型 (童春发等，2010; 2013 )。
也就是说，对于每一个遗传交配设计，在分析遗传
参数时需要用到 2 种有着本质区别的线性统计分
析模 型。然 而，经 典 的 林 木 数 量 遗 传 学 著 作
(Wright，1976; Namkoong，1979; Williams et al．，
2002; 续九如，2006)在这方面没有很好的论述，
使得林木育种工作者在分析林木遗传设计数据时
感到诸多不便和困惑，这在不平衡数据条件下或
模型含有较多因素情况下尤其突出。在软件应用
方面，大多数研究者使用著名的 SAS 分析系统来
分析林木遗传交配设计模型;但是 SAS 是通用的
统计分析软件，不是针对特定的遗传分析模型，因
此在计算林木遗传参数中存在一些不便和不足之
处(童春发等，2013)。为了方便分析林木遗传参
数并提 供 更 多 的 统 计 量，近 年 来 编 写 了 一 些
Windows 软件用于林木半同胞子代、巢式设计和双
列杂交设 计遗传模 型分析 (童春发等，2010;
2013; Tong et al．，2012)，这些软件的主要特点在
于易于使用、能处理不平衡数据以及能计算出比
较全面的遗传参数。此外，国内开发的 ForState(唐
守正等，2009)和 DPS(唐启义，2010)比较大型的
数据分析系统虽然涉及到遗传交配设计模型分
析，但是由于其理论方法来源于经典的数量遗传
学文献资料，因此它们分析遗传模型的功能存在
一定的局限性，如不能提供方差分量估计的标准
误和假设检验统计量以及不平衡数据条件下遗传
力估计及其标准误等。尽管在某些遗传模型计算
软件开发方面已经取得一定的进展，但是对于因
子交配设计统计分析目前还没有易于使用并能给
出比较全面的遗传参数的计算软件。
本文根据现代线性模型理论，针对 3 种因子交
配设计遗传模型开发了用于计算多种遗传参数和统
计量的 Windows 应用软件 WinNC2。3 种因子交配
设计分别为多地点多区组设计、单地点多区组设计
和单地点不含区组设计。对于每一种因子交配设
计，该软件使用约束线性模型理论计算一般配合力
和特殊配合力以及其他固定效应，使用随机效应模
型计算遗传方差分量进而计算遗传力，无论对平衡
数据还是不平衡数据均可以进行计算分析。对于每
一个参数估计，WinNC2 还可以给出它们的标准误
和显著性检验统计量。另外，WinNC2 还可以计算
父本、母本以及父母本交互水平上 2 个性状的遗传
相关系数及其标准误。
1 统计模型
由于试验目的和条件的不同，因子交配设计统
计分析模型也有多种形式。WinNC2 主要关注 3 种
因子交配设计统计分析模型，即多地点多区组设计、
单地点多区组设计和单地点不含区组设计统计分析
模型。其他因子交配设计可用同样的线性统计模型
理论方法来对遗传参数进行估计和计算。
1. 1 多地点多区组设计统计模型
设有 m 个父本、f 个母本两两交配产生 mf 个全
同胞家系，然后布置在 s 个地点进行子代试验，每个
地点设置 b 个区组，每一区组若干个单株，每一个单
株的数量性状值可用线性模型表示为:
yijklt = μ + Si + Bij + Mk + Fl + MF kl + MS ik +
FS il + MFS ikl + MFBS ijkl + eijklt。 (1)
式中: yijklt为第 i个地点第 j个区组中第 k个父本与
第 l 个母本交配子代的第 t 个个体数量性状值; μ
为总平均值; Si 为第 i 个地点的效应( i = 1，…，
s ) ; Bij 为第 i 个地点内第 j 个区组的效应( j =
1，…，b ) ; Mk 为第 k 个父本的效应( k = 1，…，
m ) ; Fl 为第 l 个母本的效应( l = 1，…，f ) ; MF kl
为第 k 个父本与第 l个母本的交互效应; MS ik 为第
i个地点与第 k个父本的交互效应; FS il为第 i个地
点与第 l个母本的交互效应; MFS ikl 为第 i个地点、
第 k 个父本和第 l 个母本的交互效应; MFBS ijkl 为
第 i 个地点内第 j 个区组与第 k 个父本和第 l 母本
组合的交互效应; eijklt 为随机误差效应( t = 1，…，
nijkl )，一般假定它服从均值为 0、方差为 σ
2
e 的正
态分布。该模型在 Wright(1976)和续九如(1989;
2006)中均有描述。
对于模型(1)，为了计算亲本的一般配合力和
特殊配合力，将除随机效应 eijklt 外所有的效应都看
作是固定效应，此时模型(1)被称为固定效应模型。
根据约束线性模型理论可以估计配合力 Mk，Fl，
MF kl 和其他固定效应，还可以对这些效应进行统计
检验(Tong et al．，2012; 童春发等，2013)。这里固
定效应应满足如下约束条件:
65
第 1 期 童春发等: WinNC2:因子交配设计遗传分析软件
∑
i
S i = 0;
∑
j
B ij = 0( i = 1，…，s);
∑
k
Mk = 0;
∑
l
F l = 0;
∑
k
MF kl = 0( l = 1，…，f);
∑
l
MF kl = 0( k = 1，…，m);
∑
k
MS ik = 0( i = 1，…，s);
∑
i
MS ik = 0( k = 1，…，m);
∑
l
FS il = 0( i = 1，…，s);
∑
i
FS il = 0( l = 1，…，f);
∑
i
MFS ikl = 0( k = 1，…，m; l = 1，…，f);
∑
k
MFS ikl = 0( i = 1，…，s; l = 1，…，f);
∑
l
MFS ikl = 0( i = 1，…，s; k = 1，…，m);
∑
k，l
MFBS ijkl = 0( i = 1，…，s; j = 1，…，b);
∑
j
MFBS ijkl = 0( i = 1，…，s; k = 1，…，m;
l = 1，…，f





)。
(2)
如果要计算遗传力等遗传参数，那么首先要
计算遗传方差分量，此时要将模型 ( 1 )中的效应
Mk，F l，MF kl，MS ik，FS il，MFS ikl 和MFBS ijkl 都看作
是随机效应，并假定这些随机效应的均值为 0，
方差分别为 σ 2M，σ
2
F，σ
2
MF，σ
2
MS，σ
2
FS，σ
2
MFS 和 σ
2
MFBS 。
根据方差分析法 ( Henderson，1953 )可以估计这
些方差分量，进一步还可以计算出其标准误以及
显著性检验统计量，具体方法步骤可参考童春发
等(2010; 2013 )。
遗传力是林木遗传分析中的一个重要指标，根
据因子交配设计可以计算单株遗传力和家系遗传
力。对于单株遗传力，无论数据是平衡还是不平衡，
其计算表达式都是一样的。然而，对于家系遗传力，
文献中只给出了平衡数据条件下的结果 (Wright，
1976; 续九如，2006)。这里给出不平衡设计条件
下家系遗传力的计算表达式。
记 nijkl为第 i个地点第 j个区组中第 k个父本与
第 l 母本交配子代的个数，那么家系 ( k，l) 性状的
均值为:
y－··kl· = C + Mk + Fl + MF kl +
1
n··kl∑
s
i = 1
ni·kl MS ik +
1
n··kl∑
s
i = 1
ni·kl FS il +
1
n··kl∑
s
i = 1
ni·kl MFS ikl +
1
n··kl∑
s
i = 1
∑
b i
j = 1
nijkl MFBS ijkl +
1
n··kl∑
s
i = 1
∑
b
j = 1
∑
n ijkl
m = 1
eijklt。
式中: C 为固定效应代数和。因此家系均值的方
差为:
var( y－··kl·) = σ
2
M + σ
2
F + σ
2
MF +
1
n2··kl
∑
s
i = 1
n2i·klσ
2
MS +
1
n2··kl
∑
s
i = 1
n2i·klσ
2
FS +
1
n2··kl
∑
s
i = 1
n2i·klσ
2
MFS +
1
n2··kl
∑
s
i = 1
∑
b i
j = 1
n2ijklσ
2
MFBS +
1
n··kl
σ2e。
由于数据不平衡性会导致各家系均值的方差不
一致，因此取家系均值方差的平均值作为计算家系
遗传力的背景，于是不平衡数据条件下家系遗传力
可表示为:
h2f =
σ2M + σ
2
F + σ
2
MF
1
nM ×F∑k，l var( y
－
··kl·)
=
σ2M + σ
2
F + σ
2
MF
σ2M + σ
2
F + σ
2
MF + k1σ
2
MS + k1σ
2
FS + k1σ
2
MFS + k2σ
2
MFBS + k3σ
2
e
。 (3)
式中:nM × F表示家系的个数; k1 =
1
nM ×F∑k，l
1
n2··kl
∑
s
i = 1
n2i·kl;
k2 =
1
nM ×F∑k，l
1
n2··kl
∑
s
i = 1
∑
bi
j = 1
n2ijkl; k3 =
1
nM ×F∑k，l
1
n··kl
。
1. 2 单地点多区组设计统计模型
设有 m 个父本、f 个母本两两交配产生 mf 个全
同胞家系，然后在某个地点设置 b 个区组进行子代
试验，每一区组若干个单株，则单株的数量性状值可
用线性模型表示为:
yijkl = μ + Bi + Mj + Fk + MF jk + eijkl。 (4)
式中: yijkl 为第 i 个区组中第 j 个父本与第 k 个母本
交配子代的第 l 个个体数量性状值; μ 为总平均值;
Bi 为第 i 个区组的效应( i = 1，…，b ); Mj 为第 j个
父本的效应( j = 1，…，m ); Fk 为第 k 个母本的效
应( k = 1，…，f ); MF jk 为第 j 个父本与第 k 个母本
的交互效应; eijkl 为随机误差效应( l = 1，…，nijk )，
并假定它服从均值为 0、方差为 σ2e 的正态分布。该
模型可见于贝克尔(1987)。
75
林 业 科 学 50 卷
同样地，根据模型 (4)来估计亲本的一般配合
力和特殊配合力，首先需要将效应 Bi，Mj，Fk 和MF jk
看作固定效应，并施加如下的约束条件:
∑
i
B i = 0;
∑
j
M j = 0;
∑
k
Fk = 0;
∑
j
MF jk = 0( k = 1，…，f);
∑
k
MF jk = 0( j = 1，…，m




 )。
(5)
然后根据线性约束模型理论来估计这些固定
效应。
若要估计方差分量，则在模型 (4)中将 Mj，Fk
和MF jk 看作随机效应，并假定它们的均值为 0，方差
分别为 σ2M，σ
2
F 和 σ
2
MF 。利用方差分析法可以对这
些方差分量进行估计，并可以计算出估计的标准误
以及检验这些参数显著性的统计量，进一步还可以
计算出遗传力。
记 nijk 为第 i个区组中第 j个父本与第 k个母本
交配子代的个数，那么家系 ( j，k) 性状的均值为:
y－·jk· = C + Mj + Fk + MF jk +
1
n·jk∑
b
i = 1
∑
n ijk
l = 1
eijkl，
式中: C 为固定效应代数和。家系均值的方差为:
var( y－·jk·) = σ
2
M + σ
2
F + σ
2
MF +
1
n·jk
σ2e。
因此，根据模型(4)计算不平衡数据条件下家
系遗传力的表达式为:
h2f =
σ2M + σ
2
F + σ
2
MF
σ2M + σ
2
F + σ
2
MF + k4σ
2
e
。 (6)
式中: k4 =
1
nM ×F∑j，k
1
n·jk
。
1. 3 单地点不含区组设计统计模型
设有 m 个父本、f 个母本两两交配产生 mf 个全
同胞家系，每个家系种植若干个单株，则单株的数量
性状值可用线性模型表示为:
yijk = μ + Mi + Fj + MF ij + eijk 。 (7)
式中: yijk为第 i个父本与第 j个母本交配子代的第 k
个个体数量性状值; μ为总平均值; Mi为第 i个父本
的效应( i = 1，…，m ); Fj为第 j个母本的效应( j =
1，…，f ); MF ij 为第 i 个父本与第 j 个母本的交互效
应; eijk 为随机误差效应( k = 1，…，nij )，并假定它
服从均值为 0、方差为 σ2e 的正态分布。该模型比较
简单，在 Namkoong (1979)和贝克尔(1987)中均有
提到。
在模型(7)中，若将 Mj，Fk 和MF jk 看作固定效
应，并施加如下的约束条件:
∑
i
M i = 0;
∑
j
F j = 0;
∑
i
MF ij = 0( j = 1，…，f);
∑
j
MF ij = 0( i = 1，…，m




 )。
(8)
则按约束线性模型参数估计方法可以计算出一般配
合力和特殊配合力。若将 Mj，Fk 和MF jk 看作随机效
应，并假定它们的均值为 0，方差分别为 σ2M，σ
2
F 和
σ2MF，则使用方差分析法可对这 3 个方差分量进行
估计。
记 nij 为第 i 个父本与第 j 个母本交配子代的个
数，那么家系 ( i，j) 性状的均值为:
y－ ij· = μ + Mi + Fj + MF ij +
1
nij∑
n ij
k = 1
eijk;
家系均值的方差为:
var( y－ ij·) = σ
2
M + σ
2
F + σ
2
MF +
1
nij
σ2e 。
因此，根据模型(7)计算不平衡数据条件下家
系遗传力的表达式为:
h2f =
σ2M + σ
2
F + σ
2
MF
σ2M + σ
2
F + σ
2
MF + k5σ
2
e
， (9)
式中: k5 =
1
nM ×F∑j，k
1
nij
。
2 结果
针对因子交配设计遗传统计分析模型(1)，(4)
和(7)，用 VC + + 2008 编写了 Windows 计算软件
WinNC2。该软件分别根据固定效应和随机效应模
型理论给出亲本配合力估计和遗传方差分量估计，
进一步还给出遗传力和遗传相关系数的估计，无论
对平衡数据还是不平衡数据都能进行处理计算。
WinNC2 界面友好，使用方便，可以自由下载使用，
其 网 址 为: http: ∥ fgbio． njfu． edu． cn / tong /
WinNC2 /WinNC2． htm。
图 1 显示了 WinNC2 分析 3 种因子交配设计的
Excel 输入数据格式。图 1a 中第 1 列至第 4 列分别
为地点、区组、父本和母本的代码，第 5 列起为性状 1，
2，3 的值等，这里只列出了 2 个性状值。显然图 1b 和
图 1c 是从图 1a 简化而来的，其每列意义如表头所
示。使用者可点击 WinNC2 的 File 菜单打开某个输
入数据，然后选择合适的因子交配设计分析模型计
85
第 1 期 童春发等: WinNC2:因子交配设计遗传分析软件
算，计算结果会在窗口中显示，并在输入数据所在的
目录里找到计算结果文件 result． txt。
图 2 给出了 WinNC2 对 1 个性状使用固定效应
模型计算模型 (1 ) 的部分结果。对于每个性状，
WinNC2 首先对模型本身和各个因素进行检验，然
后给出亲本的一般配合力和特殊配合力以及其他固
定效应的估计、标准误、显著性检验 t 统计量和 p
值，接着给出父本配合力两两之间、母本配合力两两
之间和父母本特殊配合力两两之间是否有显著差异
的 t 检验统计量。从图 2 的前部分可以看出，对于
性状 1 模型本身和各个因素经检验都是极显著的。
从图 2 的参数估计部分可以看出，母本 3 和 4 的一
般配合力以及父本 5 和母本 4 的特殊配合力都是极
显著的，而父本 1 和母本 1 的特殊配合力则不显著。
图 2 的后部分表明，父本 3，4 和 5 一般配合力两两
之间差异不显著，而其他情况则是显著的，母本一般
配合力两两之间差异都是显著的，特殊配合力两两
之间差异有些显著而其他情况则不显著。
图 1 WinNC2 用于分析( a) 模型(1)、(b) 模型(4) 和 ( c) 模型(7)的 Excel 输入数据格式
Fig． 1 The Excel format of input data for ( a) model (1)，( b) model (4) and ( c) model (7) in WinNC2
图 3 是 WinNC2 对 2 个性状使用随机效应模型
计算模型(1)的结果。对于每个性状，WinNC2 均给
出每个方差分量的估计、标准误、F 检验统计量和 p
值，同时还计算出单株遗传力和家系遗传力以及它
们的标准误。对于 2 个以上的性状，软件还进一步
计算出两两性状间在父本效应、母本效应和父母本
交互效应水平上的遗传相关系数。
3 讨论
因子交配设计在林木遗传育种研究中是一个重
要的交配试验设计，它能提供父母本及其大量子代
的遗传信息，因此在遗传分析上能够获得比较全面
的遗传参数，如双亲的一般配合力和特殊配合力、各
个因子上的遗传方差分量等。然而，在实际分析因
子交配设计试验数据时，不少研究者会遇到许多困
难:一是没有意识到在用因子交配设计进行遗传分
析时会用到 2 类线性模型，即固定效应模型和随机
效应模型，使得即使有通用的软件(如 SAS 等)也不
能得到很好的应用; 二是实际获取的数据往往会在
不同的水平上是不平衡的，使得经典的方差分析法
在稍微复杂的模型上难以实现。本文开发的
Windows 应用软件 WinNC2 能让使用者很方便地分
析计算 3 种类型的因子交配设计遗传参数，包括一
般配合力和特殊配合力、遗传方差分量、单株遗传力
和家系遗传力以及性状间的遗传相关系数，同时还
提供遗传参数估计的标准误和假设检验的统计量以
对遗传参数估计作进一步评估。
同常用的统计软件相比，WinNC2 简单易用，使
用者无须按照遗传模型编写代码，只要打开数据文
件然后选择适当的因子交配设计模型就能计算出相
应的遗传参数。SAS 是著名的统计分析系统，但它
不是针对特定遗传分析模型。如果用 SAS 分析因
子交配设计模型的配合力，就需要使用者熟悉 SAS
编程并将固定效应模型的约束条件考虑进去(Wu et
al．，2000; Tong et al．，2012; 童春发等，2013)，这让
很多不熟悉统计模型的研究者无所适从。SAS 的
95
林 业 科 学 50 卷
图 2 WinNC2 分析固定效应模型计算结果
Fig． 2 Output of analyzing fixed effects model with WinNC2
VARCOMP 等过程可以用于计算因子交配设计模型
的方差分量，但是不能直接计算出遗传力和遗传相
关系数，并且如果选择使用方差分析(ANOVA)法，
那么 SAS 还不能给出方差分量估计的标准误。最
近，ASReml 软件(Gilmour et al．，2009)在育种领域
里应用较多，但是此软件也是一个通用软件，需要使
用者熟悉特定遗传模型并编写代码以实现相应的
计算。
遗传力在林木遗传育种学中是一个重要的遗传
参数，利用因子交配设计可以计算单株遗传力和家
系遗传力(Wright，1976; 续九如，1989; 2006)，甚
至还可以计算父本家系遗传力和母本家系遗传力
06
第 1 期 童春发等: WinNC2:因子交配设计遗传分析软件
图 3 WinNC2 分析随机效应模型计算结果
Fig． 3 Output of analyzing random effects model with WinNC2
(Holland et al．，2003; 续九如，1989; 2006)。文献
中有关家系遗传力的计算公式一般都是针对平衡试
验设计的，但是没有说明是如何推导出来的。本文
针对 3 种因子交配设计推导出了不平衡数据条件下
家系遗传力的计算公式，这些公式可以简化成平衡
数据条件下遗传力的计算公式。例如，在平衡设计
条件下，公式(3)可以简化成 Wright(1976)和续九
如(1989; 2006)中全同胞家系遗传力计算公式。但
是令人遗憾的是，在 Wright(1976，p247)中这一公
式分母中项 σ2MF 多了因子 1 /FM，而在续九如
(2006)公式(4 － 28)中分子分母项 σ2M 和 σ
2
F 的系数
都存在问题。只有续九如(1989)公式 (23)同本文
16
林 业 科 学 50 卷
公式(3)的简化结果一致。至于不平衡数据条件下
因子交配设计的父本家系遗传力和母本家系遗传力
计算似乎有点复杂，留待以后作进一步的研究。
方差分量的假设检验问题比较复杂，其统计方
法仍然在不断发展研究过程中。对于平衡设计试验
数据，一般用 Wald 法对方差分量是否为零进行显
著性检验(Wald，1941; 王松桂等，2007)。对于不
平衡设计试验数据，本文采用 Ofversten(1993)提出
的重抽样法( resampling)对方差分量进行显著性检
验。由于模型(1)涉及到地点等较多的因素，因此
在方差分量假设检验过程中本文多次使用了
Ofversten 重抽样法。当然，Ofversten 方差分量假设
检验方法在因子交配设计模型中应用的统计性质需
要作进一步评估，可以考虑将置换法( permutation)
(Fitzmaurice et al．，2007)应用到方差分量假设检验
中去以便同 Ofversten(1993)方法作比较。
参 考 文 献
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(责任编辑 徐 红)
26
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140110
收稿日期: 2013 － 06 － 07; 修回日期: 2013 － 10 － 22。
基金项目: 国家自然科学基金项目(31300563) ; 陕西省自然科学基金项目(2012JM3006) ; 国家林业局“948”项目(2013-4-38)。
* 唐明为通讯作者。
HSP∷FT转基因杨树热激开花的影响因素*
贾小明 张焕玲 唐 明
(西北农林科技大学林学院 西部环境与生态教育部重点实验室 杨凌 712100)
摘 要: 以转 HSP∷FT1 基因的白杨派杂种无性系(欧洲山杨 ×美洲山杨)为试材，系统研究影响 FT 基因热激表
达诱导杨树早期开花的各种因素，为 HSP∷FT 基因在木本植物中有效诱导正常开花提供基础数据。结果表明: 不
同转基因株系、同一株系的不同单株、转基因材料的株高及年龄(热激前温室生长时间)、热激温度及热激时间、环
境温度等因素均影响转基因植株的热激开花。同一基因型的不同转基因株系以及同一株系不同单株热激诱导开
花存在显著差异。开花率随热激材料株高的增加呈上升趋势，株高小于 30 cm 的转基因植株不能诱导开花。转基
因植株在温室培养的时间越长，热激后开花越早，开花率越高。热激温度影响热激材料的初始开花时间、开花率及
正常花序得率，最佳热激温度为 40 ℃。转基因植株的热激诱导开花，在早期主要受每天热激时间的影响，在后期
主要受持续热激天数的影响，持续热激 3 周以上可有效提高开花率及正常花序得率。热激前转基因材料在较低的
环境温度下生长，有利于热激诱导开花及获得正常花序。
关键词: FT 基因; 杨树; 热激诱导; 早期开花; 影响因素
中图分类号: S718. 43; S718. 46 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0063 － 06
Factors Influencing the Heat Shock Flowering of HSP∷FT Transgenic Poplar
Jia Xiaoming Zhang Huanling Tang Ming
(Key Laboratory of Environment and Ecology in Western China of Ministry of Education
College of Forestry，Northwest A ＆ F University Yangling 712100)
Abstract: In order to understand the underline mechanism for inducing normal flowering efficiently by HSP∷FT
construct on forest trees，transgenic poplar plants (Populus tremula × P． tremuloides) containing HSP∷FT1 were used as
the experimental material to investigate factors affecting FT gene expression to induce precociously flowering of poplar by
heat shock treatment in this paper． The results showed that the factors，such as transgenic lines and ramets，plant size and
age，heat shock temperature，heat induction duration，and environment temperature，all affected FT gene expression to
induce flowering of transgenic plants． Different transgenic lines and different ramets in the same line varied significantly in
the induced flowering． Plants with a height lower than 30 cm failed to flower． Flowering frequency increased with
increasing height of plants． Heat shock temperature affected initial flowering time，flowering frequency and normal catkin
yields． The optimum temperature was 40 ℃ ． Flowering of transgenic plants by heat shock was mainly influenced by daily
heat induction hours at early stages and by heat induction duration at later stages． The continue heat treatment for more
than 3 weeks was efficient to induce flowering． It was beneficial to flowering induction and normal catkin development if
transgenic plants grew at lower environment temperature before heat treatment．
Key words: FT gene; poplar; heat shock induction; precociously flowering; influence factors
FT ( Flowering Locus T ) 基 因 是 在 拟 南 芥
(Arabidopsis thaliana)中克隆得到的开花基因，其表
达产物就是成花素的主要成分，控制着拟南芥等植
物的季节性开花(Corbesier et al．，2007)。目前已经
在小麦( Triticum aestivum) (Yan et al．，2006)、南瓜
( Cucurbita ) ( Lin et al．， 2007 )、番 茄 ( Solanum
lycopersicon) ( Lifschitz et al．，2006)、杨树 ( Populus)
(Bhlenius et al．，2006; Hsu et al．，2006; Shen et al．，
2012)等多种植物中克隆出了 FT 的同源基因，并对
部分植物进行了遗传转化，FT 类基因的过量表达均
林 业 科 学 50 卷
不同程度地引起了转基因植株的早期开花。
杨树是世界范围内广泛栽培的重要用材、生态
树种，研究 FT 基因促进杨树早期开花，对于缩短杨
树幼年期，进而缩短杨树遗传改良周期具有重要
意义。目前，FT 基因在杨树中的研究主要集中在
FT 同源基因克隆、遗传转化方面。已经克隆了美
洲黑杨 ( P． deltoides) ( Hsu et al．，2006 )、毛果杨
(P． trichocarpa) ( Bhlenius et al．，2006 )、小叶杨
(P． simonii) ( Shen et al．，2012 ) 的 FT 同源基因，
并研究了各种 FT 基因对拟南芥及杨树的早期促
花性能。这些研究中，在构建 FT 基因植物表达载
体时，使用的均是组成型启动子 CaMV35S，FT 基
因的过量表达虽然均可引起转基因植株的早期开
花，但诱导的花多为异常花，多数不能产生有育性
的配子 (Hsu et al．，2006; Bhlenius et al．，2006;
Flachowsky et al．， 2009 )。有 研 究 证 明，大 豆
( Glycine max) 热激蛋白启动子 HSP ( heat shock
promoter) 驱动拟南芥 FT 基因在拟南芥中诱导表
达，其花器官变异较小 ( Crone et al．，2001; Huang
et al．，2005 )。之前的初步研究也表明，HSP 驱动
的 FT 转基因杨树，早期花器正常花序数目比组成
型启动子 CaMV35S 驱动的多 (贾小明等，2011a;
2011b; Zhang et al．，2010)。
HSP 是热激诱导启动子，热激材料的生长发
育状态(植株大小与年龄)、热激诱导条件(热激温
度与热激时间)等很多因素均会影响其下游目的
基因的顺利表达。因此，研究影响 HSP∷ FT 基因
热激诱导表达的因素，得到大量早期正常花器，是
HSP∷FT 基因在杨树乃至木本植物中成功应用的
关键，但至今还未见该方面的系统研究。本研究
以转化 HSP∷FT1 基因的白杨派杂种无性系 T89
( P． tremula × P． tremuloides)为研究材料，系统研
究了影响 FT1 基因表达促进杨树早期开花的因
素，旨在为 HSP∷FT 在木本植物中有效诱导正常
开花提供基础数据。
1 材料与方法
1. 1 HSP∷FT1 植物表达载体
HSP∷FT1 表达载体由美国 Strauss 教授惠赠。
该载体为 Gateway 双元表达载体 Pk2GW7，包含大豆
热激蛋白启动子 HSP 及下游的 FT1 基因(来自毛果
杨)，选择性标志基因为新霉素磷酸转移酶基因
(NPTⅡ )。
1. 2 植物材料及其转化和植株再生
供试杨树为白杨派杂种无性系 T89 试管苗。
HSP∷ FT1 转 化 根 癌 农 杆 菌 ( Agrobacterium
tumefaciens) LBA4404 参考 Holstein 等 (1978) 的方
法，T89 再生、转化参照 Tuominen 等(1995)的方法。
转基因植株的 PCR 检测参照 Filichkin 等(2005)的
方法，PCR 扩增顺式引物为 5’-ACGCACTAGTAT
GTCAAGGGACA-3’，反式引物为 5’-TCAGATATCT
TATCGCCTCCTACC-3’。
1. 3 转基因植株培养及热激诱导开花
将经 PCR 检测呈阳性的 20 个转基因株系试管
扩繁、生根，长至 8 ～ 10 cm 高时，从组培瓶中移栽至
装有灭菌移栽基质的塑料容器中(口径 5 cm)，浇水
后放在装水的密封塑料袋内炼苗 3 周后移至温室培
养。待苗高至 15 cm 时，移栽到 20 cm × 20 cm 的塑
料培养容器中。温室温度春夏季(27 ± 2 )℃，秋冬
季(23 ± 2) ℃，光照时间每天 16 h，光照强度 120
μmol·m － 2 s － 1。每天浇水 1 次，每周施液体肥料 1 次
(N，P，K 体积比为 20∶ 20∶ 20)。
当转基因植株温室生长 2 ～ 9 个月后，选取不同
温室培养时间、不同株高的转基因植株，移至智能
人 工 气 候 箱 ( BP1500GS-B1500L，光 强 为 110
μmol·m － 2 s － 1)中，在不同条件下进行系统的热激诱
导开花试验。热激处理时间以气候箱内部温度稳定
在所需温度时开始计时。
热激试验中每个处理重复热激 3 次，每次每个
转基因株系重复 5 株，不同转基因株系的热激材料
在培养箱中随机摆放。
热激试验设 2 个对照(CK)，用来检测在正常培
养条件下 HSP∷ FT1 表达框架是否会诱导转基因材
料的早期开花。其中，CK1 为 T89 杨非转基因无性
系，同转基因株系一同进行热激处理; CK2 为 T89
杨转基因株系，不进行热激处理，温室生长。
热激处理后从植株上出现第 1 个可见花芽开始
至开花结束，每天统计每个转基因株系的初始开花
时间、开花个体数以及每个植株上的花芽数、正常花
序数目等指标。
1. 4 试验数据的统计分析
试验数据使用统计软件 SPSS 19. 0 进行统计分
析，开花率用 χ2 检验，平均花朵数目用 F 检验。
2 结果与分析
2. 1 不存在非诱导开花
在热激试验中，设置了 2 个对照，试验结果既未
发现非转基因杨树材料在热激条件下开花，也未发
现转基因杨树材料在非热激条件下开花，这与
Zhang 等(2010)的研究结果一致。这表明，在正常
46
第 1 期 贾小明等: HSP∷FT 转基因杨树热激开花的影响因素
培养条件下，HSP∷FT1 表达框架不会诱导转基因杨
树的提早开花，保证了热激试验数据的可靠性。
2. 2 不同转基因株系及同一株系不同个体热激诱
导开花存在差异
供试材料总共有 20 个经检测的转基因株系，
但只有 40%的转基因株系(8 个株系)中部分植株
开花，超 过 半 数 以 上 的 株 系 以 及 开 花 株 系 中
40% ～ 80%的植株未能诱导开花(图 1，温室生长
6 个月、株高在 60 cm 以上、37 ℃ 每天热激 1 h 持
续热激 3 周条件下的试验数据)。开花株系间的
开花 率 差 异 显 著 ( χ2 检 验，P = 0. 038 5 )，在
20% ～ 60%之间。
图 1 8 个诱导开花的转基因株系的开花率
Fig． 1 Flowering frequency of 8 transgenic events induced to flower
图 3 转基因植株年龄对热激开花的影响
Fig． 3 Effects of transgenic plants age on flowering by heat shock
2. 3 转基因植株热激前的株高影响热激诱导开花
选取开花率中等、温室生长 3 个月的 55 号转基
因株系为试材，对转基因植株热激前的株高进行分
级，在 37 ℃每天热激 1 h 持续热激 2 周条件下，研
究转基因植株热激前的株高对 FT 诱导开花的影
响。χ2 检验表明，热激时的株高对 FT 诱导开花的
影响达显著水平(P = 0. 025 6)。株高小于 30 cm 的
植株均未开花; 株高大于 30 cm 的转基因植株，诱
导开花率随株高增加呈上升趋势(图 2)。
图 2 转基因植株初始高度与热激开花率
Fig． 2 Flowering frequency in relation to initial height of
transgenic plants
2. 4 转基因植株热激前温室培养时间影响热激诱
导开花
供试材料是来自开花率高于 40% 的 5 个转基
因株系(2 号、17 号、98 号、41 号、55 号株系)，选
择移至温室生长不同时间、株高大于 60 cm 的植
株，热激处理温度为 37 ℃，每天热激处理 1 h 持续
热激 3 周。结果显示，转基因植株热激前的温室
培养时间影响其热激诱导后初始开花时间与开花
率(图 3)。热激前温室培养时间越长，初始开花
时间越早，热激开花率越高。大于 6 个月龄的植
株，开花时间比 3 月龄的植株提前了 3 ～ 4 天，开花
率提高了 16% ～ 20%。尽管 6 月龄与 9 月龄植株
的初始开花时间与终开花率没有明显差异，但 9
月龄植株集中开花时间比 6 月龄的提前了约 9 天
时间。这说明年龄越大的植株，热激后的植株越
容易被诱导开花。
56
林 业 科 学 50 卷
2. 5 热激条件对诱导开花的影响
2. 5. 1 热激温度的影响 以 2 号转基因株系中温
室生长 6 个月、株高大于 60 cm 的植株为试材，在不
同温度下每天热激 1 h 持续热激 3 周条件下，研究
热激温度对诱导开花的影响。结果表明，热激温度
影响转基因植株的初始开花时间、开花率 (图 4A)
以及正常花序得率(图 4B)。
图 4 热激温度对转基因植株热激诱导开花的影响
Fig． 4 Effects of heat shock temperature on
induced flower of transgenic plants
A．热激温度对开花率及初始开花时间的影响;B． 热激温度
对正常花序得率的影响。A． Effects of heat shock temperature
on flowering frequency and initial flower time; B． Effects of heat
shock temperature on frequency of normal flowers．
图 5 热激时间对转基因植株热激诱导开花的影响
Fig． 5 Effects of heat shock time on induced flower of transgenic plants
34 ～ 40 ℃ 范围内，随着热激温度的升高，转基
因植株初始开花时间提前，37 ℃ 比 34 ℃ 提前 2
周，40 ℃ 比 37 ℃提前约 1 周。温度高于 40 ℃，对
初始开花时间无显著影响。34 ～ 43 ℃ 范围内，随
着温度的升高，开花率始终呈现上升趋势。
为了更深入地了解热激温度对花芽后续发育的
影响，对热激停止后的花序发育过程进行 2 周的跟
踪观察。χ2 检验表明，热激温度对诱导正常花序的
产生差异显著(P = 0. 025 4)。在 34 ～ 40 ℃ 温度范
围内，正常花序得率随着热激温度升高而增加，高于
40 ℃时，正常花序得率开始下降(图 4B)，体现在单
朵花及两性花增加、回复营养生长的花序增加等方
面。因此，诱导 FT 基因表达促进开花的最佳有效
热激温度是 40 ℃。
2. 5. 2 热激时间的影响 以温室生长 6 个月、株高
大于 60 cm 的 2 号转基因株系为试材，在 37 ℃条件
下研究热激时间对热激诱导开花的影响。结果(图
5)显示: 在热激处理的 2 周内，2 h 热激处理比 1 h
更易于诱导开花，表现在第 1 周内，2 h 热激处理获
得了更高的开花率与正常花序得率; 第 2 周内，1 h
热激开花率为 28. 2%，2 h 热激开花率为 62. 3%，但
正常花序得率无明显差异。持续热激 3 周后，热激
处理 1 h 和 2 h 的开花率无明显差异。这说明每天
1 h 和 2 h 热激处理时间对诱导开花的影响仅体现
在热激处理的早期，之后影响 FT 基因热激诱导表
达的主要因素是热激持续的时间而非每天热激的
时间。
在每天热激时间相同的情况下，随着持续热激
时间的增加，开花率增加，但持续热激时间在 3 周以
上时，开花率趋于平稳。尽管 3 ～ 6 周的持续热激时
间对转基因株系的开花率影响不大，但正常花序得
率却一直呈现上升趋势。在试验中还发现，较长时
间的持续热激，可有效抑制花序回复营养生长，即有
效抑制花序向营养生长的逆转; 而且，在花药数目
66
第 1 期 贾小明等: HSP∷FT 转基因杨树热激开花的影响因素
及成熟度方面，较长的持续热激时间是有利的(数
据统计不完整，未提供)。这都说明，在热激过程
中，延长热激处理的时间，可以降低花序回复营养生
长的频率，增加发育正常的花序数目。
2. 6 热激处理时环境温度对热激诱导开花的影响
先后在夏季和冬季做了热激诱导开花试验，转
基因植株除了热激处理是在光照培养箱中进行外，
其他时间都是在玻璃温室中生长的。玻璃温室的温
度控制在 25 ℃左右，但由于四季外界温度的变化，
温室的温度也会随季节和日照长短发生变化，夏季
为(27 ± 2) ℃，冬季为(23 ± 2) ℃。结果表明，温室
温度的变化也会影响 FT 基因的表达以及转基因植
株的花发育。
图 6 是开花率较高的 5 个转基因株系，在不同
季节温室生长 6 个月、株高在 60 cm 以上、37 ℃每
天热激 1 h 持续热激 3 周时，统计的株系开花率及
开花单株平均诱导花朵数目。
图 6 环境温度对转基因植株热激诱导开花的影响
Fig． 6 Effects of environment temperature on
induced flower of transgenic plants
从图 6 中可看出，较低温室温度条件下生长的
转基因株系，无论是开花率还是平均花朵数目，均高
于较高温室温度条件下生长的株系。温室温度对转
基因株系开花率的影响，除了 41 号株系差异不显著
外，其他 4 个株系差异均达显著水平 ( χ2 检验，2，
17，98，55 号株系 P 值分别为 0. 023 8，0. 014 5，
0. 024 1，0. 013 8)。对平均花朵数目的影响，除了 2
号、98 号差异不显著外，其他 3 个株系差异均达显
著水平(F 检验，P ＜ 0. 01)。造成这种结果的原因，
可能是热激条件下，植株从营养生长向生殖生长转
变与植株本身的营养生长状态有关。
3 讨论
本文研究了影响 FT 基因热激诱导表达促进转
基因杨树早期开花的各种因素，包括转基因株系及
热激材料的大小、热激条件及热激环境温度等，研究
结果对热激启动子控制的 FT 基因在木本植物中的
有效应用具有指导价值。
研究结果表明，杨树不同转基因株系及同一转
基因株系的不同个体是影响 FT 基因热激表达的内
因之一，这与 Zhang 等(2010)的研究结果一致。事
实上，在之前的研究中就发现杨树基因型是影响 FT
表达的主要内因 (贾小明等，2011a; Zhang et al．，
2010)。这表明，FT 基因的热激表达在受体种内表
现在 3 个层次的差异，即 FT 基因在不同基因型、同
一基因型的不同转基因株系、同一转基因株系的不
同个体内表达是有差异的。分析产生差异的原因，
在基因型上的差异可能是因为受体遗传基础不同造
成的。在转基因株系及个体间的差异可能是由于
FT 基因插入杨树基因组的不同位点影响的结果，例
如插入位点位于正向调节元件周围或位于反向调节
元件周围，会导致 FT 基因不同的表达强度和特异
性; 或者插入异染色质区而非常染色质区域时，由
于其与周边序列碱基组成的差异，都可以引起基因
沉默，从而失去表达的能力。这种现象在杨树
(Kumar et al．，2001) 和其他树种的转基因研究中
(Beaujean et al．，1998; Miki et al．，2009; Silicheva et
al．，2010) 很常见。
植株大小影响林木开花早有报道 ( Longman et
al．，1959; Chalupka et al．，1997)。Zhang 等 (2010)
在对转 FT 基因的 353、717 杨树无性系研究中也发
现植株大小影响 FT 诱导转基因材料开花，说明开
花基因的表达依赖于植株的大小和发育程度。在本
研究中，植株热激前的株高、年龄是影响 FT 热激表
达的又一内因，高度和年龄与热激后的开花能力呈
正相关，热激植株的年龄主要影响热激诱导开花时
间，说明热激诱导 FT 基因表达促进植株开花需要
一个年龄或者发育时期的底线。年幼的分生组织，
要么对开花信号无反应，要么反应比较迟钝。此外，
虽然本文没有统计植株大小与花序发育之间的数
据，但在试验中发现，越小的植株，保持花序分生组
织活力和继续发育的能力越差，常常导致单朵花、花
序变短、花器不完整等异常花的产生。
76
林 业 科 学 50 卷
热激温度、热激时间是影响 FT 表达的主要外
因，这主要与所使用的启动子和受体材料有关。虽
然较高温度有利于转基因植株早开花、多开花，但温
度过高( ＞ 40 ℃ )，会降低正常花序的比例。对 HSP
启动子和 FT 基因而言，热激诱导转基因植株开花，
在早期主要受每天热激时间的影响，后期主要受持
续热激天数的影响。持续热激天数与开花率及正常
花序得率呈正比，这可能是由于增加热激天数可使
FT 表达产物的剂量超过诱导开花的临界剂量所致。
较低的环境温度有利于转基因植株的热激诱导
开花，这种影响可能是间接的，可能是植物季节性休
眠的特性所致。自然界杨树开花必须经过低温诱
导，在对拟南芥开花的分子生物学研究中也发现，与
温度相关的基因是 FLC( FLOWERING LOCUS C)，
FLC 是 FT 基因转录的反向调节因子。在叶片中，
FLC 通过抑制 FT 基因的表达延迟开花，在茎尖，它
通过抑制 FD 和 SOC1 的表达抑制 FT 的表达
(Searle et al．，2006)。低温强烈抑制 FLC 的转录，
从而增加 FT 的转录(Michaels et al．，2001)。FT 热
激诱导开花需要较高的热激温度，热激植株热激前
却需要在较低的环境温度下生长，前者是启动子的
需要，后者似乎是启动转录后 FT 过量表达的需要。
受此启发，转基因植株在热激诱导开花前经过一个
自然越冬休眠过程，可能会提高正常花序的得率，这
点非常值得研究。
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(责任编辑 徐 红)
86
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140111
收稿日期: 2013 － 03 － 27; 修回日期: 2013 － 05 － 22。
基金项目: 国家自然科学基金项目(31100460) ; 国家天然橡胶产业技术体系(CARS34) ; 中央级公益性科研院所基本科研业务费专项资
金(中国热带农业科学院院本级，1630022012023)资助项目。
* 林位夫为通讯作者。感谢中国科学院广州生物医药与健康研究院陈永龙研究员和郭晓刚助理研究员在水通道蛋白功能鉴定方面提供
的试验条件和各种便利。
橡胶树水通道蛋白基因 HbPIP1 和 HbPIP2 的
功能鉴定及其表达分析*
王 进1 安 锋2，3 蔡秀清1 邹 智2 张 薇1 林位夫2
(1．海南大学农学院 海口 570228; 2．中国热带农业科学院橡胶研究所 农业部儋州热带作物科学观测试验站 儋州 571737;
3． 澳大利亚迪肯大学先进材料研究院 维多利亚吉朗 3216)
摘 要: 利用非洲爪蟾卵母细胞对橡胶树水通道蛋白基因 HbPIP1 和 HbPIP2 进行功能鉴定，发现 HbPIP1 具有
快速水分传输功能而 HbPIP2 不具该功能。推测 HbPIP1 基因表达可能与乙烯利刺激橡胶树增产机制有关。因此，
选择对乙烯利较敏感的橡胶树 PR107 品种，利用 RT-qPCR 和 Western blot 技术检测 HbPIP1 在转录和翻译水平的
表达变化，探讨其与乙烯利刺激后橡胶树排胶体积、排胶时间、干含和总固形物变化的关系。结果表明: HbPIP1 在
树皮、胶乳和次生木质部中具有较高的表达量; 胶乳中 HbPIP1 的表达量随乙烯利刺激时间延长呈上升趋势，而树
皮中 HbPIP1 的表达量则呈降低的趋势; 乙烯利通过调节 HbPIP1 的基因表达促进水分向乳管细胞的运输，从而降
低胶乳干含和总固形物，延迟排胶时间，增加排胶体积和产量。
关键词: 橡胶树; 水通道蛋白; 功能鉴定; 表达分析; 组织特异性表达; 乙烯利刺激; 胶乳稀释
中图分类号: S718. 46 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0069 － 07
Functional Characterization and Expression Analysis of Aquaporin Genes
(HbPIP1 and HbPIP2) in Hevea brasiliensis
Wang Jin1 An Feng2，3 Cai Xiuqing1 Zou Zhi2 Zhang Wei1 Lin Weifu2
(1 ． College of Agriculture，Hainan University Haikou 570228; 2 ． Rubber Research Institute，Chinese Academy of Tropical Agricultural Sciences
Danzhou Investigation ＆ Experiment Station of Tropical Crops of Ministry of Agriculture Danzhou 571737;
3 ． Institute for Frontier Materials，Deakin University Geelong，Victoria，3216，Australia)
Abstract: In this study，Xenopus laevis oocytes were used to test the functional characterization of our previously cloned
HbPIP1 and HbPIP2 aquaporin genes from rubber trees ( Hevea brasiliensis) ． The result showed that HbPIP1 had the
function of transmembrane water transport however HbPIP2 has not． We therefore infer that HbPIP1 is involved in the
mechanism of Ethrel-induced latex promotion． An Ethrel sensitive rubber clone PR107 was selected as the plant material．
The gene expression profiles of HbPIP1 at both transcript level and translation level were examined by RT-qPCR and Western
blot to investigate their link with the effect of Ethrel on latex flow duration，latex volume，dry rubber content (DRC) and
total solids content (TSC) ． It was found that the expression of HbPIP1 in latex，bark and xylem was higher than that in
petioles and blades of various periods． The expression of HbPIP1 in PR107 latex presented an increase trend with the Ethrel
treatment duration，while it was down-regulated in the bark． This expression might facilitate the water transport into rubber
laticifers and therefore can decrease latex DRC and TSC，prolong latex flow and enhance the latex yield．
Key words: Hevea brasiliensis; aquaporin; function characterization; expression analysis; tissue-specific expression;
Ethrel stimulation; latex dilution
乙烯利刺激使橡胶树 ( Hevea brasiliensis)胶乳
稀释可能与橡胶树的水通道蛋白基因表达的变化
有关。研究表明，作为液泡膜和质膜上高效、专一
的水分跨膜运输通道，植物水通道蛋白在调节植
林 业 科 学 50 卷
物水分平衡中具有重要作用且其表达和活性受乙
烯的调节 ( Shapiguzov，2004; Jones et al．，2006;
Lecourieux et al．，2006; 李红梅等，2010; 阮想梅
等，2009)。因此，乙烯利可能是通过对橡胶树体内
水通道蛋白的调节来改变橡胶树体内的水分平衡关
系，促进水分等向乳管细胞的运输，促进橡胶树增
产。但这方面仅有 Tungngoen 等(2009 )分析了乙
烯利刺激后橡胶树 PB217 水通道蛋白HbTIP1;1和
HbPIP2;1的表达量变化，研究结果仅局限于未开割
树和部分水通道蛋白，对水通道蛋白与橡胶树乳管
膨压、排胶速度、排胶面积、排胶时间等之间的关系
仅是一种推测，而且关于水通道蛋白的表达量是否
在不同橡胶树品种上具有差异等也尚未涉及。有鉴
于此，本研究对本小组前期从橡胶树上克隆的 2 个
水通道蛋白基因 HbPIP1 和 HbPIP2 (庄海燕等，
2010)进行功能鉴定，选择对乙烯利刺激较为敏
感的橡胶树品种 PR107 为研究对象，对乙烯利刺
激后这 2 个基因的表达进行分析，同时观测乙烯
利刺激后排胶体积、排胶时间、干含和总固形物
变化，从水通道蛋白表达对韧皮部水分转运角度
进一步分析了乙烯利刺激对胶乳的稀释作用，以
完善乙烯利刺激割胶理论及技术。
1 材料与方法
1. 1 研究材料
水通道蛋白基因的组织特异性表达研究以橡胶
树 PR107 组培幼苗为对象(由本所国家橡胶育种中
心提供)。于清晨采集，采集时先用灭菌水清洗材
料，再用 RNase-free ddH2O 洗净的刀片切下相应组
织，－ 80 ℃保存备用，提取 RNA 并进行水通道蛋白
基因的表达量检测。
乙烯利刺激对水通道蛋白基因表达量的影响
研究以对乙烯利刺激敏感的 PR107 为对象。材料
种植在中国热带农业科学院实验农场三队，为已
开割 4 割龄未刺激的橡胶树，割制为 S1 /2 d3，所
选树木生长势、树围和产量相近。采样前分别于
割胶前 3，6，16，24，40 h 在割线上方 5 cm 割面上
涂 1 g 左右的 2. 5% 乙烯利(稀释于 1% 的羧甲基
纤维素钠)，对照( CK)则是在割胶 24 h 前用与涂
抹乙烯利相同的方法涂抹 1 g 左右的 1%羧甲基纤
维素钠，每个处理 4 株树，处理后由同一胶工割
胶，弃前 5 滴胶乳，利用液氮保存割下的树皮和前
40 min 胶乳，供水通道蛋白的表达分析。另外，在
第 1 次处理割胶的 2 个月后用同样方法对同一胶
树进行处理并割胶，测定胶乳干含、排胶量等相关
指标。
1. 2 方法
1. 2. 1 水通道蛋白基因的功能鉴定 参照黄昊等
(1998)和 Tungngoen 等(2009)的方法，分别利用引
物上游 5’-GTACAGATCTATGGAGGGCAAGGAAGA
GGA-3’、下游 5’-GTACAGATCTTTAGGCCCTGGCC
TTGAAA- 3’( HbPIP1)和上游 5’-GTACAGATCTA
TGGCTAAGGAAGTGAGTGAAGAA-3’、下游 5’-GTA
CAGATCTTTAGTTGGTGGGGTTGCTGC-3’(HbPIP2)扩
增 HbPIP1 和 HbPIP2 编码区全长并在其两端加入
BglⅡ酶切位点。在回收并测序验证后将其连接到
以相同酶酶切回收的非洲爪蟾(Xenopus laevis)卵母
细胞表达载体 pXβG-ev1 ( Tungngoen et al．，2009;
Horie et al．，2011)(由 Tomoaki Horie 博士惠赠)上，
提取质粒并进行线性化。然后，利用 mMESSEG
EmMACHINE T3 体外转录试剂盒(Ambion)进行体
外转录得到加帽的 cRNA。
用微量注射法分别向非洲爪蟾卵母细胞中注射
50 ng 的 cRNA 或 RNase-free ddH2O 溶液。20 ℃下
在 Barth 溶液中保育 24 h 后，将卵母细胞转入 1 /5
的 Barth 溶液，在倒置显微镜下按照 20 s 的间隔观
测记录细胞体积的变化 4 min 或直至细胞胀裂。试
验以注射 HbPIP2;1 cRNA 为阳性对照，以注射
RNase-free ddH2O 为阴性对照。同时，在测定水导
度 ( P f ) 前 将 拟 测 定 的 卵 母 细 胞 在 含 有 0. 3
mmol·L － 1 HgCl2 的 Barth 溶液中浸泡处理 10 min，
观测 HgCl2 是否对橡胶树水通道蛋白活性具有抑制
作用。注射相应水通道蛋白的卵母细胞的水导度
P f的计算公式: P f = V0 ×［d(V /V0 ) / dt］/［ S × Vw ×
(OSMin － OSMout)］，式中，V0是细胞初始体积，V 为
细胞膨胀后的体积，t 为时间，S 为细胞初始表面积，
Vw是水的摩尔体积，OSMout和 OSMin分别是细胞外渗
透势(约 400 mOsmol·kg － 1)和细胞内渗透势(约 200
mOsmol·kg － 1 )。相对体积通过 V /V0 = ( a × b)
3 /2 /
(a0 × b0)
3 /2计算，式中，a，a0和 b，b0分别为特定时间
和初始时卵母细胞动植物极间的直径( a)和动植物
极界线处的直径( b)。
1. 2. 2 RT-qPCR 分析 胶乳 RNA 的提取参照
Tang 等(2007)的方法，RNA 经过 DNA 酶处理纯化
后，检测 OD260 /280在 1. 8 ～ 2. 0 之间后，用以下体系进
行逆转录反应: 4 μL 5 × PrimeScript Buffer，1 μL
Oligo dT Primer(50 μmol·L － 1)，1 μL Random 6 mers
(50 μmol·L － 1 )，1 μL PrimeScript RT Enzyme Mix，
1 μg总 RNA，加 RNase-free ddH2O 至 20 μL，37 ℃反
应 15 min 后，85 ℃加热 5 s，得到 cDNA。然后利用
07
第 1 期 王 进等: 橡胶树水通道蛋白基因 HbPIP1 和 HbPIP2 的功能鉴定及其表达分析
荧光定量 PCR 仪 ( Real-time Thermal Cycler 5100，
Thermo Fisher Scientific)分析水通道蛋白基因在转录
水平的差异。荧光定量 PCR 的反应体系如下: 5 μL
SYBR Premix Ex Taq II ( 2 × )，0. 15 μL Primer F
(10 μmol·L － 1)，0. 15 μL Primer R(10 μmol·L － 1)，
1 μL cDNA 和 3. 7 μL RNase-free ddH2O。反应条
件: 95 ℃预变性 30 s; 95 ℃变性 5 s，60 ℃退火30 s，
共 40 个循环。引物由 Takara 公司负责合成，HbPIP1
基因引物: 上游 5’-ATCAACCCAGCAGTGACCTTT-3’，
下游 5’-AACCTTTTACCACCCCAGCA-3’。另外，选择
不受乙烯利调控的 YLS8 作为内参基因 ( Li et al．，
2011)，引物: 上游 5’-GGGCTCTCAAGGACAAGC
AA-3’，下 游 5’-GGAGCAATAACCAAACCACGA-
3’。
1. 2. 3 Western blot 分析 参照传统的 TCA －丙酮
沉淀法 ( Damerval et al．，1986 )，并参考徐智娟等
(2010)改进的适合胶乳全蛋白提取的方法提取胶
乳总蛋白。不同浓度的标准牛血清蛋白溶液和所提
取的蛋白溶液分别取 100 μL 加入 10 mL 离心管中，
每个离心管中加入 5 mL Dye reagent 1 × quick start
Bradford，待 Bradford 与蛋白液充分反应后，测定其
在 595 nm 波长下 OD 值，绘制标准曲线，计算蛋白
浓度; 制备 12% 分离胶及 5% 浓缩胶 (郑亚军等，
2008)，根据所测得的蛋白浓度，将所有提取的蛋白
稀释成相同的浓度，吸取适量的体积与相同体积的
2 ×凝胶加样缓冲液混均，100 ℃加热 10 min，点样，
以恒流 20 mA 进行电泳。电泳结束后 1 块胶 R-250
染色，脱色，拍照; 另 1 块胶通过半干转膜仪，将
SDS-PAGE 电泳的蛋白质转至 PVDF 膜上。将封闭
后的 PVDF 膜与一抗(1 ∶ 200)4 ℃过夜孵育，洗涤;
与二抗(1∶ 2 000)常温下孵育 1 h，洗涤，用 HRP-DAB
试剂盒在室温下染色，显色后拍照。一抗是羊抗兔
HbPIP1和 HbPIP2 水通道蛋白多克隆抗体 (HbPIP1:
QPIGTSAQTDKDYKC;HbPIP2:CATDPKRSARD SHVP。
由北京金斯瑞生物技术有限公司合成)和 REF 多克
隆抗体(由王旭初博士惠赠); 二抗为辣根过氧化物
酶标 记 羊 抗 兔 抗 体 ( Pierce， Thermo Scientific，
USA)。
1. 2. 4 干含和总固形物的测定 胶乳干含和总固
形物的测定参照杨华庚(2010)的方法测定。
2 结果与分析
2. 1 HbPIP1 和 HbPIP2 的功能鉴定
由图 1 和 图 2 可 以 看 出，注 入 阳 性 对 照
HbPIP2;1 cRNA 后非洲爪蟾卵母细胞的水导度
(P f) 为 2. 206 × 10
－ 2 cm·s － 1，极显著高于注射
RNase-free ddH2O 的阴性对照，是其近 5 倍; 卵母细
胞在含 0. 3 mmol·L － 1 HgCl2 的 Barth 溶液中处理 10
min 后其水导度 (P f )为 0. 448 × 10
－ 2 cm·s － 1，极显
著低于未用 HgCl2 处理的卵母细胞，且与阴性对照
不存在显著性差异; 阴性对照的卵母细胞其水导度
没有明显变化。
注射 HbPIP1 cRNA 后非洲爪蟾卵母细胞水导
度(P f)为 1. 343 × 10
－ 2 cm·s － 1，极显著高于阴性对
照，是其 3 倍多，稍低于阳性对照; 然而，注射
HbPIP1 cRNA 的 非 洲 爪 蟾 卵 母 细 胞 在 含 0. 3
mmol·L － 1 HgCl2 的 Barth 溶液中处理 10 min 后其水
导度(P f)为 0. 526 × 10
－ 2 cm·s － 1，极显著低于未处
理细胞且与注射 RNase-free ddH2O 的阴性对照水导
度相似。说明 HbPIP1 具有促进细胞水分传输的功
能而且其活性可以被 HgCl2 抑制。
注射 HbPIP2 cRNA 的非洲爪蟾卵母细胞水
导度 ( P f) 为 0 . 291 × 10
－ 2 cm·s － 1，无论测定前
是否用 0 . 3 mmol·L － 1 HgCl2 处理，其水导度均
与阴性对照不存在显著性差异且显著低于阳性
对照，说 明 HbPIP2 不 具 有 促 进 水 分 运 输 的
功能。
图 1 非洲爪蟾卵母细胞表达 HbPIP1 和
HbPIP2 后细胞体积的变化
Fig． 1 Change in cell volume of X． laevis oocytes
expressing HbPIP1 and HbPIP2 cRNA
2. 2 HbPIP1 在橡胶树不同组织中的表达分析
HbPIP1 在不同组织中的表达量差异如表 1。
从表 1 可以看出，HbPIP1 在胶乳、树皮和次生木质
部的表达要高于各个时期的叶柄和叶片。
表 1 HbPIP1 在橡胶树不同组织中的表达差异①
17
林 业 科 学 50 卷
图 2 水导度(P f)的差异显著性分析
Fig． 2 Analysis of significant difference of water permeability (P f)
“Normal”表示普通测定组的非洲爪蟾卵母细胞 P f，“HgCl2”表示 0. 3 mmol·L
－ 1 HgCl2 处理组非洲爪蟾卵母细胞的 P f。小写
字母显示各个处理在 5%水平上的差异，大写字母表示各个处理在 1%水平上的差异。下同。“Normal”represents the X． laevis
oocyte P f was measured directly，while“HgCl2” indicates the X． laevis oocytes were treated in the Barth solution containing
0. 3 mmol·L － 1 HgCl2 for 10 min before the P f measurements． The little case and capital case letters signify the ANOVA comparison
results at 5% and 1% level，respectively． The same below．
Tab． 1 Comparison of expression of HbPIP1 in
different tissues of H． brasiliensis
组织 Tissues
HbPIP1 的相对表达量
Relative expression of HbPIP1
次生木质部 Xylem 1. 323 ± 0. 096 1 Aa
树皮 Bark 1. 003 ± 0. 076 3 Bb
胶乳 Latex 0. 920 ± 0. 066 1 Bb
古铜期叶片 Bronze leaflet 0. 188 ± 0. 043 5 DEFe
变色期叶片 Pale-green leaflet 0. 459 ± 0. 257 3 Cc
淡绿期叶片 Light-green leaflet 0. 104 ± 0. 025 0 Fe
稳定期叶片 Mature leaflet 0. 362 ± 0. 056 0 CDEcd
衰老期叶片 Senescence petiole 0. 264 ± 0. 007 7 CDEFde
古铜期叶柄 Bronze leaflet 0. 131 ± 0. 011 8 Efe
稳定期叶柄 Mature petiole 0. 174 ± 0. 012 7 DEFe
衰老期叶柄 Senescence petiole 0. 404 ± 0. 081 1 CDcd
①小写字母显示各个处理在 5% 水平上的差异，大写字母表示
各个处理在 1%水平上的差异。下同。The little case and capital case
letters indicate the ANOVA comparison results at 5% and 1% level，
respectively． The same below．
2. 3 乙烯利刺激后不同时间胶乳 HbPIP1 的表达
量变化
在乙烯利刺激后，PR107 胶乳 HbPIP1 基因表
达量随刺激时间的延后呈先升后降，但明显高于
对照。其中 3 h 时表达量高达对照的 7. 59 倍，之
后略有下调，在 6 h 时还显著高于对照，但在 16 h
后，其表达量虽稍高于对照，但与对照差异不显著
(表 2)。
乙烯利刺激后不同时间胶乳中 HbPIP1 蛋白的
转膜结果、灰度值分析和全蛋白 SDS-PAGE 电泳结
果分别如图 3、图 4 和图 5。分析灰度值变化，橡胶
树 PR107 在乙烯利刺激后 6 h HbPIP1 蛋白在胶乳
中的表达有所上调，在 16 h 处略有降低后直至 40 h
一直处于上升趋势。与转录水平相比，翻译水平
HbPIP1 表达量上调时间滞后 3 h; 转录水平 HbPIP1
表达量一直高于对照，而翻译水平在 3 h 和 16 h 低
于对照。
表 2 乙烯利刺激后不同时间割胶的胶乳中
HbPIP1 的表达变化
Tab． 2 The transcript expression profile of HbPIP1
in the latex of H． brasiliensis after Ethrel stimulation
乙烯利刺激后不同时间
Duration of Ethrel stimulation / h
HbPIP1 的相对表达量
Relative expression of HbPIP1
CK 1. 004 ± 0. 086 8 Cc
3 7. 595 ± 0. 102 1 Aa
6 4. 339 ± 0. 135 3 Bb
16 1. 610 ± 0. 532 0 Cc
24 1. 835 ± 0. 965 8 Cc
40 1. 312 ± 0. 764 7 Cc
图 3 乙烯利刺激后不同时间胶乳中
HbPIP1 的 Western blot 结果
Fig． 3 Western blotting of HbPIP1 in latex after
Ethrel stimulation
M: 蛋白预染 marker Prestained protein marker; 1 － 6: CK，
3 h，6 h，16 h，24 h，40 h．
27
第 1 期 王 进等: 橡胶树水通道蛋白基因 HbPIP1 和 HbPIP2 的功能鉴定及其表达分析
图 4 乙烯利刺激不同时间后胶乳中 HbPIP1
蛋白的 Western blot 结果的相对灰度值变化
Fig． 4 The variation of HbPIP1 protein grey value in
latex after Ethrel stimulation
图 5 胶乳全蛋白 SDS-PAGE 电泳
Fig． 5 SDS-PAGE electrophoresis of total protein of
latex of H． brasiliensis
M: 蛋白预染 marker Prestained protein marker; 1 － 6: 0 h
(CK)，3 h，6 h，16 h，24 h，40 h．
2. 4 乙烯利刺激后不同时间树皮 HbPIP1 的表达
量变化
由表 3 可以看出，乙烯利刺激后，PR107 树皮
HbPIP1 在转录水平的表达量出现波动变化。在
24 h之前，树皮 HbPIP1 的表达一直低于对照，尤其
在 3 h 和 6 h 树皮 HbPIP1 的表达量显著低于对照，
但在 40 h 时出现跃升，显著高于对照。
乙烯利刺激后不同时间取样的树皮中 HbPIP1
蛋白的转膜结果和灰度值分析结果分别见图 6 和图
7。从图 6 和图 7 中可以看出，在翻译水平，乙烯利
刺激后 6 h，树皮 HbPIP1 表达量开始下调，在 6 h 达
到最低，之后逐渐上调，在 24 h 之后直至 40 h 都略
微地高于对照。与转录水平相比，翻译水平树皮
HbPIP1 的表达量下调要滞后 3 h，之后 16 ～ 40 h 树
皮 HbPIP1 的表达量变化与转录水平相似，只是在
24 ～ 40 h 树皮 HbPIP1 的表达量上调的幅度要明显
小于转录水平。
表 3 乙烯利刺激后不同时间树皮中 HbPIP1
基因表达量变化
Tab． 3 The expression profile of HbPIP1 transcript in
bark of H． brasiliensis after Ethrel stimulation
乙烯利刺激后不同时间
Duration of Ethrel stimulation / h
HbPIP1 相对表达量
Relative expression of HbPIP1
CK 1. 002 ± 0. 062 4 Bb
3 0. 505 ± 0. 062 6 CDc
6 0. 796 ± 0. 163 2 BCb
16 0. 330 ± 0. 058 7 Dc
24 0. 899 ± 0. 131 8 Bb
40 4. 713 ± 0. 195 9 Aa
图 6 乙烯利刺激后不同时间树皮中
HbPIP1 的 Western blot 结果
Fig． 6 Western blotting of HbPIP1 in bark
after Ethrel stimulation
图 7 乙烯利刺激不同时间后树皮中
HbPIP1 蛋白的 Western blot 结果的相对灰度值变化
Fig． 7 The variation of HbPIP1 protein grey
value in bark after Ethrel stimulation
2. 5 乙烯利刺激不同时间后排胶体积、排胶时间、
干含和总固形物含量变化
总固形物含量(TSC)是指鲜胶乳中所有固形物
的质量与鲜胶乳质量的百分比。其中的干含
(DRC)即胶乳中干胶的含量，一般占 TSC 的 90%以
上。乙烯利刺激后不同时间割胶的胶乳干含和总固
形物含量(图 8)总体上呈下降趋势，在乙烯利刺激
后 24 h 和 40 h 胶乳干含和总固形物显著低于对照。
37
林 业 科 学 50 卷
乙烯利刺激后不同时间割胶的排胶体积和排胶时间
变化如图 9。从图 9 中可以看出，在乙烯利刺激后，
随着割胶时间的后延，排胶体积总体呈上升趋势，在
刺激后3 ～ 6 h 割胶的增幅较大，不同时段的排胶体
积都明显大于对照，其中刺激后 16 ～ 40 h 割胶的排
胶量显著地高于对照。乙烯利刺激后，随着割胶时
间的后延，排胶时间呈增长趋势，刺激后 40 h 割胶
的排胶时间长达 299 min，显著高于对照。这表明，
乙烯利刺激稀释了胶乳，延长了排胶时间。
图 8 乙烯利刺激后不同时间
割胶胶乳的干含和总固形物变化
Fig． 8 The change of dry rubber content (DRC) and total
solids content (TSC) of latex after Ethrel stimulation
3 结论与讨论
本研究发现 HbPIP1 具有水通道蛋白的活性，
而 HbPIP2 不具备水通道蛋白的活性。研究认为
PIP2s 主要起到水分运输的作用，但也存在不具备
水分运输功能的现象( Fetter et al．，2004; Maurel et
al．，2008)。不具有水通道蛋白的活性并不代表
HbPIP2 对橡胶树韧皮部水分调节没有任何作用，
Hill 等(2004)认为许多水通道蛋白的功能是作为渗
透或膨压传感器，这一说法可以解释许多水通道蛋
白没有水分运输功能的原因。HbPIP1 基因在橡胶
图 9 乙烯利刺激后不同时间橡胶树排胶时间
和排胶体积的变化
Fig． 9 The change of latex flow duration and latex
volume after Ethrel stimulation
树韧皮部和木质部中高度表达，说明其在韧皮部和
木质部的水分调节中发挥着重要作用，而 HbPIP2
基因可能就是通过调节乳管的渗透和膨压来影响乳
管乃至韧皮部的水分代谢，这有待于进一步的研究。
乙烯利刺激通过调控乳管中 HbPIP1 基因表达
来促进胶乳稀释。关于乙烯利刺激能增加橡胶树的
排胶时间和产量的原因，大多认为是乙烯利刺激降
低胶乳黄色体破裂指数 (Ribaillier，1968; Coupe et
al．，1976; 李明等，2010)，降低二价金属阳离子浓
度 ( Yip et al．，1977 )，降低树皮汁液凝絮活性
(Gomez，1977)，扩大胶树排胶影响面 (肖再云等，
2010)等。Tungngoen 等(2009)在橡胶树 PB217 上
克隆 2 个橡胶树水通道蛋白基因 HbTIP1; 1 和
HbPIP2;1，研究发现乳管和韧皮部 HbPIP2; 1 受乙
烯利刺激后上调，而且由于乙烯的作用，在乳管中上
调的 HbTIP1;1 却在韧皮部中下调; 据此，认为乙烯
利促进橡胶树木质部和韧皮部的水分循环是因为橡
胶树 PB217 树皮韧皮部 HbPIP2; 1 的显著上调和
HbTIP1;1 的显著下调。本研究结果与 Tungngoen 等
(2009)的结果相似，但发现橡胶树 PR107 在乙烯利
刺激后 3 h 可观测到胶乳 HbPIP1 的表达大幅上调，
而同时干含开始下降，之后 HbPIP1 表达量虽有所
下降但至 40 h 内仍显著高于对照; 在 24 ～ 40 h 干
含显著下降，排胶体积也随着增加，在 40 h 排胶体
47
第 1 期 王 进等: 橡胶树水通道蛋白基因 HbPIP1 和 HbPIP2 的功能鉴定及其表达分析
积为对照的 4 倍，排胶时间为对照的 5 倍。因此乙
烯利刺激不但稀释胶乳，而且延长排胶时间，从而增
加了排胶总量。
综上所述，橡胶树 HbPIP1 具有水通道蛋白的
活性，而 HbPIP2 不具备水通道蛋白的活性，但它可
能通过调节乳管的渗透和膨压来影响乳管乃至韧皮
部的水分代谢。HbPIP1 基因在胶乳、树皮和次生木
质部的表达高于各个时期的叶柄和叶片。乙烯利刺
激后 3 h 可观测到胶乳 HbPIP1 的表达大幅上调，之
后表达量下降但至 40 h 其表达量仍显著高于对照，
说明乙烯利刺激可使水通道蛋白基因持续大量表
达，从而持续降低干含，延长排胶时间。
参 考 文 献
黄 昊，苏维埃 ． 1998． 植物水孔蛋白基因 PIP1a 在爪蟾卵母细胞
中的表达和功能测定 ． 植物生理学通讯，34(6) :448 － 450．
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(责任编辑 徐 红)
57
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140112
收稿日期:2013 － 03 － 27; 修回日期: 2013 － 06 － 09。
基金项目: 国家林业局公益性行业科研专项(200904004)。
* 刘建军为通讯作者。
武当木兰种群遗传结构的 ISSR分析*
杨 梅1 张 敏1 师守国2 康永祥1 刘建军1
(1．西北农林科技大学 杨凌 712100; 2．运城学院 运城 044000)
摘 要: 采用 ISSR 分子标记对湖北、陕西及重庆等地区 9 个典型武当木兰种群的遗传多样性和遗传结构进行研
究。用 8 条引物共检测到 207 个有效位点，其中多态性位点 195 个。在物种水平上，多态位点百分率 ( PPB) 为
94. 20%，Nei 遗传多样性指数(H)和 Shannon 信息指数( I)分别为 0. 171 9 和 0. 288 2; 种群水平的 PPB，H 和 I 分别
为 43. 64%，0. 128 4 和 0. 198 8。分子变异分析 (AMOVA)显示，武当木兰种群内变异占总变异的 68. 10% ( P ＜
0. 001)，种群间的占 31. 90% (P ＜ 0. 001)，种群间的基因分化系数( GST )为 0. 257 0，说明武当木兰种群内和种群间
均存在着显著的遗传分化，但种群内变异对总变异的贡献较大。种群间的基因流(Nm )为 1. 445 6，9 个种群的平均
遗传距离为 0. 040 0。算术加权平均数法(UPGMA)将 9 个武当木兰种群分为 3 大类群，聚类结果与大多数种群的
地理分布及花部特征的划分大致吻合。
关键词: 武当木兰; ISSR; 遗传多样性; 遗传结构
中图分类号: S718. 54; S718. 46 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0076 － 06
Analysis of Genetic Structure of Magnolia sprengeri
Populations Based on ISSR Markers
Yang Mei1 Zhang Min1 Shi Shouguo2 Kang Yongxiang1 Liu Jianjun1
(1 ． Northwest A ＆ F University Yangling 712100; 2 ． Yuncheng University Yuncheng 044000)
Abstract: Magnolia sprengeri is an important ornamental plant species． In this study 8 ISSR primers were used to
examine the genetic diversity and genetic structure of 9 natural M． sprengeri populations which included 71 individuals，
collected from Shaanxi，Hubei，Chongqing of China which belong to the main distribution area． A total of 207 valid loci
were obtained，of which 195 were exhibited polymorphism． The percentage of polymorphic bands (PPB) were 94. 20% at
species level and 43. 64% at population level，and the mean diversity estimated with Nei’s index (H) and Shannon’s
information index ( I) was 0. 171 9 and 0. 288 2 at species level，and 0. 128 4 and 0. 198 8 at population level，
respectively． Analysis of molecular variance (AMOVA) demonstrated that the proportion of genetic variation was 68. 10%
(P ＜ 0. 001) within population，and 31. 90% (P ＜ 0. 001) among populations． The differential index (G ST ) among the
populations was 0. 257 0． All these results indicated that there was a significant genetic differentiation both within and
among the populations． The gene flow (Nm) among populations was 1. 445 6 and the genetic distance among 9 populations
was 0. 040 0． The UPGMA cluster analysis divided the 9 populations into 3 major groups，which was consistent well with
the geographical distribution and floral characters of most of the populations except for some transitional populations．
Key words: Magnolia sprengeri; ISSR; genetic diversity; genetic structure
武 当 木 兰 ( Magnolia sprengeri ) 为 木 兰 科
(Magnoliaceae)木兰属(Magnolia)落叶乔木，主产我
国湖北、四川、陕西、甘肃以及河南等省区(刘玉壶
等，1996)，以其生长迅速、适应性强、分布广、寿命
长等优势，加之树姿雄伟、花色鲜艳、芳香四溢、材质
优良等特点，成为城市绿化的重要树种 (申俊林，
2007)。在西方园林育种中，武当木兰始终是理想
的育 种 材 料，特 别 是 其 深 红 花 色 栽 培 种 ( M．
sprengeri var． diva)被广泛种植，并以其为亲本培育
了诸多知名的杂交品种。在我国的部分产区，武当
木兰 还 被 作 为 辛 夷 ( M． liliflora ) 和 厚 朴 ( M．
officinalis)的替代品入药，具有一定的药用价值。
不同产区的武当木兰在分类学特征上存在着较
大差异，这些变异不仅是研究武当木兰系统进化发育
第 1 期 杨 梅等: 武当木兰种群遗传结构的 ISSR 分析
的主要依据，也为其遗传育种提供了丰富的遗传信
息。多年来，国内外学者围绕武当木兰做了大量的研
究，在武当木兰系统分类学和育种学方面取得了一定
的成绩(Pampanini，1915; Rehder et al．，1913; Stapf，
1927; Johnstone，1955; Spongberg，1976; Chen et al．，
1993; Kang et al．，2011)。然而，对其遗传多样性和居
群遗传结构等方面的研究却鲜有报道，特别是缺少运
用现代分子生物学技术解决类似问题的尝试。近年
来，随着武当木兰资源的过度开发，其种群遭到了不
同程度的破坏，遗传多样性优势受到了极大的威胁
(廉永善等，2005; 汪松等，2004)。开展武当木兰遗
传多样性及遗传结构的研究，对其选种、育种以及野
生资源的保护均具有十分重要的意义。本文在之前
形态变异研究(Kang et al．，2011) 的基础上，通过
ISSR( inter simple sequence repeat)分子标记技术对武
当木兰遗传资源进行评估，对其自然居群的遗传多样
性和遗传结构进行探讨，为武当木兰资源的保护和合
理开发利用提供依据。
1 材料与方法
1. 1 供试材料
试验材料为武当木兰盛花期的花瓣，于 2012 年
春采自陕西、湖北和重庆等武当木兰主要分布区。
共采集试验材料 71 份，分属 9 个典型种群(表 1)。
各种群在参照 Kang 等(2011)研究的基础上结合花
色等形态特征进行划分。相邻 2 个种群间的距离均
在 50 km 以上，单株间距离不少于 50 m。花瓣采集
后立即用锡泊纸包好，做好标记，放液氮中保存并带
回实验室，之后将材料分样并转入 － 70 ℃超低温冰
箱中保存备用。
表 1 武当木兰种群采样信息
Tab． 1 Collecting data of M． sprengeri populations included in this study
种群
Population
采样地点
Sampling location
海拔范围 Elevation range /m
最小值 Min． 最大值 Max．
采样数量
Sample size
种群大小
Population size
Pop1 陕西紫柏山 Zibai Mountain，Shaanxi 1 277 1 519 5 16
Pop2 秦岭北坡 North Qingling Mountain 1 100 1 400 9 20
Pop3 陕西宁陕县 Ningshan，Shaanxi 800 1 557 6 15
Pop4 陕西平利县 Pingli，Shaanxi 962 1 332 7 15
Pop5 湖北武当山 Wudang Mountain，Hubei 935 1 219 6 30
Pop6 湖北神农架 Shennongjia，Hubei 1 214 1 897 8 30
Pop7 重庆奉节县 Fengjie，Chongqing 1 268 1 601 6 12
Pop8 湖北巴东 Badong，Hubei 1 294 1 708 8 50
Pop9 湖北五峰 Wufeng，Hubei 702 1 743 16 300
1. 2 试验方法
1. 2. 1 基因组 DNA 的提取与检测 采用改良的
CTAB 法(Allen et al．，2006)提取武当木兰基因组
DNA，并利用紫外分光光度计检测 DNA 的纯度和浓
度，1%琼脂糖凝胶电泳检测 DNA 质量，最后将每一
样本 DNA 稀释到 50 ng·μL － 1，于 － 20 ℃保存备用。
1. 2. 2 ISSR 引物的筛选 ISSR 引物参照 2006 年
加拿大哥伦比亚大学(UBC)公布的序列，由北京三
博远志生物技术有限公司合成。用优化的反应体
系，从 100 条引物中筛选出 8 条扩增条带清晰、多态
性高、重复性好的引物用于武当木兰种群遗传多样
性及其结构的分析(表 2)。
表 2 8 条用于 ISSR 分析的引物及引物扩增产物的多态性①
Tab． 2 8 primers using for ISSR analysis and their polymorphism of amplified bands
引物
Primer
序列
Sequence (5’—3’)
总条带数
Number of bands
多态条带数
Polymorphic bands
多态条带百分率
Percentage of polymorphic bands(% )
UBC811 GAG AGA GAG AGA GAG AC 33 31 93. 94
UBC835 AGA GAG AGA GAG AGA GYC 24 22 91. 67
UBC844 CTC TCT CTC TCT CTC TRC 25 25 100. 00
UBC847 CAC ACA CAC ACA CAC ARC 22 22 100. 00
UBC848 CAC ACA CAC ACA CAC ARG 34 32 94. 12
UBC855 ACA CAC ACA CAC ACA CYT 24 23 95. 83
UBC857 ACA CAC ACA CAC ACA CYG 29 26 89. 66
UBC864 ATG ATG ATG ATG ATG ATG 16 14 87. 50
种水平 Species level 207 195 94. 20
① 序列中“Y”代表碱基 C 或 T，“R”代表碱基 A 或 G。“Y”in the sequence refers to the base C or T，and“R”refers to A or G．
77
林 业 科 学 50 卷
1. 2. 3 PCR 反应体系的构建 通过单因素和正交
试验确定 ISSR-PCR 反应体系为: 20 μL 反应体系，
包 括 2 × PCR 缓 冲 液、50 ng 基 因 组 DNA、
0. 2 mmol·L － 1 dNTP、0. 5 mmol· L － 1 Mg2 +、0. 5
mmol·L － 1引物和 1 U Taq DNA 聚合酶。反应在
MyCycler Thermal Cycler #170-9701EDU 型 PCR 仪
上进行。反应程序为: 94 ℃预变性 3 min; 94 ℃变
性 30 s，52 ～ 56 ℃ 退火 30 s，72 ℃延伸 30 s，35 个
循环; 72 ℃延伸 3 min，4 ℃保存备用。
1. 2. 4 扩增产物的检测 扩增产物用 2% 的琼脂
糖凝胶电泳检测。电泳缓冲液为 1 × TBE，稳压
(5 V·cm － 1)，电泳 2. 5 h，以 100 bp DNA marker 作
为对照，电泳结束后，在 1 μg·mL － 1 EB 中染色 5 ～
10 min，之 后 于 紫 外 凝 胶 成 像 系 统 Molecular
Imager Gel DocTM XR (美国 Bio-RAD 公司)下检
测、记录、拍照。
1. 2. 5 数据分析 对获取的凝胶电泳图先通过
Quantity One 软件进行泳道校正，在 Photoshop 中手
动记录数据。清晰可见的条带全部用于统计分析。
相同迁移位置条带的有无分别记为“1”和“0”，构建
“0，1”二元数据矩阵。之后，采用 POPGENE1. 32 软
件(Yeh et al．，1999)，假设数据处于 Hardy-Weinberg
平衡，计算多态位点百分比(PPB)、观察等位基因数
(N a)、有效等位基因数 (N e )、Nei 遗传多样性 (H)
(Nei， 1973 ) 和 Shannon 多 态 信 息 指 数 ( I )
(Lewontin，1972); 同时利用该软件计算物种种群
总的基因多样性(H t) (陈少瑜等，2001)、种群内的
基因多样性(H s)(庞广昌等，1995)、基因分化系数
(G ST) (陈少瑜等，2001 ) 及 Nei 遗传距离 ( GD )
(Nei，1972)。基于公式 Nm = 0. 5(1 － G S T ) /GST估
算种群间的基因流(McDermott et al．，1993)。
采用 ARLEQUIN3. 1(Excoffier et al．，2005)软件
对种群间和种群内的遗传变异进行分子变异分析
(AMOVA)。通过 Mega( version 4. 0)(Tamura et al．，
2007)软件对 Nei 遗传距离进行 UPGMA 聚类分析。
2 结果与分析
2. 1 ISSR-PCR 扩增片段的多态性
8 条 ISSR 引物对 9 个武当木兰种群 71 个个体进
行分析，共检测出 207 个位点，每个引物检测出 16 ～
33 个位点，平均为 25. 9 个位点，片段长度介于 150 ～
2 000 bp 之间，其中 195 个为多态性位点，即物种水平
上多态位点百分比(PPB)为 94. 20%。引物 UBC847
和 UBC848 扩增位点的多态性最高，多态位点百分比
(PPB)达 100%，而引物 UBC864 扩增位点的多态性
最低，多态位点百分比(PPB)为 87. 50%。
2. 2 武当木兰种群遗传多样性
武当木兰种群间各遗传多样性指标的变化趋势
基本一致(表 3)。不同种群之间的多样性水平存在
差异，其中，种群 Pop9，Pop6 和 Pop8 的多样性水平
较高，种群 Pop4 和 Pop5 的多样性水平则相对偏低。
相关指标中，多态位点百分比 ( PPB) 的最小值为
26. 09%，最大为 84. 54% ; Nei 遗传多样性指数(H)
和 Shannon 多态性信息指数( I)分别处于0. 105 4 ～
0. 167 3 和 0. 157 8 ～ 0. 276 5 的范围内; 观察等位
基因数 (N a )和有效等位基因数 (N e )则分别介于
1. 260 9 ～ 1. 845 4 和 1. 173 1 ～ 1. 254 7 之间。
表 3 武当木兰 9 个种群遗传多样性①
Tab． 3 Genetic diversity of 9 M． sprengeri populations
种群
Population
N a N e H I
Mean SD Mean SD Mean SD Mean SD
PPB(% )
Pop1 1. 309 2 0. 463 3 1. 200 8 0. 333 9 0. 117 2 0. 183 1 0. 174 0 0. 266 8 30. 92
Pop2 1. 483 1 0. 500 9 1. 198 8 0. 293 6 0. 126 6 0. 163 6 0. 201 6 0. 240 7 48. 31
Pop3 1. 304 3 0. 461 2 1. 191 1 0. 322 2 0. 113 0 0. 178 6 0. 168 8 0. 261 6 30. 43
Pop4 1. 260 9 0. 440 2 1. 184 5 0. 311 2 0. 108 1 0. 182 3 0. 157 8 0. 266 2 26. 09
Pop5 1. 328 5 0. 470 8 1. 173 1 0. 299 7 0. 105 4 0. 168 1 0. 161 4 0. 247 2 32. 85
Pop6 1. 555 6 0. 498 1 1. 241 3 0. 305 3 0. 153 1 0. 171 3 0. 241 4 0. 250 2 55. 56
Pop7 1. 347 8 0. 477 4 1. 194 5 0. 299 0 0. 120 6 0. 172 4 0. 183 6 0. 257 4 34. 78
Pop8 1. 492 8 0. 501 2 1. 235 8 0. 328 0 0. 144 4 0. 178 3 0. 224 3 0. 258 4 49. 28
Pop9 1. 845 4 0. 362 4 1. 254 7 0. 292 5 0. 167 3 0. 156 4 0. 276 5 0. 217 5 84. 54
种群水平 Population level 1. 436 4 1. 208 3 0. 128 4 0. 198 8 43. 64
种水平 Species level 1. 942 0 0. 234 3 1. 256 2 0. 279 5 0. 171 9 0. 147 5 0. 288 2 0. 201 8 94. 20
①N a : 平均观察等位基因数 Observed number of alleles; N e : 平均有效等位基因数 Effective number of alleles; H: Nei 遗传多样度 Nei’s gene
diversity; I: Shannon 多态信息指数 Shannon’s information index; PPB: 多态位点百分比 The percentage of polymorphic bands; Mean: 平均值; SD:
标准差 Standard deviations．
87
第 1 期 杨 梅等: 武当木兰种群遗传结构的 ISSR 分析
2. 3 武当木兰种群的遗传分化
POPGENE 分析表明，9 个种群总的基因多样
性 ( H t ) 为 0. 172 8，其中种群内的基因多样性
( H s)为 0. 128 4，说明武当木兰的遗传分化主要
存在于种群内; AMOVA 分析结果显示，种群间
的 遗 传 变 异 占 总 遗 传 变 异 的 31. 90% ( P ＜
0. 001)，种 群 内 遗 传 变 异 占 总 遗 传 变 异 的
68. 10% ( P ＜ 0. 001) (表 4) ; 种群间基因分化系
数 G ST = 0. 257 0，表明种群内和种群间均存在显
著的遗传分化，但是种内变异对整体变异的贡献
较大。基于公式 N m = 0. 5(1 － G ST) /G ST估算得种
群间基因流为 1. 445 6。
表 4 武当木兰种群 AMOVA 分析
Tab． 4 AMOVA analysis for populations of M． sprengeri
变异来源
Source of variation
自由度
df
总方差
Sum of squares
变异组分
Variance component
变异百分比
Percentage of variation(% )
P
种群间 Among populations 8 8. 217 7 0. 114 6 31. 90 ＜ 0. 001
种群内 Within populations 62 15. 164 3 0. 244 6 68. 10 ＜ 0. 001
总计 Total 70 23. 382 0 0. 359 2
2. 4 武当木兰种群的遗传距离及聚类分析
由表 5 可以看出，9 个种群间遗传距离从0. 012 1
到 0. 092 9，平均为 0. 040 0。其中，种群 Pop8 和种群
Pop9遗传距离最近(0. 012 1)，种群 Pop4 和种群 Pop5
遗传距离最远(0. 092 9)。根据武当木兰种群间的遗传
距离，采用 UPGMA进行聚类分析，结果显示，9 个武当
木兰种群被分为 3 大类群(图 1)。其中，种群 Pop8，
Pop9，Pop2，Pop6 和 Pop7 优先聚为一类;之后种群
Pop1，Pop3 和 Pop4 聚为一类;种群 Pop5 与其他各种群
的遗传距离均较远，最后才与其他种群聚类。
表 5 武当木兰种群间 Nei 遗传距离(对角线下方)和遗传相似度(对角线上方)
Tab． 5 Genetic distance(below diagonal)and genetic identity (above diagonal) among M． sprengeri populations
Pop ID Pop1 Pop2 Pop3 Pop4 Pop5 Pop6 Pop7 Pop8 Pop9
Pop1 0. 965 4 0. 961 8 0. 963 7 0. 922 9 0. 959 3 0. 967 8 0. 952 3 0. 967 9
Pop2 0. 035 2 0. 966 5 0. 951 1 0. 966 6 0. 968 5 0. 964 7 0. 972 6 0. 978 2
Pop3 0. 038 9 0. 034 1 0. 968 9 0. 948 8 0. 958 4 0. 959 1 0. 962 1 0. 973 8
Pop4 0. 037 0 0. 050 1 0. 031 6 0. 911 3 0. 941 6 0. 944 9 0. 946 7 0. 957 9
Pop5 0. 080 3 0. 034 0 0. 052 5 0. 092 9 0. 959 8 0. 944 3 0. 955 4 0. 964 8
Pop6 0. 041 5 0. 032 0 0. 042 4 0. 060 2 0. 041 0 0. 974 1 0. 976 7 0. 986 5
Pop7 0. 032 8 0. 035 9 0. 041 8 0. 056 7 0. 057 3 0. 026 2 0. 963 4 0. 977 2
Pop8 0. 048 9 0. 027 8 0. 038 6 0. 054 7 0. 045 6 0. 023 5 0. 037 3 0. 988 0
Pop9 0. 032 7 0. 022 0 0. 026 5 0. 043 0 0. 035 8 0. 013 6 0. 023 0 0. 012 1
图 1 基于 Nei 遗传距离的武当木兰种群 UPGMA 聚类
Fig． 1 UPGMA clustering graph of different M． sprengeri
populations based on Nei’s genetic distance
3 结论与讨论
3. 1 武当木兰的遗传多样性
遗传多样性是生物多样性的重要组成部分(王
洪新等，1996)，一个物种的遗传多样性越高或遗传
变异越丰富，对环境变化的适应能力就越强，也就越
容易扩展其分布范围和开拓新的环境。
物种的遗传多样性受许多因素的影响，包括进
化历史、地理分布和物种本身的生物学特征等 (谢
国文，2007)。研究中发现，武当木兰 9 个种群在物
种水平的遗传多样性(H = 0. 171 9; I = 0. 288 2)低
于同属红花玉兰(M． wufengensis)6 个种群 43 个样
本的 AFLP 结果(H = 0. 211 0; I = 0. 341 6)(贺随超
等，2007)，显著低于同属濒危植物厚朴 28 个种群
666 个样本的 ISSR 结果 ( H = 0. 342; I = 0. 496 )
(Yu et al．，2011)。作为原始被子植物最为原始的
类群之一，武当木兰的祖先具有较好的遗传基础和
丰富的遗传变异，其自身本应具有较高的遗传多样
性，而实际的多样性水平却不及同属的其他植物，说
明进化过程可能并不是造成武当木兰遗传多样性水
平降低的主要原因。武当木兰物种水平相对较低的
遗传多样性应该与其生境发生变化、分布范围萎缩
97
林 业 科 学 50 卷
有关。刘玉壶等(1997)对我国 14 个省区的木兰科
植物进行系统调查后发现，大多数木兰科植物的分
布区已随生境的破坏而缩小，武当木兰也不例外。
由于长期以来武当木兰被作为优质木材和药材进行
采伐，其自然种群遭到了极大的破坏，这种现象在本
文的研究过程中得到了进一步证实。
与武当木兰物种水平的遗传多样性相比，其种
群水平的遗传多样性则更低 ( H = 0. 128 4; I =
0. 198 8)，低于植物种群水平遗传多样性的平均值
(H ISSR = 0. 22) (Nybom，2004)，同时也低于玉兰属
其他濒危植物，如厚朴(H = 0. 194; I = 0. 286) (Yu
et al．，2011)和红花玉兰(H = 0. 170 5; I = 0. 261 3)
(贺随超等，2007)。武当木兰种群水平较低的遗传
多样性，可能是由以下几个因素造成的: 一是武当
木兰种子的种皮较厚，透水透气性差，往往造成种子
的萌发率低，再加上落地种子大多被虫蛀或动物啄
食，种群内部基本未见更新的幼苗，因而更新换代能
力严重不足; 再有就是武当木兰作为名贵中药材替
代品，曾被大量砍伐，长期的人为破坏，导致诸多种
群转为单株式分布甚至消失，种群内部遗传多样性
也迅速流失。
不同武当木兰种群遗传多样性存在较大的差异
(表 2)，这种现象可能是由人为破坏和地理坏境差
异共同造成的。遗传多样性最高的为种群 Pop9，该
种群地处长江以南湖北西南部地区，这一区域内武
当木兰受人为因素干扰较少，野生资源保存较好，种
群遗传多样性水平相对较高; 遗传多样性较低的为
种群 Pop4 和种群 Pop5，这可能是由于种群 Pop4 个
体数量少，而种群 Pop5 受特殊地理条件限制，个体
间的交配局限于种群内，与其他种群缺少基因交流。
3. 2 武当木兰种群间遗传结构
AMOVA 分析结果显示，武当木兰的种群内部
遗传变异占总变异的 68. 10%，种群间的遗传变异
占 31. 90% ; 种群间基因分化系数 G ST为 0. 257 0，表
明种群内和种群间均存在显著的遗传分化 ( P ＜
0. 001)。另根据 Buso 等(1998)的结论，G ST值大于
0. 25 就可以认为种群间的分化程度很大。而武当
木兰的 G ST值达 0. 257 0，说明其种群间已发生了很
大程度的分化。
种群的遗传结构往往会受到生境片断化、基因
流、繁育系统、种子散播机制等多种因素的影响(Ge
et al．，2005)。武当木兰种群间较高程度的遗传分
化应该与其分布范围相对较广、生境复杂多样有关，
其分布区跨越了秦岭，在秦岭南北坡不同的气候区
均有分布，因此，生境的多样化是导致其遗传分化的
一个重要原因。
3. 3 武当木兰形态与遗传多样性的关系
原始被子植物在形态结构上往往存在着较大的
变异(Endress，1987)。武当木兰作为被子植物中
最为原始的类群之一，在形态特征上同样存在着变
异的多态性和复杂性，但也不乏规律可循。Kang 等
(2011)主要依据花部特征(外侧花被片颜色、花被
片数等)及地理分布将武当木兰划分为以长江为界
的南北 2 个类群，即: M． sprengeri var． diva(红花类
群)和 M． sprengeri var． sprengeri(白花类群)。本研
究中 ISSR 聚类结果则将武当木兰种群分为 3 大类，
其中，种群 Pop8，Pop9，Pop2，Pop6 和 Pop7 为一类，
种群 Pop1，Pop3 和 Pop4 为一类，种群 Pop5 单独为
一类。将 2 个结果进行比较可以发现，大多数种群
的 ISSR 聚类分析结果与 Kang 等(2011)的结论相
一致。
第 1 大类群中，种群 Pop8，Pop9 和 Pop7 均分布
于长江以南，花被片外侧颜色以全被片红色或粉色
类型为主，属于典型的“红花类群”; 种群 Pop6 花被
片外侧呈白色或基部呈深红，在花被片数量上存在
8 ～ 12 片的变异，地理位置虽在长江北侧与种群
Pop8，Pop9 及 Pop7 有一江之隔，但距离较近，综合
形态和分布特征可以认为是介于“白花类群”和“红
花类群”之间的一个过渡类群，因此与上述种群聚
为一类; 种群 Pop2 外侧花被片基部呈深红色或呈
全红色，应属于“红花类群”，而地理位置却处于秦
岭北坡“白花类群”的分布区，之所以聚为一类，可
能是因为受人为因素的影响，引入了其他区域的材
料，使得原始种群遭到了一定程度的破坏。
第 2 大类群中，种群 Pop1，Pop3 和 Pop4 花被片
外侧基本为全白，基部有稍许浅紫或浅粉色，花被片
质地偏厚，地理位置在长江以北，属于典型的“白花
类群”。
第 3 大类群中，种群 Pop5 位于湖北武当山，是
武当木兰的模式产区，其花被片颜色和花被片质地
与第 2 大类群极其相似，无论是地理分布和花色特
征均应属于北方“白花类群”。但 ISSR 聚类则将其
单独聚为一支，其原因有待于进一步研究。
3. 4 武当木兰遗传资源的保护
遗传多样性是物种适应外界环境变化的潜在基
础，遗传多样性的丧失不仅会降低个体的适应度也
会降低物种应对环境变化的能力 ( Frankham et al．，
2002)。维持植物种群的遗传多样性是野生植物资
源得以永续利用的前提。武当木兰虽在我国许多省
区均有分布，但在各分布区所占有的面积却十分有
08
第 1 期 杨 梅等: 武当木兰种群遗传结构的 ISSR 分析
限，普遍存在着种群数量少且不完整的现象。以本
研究所涉及的 9 个种群而言，除种群 Pop9 的规模较
大外，其他种群的个体数量明显不足。由于生境的
恶化，加上武当木兰自身较低的繁殖能力，靠自然更
新扩大其种群数目和分布范围是十分困难的。因
此，保护这一珍贵的物种需要做大量的基础工作。
依据本文的研究结果，建议采取以下措施: 1) 尽可
能地保护武当木兰自然种群的原始生境，严禁破坏
武当木兰种群的现象发生; 2) 对于像种群 Pop9 这
样遗传多样性较高的种群开展就地保护，使其遗传
多样性优势能够维持在一定的水平; 3) 对一些遗
传多样性较低的种群如种群 Pop4 和种群 Pop5，进
行迁地保护，尽可能收集不同种群的遗传材料，以促
进遗传信息在各种群间的广泛交流; 4) 开展武当
木兰种群更新机制以及人工育苗技术的相关研究，
提高武当木兰天然更新的能力，扩大其栽培的数量
和范围。
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(责任编辑 徐 红)
18
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140113
收稿日期: 2013 － 02 － 19; 修回日期: 2013 － 03 － 20。
基金项目: 中央级公益性科研院所中国林业科学研究院林业研究所所长基金(RIF2013 － 09) ;国家自然科学基金项目(31300537) ;江苏高
校协同创新计划资助项目。
* 张建国为通讯作者。
基于单木水平和林分水平的杉木兼容性
林分蓄积量模型*
张雄清 张建国 段爱国
(中国林业科学研究院林业研究所 国家林业局林木培育重点实验室 北京 100091)
摘 要: 杉木林分蓄积量模型的研究，为改善杉木的经营管理、揭示杉木的生长规律提供重要的参考依据。根据
模拟对象的不同，可以分为基于单木水平预测杉木林分蓄积量和基于林分水平预测杉木林分蓄积量。本研究通过
组合预测法把单木模型和林分模型组合起来，使杉木林分蓄积量预测一体化。利用组合预测法对不同模型的预测
结果组合，分散单项模型的预测误差，从而提高预测精度。基于江西杉木固定样地数据，并利用最优加权法计算组
合预测模型中各模型的权重系数。结果表明: 组合预测法预测杉木林分蓄积量比单项模型(单木模型、林分模型)
预测精度高，同时组合预测法可提高杉木林分蓄积量预测模型的兼容性，保证杉木林分蓄积量预测的一致性，为杉
木林分蓄积量一体化的研究提供一种思路。
关键词: 林分蓄积量; 兼容性; 组合预测法; 杉木
中图分类号:S758． 5 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0082 － 06
Compatibility of Stand Volume Model for Chinese Fir Based on
Tree-Level and Stand-Level
Zhang Xiongqing Zhang Jianguo Duan Aiguo
(Key Laboratory of Tree Breeding and Cultivation of State Forestry Administration Research Institute of Forestry，CAF Beijing 100091)
Abstract: It is important to model stand volume of Chinese fir ( Cunninghamia lanceolata ) for improving forest
management and revealing forest growth law． According to the different simulation objects，stand volume of Chinese fir can
be predicted from tree level and stand level． In this study，the two level models were combined by forecast combination．
Forecast combination combines information from different models，disperse errors from different models，and then improve
forecast performance． In this paper，weights of different models in the forecast combine model were calculated by optimal
weight． Based on the periodic data of the Chinese fir in Jiangxi Province，forecast combination was used to estimate
Chinese fir stand volume from tree-level model，and stand-level model． The results showed that the forecast combination
for predicting Chinese fir stand volume outperformed over tree-level model，and stand-level model respectively． It also
improved the compatibility of Chinese fir stand volume growth models from different levels of models and provided a method
for integration of Chinese fir stand volume．
Key words: stand volume; compatibility; forecast combination; Chinese fir (Cunninghamia lanceolata)
杉木 ( Cunninghamia lanceolata)是我国亚热带
地区特有的优良用材树种，也是我国南方主要的造
林树种。第 7 次全国森林资源清查表明，全国杉木
人工林面积为 853. 86 万 hm2，占全国造林面积的
21. 35%，在我国森林资源中占有重要的地位。林分
蓄积量是反映森林数量的主要指标，蓄积量的大小
标志着林地生产力的高低及经营措施的效果。杉木
林分蓄积量模型的研究，为改善杉木的经营管理、揭
示杉木的生长规律提供重要的参考依据。正是由于
林分蓄积量的重要性，因此林分蓄积量模型的研究
是林分测算因子建模中的主要对象，国内学者对杉
木林分蓄积量模型做了不少研究(杜纪山等，2000;
许炜敏等，2012)。根据模拟对象的不同，可以分为
基于单木材积生长模型(单木水平)预测林分蓄积
第 1 期 张雄清等: 基于单木水平和林分水平的杉木兼容性林分蓄积量模型
量和基于林分蓄积量生长模型(林分水平)预测林
分蓄积量。这 2 种方法各有优缺点: 基于林分蓄积
量生长模型能够直接预测林分蓄积量，但却无法反
映出详细的单木信息; 基于单木材积生长模型预测
林分蓄积量，可以得到详细的单木信息，如各单木的
生长状况，但是利用该模型预测林分蓄积量相对比
较复杂，而且会导致误差积累 ( Qin et al．，2006;
Zhang et al．，2010; 孟宪 宇，1996; 张 雄 清 等，
2011)。
从理论上来讲，上述 2 类模型所得到的林分蓄
积量预测值应该是一致的; 但是由于模型的误差
及模型自身结构的问题，这 2 类模型所预估的林
分蓄积量却有可能不一致。随着林分蓄积量模型
研究的深入，考虑到单木水平模型和林分水平模
型的特点，在模拟过程中利用单一水平的模型预
估林分蓄积量有一定的局限性。研究如何综合利
用这 2 类模型所提供的信息和特点、提高杉木林
分蓄积量模型的兼容性显然很有意义。解聚法使
得单木水平模型所得的林分蓄积量尽可能地与林
分水平模型所得的林分蓄积量相匹配，进而提高
林分蓄积量模型的兼容性 ( Ritchie et al．，1997;
Qin et al．，2006)，但是该方法仅是缩小了单木水
平预测结果与林分水平预测结果的差别，实际上
并没有解决林分蓄积量模型的兼容性问题。Yue
等(2008)提出利用组合预测法提高林分断面积预
测模型的兼容性，该方法能够充分利用单个模型
所提供的有效信息，减少单个模型中随机因素的
影响，分散不同的模型预测误差，最终提高模型预
测精度。然而对于林分蓄积量模型兼容性的研究
未见报道。
本文以江西杉木林为研究对象，利用组合预测
法研究杉木林分蓄积量模型，将林分模型和单木模
型进行组合，从而达到杉木林分蓄积量预测的一致
性，既解决了杉木林分蓄积量模型的兼容性问题，同
时也提高了杉木林分蓄积量预测的精度。
1 试验地概况及数据整理
试验地位于江西省分宜县大岗山年株林场场部
后山，属于罗霄山脉北端的武功山支脉，114°30—
114°45E，27°30—27°50N。年株林场场部后山海
拔 250 m，低山，母岩为砂页岩，年平均气温16. 8 ℃，
降雨量 1 656 mm，年蒸发量 1 503 mm，属南亚热带
季风气候区。
该试验林使用 1 年生苗木于 1981 年造林，采用
随机区组试验设计，5 个密度: A 密度(2 m × 3 m)、
B 密度(2 m × 1. 5 m)、C 密度(2 m × 1 m)、D 密度
(1 m × 1. 5 m)、E 密度(1 m × 1 m)，每个密度 3 次
重复，共 15 个样地，每个样地面积为 600 m2。样地
内每株树进行编号，造林当年对样地内林木进行每
木检尺。1989 年前逐年调查，1989 年后隔年调查。
本研究数据从 1989 年到 2007 年。由于 1998 年受
到冰冻灾害的影响，在 1999—2001 年间，高密度林
分中出现了大量死亡林木，因此，本研究中去掉这期
的调查数据。利用这些复测数据可以组成调查间隔
期 2 年的 120 个样地，随机选取 75 块样地用于建
模，45 块样地用于模型检验。杉木林分变量因子统
计量见表 1。
2 研究方法
2. 1 单木水平模型及林分蓄积量模型的建立
首先根据单木胸径值，利用部颁杉木一元材积
表经验公式计算出单木材积:
V = 0 ． 000 065 47D2 ． 681 924 908。 (1)
表 1 杉木林分及林木因子统计
Tab． 1 Statistics of stand variables and tree variables
变量
Variables
建模数据 Fit data 检验数据 Validation data
最小值
Min．
最大值
Max．
均值
Mean
标准差
S． D．
最小值
Min．
最大值
Max．
均值
Mean
标准差
S． D．
年龄 Age / a 10. 00 28. 00 18. 00 6. 07 14. 00 26. 00 20. 00 4. 25
优势高 Dominant height /m 8. 82 18. 44 13. 69 2. 37 10. 37 18. 13 14. 17 1. 80
林分蓄积量 Stand volume /(m3·hm － 2 ) 95. 01 339. 72 226. 09 58. 79 115. 62 324. 11 242. 92 41. 20
株数 Number of trees / hm － 2 1 450. 00 9 883. 00 4 153. 95 2 177. 12 1 500. 00 8 950. 00 4 160. 00 2 011. 48
林分平方平均直径 Quadratic mean diameter / cm 7. 50 20. 16 12. 87 3. 09 8. 68 19. 75 13. 18 2. 84
林分断面积 Stand basal area /(m2·hm － 2 ) 20. 07 423. 28 111. 00 110. 65 28. 04 297. 71 97. 05 78. 09
单木胸径 Diameter at breast height / cm 1. 30 32. 40 11. 24 3. 91 1. 60 31. 50 11. 68 3. 75
然后以林分年龄、林分优势高、林分密度等为自
变量，建立单木材积模型和林分蓄积量模型(Qin et
al．，2006; 2007; 张雄清等，2010)。
单木水平:
38
林 业 科 学 50 卷
Vi，2 = Vi，1 + Exp［α1 + α2 / A1 +
α3 ln(B1) + α4 RS1 + α5 / ln(Vi，1)］; (2)
Pi，2 = {1 + Exp［β1 + β2A1 +
β3di，1 / ln(D q1) + β4 ln(N1)］}
－1。 (3)
林分水平:
M s2 = M
s
1 + Exp［δ1 + δ2 RS1 +
δ3A1 / ln(N1) + δ4 / ln(B1)］。 (4)
式中: RS1 为相对植距指标，RS1 = ( 10 000 /N槡 1 ) /
H1; A1 为前期林分的平均年龄，a; H1 为前期林分
的优势木平均高，m; N1 为前期林分的公顷株树，株
hm － 2; D q1为前期林分平方平均直径，cm; B1 为前
期林分胸高断面积，m2·hm － 2; M s1 为前期林分蓄积
量，m3 hm － 2; Vi，1 为前期第 i 株树的材积，m
3; di，1
为前期第 i 株树的胸径，cm;Pi，2为第 i 株林木的存
活概率; α1，α2，…δ4 为待估参数。
根据方程(2)，可以得出第 2 期单木材积预估值
V^ i，2，然后结合单木存活概率预测值 P
^
i，2，可以计算出
第 2 期林分蓄积量预估值，即得到了单木水平的林分
蓄积量预估值 M t: M t = ∑
j
i = 1
P^ i，2V
^
i，2 / S (S 为样地面
积，hm2; j 为样地林木株数)。根据林分蓄积量方程
(4)，可以得到林分水平的林分蓄积量预估值 M s 。
2. 2 组合预测法
根据 Bates 等(1969)提出的组合预测法，林分
蓄积量的组合预测模型如下:
M c = μ1M
t + (1 － μ1)M
s。 (5)
式中: M c 为林分蓄积量的组合预测值; μ1 为权重因
子(0 ＜ μ1 ＜ 1)。
组合预测模型权重系数估计的常见方法有标准
差法、方差协方差法 ( Granger et al．，1977; Yue
et al．，2008)、误差平方和法(Winkler et al．，1983)、
最优加权法 (唐小我，1992)等。张雄清等 (2011)
对以上 4 种不同的权重计算方法进行了比较分析，
发现最优加权法能够去除单个预测模型在组合预测
模型中有偏的影响，从而使得组合预测模型的预测
精度最高。因此，在本研究中，利用最优加权法计算
林分蓄积量组合预测模型的权重系数。
首先，构造目标函数 min∑
k
k = 1
［Mk － (ω1M
t
k +
ω2M
s
k)］
2，约束条件 ω1 + ω2 = 1 。式中: Mk 为第 k
个样地林分的公顷蓄积量。
记 W = (ω1，ω2)
T，R = (1，1) T，ei = ( ei1，
ei2，…ein) 。式中: T 表示转置; W 表示组合预测权
重系数列向量; R 表示元素全为 1 的 n 维列向量; ei
表示第 i 种模型的预测误差向量; n 为样地数; i =
1，2，即单木水平模型和林分水平模型。
令 J = ( e1，e2)，则 J
TJ =
eT1
eT( )2 ( e1 e2) =
eT1 e1 e
T
1 e2
eT2 e1 e
T
2 e( )2 = E，那么可以推导得到权重向量，详
细推导过程见张雄清等(2011):
W = E
－1R
RTE －1R
。 (6)
式中: E －1 为逆矩阵。
2. 3 模型评价
林分蓄积量模型、单木材积模型和单木存活概
率模型等可以通过统计量平均误差 (MD)、平均绝
对误差 (MAD)、均方根误差 ( RMSE)和决定系数
(R2)、对数似然值 ( lgL)进行评价。它们的数学表
达式分别为:
MD = ( yi － y
^
i) / n; (7)
MAD = ∑ | y i － y^ i | / n; (8)
RMSE = ∑ ( yi － y^ i) 2 /(n － 1槡 ) ; (9)
R2 = 1 －∑ yi － y^( )i
2
/∑ yi － y( )－
2
; (10)
lgL = － 2 ∑pi ln( pi) +∑(1 － pi) ln(1 － pi[ ]) 。
(11)
式中: yi 为实际值(林分蓄积量、单木材积、单木存
活概率); y^ i，y
－
i 分别为它们的预测值和平均值; pi为
单木存活概率; n 为观察个数。本研究参数估计、
模型检验均利用 SAS 软件完成。
3 结果与分析
经过模型参数的检验，单木材积模型、单木存活
概率模型和林分蓄积量模型的参数估计值及统计检
验见表 2。由表 2 可知，各参数估计在 0. 05 水平上
显著。林分蓄积量模型的 MD 为 0. 154 3，MAD 为
5. 522 4，RMSE 为 6. 824 1，R2 为 0. 983 7; 单木材积
模型的 MD 为 － 6. 91E － 5，MAD 为 0. 003 9，RMSE
为 0. 007 3，R2 为 0. 981 2; 单木存活概率模型的
RMSE 为 0. 171 0，lgL 为 4 180. 58。根据各模型的
评价统计量值发现，各模型的拟合效果较好。经过
Kolmogorov-Smirnov 正态性检验，单木材积模型的残
差和林分蓄积量模型的残差均服从正态分布，且对
自变量没有明显的估计偏差(图 1，图 2)。
48
第 1 期 张雄清等: 基于单木水平和林分水平的杉木兼容性林分蓄积量模型
表 2 模型参数估计值及模型评价统计量
Tab． 2 Parameter estimates and model evaluations
属性
Attribute
参数
Parameter
估计值
Estimate
标准误
Std． error
平均误差
MD
平均绝对误差
MAD
均方根误差
RMSE
决定系数
R2
林分蓄积量
Stand volume /(m3·hm － 2 )
单木材积
Tree volume /m3
单木存活概率
Tree survival
δ1 6. 026 4 1. 093 5
δ2 4. 779 2 2. 256 4
δ3 － 0. 641 2 0. 077 6
δ4 － 8. 352 7 4. 193 4
α1 2. 149 9 0. 298 9
α2 24. 780 4 0. 492 5
α3 － 1. 219 5 0. 062 2
α4 － 7. 565 9 0. 443 6
α5 1. 154 0 0. 014 6
β1 － 6. 821 9 2. 150 8
β2 0. 191 4 0. 015 2
β3 － 1. 891 4 0. 075 8
β4 0. 795 8 0. 227 4
0. 154 3 5. 522 4 6. 824 1 0. 983 7
－ 6. 91E － 5 0. 003 9 0. 007 3 0. 981 2
— — 0. 171 0
4 180. 58
( lgL)
图 1 单木材积模型的残差
Fig． 1 Residuals of the tree volume model
图 2 林分蓄积量模型的残差
Fig． 2 Residuals of the stand volume model
根据最优加权法得到组合预测模型中的权重系
数: ω1 = 0. 170 8，ω2 = 0. 829 2，然后利用式(5)可
以得到林分蓄积量的组合预测值。根据这 2 个权重
系数，可以计算出林分蓄积量的组合预测值。各种
不同水平模型所预测的林分蓄积评价统计量比较见
表 3。由表 3 可知，在建模数据中，通过单木水平模
58
林 业 科 学 50 卷
型所得的林分蓄积量的 MD 为 － 0. 565 8，MAD 为
6. 332 4，RMSE 为 7. 949 1，R2 为 0. 977 9; 通过林分
水平模型所得的林分蓄积量的 MD 为 0. 154 3，MAD
为 5. 522 4，RMSE 为 6. 824 1，R2 为 0. 983 7; 通过
组合预测模型所得的林分蓄积量的 MD 为 0. 031 3，
MAD 为 5. 472 8，RMSE 为 6. 769 9，R2 为 0. 984 0。
根据这些模型的评价统计量值，可以发现通过组合
模型预测林分蓄积量的精度最高。最优加权法是组
合预测模型确定权重系数的重要方法之一，在其他
领域的研究中也有广泛应用(于晓秋等，2007; 李
秀珍等，2008)。这种方法以误差平方和最小为目
标函数，这也解释了组合预测模型中均方根误差
RMSE 在这 3 个模型中最小、决定系数 R2 最大的
原因。
表 3 各种不同模型的评价统计量(建模数据)
Tab． 3 Model evaluations based on different
models( fit data)
属性
Attributes
单木水平
Tree-level
林分水平
Stand-level
组合预测
模型
Forecast
combination
平均误差 MD － 0. 565 8 0. 154 3 0. 031 3
平均绝对误差 MAD 6. 332 4 5. 522 4 5. 472 8
均方根误差 RMSE 7. 949 1 6. 824 1 6. 769 9
决定系数 R2 0. 977 9 0. 983 7 0. 984 0
表 4 列出了利用检验数据所得的各种不同模型
的评价统计量。根据这些评价统计量，发现在检验
数据中通过组合预测法预测林分蓄积量也比通过单
项预测(单木水平模型、林分水平模型)的效果都要
好，这与表 3 的结果一致。
表 4 各种不同模型的评价统计量(检验数据)
Tab 4 Model evaluations based on different
models(validation data)
属性
Attributes
单木水平
Tree-level
林分水平
Stand-level
组合预测
模型
Forecast
combination
平均误差 MD － 4. 492 0 － 4. 373 7 － 4. 349 4
平均绝对误差 MAD 8. 038 0 6. 800 8 6. 695 7
均方根误差 RMSE 9. 688 0 8. 224 8 8. 198 9
决定系数 R2 0. 936 0 0. 953 8 0. 954 2
各不同模型的林分蓄积量预测值与实际值的线
性相关见图 3。由图 3 可知，通过组合预测法预测
林分蓄积量的相关系数 R2 比其他单项预测的 R2 都
高，精度最高。因此，利用组合预测法预测林分蓄积
量相对于其他 2 种方法预测精度较高，效果较好。
同时利用组合预测法使得不同水平模型预测所得的
林分蓄积量趋于一致，保证了林分蓄积量预测的一
致性，提高了林分蓄积量模型的兼容性。
图 3 3 种不同方法的林分蓄积量预测值与实际的值线性相关
Fig． 3 Correlations of predicted and observed stand volume based on 3 methods
4 结论与讨论
杉木林分蓄积量模型，是杉木生长模型系统的
一个重要组成成分。随着杉木林分蓄积量模型研究
的深入，考虑到单木水平模型和林分水平模型的特
点，在模拟过程中利用单项模型预估杉木林分蓄积
量都有一定的局限性。因此，提高杉木林分蓄积量
模型的兼容性显然很有意义。Zhang 等(1993)利用
解聚法使得单木材积模型所得的林分蓄积量尽可能
地与林分蓄积量模型所得的林分蓄积量相匹配，进
68
第 1 期 张雄清等: 基于单木水平和林分水平的杉木兼容性林分蓄积量模型
而提高单木生长模型和林分生长模型预测林分蓄积
量的兼容性，但是并没有考虑利用单木水平和林分
水平生长模型的组合估计量来彻底解决兼容性。组
合预测方法能够充分利用单项预测模型所提供的有
效信息，减少单项模型中随机因素的影响，使单项模
型之间优势互补，分散预测误差，因而提高了模型的
精度(Bates et al．，1969; 张雄清等，2009)。在本研
究中，利用组合预测法预测杉木林分蓄积量，既包含
了单木水平的详细信息，也包含了林分水平的信息，
并综合利用了这 2 种水平所提供的信息和特点，分
散预测误差，其预测精度比单木水平和林分水平模
型的预测精度都要高。同时，利用组合预测法预测
杉木林分蓄积量，使单木水平和林分水平模型所得
的林分蓄积量组合成一个林分蓄积量值，保证了杉
木林分蓄积量预测的一致性，提高了杉木林分蓄积
量模型的兼容性。
在组合预测模型中，权重的计算对提高组合预
测结果的精度非常重要。Newbold 等(1974)认为在
单项预测模型之间不存在相关性的前提下利用误差
平方和法计算组合预测模型的权重系数，预测精度
较高。Bates 等 (1969)首先提出了组合预测方法，
并在研究中利用方差协方差法来计算组合预测模型
的权重系数。该方法以组合预测模型的方差最小为
目标从而计算得到最优的权重系数组合，如果各单
项模型权重值可以保持稳定，那么该方法的预测结
果稳定性比较好。但是在通常情况下，单项模型权
重值不稳定，因此应用该方法确定组合预测模型的
权重有一定的局限性 (张艳等，2006)。张雄清等
(2011)对以上几种不同的权重计算方法进行了比
较分析，研究发现最优加权法能够去除单项预测模
型在组合预测模型中的有偏估计，从而提高组合模
型的预测精度。然而在本研究中通过最优加权法得
到的杉木林分蓄积量组合模型权重系数是不变的。
若权重值假定为常数，那么组合预测模型可能不能
很好地反映预测模型的有效性，将会导致组合预测
模型的精度降低。引起权重系数变化的原因主要是
样地数据结构的变化，相同蓄积模型的表现不同，这
会使得每个预测模型可能表现出“时好时坏”，反映
在权重系数上表现为“时大时小”，若继续采用这种
固定权重的组合预测模型，预测结果可能会有误差。
因此，今后应该研究非负变权重组合预测模型的构
建，从而进一步提高杉木林分蓄积量的预测精度。
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(责任编辑 石红青)
78
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140114
收稿日期: 2013 － 02 － 04; 修回日期: 2013 － 06 － 13。
基金项目: “十一五”科技支撑项目(2009BAD2B06) ; 林业公益性行业专项(201104006) ; 林业公益性行业专项重大项目(200804001) ; 国
家自然科学基金项目(41001310)。
* 王璐为通讯作者。
基于 CBERS数据的亚热带森林地上碳储量估算*
王长委1 胡月明1 沈德才2 黄胜利3 朱剑云2 王 璐1
(1．华南农业大学信息学院 广州 510642; 2．东莞市林业科学研究所 东莞 523106;
3．美国地质勘探局地球资源观测和科学数据中心 苏福尔斯 57198)
摘 要: 为探讨 CBERS-02B 星 CCD 数据在亚热带森林地上碳储量估算方面的能力，以东莞市范围内的亚热带
森林为研究对象，对比分析 CBERS-02B 星 CCD 数据的波段信息、植被指数、纹理信息和森林地上碳储量之间的相
关性，发现纹理信息的估算能力最强; 在此基础上，将波段信息、植被指数和纹理信息结合在一起，通过逐步回归策
略构建 CBERS-02B 星 CCD 数据的亚热带森林地上碳储量估算模型，其调整系数 R2 达到 0. 53，显著度水平 P 远远
小于 0. 05。这表明: 尽管 CBERS-02B 星 CCD 数据的近红外波段存在一定的漂移，但是将 CBERS-02B 星 CCD 数据
的波段信息、植被指数、纹理信息集成构建森林地上碳储量估算模型，在一定程度上可以克服波段信息、植被指数、
纹理信息各自单独估算森林地上碳储量的缺点，增强各自间的互补性，提高 CBERS-02B 星 CCD 数据估算森林地上
碳储量的能力; 而且基于 CBERS-02B 星 CCD 数据估算的东莞市碳储量空间分布和东莞市实际碳储量分布情况基
本一致，说明 CBERS-02B 星 CCD 数据用于亚热带的森林地上碳储量估算是可行的。
关键词: 中巴资源卫星; 地上碳储量; 亚热带森林; 估算
中图分类号:S771． 8 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0088 － 09
Assessing the Capability of CBERS-02B CCD for Estimating
Subtropical Forest above Ground Carbon Storage
Wang Changwei1 Hu Yueming1 Shen Decai2 Huang Shengli3 Zhu Jianyun2 Wang Lu1
(1 ． College of Information，South China Agricultural University Guangzhou 510642;
2 ． Dongguan Research Institute of Forestry Dongguan 523106;
3 ． ASRC Federal US Geological Survey Earth Resources Observation and Science Center Sioux Falls，USA，57198)
Abstract: Many remote sensing data have been applied to estimate forest above ground carbon storage(AGCS)，but the
estimation accuracy is varying． The capability of remotely sensed CBERS-02B CCD data for tropical and subtropical AGCS
estimation is unknown． In this paper，with Dongguan forest region as a case study area，the CBERS-02B CCD data，along
with the field survey data，were used to examine the relationship between forest biomass and band reflectance，vegetation
indices，and image texture． It was found image texture performed the best in biomass estimation． When the band
reflectance，vegetation indices，and image texture were combined in stepwise multiple regressions for biomass estimation，the
adjustment coefficient R2 was 0. 53，root mean square error was 15. 66，and P- level was less than 0. 05，indicating the
significance of the model． The results also showed that the shift of near-infrared band of the CBERS-02B CCD had negative
effect on biomass estimation，but the integration of band reflectance，vegetation indices，and image texture can improve the
capability of CBERS-02B CCD data for AGCS estimation，because the integration can reduce limitation and improve the
complementarity． Moreover，the spatial distribution of AGCS mapping by CBERS-02B CCD data is similar with the actual
distribution． We concluded that CBERS data are promising for estimating subtropical forest biomass．
Key words: CBERS; above ground carbon storage (AGCS); subtropical forest; estimation
森林生态系统在陆地生态系统碳循环中占有十
分重要的地位，特别是热带、亚热带森林生态系统，
其碳储量占陆地生态系统碳储量的 60%以上(Clark
et al．，2011; Dixon et al．，1994)，该区域碳储量的较
第 1 期 王长委等: 基于 CBERS 数据的亚热带森林地上碳储量估算
小波动都会对全球碳循环产生明显的影响(Englhart
et al．，2011; Phillips et al．，1998)，因此准确地估算
热带、亚热带森林生态系统碳储量备受关注。
估算森林碳储量方法很多(张骏等，2010; 马
泽清等，2007; Fang et al．，2001)。传统的野外样地
调查方法尽管精度高，但是比较耗时耗力，在估算大
范围热带、亚热带森林地上碳储量时不太实用(Tian
et al．，2012; Englhart et al．，2011; Sarker et al．，
2011)。遥感具有宏观、综合、动态、快速、重复获取
数据等特点，特别是遥感对植被光合有效辐射吸收
的测定为估算植被的碳储量 /生物量提供了基础，目
前已经成为热带、亚热带碳储量估算的主要方法。
森林碳储量通常分为地下和地上 2 部分。地下
部分是指树根系的干物质质量，地上部分主要包括树
干、枝和叶的干物质质量和。遥感很难估算地下部分
的碳储量，多数遥感都是估算地上部分的碳储量(简
称森林地上碳储量，AGCS)。近年来不同学者分别探
讨了 MODIS(Baccini et al．，2008)、TM(Foody et al．，
2003)、IKONOS(Clark et al．，2004)、SAR (Kuplich et
al．，2005)和 Lidar(Clark et al．，2011)等遥感数据估算
热带、亚热带森林地上碳储量的能力，获得了不同的
估算精度。然而热带、亚热带森林一般比较高，植被
生长比较茂盛，树木种类多，内部结构复杂，多数遥感
数据研究估算该区域森林地上碳储量的结果不是很
理想(Lu et al．，2005)。
中巴资源地球卫星是由中国、巴西两国共同投
资、联合研制的卫星(代号 CBERS)，其 02B 卫星于
2007 年 9 月 19 日发射成功。CBERS-02B 星携带 3
种传感器: 电荷耦合器件摄像机(CCD)、红外多光
谱扫描仪( IRMSS)、宽视场相机(WFI)，可提供20 ～
256 m 分辨率的 11 个波段、不同幅宽的遥感数据。
自从中巴资源卫星实施免费分发政策后，中国资源
卫星数据广泛地应用于环境监测、灾害预警、资源勘
查等众多领域，但 CBERS 对热带、亚热带森林生物
量的估算能力不是特别清楚。
广东省东莞市是我国经济高速发展的区域，其
碳排放压力大，森林碳汇问题令人关注。因此，为了
进一步拓展我国资源卫星的应用范围，本文以东莞
市的森林区域为例，探讨我国 CBERS-02B 星 CCD
数据估算亚热带森林地上碳储量的能力。
1 材料与方法
1. 1 研究区概况
东莞市位于广东省中南部，地理坐标为 113°
31—114°15 E，22°39—23°09 N，陆地面积 2 465
km2。地处南亚热带，年平均气温 22. 1 ℃，年平均
降水量 1 800 mm，地貌以丘陵台地、冲积平原为主，
山地土壤以赤红壤为主，少量红、黄壤。历史上的东
莞是森林茂密的地区，地带性森林植被类型为季风
常绿阔叶林，组成种类多样而富于热带性，主要由壳
斗 科 ( Fagaceae )、樟 科 ( Lauraceae )、山 茶 科
( Theaceae )、大戟科 ( Euphorbiaceae )、桃金 娘科
(Myrtaceae )、杜 英 科 ( Elaeocarpaceae )、山 矾 科
(Symplocaceae)、梧桐科( Sterculiaceae)等的一些种
类为优势种所组成。由于近代人口剧增，干扰频繁，
大量的毁林种果，使东莞原生性森林被破坏殆尽，现
状植被以人工种植的果林、桉树(Eucalyptus)林、相
思(Acacia)林、针叶林和竹林等为主，天然次生林甚
少(朱剑云等，2011)。
1. 2 样地森林地上碳储量计算方法
2007 年 9—12 月，东莞市林业科学研究所按照
森林二类调查的要求对东莞市境内的 191 个样地进
行实地调查。样地面积为 60 m × 20 m，由 12 个
10 m × 10 m 子样地构成，如图 1 所示。其中只对 2，
4，9 和 11 等 4 个子样地的树高、胸径、年龄、数量、
树种、优势树种、郁密度等植物群落数据进行了实地
调查，然后换算成整个样地调查数据 (朱剑云等，
2011)。
图 1 样地的设置示意
Fig． 1 Illustration of the ground sample plots
根据广东省林业调查规划院提供的二元立木材
积式求算各样地蓄积量; 再通过蓄积量与生物量之
间的转换公式计算森林地上生物量; 接着采用生物
量转换因子连续函数法计算每个样地森林地上碳储
量(方精云等，1996)，转换系数采用 0. 5; 最后将每
个样地的森林地上碳储量值换算成每公顷的碳储量。
该研究区样地每公顷碳储量最大值是91. 56 t·hm － 2，
最小值是 0. 33 t·hm － 2，平均值是16. 05 t·hm － 2。
1. 3 遥感数据
本研究选用 CBERS-02B 星 CCD 的数据，时间是
2007 年 12月 1 日，正好和地面调查数据同步; 而该研
究区近几年只有这个时间段的 CBERS-02B 星 CCD 有
效数据。CBERS-02B 星 CCD 数据包含 5 个波段，分别
是蓝色波段、绿光波段、红光波段、近红外波段和一个
98
林 业 科 学 50 卷
全色波段，空间分辨率都是 20 m，数据来源于中国资源
卫星应用中心网站。
CBERS-02B 星 CCD 数据预处理包括辐射纠正和
几何纠正，其中辐射纠正包含辐射定标和大气纠正。
辐射定标根据中国资源卫星应用中心网站提供的 2007
年 CBERS-02B 星 CCD 数据定标公式进行; 大气纠正
采用 ENVI提供的 QUAC快速大气校正工具，其自动从
图像上收集不同物质的波谱信息，获取经验值后完成
图像的快速大气纠正。几何纠正则是根据东莞市已经
纠正过的高分辨率遥感影像作为参考图像，以桥梁、水
库大坝、十字路口、水渠等不变的标志为控制点，在影
像中选择了 30 个控制点均匀分布于图像，选择二次多
项式纠正模型对 CBERS-02B 星 CCD 数据进行几何纠
正，纠正误差小于 0. 5个像元。
1. 4 遥感因子的选择
1) 波段信息 波段信息是最早用于估算森林
地上碳储量的遥感因子。本文将 CBERS-02B 星
CCD 数据 5 个波段信息作为遥感因子，分别讨论其
估算森林地上碳储量的能力。
2) 植被指数 植被指数是光学遥感数据估算
森林地上碳储量最常用的遥感因子 ( Foody et al．，
2003)，而且大量的研究也证明植被指数和森林地
上碳储量之间的关系比较密切(Moreau et al．，2003;
Sannier et al．，2002; Diallo et al．，1991; Tucker et al．，
1985)。目前大约有 150 种植被指数用于生态研究，
但是只有少数的植被指数可以用于森林地上碳储量
的估算 ( Potter et al．，2012 )。在参考前人研究
(Wijaya et al．，2010; Lu et al．，2004; 赵宪文等，
2001)的基础上，考虑研究区域和 CBERS-02B 星
CCD 数 据 的 特 点，分 别 选 择 band4 /3 ( Tucker，
1979)，band4 /2，band4 /1，band3 /2，band3 /1，band2 /
1，NDVI ( Rouse et al．，1974a )，ND32 ( Lu et al．，
2004)，ND21，EVI(Huete et al．，2002; Miura et al．，
2001)，ARVI(Kaufman et al．，1996)，TVI( Rouse et
al．，1974b )，PVI ( Richardson et al．，1977 )，SAVI
(Huete，1988)，SAVI2 (Major et al．，1990)，MSAVI2
(Qi et al．，1994)，MSR(Chen，1996)，GEMI(Pinty et
al．，1992)18 个比较常用的植被指数，探讨 CBERS-
02B 星 CCD 数据的植被指数和森林地上碳储量之
间的关系。
3) 纹理信息 纹理是图像的重要属性信息
(Haralick et al．，1973)，常用于区分图像中不同的对
象和提取感兴趣的区域，在遥感影像分类、定量遥感
研究等领域中具有重要作用。由于纹理可以最大限
度地利用空间信息，近年来越来越多的学者采用纹
理信息估算森林地上碳储量 ( Sarker et al．，2011;
Kuplich et al．，2005)。本文采用 ENVI 4. 7 提供的
纹理计算工具提取了 CBERS-02B 星 CCD 数据每个
波段的纹理信息，根据研究区的森林特性选择了
3 × 3的窗口，具体见表 1。
表 1 纹理信息①
Tab． 1 Texture information used in this study
纹理信息
Texture information
计算公式
Formula
描述
Description
mean1-mean5 mean = ∑
N －1
i = 0
∑
N －1
j = 0
ip( i，j) 平均值 Mean
var1- var 5 var = ∑
N －1
i = 0
∑
N －1
j = 0
( i － mean) 2 p( i，j) 方差 Variance
hom1-hom5 hom = ∑
N －1
i = 0
∑
N －1
j = 0
p( i，j)
1 + ( i － j) 2
均一性 Homogeneity
con1-con5 con = ∑
N －1
i = 0
∑
N －1
j = 0
( i － j) 2 p( i，j) 对比度 Contrast
dis1-dis 5 dis = ∑
N －1
| i － j| = 0
| i － j | ∑
N
i = 1
∑
N
j = 1
p( i，j{ }) 相异性 Dissimilarity
ent1-ent 5 ent = ∑
N －1
i = 0
∑
N －1
j = 0
p( i，j) lg［p( i，j)］ 熵 Entropy
sec1- sec5 sec = ∑
N －1
i = 0
∑
N －1
j = 0
p ( i，j) 2 角二阶矩 Second moment
cor1- cor5
cor =
∑
N －1
i = 0
∑
N －1
j = 0
ip( i，j) － μxμy
σ xσ y
相关性 Correlation
①N 为灰度共生矩阵行或列数，p( i，j)为灰度共生矩阵标准化后的第 i 行第 j 列数值。Where N is the number of row or column of the gray
level co-occurrence matrix，and p( i，j) is the element at row i and column j． μx = ∑
N －1
i = 0
i∑
N －1
j = 0
p( i，j) ; μy = ∑
N －1
j = 0
j∑
N －1
i = 0
p( i，j) ; σ x = ∑
N －1
i = 0
(1 － μx )
2∑
N －1
j = 0
p( i，
j) ; σ y = ∑
N －1
j = 0
(1 － μy )
2∑
N －1
i = 0
p( i，j) ．
09
第 1 期 王长委等: 基于 CBERS 数据的亚热带森林地上碳储量估算
1. 5 多元回归模型
不同的学者采用不同的模型或者解析式研究
遥感数据和森林地上碳储量之间的关系，如多元回
归分析法、人工神经网络模型法、基准样地法以及
遥感机制模型法。部分研究表明，多元回归模型比
较适合中分辨率遥感卫星估算森林地上碳储量
(Lu，2005; Rahman et al．，2005; 2008)。因此，本
文将选择波段信息、植被指数和纹理信息等遥感因
子为自变量，以样地计算的森林地上碳储量为因变
量，采用逐步回归策略下的多元回归模型探讨
CBERS-02B 星 CCD 数据估算亚热带森林地上碳储
量的能力。
2 结果与分析
2. 1 波段信息和森林地上碳储量的相关性
表 2 反映了 CBERS-02B 星 CCD 数据波段信息
和样地森林地上碳储量之间的相关性。在 CBERS-
02B 星 CCD 数据 5 个波段中，和森林地上碳储量相
关性相对较强的是绿色波段，且为正相关，这主要是
因为该波段 550 nm 波长附近是叶绿素的强反射峰
区(翁强等，2006)，而其他波段和森林地上碳储量
的相关性较弱。
表 2 CBERS-02B 星 CCD 数据波段信息和森林地上碳储量的相关性
Tab． 2 Correlation coefficients between CBERS-02B CCD band reflectance and AGCS
波段
Band
蓝色波段
Band 1( blue)
绿色波段
Band 2( green)
红色波段
Band 3( red)
近红外波段
Band 4(NIR)
全色波段
Band 5(PAN)
波段范围 Band range /μm 0. 45 ～ 0. 52 0. 52 ～ 0. 59 0. 63 ～ 0. 69 0. 77 ～ 0. 89 0. 51 ～ 0. 73
相关系数 Correlation coefficient(R) － 0. 11 0. 42＊＊ － 0. 18 － 0. 06 － 0. 11
2. 2 植被指数和森林地上碳储量的相关性
表 3 显示了 CBERS-02B 星 CCD 数据植被指数
和森林地上碳储量之间的相关性。在 18 个 CBERS-
02B 星 CCD 数据的植被指数中，与森林地上碳储量
在 0. 05 水平上显著的有 13 个，在 0. 01 水平上显著
的有 5 个; 其中和森林地上碳储量关系最强的是修
改型土壤调整植被指数 (MSAVI2)，其相关系数 R
为 0. 46; 而 NDVI，EVI 等比较常用的植被指数和森
林地上碳储量的相关性则一般。
表 3 CBERS-02B 星 CCD 数据植被指数和森林地上碳储量的相关性①
Tab． 3 Correlation coefficients between CBERS-02B CCD vegetation indices and AGCS
变量名
Variable
相关系数
Correlation coefficient(R)
变量名
Variable
相关系数
Correlation coefficient(R)
变量名
Variable
相关系数
Correlation coefficient(R)
RVI_4_3 0. 25 * NDVI 0. 24 * PVI 0. 19
RVI_4_2 － 0. 41＊＊ RI － 0. 34＊＊ SAVI 0. 24 *
RVI_4_1 0. 11 ND21 0. 30 * SAVI2 0. 23
RVI_3_2 － 0. 34＊＊ EVI 0. 29 * MSAVI2 0. 46＊＊
RVI_3_1 － 0. 41＊＊ ARVI 0. 34 * MSR 0. 25 *
RVI_2_1 0. 31 * TVI 0. 24 GEMI 0. 03
① * 表示 0. 05 水平上显著; ＊＊表示 0. 01 水平上显著。* was significant at the level of α = 0. 05 and ＊＊was significant at the level of α =
0. 01． 下同。The same below．
2. 3 纹理信息和森林地上碳储量的相关性
表 4 显示了 CBERS-02B 星 CCD 数据的纹理
信息和森林地上碳储量之间的相关性。在 40 个
CBERS-02B 星 CCD 数据的纹理信息中，和森林
地上碳储量在 0. 05 水平上显著的有 7 个，在
0. 01 水平上显著的有 4 个。其中绿色波段的平
均值(mean2)纹理值和森林地上碳储量的相关性
最强，其相关系数 R 为 0. 43，蓝色波段和近红外
波段的对比度( con1，con4)纹理值以及 红色波段
方差( var3 )纹理值与森林地上碳储量的相关性
最弱，仅为 0. 01。同时，对比 8 个纹理信息和森
林地上碳储量之间的相关性，发现角二阶矩纹理
值要比其他纹理信息和森林地上碳储量的相关
性强，而对比度纹理值和森林地上碳储量相关性
比较弱。
2. 4 基于 CBERS-02B 星 CCD 数据的森林地上碳
储量估算模型
在相关性分析的基础上，分别以 CBERS-02B 星
CCD 数据的波段信息、植被指数、纹理信息等遥感
因子为自变量，以研究区域内的样地森林地上碳储
量为因变量，以显著水平 0. 05 作为挑选变量的条
件，并以显著水平 0. 1 作为剔除变量的条件，采用逐
19
林 业 科 学 50 卷
步回归策略分别构建 CBERS-02B 星 CCD 数据的波
段信息、植被指数、纹理信息等遥感因子的多元回归
森林地上碳储量估算模型，具体见表 5。
表 4 CBERS-02B 星 CCD 数据纹理信息和森林地上碳储量的相关性
Tab． 4 Correlation coefficient between CBERS-02B CCD texture and AGCS
变量名
Variable
相关系数
Correlation coefficient
(R)
变量名
Variable
相关系数
Correlation coefficient
(R)
变量名
Variable
相关系数
Correlation coefficient
(R)
变量名
Variable
相关系数
Correlation coefficient
(R)
mean1 － 0. 11 hom2 0. 01 dis3 － 0. 12 sec4 0. 28 *
var1 0. 04 con2 0. 22 ent3 － 0. 32＊＊ cor4 － 0. 02
hom1 0. 16 dis2 0. 14 sec3 0. 39＊＊ mean5 － 0. 10
con1 0. 01 ent2 － 0. 03 cor3 0. 23 var5 0. 24 *
dis1 － 0. 07 sec2 0. 14 mean4 － 0. 07 hom5 0. 03
ent1 － 0. 24 cor2 － 0. 06 var4 0. 06 con5 0. 08
sec1 0. 32＊＊ mean3 － 0. 19 hom4 0. 15 dis5 0. 02
cor1 0. 06 var3 0. 01 con4 － 0. 01 ent5 － 0. 09
mean2 0. 43＊＊ hom3 0. 24 * dis4 － 0. 07 sec5 0. 11
var2 0. 19 con3 － 0. 05 ent4 － 0. 23 cor5 － 0. 15
表 5 CBERS-02B 星 CCD 数据构建的森林地上碳储量估算模型
Tab． 5 Regression models to estimate AGCS using band reflection，vegetation indices，
and image texture of CBERS-02B CCD data
遥感因子
Remote sensing variables
多元回归估算模型
Regression models R
2 RMSE P F D-W
波谱反射率
Band reflection
0. 02 × band2 － 9. 36 0. 18 20. 32 0. 00 13. 93 1. 66
植被指数
Vegetation indices
0. 02 × MSAVI2 + 129. 19 × ARVI － 227. 08 0. 31 18. 69 0. 00 9. 67 1. 68
纹理信息
Texture information
1. 12 × mean2 + 230. 82 × sec3 + 7. 20 × var5 － 41. 17 0. 48 16. 41 0. 00 22. 85 1. 70
所有遥感因子
All remote sensing variables
0. 02 × MSAVI2 + 97. 03 × ARVI + 7. 17 × var5 +
184. 60 × sec3 － 201. 73
0. 53 15. 66 0. 00 20. 34 1. 90
在 CBERS-02B 星 CCD 数据 5 个波段中，只有
绿色波段和森林地上碳储量的相关性较强，其他波
段和森林地上碳储量之间的相关性较弱。因此，只
有绿色波段参与了构建 CBERS-02B 星 CCD 数据波
段信息的森林地上碳储量估算模型，其调整系数 R2
仅为 0. 18。
在 18 个 CBERS-02B 星 CCD 数据的植被指数
中，有 13 个植被指数和森林地上碳储量显著相关，
因此以这 13 个植被指数为自变量，经逐步回归策略
最后选择了修改型土壤调整植被指数(MSAVI2)和
大气阻抗植被指数 ( ARVI)构建了 CBERS-02B 星
CCD 数据植被指数的森林地上碳储量估算模型，其
调整系数 R2 为 0. 31，明显高于波段信息的森林地
上碳储量估算模型。
在 40 个 CBERS-02B 星 CCD 数据的纹理信息
中，有 7 个纹理信息和森林地上碳储量显著相关，因
此以这 7 个纹理信息为自变量，经逐步回归策略最
后选择了绿色波段的平均纹理值(mean2)、红色波
段的角二阶矩纹理值( sec3)和全色波段的方差纹理
值( var5)构建了 CBERS-02B 星 CCD 数据纹理信息
的森林地上碳储量估算模型，其调整系数 R2 为
0. 48，明显高于波段信息和植被指数的森林地上碳
储量估算模型。
在 5 个波段信息、18 个植被指数和 40 个纹理
信息中，有 1 个波段信息、13 个植被指数和 7 个纹
理信息与森林地上碳储量比较显著相关，将这 21 个
CBERS-02B 星 CCD 数据的遥感因子作为自变量，经
逐步回归策略最后选择了修改型土壤调整植被指数
(MSAVI2)、大气阻抗植被指数 (ARVI)、全色波段
的方差纹理值( var5)、红色波段的角二阶矩纹理值
( sec3)4 个遥感因子构建 CBERS-02B 星 CCD 数据
的森林地上碳储量估算模型，其调整系数 R2 为
0. 53，也明显高于波段信息、植被指数和纹理信息各
自 构 建 的 森 林 地 上 碳 储 量 估 算 模 型。而 且
MSAVI2，ARVI，var5，sec3 和常数项的 t 值都大于显
著性水平 = 0. 05 的临界值，即 4 个遥感因子和常数
项都在 95% 的水平下显著，通过了变量显著性
检验。
29
第 1 期 王长委等: 基于 CBERS 数据的亚热带森林地上碳储量估算
因此，采用 CBERS-02B 星 CCD 数据估算亚热带
森林地上碳储量时，不仅要采用波段信息和植被指
数，而且纹理信息也是重要的遥感因子，只有将波段
信息、植被指数、纹理信息结合才能提高 CBERS-02B
星 CCD 数据估算亚热带森林地上碳储量的能力。
图 2 为 CBERS-02B 星 CCD 数据估算东莞森林
地上碳储量的分布图。从图 2 中可以看出，东莞市
绝大部分地区的森林地上碳储量较低，主要是因为
东莞市的果树种植区较多，其地上碳储量一般都较
低; 森林地上碳储量较高的区域主要集中在东莞市
几个森林公园区域，这些区域主要是以阔叶混交林、
桉树林和相思林为主，其地上碳储量一般都较高，如
森林碳储量估算的最高值 89. 89 t·hm － 2，该林斑位
于大岭山林场，优势树种是桉树，林斑是平地，郁闭
度达到 0. 9，且种植时间较长，其附近的实测值是
91. 56 t·hm － 2，基本吻合。因此，将波段信息、植被
指数、纹理信息集成构建的 CBERS-02B 星 CCD 数
据森林地上碳储量估算模型反映了东莞市森林地上
碳储量的实际分布情况，其精度可以满足东莞市森
林碳储量的估算要求。
图 2 CBERS-02B 星 CCD 数据估算东莞市森林地上碳储量分布
Fig． 2 AGCS estimation map of Dongguan city using CBERS-2B data
3 讨论
遥感数据估算森林地上碳储量最初是采用波段
信息，而且有研究表明光学遥感影像的波段信息和
碳储量之间有很强的相关性 ( Jakubauskas et al．，
1997; Roy et al．， 1996; Franklin，1986 )。但 是
CBERS-02B 星 CCD 数据中，除了绿色波段，其他波
段和碳储量的相关性都不是很强，限制了 CBERS-
02B 星 CCD 数据波段信息估算碳储量的能力。这
主要原因有: 一是 CBERS-02B 星 CCD 数据近红外
波段可能存在波段漂移(潘志强等，2008)，影响了
该波段信息和森林地上碳储量之间的关系，通常情
况下对于健康的植被，不仅绿色波段和森林地上碳
储量的相关性较强，近红外波段和森林地上碳储量
的相关性也较强 (Muukkonen et al．，2005; Ard，
1992)，然而 CBERS-02B 星 CCD 数据的近红外波段
和碳储量的相关性却最低，相关系数 R 仅为 －
0. 06; 二是波段信息易受大气、土壤、传感器性能、
太阳角度等一系列因素的影响(Lu et al．，2004)，影
响了其估算森林地上碳储量的能力;此外本文研究
所用的 CBERS-02B 星 CCD 数据是 12 月份的数据，
正好是亚热带森林植物生长缓慢时期，对波段信息
估算森林地上碳储量也有一定的影响。
植被指数是光学遥感估算森林地上碳储量比较
常用的遥感因子，特别是多数植被指数是由红色波
段和近红外波段的波谱反射率不同组合得到，不仅
增强了遥感光谱信息和植被生长的关系，而且还减
少了大气、土壤、传感器性能、太阳角度等对估算森
林地 上 碳 储 量 的 影 响 ( Karnieli et al．， 2001;
Blackburn et al．，1999; Huete et al．，1985; Tucker，
1979)，在估算温带和寒带地区的森林地上碳储量
中取得不错的效果( Fuchs et al．，2009; Madugundu
39
林 业 科 学 50 卷
et al．，2008; Zheng et al．，2004)。但是由于研究区
是亚热带森林，其森林结构复杂、树种较多、郁闭度
较高，以及 CBERS-02B 星 CCD 数据的近红外波段
可能存在一定的漂移，CBERS-02B 星 CCD 数据的植
被指数估算森林地上碳储量还存在一定的局限性
(Sarker et al．，2011; Foody et al．，2001)。
尽管纹理信息是近几年才开始应用在森林地上
碳储量估算的遥感因子，但是还是表现出极大的估
算森林地上碳储量的能力 ( Kuplich et al．，2005;
Luckman et al．，1997)。这可能主要是由于纹理可
以减少树冠中阴影等细小噪声对植被指数等遥感因
子的影响，从而可以最大限度地利用空间信息去估
算森林地上碳储量，但是纹理信息和森林地上碳储
量之间的具体关系还在进一步探讨中(Champion et
al．，2008; Kuplich et al．，2003; 2005; Luckman et
al．，1997)。CBERS-02B 星 CCD 数据纹理信息构建
的森林地上碳储量估算模型精度也明显高于波段信
息和植被指数构建的森林地上碳储量估算模型精
度。但是纹理信息是非常复杂的属性，它会因为对
象的不同、自然条件的不同以及选择窗口大小的不
同而发生变化; 而且在计算纹理信息时会产生大量
的数据，比较难以管理(Chen et al．，2004; Franklin
et al．，1996)，在估算森林地上碳储量时还有一定的
限制。
4 结论
长久以来我国主要依赖国外遥感数据开展各种
应用研究。自 1999 年成功发射中巴一号星，中巴资
源系列卫星就开始提供多级分辨率遥感数据，特别
是 CBERS-02B 星 CCD 数据实施免费分发政策后，
开创了我国遥感数据应用的新局面。本文以国产
CBERS-02B 星 CCD 数据为研究对象，开展针对亚热
带森林地上碳储量的估算研究，发现将 CBERS-02B
星 CCD 数据的波段信息、植被指数、纹理信息集成
构建亚热带森林地上碳储量估算模型，模型的估算
精度 R2 达到了 0. 53，明显高于各自单独估算森林
地上碳储量的模型精度，在一定程度上可以克服波
段信息、植被指数、纹理信息各自单独估算亚热带森
林地上碳储量的缺点，增强各自间的互补性，提高了
CBERS-02B 星 CCD 数据估算亚热带森林地上碳储
量的能力。尽管 CBERS-02B 星 CCD 数据的近红外
波段发生了漂移，对 CBERS-02B 星 CCD 数据估算
亚热带森林地上碳储量的能力也有一定的影响，但
是基于 CBERS-02B 星 CCD 数据估算的东莞市碳储
量空间分布和东莞市实际碳储量分布情况基本一
致，说明 CBERS-02B 星 CCD 数据用于亚热带的森
林地上碳储量估算是可行的。
通过本文的研究，为国产遥感卫星估算亚热带
森林地上碳储量的研究提供了借鉴，有助于推动我
国国产遥感卫星数据在林业行业的应用，提高国产
遥感卫星数据的应用水平，进一步构建基于国产遥
感卫星的我国森林资源监测体系，提高森林资源监
测体系中国产遥感技术运用水平具有十分重大的
意义。
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(责任编辑 石红青)
69
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140115
收稿日期: 2013 － 01 － 31; 修回日期: 2013 － 05 － 19。
基金项目: 江苏省普通高校研究生科研创新计划项目(CXLX12 － 0542)。
* 郝德君为通讯作者。
分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的形态学和生物学
区别及其进化关系*
刘 群 常 虹 陈 娟 郝德君
(南京林业大学森林资源与环境学院 南京 210037)
摘 要: 分月扇舟蛾与仁扇舟蛾为重要的杨树食叶害虫，其成虫的外部形态、生活习性及危害方式十分相似，极
易引起混淆，且二者在国内的分布区有重叠，给 2 种舟蛾的准确鉴定及监测带来困难。通过室内饲养观察，比较分
月扇舟蛾与仁扇舟蛾的卵、幼虫、蛹和成虫不同虫态的形态特征和部分生物学特性，确定其在中国的分布范围;利
用分子生物学方法扩增线粒体 COⅠ基因的部分序列，比对分析二者的进化关系。
关键词: 分月扇舟蛾; 仁扇舟蛾; 分布; 形态特征; 生物学特性; 线粒体 COⅠ基因
中图分类号: S718. 7 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0097 － 06
Identification of Clostera anastomosis and C． restitura (Lepidoptera: Notodontidae)
by Morphological and Biological Characters and Their Evolutionary Relationship
Liu Qun Chang Hong Chen Juan Hao Dejun
(College of Forest Resources and Environment，Nanjing Forestry University Nanjing 210037)
Abstract: Clostera anastomosis and C． restitura are similar in adult morphology，living habits and harm way and with
overlapping 2，thus they are usually hard to be distinguished form each other． In order to accurately clarify their
distribution and forecast their population dynamics，the morphological differences of egg，larva，pupae and adult were
compared，and the distribution and biological characters were investigated． By amplifying part of mitochondria COⅠ
gene，the evolutionary relationship between them was analysed．
Key words: Clostera anastomosis; Clostera restitura; distribution; morphological characters; biological characters;
mtDNA COⅠ gene
分月扇舟蛾 ( Clostera anastomosis)和仁扇舟蛾
(C． restitura)均为重要的杨树食叶害虫，同属鳞翅
目( Lepidoptera ) 舟蛾科 ( Notodontidae ) 扇舟蛾属
(Clostera)。分月扇舟蛾于 1957—1958 年在大兴安
岭首次发生，1979—1980 年在内蒙古昭乌达盟地区
猖獗为害 (李艳梅，1999)，1992 年传入河北围场
(孙鹤立等，2006)，种群扩散迅速，并逐渐向南方各
省市蔓延，直达仁扇舟蛾的分布区。近些年，江苏、
安徽、江西、上海等地仁扇舟蛾爆发成灾，因其成虫
的外部形态、生活习性以及危害方式与分月扇舟蛾
十分相似，以致人们误将仁扇舟蛾认为是分月扇
舟蛾。
笔者从江苏省南京市浦口区乌江镇农田防护林
的美洲黑杨(Populus deltoides)上采集到分月扇舟蛾
和仁扇舟蛾，带回室内人工饲养并进行观察，分别从
分布范围、各虫态的形态特征及生物学特性方面比
较二者的异同，并通过扩增线粒体 COⅠ基因的序列
分析二者的进化关系，以期明确 2 种舟蛾的分类地
位，为进行相关科学研究和指导生产实践提供基础
资料。
1 分布
1. 1 分月扇舟蛾
整体而言，分月扇舟蛾的分布偏北。世界范围
内，分布于日本、朝鲜、俄罗斯、蒙古以及欧洲相关国
家(武春生等，2003)。在中国，分布于黑龙江(哈
林 业 科 学 50 卷
尔滨、大庆、牡丹江、海林、鸡西、讷河、尚志、大兴安
岭)、吉林(长春、大安、白城、松原、四平、延边、公主
岭、漫江)、辽宁(沈阳、宽甸、丹东)、内蒙古(呼和浩
特、呼伦贝尔盟、兴安盟、哲里木盟、赤峰、临河)、河
北(围场、丰宁、隆化、小五台山)、安徽(岳西)、江苏
(南京、南通、吴江)、上海、浙江(杭州、天目山)、湖
北(阳西、兴山、秭归)、湖南 (沅江、汉寿、株洲、衡
山)、四川 (南充、灌县、西昌、泸州、泸定、康定、渡
口、雅江、峨眉山)、贵州(江口)、云南(丽江、德钦、
中甸、云龙)、福建 (厦门)、陕西 (留坝)、甘肃 (宕
昌、文县、舟曲)、新疆(阿克苏)、重庆(图 1“ ”所
示区域)。
1. 2 仁扇舟蛾
相对分月扇舟蛾，仁扇舟蛾的分布较南。世界
范围内，主要分布于印度、越南、马来西亚以及印度
尼西亚 (武春生等，2003 )。在中国，分布于江苏
(南京、淮安、宿迁、镇江、徐州)、上海、浙江(杭州、
天目山)、安徽(合肥、蚌埠、马鞍山)、江西(新建)、
上海、福建 (福州、武夷山)、湖南 (衡山、汉寿、慈
利)、广东 (广州)、广西(桂林、南宁)、云南(云龙、
下关)、海南(海口、尖峰岭)、台湾、香港(图 1“ ”
所示区域)。
图 1 分月扇舟蛾和仁扇舟蛾的分布范围
Fig． 1 The distribution range of C． anstomosis and C． restitura
分月扇舟蛾 C． anastomosis; 仁扇舟蛾 C． restitura
2 形态
2. 1 成虫
2. 1. 1 分月扇舟蛾 (图版Ⅰ － 1，3，4) 体灰褐至
暗灰褐色; 头顶到胸背中央黑棕色。前翅灰褐至暗
灰褐色，顶角斑扇形，红褐色; 3 条灰白横线具暗
边; 中室下内外线之间有 1 斜三角形影状斑; 外线
在 M2 脉前稍弯; 亚端线由 1 列脉间黑点组成，波浪
形，在 Cu1 脉呈直角弯曲，Cu1 脉以前其内侧衬 1 波
浪形暗褐色带; 端线细，不清晰; 横脉纹圆形、暗褐
色，中央有 1 灰白线将圆斑横割成两半。后翅颜色
较前翅略淡。雄虫腹部较瘦弱，尾部具一丛长毛，体
色较雌虫深(武春生等，2003)。
雄性外生殖器(图版Ⅰ － 7)上爪形突较爪形突
稍长，粗，圆柱形; 爪形突 2 叶细长，弯曲，末端具缺
刻，呈 2 尖齿形; 阳茎粗直，中央细，端部圆，有许多
倒钩形小齿。雌性外生殖器(图版Ⅰ － 8)后表皮突
较前表皮突细长; 后阴片膜质，前阴片端缘呈深弧
缺刻; 囊导管较粗，前半段有点扭曲而稍骨化; 囊
体较大; 囊突大，位于中央，近圆形，上有齿突(武春
生等，2003)。
2. 1. 2 仁扇舟蛾 (图版Ⅰ － 2，5，6) 体灰褐至暗
灰褐色; 头顶到胸背中央黑棕色。前翅灰褐至暗灰
褐色，顶角斑扇形，红褐色; 3 条灰白色横线具暗
边; 中室下内外线之间有 1 斜的三角形影状斑; 外
89
第 1 期 刘 群等: 分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的形态学和生物学区别及其进化关系
线在 M2 脉前稍弯曲; 亚端线由 1 列脉间黑色点组
成，波浪形，在 Cu1 脉呈直角弯曲，Cu1 脉以前其内
侧衬 1 波浪形暗褐色带; 端线细，不清晰; 横脉纹圆
形暗褐色，中央有 1 灰白线把圆斑横割成两半。后
翅黑褐色。雄虫腹部较瘦弱，尾部有长毛一丛 (武
春生等，2003)。
雄性外生殖器(图版Ⅱ － 1)上爪形突宽大，扁
桃形; 爪形突短小，弯曲，末端呈 2 尖齿形; 阳茎粗
直，中央细，端部圆，有许多倒钩形小齿。雌性外生
殖器(图版Ⅱ － 2)后表皮突和前表皮突均短; 后阴
片膜质，前阴片缺环形; 囊导管细，较短; 囊体长
大; 囊突较小，横条形，上有齿突 (武春生等，
2003)。
2. 2 卵
2. 2. 1 分月扇舟蛾 卵成堆状排列，每一卵堆含卵
50 ～ 120 粒。卵，圆形，底部平，表面具 2 条灰白色
平行条纹。初产时淡青色，孵化前呈红褐色，直径约
0. 6 mm，竖径约 0. 5 mm(图版Ⅱ － 3，4)。
2. 2. 2 仁扇舟蛾 卵成片状单层排列，每片数量不
等。卵，馒头形，表面具 2 条灰白色条纹。初产时淡
青色，孵化前呈红褐色，直径约 0. 8 mm，竖径约 0. 6
mm(图版Ⅱ － 5，6)。
2. 3 幼虫
2. 3. 1 分月扇舟蛾(图版Ⅱ － 7) 老熟幼虫纺缍
形，体长 35 ～ 40 mm; 头黑色，具淡褐色毛; 体红褐
色，有淡褐色毛，亚背线鲜黄色，气门上线淡褐色;
中、后胸和腹部第 2 节背部各有 2 个红色瘤状突起;
第 1，8 腹节背面各有 1 大黑瘤，瘤上着生黑毛及 4
个小的馒头形毛瘤，前面 2 个较大，后面 2 个较小;
第 8 腹节的黑瘤前有 1 对鲜黄色突起; 2 条亚背线
之间除前胸及腹部 1，8 节外，每节有白色圆点 1 对。
气门黑色，第 1 腹节气门下具 1 小黑瘤。
2. 3. 2 仁扇舟蛾(图版Ⅱ － 8) 老熟幼虫圆筒形，
体长 28 ～ 32 mm; 头灰色，具黑色斑点; 体灰色至淡
红褐色，被淡黄色毛，胸部两侧毛较长; 中、后胸背
部各有 2 个白色瘤状突起; 第 1，8 腹节背面各有 1
杏黄色大瘤，瘤上着生 2 个小的馒头状突起，瘤后生
有 2 个黑色小毛瘤; 第 1 腹节的两侧各着生 1 个大
黑瘤; 第 2，3 腹节背部各有黑色瘤状突起 2 个，其
他腹部各节具白色突起 1 对。
2. 4 蛹
2. 4. 1 分月扇舟蛾 蛹红褐色，具光泽，略呈圆锥
形，长 15 ～ 18mm; 背部有清晰的纹络，保留幼虫期
的背部特征; 尾部有臀棘(图版Ⅲ － 1)。
2. 4. 2 仁扇舟蛾 蛹黄褐色，具光泽，近圆锥形，长
10 ～ 15 mm; 背部无明显的纹络; 尾部有臀棘(图版
Ⅲ － 2)。
3 生物学特性
在我国北部，分月扇舟蛾是杨树食叶害虫的优
势种。在黑龙江 1 年发生 2 ～ 3 代(李君，2011; 宁
献婧等，2010)，在内蒙古 1 年发生 1 ～ 3 代(崔彩琴
等，2001; 李莉等，2000)，在吉林 1 年发生 1 代(车
永贵等，2001)或 3 代(周桂芝等，1997; 刘小明等，
2010; 王福维等，1998)，在河北 1 年发生 2 代(孙
鹤立等，2006; 李艳梅，1999; 刘憬志等，1996)。
8，9 月份，以 2，3 龄幼虫拉网下树，在枯枝落叶及树
干裂缝处结白色茧越冬。翌年 4，5 月份，越冬幼虫
开始活动，上树取食叶片。在长江流域的各分布区，
包括安徽、江苏、上海也有分月扇舟蛾生物学特性的
研究报道，但据作者观察，此记载实为仁扇舟蛾。仁
扇舟蛾 1 年发生 6 ～ 7 代(郑茂灿等，2006; 漆娟英
等，2006; 吴文杰等，2006)，主要以卵在枝干上越
冬。越冬卵翌年 4 月下旬开始孵化，初孵幼虫群集
取食，3 龄以后分散取食。
从野外采回 2 种舟蛾的幼虫，在实验室进行群
体饲养，可知分月扇舟蛾的最适生长发育温度为
18 ～ 22 ℃，仁扇舟蛾的最适生长发育温度为 25 ～
28 ℃。在适宜的培养条件下，观察记录二者的平均
世代周期，如表 1。
表 1 分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的世代周期
Tab． 1 Generation cycle of C． anastomosis and
C． restitura d
世代周期
Generation cycle
分月扇舟蛾
C． anastomosis
仁扇舟蛾
C． restitura
幼虫期 Larva stage 27 12
预蛹期 Pre-pupa stage 2 1
蛹期 Pupa stage 8 4
卵期 Egg stage 8 6
总历期 Total period 45 23
饲养过程中发现分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的生活
习性十分相似，3 龄之前幼虫均聚集取食(图版Ⅲ －
3); 3 龄后开始分散，取食量明显增加，叶片被咬成
缺刻; 老龄幼虫将树叶卷曲或在 2 树叶之间结茧化
蛹(图版Ⅲ － 4)。不同的是，10 月初，羽化的分月扇
舟蛾成虫不再交尾，而仁扇舟蛾成虫则可继续交尾
产卵，这可能与仁月扇舟蛾的世代数较多有关。
4 进化关系
因 mtDNA 较基因组 DNA 要小很多，具有进
化速率快和母本遗传特性，适合于种群历史和亲
99
林 业 科 学 50 卷
缘关 系 相 近 的 分 类 单 元 间 进 化 关 系 的 研 究
( Pashley et al．，1992 )。其细胞色素 C 氧化酶Ⅰ
( cytochrome oxidase subunitⅠ，COⅠ) 基因结构保
守，种间变异较大，能提供丰富的系统发育信息
(Hebert et al．，2003 )。本研究利用 PCR 技术，体
外扩增分月扇舟蛾和仁扇舟蛾成虫 mtDNA 中的
COⅠ基因，比较COⅠ基因的序列差异。与其他扇
舟蛾属昆虫的 COⅠ基因进行同源比对，得到 2 种
舟蛾的进化关系。
使用动物组织 /细胞基因组 DNA 提取试剂盒，
磁珠法提取 2 种舟蛾的总 DNA(常虹等，2012)，用
无 脊 椎 动 物 CO Ⅰ 基 因 通 用 引 物 J1718:
GGAGGATTTGGAAATTGATTAGTTCC 和 N2191:
CCCGGTAAAATTAAAATATAAACTTC 进行 PCR 扩
增，扩增产物经纯化后送交南京思普金生物科技有
限 公 司 进 行 双 向 测 序。正 反 向 测 序 结 果 经
ContigExpress 软件(Lu et al．，2004)进行拼接后，用
Clustal X 1. 83 软件 (Chenna et al．，2003)及 MEGA
5. 0 软件(Kumar et al．，2008)进行分析。
分月扇舟蛾与仁扇舟蛾 COⅠ基因部分序列的
比对结果如图 2，两序列的同一性为 93%，e 值为
0. 0，说明二者的遗传相似度很高。
此外，用 同 样 方 法 提 取 杨 扇 舟 蛾 ( C．
anachoreta)总 DNA 并扩增得到其 COⅠ基因的部分
序列，同时从 GenBank 上下载其他扇舟蛾属昆虫
COⅠ基因部分序列(表 2)进行比对，结果如图 3。
图 2 分月扇舟蛾与仁扇舟蛾 COⅠ基因部分序列比对
Fig． 2 Alignment of partial COⅠ gene sequences of C． anastomosis and C． restitura
表 2 使用 GenBank 下载的 COⅠ基因序列
Tab． 2 COⅠ gene sequences downloaded from GenBank
种名 Species name 登录号 Accession No．
C． curtula JF860203. 1
C． albosigma HM870242. 1
C． brucei HM864778. 1
C． apicalis HM867322. 1
C． pigra JF415332. 1
根据图 3 的序列比对结果，分别利用邻接法
(neighbor joining，NJ ) 和 最 大 似 然 法 ( maximum
likily-hood，ML)，同时采用 Bootstrap 重复抽样1 000
次检验分子系统树各分支的置信度，构建系统发育
树(图 4)。
在 2 种系统发育树中，分月扇舟蛾和仁扇舟蛾
均聚在一起，说明在扇舟蛾属中，二者亲缘关系最
近，这与形态观察的结果一致。
5 讨论
分月扇舟蛾和仁扇舟蛾在形态和生物学习性上
有许多相似和容易混淆之处，以致我国南方各省市
误将仁扇舟蛾认为是分月扇舟蛾。二者形态上的主
要区别见表 3。
国际上关于分月扇舟蛾的报道较多，但对仁
扇舟蛾的研究报道则较少，因其在印度西北部爆
发成 灾，相 关 研 究 多 集 中 在 此 区 域 ( Sangha，
2011; Singh et al．，2012)。国内虽然对仁扇舟蛾
的研究较多，但多被误认为是分月扇舟蛾，未曾
提出仁扇舟蛾这一名称。分月扇舟蛾与仁扇舟
蛾的分布区域有重叠，在长江流域，包括江苏、安
001
第 1 期 刘 群等: 分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的形态学和生物学区别及其进化关系
图 3 扇舟蛾属昆虫 COⅠ基因部分序列比对
Fig． 3 Alignment of partial COⅠ gene sequences of
insects in Clostera
图 4 基于 COⅠ部分序列的 8 种扇舟蛾 NJ 和 ML 树
Fig． 4 Neighbor joining tree and maximum likely-hood
tree based on eight moths of Clostera
各分支上的数字为 bootstrap 1 000 次循环的自举检验值。
Numbers marked on the branches stand for the bootstrap testing
values of 1 000 replications．
徽、江西、上海等地可同时发现分月扇舟蛾与仁扇舟
蛾的危害，且仁扇舟蛾是优势种，分月扇舟蛾则多在
我国北部为害。
形态上，分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的区别在幼虫
期明显不同; 成虫除外生殖器有差别外，外部特
表 3 分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的主要形态区别
Tab． 3 Morphological differences between C． anstomosis and C． restitura
分月扇舟蛾
C． anstomosis
仁扇舟蛾
C． restitura
雄性外生殖器
Male genitalia
上爪形突粗长，圆柱形; 爪形突细长
Long strong upper uncus is cylindrical; uncus is slender
上爪形突宽短，扁桃形; 爪形突短小
Broad short upper uncus is amygdaline; uncus is small
雌性外生殖器
Female genitalia
后表皮突比前表皮突细长; 前阴片端缘呈深弧缺刻; 囊
导管粗长，前半段扭曲; 囊突大，近圆形
The posterior apophysis is slenderer than the front apophysis;
the apical of lamella antevaginalis is in a shape of deep arc
incision; the ductus bursae is thick and long，with the first
half distorting; the signum is big，near round
后表皮突和前表皮突均短; 前阴片缺环形; 囊导管细短，不扭
曲; 囊突小，横条形
Both the posterior and front apophysis are short; lamella
antevaginalis is penellipse; the ductus bursae is thin and short，not
distorting; the signum is small，with a shape of horizontal bar
卵
Egg
卵成堆状排列，每一卵堆含卵 50 ～ 120 粒; 圆形; 直径约
0. 6 mm，竖径约 0. 5 mm
The eggs are arranged in piles，with 50 to 120 eggs each pile;
round shape; the transverse diameter is about 0. 6 mm，the
vertical diameter is about 0. 5 mm
卵成片状单层排列，每片卵数量不等; 馒头形; 直径约 0. 8 mm，
竖径约 0. 6 mm
The eggs are arranged in platy single layer，with different amount
every flake; steamed bread shape; the transverse diameter is about
0. 8 mm，the vertical diameter is about 0. 6 mm
幼虫
Larva
老熟幼虫长 35 ～ 40 mm; 头黑色具淡褐色毛; 体红褐色，
被淡褐色毛; 中、后胸和腹部第 2 节背部各有红色瘤状突
起 2 个; 第 1，8 腹节背面各有 1 大黑瘤; 其他腹部各节有
白色圆点 1 对
The mature larva is 35 to 40 mm long; the head is black with
light brown hair; the body is reddish， covered with light
brown hair; two red strumaes exist on the 2nd segment of the
mesothorax，metathorax and abdomen; one big black strumae
appears on the back of 1st and 8th abdominal segment; a pair
of white blot position on the other segments
老熟幼虫长 28 ～ 32 mm; 头灰色具黑色斑点; 体灰色至淡红褐
色，被淡黄色毛; 中、后胸背部各有白色瘤状突起 2 个，腹部第
2，3 节背部各有黑色瘤状突起 2 个; 第 1，8 腹节背面各有 1 杏
黄色大瘤; 其他腹部各节有白色突起 1 对
The mature larva is 28 to 32 mm long; the head is grey with black
blots; the body is grey to light reddish，covered with light yellow
hair; two white strumaes exists on mesothorax and metathorax; one
big apricot strumae appears on the back of 1st and 8th abdominal
segment; a pair of white protuberance position on the other segments
蛹
Pupa
蛹红褐色，长 15 ～ 18 mm; 背部有清晰的纹络
The pupae is reddish，15 to 18 mm long; distinct texture exist
on the back
蛹黄褐色，长 10 ～ 15 mm; 背部没有纹络
The pupae is tawny，10 to 15 mm long; no texture exist on the back
101
林 业 科 学 50 卷
征极其相似; 卵期可根据卵的排列状态进行区分，
分月扇舟蛾的卵是成堆状，而仁扇舟蛾卵则是单层
平铺; 蛹期的区别主要是: 分月扇舟蛾蛹的背面具
清晰的纹络，而仁扇舟蛾则无。
二者的生活习性及危害症状均十分相似，但分
月扇舟蛾的生活周期明显长于仁扇舟蛾，世代数少
于仁扇舟蛾。由于分月扇舟蛾的分布范围相对仁扇
舟蛾偏北，故其温度适生范围也低于仁扇舟蛾，前者
为 18 ～ 22 ℃，而后者为 25 ～ 28 ℃。
提取 2 种舟蛾成虫的总 DNA，PCR 扩增出
mtDNA 中 COⅠ基因的部分序列，比对后发现二者
的同一性高达 93%。结合其他已报道的扇舟蛾属
昆虫的 COⅠ基因序列，构建出 NJ 和 ML 系统发育
树，发现分月扇舟蛾和仁扇舟蛾都聚在一个分支，说
明分月扇舟蛾与仁扇舟蛾的亲缘关系非常接近。
同为杨树的重要食叶害虫，分月扇舟蛾与仁扇
舟蛾十分相似，但又有所不同。应根据这些相异之
处加以区分鉴别，并采用不同策略有针对性地进行
防治。
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(责任编辑 朱乾坤)
201
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140116
收稿日期: 2013 － 01 － 25; 修回日期: 2013 － 10 － 24。
基金项目: 国家“十一五”科技支撑计划课题(2006BAD08A12) ; 科技部公益研究项目(2004DIB4J166)。
* 杨忠岐为通讯作者。
利用 3 种寄生性天敌防治锈色粒肩天牛*
王晓红1，2 杨忠岐1 王小艺1 唐艳龙1 张彦龙1
(1．中国林业科学研究院森林生态环境与保护研究所 国家林业局森林保护学重点实验室 北京 100091; 2． 河北联合大学 唐山 063009)
摘 要: 利用白蜡吉丁肿腿蜂和管氏肿腿蜂对锈色粒肩天牛低龄幼虫(1 ～ 3 龄)、花绒寄甲对中老龄幼虫(3 龄
末—老熟幼虫)和蛹进行防治试验。结果表明:林间释放白蜡吉丁肿腿蜂和管氏肿腿蜂在蜂虫数量比为 5∶ 1时，释
放 25 天后锈色粒肩天牛低龄幼虫的平均虫口退减率分别为 14. 84%和 12. 57% ;锈色粒肩天牛中老龄幼虫和蛹期
按天敌与害虫数量 3∶ 1和 10∶ 1的比例分别释放花绒寄甲成虫和卵，释放 30 天后锈色粒肩天牛的平均虫口退减率分
别为 46. 50%和 38. 63% ; 释放花绒寄甲 60 天后平均虫口退减率分别为 60. 00%和 52. 67%。根据解剖释放花绒寄
甲成虫的样木所得到的防治效果调查数据，得出 4 种估测实际寄生率的回归方程，以一元二次函数方程相关系数
最高。在天敌释放后连续 3 年的防治效果调查表明，花绒寄甲对锈色粒肩天牛具有良好的持续防治作用，表明利
用肿腿蜂和花绒寄甲可有效防治锈色粒肩天牛这一重大园林害虫。
关键词: 锈色粒肩天牛; 生物防治; 白蜡吉丁肿腿蜂; 管氏肿腿蜂; 花绒寄甲
中图分类号: S763. 306 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0103 － 06
Biological Control of Apriona swainsoni (Coleoptera: Cerambycidae) by
Applying Three Parasitoid Species
Wang Xiaohong1，2 Yang Zhongqi1 Wang Xiaoyi1 Tang Yanlong1 Zhang Yanlong1
(1 ． Key Laboratory of Forest Protection of State Forestry Administration Research Institute of Forest Ecology，
Environment and Protection，CAF Beijing 100091; 2 ． Hebei United University Tangshan 063009)
Abstract: In this study，three parasitoid insect species were applied for controlling Apriona swainsoni ( Longhorn
beetle) ． Sclerodermus pupariae and S． guani ( Hymenoptera: Bethylidae) were released to A． swainsoni young larvae
(1st － 3rd instar) with a 5∶ 1 ratio，and Dastarcus helophoroides (Coleoptera: Bothrideridae) in A． swainsoni middle-aged
to mature larval and pupal stages． The results showed that the average decline of the young larvae population was by
14. 84% and 12. 57% respectively after releasing S． pupariae and S． guani in 25 days． When releasing adults and eggs of
D． helophoroides with parasitoid-host numbers ratio 3 ∶ 1 and 10 ∶ 1 respectively，the mean decline rate of the longhorn
beetle larvae population was by 46. 50% and 38. 63% in 30 days; and the average decline rate was 60. 00% and 52. 67%
respectively in 60 days． Based on the data of the controlling effects by cutting and splitting the tested trees，four equations
were built to evaluate the actual parasitism rate of D． helophoroides，and among them the quadratic function showed the
highest correlation coefficient． Additionally，an investigation on the sustainable control impact was carried out for three
years after the parasitoids were released and the result showed that D． helophoroides exerted a sustainable control effect on
A． swainsoni． The present study indicates that the three parasitoids could be used to effectively control the longhorn
beetle．
Key words: Apriona swainsoni; biological control; Sclerodermus pupariae; Sclerodermus guani; Dastarcus helophoroides
国槐(Sophora japonica)是我国华北和华中地区
重要的园林绿化树种，但近年来遭受锈色粒肩天牛
( Apriona swainsoni) 的严重危害，造成大量死亡或
处于濒死状态，特别是造成了许多珍贵国槐名木
古树的死亡，而且该害虫的危害程度和发生面积
还在继续加重与扩大，给我国生态环境建设、城市
绿化造成了巨大损失 (刘海军等，2005; 王艳平
等，2006)，因此，有效防治锈色粒肩天牛刻不容
林 业 科 学 50 卷
缓。但由于锈色粒肩天牛在树干内隐蔽性钻蛀生
活的特点，防治十分困难。目前我国防治锈色粒
肩天牛主要是打孔注药、成虫期喷洒化学农药(李
龙臣等，1998; 刘远等，2002 )等，这些措施虽然
可以起到一些作用，但不仅污染了环境，而且防治
效果也不十分理想。
白蜡吉丁肿腿蜂 ( Sclerodermus pupariae) (Yang
et al．，2012)和管氏肿腿蜂(S． guani)是天牛和吉丁
类幼虫的重要天敌，2 种寄生蜂的寄主比较广泛(丘
玲，1999; 程绍传等，2007; 武辉等，2008; 王小艺
等，2010; Yang et al．，2012)。笔者在防治锈色粒肩
天牛的研究中，发现白蜡吉丁肿腿蜂和管氏肿腿蜂
能够寄生该天牛的低龄幼虫，可以作为生物防治该
天牛 低 龄 幼 虫 的 天 敌。花 绒 寄 甲 ( Dastarcus
helophoroides)是锈色粒肩天牛幼虫及蛹期的重要天
敌(萧刚柔，1992)，中国林业科学研究院生物防治
实验室经过 3 年多的调查，已在自然界找到了自然
寄生锈色粒肩天牛的花绒寄甲生物型，而且也解决
了该天敌的大量繁殖技术难题，因此探索该天敌对
锈色粒肩天牛的潜在控制能力，对于更加合理、有效
地利用该天敌以及今后的生产防治实践具有重要意
义。为此，笔者开展了利用天敌昆虫防治锈色粒肩
天牛的试验研究，现将结果报道如下。
1 材料与方法
1. 1 天敌昆虫
室内试验及林间释放的白蜡吉丁肿腿蜂、管氏
肿腿蜂以及花绒寄甲成虫和卵均由中国林业科学研
究院生物防治实验室室内饲养提供。
1. 2 野外试验样地
1. 2. 1 肿腿蜂野外防治试验样地 在河南省濮阳
市区设置肿腿蜂对低龄天牛幼虫的野外防治试验林
地，选择有虫株率达 90% 以上的行道树、公园绿化
树，树龄 10 年以上。每种肿腿蜂分别设 3 块试验
林，白蜡吉丁肿腿蜂处理地编号为处理 1，2，3，管氏
肿腿蜂处理地编号为处理 4，5，6。每试验地调查受
害树不少于 30 株，以不释放肿腿蜂的林地为对照
区。试验林地的选择以居民区、公路或绿地等天然
屏障隔开，以避免由于天敌迁移而影响防治效果。
1. 2. 2 花绒寄甲野外防治试验样地 花绒寄甲对
锈色粒肩天牛中老龄幼虫及蛹的野外防治试验样地
分别设在河南省濮阳市、山东省泰安市、临沂市。试
验林地类型为公园、绿地等的绿化片林以及市区绿
化行道树，树龄 10 年以上且有虫株率 90% 以上的
受害国槐为试验树。相同处理选择生境条件相似、
类型一致的试验林地进行试验。在濮阳市进行花绒
寄甲成虫和卵的防治效果试验，分别设 3 处试验林
地，依次编号为样地 1，2，3，4，5，6，每试验林地受害
树不少于 30 株，且分别设 1 处对照林地; 山东临沂
设试验林地 2 处，对照 1 处; 山东泰安设试验林地 2
处，对照 1 处。试验林地之间有居民区、高速路或绿
地等天然屏障隔开，以避免天敌迁移影响试验效果。
1. 3 天敌释放
释放天敌之前，先调查试验林地及对照区受锈
色粒肩天牛危害的被害木排粪孔的数量。白蜡吉丁
肿腿蜂和管氏肿腿蜂在 2009 年 8 月上旬天牛卵孵
化进入高峰期后至小幼虫开始取食排粪时释放，这
时当年锈色粒肩天牛幼虫基本上处于 1 ～ 3 龄的低
龄幼虫期。按蜂虫数量 5∶ 1的比例释放 2 种肿腿蜂
成虫，将繁殖肿腿蜂的饲养管直接悬挂于树杈隐蔽
处，释放时间在天气晴朗的 16:00—17:00，释放天
敌后 1 个月内不再补充释放。花绒寄甲卵和成虫于
2009 年 5 月中旬锈色粒肩天牛成虫羽化前期进行
释放。释放比例按花绒寄甲成虫与排粪孔数量3∶ 1、
花绒寄甲卵与排粪孔数量 10∶ 1的比例进行释放，释
放 1 次，以后不再补充。花绒寄甲成虫直接释放于
试验林地的树干上，花绒寄甲卵卡用订书器钉在锈
色粒肩天牛排粪孔周围，释放时间在下午16:00—
19:00。
1. 4 效果调查与评价方法
1. 4. 1 锈色粒肩天牛控制效果评价方法 锈色粒
肩天牛每头幼虫一生只有 1 个排粪孔 (刘随存，
2003; 卢希平等，2005)，且排粪孔明显可见，故 1 个
有新鲜虫粪的排粪孔即可统计为 1 头存活的天牛幼
虫。2 种肿腿蜂由于当年孵化的低龄幼虫一般其卵
壳尚在，且排出的粪屑很细，呈浅褐色，容易辨别，可
以直接通过调查释放肿腿蜂前后小幼虫排粪孔数量
以及根据是否继续排粪来统计肿腿蜂的防治效果。
释放花绒寄甲成虫和卵一定时间后，调查排粪
孔数量，此时成虫已经进入羽化期，没有被寄生的老
熟幼虫或蛹就会羽化，并在树干上留下新的羽化孔。
因此，此时天牛的存活数量应该是排粪孔数量和当
年新羽化孔数量之和。在释放 60 天后进行第 2 次
防治效果调查时，早期羽化早的成虫所产的卵部分
已经孵化，这些新孵化的天牛幼虫不包括在释放前
调查的虫口基数范围内，因此在防治效果调查时将
这部分当年低龄幼虫排粪孔数量剔除。
虫口退减率 X = ［( A － α) /A］ × 100%。式
中:X 为虫口退减率;A 为释放天敌前的新鲜排粪孔
总数;α 为释放天敌后继续排粪孔数。
401
第 1 期 王晓红等: 利用 3 种寄生性天敌防治锈色粒肩天牛
校 正 虫 口 减 退 率 =
处理区虫口退减率 － 对照区虫口退减率
1 － 对照区虫口退减率
。虫口校正
退减率即防治效果。
1. 4. 2 花绒寄甲实际寄生率及回归模型的建立
在濮阳市释放花绒寄甲 30 天和 60 天时分别进行
2 次防治效果调查。在释放天敌的样地每处随机
抽取 5 株样树，共 15 株; 对照区随机抽取 3 株，进
行劈树解剖，分别统计天牛幼虫被寄生和存活情
况。第 1 次防治效果调查时(释放天敌 30 天)，新
一代寄甲正处于幼虫期或蛹期，容易区分天牛是
否被寄生(图 1 )。第 2 次防治效果调查时 (释放
天敌 60 天)，早期花绒寄甲幼虫部分已经羽化，天
牛幼虫被取食成空壳，但有骨化程度较高的头壳
和残存的部分表皮留在蛀道中; 而未被寄生的天
牛老熟幼虫或蛹则羽化，树干上留下新的羽化孔。
所以调查的解析木中天牛幼虫总数包括活的天牛
幼虫、被寄生天牛幼虫以及当年新羽化孔数量。
在劈树解剖前，先统计排粪孔数量，与释放花绒寄
甲前所调查的虫口基数来计算排粪孔的退减情
况，而实际寄生率则通过劈树解剖获得。建立以
实际寄生率为自变量、排粪孔退减率为因变量的
回归模型，以此来估测花绒寄甲对锈色粒肩天牛
的寄生情况，所采用的方程有直线方程 y = ax + b，
一元二次函数 y = a + bx + cx2，幂函数 y = axb，指
数函数 ae bx。通过分析比较，找出最优模拟方程
(唐艳龙等，2011)。
1. 4. 3 花绒寄甲对锈色粒肩天牛的持续控制效果
试验地选择行道树、公园绿地。处理地释放花绒寄
甲成虫后不再采取其他防治措施，对照区亦同。此
后每年新一代幼虫孵化之前，调查锈色粒肩天牛排
粪孔数量，统计花绒寄甲释放后对锈色粒肩天牛的
防治效果和持续防治效果。
1. 5 数据的统计分析
SPSS 13. 0 软件检验处理之间的差异显著性，
Excel 2000 进行数据统计分析和作图。
2 结果与分析
2. 1 2 种肿腿蜂对锈色粒肩天牛低龄幼虫的防治
效果
白蜡吉丁肿腿蜂与管氏肿腿蜂对锈色粒肩天牛
低龄幼虫的野外防治效果见表 1。由表 1 可以看
出，释放肿腿蜂的处理林地虫口的增长低于对照区，
说明天敌在一定程度上对锈色粒肩天牛幼虫种群起
到了控制作用。通过计算可知，管氏肿腿蜂对锈色
粒肩天牛幼虫的最低防治效果为 10. 84%，最高为
15. 16%，平均为 12. 57% ;白蜡吉丁肿腿蜂对锈色
粒肩天牛幼虫的最低防治效果为 13. 00%，最高为
16. 93%，平均为 14. 84%。白蜡吉丁肿腿蜂的防治
效果略高于管氏肿腿蜂，但方差分析结果表明，2 种
肿腿蜂的防治效果无显著差异(F = 2. 343 0，df = 1，
5，P = 0. 200 6)。
表 1 释放 2 种肿腿蜂对锈色粒肩天牛低龄幼虫的防治效果(2009 年，河南濮阳)
Tab. 1 Control effect of two species of bethylid released against Apriona swainsoni young larvae in forests
(Puyang，Henan，2009)
天敌种类
Species of
natural enemy
样地编号
Sample
site No．
调查株数
Number
of trees
investigated
释放天敌前平均虫口密度
Mean density of
A． swainsoni larva
population before
natural enemy released
释放天敌后平均虫口密度
Mean density of A． swainsoni
larva population after
natural enemy released
校正虫口退减率
Corrected decline
rate of the pest(% )
白蜡吉丁肿腿蜂
S． pupariae
1 35 7. 7 ± 3. 220 5 8. 3 ± 3. 609 9 13. 00
2 32 10. 3 ± 4. 320 1 10. 6 ± 3. 220 3 16. 93
3 48 8. 6 ± 2. 333 5 9. 1 ± 2. 987 9 14. 59
管氏肿腿蜂
S． guani
4 35 8. 5 ± 4. 130 3 9. 3 ± 2. 091 0 11. 70
5 32 11. 4 ± 2. 170 4 12. 0 ± 3. 426 1 15. 16
6 48 8. 7 ± 3. 621 3 8. 7 ± 2. 921 6 10. 84
对照 CK 32 11. 3 ± 3. 623 2 14. 0 ± 4. 373 6 —
2. 2 林间释放花绒寄甲对锈色粒肩天牛老熟幼虫
及蛹的防治效果
林间释放花绒寄甲成虫和卵对锈色粒肩天牛老
熟幼虫及蛹的防治效果见表 2。释放花绒寄甲成虫
30 天时，林间锈色粒肩天牛排粪孔退减率最高可达
55. 46%，最低为 38. 26%，平均 46. 50% ; 释放 60 天
时，排粪孔退减率最高达 63. 29%，平均达 60. 00%
以上。释放花绒寄甲卵 30 天时，排粪孔退减率最高
达 43. 05%，平均为 38. 63% ; 释放 60 天时，排粪孔
最高退减率达 57. 23%，平均为 52. 67%。野外释放
花绒寄甲成虫对锈色粒肩天牛防治效果优于释放卵
的防治效果。
501
林 业 科 学 50 卷
图 1 花绒寄甲幼虫寄生锈色粒肩天牛幼虫和蛹
Fig． 1 Larva and pupa of A． swainsoni parasitized by D． helophoroides larvae
A: 花绒寄甲幼虫和被它们寄生后取食殆尽的锈色粒肩天牛幼虫尸体 D． helophoroides larvae and the mummy of A． swainsoni larva
comsumed by them; B: 花绒寄甲幼虫寄生在寄主蛹上 D． helophoroides larva parasitizing on pupa of A． swainsoni．
表 2 释放花绒寄甲卵和成虫对锈色粒肩天牛的防治效果(2009 年，河南濮阳)
Tab. 2 Control effect of D． helophoroides eggs and adults released against A． swainsoni in forests(Puyang，Henan，2009)
释放天敌虫态
Stage of D． helophoroides
released
样地编号
Sample site No．
调查株数
Number of
trees investigated
调查时间
Investigation date
平均虫口密度
Mean density
of A． swainsoni
larva population
校正虫口退减率
Corrected decline
rate of the pest(% )
释放成虫
D． helophoroides
adults released
1 40
2 37
3 32
05 － 14 9. 9 —
06 － 13 3. 8 55. 46
07 － 13 2. 9 63. 29
05 － 14 7. 6 —
06 － 13 3. 6 45. 78
07 － 13 2. 4 60. 78
05 － 14 7. 5 —
06 － 13 7. 6 38. 26
07 － 13 7. 1 58. 08
释放卵
D． helophoroides
eggs released
4 32
5 40
6 30
05 － 17 3. 7 —
06 － 16 1. 8 43. 05
07 － 16 1. 2 57. 23
05 － 17 3. 9 —
06 － 16 2. 2 36. 66
07 － 16 1. 3 55. 26
05 － 17 5. 4 —
06 － 16 3. 0 36. 17
07 － 16 2. 2 45. 53
2. 3 花绒寄甲实际寄生率及其估测模型
释放花绒寄甲 30 天和 60 天时通过样木解剖，
统计锈色粒肩天牛实际被寄生数量，得到 4 种数学
模拟方程。林间锈色粒肩天牛排粪孔退减率与实际
寄生率有着较好的拟合关系，经方差检验各方程均
为显著，说明方程可靠。释放天敌 30 天和 60 天的
估测拟合方程中，均以一元二次函数方程的相关系
数最高，说明该拟合模型优于其他模型(表 3)。
表 3 4 种拟合方程的函数表达式和差异显著性
Tab. 3 The function expressions and significant differences
调查时间
Investigation time
函数名称
Function name
函数表达式
Function expression
相关系数
Correlation
coefficient( r)
F
显著水平
Significant
level
释放天敌后第 30 天
30 days after
D． elophoroides
adults released
直线方程 Linear function y = 1. 568 9x － 0. 457 9 0. 782 4 20. 523 1 P ＜ 0. 05
一元二次函数 Linear duality function y = 0. 446 1 － 1. 740 8 x + 2. 942 0 x2 0. 802 6 10. 863 7 P ＜ 0. 05
幂函数 Power function y = 1. 467 8 x2. 233 9 0. 780 6 22. 89 P ＜ 0. 05
指数函数 Exponential function y = 0. 051 5e3. 655 9 x 0. 797 6 22. 724 2 P ＜ 0. 05
释放天敌后第 60 天
60 days after
D． elophoroides
adults released
直线方程 Linear function y = 0. 736 5 x + 0. 030 0 0. 933 9 88. 63 P ＜ 0. 05
一元二次函数 Linear duality function y = －0. 426 2 －0. 461 1 x +0. 853 6 x2 0. 959 0 68. 74 P ＜ 0. 05
幂函数 Power function y = 0. 772 5 x0. 991 5 0. 932 6 86. 84 P ＜ 0. 05
指数函数 Exponential function y = 0. 201 7e1. 381 5 x 0. 952 4 126. 96 P ＜ 0. 05
601
第 1 期 王晓红等: 利用 3 种寄生性天敌防治锈色粒肩天牛
2. 4 花绒寄甲成虫对锈色粒肩天牛的持续防治效果
释放花绒寄甲成虫后其对锈色粒肩天牛的持续
防治效果见表 4。从表 4 可以看出，释放天敌后第 2
年，对锈色粒肩天牛仍有较高的防治作用，第 3 年的
防治效果开始下降，但仍有一定的防治作用，如山东
临沂试验林地释放花绒寄甲成虫第 3 年，仍保持有
44. 60%的虫口退减率，但第 4 年的虫口退减率大幅
降低，防治效果下降。
表 4 花绒寄甲对锈色粒肩天牛的林间持续防治效果
Tab. 4 The sustainable control effect by releasing D． helophoroides adults against A． swainsoni in forest
实验地点
Trial site
处理株数
Number of
trees treated
对照株数
Number of
CK trees
调查时间
Investigation
date
处理地累计
排粪孔数量
Number of frass holes
in treatment area
对照地累计
排粪孔数量
Number of frass
holes in CK area
校正虫口退减率
Corrected
decrease rate
of the pest(% )
山东泰安
Tai’an，
Shandong
27 25
2007 － 08 297 156 —
2008 － 08 284 218 49. 80
2009 － 07 306 262 38. 65
山东临沂
Linyi，
Shandong
36 28
2007 － 08 253 107 —
2008 － 08 286 134 47. 39
2009 － 07 317 242 44. 60
2010 － 07 392 197 15. 84
河南濮阳
Puyang，Henan
30 31
2009 － 05 243 208 —
2010 － 06 228 262 32. 13
3 结论与讨论
锈色粒肩天牛成虫期较长，产卵时间不一致，因
此当年低龄幼虫孵化时间参差不齐，利用白蜡吉丁
肿腿蜂和管氏肿腿蜂林间防治锈色粒肩天牛低龄幼
虫，进行防治效果调查时又有新的或刚孵化的低龄
幼虫，这样会使种群虫口数量增加，如果仅仅通过处
理地的调查数据来计算虫口退减率就会出现负值，
但对照区的种群数量也会增加，因此一对照区虫口
退减率来进行校正，获得的校正虫口退减率作为防
治效果，可以抵消上述问题。
2 种肿腿蜂防治锈色粒肩天牛低龄幼虫的虫口
退减率较低，其原因一方面可能是由于肿腿蜂为广
食性的寄生蜂类，寄主专化性弱，释放后受林间其他
可寄生寄主的影响，降低了对靶标害虫的寄生率;
另一方面，天敌释放至野外后，需要一段时间的定
殖，与周围寄主建立寄生关系，这一过程因天敌种类
而不同; 另外，肿腿蜂个体较小，释放于林间后在较
短时间内受大风、雨水等天气的影响较大，对其存活
和生活力有一定影响，从而影响了寄生率。
利用花绒寄甲防治天牛类蛀干害虫是重要的生
物防治手段之一，但花绒寄甲的寄生率对不同寄主
和区域也有差异 (杨忠岐等，2011; 魏建荣等，
2011; 卢希平等，2011; 唐艳龙等，2012; 秦瑞豪
等，2012)。本研究对锈色粒肩天牛不同虫期采用
不同天敌来控制其危害，以期达到更加有效防治的
目的。
林间释放花绒寄甲成虫和卵对锈色粒肩天牛的
防治试验发现，花绒寄甲释放当年对锈色粒肩天牛
有良好的防治效果，释放成虫的防治效果略好于释
放卵的防治效果。出现这种情况的原因可能是由于
卵在野外受高温、干燥等原因的影响降低了其孵化
率。实验室饲养表明，花绒寄甲初孵幼虫受湿度影
响较大，过于干燥会造成小幼虫的大量死亡。其次
是花绒寄甲初孵幼虫需要经过一定时间的爬行才能
寻找到寄主，在这一过程中，由于能量的消耗或由于
蚂蚁等天敌的捕食可造成部分幼虫死亡。但从成本
上来说，繁育花绒寄甲卵的成本要远低于繁育成虫
的成本，因此，二者结合释放并适当加大卵的比例，
是节省防治成本并确保防治效果的重要途径。本研
究还表明，释放花绒寄甲后的第 2，3 年，其防治效果
随着时间的推移而有所降低。因此，根据林间天敌
种群数量调查的结果，应适时补充释放天敌，以达到
持续防治害虫种群，确保林木的健康生长。
参 考 文 献
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(责任编辑 朱乾坤)
801
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140117
基于分子可操作分类单元的北京地区杨树
内生葡萄座腔菌属真菌多样性*
李如华 严东辉 冯小慧 孙晓明
(中国林业科学研究院森林生态环境与保护研究所 国家林业局森林保护学重点实验室 北京 100091)
摘 要: 树木内生真菌的多样性是树木健康和树木与环境互作的基础，基于分子可操作分类单元的 DNA 条形码
在揭示微生物多样性上起着重要作用。依据 DNA 条形码标准和技术，经由来自公共核酸数据库(NCBI)中葡萄座
腔菌属及其相关属的 ITS 序列有效化以及对杨树皮层组织分离培养真菌 ITS 序列扩增和亲缘关系分析发现，该属
真菌是常见的杨树内生真菌，在北京地区的杨树上存在葡萄座腔菌、红葡萄座腔菌和小葡萄座腔菌 3 个种群，葡萄
座腔菌为优势种群，每个种群内也存在遗传分化。
关键词: 内生真菌; Botryosphaeria; DNA 条形码; 分类; 多样性
中图分类号: S718. 81 文献标识码:A 文章编号:1001 － 7488(2014)01 － 0109 － 07
收稿日期: 2013 － 07 － 09; 修回日期: 2013 － 10 － 14。
基金项目: “十二五”国家高新技术研究和发展计划项目(863) (2012AA101501) ; 引进国际先进林业科学技术计划项目(2013-4-10)。
* 严东辉为通讯作者。
Diversity of Botryosphaeria spp．，as Endophytes in Poplars in Beijing，
Based on Molecular Operational Taxonomic Units
Li Ruhua Yan Donghui Feng Xiaohui Sun Xiaoming
(Key Laboratory of Forest Protection of State Forestry Administration Research Institute of Forest Ecology，
Environment and Protection，CAF Beijing 100091)
Abstract: Diversity of endophytic fungi in trees is a key to tree health and interaction between trees and environment．
Operational taxonomic units based on molecular DNA barconding an important role in disclosing microbiological diversity．
Based on criteria and techniques of DNA barcoding approaches，a validation database on ITS sequences of Botryosphaeria
genus and its related fungi downloaded from public nucleotide databases in NCBI，was constructed for determining the
strains from endophytes in poplars in Beijing area，along with their ITS amplification and phylogenetic relationship
analysis． The results showed that there were three populations of Botryosphaeria species parasitic in poplars as endophytes，
B． dothidea，B． rhodina and B． parva． Strains of each population had genetica diversity． The approaches and results，
presented in this paper，would contribute to a comprehensive understanding endophyte diversity in poplars and promoting
researches on relationships between poplar hosts and Botryosphaeria pathogen as well as poplar canker fungal pathagenesis
and control．
Key words: endophyte; Botryosphaeria; DNA barcoding; classification; diversity
真菌几乎参与了所有地球生态系统的作用过
程，但对其多样性和生态功能的认识还极其缺乏。
保守估计地球上真菌有 100 多万种，而目前命名和
描述的只有 10 万多种 (Hibbett et al．，2013; Cai et
al．，2011; Schoch et al．，2012)。传统的分离培养真
菌方法和依靠形态特征鉴定的技术方法已经不能适
应当今人们对真菌生物多样性及其功能认识的要
求，因而依靠分子标记序列建立的分子可操作分类
单元对认识微生物多样性将发挥越来越重要的作
用，如通过宏基因组学技术，地球上各类环境中的微
生物的多样性得以发现和鉴定(Hibbett et al．，2013;
Buée et al．，2009);但是分子可操作分类单元需要建
立在国际公共核酸数据库(NCBI，EMBL，DDBJ)中
参考序列的正确性和生物学及生态信息可靠性的基
础上 ( Vrlstad et al．，2011; Begerow et al．，2010 )。
近年来发展起来的 DNA 条形码技术为更好地利用
林 业 科 学 50 卷
分子可操作分类单元提供了平台。DNA 条形码旨
在利用适用范围最广的共同引物，在环境组织材料
靶标物种中全体核酸有效提取以及分子标记序列有
效扩增和测序的基础上，利用统一的一段标准化
(450 ～ 800 bp)长度的分子标记序列，借助具有明确
定义的核酸数据库，对物种进行鉴别，因此，DNA 条
形码体系是目前能较完善地识别物种种类多样性的
分子可操作分类单元体系(Hibbett et al．，2013; Cai
et al．，2011; Schoch et al．，2012)。
葡萄座腔菌属(Botryosphaeria)真菌的多个种可
在包括杨 ( Populus )、柳 ( Salix )、榆 ( Ulmus )、槐
(Sophora japonica )、桉 ( Eucalyptus )、苹果 ( Malus
pumila )、 梨 ( Amygdalus )、 樱 桃 ( Cerasus
pseudocerasus)、桃 ( Amygdalus)等涉及 20 多科 300
多种树木上引起树木溃疡病(张星耀等，2003)。虽
然该属内种间以及近缘属种的系统进化发育已有较
为广泛的研究，但目前并未获得理想的种间关系归
属，属内种几经调整和归类，仍然有待于对其系统进
化进行再认识。引起我国杨树溃疡病的葡萄座腔菌
属真 菌 种 类 归 属 名 称 就 有 葡 萄 座 腔 菌 ( B．
dothidea)、茶藨子葡萄座腔菌 (B． ribis)、贝伦格葡
萄座腔菌(B． berengeriana) (张星耀等，2003; 王金
利等，2007)。但 Slippers(2004)等利用形态特征结
合 ITS、EF-1α、β-tubulin 等标记认为贝伦格葡萄座
腔菌是葡萄座腔菌的同型，不建议使用贝伦格葡萄
座腔菌这一名称。另外，该属作为内生菌在生态系
统中占据重要位置，其多态性水平高，空间内横向传
输广，寄主范围可塑性高，从专化性到广谱性都存在
(Slippers et al．，2007)。而国内对其性质的认识还
不足。另外，虽然功能基因如 COI、EF-1a 和 Tubulin
等的序列在一些真菌种类鉴定中是更好的分子标
记，但 核 糖 体 内 部 转 录 间 隔 子 序 列 ( ribosomal
internal transcribed spacer，ITS)的进化速率在绝大多
数真菌种类中表现的种间间隔距离，与当前分类和
鉴定体系表现较为一致，并在新一代测序技术研究
环境样本真菌多样性中得到应用 ( Buée et al．，
2009)。因此，ITS 被国际真菌 DNA 条形码联盟推
荐为真菌的通式性 DNA 条形码 ( Schoch et al．，
2012)。现有的国际核酸数据库中，相关葡萄座腔
菌属真菌 ITS 序列存在很多冗余的、过短的、归属错
误的以及生态信息不可靠等问题。因此，笔者依据
DNA 条形码的标准，在分离培养内生菌以及建立葡
萄座腔菌属可靠国际公共核酸数据库 ITS 序列数据
库的基础上，对北京地区生长的杨树葡萄座腔菌属
内生菌多样性进行研究，旨在利用宏基因组学知识
和技术研究和揭示杨树寄主环境微生物群的生态作
用，促进真菌与杨树寄主互作机制和杨树枝干病害
如溃疡病的控制新策略的进一步研究。
1 材料与方法
1. 1 材料及分离培养
样本材料来自北京地区各区县分布生长的杨树
皮层组织。每区县选样点 2 ～ 3 处，每处样树 3 ～ 5
株。树龄 10 ～ 30 年，树林面积 0. 3 hm2以上，树高
10 ～ 20 m。选取离地 1. 5 ～ 2. 0 m 的高度，用小刀
(每次取样前用 70% 酒精消毒)取健康树皮 2 ～ 4
cm2，放入灭菌褐皮信封中，再放入自封袋中。取下
材料在 8 ～ 24 h 内，放入4 ℃冰箱中，并在 10 天之内
用于分离培养。
将采集的杨树树皮用 75%的酒精擦拭，进行表
面消毒，用灭菌刀切成 3 mm × 3 mm 小块，1. 5%次
氯酸钠浸泡 1 min，无菌水冲洗 3 遍，然后放入 PDA
培养基上。每一样本类型、每一皿中放入 4 块，27
℃倒置培养 3 天。待组织切口部位有菌丝长出时，
用接种针挑取边缘菌丝转接到 PDA 平板上继续培
养，纯化 2 ～ 3 次后得到单一菌种。对于纯化菌株进
行形态观察，包括菌落、菌丝特征等。
1. 2 DNA 提取及 ITS-PCR 扩增
固体培养基上生长旺盛的菌株直接刮取菌丝，
收集放入 1. 5 mL 离心管中，用于 DNA 提取; 或进
行液体发酵培养获得菌丝体，将菌接入液体培养基，
摇床培养 4 天后，过滤收集菌丝，蒸馏水冲洗，晾干，
进行 DNA 提取。DNA 提取，采用试剂盒法(博迈德
公司)，取约 0. 05 g 菌丝，放入 1. 5 mL 离心管中，放
入液氮中，用研磨杵进行研磨，然后按照试剂盒进行
操作。DNA 样经 0. 8%琼脂糖凝胶(含 EB)电泳检
测 DNA，和超微核酸蛋白测定仪 ( Nanodrop ND-
1000)测量 DNA 含量，－ 20 ℃保存备用。
利用真菌通用引物 ITS1 / ITS4 (White et al．，
1990)扩增核糖体内部转录间隔区 ITS1-5. 8S -ITS2
序列。PCR 扩增体系为 25 μL，包括 12. 5 μL 2 ×
Taq plus MasterMix(博迈德公司)、引物( pm·μL － 1 )
各 1 μL、DNA 模板 1 μL、9. 5 μL ddH2O。反应程序
为: 94 ℃预变性 4 min，94 ℃变性 30 s，55. 6 ℃退火
30 s，72 ℃延伸 1 min，31 个循环，最后 72 ℃延伸
4 min。取 5 μL PCR 产物样品，加入 2 μL 的 6 ×
Loading Buffer ，以 MarkerII 或 Marker D2000(天根公
司)为分子量标准，在 2. 2%琼脂糖凝胶(含 EB)中
120 V，电泳 40 ～ 60 min，观察电泳结果。
将 PCR 扩增产物切胶回收、纯化，进行测序(三
011
第 1 期 李如华等: 基于分子可操作分类单元的北京地区杨树内生葡萄座腔菌属真菌多样性
博远志公司)，测序引物和扩增引物相同。
1. 3 杨树皮层葡萄座腔菌属真菌的 DNA 条形码
鉴定
以 Botryosphaeria 和 ITS 为关键检索词，在 NCBI
非冗余公共核酸数据库中，利用 Blastn 工具搜索相
似序列，并以 fasta 格式全部下载至本地。经 ITS 质
量控制，剔除长度不足、含不确定碱基、镶嵌的序列，
调整倒置序列; 以 Botryosphaeria 属名、菌株来源为
公共知名微生物菌库(ATCC、CBS)，相关 DNA 条形
码参考序列由 NCBI 下载后，只留下可靠的来自公
共菌库(ATCC、CBS)和已在同行评审期刊发表的菌
种。所测序列的可操作分子分类单元鉴定依 Blast，
选取符合相似性大于 97%、序列长度比对覆盖率大
于 75%及参考序列中分值最高者进行同源性比较，
通过 Score 和 E-value 值进行判定相似性大小。
利用 MEGA version 5. 21 对 ITS 序列进行系统
发育树构建，分析序列间的亲缘关系(无根)，序列
比对利用 MAFFT 在线工具进行。3 种建树方法
(ML、NJ、MP)均分别用来建树，以互证亲缘关系的
正确性。建树方法中的替代方法采用 Tamura-Nei
模型，Bootsrap1000，结合培养学、形态学特征对试验
菌株进行系统发育分析。
2 结果与分析
2. 1 北京地区杨树内生真菌多样性
对北京地区 13 个区县进行抽样调查，从毛白杨
(Populus tomentosa)，北京杨 ( P． × beijingensis)，银
白杨(P． alba)，美洲黑杨(P． deltoides)，箭杆杨(P．
nigra var． thevestina)，加杨 ( P． × canadensis)，青杨
(P． cathayana)等上共采获 359 块树皮，经在 PDA
培养基上分离培养，获真菌纯化菌株 274 株。菌株
以 ITS 序 列 ( GenBank accession: KF29370-
KF294012)在公共核酸数据库(NCBI)中 Blast，结果
表明北京地区杨树干部皮层的主要内生真菌种类来
自子囊菌的 23 个属和担子菌的 3 个属(裂褶菌属、
肉片齿菌属、叉丝孔菌属)(图 1)，其中，子囊菌中的
葡萄座腔菌属和黑腐皮壳属为主要菌种，分别占
43. 3%和 17. 6%，其次是链格孢属、白座壳菌属、茎
点霉属、白粉寄生孢属、枝孢属、毛二孢菌、新壳梭孢
属等子囊菌属的种类占 1. 0% ～ 8. 0% ; 担子菌中分
离频次最高的种类是裂褶菌属的 Schizophyllum
commune (1. 7% )。
图 1 北京地区杨树内生真菌种类
Fig. 1 Diversity of fungal endophytes on poplars in Beijing area
2. 2 基于 DNA 条形码的葡萄座腔菌属 ITS 数据
库的建立
截止到 2013 年 6 月 30 日，以 Botryosphaeria 和
Internal transcribed spacer 为关键词，从 NCBI 核酸数
据库中下载 2001 条序列。对这些序列进行质量控
制后，有 653 条满足作为 DNA 条形码要求的葡萄座
腔菌属的序列，分属 23 个种(表 1)。这些序列均在
同行评议的国际期刊中发表或来自国际菌库 CBA、
ATCC 的菌株，序列长度大于 450 bp，含 ITS1 和 ITS2
全长序列，其中，序列号百条以上的有葡萄座腔菌
(299 个)和红葡萄座腔菌(101 个)，10 条以上序列
号的有茶藨子葡萄座腔菌、小葡萄座腔菌 B．
australis、B． iberica、B． corticola、B． lutea、B． obtusa、
B． stevensii，其余种的序列号的条数均小于 10 条，
尤 其 是 B． laricina、B． mamane、B． populi、B．
vaccinii，目前均只有 1 条。数据库目前由笔者本地
保存。
111
林 业 科 学 50 卷
表 1 DNA 条形码葡萄座腔属 ITS 参考数据库构成种类及其序列数量
Tab. 1 Species and sequence number to the referened Botryosphaeria ITS database for DNA barcoding
种
Species
序列数量
Number of sequence
种
Species
序列数量
Number of sequence
种
Species
序列数量
Number of sequence
葡萄座腔菌 B． dothidea 299 茶藨子葡萄座腔菌 B． ribis 19 B． protearum 2
红葡萄座腔菌 B． rhodina 101 B． stevensii 11 B． quercuum 2
小葡萄座腔菌 B． parva 47 B． eucalyptorum 6 B． tsugae 2
B． obtusa 45 B． corticis 5 B． laricina 1
B． australis 31 B． sarmentorum 5 B． mamane 1
B． iberica 23 B． eucalypticola 4 B． populi 1
B． corticola 19 B． agaves 2 B． vaccinii 1
B． lutea 19 B． fusispora 2
2. 3 北京地区杨树内生真菌葡萄座腔菌属真菌的
分子可操作分类单元鉴定
在北京 274 个菌株中，通过 NCBI 初步的 Blast
比对，有 118 条归属在葡萄座腔菌属及其相关小穴
壳属(Dothiorella)、新壳梭孢菌属、毛二孢菌属中，这
118 条序列经过与上述数据库比对，可以明确地分
别归于葡萄座腔菌、小葡萄座腔菌、红葡萄座腔菌中
(表 2)，且绝大多数是葡萄座腔菌(占 92. 0% )，小
葡萄座腔菌和红葡萄座腔菌分别有 6，4 个菌株，分
别占 5. 0%和 3. 0%。这些葡萄座腔菌属真菌菌株
与数据库中这 3 种菌的相关参考序列的比对参数及
参考序列信息(Accession ID 和菌株)见表 2。这些
序列符合 DNA 条形码种的确定标准，序列一致性 ＞
98%，序列比对覆盖度 ＞ 75%。
表 2 北京地区杨树葡萄座腔菌属内生真菌 ITS 序列在数据库中的同源参考种及其参数
Tab. 2 Referred species and criteria in database for Botryosphaeria spp． on poplars from Beijing area
参照种
Referance species
百分比
Percent(%)
序列号
Accession ID
序列数量
Sequence number
菌株
Strain
分值
Score
E 值
E-value
一致性
Identity(% )
序列覆盖度
Sequence cover
AB454278. 1 4 1 015 ～ 1 116 0 99 ～ 100 93 ～ 97. 5
JN561088. 1 3 Culture-collection DAR: 81468 880 ～ 985 0 99 ～ 100 76. 5 ～ 95. 5
EU860384. 1 75 Isolate UY1065 995 ～ 1 063 0 98 ～ 100 94 ～ 100
葡萄座腔菌
B． dothidea
92 HQ660460. 1 19 Isolate XNHG-12WR 1 013 ～ 1 078 0 99 ～ 100 93. 7 ～ 99. 2
HQ660462. 1 1 Isolate ZY-713 839 0 99 77. 3
JQ323001. 1 2 Strain zm10-1076 1 045 ～ 1 072 0 99 ～ 100 93. 3
JX096631. 1 4 Isolate Lijiang09 878 ～ 1 033 0 99 93. 4 ～ 97. 5
AM410965. 1 1 1 045 0 99 97. 1
AY259098. 2 1 Strain CBS110301 1 120 0 99 98
小葡萄座腔菌
B． parva
5 DQ356359. 1 1 Strain UCD578Spa 1 015 0 99 94. 5
EU812205. 1 1 Isolate B4. 2-06 1 033 0 99 97. 4
EU938334. 1 2 Isolate CMM1276 1 017 ～ 1 098 0 99 95. 5 ～ 95. 9
EF564147. 1 2 Isolate M114 1 029 ～ 1 041 0 99 97. 6 ～ 98. 4
红葡萄座腔菌
B． rhodina
3 FJ941882. 1 1 Strain PF24 930 0 99 94. 1
EU600925. 1 1 Strain Vc-I2-3-5 924 0 99 96. 1
为验证本结果，从分别归属在 3 个种的北京菌
种样本序列组中，取菌株序列一致性差异最大 (组
中分值 Score 最大和最小)的 2 条(表 3)，即葡萄座
腔菌种组中的 BJ_H28_F11 和 BJ_8_F06_18Q 菌株
系列、小葡萄座腔菌种组中的 BJ_4_G09_1Q 和 BJ_4
_X01 菌株系列、红葡萄座腔菌种组中的 BJ_2_G10_
13Q 和 BJ_1_X03 菌株系列，与所有参考序列即葡萄
座腔菌属的 7 个序列、小葡萄座腔菌属的 5 个序列
和红葡萄座腔菌属的 3 个序列(表 2)进行亲缘关系
系统发育树的构建。
211
第 1 期 李如华等: 基于分子可操作分类单元的北京地区杨树内生葡萄座腔菌属真菌多样性
表 3 用于测试亲缘关系的 6 株北京地区杨树分离株系的比对信息
Tab. 3 Information on isolates from poplar hosts chosed to validate the phylogenetic relationship
分离菌株
Isolates
序列号
Accession ID
参照种
Referance species
参考株系
Referred strain
分值
Score
E 值
E-value
一致性
Identities(% )
序列覆盖度
Sequence cover(% )
BJ_H28_F11 KF293761 葡萄座腔菌 Isolate ZY-713 839 0 99 77. 3
BJ_8_F06_18Q KF294002 B． dothidea Unsigned 1 116 0 99 96. 4
BJ_4_G09_1Q KF293991 小葡萄座腔菌 Strain UCD578Spa 1 015 0 99 94. 5
BJ_4_X01 KF294004 B． parva Strain CBS110301 1 120 0 99 97. 9
BJ_2_G10_13Q KF293981 红葡萄座腔菌 Strain Vc-I2-3-5 924 0 99 96. 1
BJ_1_X03 KF294005 B． rhodina Isolate M114 1 041 0 99 98. 4
图 2 北京地区菌株与 Botryosphaeria ITS 数据库参考菌株的亲缘关系
Fig. 2 Phylogenetical relationship for strains isolated from poplars in Beijing area and referred strains of
Botryosphaeria spp． from INSD database based on ML、NJ，and MP trees
发育树构建结果如图 2 所示:所有参考序列在
3 种建树方法中都显示独自的分支(方框、三角和菱
形标记)，各自的北京样本真菌序列也十分清晰地
分列于各自的参考种序列分支中。
3 结论与讨论
葡萄座腔菌属的真菌是树木常见的内生菌种群
(Slippers et al．，2007)，笔者以一个地区分布的杨树
311
林 业 科 学 50 卷
为采样范围，发现葡萄座腔菌属的真菌在杨树中也
普遍以内生菌存在(图 1)，且至少存在 3 个不同的
种群: 葡萄座腔菌、小葡萄座腔菌和红葡萄座腔菌、
(表 2)，其中，葡萄座腔菌不仅在葡萄座腔菌属的内
生菌中表现为优势种群，在杨树所有内生真菌种群
中也是如此。在很多树木上，如桉树，葡萄座腔菌也
被认为是最主要的优势内生真菌种群( Smith et al．，
2007)。葡萄座腔菌的这种广布性，可能是其成为
常发和常见树木溃疡病菌的基础 ( Slippers et al．，
2007)。这种优势种群以无害生活方式存在于树木
寄主中，最终转变为病原菌的机制非常的不清楚，但
外部环境和发育阶段因素如光和衰老能诱发内生菌
转变为病菌致害(lvarez-Loayza et al．，2011)。杨树
葡萄座腔菌溃疡病的发生与树木水分生理关系密切
(张星耀、骆有庆，2003)，树皮的水分因素应该参与
或调节了该菌从内生无害状态转入寄生有害状态的
转变过程。从北京地区生长的无症状杨树中，
43. 0%的葡萄座腔菌属真菌的分离频次(图 1)及属
内 92. 0%的葡萄座腔菌的比例(表 2)，说明引起我
国杨树葡萄座腔菌属真菌性溃疡的主要病菌葡萄座
腔菌常态下是内生真菌。
利用基于核酸序列的分子可操作分类单元进行
分类能快速了解和掌握真菌多样性(Hibbett et al．，
2013; Cai et al．，2011)，ITS 被建议作为真菌 DNA
条形码的标记序列( Schoch et al．，2012)，并已经在
多种环境的真菌研究中加以运用 ( Buée et al．，
2009)。因为引起病害具有经济上的重要性，鉴定
和鉴别葡萄座腔菌属及相近属种成为病害诊断和防
治的关键，因此，对葡萄座腔菌属及其种之间的系统
发育和分类地位，依据形态和分子标记都进行了较
为广泛的研究 ( Slippers et al．，2007; Smith et al．，
1996; Corus et al．，2006; Phillips et al．，2010)。28S
rDNA 亲缘关系揭示出过去葡萄座腔菌属能分化出
10 个分支，进而被建议拆分为 10 个属(Crous et al．，
2006); 而多分子标记位点的谱系一致性亲缘种鉴
别方法，对葡萄座腔菌属的种内修订起到了积极作
用，之前形态特征和单分子标记区分的一些种类被
合并为葡萄座腔菌( Slippers et al．，2004)。依据这
些进展，葡萄座腔菌属实际上是含有 3 个较早种
(葡萄座腔菌、B． corticis、B． mamane) 以及近年
(2009 年以后、文献未列)发表的一些新种的属，而
与北京杨树内生真菌 ITS 序列高度一致的小葡萄座
腔菌和红葡萄座腔菌分别改为 Neofusicoccum parvum
和 Lasiodiplodia theobromae。虽然如此，从目前核酸
数据库中既有形态特征描述鉴定又有基于 ITS 序列
分子可操作分类单元的葡萄座腔菌属的种类来看，
还有包括葡萄座腔菌、红葡萄座腔菌、小葡萄座腔菌
等在内的 23 个种(或种名)仍在使用(表 1); 再者
葡萄座腔菌属及相关属、种还在不断地调整以及该
属新种不断地被发现。因此，笔者还是依据在 NCBI
中具有详实 ITS 序列和相关生物特征分类信息背景
的葡萄座腔菌属种名作为 ITS 分子可操作分类单元
的参考数据库用于本研究。
据此，北京地区杨树内生菌中含有葡萄座腔菌
属的 3 个种: 葡萄座腔菌、红葡萄座腔菌、小葡萄座
腔菌，且是种内有遗传分化的种群，并且葡萄座腔菌
种群数量占据绝对的优势(表 2、表 3、图 2)，这与我
国杨树葡萄座腔菌属溃疡病的病菌主要是葡萄座腔
菌(贝伦格葡萄座腔菌)的情况一致，但另一病菌茶
藨子葡萄座腔菌(现名 Neofusicoccum ribis) (姜自如
等，2012)在本研究中没有被发现。红葡萄座腔菌
(现名 Lasiodiplodia theobromae)和小葡萄座腔菌(现
名 N． parvum)都是重要的病原真菌 ( Alves et al．，
2008; McDonald et al．，2011)，二者在葡萄溃疡病中
被检测到复合存在(Abreo et al．，2013)。而我国杨
树上没有红葡萄座腔菌引起杨树溃疡病的记载，也
少有小葡萄座腔菌在杨树上引起溃疡病的报道，二
者与葡萄座腔菌一样以内生菌的方式存在于杨树中
(表 3)，是首次记录到有这 2 种病原以内生菌的形
式在杨树上，而且也存在种群遗传分化(表 2)。二
者是否参与或引起杨树溃疡病的发生，葡萄座腔菌
内生菌种群是潜伏的致病种群还是分化有内生与致
病类群以及作为内生菌转变为病原菌的诱发机制都
有待进一步的研究。
参 考 文 献
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(责任编辑 朱乾坤)
511
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140118
收稿日期: 2013 － 01 － 29; 修回日期: 2013 － 10 － 22。
基金项目: 林业公益性行业科研专项(200804002) ;教育部新世纪优秀人才支持计划项目(NOET-10-0278) ;中央高校基本科研业务费专项
(DL09CA15)。
* 金森为通讯作者。
红松针叶床层风影响因子的模拟*
李存宇1，2 金 森1 周 勇1 张吉利3
(1. 东北林业大学林学院 哈尔滨 150040; 2. 黑龙江省森林保护研究所 哈尔滨 150040;
3. 哈尔滨林业机械研究所 哈尔滨 150086)
摘 要: 以红松人工林的针叶为材料，在实验室内根据过去平地无风研究的试验设计，构建不同载量、高度和含
水率的可燃物床层;在各层级风速条件下，共进行 87 次平地点烧试验。结果表明:风速在 0. 9 ～ 4. 6 m·s － 1时，红松
针叶床层的风因子为 1. 24 ～ 14. 51。现有风因子模型对红松均不适用，模型形式与参数合理化后，幂函数形式模型
好于指数函数形式模型，含床层因子的多因子模型好于单因子模型。床层因子中，床层压缩比、含水率对风因子影
响显著，二者的误差降低比例分别为 3. 7% ～ 8. 2%和 2. 9% ～ 5. 4%。床层载量与床层厚度对红松针叶床层风因子
影响不大。以风速和可燃物床层压缩比为预测因子的多因子形式模型能够解释 45. 3%的风因子变差，模型的平均
绝对误差为 1. 727，平均相对误差不超过 28% ; 但分别以压缩比和含水率建立的新的风因子模型，则进一步提高了
模型的精度，平均绝对误差降到 1. 03，平均可解释 75. 6%的风因子变差。
关键词: 风因子; 压缩比; 含水率; 红松
中图分类号: S762 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0116 － 09
A Simulation on Wind Factors of Fuelbed of Korean Pine Needles
Li Cunyu1，2 Jin Sen1 Zhou Yong1 Zhang Jili3
(1. College of Forestry，Northeast Forestry University Harbin 150040; 2. Research Institute of Forest Protection，
Heilongjiang Province Harbin 150040; 3. Harbin Research Institute of Forestry Machinery Harbin 150086)
Abstract: According to an experimental design in our previous study，fuelbeds were constructed with varied fuel
moisture，loading and depth of Korean pine (Pinus koraiensis) needles collected from Korean pine plantations． Totally 87
experimental fires with these fuelbeds were burned in laboratory under different wind conditions． The results showed that
wind factor was in 1. 24 － 14. 51 when wind speed was in 0. 9 － 4. 6 m·s － 1 ． The existing models of wind factor are not
applicable for Korean pine needles． The model parameter rationalization displayed that the power function model was better
than the exponential function model and the multi-sector model was better than the single factor model． Packing ratio and
fuel moisture significantly influenced wind factor and their relative error reduction ratio was from 3. 7% to 8. 2% and
2. 9% to 5. 4%，Respectively． The effect of fuel loading and fuelbed depth on wind factor was not significant． The wind
factor model established with wind speed and packing ratio as predictive variables can account for 45. 3% variance of wind
factor with mean absolute error of 1. 727 and mean relative error less than 28% ． Model accuracies were significantly
improved when established by packing ratio and fuel moisture with MAE of 1. 03 and 75. 6% of variance of wind factor
explained．
Key words: wind factor; packing ratio; moisture; Korean pine
风是对林火行为影响最大的环境因子。风速对
林火蔓延速率的影响一般用风影响因子(简称风因
子)表示，即同样可燃物和环境条件下，有风时的林
火蔓 延 速 率 与 无 风 时 的 林 火 蔓 延 速 率 之 比
(Rothermel，1972)。风因子模型是林火蔓延模型的
重要组成部分，国内外已对风因子进行了大量的研
究 ( Hawley，1926; Byram，1966; Burrows et al．，
1991; Fernandes，2001; 柴瑞海等，1988; 王海晖
第 1 期 李存宇等: 红松针叶床层风影响因子的模拟
等，1994; 唐晓燕等，2002)。Rothermel(1972 ) 研
究了规则可燃物床层的风因子模型。Lindenmuth 等
(1973)发现，只有风速达到 3. 1 m·s － 1以上时，风因
子才会对灌木的林火蔓延速率造成影响; Wolff 等
(1991)给出了风洞与床层宽度对室内点烧的影响
情况; Beer(1993)在风因子模型中提出了阈值风速
的概念; Cheney 等(1998)研究了草原上空不同高
度的 风 速 与 地 表 林 火 蔓 延 速 率 之 间 的 关 系;
Catchpole(1998)在风因子模型中引用了热辐射因
子;Viegas(2002)和 Morandini 等(2001)还研究了坡
度不同时风对林火蔓延速率的影响。
现有的风因子模型可分为单因子模型和多因子
模型。单因子模型仅使用风速作为预测因子，以指
数函数或幂函数形式来描述 ( Sullivan，2009 )，即
φ = a·e bU 或 φ = a·Ub。其中，φ 为风因子，U 为风
速，a，b 为常数。多因子模型不仅使用风速作为自
变量，还加入了可燃物床层因子，如 Rothermel 风因
子模型为: φR = CU
B β
β( )op
－E
。式中，β 为可燃物床
层压缩比，β op 为最适压缩比;对于一种可燃物，C，
B，E，β op 均为常数(Rothermel，1972)。风因子模型
建立的试验条件差异很大，各模型预测结果差异也
很大(Sullivan，2009)，许多模型都是针对某一特定
可燃物建立的，尚无关于风因子的通式性模型，因
此，对于特定可燃物类型的风因子模型的研究还需
深入。
红松(Pinus koraiensis)阔叶混交林是我国东北
原生地带顶级群落。笔者曾开展平地无风条件下红
松针叶床层林火蔓延速率模型的研究 (金森等，
2012)，建立了无风条件下的林火蔓延模型。在此
基础上，笔者对相同红松针叶床层在有风条件下进
行了室内点烧试验，研究风对红松针叶床层林火蔓
延速率的影响。本研究的目的，一是给出常规风速
范围内红松针叶床层风因子的范围;二是检验现有
风因子模型对红松针叶床层的适用性，通过参数拟
合或寻找新的影响因子来建立新的红松针叶床层风
因子模型，以更加适合现有可燃物，进一步提高模型
的准确性。
1 材料与方法
1. 1 材料
试验地点位于东北林业大学帽儿山实验林场，
地理坐标 45°1836. 10″N，127°372. 30″E。属温带
大陆性气候，年平均气温 2. 8 ℃ ; 1 月最冷，日平均
气温 － 18 ～ － 23 ℃，7 月最热，日平均气温 21 ～ 22
℃。年平均降水量 723. 8 mm，雨水多在 6—8 月。
现有植被为采伐后形成的天然次生林，主要乔木树
种有水曲柳 ( Fraxinus mandshurica)、白桦 ( Betula
platyphylla)、胡桃楸 ( Juglans mandshurica)、黄菠萝
( Phellodendron amurense )、 山 杨 ( Populus
davidiana)、樟子松 ( Pinus sylvestris var． mongolica)
等，林下植物以毛榛子 (Corylus mandshurica)、刺五
加 ( Acanthopanax senticosus )、东 北 山 梅 花
(Philadelphus schrenkii)、苔草(Carex sp． )为主。红
松针叶采自林场内老山的红松人工林，采样林分 50
年生，平均胸径 23. 1 cm，平均树高 12. 6 m。地表可
燃物主要是凋落的红松针叶，混有少量的阔叶落叶。
1. 2 点烧试验
试验在林场的点烧实验室进行，时间为当年 7
月初至 9 月中旬。燃烧床长 2 m，宽 1 m，高度与风
洞出风口下沿平齐，整个燃烧床水平固定在风洞气
流的中心位置，燃烧床与风洞保持合理距离，以保障
气流的均匀性。风速在 0. 8 ～ 5. 0 m·s － 1时，风速误
差 ＜ ± 4% ; 在 5. 0 ～ 15. 0 m·s － 1时，风速误差 ＜ ±
1%。模拟研究地区红松可燃物的野外条件，铺设不
同含水率、载量和厚度组合的红松针叶均匀床层，其
中可燃物含水率设 5 个水平(5%，10%，15%，20%，
25% )，载量设 5 个水平(4，5，6，7，8 t·hm － 2 )，可
燃物床层厚度设 4 个水平(3，5，7，9 cm)。含水率、
载量和厚度的组合与平地无风条件下的试验(金森
等，2012)一致，以便计算风因子。可燃物含水率用
烘箱进行调节，风由风洞进行模拟，风速范围控制在
0. 9 ～ 4. 6 m·s － 1之间，相当于林外 2 ～ 5 级风时的地
表风速(马瑞等，2009)。共计点烧 87 次。
将可燃物均匀铺设在燃烧床上，在燃烧床一端
固定有一点火槽，放入酒精后点燃，可迅速形成一条
火线。燃烧床每隔 0. 2 m 设置 1 个 1 m 长的标杆，
用以人工观测蔓延速率与火焰高度，每隔 0. 4 m 安
放 1 个热电偶，用以记录燃烧过程中可燃物床层的
温度变化，通过对其峰值的观测，从而达到辅助观
测林火蔓延速率的目的，在燃烧床的正面与侧面
各架设 1 台摄像机，用以记录试验过程。开启风
洞，待气流稳定后测定燃烧床前后两端风速，点燃
酒精槽，使最初的火头呈一条直线向前蔓延。当
火蔓延过引燃区且达到“似稳态”( quasi-steady
state)时开始记录燃烧时间及火焰高度，采用标杆
法测量林火蔓延速率(崔文彬等，1998; Wotton et
al．，1999; Balbi et al．，1999)。含水率采用高精度
快速水分测定仪 AND-ML50 测定，该仪器测量含
水率在 25%以下的针叶所需时间为 15 ～ 60 s，此
711
林 业 科 学 50 卷
段时间内烘箱仍处于工作状态。在正式铺设前进
行预试验，总结铺设时间对针叶可燃物含水率的
影响，正式铺设时则采用经验估测法，通过反复试
验，考虑相关过程的含水率增加情况，预留一定的
含水率空间，以降低床层含水率误差。采用烘干
称重法测定可燃物载量，在105 ℃ 烘箱中烘 24 h
后测绝干质量。除由风洞的风速计测定风速外，
还在 可 燃 物 床 层 上 方 采 用 手 持 风 速 仪 NK4-
NK4200 进行测定。
1. 3 数据分析
1. 3. 1 风因子计算和统计 通过对 87 次点烧试验
的统计分析，给出红松针叶床层平地有风条件下林
火蔓延速率的基本特征，如均值、中数、最大与最小
值等。根据已开展的平地无风条件下红松针叶床层
的林火蔓延速率(金森等，2012)，用本试验同条件
下有风时的林火蔓延速率除以平地无风时的林火蔓
延速率，得到该风速的实测风因子，给出风因子的基
本统计特征。
1. 3. 2 现有模型适用性分析 Sullivan(2009)对风
因子模型进行了系统综述。本文列出了 6 个主要风
因子模型 (表 1 )，其中，Rothermel 模型 φR = CU
B
β
β( )op
－E
的参数由可燃物属性计算得出:压缩比 β 由
床层密度除以红松针叶绝干颗粒密度 ( ρp = 0. 329
g·cm － 3)计算得出，参数 C，B，E 及最适压缩比 β op由
红松表面积体积比(σ = 4 047 m － 1)计算得出，其中
C = 7. 47exp( － 0. 133σ0. 55 )，B = 0. 025 26σ0. 54，E =
0. 715exp( － 3. 59 × 10 － 4σ)，β op = 3. 348σ
－ 0. 818 9。
对于每个模型，根据本研究的实测风速和可燃
物压缩比，计算风因子预测值，按式(1)和(2)计算
各模型的平均绝对误差(mean absolute error，MAE)
和平均相对误差(mean relative error，MRE)，并对不
同模型的误差进行多重比较(姜凌，2008)，以确定
其差异是否显著。
MAE = 1
n∑
n
i = 1
Yi － Yj ， (1)
MRE = 1
n∑
n
i = 1
Yi － Yj
Yi
× 100%。 (2)
式中: Yi和 Yj分别为本试验计算的风因子值和由上
述模型计算的风因子;n 为点烧次数。
表 1 6 个现有风因子模型基本情况(Sullivan，2009) ①
Tab. 1 Summary of 6 existing wind factor models (Sullivan，2009)
模型
Model
模型文献
Reference
试验条件
Test conditions
可燃物种类
Fuel type
风因子形式
Wind factor form
风速
Wind speed /(m·s － 1 )
Cheney Cheney et al． (1998) 野外 Field 草 Herb e0. 05U 1. 5 ～ 2
Cheney Cheney et al． (1998) 野外 Field 草 Herb U0. 844 1. 5 ～ 2
CALM S Burrows et al． (1991) 野外 Field 乔木 Arbor U2 1. 1 ～ 10
UDTM Fernandes (2001) 野外 Field 灌木 Shrub e0. 092U 0. 28 ～ 7. 5
CALM J Burrows (1999) 室内
Laboratory
落叶与细枝混合物
Mixed leaves and twigs U
2. 22 0 ～ 2. 1
Rotherrmel
Rotherrmel
(1972)
室内
Laboratory 细木条
Wood piece 0. 01U1. 172 β( )0. 01 － 0. 462 1 ～ 5
① U: 风速 Wind speed，m·s － 1 ; β: 可燃物床层压缩比 Packing ratio of fuelbeds．
1. 3. 3 红松针叶床层新风因子预测模型研究 采
用 2 种方法建模。
1) 直接将可燃物床层的压缩比和含水率作为
预测因子进行建模 用实测的风因子对单因子的指
数和幂函数 2 种形式的模型重新进行参数估计以建
立新的单因子模型。Rothermel 模型中包括了可燃
物床层压缩比，因此，本研究直接将压缩比作为影响
因子。对实测风因子与其他可燃物床层因子(可燃
物含水率、床层厚度、载量)进行方差分析(叶红卫
等，2008)，确定对风因子有影响的床层因子。以这
些因子和风速为自变量，通过对实测风因子进行参
数估计，建立新的多因子模型。多因子模型采用加
式和乘式 2 种形式(金森等，2012)。加式为 φw =
b0 + b1 f(U) + b2 f(E) ，乘式为 φw = b0· f(U)·
f(E)，其中，f( x) = a· e bx 或 a· xb ，U 为风速
(m·s － 1)，E 为 方 差 分 析 中 确 定 的 影 响 因 子，
Rothermel 模型包含于乘式模型。按式(1)和(2)计
算上述单因子和多因子模型的误差并进行多重比较
(姜凌，2008)，以确定其差异是否显著。对比含不
同床层因子的风因子模型预测的误差，分析各床层
因子对风因子模型精度的贡献。
2) 分别可以燃物床层的压缩比和含水率建立
分段函数 将点烧数据按压缩比和含水率分成若干
亚样本总体，对每个总体单独建立模型。具体做法
是:将压缩比分为 0. 03 (0. 027 0 ～ 0. 031 5)，0. 04
811
第 1 期 李存宇等: 红松针叶床层风影响因子的模拟
(0. 037 8 ～ 0. 044 1)，0. 05(0. 050 4 ～ 0. 052 5)3 部
分，括号中是实际压缩比范围，因为自然可燃物床层
的压缩比在试验中难以精确控制，不同试验床层间
有些差异，但差异不大。含水率分为 5%，10%，
15%，20%，25% 5 个梯度，由于 0. 04 和 0. 05 压缩比
时 20%，25% 含水率的床层持续燃烧的少，所以最
后共有 11 个亚样本总体。分别以压缩比和含水率
绘制风速和风因子之间的散点图，分析其规律，建立
数学模型，与上同法计算误差。
本文采用 SPSS 18 和 Office 2003 对试验数据进
行统计分析，其中，SPSS 18 用于数据的方差分析与
模型参数拟合，Office 2003 用于模型误差分析。
2 结果与分析
2. 1 有风条件下红松针叶床层林火蔓延速率和风
因子的统计特征
风速区间为 0. 9 ～ 4. 6 m·s － 1，平均值为 2. 33
m·s － 1。红松针叶床层压缩比在 0. 023 ～ 0. 084 之
间。有风条件下红松针叶床层林火蔓延速率范围为
0. 33 ～ 3. 17 m·min － 1，平均为 1. 59 m·min － 1;从
75%区间值看，多数红松针叶点烧试验的林火蔓延
速率小于 2. 0 m·min － 1(表 2)。从图 1 可见，在本试
验的风速范围内，风因子最大为 14. 51，最小为
1. 24，平均风因子值为 7. 28。
表 2 点烧试验和蔓延速率的统计数据①
Tab. 2 Statistics of experimental fires and spread rate
项目 Item
蔓延速率
Rate of spread /
(m·min － 1 )
风速
Wind speed /
(m·s － 1 )
压缩比
Packing
ratio
可燃物含水率
Fuel moisture
content(% )
载量
Fuel loading /
( t·hm － 2 )
床层厚度
Fuel bed
thickness /( cm)
均值 Mean 1. 585 2. 33 0. 037 13 6 6
中数 Median 1. 484 2. 25 0. 032 15 6 6
标准差 Standard deviation 0. 700 0. 81 0. 039 6. 6 1. 4 2. 2
最小值 Minimum 0. 328 0. 9 0. 023 5 4 3
最大值 Maximum 3. 166 4. 6 0. 084 25 8 9
25%区间值 25% Percentile 0. 996 1. 6 0. 027 5 5 3
75%区间值 75% Percentile 2. 039 2. 8 0. 050 20 7 7
①样本数 87 Sampling number is 87．
图 1 风速与对应风因子的关系
Fig. 1 Relationship between wind speed and its wind factor
2. 2 现有模型的适用性分析
图 2 给出了实测的风因子值和 6 个现有风因子
模型(表 1)预测值之间的对比，表 3 给出了这些模
型的误差。从表中可见，现有指数函数形式模型的
预测值都远小于实测值;现有幂函数形式模型适用
性略强，除 Cheney 模型的预测值低于实测值外，
CALM S 模型与 CALM J 模型的预测值与实测值较
相近，而 Rothermel 模型则介于这二者之间。Cheney
的 2 种模型形式与 UDTM 模型误差较大，MAE 都超
过了 5，而其余 3 个模型的 MAE 在 3 左右，且差异
不显著。这表明现有模型对红松针叶床层风因子的
预测误差还很大，相对误差一般在 50% 以上，总体
适用性差。
2. 3 红松针叶床层新风因子预测模型
2. 3. 1 直接将可燃物床层的压缩比和含水率作为
预测因子进行建模 表 4 给出了可燃物载量、厚度
和含水率对风因子影响的方差分析结果。从表中可
见，可燃物含水率对风因子有显著影响，而载量和床
层厚度则对风因子影响不显著。因此，在多因子模
型中，选用的床层因子为可燃物床层压缩比与可燃
物含水率。
表 5 给出了新建的单因子和多因子各种形式的
风因子模型的参数和误差。从表中可见，参数重新
拟合后的 2 个单因子模型和 Rothermel 模型均比现
有模型(表 1 ) 的效果好，MAE 误差降到 2 左右，
MRE 降低到 30% 左右。多因子模型中，尽管其
MAE 和 MRE 比单因子模型低一些，但只有以风速
与压缩比作为影响因子的加式模型的 MAE 与其他
模型显著不同，其他多因子模型并没有显著改善风
因子模型的精度，即无论是指数或幂函数的单因子
模型，还是乘式的多因子模型(含 Rothermel 模型)，
911
林 业 科 学 50 卷
图 2 实测风因子与现有 6 个模型的预测值的比较
Fig. 2 Comparison of observed wind factor and predicted wind factor by six existing models
a． Cheney(指数形式)Cheney(Exponential form) ; b． Cheney(幂形式)Cheney(Power form) ; c． CALMS(幂形式)
CALMS(Power form) ; d． UDTM (指数形式 ) UDTM ( Exponential form) ; e． CALMJ (幂形式 ) CALMJ ( Power
form) ; f． Rothermel 模型 Rothermel model．
表 3 6 个现有模型的风因子预测值与实测值的误差统计①
Tab. 3 Error statistical of predicted and observed values of 6 existing models
误差 Error
Cheney
(U0. 844 )
Cheney
( e0. 05U )
CALM S
(U2 )
UDTM
( e0. 092U )
CALM J
(U2. 22 )
Rothermel
0. 01U1. 172 β( )0. 01 － 0. 462
平均绝对误差 MAE 5. 247 a 6. 150 b 3. 010 c 6. 650 d 2. 895 c 2. 926 c
平均相对误差 MRE 0. 681 0. 807 0. 427 0. 896 0. 436 0. 476
① U: 风速 Wind speed，m·s － 1 ; β: 可燃物床层压缩比 Packing ratio of fuelbeds． 平均绝对误差行中，具有相同上角标的差异不显著。The
same superiors mean no significant difference for MAE．
021
第 1 期 李存宇等: 红松针叶床层风影响因子的模拟
表 4 床层因子对风因子影响的方差分析结果
Tab. 4 Result of ANOVA analysis of
fuelbed factors on wind factor
因子 Factor
平方和
SS
均方
MS
F P
含水率
Moisture content(% )
224. 54 14. 036 1. 695 0. 048 ＜ 0. 05
可燃物载量
Fuel loading /( t·hm － 2 )
36. 939 18. 469 2. 022 0. 139 ＞ 0. 05
可燃物床层厚度
Fuel bed thickness / cm
50. 161 16. 720 1. 840 0. 146 ＞ 0. 05
其误差差异都不显著。但对于加式模型 5，床层压缩比
与含水率对风因子的误差降低比例分别为3. 7% ～
8. 2%，2. 9% ～ 5. 4%。最佳的模型是以风速与压缩
比作为影响因子的加式模型，MAE 在 1. 7 左右，
MRE 低于 30%。
图 3 给出了 2 个单因子模型、一个 Rothermel
形式的多因子和拟合的多因子模型的风因子预测
值和实测值的对比情况。从图中可见，2 个单因子
模型和最佳加式模型在风因子小于 10 时，模型基
本无偏，对于加式模型，略有偏高。但在风速大、
风因子超过 10 时，这 3 个模型预测偏低。这也与
Sullivan(2009)关于风速阈值的研究结果有一定的
相似性，即在低于和高于阈值的 2 个方向应采用
不同的模型。对于本研究，该阈值在 2 ～ 4 m·s － 1。
Rothermel 模型则没有明显显现出这种情况，整体
上预测无偏。
2. 3. 2 分别以可燃物床层的压缩比和含水率建立
模型 图 4 给出了不同压缩比和含水率时风因子和
风速之间的散点图。从图中可见，风速和风因子之
间的关系呈线性或接近线性的关系。因此，可采用
线性和幂函数的形式拟合。表 6 给出了不同压缩比
和含水率时拟合的最好结果。从表中可见，分段拟
合显著提高了模型的精度，MAE 为 1. 03 (最小
0. 279，最大 1. 712)。这也进一步说明，可燃物压缩
比、含水率对风因子具有显著影响。
图 3 实测风因子和新拟合的 4 个模型的预测值的对比
Fig. 3 Comparison of observed wind factor and predicted wind factor by four new models
a．拟合后的指数形式模型 The exponential model of fitting parameters; b．拟合后的幂形式模型 The power model of fitting
parameters． ; c． Rothermel 模型 Rothermel model; d． 风速与压缩比为影响因子的加式模型 Additive model with wind
speed and packing ratio．
121
林 业 科 学 50 卷
表 5 新建风因子模型的参数和误差①
Tab. 5 Parameter and error of new wind factor models
序号
No．
模型方程和参数
Model equation
and parameter
F 检验
F test
显著水平
Significant
level P
调整后决定
系数
Adjusted
determination
coefficient R2
平均绝对误差
MAE
平均相对误差
MRE(% )
1 φw = 3. 062e
0. 327U F(1，85) = 37. 40 ＜ 0. 000 0. 297 2. 181 a 36. 0
2 φw = 3. 456U
0. 818 F(1，85) = 50. 05 ＜ 0. 000 0. 363 2. 086 a 34. 3
3 φw = 2. 233U
0. 843 β0. 272 F(2，84) = 34. 06 ＜ 0. 000 0. 435 1. 910 a 30. 1
4 φw = 2. 533U
0. 795M －0. 150 F(2，84) = 29. 17 ＜ 0. 000 0. 396 2. 025 a 32. 2
5 φw = 194. 977U
0. 027 － 5 367. 546β －7. 986 － 191. 252 0. 453 1. 727 b 27. 7
6 φw = 175. 034U
0. 027 － 8. 078M － 171. 03 0. 397 1. 947 a 30. 2
7 φw = 1. 864U
0. 824 β0. 242·M －0. 111 F(3，83) = 24. 37 ＜ 0. 000 0. 449 1. 905 a 29. 4
8 φw = 1. 969U + 0. 207β － 0. 059M + 2. 156 F(3，83) = 15. 38 ＜ 0. 000 0. 401 1. 920 a 31. 9
① φw : 风因子 Wind factor; U: 风速 Wind speed，m·s
－ 1 ; M: 可燃物含水率 Fuel moisture content，% ; β: 可燃物床层压缩比 Packing ratio of
fuelbed。方程参数由 SPSS 拟合取得 Parameter fitted by SPSS。平均绝对误差列中，具有相同上角标的差异不显著 The same superior mean no
significant difference for MAE，下同 The same below．
表 6 分别以压缩比和含水率建立的风因子模型的参数和误差
Tab. 6 Parameter and error of wind factor models established by packing ratio and mositure content
序号
No．
压缩比
Packing
ratio
含水率
Moisture
content
(% )
模型方程
和参数
Model equation and
parameter
F 检验
F test
显著水平
Significant
level P
调整后决定
系数
Adjusted
determination
coefficient R2
平均绝
对误差
MAE
平均相
对误差
MRE
(% )
1 5 φw = 2. 587U + 1. 84 F(1，6) = 5. 668 ＜ 0. 000 0. 531 1. 712 a 34
2 10 φw = 5. 569U
0. 32 F(1，3) = 9. 937 ＜ 0. 000 0. 832 1. 027 b 14. 4
3 0. 03(0. 027 0 ～ 0. 031 5) 15 φw = 1. 539U
1. 908 F(1，6) = 42. 25 ＜ 0. 000 0. 894 0. 354 d 5. 2
4 20 φw = 1. 641U
1. 075 F(1，11) = 22. 93 ＜ 0. 000 0. 696 1. 385 a 25. 8
5 25 φw = 4. 552U － 3. 077 F(1，8) = 16. 78 ＜ 0. 000 0. 706 1. 22 b 17
6 5 φw = 3. 605U － 0. 402 F(1，6) = 11. 79 ＜ 0. 000 0. 702 1. 268 b 19. 2
7 0. 04(0. 037 8 ～ 0. 044 1) 10 φw = 3. 865U － 0. 625 F(1，3) = 41. 19 ＜ 0. 000 0. 954 0. 279 d 4. 9
8 15 φw = 3. 091U
1. 063 F(1，6) = 16. 29 ＜ 0. 000 0. 765 1. 087 b 15
9 5 φw = 3. 323U
0. 938 F(1，5) = 20. 15 ＜ 0. 000 0. 834 0. 7 c 8. 2
10 0. 05(0. 050 4 ～ 0. 052 5) 10 φw = 4. 219U
0. 696 F(1，9) = 43. 63 ＜ 0. 000 0. 845 0. 633 c 6. 8
11 15 φw = 1. 771U + 1. 975 F(1，5) = 5. 140 ＜ 0. 000 0. 562 1. 677 a 26. 7
3 结论与讨论
当风速在 0. 9 ～ 4. 6 m·s － 1时，红松针叶床层的
风因子值一般在 1. 24 ～ 14. 51 之间，现有模型对红
松针叶床层均不适用，MAE 在 3 以上，最高可达
6. 65; MRE 在 50% 以上，最高可达 90%。将压缩
比、含水率和风速作为预测因子所新建的风因子模
型显著降低了误差，MAE 基本为 2，MRE 为 30%。
单因子模型能够解释 37. 1%的风因子变差，多因子
模型最多能解释 45. 3% 的风因子变差，最小 MAE
1. 7，MRE 27. 7%。但分别以压缩比和含水率建立
的新的风因子模型，则进一步提高了模型的精度，
MAE 降到 1. 03，平均可解释 75. 6%的风因子变差。
可燃物床层压缩比与含水率对风因子有影响，
二者对风因子的的误差降低比例分别为 3. 7% ～
8. 2%，2. 9% ～ 5. 4%，厚度与载量对风因子的影响
则不显著。引入有影响的床层因子可提高模型精
度，但这种改善非常有限，多数模型之间差异不显
著，只有加入可燃物床层压缩比和含水率的加式多
因子模型的误差才显著小于其他新模型，其 MAE 为
1. 7。即使这样，其调整后决定系数 R2均低于 0. 5，
表明其所揭示的关系还不够强。在实际应用中，由
于难以获得野外可燃物的压缩比和含水率数值，且
加入可燃物床层因子的模型精度提高比例不大(绝
对值在 0. 3 水平)，同时考虑到野外点烧的不确定
性，实际应用中可不考虑这些床层因子对风因子加
速的影响，而可直接采用风速的幂函数形式，即表 5
的方程来估计风修正因子的大小，但应对结果持谨
慎态度。
当分段进行模拟时，结果显著降低了模型的误
差，提高了模型的可用性，这进一步证实了可燃物床
层结构对风因子的影响，但也反映了研究中在构建
221
第 1 期 李存宇等: 红松针叶床层风影响因子的模拟
图 4 相同压缩比和含水率条件下风速与风因子的关系
Fig. 4 Relationship between wind speed and wind factor
with same packing ratio and moisture content
压缩比 Packing ratio a. 0. 03; b. 0. 04; c. 0. 05
同质床层结构的重要性，在今后的试验中应研究如
果使可燃物床层保持一致性。但由于在一些梯度
上，如压缩比在 0. 03 和 0. 04 时，对 20% 和 25% 含
水率的床层适用点燃次数不多，今后应增加高含水
率条件下的点烧次数，保证试验设计的正交性和均
衡性，以更有效地揭示可燃物床层对风因子的影响。
在实际应用中，如果有可燃物床层的压缩比和含水
率信息，则采用表 6 方程更有效。
通常认为，可燃物的压缩比越小，同样风速的风
因子越大，这可以从 Rothermel 模型中得到体现。本
研究中风因子在一些模型中与可燃物压缩比呈正相
关，这可能与研究中的压缩比范围有关，本研究中的
压缩比在 0. 023 ～ 0. 084，这远远超过了按 Rothermel
模型计算的最适压缩比(按红松的表面积体积比为
4 047 m － 1计，最适压缩比为 0. 009 9)。因此，这些
压缩比对风因子的衰减作用很大，彼此之间相比可
能较小，其作用可能被含水率的作用所掩盖。风因
子和含水率与压缩比之比的相关系数为 － 0. 27，远
超过了风因子与含水率或风因子与压缩比之间的相
关系数，表明了二者之间可能还存在着一定的交换
作用。因此，对于一些可燃物而言，含水率可能比压
缩比对风因子具有更大的限制作用，这种影响还没
有见诸报道，应深入研究。
本研究的多因子模型中，以风速与压缩比作为
影响因子的加式模型由各因子对风因子的影响相加
而成，为最佳模型，虽优于表 5 中 3 号乘式模型，但
效果有限，实际应用中可使用物理上更容易理解的
乘式模型。但先前开展的平地无风点烧研究所得模
型同样是加式效果更好。加式模型优于乘式模型的
原因还需进一步研究。
在本研究幂函数形式的单因子模型中，幂的数
值与 Cheney 模型相似，与其他研究(Burrows et al．，
1991; Burrows，1999)则差异较大。对于指数函数，
风速前的系数要大于 Cheney 模型 ( Cheney et al．，
1997)和 UDTM 模型( Fernandes，2001)的数值。这
些参数的差异与不同研究试验条件的差异有关:本
研究在室内开展，而现有模型的研究多数是在野外
开展的;此外，现有模型多数都在低风速下开展的
(大都低于 2 m·s － 1)，本研究的风速与 Rothermel 模
型 ( Rothermel，1972 ) 和 UDTM 模型 ( Fernandes，
2001)的风速相近。事实上，本研究与 Rothermel 模
型研究的试验条件最近，差别是本研究采用针叶床
层，而 Rothermel 采用规则的细木条，试验可控性和
可重复性要优于本研究。试验对象和试验环境的差
异是造成参数或适用模型形式不同的主要原因。这
些试验条件相似的模型之间的适用性问题还需进一
步研究。
Rothermel 模型虽然是半物理模型，但具有较强
的适用性，在我国的许多林火模拟中得到了应用
(朱启疆等，1995; 李建微等，2005; 张吉利等，
2012)。但从本研究看，虽然较其他现有模型误差
略小，但仍与实际情况相差很大，说明该模型仍有一
定的局限性，在使用该模型进行模拟时需谨慎，最好
进行本地参数化。
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(责任编辑 朱乾坤)
421
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140119
收稿日期:2013 － 03 － 06 ; 修回日期: 2013 － 06 － 19。
基金项目: 国家杰出青年科学基金项目(30825034)。
* 吕建雄为通讯作者。
基于容积密度计算的 X射线法测定木材含水率分布*
郝晓峰1 吕建雄1 俞昌铭2 蒋佳荔1 江京辉1
(1．中国林业科学研究院木材工业研究所 国家林业局木材科学与技术重点实验室 北京 100091;
2．北京科技大学机械工程学院 北京 100083)
摘 要: 针对 X 射线法计算木材含水率的算法进行理论推导及试验研究。首先，介绍 X 射线法测量木材密度的
基本原理; 其次，引入多孔材料容积密度的概念，量化分析木材各相(细胞壁物质与水)在体积变化情况下的容积
密度，推导出以纤维饱和点为分界线的含水率计算公式; 最后，以杉木为试验材料，利用 X 射线剖面密度仪测量干
燥过程中试样密度的经时变化数据。基于这些密度数据，分别采用 Cai 计算方法与容积密度计算方法计算木材干
燥过程中的含水率分布; 同时，以传统切片法测量的含水率分布为对照组，将三者之间得到的含水率分布进行比
较。结果表明: 在整个含水率范围内，容积密度计算方法计算的含水率与切片法测得的含水率之间无显著性差异;
当含水率在纤维饱和点以上时，Cai 计算方法计算的含水率与切片法测得的含水率之间有显著性差异，当含水率低
于纤维饱和点时，二者之间无显著性差异。试验证明，采用容积密度计算方法得到的含水率更为合理，为运用 X 射
线法测量干燥过程中木材内部的含水率分布提供了一个更为精确的计算方法。
关键词: 容积密度; X 射线法; Cai 计算方法; 切片法; 含水率分布
中图分类号: S781 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0125 － 08
Moisture Content Distribution of Wood via X-Ray Method Based on
the Volume Density
Hao Xiaofeng1 Lü Jianxiong1 Yu Changming2 Jiang Jiali1 Jiang Jinghui1
(1 ． Key Laboratory of Wood Science and Technology of State Forestry Administration Research Institute of Wood Industry，CAF Beijing 100091;
2 ． School of Mechanical Engineering，University of Science and Technology Beijing Beijing 100083)
Abstract: A new algorithm for calculating moisture content (MC) by X-ray scanning was deduced and studied in this
paper． Firstly，the principle of the X-ray measuring wood density was presented． Secondly，the volume density of wood
components(cell wall material and water)under volume change were quantitatively analyzed based on the concept of volume
density in the porous materials． And then the formulas for calculating the MC were deduced with the fiber saturation point
(FSP) as demarcation line． Finally，taking Chinese fir(Cunninghamia lanceolata)as the experimental material，the density
variation with drying time was measured by X-ray scanning during wood drying process． Based on these data，the MC
distribution was calculated by Cai method and volume density method，at the same time，taking slicing method as control
group，the results from this three method were compared． The results showed that there were no significant differences
between volume density method and slicing method in the entire range of MC． When MC was above FSP，the MC distribution
based on Cai method was significantly different with the slicing method，when MC was lower than FSP，there were no
significant differences between these two methods． It was suggested that the volume density method was reasonable，which
could provide an accurate method for calculating MC distribution during wood drying via X-ray scanning method．
Key words: volume density;X-ray scanning method; Cai method; slicing method; moisture content distribution
干燥是木材加工过程中必不可少的一道重要工
序。干燥过程中木材的含水率梯度决定干燥应力，
从而影响干燥质量; 同时，干燥过程本身也是木材
加工利用中能耗最大的工序。因此，无论从技术层
面还是经济层面来说，认识、测量及分析木材干燥过
程中其内部水分分布一直是干燥领域研究的热点问
林 业 科 学 50 卷
题。测量含水率分布的方法有 2 类: 破坏性测试与
无损测试(李坚，2002)。破坏性测试方法常指传统
的分层切片法 (McMillen，1955; Feng et al．，1993;
Wand et al．，1996); 无损测试法包括电阻法( James，
1963)、微波法 ( Dennis et al．，1977; Steele et al．，
2006)和射线法 ( Loos，1961; 1965; Gardner et al．，
1972; Spolek et al．，1981; Cai， 2008; Watanabe
et al．，2008; 李贤军等，2010; 余乐等，2012)等。
分层切片法作为传统的测量木材干燥过程中含
水率分布的方法，可以较为准确地反映木材的含水
率分布，但由于受切片厚度的限制，并不能获得连续
的含水率分布曲线; 此外，由于切片操作较为烦琐，
切片过程中水分散失会产生相应误差。但它作为一
种基本方法，一切新的测试方法是否准确可通过它
来验证。随着新技术的产生，涌现出一些通过无损
测试手段检测木材含水率的方法。
X 射线法是一种无损测试方法。该方法基础理
论较为完备，即基于 X 射线在材料中强度衰减率与材
料密度呈正相关关系，通过测 X 射线透过材料的衰减
求得材料的密度。若能知道木材密度与含水率之间
的关系，则通过测量密度也就间接测量了含水率。然
而，将这一设想用于木材，仍有一些问题。主要原因
是木材作为一种生物质材料，其密度分布不均匀，且
存在各向异性; 此外，当含水率低于纤维饱和点时，
木材体积产生干缩，因此，木材在不同含水率状态下
试样的质量与体积都发生着变化，使木材密度难以确
定，且容易混淆。因此，合理地建立密度与含水率之
间的数学关系，即寻求一种准确的算法，便是 X 射线
法测量木材含水率的关键。Cai(2008)率先推导了以
纤维饱和点为分界线的基于 X 射线密度来计算含水
率的公式。在含水率( W )高于纤维饱和点的计算含
水率公式［W = 100 ρm － ρ( )0 /ρ0］中，混淆了木材试
样体积的变化，式中 ρm 是试样体积未发生干缩时的
单位体积内密度，而 ρ0 是试样绝干体积发生干缩后
的单位体积内密度，二者不在同一体积内比较，计算
出来的含水率比真实值偏低; 而李贤军等(2010)和
余乐等(2012)利用 X 射线法测量含水率的公式( Wnj
=
ρnj L
n
j R
n
j T
n
j － ρ
e
dj L
e
djR
e
djT
e
dj
ρedj L
e
djR
e
djT
e
dj
× 100% )中，n 表示干燥过
程中的不同时刻; e 表示绝干时刻; j 为试样不同位
置; L，R，T 分别对应木材的长、宽与厚的尺寸。计算
含水率时，需要即时测量试样尺寸变化。频繁的测量
过程会增加人为操作误差，进而影响测量结果的
精度。
鉴于此，为了进一步完善利用 X 射线法测量木
材干燥过程中含水率分布的研究，本文引入了多孔
材料容积密度的概念，即将木材视为一种多孔材料，
由固相的细胞壁物质、液相的水和气相组成，而 X
射线测量的木材密度实际上是木材的各相容积密度
之和;并以纤维饱和点为分界线，量化木材各相(固
相的细胞壁物质、液相的水、气相的空气)在体积变
化情况下的容积密度，推导出以容积密度为自变量
的计算含水率公式，为利用 X 射线法测量干燥过程
中木材内部含水率的分布提供一个更高效、便捷的
计算方法，进而为验证干燥过程中传热传质模型提
供一个更为精确的含水率分布试验曲线。
1 原理与算法
1. 1 X 射线法测量密度的基本原理
当 X 射线在穿过厚度为 L 的木质试样过程中，
其强度 I 会被衰减，如图 1 所示。
图 1 X 射线衰减示意
Fig． 1 X-ray attenuation schematic diagram
若材质是均匀的，其强度衰减率，即 X 射线穿
过单位长度其强度的衰减量 dIdx 正比其强度
I，表
示为:
I + d( )I － I
dx
= － λI。 (1)
式中: I 为 X 射线束的强度，单位为 Ci; L 为试样厚
度，也是 X 射线穿过的距离，单位为 m; λ 为线性衰
减系数，单位为 1 /m。式(1)整理后，
dI
I
= － λdx。 (2)
对式(2)两边进行定积分，x = 0，I = I0，x = L，
I = IL 则得
ln
IL
I0
= － λL， (3)
也即
IL
I0
= e －λL。 (4)
621
第 1 期 郝晓峰等: 基于容积密度计算的 X 射线法测定木材含水率分布
实际上 X射线的衰减过程是很复杂的，其衰减是
由吸收、散射及电子对的产生 3 种原因造成的。而其
中，吸收是主要的，若忽略其他因素，则 λ 可称为吸收
系数。而吸收系数 λ 与材料密度 ρ有关，且呈正比，则
λ = μρ。 (5)
将式(5)代入式(4)，得
IL
I0
= e － μρL。 (6)
整理式(6)，将密度 ρ 表示为试样厚度 L，X 射
线穿过试样前与后的强度 I0 与 IL 的显函数如下:
ρ = － 1
μL
ln IL
I( )0 。 (7)
式(7)反映了用 X 射线测量材料密度的基本原理。
1. 2 密度与含水率关系
木材被视为多孔性材料，由细胞壁物质、水分及
空气组合而成，即由固相、液相和气相组成 (俞昌
铭，2011)。对于一块质量为 m 的木材 (固相质量
m s 、液相质量 m l 及气相质量 m g 三者之和)，体积为
VW，其密度 ρ 与各组分的密度的关系为:
ρ = mVW
=
m s
VW
+
m l
VW
+
m g
VW
= ρ s，v + ρ l，v + ρg，v。(8)
式中: ρ s，v，ρ l，v 与 ρg，v 分别为固相、液相与气相的容
积密度，即单位体积木材内所含固相、液相与气相的
质量，单位为 kg·m － 3。容积密度的优点是明确了木
材的物理组成成分，量化了各相的体积内含量，为定
量分析木材干燥传热传质提供数学依据。式(8)表
明木材密度 ρ 是固相、液相及气相容积密度之和。
由于气相质量很少，可忽略，式(8)简化为:
ρ = ρ s，v + ρ l，v。 (9)
木材含水率低于纤维饱和点 ( W fsp )时，体积
VW 会因含水率的减少而产生干缩，即
VW = V0 1 －( )β 。 (10)
式中: V0 是未发生干缩条件下的木材体积; β 为木材
体积干缩率，与含水率有关。在含水率 W ＞ W fsp 时，
木材不发生干缩;而当含水率 W 在 0 ～ W fsp 之间时，
木材的体积干缩率 β 与含水率 W 呈线性关系(Forest
Product Labortary，2010)。若取 W fsp = 0． 3，则
β = 0 W ＞ 30% ;
β = βd 1 －
W
0 ．( )3 0 ≤ W ≤ 30%{ 。 (11)
式中: βd 为最大体积干缩率，即绝干条件下的体积
干缩率。根据式(10)可得
Vd = V0 1 － β( )d 。 (12)
按照木材绝干条件下的密度 ρd 的定义
ρd =
m s
Vd
。 (13)
对于一块木材而言，在任意含水率状态下，其固
相质量 m s 保持不变，而液相质量 m l 发生变化，木材
体积 VW 在含水率 W ≤ 30% 条件下也发生变化，因
此，固相容积密度 ρ s，v 随着体积 VW 的干缩而增大，
ρ s，v 的定义式如下:
ρ s，v =
m s
VW
。 (14)
将式(10)，(12)与式(13)代入式(14)，可得
ρ s，v =
ρd 1 － β( )d
1 － β
。 (15)
木材的含水率按其定义是指木材中水分质量
m l 与相应的绝干木材质量 m s 之比，即
W =
m l
m s
× 100%。 (16)
对于单位体积内的木材而言，含水率为:
W =
ρ － ρ s，v
ρ s，v
× 100%。 (17)
将式(15)代入式(17)，得
W =
ρ 1 －( )β － ρd 1 － β( )d
ρd 1 － β( )d
× 100%。 (18)
当含水率高于纤维饱和点时(W ＞ 30% )，体积
不发生干缩，β = 0，式(18)化为:
W =
ρ － ρd 1 － β( )d
ρd 1 － β( )d
× 100%。 (19)
当含水率低于纤维饱和点时(W≤30% )，体积
发生干缩，β ≠ 0，式(18)化为:
W =
ρ － ρd
ρd － 10βdρ /3 1 － β( )d
× 100%。 (20)
如果已知 ρ 及绝干密度 ρd，则利用式(19)与式
(20)便可计算出木材的含水率。
2 材料与方法
2. 1 试验材料
试 验 材 料 为 人 工 林 杉 木 ( Cunninghamia
lanceolata)，采自湖南省常德市花岩溪林场。在相
同立地条件下采集 5 株树木，树龄为 28 ～ 30 年。从
同一株树木胸径以上截取 1. 2 m 原木段，在原木段
上过髓心锯制尺寸为 1 000 mm ( 长) × 185 mm
(宽) × 45 mm(厚)的径切板，然后沿髓心将径切板
锯解为 1 000 mm(长) × 90 mm(宽) × 45m m(厚)
的试件 2 块，试件初含水率约为 50%。
2. 2 干燥试验
试验设备为干燥箱、德国产 X 射线剖面密度仪
(DENSE-LAB mark3)以及自制切片机等。干燥介质温
度为 75 ℃。用环氧树脂和铝箔密封试件端面和弦切
721
林 业 科 学 50 卷
面，以确保试验过程中试件的水分从径切面蒸发。试
验过程中，从试件上依次截取 6 块试样，试样尺寸为
50 mm(长) × 50 mm(宽) × 45 mm(厚)，如图 2 所示。
测量其尺寸和质量，其中 3 块试样用于 X 射线法，另 3
块用于切片法。用环氧树脂胶密封试件端面后，放回
干燥箱中继续干燥。如此反复，直到试件含水率降低
至 10%左右试验结束。每一次取样后，将 X 射线法及
切片法的试样置于干燥箱中分段烘至绝干。
图 2 试件采样
Fig． 2 Sampling scheme
2. 2. 1 X 射线法 X 射线法如图 3 所示。试样中
任意点密度分布 ρ x，y，( )z 。木材在顺纹理方向即
沿 z 轴方向密度变化很小，假设其均匀，密度数据由
原来的三维降为二维数据 ρ x，( )y 。利用 X 射线剖
面密度仪扫描木材时，线光源从 z = 0 处 xy面沿 z轴
方向入射，木材试样沿 y 轴移动。当线光源沿 z 轴
方向穿过木材试样时，由于 x轴方向上木材密度(早
晚材)是不均匀的，穿透后射线强度 IL 在不同的 x
位置上是不同的，即 IL = IL ( )x 。最终接收到的射
线强度 I
－
L 实际是不同 x 位置上 IL ( )x 的平均值，即
I－ L =
1
B ∫
B
0
IL ( )x dx。 (21)
式中: B 为试样的 x 方向的长度。将式(21)代入式
(7)得
ρ
－ = － 1
μL
ln I
－
L
I( )0 。 (22)
因此，X 射线密度仪扫描的密度是 x 轴方向上的平
均值 ρ
－，即
ρ
－ = 1
B ∫
B
0
ρ( )x dx。 (23)
在材料扫描过程中木材试样沿 y 轴方向移动，
便可得出 y 轴方向的密度分布 ρ
－ ( )y ，也就是
ρ
－ ( )y 是沿 y 方向的一维数组，因此，在计算体积干
缩率时也仅需考虑 y 方向的收缩即可。本文中 βd
取值为 0. 07(吕建雄等，2005)。
在木材干燥过程中，定期取样、扫描，便可得到
对应任意时刻沿 y轴方向上的木材密度分布，即 ρnj，
然后将试样缓慢烘至绝干，重新扫描试样，从而得到
ρ edj，通过下面介绍的计算方法便可得到木材任意时
图 3 X 射线扫描木材示意
Fig． 3 X-ray scanning sample schematic diagram
刻沿 y 轴的含水率分布。
1) 容积密度计算方法 容积密度计算方法是
指利用 X 射线剖面密度仪扫描所得的密度计算含
水率时，采用上述推导的式(19)与式(20)，经过变
换可得
W =
ρ
－ n
j － ρ
－ e
dj 1 － β( )d
ρ edj 1 － β( )d
W ＞ 30% ;(24)
W =
ρ
－ n
j － ρ
－ e
dj
ρ
－ e
dj － 10βd ρ
－ n
j /3 1 － β( )d
W ≤ 30%。(25)
式中: n 表示干燥过程中的不同时刻 ( n = 1，2，
3，…);e 表示绝干时刻; j 为试样在 y 轴上不同位置
j = 1，2，3，…21)。
2) Cai 计算方法 Cai 计算方法是指利用 X 射
线剖面密度仪扫描所得的密度计算含水率时，采用
Cai(2008)文献中推导的计算含水率公式，即
W =
ρ
－ n
j － ρ
－ e
dj
ρ
－ e
dj
× 100 W ＞ 30% ; (26)
W =
ρ
－ n
j － ρ
－ e
dj
ρ
－ e
dj
× 100 × 1
1 －
10 ρ
－ n
j βd
3 ρ
－ e
dj 1 － β( )d
W ≤ 30%。
(27)
821
第 1 期 郝晓峰等: 基于容积密度计算的 X 射线法测定木材含水率分布
这里需要指出的是式(27)整理后可转化为式
(25)，二者是一致的。
2. 2. 2 切片法 试验时，将切片法的试样均匀划
分为 21 层并做好标记，然后用自制切片机进行切
片，依次对切片编号，并对每层切片称重后烘至绝
干，再称其绝干质量，利用式 ( 16 ) 计算其各层含
水率。
图 4 干燥过程中含水率分布趋势
Fig． 4 The trend of MC distribution during drying
3 结果与讨论
各干燥阶段的含水率分布如图 4 所示。当含水
率高于纤维饱和点时，Cai 计算方法的含水率值较
切片法与容积密度计算方法的低; 当含水率低于纤
维饱和点时，Cai 计算方法与容积密度计算方法得
到的含水率值一致。
921
林 业 科 学 50 卷
由图 4 可知，干燥过程中试样水分从芯层向 2
个径面对称移动，即 1 ～ 10 层与 12 ～ 21 层水分移
动速率近似相等，但在不同的含水率计算方法之
间存在差异。因此，选取其中 2，4，6，8，10 层含水
率数据，以切片法为对照组，将容积密度计算方法
与切片法在初始时刻所计算的含水率进行重复测
量数据的方差分析 (方琼英等，2012)，统计结果
见表 1。
表 1 初始时刻分层含水率(切片法与容积密度计算方法)方差分析①
Tab． 1 The ANOVA of layer MC( the volume density method and the slicing method)at initial moments
变异来源
Source of
variation
自由度
df
离均差平方和
Type III sum
of squares
均方
Mean
square
F P
调整概率
Adjusted probability
G － Ge H － Fe
测量含水率方法 MC measurement methods 11． 586 1． 586 0． 072 0． 794
层数 Layer 4 754． 227 188． 557 24． 753 0． 000 0． 000 0． 000
测量含水率方法 ×层数 MC measurement methods × layer 4 38． 667 9． 669 1． 269 0． 298 0． 300 0． 303
①Mauchly’s 球形检验 Mauchly’s test of sphericity: λ = 0 ． 032，χ2 = 29 ． 085，P = 0． 001，G － Ge = 0． 416，H － Fe = 0． 539．
由表 1 可知，在初始时刻，各层之间的含水率差
异有统计学意义，含水率从芯层向表层逐渐减少
(P ＜ 0. 001); 含水率测量方法(容积密度计算方法
与切片法)之间的 P = 0. 794 ＞ 0. 05，说明 2 种含水
率测量方法在层与层(2，4，6，8，10)之间无显著性
差异; 测量方法与分层之间无交互作用 ( P =
0. 300 ＞ 0. 05)。以相同的统计方法分析切片法与容
积密度计算方法在其余干燥阶段数据，见表 2。
表 2 各干燥阶段分层含水率(容积密度计算方法与切片法)方差分析
Tab． 2 The ANOVA of layer MC( the volume density method and the slicing method)during drying stages
变异来源
Source of variation
自由度
df
F P
调整概率
Adjusted probability
G-Ge H-Fe
测量含水率方法 MC measurement methods 1 0. 627 0. 447
3. 5 h 层数 Layer 4 54. 246 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 441 0. 778 0. 610 0. 657
测量含水率方法 MC measurement methods 1 0. 091 0. 769
27 h 层数 Layer 4 48. 481 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 857 0. 498 0. 419 0. 440
测量含水率方法 MC measurement methods 1 0. 131 0. 725
29. 5 h 层数 Layer 4 107. 618 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 303 0. 874 0. 760 0. 829
测量含水率方法 MC measurement methods 1 0. 847 0. 379
33. 5 h 层数 Layer 4 306. 732 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 958 0. 436 0. 387 0. 404
测量含水率方法 MC measurement methods 1 0. 015 0. 907
53 h 层数 Layer 4 135. 012 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 838 0. 511 0. 431 0. 459
测量含水率方法 MC measurement methods 1 1. 874 0. 201
71. 5 h 层数 Layer 4 159. 923 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 1. 922 0. 129 0. 191 0. 186
测量含水率方法 MC measurement methods 1 0. 017 0. 900
82. 5 h 层数 Layer 4 28. 173 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 1. 489 0. 224 0. 253 0. 252
由表 2 可知，在木材干燥各个阶段，切片法与容
积密度法计算所得的分层含水率之间无显著性差异
(P ＞ 0. 05)。说明在整个含水率范围内，容积密度
法计算的含水率分布是准确的。表 3 是切片法与
Cai 计算方法得到分层含水率的方差分析。
从表 3 可知，在 71. 5 h 之前，即含水率高于纤
维饱和点时，Cai 计算方法的分层含水率分布与切
片法的含水率分布之间有显著性差异(P ＜ 0． 05)，
说明 Cai 计算方法在含水率高于纤维饱和点时的计
算结果误差较大; 当含水率低于纤维饱和点时，Cai
计算方法与切片法得到含水率分布无显著性差异
(P ＞ 0． 05)。原因在于: 当含水率高于纤维饱和点
031
第 1 期 郝晓峰等: 基于容积密度计算的 X 射线法测定木材含水率分布
时，含水率计算公式［W = 100 ρm － ρ( )0 /ρ0］中 ρm 是
指木材体积未发生干缩时单位体积内的密度，而 ρ0
是指木材体积发生干缩后的单位体积内密度，二者
对应的木材体积不同，含水率计算值比实际值偏低。
表 3 各干燥阶段分层含水率(Cai 计算方法与切片法)方差分析表
Tab． 3 The ANOVA of layer MC( the Cai method and the slicing method)during drying stages
变异来源
Source of variation
自由度
df
F P
调整概率
Adjusted probability
G-Ge H-Fe
初始时刻 测量含水率方法 MC measurement methods 1 81. 707 0. 000
Initial moment 层数 Layer 4 25. 236 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 1. 006 0. 416 0. 374 0. 389
测量含水率方法 MC measurement methods 1 58. 475 0. 000
3. 5 h 层数 Layer 4 53. 010 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 492 0. 742 0. 577 0. 620
测量含水率方法 MC measurement methods 1 14. 136 0. 004
27 h 层数 Layer 4 47. 588 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 466 0. 761 0. 589 0. 632
测量含水率方法 MC measurement methods 1 26. 722 0. 000
29. 5 h 层数 Layer 4 109. 087 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 265 0. 899 0. 791 0. 859
测量含水率方法 MC measurement methods 1 16. 300 0. 002
33. 5 h 层数 Layer 4 307. 572 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 360 0. 835 0. 674 0. 729
测量含水率方法 MC measurement methods 1 8. 114 0. 021
53 h 层数 Layer 4 139. 594 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 0. 326 0. 858 0. 680 0. 744
测量含水率方法 MC measurement methods 1 1. 887 0. 200
71. 5 h 层数 Layer 4 159. 888 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 1. 913 0. 127 0. 193 0. 187
测量含水率方法 MC measurement methods 1 0. 018 0. 897
82. 5 h 层数 Layer 4 28. 179 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001 ＜ 0. 001
测量含水率方法 × 层数 MC measurement methods × layer 4 1. 487 0. 224 0. 253 0. 253
4 结论
本文分析了 X 射线扫描技术测定密度的基本
原理，基于容积密度的概念量化了木材各相 (细胞
壁物质与水)在体积变化时容积密度的变化，建立
了容积密度与含水率之间的关系，推导出了以纤维
饱和点为分界线的计算含水率公式。以杉木为例验
证了 X 射线法测量干燥过程中含水率分布的可行
性。分别比较了 Cai 计算方法与容积密度计算方法
得到的含水率与切片法测得的含水率分布之间的差
异。结果表明，容积密度计算方法在任意含水率范
围内都能准确计算木材含水率，而 Cai 计算方法仅
在木材含水率低于纤维饱和点时的计算结果较为准
确。因此，容积密度计算方法的提出为运用 X 射线
扫描技术测量木材干燥过程中的含水率分布提供了
一个更加准确的计算方法，进而为建立干燥过程中
传热传质模型提供了更加准确的试验数据，从而为
优化干燥工艺奠定了基础。
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(责任编辑 石红青)
231
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140120
收稿日期: 2013 － 01 － 07; 修回日期: 2013 － 04 － 01。
基金项目: 浙江省院合作林业科技项目“重组竹产业升级关键技术研究”(2011SY01)。
* 于文吉为通讯作者。
1)国家林业局 ． 2012． 2012 年全国林业统计年报分析报告 ．
室外地板用竹基纤维复合材料制备技术*
余养伦1 秦 莉2 于文吉1
(1． 中国林业科学研究院木材工业研究所 北京 100091; 2．国家林业局林产工业规划设计院 北京 100010)
摘 要: 以酚醛树脂为胶黏剂，以毛竹和慈竹为原料，在不去竹青和竹黄的条件下，采用点裂和线裂纤维分离技
术，将半圆竹筒疏解形成由竹纤维束交织而成的网状结构纤维化竹单板，经过热处理、浸胶、热压等工序制造本色
和炭化色室外地板用竹基纤维复合材料，并与室外地板用重组竹的性能进行对比。结果表明: 竹基纤维复合材料
性能优于重组竹，慈竹竹基纤维复合材料的性能优于毛竹; 热处理对吸水厚度膨胀率、防腐和防霉等性能具有改
善作用，对水平剪切强度具有不利影响; 采用纤维化单板，改变了传统重组竹的束状元结构，提高了竹材的利用率
和生产效率，可促进竹材产业升级尤其是丛生竹的工业化利用。
关键词: 纤维化竹单板; 竹基纤维复合材料; 室外地板
中图分类号: TQ321. 5 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0133 － 07
Manufacturing Technology of Bamboo-Based Fiber
Composites Used as Outdoor Flooring
Yu Yanglun1 Qin Li2 Yu Wenji1
(1 ． Research Institute of Wood Industry，CAF Beijing 100091; 2 ． Planning and Design Institute of Forest Products Industry，
State Forestry Administration Beijing 100010)
Abstract: The untreated and thermo-treated Phyllostachys edulis and Bambusa emeiensis bamboo fibrous veneer，which made
with the dotted and / or linear shaped fiber separation technology on the semicircular bamboo tube，were reconstructed to form
bamboo-based fiber composites with phenolic-formaldehyde adhesive． The physical and decay resistance properties were
evaluated，and compared with the traditional bamboo bundle scrimber． The results showed that: Bamboo-based fiber composites
showed superior performance than that of bamboo bundle scrimber． Bamboo-based fiber composites made from Bambusa emeiensis
had better performances than that made from Phyllostachys edulis． Thermo-treatment would improve the properties of thickness
swell，mould proof and so on，but decrease the horizontal shear strength． The bamboo fibrous veneer composed of interlaced
fiber bundle was manufactured directly from semicircular bamboo tube without special removing the outer and inner layer of
bamboo． The process was easier and the production efficiency was higher compared with traditional bamboo bundle．
Key words: bamboo fibrous veneer; bamboo-based fiber composites; outdoor flooring
竹地板由天然可再生的竹材加工而成，具有独
特的质感和纹理，深受人们喜爱，2012 年我国竹地
板产量达到 0. 49 亿 m2，约占地板产量的 8. 11% 1)。
目前，我国的竹地板包括竹集成材地板和重组竹地
板两大类，主要用于室内(邓金龙等，2010; 齐爱华
等，2009; Lee et al．，2003; 于文吉，2011; 2012)。
竹集成材地板由于利用率低和成本高等问题，其产
量逐年减少 (邓金龙等，2010; 齐爱华等，2009);
重组竹凭借良好的物理力学性能和较高的利用率，
已经成为我国竹产业最具有发展潜力的优势产业之
一，经过近 10 年的发展，重组竹地板的产能超过了
竹集成材地板(于文吉，2011; 2012)。鉴于重组竹
良好的性能和环境特性，目前已在国内外引起了关
注，许多企业正在尝试生产室外用重组竹地板，作为
阳台、庭院、公园、海滨、广场、旅游景区、凉亭、体育
馆等室外场所的铺地材料。
虽然我国重组竹产业化取得了突破性进展，但
是，目前的室外地板用重组竹仍然存在很多质量及
性能缺陷，在室外经过几个月的日照、风吹、雨淋后，
林 业 科 学 50 卷
会出现开裂、跳丝等现象，甚至发生炸裂，为此，经常
会发生退货、索赔、贸易纠纷等事情。为了提高产品
质量，部分户外重组竹生产企业采用 180 ℃以上的
高温对竹束进行处理或采用高达 18% 的浸胶量来
提高产品的尺寸稳定性，过高的温度处理不仅导致
产品的力学性能大幅度降低、能耗升高、生产成本提
高，而且在热处理过程中竹束的质量损失率达到
10% ～ 20%，产生的废气、废液会对环境造成一定的
污染; 浸胶量的增加，意味着成本的增加，即使这样
的工艺，产品的质量仍然无法保证(于文吉，2011;
于文吉等，2013)。因此采用新的技术提升和改善
重组竹产品质量已经成为当务之急。
本 文 拟 以 酚 醛 树 脂 为 胶 黏 剂，以 毛 竹
(Phyllostachys edulis)和慈竹(Bambusa emeiensis)为
原料，在不去竹青和竹黄的条件下，采用点裂和线裂
纤维分离技术，将半圆竹筒疏解形成由竹纤维束组
成的网状结构的纤维化竹单板。经过热处理、浸胶、
热压等工序制造本色和炭化色室外地板用竹基纤维
复合材料，并与室外地板用重组竹的性能进行了对
比，以期为开发室外地板用竹基纤维复合材料工业
化生产提供借鉴和参考。
1 材料与方法
1. 1 试验材料
慈竹，产自四川洪雅，竹龄 3 ～ 4 年，胸径 50 ～
60 mm，竹壁厚度 4 ～ 5 mm。毛竹，产自安徽广德，
竹龄 4 ～ 5 年，胸径 80 ～ 100 mm，竹壁厚度 8 ～
12 mm。
浸渍用低分子质量酚醛树脂( PF)胶: 北京太
尔化工有限公司生产，固体含量 45. 59%，黏度
36 mPa·s，pH 值 10 ～ 11，水溶倍数 7 ～ 8 倍。
1. 2 工艺流程
室外地板用竹基纤维复合材料制造工艺流程
如下:
竹材 →
锯截
竹筒 →
剖分
半圆竹筒 →
纤维定向分离
竹
纤维化单板 →
热处理
炭化单板 →
干燥
干单板 →
浸胶
带胶
单板 →
干燥
带胶干单板 →
组坯
板坯 →
热压
室外用竹基纤维
复合材料。
室外地板用重组竹制造工艺流程如下:
竹材 →
锯截
竹筒 →
剖分
竹条 →
去青去黄
竹片 →
疏解
竹束 →
干燥
干竹束 →
炭化
炭化竹束 →
浸胶
带胶竹束 →
干燥
带胶干竹束 →
组坯
板坯 →
热压
室外地板用重组竹。
1. 2. 1 单元制备 1) 纤维定向分离 将毛竹和慈
竹锯截成 2 600 mm 长的竹筒，经剖竹机剖成 2 个半
圆竹筒，通过专用设备将半圆竹筒展平，同时在展平
的半圆竹筒上、下表面及其竹壁上(包括竹青、竹黄)
产生纵向裂纹，由裂纹之间的纤维束和纵向裂纹交织
形成纤维化竹单板。在疏解过程中，竹青和竹黄表面
的蜡质层和硅质层在疏解辊的作用下，产生松动、破
坏和脱落，以改善竹青和竹黄的胶合性能。
2) 竹束制备 将毛竹锯截成 2 600 mm 长的竹
筒，经剖竹机剖成 8 片竹片，采用粗刨机将表面的竹
青和竹黄去除，将竹条通过普通疏解机进行疏解形
成竹束。
1. 2. 2 热处理 生产炭化色竹基纤维复合材料时，
需要对疏解后的纤维化竹单板和竹束进行热处理，
即将疏解后湿的纤维化竹单板和竹束送入压力罐
中，缓慢打开进气阀，打开排气阀，等待排气阀不再
排水或少量排水时，关闭排气阀，待压力罐内的蒸汽
压达到 0. 3 MPa，关闭进气阀，保持少量的蒸汽，使
炉内的气压保持在 0. 3 MPa(130 ～ 135 ℃ )，并持续
30 min; 打开排气阀，使炉内的水蒸气排除，关闭排
气阀，打开进气阀，打开上排气阀，使炉内的水蒸气
充分循环，关闭上排气阀，使压力罐内的气压保持在
0. 3 MPa(130 ～ 135 ℃ )，并持续 120 min; 之后，打
开炉门，将纤维化竹单板和竹束取出。
1. 2. 3 干燥 将热处理和未处理的湿纤维化竹单
板和竹束放入干燥窑中进行干燥，干燥温度为 85 ～
90 ℃，干燥后的终含水率控制在 6% ～ 7%之间。
1. 2. 4 浸胶 为了使胶黏剂分布更加均匀，采用浸
渍施胶方法。浸胶量可通过固含量、浸胶时间和淋
胶时间来控制。根据预试验，固含量为 18%，浸胶
时间为 5 min，通过控制淋胶时间将浸胶量控制在
12% ～ 13%之间，竹束、毛竹和慈竹纤维化单板淋胶
时间分别为 3，5 和 7 min。
1. 2. 5 干燥 将带胶的湿纤维化竹单板和竹束放
入网带干燥机中进行干燥，干燥温度为 70 ℃，干燥
后的终含水率控制在 11% ～ 12%之间。
1. 2. 6 铺装 采用手工铺装，为了减少瓦状变形，
采用对称铺装，按照预设的密度称取纤维化竹单板
和竹束，将纤维化竹单板的竹黄面朝向中芯层，竹青
面朝外均匀地铺装在铺装台上，形成长、宽、厚为
2 600 mm × 1 300 mm × (85 ～ 90)mm 均匀、松散的
带状板坯。
1. 2. 7 成型 采用“冷进冷出”工艺，进料时，热压
板温度为 55 ～ 60 ℃ ; 保压时，热压温度为 135 ～
140 ℃，热压压力 3. 5 ～ 4. 0 MPa，保温保压时间
1. 5 min·mm － 1; 卸板时，热压板温度为 55 ～ 60 ℃，
431
第 1 期 余养伦等: 室外地板用竹基纤维复合材料制备技术
板材的厚度为 22 mm。
将上述板坯在空气中平衡 1 周后，经裁边、砂光
形成 2 440 mm × 1 220 mm × 20 mm 的室外用竹基
纤维复合材料和重组竹。
1. 3 性能测试
密度、含水率(MC)、吸水厚度膨胀率( TS)、吸
水宽度膨胀率(WS)、水平剪切强度(HSS)按照国标
《重组竹地板》(GB /T30364—2013)标准中室外重
组竹地板规定进行测试。其中，TS，WS 和 HSS 试件
处理方式如下: 首先将试件放入(100 ± 2) ℃的沸
水中煮 4 h，然后将试件取出，再分开平放在(63 ±
3) ℃的干燥箱中干燥 20 h，从干燥箱中取出后再放
入(100 ± 2) ℃的沸水中煮 4 h; 防腐性能按 GB /T
13942. 1 中的规定进行，用白腐菌为黄孢原毛平革
菌(Phanerochaete chrysosporium)和褐腐菌为密粘褶
菌(Gloeophyllum trabeum)来评价耐腐性能; 防霉性
能按 GB /T 18261 的规定进行; 霉菌用哈慈木霉
( Trichoderma harzianum )、产 紫 青 霉 ( Penicillium
purpurogenum) 和烟曲霉 (Aspergillus fumigatus)3 种
菌来评价板材的防霉性能; 蓝变菌用可可球二孢
(Botrydiplodia theobromae )来评价抗变色性能。
2 结果与讨论
2. 1 纤维化竹单板和竹束单元形态
纤维化竹单板和竹束单元形态参数和利用率如
表 1 所示。从表 1 可以看出，纤维化竹单板最大宽
度达到 350 mm，与竹束相比，毛竹和慈竹纤维化竹
单板平均宽度增加了 11 倍和 4. 5 倍，纤维束直径
分别减小了 46. 55%和 59. 05%，利用率达到 92%
和 95%，提高了 40% 左右。竹材是一种天然生物
质材料，包含竹青、竹黄和竹肉 3 部分，竹青和竹
黄表面含有难以胶合的蜡质层和硅质层 ( Jiang，
2007) ; 竹肉主要由纤维、导管和薄壁细胞组成，
其中，强度大、性能高的竹纤维被包埋在基本组织
和导管之间，难以分离(Okubo et al．，2004)。传统
的工艺是将竹青和竹黄去除，简单疏解，形成竹束
(图 1a)，这种工艺生产效率和利用率低，产品的质
量难以提高。本研究根据竹材维管束中纤维、导
管和基本组织中薄壁细胞的细胞壁承载能力发明
了点裂和线裂纤维分离技术，通过切割、劈裂和挤
压对竹材中纤维、导管和薄壁细胞进行了有效分
离，将竹材分离成 1 ～ 5 个维管束和若干个基本组
织组成的纤维束，形成纵向不断、横向交织的网状
纤维化竹单板(图 1b)。通过这样的工艺处理，使
竹材表面难以胶合的蜡质层和硅质层得到有效破
坏，增加了竹青和竹黄的渗透性和湿润性，达到不
需要特别去除竹青和竹黄的目的，简化了生产工
序，生产效率提高 5 倍以上; 使竹肉各组分得到有
效分离，改善了竹材渗透性，有利于提高施胶的均
匀性，从而改善产品的性能。
表 1 纤维化竹单板与竹束形态①
Tab． 1 The morphological characteristic of bamboo fibrous veneer and bamboo bundle
指标 Index
竹种
Bamboo species
宽度
Width /mm
厚度
Thickness /mm
纤维束直径
Diameter of bamboo
fiber bundle /mm
利用率
Utilization rate (% )
竹束 Bamboo bundle 毛竹 Phyllostachys edulis 20 ～ 30(23) 8 ～ 10(8. 32) 2 ～ 3(2. 32) 50 ～ 55
纤维化竹单板
Bamboo fibrous veneer
毛竹 Phyllostachys edulis 250 ～ 350(280) 10 ～ 12(10. 95) 1. 05 ～ 1. 72(1. 24) 92
慈竹 Bambusa emeiensis 120 ～ 150(127) 2 ～ 3(2. 52) 0. 80 ～ 1. 40(0. 95) 95
①括号内为平均值。Numbers in parentheses were mean value．
图 1 毛竹竹束和纤维化竹单板形貌
Fig． 1 The morphology of bamboo bundle and bamboo fibrous veneer
531
林 业 科 学 50 卷
2. 2 物理力学性能
竹基纤维复合材料和重组竹的密度、含水率、水
平剪切强度、吸水厚度膨胀率和吸水宽度膨胀率如
表 2 所示。
2. 2. 1 密度 竹基纤维复合材料和重组竹的密度
和密度偏差均能达到《重组竹地板》国家标准的室
外等级要求。竹基纤维复合材料的密度偏差比重组
竹小，密度更加均匀，慈竹竹基纤维复合材料比毛竹
更均匀，本色和炭化色无明显差异。
2. 2. 2 含水率 经过平衡处理后，竹基纤维复合材
料和重组竹的含水率均能达到《重组竹地板》国家
标准的室外等级要求，平衡后的含水率相差不大，其
偏差在 1. 0%之内。竹基纤维复合材料的含水率略
低于重组竹，毛竹高于慈竹，本色高于炭化色。
2. 2. 3 水平剪切强度 与重组竹相比，竹基纤维复
合材料的水平剪切强度明显改善，达到《重组竹地
板》国家标准的室外等级优等品的性能指标要求。
本色和炭化色的毛竹竹基纤维复合材料比重组竹分
别提高 97. 08%和 103. 31% ; 本色慈竹竹基纤维复
合材料与毛竹相当，仅相差 1. 24%，炭化色慈竹竹
基纤维复合材料比毛竹高 9. 25% ; 经过热处理后，
重组竹、毛竹和慈竹竹基纤维复合材料水平剪切强
度分别减小了 26. 05%，23. 71%和 17. 68%，热处理
对水平剪切强度具有不利影响。
2. 2. 4 吸水厚度膨胀率 与重组竹相比，竹基纤维
复合材料吸水厚度膨胀率大幅度改善，慈竹和毛竹
竹基纤维复合材料的吸水厚度膨胀率均达到《重组
竹地板》国家标准的室外优等和合格品的性能指标
要求。经过热处理后，重组竹、毛竹和慈竹竹基纤维
复合材料吸水厚度膨胀率分别降低了 13. 19%，
20. 71%和 22. 94%，因此，热处理对改善重组竹和
竹基纤维复合材料吸水厚度膨胀率具有显著的
效果。
2. 2. 5 吸水宽度膨胀率 与重组竹相比，竹基纤维
复合材料吸水宽度膨胀率显著降低，慈竹和炭化色
毛竹竹基纤维复合材料的吸水宽度膨胀率均达到
《重组竹地板》国家标准的室外等级优等品性能指
标要求，本色毛竹竹基纤维复合材料达到了合格品
的性能指标要求。经过热处理后，毛竹和慈竹竹基
纤维复合材料吸水厚度膨胀率分别降低了 16. 85%
和 40. 21%，在一定程度上改善了竹基纤维复合材
料吸水宽度膨胀率。
表 2 竹基纤维复合材料和重组竹的物理力学性能①
Tab． 2 Physics and mechanical properties of bamboo-based fiber composites and bamboo scrimber
指标
Index
竹种
Bamboo species
颜色
Colour
密度 Density /
( g·cm － 3 )
MC
(% )
HSS /
MPa
TS
(% )
WS
(% )
重组竹
Bamboo scrimber
毛竹
Phyllostachys edulis
炭化色 Dark 1. 11(0. 057) 8. 89(3. 23) 6. 33(7. 32) 30. 55(19. 56) 6. 84(8. 98)
本色 Natural 1. 09(0. 078) 9. 79(3. 45) 8. 56(8. 56) 34. 58(18. 91) 7. 05(8. 31)
竹基纤维复合材料
Bamboo-based
fiber composites
毛竹
Phyllostachys edulis
慈竹
Bambusa emeiensis
炭化色 Dark 1. 12(0. 067) 8. 67(3. 54) 12. 87(5. 21) 5. 22(6. 96) 2. 80(6. 89)
本色 Natural 1. 10(0. 066) 9. 63(3. 33) 16. 87(4. 98) 6. 10(6. 79) 3. 41(7. 31)
炭化色 Dark 1. 11(0. 047) 8. 55(3. 45) 14. 06(4. 98) 2. 92(10. 24) 0. 97(10. 21)
本色 Natural 1. 12(0. 043) 9. 49(3. 56) 17. 08(4. 56) 3. 59(10. 21) 1. 36(11. 21)
重组竹地板标准
Standard of bamboo
scrimber flooring
合格 Qualified
优等 Excellent
≥0. 80;最大值和
最小值之差≤0. 10 The
error between max．
and min．≤0. 10
6 ～ 15
10. 0 5. 0 3. 0
12. 0 10. 0 4. 0
①在密度栏的括号内为最大值和最小值之差，在其他栏的括号内为变异系数。Numbers in parentheses were the error between max． and min．
in density columns and coefficient of variation in other columns．
竹基纤维复合材料的物理力学性能优于重组
竹，与竹材的疏解度相关。竹材密度一般在0. 65 ～
0. 70 g·cm － 3之间( Jiang，2007)，加工成重组竹和竹
基纤维复合材料后，密度达到 1. 10 ～ 1. 15 g·cm － 3，
密度的增加是由于竹材基本组织中的薄壁细胞和维
管束中的导管发生压缩密实所致(Yu et al．，2012)。
竹材只有纵向组织，没有横向组织，胶黏剂一般沿纵
向渗透，而横向只能渗透 1 ～ 2 层细胞厚度 ( Jiang，
2007)。
重组竹的竹束单元较粗(图 2a)，在浸胶时，胶
黏剂仅分布在竹束表面，难以渗透到竹束芯部，在成
型后，芯部由于没有胶黏剂，仅靠物理压密，因此，在
外界条件如温度、湿度和光照等作用下，压缩变形将
会恢复，从而引起变形、开裂。如经过 28 h 循环水
煮后，试件的吸水厚度膨胀率超过 30%，竹束之间
胶层分离，形成许多裂缝，发生严重的剥离现象(图
2a)。这样的产品直接用于室外，程度较轻时，在
水、阳光和微生物的作用下，重组竹产生霉变、腐朽，
之后，产生开裂、跳丝，严重时发生炸裂。
竹基纤维复合材料将竹材疏解形成由 1 ～ 5 个
维管束和若干个基本组织组成的纤维束交织形成纤
维化竹单板(图 2b)。在浸胶时，胶黏剂通过裂纹均
631
第 1 期 余养伦等: 室外地板用竹基纤维复合材料制备技术
匀地渗透到竹纤维束内，在竹纤维束表面形成一层
均匀的酚醛树脂胶层，固化后形成一层连续的三维
网状结构不溶不熔的胶膜。酚醛树脂具有良好的耐
水性和耐候性(Loh et al．，2011; Kajita et al．，1991;
Abdullah et al．，2012)，连续的酚醛树脂胶膜将竹纤
维束分成细小的区间，减少了与水蒸气接触的概率，
有效地增强了竹基纤维复合材料的尺寸稳定性和耐
候性，即使经过 28 h 循环水煮处理，竹基纤维复合
材料除了端面有几个细小的裂纹之外，仍然保持了
良好的形态(图 2b)。
图 2 28 h 循环水煮后竹基纤维复合材料和重组竹
Fig． 2 Bamboo-based fiber composites and bamboo bundle scrimber treatment with 28 h circle water boiling
2. 3 防腐性能
竹基纤维复合材料和重组竹的防腐性能如表 3
所示。从表 3 可以看出，在不添加防腐剂的条件下，
重组竹和竹基纤维复合材料均达到强耐腐等级(Ⅰ
级)，符合《重组竹地板》国家标准的要求。酚醛树
脂对白腐菌和褐腐菌具有抑制作用 (Mallari et al．，
1990)。从质量损失率来看，竹基纤维复合材料防
腐性能比重组竹强，慈竹竹基纤维复合材料的防腐
性能比毛竹好，这与竹材的疏解度相关，疏解度越
细，浸胶越均匀，防腐效果越好。令人兴奋的是，酚
醛树脂的结构与木质素相似，白腐菌能在一定程度
上降解酚醛树脂，竹基纤维复合材料和重组竹使用
后能够自然降解(Gusse et al．，2006)。热处理能在
一定程度上改善防腐性能，促使木材中生成抑制腐
朽真菌繁殖的物质———醋酸(Bror et al．，2006); 热
处理使半纤维素降解，吸湿性能减弱，阻止木材再次
吸收水分，破坏腐朽菌生长所需的条件(Weiland et
al．，2003)。
2. 4 防霉性能
竹基纤维复合材料和重组竹的防霉菌和防蓝变
菌性能如表 4 所示。
2. 4. 1 防霉变菌 从表 4 可以看出，竹基纤维复合
材料和重组竹对霉菌具有一定的防治效果，在不添
加防霉剂的条件下，炭化色慈竹竹基纤维复合材料
的霉变被害值为 0. 98，达到《重组竹地板》国家标准
合格品指标要求。与重组竹相比，竹基纤维复合材
料的耐霉菌性能增强，其机制有待进一步研究; 经
过热处理后，竹材的耐霉菌性能增强。
2. 4. 2 防蓝变色菌 从表 4 和图 3a 可以看出，竹
基纤维复合材料和重组竹对蓝变色菌(可可球二孢
菌)无防治效力。竹基纤维复合材料要达到重组竹
国家标准的防变色性能指标要求，就需要添加防霉
剂。为了进一步探索蓝变色菌对竹基纤维复合材料
的影响，将试件沿中心对半剖开，结果如图 3b 所示，
剖开后的试件内部未见受蓝变菌侵蚀的迹象，蓝变
仅发生在竹基纤维复合材料的表面。
表 3 竹基纤维复合材料和重组竹的防腐性能①
Tab． 3 The decay resistance of bamboo-based fiber composites and bamboo scrimber
指标
Index
竹种
Bamboo species
颜色
Colour
质量损失率 Mass loss(% ) 耐腐等级 Decay resistance grade
白腐菌
White-rot fungi
褐腐菌
Brown rot fungi
白腐菌
White-rot fungi
褐腐菌
Brown rot fungi
重组竹
Bamboo scrimber
毛竹
Phyllostachys edulis
炭化色 Dark 6. 51(8. 52) 7. 13(12. 81) Ⅰ Ⅰ
本色 Natural 7. 07(6. 82) 8. 46(7. 68) Ⅰ Ⅰ
竹基纤维复合材料
Bamboo-based fiber
composites
毛竹
Phyllostachys edulis
慈竹
Bambusa emeiensis
炭化色 Dark 4. 56(9. 56) 2. 71(10. 11) Ⅰ Ⅰ
本色 Natural 5. 56(8. 97) 4. 46(7. 98) Ⅰ Ⅰ
炭化色 Dark 3. 42(9. 56) 2. 90(9. 69) Ⅰ Ⅰ
本色 Natural 5. 06(6. 78) 6. 90(7. 31) Ⅰ Ⅰ
对照样 Control samples 杨木 Poplar 34. 02 66. 80 Ⅲ Ⅳ
重组竹地板标准 Standard
of bamboo scrimber flooring
— — Ⅰ Ⅰ
①括号内为变异系数。Numbers in parentheses were coefficient of variation．
731
林 业 科 学 50 卷
表 4 竹基纤维复合材料和重组竹的防霉性能
Tab． 4 The mould proof performance of bamboo-based fiber composites and bamboo scrimber
指标
Index
竹种
Bamboo species
颜色
Colour
霉菌 Mould 蓝变菌 Blue-staining
被害均值
Destroy value
总防霉效力
Total prevent
effectiveness(% )
被害均值
Destroy value
总防霉效力
Total prevent
effectiveness(% )
重组竹
Bamboo scrimber
毛竹
Phyllostachys edulis
炭化色 Dark 2. 78 30. 50 4 0
本色 Natural 3. 56 11. 00 4 0
竹基纤维复合材料
Bamboo-based
fiber composites
毛竹
Phyllostachys edulis
慈竹
Bambusa emeiensis
炭化色 Dark 1. 45 63. 75 4 0
本色 Natural 2. 11 47. 25 4 0
炭化色 Dark 0. 98 75. 50 4 0
本色 Natural 1. 23 69. 25 4 0
重组竹地板标准 Standard
of bamboo scrimber flooring
合格 Qualified 1 — 2 —
优等 Excellent 0 — 1 —
图 3 蓝变试验后的竹基纤维复合材料
Fig． 3 The photo of bamboo based fiber composites after blue stain test
目前，室外地板用竹基纤维复合材料在小试、中
试和生产试验的基础上，在我国安徽和四川分别建成
了以毛竹和慈竹为主要原料的室外地板用竹基纤维
复合材料生产线。产品在广德木子度假村、湖北莫愁
湖工程、苏州太湖旅游度假区和游艇码头等工程得到
大规模应用。经过 18 个月的野外试验后，未发现变
形、开裂和跳丝等现象，效果良好(图 4a)。但在雨季
时，在通风不畅和阳光照射不到的局部地方发现有发
霉现象(图 4b)，雨季过后，经过磨砂和木蜡油处理后
(图 4c)，简单维护就能有效去除表面霉变。
图 4 竹基纤维复合室外地板野外试验效果
Fig． 4 Field experimentation of bamboo based fiber composites
3 结论
以毛竹和慈竹为原料，利用点裂和线裂分离技
术，将半圆竹筒经过点裂和线裂分离后形成由竹纤
维束组成的网状结构的纤维化竹单板制造而成的竹
基纤维复合材料，在不添加防霉剂和防腐剂的条件
下，除蓝变性能外，其他指标达到或超过了《重组竹
地板》标准规定的室外用重组竹地板的各项指标要
831
第 1 期 余养伦等: 室外地板用竹基纤维复合材料制备技术
求，因此，采用本技术制造室外用地板是可行的。
在不去竹青和竹黄的条件下，制造室外地板用
的竹基纤维复合材料，不仅使毛竹的一次利用率提
高到 90%，而且使尚未工业化利用的慈竹一次利用
率也能达到 90%以上，并且其物理力学性能优于毛
竹竹基纤维复合材料，为中等径级丛生竹的工业化
利用提供了新途径，对促进我国竹产业的升级及室
外地板产业的发展具有重要作用。
参 考 文 献
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(责任编辑 石红青)
931
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140121
Received date: 2013 － 02 － 21; Revised date: 2013 － 05 － 27．
* Lin Ruihang is corresponding author．
杉木液化液交联苯酚 －甲醛合成新型木材胶黏剂*
孙 瑾1 林锐航2 李晓增2 王晓波1 朱晓枫1 徐恩光1
(1．华南农业大学林学院木材科学与工程系 广州 510642; 2．广州市质量监督检测研究院 广州 510110)
摘 要: 探讨一种无污染、无废弃物排放的胶黏剂合成工艺———碱性的杉木液化物与少量的苯酚、甲醛合成一种
高性能的木材胶黏剂。检测胶黏剂的游离苯酚和游离甲醛、胶合板的胶合性能和甲醛释放量，并与工业用酚醛树
脂进行性能比对。结果表明: 杉木液化物 －苯酚甲醛胶黏剂具有较低的游离苯酚和游离甲醛，其制得的胶合板具
有更好的胶接性能和更低的甲醛释放量。红外分析结果表明: 杉木液化物与苯酚、甲醛发生了化学反应，并生成了
高聚物化学结构。DSC 结果显示: 杉木液化物 －苯酚甲醛胶黏剂需要更高的固化温度，但不影响其实用性。
关键词: 改性酚醛树脂; 液化; 胶接性能; 结构分析; 固化
中图分类号: TQ437 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0140 － 09
A Novel Plywood Adhesive Synthesized by Phenol-Formaldehyde
Crosslinking Alkaline Chinese Fir Liquid
Sun Jin1 Lin Ruihang2 Li Xiaozeng2 Wang Xiaobo1 Zhu Xiaofeng1 Xu Enguang1
(1 ． Department of Wood Science and Engineering，College of Forestry，South China Agricultural University
Guangzhou 510642; 2 ． Guangzhou Quality Supervision and Testing Institute Guangzhou 510110)
Abstract: A novel composite adhesive was synthesized in our experiment，which revealed the new zero-waste and zero-
pollution adhesive synthetic by blending of alkaline Chinese fir (Cunninghamia lanceolata) liquid with a small amount of
phenol-formaldehyde． The synthetic Chinese fir-based adhesive showed better physical properties of low free phenol as well
as free formaldehyde content compared with control PF resin． Plywood of three layers bonded with the synthesized
adhesives was made to determine bond strength and formaldehyde emission． The Chinese fir-based adhesive has been
proved to reduce the formaldehyde emission significantly without decreasing the bond strength at all． The FT-IR analysis
confirmed the polymer chemistry structure has been built by the Chinese fir liquid reacting with formaldehyde and phenol．
The DSC results indicated that although the Chinese fir-based adhesive’s curing need higher temperature than the PF
resin，the higher curing temperature hardly cripple the availability of Chinese fir-based adhesive．
Key words: modification of phenol-formaldehyde resin; liquefaction; bonding properties; structural analysis; curing
The petrochemical synthetic phenol-formaldehyde
resin adhesives， have commonly been used in the
production of wood-based panels ( He et al．，2012 ) ．
However，the declining fossil fuel reserves combined
with the increasing price of fossil fuel have become the
obstacles of the development of wood composite boards
( Schene et al．，2009 ) ． Therefore，more and more
exploitations aimed at adopting natural and economical
products as substitutes for conventional wood resin
adhesives have drawn many researchers’attention． In
recent years，there have been many attempts to replace
petrochemicals with renewable resources，such as lignin
(Alonso et al．，2011 )，cornstarch (Moubarik et al．，
2010)， tannin ( Jahanshaei et al．，2012 )， cellulose
(Qing et al．，2012)，cashew nut shell(Papadopoulou et
al．，2011)，wheat straw (Chen et al．，2012) for wood
resin adhesives． However，few of them can be further
applied for industrial process due to their inherent
disadvantages in compromised adhesive strength，low-
water resistance or high formaldehyde emission．
Wood，the most abundant biomass in nature，has
been regarded as the most promising renewable
第 1 期 孙 瑾等: 杉木液化液交联苯酚 －甲醛合成新型木材胶黏剂
resource． It is a complex bio-composite mainly
consisting of three structural components: cellulose，
hemicellulose and lignin(Binder et al．，2009) ． Lignin
is of particular interest because of its phenolic
formation from which a wide variety of phenols and
phenol derivatives and aromatic chemicals can be
derived． Cellulose and hemicellulose can be converted
into polyols， aldehydes and other small molecule
compounds under certain conditions ( Zhang et al．，
2012) ． Hence，considerable attention has been given
to the preparation of environmentally friendly polymeric
products from liquefied woods and their derivatives．
Until now，there were two main methods of wood
liquefaction． The first liquefaction method is called
phenolysis，involving phenol with acids as catalysts，
which resulted in liquefaction products rich in
combined phenolic compounds． Further application in
the preparation of phenolic adhesives is similar to the
conventional phenol resins (Mohamad Ibrahim et al．，
2011)，mouldings (Lee et al．，2011) and others． The
second method was achieved in existence of alcohols，
especially polyhydric alcohols，and the gained products
can be used as polyols for the preparation of
polyurethane and epoxy products(Pan et al．，2012; Wu
et al．，2010) ． But only little information can be found
in the literature concerning controlled liquefaction of
wood in alkaline medium． However，alkaline treatment
at elevated temperature is often used to enhance the
reactivity of the crystalline cellulose through decreasing
DP ( degrees of polymerization ) and increasing
accessibility of cellulose． Meanwhile， the lignin
components depolymerize to form monomeric and
oligomeric phenolic compounds． In view of the above，
liquefaction of wood combining alkaline catalysts under
high temperature appears to be an attractive way to
obtain low molarcular weight compounds in the
further use．
In this study，we evaluated the huge potential of
waste Chinese fir as a biomass resource for the
production of adhesives． In order to obtain a Chinese
fir-based adhesive of desirable properties for bonding
plywood in exterior use，the Chinese fir was liquefied
in alkaline medium at 200 ℃ for pretreatment，then
co-polymerized with phenol-formaldehyde to synthesize
biomass adhesive． The Chinese fir-based adhesives
were formulated with high percentages of Chinese fir
liquefied resultant in the adhesive formulations to
reduce the petrochemical dependency of conventional
wood adhesives．
1 Experimental
1. 1 Materials
Chinese fir ( collected in Guangdong Province，
China ) was ground into flour in a rotating
disintegrator． The wood flour with a dimension passing
100 meshes was dehydrated in an oven at 105 ℃ until
oven-dried． Reagent grade phenol and formaldehyde
( formalin， at concentration of 37% ) solution were
purchased from Guangdong Guanghua Chemical
Factory Co． Ltd，China． Other analytical chemicals
such as sodium hydroxide，hydrochloric acid，sodium
thiosulfate pentahydrate， absolute ethyl alcohol，
potassium iodide， iodine， hydrochloric acid，
ammonium acetate，acetylacetone were obtained from
Guangzhou chemical reagent factory，China．
1. 2 Liquefaction of Chinese fir flour
The Chinese fir flour was liquefied in sealed
reactor using the stainless steel instrument under the
following conditions: column，12 cm × 12 cm × 1. 5 cm
(diameter × height × thickness); limit temperature，
500 ℃ ; limit pressure，12 MPa． About 75 g Chinese
fir flour was loaded into the reactor． A concentration of
25% sodium hydroxide solution (300 g in total) was
gradually charged into the reactor with stirring． After
all of the sodium hydroxide solution had been loaded，
the reactor was sealed，and the mixture was kept in oil
bath at ( 200 ± 2 ) ℃ for 15 min． The liquefied
resultant was then cooled and preserved for synthesis．
1. 3 Preparation of Chinese fir-based adhesives
For preparing Chinese fir-based adhesives， the
Chinese fir liquid was used to prepare resins in the
reaction flask． The three weight ratios of Chinese fir
(CF) liquid to phenol-formaldehyde ( PF) ( 60 /40，
55 /45 and 50 /50)，three molar ratio of formaldehyde
to phenol ( the values are 2 ∶ 1，2. 5 ∶ 1 and 3 ∶ 1) were
chosen respectively as the analyzing variable factors．
The typical synthesis procedure was described as below
in which the PF /CF was 60 /40 with molar ratio of
2∶ 1． The preparation conditions of all adhesives are
summarized in Tab． 1．
141
林 业 科 学 50 卷
Tab． 1 Preparation conditions of Chinese fir-based adhesives and PF adhesives
Adhesive ID Chinese fir liquid / g Phenol / g 37% Formaldehyde / g 50% NaOH solution / g CF /PF F /P
60 /40 － 2∶ 1 160. 5 47 60 / 60 /40 2∶ 1
55 /45 － 2∶ 1 130. 78 47 60 / 55 /45 2∶ 1
50 /50 － 2∶ 1 107 47 60 / 50 /50 2∶ 1
60 /40 － 2. 5∶ 1 183 47 75 / 60 /40 2. 5∶ 1
55 /45 － 2. 5∶ 1 149. 11 47 75 / 55 /45 2. 5∶ 1
50 /50 － 2. 5∶ 1 122 47 75 / 50 /50 2. 5∶ 1
60 /40 － 3∶ 1 205. 5 47 90 / 60 /40 3∶ 1
55 /45 － 3∶ 1 167. 44 47 90 / 55 /45 3∶ 1
50 /50 － 3∶ 1 137 47 90 / 50 /50 3∶ 1
2∶ 1 / 47 60 21. 4 / 2∶ 1
2. 5∶ 1 / 47 75 24. 4 / 2. 5∶ 1
3∶ 1 / 47 90 27. 4 / 3∶ 1
47 g of phenol and 60 g of formalin ( the F /P
molar ratio was 2) were charged into a three-necked，
500mL flask equipped with a condenser， a
thermometer， a teflon stirrer and the reaction
temperature was maintained at 45 － 50 ℃ for 30 min．
Then the temperature was gradually raised to around
80 ℃，and 160. 5 g of Chinese fir liquid was then
added during a period of 50 min． After all of the
Chinese fir liquid had been infused， the reaction
temperature was set at (92 ± 2 )℃ immediately and
maintained until the Gardner-Holdt viscosity reached
(3 000 ± 200 ) mPa·s ( 20 ± 2 )℃ ． The viscosity
measurements were carried out at 10 － min intervals．
The finished adhesive was cooled to room temperature
and kept in the refrigerator for use． About 250 g of
each adhesive sample was prepared． The PF resin was
prepared as control sample． The solid content， free
formaldehyde content and free phenol content of
prepared adhesives were determined according to the
China Industry Standard (GB /T 14074—2006) ．
1. 4 Resin solid content
The percent of resin solid content is calculated by
the following equation．
S (% ) = S1 / S0 × 100 ．
where“S”was the percent of resin solid content and
“S0”and“S1”were the weight of the resin before and
after the test，respectively．
1. 5 Free formaldehyde content
The free formaldehyde content of the prepared
resins was determined by the hydroxylamine
hydrochloride method． Accurately weighed about 3 or
5 gm of resin sample was transferred into 250 mL
beaker and dissolved in 50 mL methyl alcohol or 50 mL
75% isopropyl alcohol． Simultaneously，the pH value
of the solution was adjusted to 3. 5 by 1 N hydrochloric
acid solution． 25 mL of 10% hydroxylamine
hydrochloride solution was added and stirred for 10
min． Finally， the mixture solution was titrated with
0. 1 N or 1 N sodium hydroxide solution． Free
formaldehyde content was calculated by using following
formula．
Free formaldehyde content(% ) =
3c(V1 － V0)
m
．
where “V1”and “V0” are volumes of sodium
hydroxide solution required in the titration for sample
and blank，respectively． “c”is the exact normality of
sodium hydroxide solution． “m”is weight of sample in
gm．
1. 6 Free phenol content
The percentage of free phenol was evaluated
according to bromometry method． Accurately weighed
about 2 gm of resin sample was taken in 1 000 mL
round-bottomed flask． To that 100 mL distilled water
was added and the pH value of the solution was
adjusted to 4. 0 by 20% hydrochloric acid solution．
Then steam distilled until the negative test for phenol
with bromine water． The distillate was diluted to 1 000
mL with double distilled water． An aliquot of 50 mL
was taken in Erlenmeyer flask and 25 mL of 0. 1 N
bromate-bromide solution and 5 mL concentrated HCl
was added． The flask was then closed and kept in dark
for 15 min． After that，1. 8 gm potassium iodide was
added and kept in dark for another 10 min． Finally，
the mixed solution was titrated with 0. 1 N sodium
thiosulphate solution using starch as indicator． The free
phenol was calculated by following formula
Phenol content(by weight) =
241
第 1 期 孙 瑾等: 杉木液化液交联苯酚 －甲醛合成新型木材胶黏剂
(V1 － V2) × c × 0. 015 68 × 1 000
m × 50
× 100% ．
where“V1” and “V2” are the volumes of 0. 1 N
sodium thiosulphate solution required for blank and
sample，respectively． “m”is the weight of sample in
gm and “ c” is the exact normality of sodium
thiosulphate solution．
1. 7 Evaluation of plywood
Eucalyptus veneers with dimensions of 320 mm ×
320 mm × 2. 1 mm were used to prepare 3-layer
plywood panels． Chinese fir-based adhesive was
applied to double sides of a veneer at a spread rate of
350 g·m － 2 ( for double gluelines ) ． The adhesive-
coated veneer was then stacked between two uncoated
veneers with the grain directions of two adjacent
veneers perpendicular to each other． Thereafter，the
assembled veneers were pre-pressed(pressure，1 MPa)
at room temperature for 1 h． After that， the pre-
pressed veneers were hot-pressed at 160 ℃ for 15 min
at the same pressure of 1 MPa． The specimens were
maintained at room temperature，for 24 h，sawn to get
samples for the test of bonding strength and
formaldehyde emission． A total of 48 specimens of 100
mm × 25 mm ( 4 cycles’ test，12 specimens were
prepared for each cycle) were cut from each panel for
bond strength tests， according to JIS K6806—2004
standard． Ten specimens of 150 mm × 50 mm were cut
from panel to determine the formaldehyde emission
according to JIS A1460—2003 standard．
1. 8 Fourier transform infrared ( FT-IR )
spectroscopy test
The adhesive sample was placed in an oven at
(160 ± 2)℃ until a constant weight was obtained． FT-
IR spectra of both samples were performed in a Perkin
Elmer model Spectrum V10 instrument． Each spectrum
was recorded in a frequency range of 400 － 4 000 cm － 1
using potassium bromide ( KBr) disc． The KBr was
previously oven-dried at 300 ℃ to reduce the
interference of water．
1. 9 Differential scanning calorimetry (DSC) test
DSC measurements were conducted on a
NETZSCH 204 F1 differential scanning calorimeter．
Dynamic scans were conducted in a temperature range
of 30 － 250 ℃， at constant heating rate of 10
℃·min － 1，under nitrogen atmosphere at a flux rate of
50 mL·min － 1 ． For sample preparation， the sample
was placed in an oven at (40 ± 2)℃ until a constant
weight was obtained． About 6 mg of the resin was used
in an aluminum crucible of 40 μL with a
perforated lid．
2 Results and discussion
2. 1 Physical properties analysis
All of the Chinese fir-based adhesives had the
dark color with the specific odor． The resin solid
content， free formaldehyde content and free phenol
content were measured and the results are presented in
Tab． 2．
Tab． 2 Resin solid content，free formaldehyde
content and free phenol content
Adhesive ID
Solid
content (% )
Free formaldehyde
content (% )
Free phenol
content (% )
60 /40 － 2∶ 1 46. 16 ± 0. 06 0. 185 ± 0. 007 0. 048 ± 0. 001 3
55 /45 － 2∶ 1 47. 08 ± 0. 03 0. 258 ± 0. 003 0. 066 ± 0. 001 9
50 /50 － 2∶ 1 48. 71 ± 0. 11 0. 276 ± 0. 002 0. 081 ± 0. 000 7
60 /40 － 2. 5∶ 1 42. 27 ± 0. 11 0. 368 ± 0. 002 0. 031 ± 0. 001 1
55 /45 － 2. 5∶ 1 44. 17 ± 0. 03 0. 498 ± 0. 002 0. 062 ± 0. 000 7
50 /50 － 2. 5∶ 1 46. 74 ± 0. 07 0. 693 ± 0. 003 0. 085 ± 0. 001 0
60 /40 － 3∶ 1 40. 78 ± 0. 16 1. 021 ± 0. 003 0. 018 ± 0. 000 2
55 /45 － 3∶ 1 42. 89 ± 0. 17 1. 724 ± 0. 001 0. 056 ± 0. 000 5
50 /50 － 3∶ 1 45. 41 ± 0. 03 1. 921 ± 0. 003 0. 070 ± 0. 000 6
2 /1 54. 99 ± 0. 16 0. 355 ± 0. 002 0. 126 ± 0. 000 6
2. 5∶ 1 49. 48 ± 0. 12 1. 284 ± 0. 019 0. 098 ± 0. 000 3
3∶ 1 47. 93 ± 0. 03 4. 241 ± 0. 015 0. 074 ± 0. 000 6
Resin solid content is an important property for
phenolic resin． Low solid content adhesive will eject
out more water during the hot pressing，which could
reduce the bonding strength of the plywood． As
expected，the control PF resin adhesives have higher
solid content than the Chinese fir-based adhesives at
the same F /P molar ratio． The solid content of Chinese
fir-based adhesives ranges from 40. 78% to 48. 71%，
which exceeded the minimum requirements of 35% in
phenolic resin adhesive ( Jin et al．，2010 ) ． With
increasing the CF /PF mass ratio and F /P molar ratio，
a decreasing solid content in Chinese fir-based
adhesives was observed．
Free formaldehyde and free phenol are the
archcriminal of toxicity in phenols or aldehydes
synthetic resin． In general，low toxic PF resin follows
with poor bond strength，while great bonding strength
341
林 业 科 学 50 卷
is often accompanied with high toxicity． Results in
Tab． 2 showed that the free formaldehyde and free
phenol of the synthetic Chinese fir-based adhesives
would decrease along with the increasing addition of
Chinese fir liquid． As the CF /PF rising from 50 /50 to
60 /40，the free formaldehyde content and free phenol
content of the Chinese fir-based adhesives ( F /P =
2∶ 1 ) decreased from 0. 276% to 0. 185% and
0. 081% to 0. 048%， respectively，which were far
less than those of control PF resin． The free
formaldehyde and free phenol were similar to those of
the Chinese fir-based adhesives with higher F /P molar
ratios (El Barbary Hassan，et al． ) ． As known，the
alkaline liquefaction of Chinese fir breaks down
lignin，cellulose and hemicellulose． The lignin was
further hydrolyzed to three main structural units of
benzyl propane: Guaiacyl ( G )， Hydroxyl Phenyl
(H) and Syringyl ( S) (Yang et al．，2012) ． G-type
units have a free C5 position ( ortho to the phenolic
hydroxyl) in the ring， susceptible of reacting with
formaldehyde，while in S-type units both C3 and C5
positions are linked to a methoxy group，resulting in
low reactivity with formaldehyde． From this point of
view，lignin with G groups as the principal structural
units must be a priori more suitable for PF
formulations， and the H groups take the second
place． The units of H and G react with formaldehyde
in alkaline medium producing H-hydroxymethyl and
G-hydroxymethyl． Then the H-hydroxymethyl and G-
hydroxymethyl happen dehydrolytic condensation and
form the cross-linked structure． When exposed at high
temperature ( 200 － 220 ℃ )， cellulose and
hemicellulose were firstly degraded through hydrolysis
path to oligosaccharide and then converted in alkaline
pathway to glucose ( Yin et al．，2011 ) ． Through
diverse elimination reactions，glucose transformed to
5-hydroxymethyl furfural(5-HMF) ． Due to the similar
chemical property to formaldehyde， the phenol was
consumed by the condensation reaction of the 5-HMF，
which occurred at three reactive sites． Hence，the use
of an optimum amount of formaldehyde and phenol can
form and improve the chance of Chinese fir liquid’s
incorporation into the PF resin structures． As
discussed above，the adhesive made from CF /PF =
60 /40 with F /P = 2 ∶ 1 got the best physical
properties．
2. 2 Bonding properties analysis
In order to enhance the bonding strength and
boiling water resistance，formaldehyde and phenol were
used to co-polymerize with alkaline Chinese fir liquid．
The boiling bonding strength and wood failure were
evaluated for plywood panels bonded with various
Chinese fir-based adhesives and control PF resin
adhesives． The test results are presented in Tab． 3． To
verify the boiling water resistance and durability，the
test specimens were measured on more rigor conditions
after the plywood specimens had been subjected to a
54-h，76-h and 100-h cycle． The results showed that
all the 28-h boiling-drying-boiling tests for panels
prepared with Chinese fir-based adhesives with F /P = 2
exceeded 1. 1 MPa without evaluating the wood failure．
This means that the Chinese fir-based adhesives
formulation with F /P = 2 outdistanced the requirement
set by JIS K6806—2004 for application in exterior
use． The results in the 52-h boiling cycle test were also
outstanding because the values were greater than
1. 0MPa as before． Moreover，the 76-h boiling tests for
panels prepared with the formulation of 50 /50 － 2 ∶ 1
and the 55 /45 － 2 ∶ 1 were (1. 23 ± 0. 05 ) MPa and
(1. 02 ± 0. 03)MPa，which still met the JIS K6806—
2004 standard 0. 98MPa． In the 100-h boiling cycle
procedure， nothing but the evaluated value of the
Adhesive 50 /50 － 2 ∶ 1 exceeded the minimum
requirement of JIS K6806—2004 standard． All the
results above indicated that the Chinese fir-based
adhesive had wonderful water resistance and durability，
especially the Adhesive 50 /50 － 2∶ 1．
The boiling bonding strength and wood failure of
Adhesive 50 /50 － 2 ∶ 1 for the 52-h cycle test，76-h
cycle test，and 100-h cycle test were (1. 35 ± 0. 03)
MPa ( 70% )，( 1. 23 ± 0. 05 ) MPa ( 60% )， and
(1. 08 ± 0. 03 ) MPa ( 50% ) apparently，while the
results for the control PF were ( 1. 28 ± 0. 05 ) MPa
(65% )，(1. 12 ± 0. 05)MPa (50% )，and (0. 91 ±
0. 05)MPa (40% ) under the same test conditions． It
indicated that the Adhesive 50 /50 － 2 ∶ 1 had better
boiling water resistance and durability than the control
PF resin． And it is important that the Chinese fir liquid
is not used as filler but raw material reacted with
formaldehyde and phenol．
441
第 1 期 孙 瑾等: 杉木液化液交联苯酚 －甲醛合成新型木材胶黏剂
Tab． 3 Boiling bond strength of plywood on different test conditions
Adhesive ID 28-h
① boiling test
(wood failure)
52-h② boiling test
(wood failure)
76-h③ boiling test
(wood failure)
100-h④ boiling test
(wood failure)
60 /40 － 2∶ 1 1. 14 ± 0. 03⑤ (60⑥ ) 1. 01 ± 0. 03(50) 0. 89 ± 0. 05(30) 0. 41 ± 0. 05(10)
55 /45 － 2∶ 1 1. 32 ± 0. 08(80) 1. 22 ± 0. 08(75) 1. 02 ± 0. 03(55) 0. 85 ± 0. 04(25)
50 /50 － 2∶ 1 1. 51 ± 0. 06(90) 1. 35 ± 0. 03(70) 1. 23 ± 0. 05(60) 1. 08 ± 0. 03(50)
60 /40 － 2. 5∶ 1 0. 96 ± 0. 06(60) 0. 72 ± 0. 03(20) 0. 33 ± 0. 04(0) Failure
55 /45 － 2. 5∶ 1 1. 42 ± 0. 04(90) 1. 11 ± 0. 05(60) 0. 93 ± 0. 04(45) 0. 71 ± 0. 03(30)
50 /50 － 2. 5∶ 1 1. 38 ± 0. 05(85) 1. 14 ± 0. 05(70) 0. 95 ± 0. 04(50) 0. 77 ± 0. 05(30)
60 /40 － 3∶ 1 0. 56 ± 0. 04(30) Failure Failure Failure
55 /45 － 3∶ 1 0. 84 ± 0. 04(50) 0. 46 ± 0. 04(10) Failure Failure
50 /50 － 3∶ 1 1. 00 ± 0. 07(60) 0. 82 ± 0. 04(50) 0. 71 ± 0. 03(30) Failure
2∶ 1 1. 54 ± 0. 05(90) 1. 28 ± 0. 05(75) 1. 12 ± 0. 05(70) 0. 91 ± 0. 05(60)
2. 5∶ 1 1. 48 ± 0. 05(90) 1. 11 ± 0. 04(80) 0. 98 ± 0. 05(60) 0. 78 ± 0. 05(40)
3∶ 1 1. 34 ± 0. 05(80) 1. 01 ± 0. 06(60) 0. 89 ± 0. 04(30) Failure
①4 h in boiling water，20 h in (63 ± 3)℃ oven，4 h in boiling water; ②a procedure plus 20 h in (63 ± 3)℃ oven，4 h in boiling water; ③b
procedure plus 20 h in (63 ± 3)℃ oven，4 h in boiling water;④c procedure plus 20 h in (63 ± 3)℃ oven，4 h in boiling water; ⑤unit: MPa; ⑥unit:
% ．
2. 3 Formaldehyde emission
Formaldehyde emission of specimens was
measured by 24-h desiccator method． Fig． 1 shows the
formaldehyde emission results for the various
specimens． Each specimen was tested twice and good
repeatability of results was obtained with a maximum
relative standard deviation of less than 2% ． The
formaldehyde emission of all the panels approached to
the value of E0 specified in the JIS A1460—2003
standard( the value is less than 0. 5 mg·L － 1 ) except
the panel bonded with the control PF resin with the F /
P ratio of 3 ∶ 1． The quantity of formaldehyde emission
of plywood bonded with Chinese fir-based adhesives
decreased with the increasing CF /PF ratio as shown in
Fig． 1． It can be seen that the sample in the group of
F /P = 3 ∶ 1，with a CF /PF ratio of 60 /40，achieving
the lowest formaldehyde emission value of 0. 102 mg·
L － 1，which was only 1 /5 of the E0 specified value．
Panels bonded with the Chinese fir-based adhesives
emitted less formaldehyde than panels bonded with the
control PF resin adhesive by 50% － 80% ． This may be
due to the depolymerization products of lignin
maintaining their aromatic character and high
reactivity，which act as radical scavengers and can
therefore readily react with free formaldehyde in the
mixture，during crosslinking process ( Kunaver et al．，
2010) ． It is significant that formaldehyde emission
reduction appears to a large extent， while sizable
amounts of free formaldehyde present in the synthesized
resins can be ignored before use in plywood
manufacturing．
Fig． 1 Formaldehyde emission of plywood
2. 4 FT-IR analysis
As shown in Fig． 2， the Chinese fir-based
adhesive showed a similar FT-IR absorbance to that of
the control PF resin adhesive． The band at 3 420 cm － 1
in Chinese fir-based adhesive and the band at 3 416
cm － 1 in control PF resin are assigned to aromatic and
aliphatic OH groups while the bands at 2 948，2 850
and 1 460 cm － 1 in Chinese fir-based adhesive and the
bands at 2 946，2 845 and 1 458 cm － 1 in control PF
resin are related to the C—H vibration of CH2 and CH3
groups． They are typical vibrations of methoxyl groups．
However，with the incorporation of wood components，
the FT-IR spectra of the Chinese fir-based adhesive
contained some different bands compared with that of
the control PF resin． The major difference in the
spectra between the Chinese fir-based adhesive and
control resin adhesive is the absorbance in the carbonyl
region． As shown in Fig． 3 the peaks at 1 733，1 698，
and 1 652 cm － 1 in Chinese fir-based adhesive are
ascribed to the ester carbonyl stretch，aryl ketone or
aldehyde carbonyl stretch， and the di-substituted
541
林 业 科 学 50 卷
alkene C CH2，respectively． However，the control
PF resin showed no absorbance in this region as
expected． Furthermore，the spectra of the Chinese fir-
based adhesive also showed two weak bands at 1 473
and 879 cm － 1 caused by tetra substituted (1，2，4，
and 6 ) ring which did not occur in the spectra of
control resin． It implies that the existence of some
lignin fragments，most of which are tetra substituted
aromatic rings in the Chinese fir-based adhesive． The
other difference in the spectra between the Chinese fir-
based adhesive and control resin occurred at 1 077
cm － 1( shown in Fig． 4)，where the band attributed to
the ether linkage on the furan ring and the band at
1 048 cm － 1 attributed to the single bond C—O—C
stretch with —CH2OH vibrations． Based on the above
discussion， the bands at 1 077， 1 048 cm － 1 are
associated with the 5 － HMF that reacted with phenol
during the polycondensation reaction．
Fig． 2 FT-IR spectra of adhesive 50 /50 － 2∶ 1 and adhesive 2∶ 1
Fig． 3 FT-IR spectra of adhesive 50 /50 － 2∶ 1 and adhesive 2∶ 1
2. 5 DSC analysis
The isothermal DSC curves at a heating rate of
10 ℃·min － 1 of Chinese fir-based adhesives and
control PF resin adhesives are shown in Fig． 5 and
Fig． 6． The results obtained are summarized in Tab． 4
containing onset temperature， peak temperature
Fig． 4 FT-IR spectra of adhesive 50 /50 － 2∶ 1 and adhesive 2∶ 1
and ΔH．
Fig． 5 and Fig． 6 show that the resin samples
gave a single or two exothermic peaks in the range of
141. 4 － 157. 5 ℃ ． Both of the exotherms obtained in
the resin systems were attributable to the curing
reaction． According to the previous researchs(Perez et
al．，2011) the lower exothermic peak in the range of
141. 4 － 144. 8 ℃ has been attributed to the addition
reaction of free formaldehyde to phenolic ring，and the
upper exothermic peak in the range of 143. 8 －
157. 5 ℃ was associated with the chain-building
condensation reactions，involving hydroxymethyl groups
attached to various phenolic species． The appearance
of single exothermic peak is mainly due to the F /P
molar ratio below 2. 3 that resulted in the overlapping
of exothermic signals， two well-separated exothermic
peaks are revealed when the F /P molar ratio was larger
than 2. 3(Holopainen et al．，1997) ．
Fig． 5 hows the DSC curves of the Chinese fir-
based adhesives (F /P = 2) with a CF /PF ratio of 50 /
50，55 /45 and 60 /40，respectively． As the data listed
in Tab． 4，the extrapolated onset temperatures for the
Chinese fir-based adhesives at F /P = 2 were found to
be 114. 6，115. 6 and 116. 4 ℃，respectively． It was
close to the control PF resin adhesive of the same molar
ratio，but slightly higher than the Chinese fir-based
adhesive with larger F /P molar ratio． This indicated
that with larger F /P molar ratio Chinese fir-based
adhesives were more reactive at the low temperatures．
As far as the effect of CF-to-PF ratio is concerned，it
can be seen from Fig． 5 that the onset temperature and
peak temperature of the Chinese fir-based adhesives
shifted to higher temperatures with an increase of CF /
641
第 1 期 孙 瑾等: 杉木液化液交联苯酚 －甲醛合成新型木材胶黏剂
PF mass ratio． However， the ΔH of cure were
significantly reduced． Compared with the control PF
resin at the same molar ratio，the Chinese fir-based
adhesives had higher peak temperature and lower ΔH．
This is probably because lignin has less free ring
positions than phenol and more steric impediments what
delays the hardening of Chinese fir-based adhesives．
Furthermore， lignin introduces an extra amount of
methylol groups similar to those produced by
formaldehyde during curing， what will act in the
opposite way．
Tab． 4 The onset temperature，peak temperature and ΔH of the adhesives
Adhesive ID Onset temperature /℃ Peak 1 temperature /℃ Peak 2 temperature /℃ ΔH /(mJ·mg － 1 )
1∶ 2 114. 7 / 141. 8 96. 4
(70 /30) － 1∶ 2 116. 4 / 149. 3 68. 7
(60 /40) － 1∶ 2 115. 6 / 147. 5 72. 9
(50 /50) － 1∶ 2 114. 6 / 146. 1 78. 3
(50 /50) － 1∶ 2. 5 112. 5 142. 1 155. 0 89. 2
(50 /50) － 1∶ 3 111. 4 144. 8 159. 5 101. 5
Fig． 5 DSC curves of adhesive at F /P = 2
Fig． 6 DSC curves of Chinese fir-based adhesive
with CF /PF = 50 /50
Fig． 6 shows the DSC curves of the Chinese fir-
based adhesives (CF /PF = 50) with F /P molar ratios
of 2∶ 1，2. 5 ∶ 1 and 3 ∶ 1． Due to the F /P molar ratio
lower than 2. 3，the DSC curve of the Chinese fir-based
adhesive (F /P = 2∶ 1) reveals only a single exothermic
at the peak temperature of 146. 1 ℃ ． The DSC curves
of the Chinese fir-based adhesives(CF /PF = 50) with
a F /P molar ratio of 2. 5∶ 1 and 3∶ 1 manifested that the
curing behavior is completed in two steps which are
signified by two exothermic curves． The peak
temperature for the Chinese fir-based adhesive with a
molar ratio of 2. 5 ∶ 1 was 142. 1 ℃ and 155. 0 ℃，
respectively． And they were 144. 8 ℃ and 157. 2 ℃
for the Chinese fir-based adhesive with a molar ratio of
3∶ 1． It implied that the Chinese fir-based resins with
larger F /P molar ratio needed a higher temperature for
completely curing． The ΔH in Tab． 4 suggested that the
Chinese fir-based adhesive ( CF /PF = 50 /50 and
F /P = 3∶ 1) reacted more strongly than the other resins
due to the larger ΔH released during curing．
3 Conclusions
The alkaline Chinese fir liquid is proved a
wonderful raw material for plywood adhesives． The
process of liquefaction is easy to prepare which make it
possible for industrial production． The synthetic
Chinese fir-based adhesives exhibit excellent
improvements for free formaldehyde content and free
phenol content． More important， the properties of
plywood glued with the the Chinese fir-based adhesives
(CF /PF = 50 /50，F /P = 2 ∶ 1 ) after 100-h boiling
drying cycle still meet the requirement of the JIS
K6806—2004 standard in exterior application and the
formaldehyde emission is only 0. 074 mg·L － 1 which is
much less than that of the E0 specified in the JIS
A1460—2003 standard ( the value is less than 0. 5
mg·L － 1) ． In addition， the cost of this adhesive
appears much lower than that of the synthetic phenolic
resins traditional used for wood adhesives． Hence，we
can predicate that the Chinese fir-based adhesive will
not only help reduce the polymer industry ’ s
dependence on petro-chemical industry but also be
741
林 业 科 学 50 卷
applied for industrial production．
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(责任编辑 石红青)
841
第 50 卷 第 1 期
2 0 1 4 年 1 月
林 业 科 学
SCIENTIA SILVAE SINICAE
Vol. 50，No. 1
Jan．，2 0 1 4
doi:10．11707 / j．1001-7488．20140122
收稿日期: 2012 － 11 － 19; 修回日期: 2013 － 09 － 25。
基金项目: 国家公益性行业(农业)专项(201003063 － 07)。
* 郭康权为通讯作者。
一种新型速生材单板改性技术*
———密闭环境下的高温饱和蒸汽软化和横向压缩处理
刘红玲1，2 郭康权1，3 Frederick A． Kamke2 Tran Van Cuong1，4
(1．西北农林科技大学机械与电子工程学院 杨凌 712100; 2．俄勒冈州立大学木材科学与工程系 科瓦利斯 97331;
3．陕西省农业装备工程技术研究中心 杨凌 712100; 4． 一号越 －俄职业技术大学 福安 11000)
摘 要: 介绍一种新型低密度速生材单板改性技术———密闭环境下的高温饱和蒸汽软化和横向压缩处理。它利
用木材的黏弹性，生产出一种高机械性能、良好尺寸稳定性和良好胶合性能的压缩木产品。此工艺是为改性厚度
小于 10 mm 的低密度薄板而开发，木材的软化、致密和定型都在一个可保持高温高压密闭环境的设备中完成。处
理过程只需要 20 min 左右，所采用的温度在 150 ～ 200 ℃之间，既缩短了生产周期，又避免了纤维素在高温下降解
而削弱了压缩木的强度。单板压缩后可与其他单板进行胶合，形成一种新的高强度木基复合材料，用于室内装饰、
家具制造、木建筑的构件等。本文介绍此新型压缩技术的工艺流程、生产设备和研究现状，分析其压缩产品的应用
前景，并对其今后的研究给出一些建议。
关键词: 低密度速生材单板; VTC 压缩木; 木材软化; 横向压缩; 尺寸稳定性
中图分类号: TS653 文献标识码: A 文章编号: 1001 － 7488(2014)01 － 0149 － 07
A Novel Modification Technology of Fast-Growing Wood Veneer:
Softening at High Temperature with Saturated Steam and
Transverse Compression in A Sealed Environment
Liu Hongling1，2 Guo Kangquan1，3 Frederick A． Kamke2 Tran Van Cuong1，4
(1 ． College of Mechanical and Electronic Engineering，Northwest A＆F University Yangling 712100;
2 ． Department of Wood Science and Engineering，Oregon State University Corvallis，Oregon 97331，USA;
3 ． Research Center of Agricultural Equipment Engineering and Technology of Shaanxi Yangling 712100;
4 ． Vietnam-Russian Vocational College Number One Phuc Yen city，Vinh Phuc province 11000，Viet Nam)
Abstract: This paper introduces a novel technology for modification of low-density fast-growing wood veneer，softening
at high temperature with saturated steam and transverse compression in a sealed environment． It exploits the viscoelastic
characteristics of wood and produces compressed wood products of high mechanical properties，high dimensional stability
and high bonding performance． This process designed for thin wood lamina ( ＜ 10 mm) ． Softening，densification and
fixation of wood can be accomplished in a device that can maintain a sealed environment of high temperature with saturated
steam． This process only takes around 20 min and the adopted temperature is 150 to 200 ℃，the production cycle is
reduced and the thermal degradation of cellulose is avoided． Compressed lamina can be bonded with other veneer and
produce a new wood-based composite product． It can be used for interior，furniture and construction． This article reviews
the procedure，device and research status of this technology and analyzes the utilization of compressed wood． In addition，
some suggestions about the research direction are proposed．
Key words: fast-growing wood veneer; VTC compressed wood; softening of wood; transverse compression; dimensional
stability
随着世界性木材资源的枯竭和天然林保护工程
的实施，人工林速生材将成为缓解国内外木材市场
供需矛盾的主要用材品种。人工林成材快、轮伐期
短，但其密度低、力学强度和尺寸稳定性差，其应用
林 业 科 学 50 卷
受到了很大限制(鲍甫成等，1998)。
低密度速生材的性能可以通过致密化处理得到
提高。致密化处理技术最早出现在 19 世纪 30 年代
初，德国出现了一种名叫“木石”的压缩木。第二次
世界大战期间，随着合成树脂的发展，木材浸注、热
压工艺和设备的改进，先后出现了多种改性木，其
中，浸渍木的研究较为广泛。它将低分子质量的树
脂浸注于木材中，经压缩、加热、树脂固化，使木材胞
壁充胀增容，木材的力学强度和尺寸稳定性大大提
高(Stamm et al．，1941; 刘君良等，2002)。由于浸
渍处理中树脂高温固化，变得易脆，故处理材的冲击
韧性有所降低(Kamke，2006)。树脂浸渍处理由于
简单实用，在压缩木发展前期被广泛使用，但化学试
剂的添加使其应用受到了限制。而后，横向压缩技
术迅速发展，它不需添加化学试剂，先对木材进行软
化处理而后进行机械压缩，使木材细胞蜂窝状结构
发生永久改变从而增加木材密度。在美国，横向压
缩工艺最早出现在 20 世纪早期(Sears，1900; Walch
et al．，1923; Olesheimer，1929; Brossman，1931)，由
于压缩产品在高湿度环境中会产生弹性恢复，这些
工艺未被工业所采用 (Kollmann et al．，1975)，故产
品的尺寸稳定性成了横向压缩技术的研究重点。
1931 年，前苏联制订出了炉中加热压缩法和蒸煮压
缩法的工艺; 1973 年 Burmester 提出了气干材热压
处理改善尺寸稳定性的方法 ( Burmester，1973 );
1990 年日本学者发现对水浸泡后的木材进行微波
辐射 加 热，可得到 尺寸 稳定性较高 的 压 缩 木
(Masafumi et al．，1990)。至今为止，已有多种软化
预处理方法被开发用来提高压缩产品的尺寸稳定
性，如电子束照射处理、热处理、蒸煮处理、高频加热
处理、微波处理等 (井上雅文等，2002; 刘君良等，
2003; 宋魁彦等，2009; 佟达等，2011)，其中研究
最多的是水热处理法。试验表明，一定时间的加热
和蒸汽处理可以使木材的压缩变形基本得到固定
(Gong et al．，2010; Inoue et al．，1993; 1996; Fang et
al．，2012; Pavlo et al．，2012)。
Kamke 等(2008)开发了一种密闭环境下的高
温饱和蒸汽软化和横向压缩处理工艺，取名为
Viscoelastic Thermal Compression (以下简称 VTC)，
用这种技术生产出来的压缩木称为 VTC 压缩木。
Kamke 教授在美国俄勒冈州立大学绿色建筑材料实
验室建成了试验用 VTC 生产设备，并成立自己的研
究团队对 VTC 技术进行了大量研究。此技术不添
加化学试剂，是一种环保的极具发展前景的低密度
速生材改性技术。作为 VTC 研究团队中的成员，笔
者在全面了解研究小组自成立以来所取得的研究成
果的基础上，结合实际科研经验对 VTC 工艺步骤及
原理、VTC 设备、VTC 压缩木的性能和研究进展进
行分析和介绍，并对未来的研究方向提出一些个人
的见解。
1 VTC 工艺步骤
VTC 工艺的主要步骤和参数见表 1 (Kutnar et
al．，2009a)。首先，对单板进行高温饱和水蒸气软
化处理，待单板充分软化后，快速蒸汽减压。蒸汽释
放完毕后，立即对单板进行机械压缩。而后，在保持
压力施加的同时，将木材温度从预处理温度增加到
200 ℃。最后，继续保持机械压力，将试件温度冷却
到 100 ℃以下。和其他热处理压缩工艺不同，VTC
工艺所使用的设备是一个将蒸汽、压缩和加热冷却
控制装置集于一体的可密闭热压机。湿热的封闭环
境(极端条件下)使木材的玻璃态转化温度大大降
低，使木材在较低的温度下便能充分软化(Kamke et
al．，2008)。VTC 处理温度在 150 ～ 200 ℃之间，较
之其他热处理压缩工艺，处理温度大大降低，既节约
了能源，又避免了纤维素在高温下降解而削弱压缩
木的强度。而在热处理阶段，密闭环境保证了木材
的高温，使单板的变形迅速得到固定。VTC 技术密
闭的处理环境使工艺周期大大缩短，整个处理过程
大约只需要 20 min，节省了生产成本，保证了压缩木
良好的尺寸稳定性和力学强度，这是压缩技术较大
的突破。VTC 工艺主要用于处理厚度小于 10 mm
的薄材，通过 VTC 薄板与其他薄板之间的胶合，能
制成任意厚度的高强度材料。
2 VTC 设备
VTC 生产设备是 Kamke 等(2008)专门为 VTC
技术设计制造的多功能可密闭热压机(图 1) (专利
号: US 7404422 B2)。其独特之处在于，在对木材
施压的同时可长时间保持高温高蒸汽压的密闭环
境，使木材的干燥、压缩和定型在同一设备中完成
(Kamke et al．，2010b)。试验用 VTC 设备可以压缩
尺寸最大为 610 mm × 250 mm 的木材试件，产品的
最终密度由试件的最初厚度、机械压力的大小和压
板之间的最终距离控制。
3 VTC 工艺的研究进展
3. 1 对 VTC 压缩木性能的研究
Kamke 等 ( 2009 ) 研 究 了 低 密 度 速 生 杨 木
(Populus sp． )经 VTC 处理后机械性能的变化。分别
051
第 1 期 刘红玲等: 一种新型速生材单板改性技术———密闭环境下的高温饱和蒸汽软化和横向压缩处理
表 1 典型的 VTC 工艺步骤和工艺参数
Tab． 1 Typical VTC treatment schedule and parameters
步骤
Procedure
工艺名称
Process name
功能
Function
温度
Temperature /
℃
蒸汽压
Steam pressure /
kPa
机械压力
Mechanical
pressure /
kPa
时间
Time
1
高温饱和水蒸气软化处理
Softening at high temperature
with saturated steam
水热预处理，软化木材细胞壁
Pre-treatment by heat and steam，softening
the polymer components of the cell wall
150 ～ 175
饱和蒸汽压
Saturated
steam pressure
0 ＞ 3 min
2 蒸汽减压处理
Steam decompression
快速蒸汽减压，细胞壁脱离结合水，机械
吸附力作用产生
Rapid steam decompression， bound water
separate from cell wall and mechano-sorption
effect occurs
150 ～ 175
饱和蒸汽压
Saturated
steam pressure
0 10 ～ 60 s
3 机械压缩处理
Mechanical compression
压缩木材，使达到一定厚度，形成高密度
产品
Compressing the wood to the target thickness
and form high density wood product
150 ～ 175
0
650 ～ 2 000 3 ～ 5 min
4 热处理
Annealing
增加温度，使细胞内应力释放，增加木材
尺寸稳定性
Increasing the temperature allow relaxation of
the remaining stresses，and to stabilize the
VTC product
200 0 650 ～ 2 000 3 ～ 5 min
5 冷却处理
Cooling
使温度降到 100 ℃ 以下，减少压缩弹性
回复
Decreasing the temperature to below 100 ℃
and reduce the compression set recovery
＜ 100 0 650 ～ 2 000 ＞ 3 min
图 1 VTC 设备的外观结构
Fig． 1 Exterior structure of VTC machine
把厚度为 4，5 和 6 mm 的木材试件压缩到2. 5 mm，
按方程 (1 ) 计算得出的密度增加率分别为 63%，
98% 和 132% :
密度增加率 = (处理后绝干密度 －最初绝干密度) /
最初绝干密度 × 100%。 (1)
三点弯曲测试表明: VTC 处理后，木材的弹性
模量、断裂模量随着压缩率的增加而大大提高，且与
密度呈线性正比例关系 ( Kutnar et al．，2008b;
Kamke et al．，2009)。这个结果与 O’Connor(2007)
对美 洲 黑 杨 ( Populus deltoides ) 和 美 国 枫 香 木
( Liquidambar styraciflua ) 以 及 Weissensteiner 等
(2012)对杂交杨木、Liu 等(2013a)对美国异叶铁杉
(Tsuga heterophylla)所做研究得到的结论一致。这
4 个树种均为速生材，密度在 0. 34 ～ 0. 55 g·cm － 3之
间，属于中低密度树种。
Kamke 等(2010b)研究了经不同 VTC 处理后低
密度速生杨木的密度、质量损失和在 20 ℃、65%湿
度环境下恒温恒湿后平衡含水率的变化。试验发
现: 木材经 VTC 处理后，密度大大增加，有少量的
质量损失，平衡含水率下降; 高温有利于得到更大
的密度; 温度越高，质量损失越大，处理后木材的平
衡含水率越低。
151
林 业 科 学 50 卷
Jennings 等 (2006) 对比了未处理材和 VTC 处
理材与多种液体之间的接触角，发现 VTC 处理过的
低密度速生北美鹅掌楸( Liriodendron tulipifera)与大
多数液体间的接触角要远远大于未处理材，但是
VTC 处理材与液态酚醛树脂胶黏剂之间的润湿性
要好于未处理材。由于半纤维素的降解和纤维素的
重组，VTC 处理材的表面自由能明显减少( Jennings
et al．， 2006; Petricˇ et al．， 2009; Kutnar et al．，
2008a)。理论上讲，多孔性的降低、表面自由能的
减少会对胶合性能产生不利影响;但试验证明，用酚
醛树脂胶黏剂和二苯基甲烷二异氰酸酯胶黏剂对速
生杨木 VTC 单板进行胶合时，VTC 处理材的胶合性
能与未经处理材相当甚至更佳 ( Jennings et al．，
2005; Kutnar et al．，2008a; 2009a)。
3. 2 对 VTC 压缩木微观形态的研究
Kutnar 等(2009b; 2010b; 2012)对 VTC 处理后
的速生杨木进行了微观观察。VTC 处理使细胞壁
收缩变形，细胞空腔减少; 压缩率越大，细胞腔体积
越小，细胞壁收缩变形的程度越大，但并未发现细胞
壁的折断破坏，这说明 VTC 处理在不破坏细胞结构
的条件下保证了压缩木机械性能的增加。Kutnar 等
(2009b)对经不同压缩率压缩后的速生杨木进行了
厚度方向上的 X 光密度分析［压缩率的定义同方程
(1)］，发现 VTC 处理改变了木材厚度方向上的密
度分布(图 2)。压缩率为 63%的试件，密度分布为
中间低两边高; 压缩率为 98%的试件，两边和中央
的密度较高; 而对于压缩率为 132%的试件，密度在
厚度方向上的分布呈不断起伏的状态。
图 2 未处理材和不同压缩率 VTC 木材厚度
方向上的密度分布
Fig． 2 Density profile of the control and VTC specimens of
different degrees of densification
3. 3 对提高 VTC 压缩木尺寸稳定性的研究
Kutnar 等 ( 2010b ) 将速生杨木 VTC 处理中
200 ℃热处理时间分别设置为 1，2，3 min。试件的
初始厚度为 T i，压缩后的试件被放置在 103 ℃的烘
箱里，绝干后测定其厚度 ( T c )，随后将试件浸泡在
25 ℃冷水中 24 h，再次烘干后测定其厚度(T s)，此
浸泡 － 烘干循环过程共重复 5 次，经过 5 次浸
泡 －烘干后的弹性恢复率(R)由方程(2)计算得出。
结果表明: 热处理对木材尺寸稳定性影响很大，热
处理时间越长，产品尺寸稳定性越高(Kutnar et al．，
2010b)。Kamke 等(2010a)也用同样的方法测量了
在不同处理温度下生产出的 VTC 压缩木经24 h冷
水(25 ℃ )浸泡后的弹性恢复率，发现随着处理温度
的增加，压缩木的弹性恢复率大大减小。
R =［(T s － T c) /(T i － T c)］ × 100 % (2)
Liu 等(2013a)研究了温度、软化处理时间、蒸
汽减压时间、机械压缩时间和压缩率对速生美国异
叶铁杉压缩木经 24 h 冷水浸泡后厚度膨胀率的影
响［厚度膨胀率的定义见方程(3)］。结果表明: 压
缩率和蒸汽减压时间对厚度膨胀率有显著影响，压
缩率越大，蒸汽减压时间越长，压缩木厚度膨胀率
越大。
厚度膨胀率 = (水浸泡后的厚度 －水浸泡前的厚度) /
水浸泡前的厚度 × 100%。 (3)
Gabrielli 等 (2008)用 2 种不同分子质量 (172
和 780 )和 3 种不同浓度 (质量分数分别为 5%，
10%和 20% )的酚醛树脂对木材进行灌注后 VTC
压缩，以提高压缩木的尺寸稳定性。压缩木首先被
烘干，其厚度(T0)和体积(VOD0 )被测量，然后将压
缩木在室温水中浸泡 24 h，烘干后再在沸水中蒸煮
2 h，再次测量其厚度 ( T1 )和体积 ( V s )，按照方程
(4)计算出厚度膨胀率(TS)。随后，试件再次被烘
干，测量烘干后的体积(VOD1 )并按方程(5)计算出
不可逆膨胀率 ( IS)。压缩木的杨氏模量也被测定
并记录。经过 24 h 冷水浸泡和 2 h 的沸水蒸煮，与
未经灌注的 VTC 压缩木相比，经任意分子质量和浓
度酚醛树脂灌注后的 VTC 压缩木厚度膨胀率和不
可逆膨胀率均减少，但经各种浓度和分子质量的树
脂灌注后，压缩木的杨氏模量均降低 ( Gabrielli et
al．，2008; 2010; Kamke et al．，2009)。
TS = (T1 － T0) / T0 × 100% ; (4)
IS = (VOD1 － VOD0) / (V s － VOD0) × 100%。
(5)
3. 4 对 VTC 过程中木材化学改变的研究
Kutnar 等(2008a)比较了速生杨木经 VTC 改性
前后在 450 ～ 4 000 cm － 1范围内的红外光谱图，发现
VTC 处理前后木材的主要吸收峰没有明显差别。
251
第 1 期 刘红玲等: 一种新型速生材单板改性技术———密闭环境下的高温饱和蒸汽软化和横向压缩处理
这是由于 VTC 处理时间较短，处理温度较低，木材
本身所发生的变化较小。然而，木材质量的损失、颜
色的改变意味着湿热共同作用下化学改变的发生。
VTC 过程中，木材可能发生了如下改变: 在软化预
处理阶段，细胞壁无定形基质 (主要是木素和半纤
维素)发生部分水解和降解; 半纤维素已酰基断裂，
大量有机酸 (主要是乙酸)形成 ( Tjeerdsma et al．，
2005); 释放的乙酸进一步促进了半纤维素和纤维
素无定形区的解聚(Sivonen et al．，2002)，导致纤维
素结晶度的增加(Bhuiyan et al．，2000)和可抽提低
分子化合物含量的增加 ( Tjeerdsma et al．，1998;
Sivonen et al．，2002; Nuopponen et al．，2004); 同时，
碳水化合物的脱水降低了羟基的含量 (Weiland et
al．，2003)，戊糖和己糖的降解导致醛的形成如糠醛
和羟甲基糠醛 ( Tjeerdsma et al．，2005)。随后的机
械压缩和热处理过程中，木质素由于 β － O － 4 键的
断裂，甲氧基含量减少，木质素形成更加缩合的结构
( Wikberg et al．， 2004; Tjeerdsma et al．， 2005;
Boonstra et al．，2006); 木质素 α － 醚和 β － 醚键的
断裂产生了一些木质素降解中间产物如醌类，使木
材的材色加深 ( Tjeerdsma et al．，1998)。除了胞壁
成分外，木材抽提物也发生降解，向表面迁移或挥
发，新的抽提物形成(Bruno，2011)。
Liu 等(2013b)利用 FTIR 红外技术，考察了异
叶铁杉在 VTC 处理过程中发生的化学改变，发现
VTC 处理使木材 pH 值下降，抽提物含量增加。木
材抽提物的红外谱图表明: VTC 处理导致抽提物发
生了一系列的化学转变，其中，酯的水解、多糖的热
解、醇的脱水、细胞壁成分的交联反应、含苯环物质
的降解是最主要的化学转变。最终，新的可抽提物
如醇类物质、羧酸、单糖类和芳香族化合物产生。与
此同时，一些抽提物发生挥发和降解。而无抽提物
木材和木材胞壁成分的红外谱图表明: VTC 处理没
有引起胞壁成分中 α － 纤维素和木质素的显著变
化，但半纤维素中酯羰基基团的明显减少表明半纤
维素发生了降解。
4 VTC 压缩木的利用
VTC 技术是针对有效利用低密度速生材而开
发的，理论上讲，VTC 技术可用于致密任何树种，但
目前的研究仅限于速生材。目前，研究最多的树种
是前文所提到的杨木和北美鹅掌楸。除此之外，已
被试验证明适用于 VTC 处理的速生材树种还有美
洲黑杨、美洲山杨 ( Populus tremuloides)、美国枫香
木、火炬松 (Pinus taeda)、辐射松 ( Pinus radiata)、
北美 黄杉 ( Pseudotsuga menziesii ) ( Kutnar et al．，
2010a)、黄扁柏 ( Chamaecypais nootkatensis)、巨杉
( Sequoiadendron giganteum )、毛 泡 桐 ( Paulownia
tomentosa)、红花槭 ( Acer rubra)、北美红栎 (Quercus
rubra)、山核桃木 ( Carya sp． )和美国异叶铁杉等
(杨家驹等，2000; Kamke，2011)。
木材经 VTC 处理后其弹性模量达到 20 GPa 以
上，远远超过了生产单板层积材所用单板的硬度要
求(15 GPa) (Kamke，2006)。将多层 VTC 单板或
将 VTC 单板与未处理单板用传统的胶黏剂和胶合
技术胶合制得的多层胶合板是一种新型的实木替代
产品，最典型的 VTC 三层胶合板。低密度未处理材
作为中间层而高密度 VTC 单板作为表面层，中间层
增加了木材的厚度、惯性矩和承载剪切应力的能力，
而 VTC 表面层提高了木材的机械性能和承受表面
载荷的能力(Kutnar et al．，2009c)。将 VTC 多层板
进行切割，修整成各种形状和尺寸，再进行一些饰面
处理如涂饰、染色、雕刻或者贴面，不仅可用于楼梯
扶手、家具腿、木地板、门窗框、护墙板、封檐板、踢脚
板等住宅室内装饰装修材，还可用于木质建筑、船
只、运输等对材料强度硬度要求高的使用范围 (井
上雅文，2002)。
5 对 VTC 未来研究的建议
5. 1 增加 VTC 压缩木尺寸稳定性的途径
压缩产品的弹性恢复一直是压缩产品开发的难
点。学者们尝试对工艺参数进行控制来提高压缩木
的尺寸稳定性，发现适当降低压缩程度、延长软化时
间、缩短蒸汽减压时间可以提高 VTC 压缩木的变形
固定(Liu et al．，2013a)。但其他工艺参数如试件尺
寸、冷却时间、压力大小等对变形固定的影响还有待
研究。另外，VTC 压缩木的后续加工有待研究，如
在使用当地进行恒温恒湿处理; 油漆、涂饰、贴面等
表面处理; 防水剂等特殊处理，以此隔绝压缩木在
使用环境中与水分的接触，使压缩木在使用过程中
不受周围环境湿度的影响，提高压缩材料的耐用性，
扩大其应用范围。
5. 2 对 VTC 改性机制的研究
对于 VTC 改性的原理，目前只是通过木材学理
论和其他热处理技术的研究成果来进行推测和解
释。事实上，由于 VTC 过程与其他热处理技术的差
异性，有必要对 VTC 处理前后木材化学成分的转变
进行分析，进而推断反应机制，并用这些机制去引导
工艺的改进。后续的研究可以对木材胞壁成分和抽
提物进行 FTIR 分析来确定木材成分的化学改变;
351
林 业 科 学 50 卷
结合 GC-MS 和 FTIR 技术对抽提物进行分析可得知
处理前后抽提物成分及含量的变化。除此之外，可
以通过化学方法来分析酚醛基、乙酰基、脂肪族羟基
等功能基团浓度的变化，用离子交换色谱仪测定多
糖的改变等。
5. 3 对抽提物的迁移和挥发性成分的研究
VTC 处理过程中，出现了抽提物向表面迁移的
现象。对抽提物的迁移对木材表面性能的影响做进
一步研究，判断木材表面颜色的加深、润湿性的降低
是由于表面抽提物的增加还是热解成分的出现，将
是一个非常有意义的课题。另外，VTC 处理过程
中，有大量污染工作环境、影响人体健康的刺激性气
味，有必要对其成分及含量进行研究。
5. 4 对 VTC 处理前后微观构造的研究
所用树种的形态学特征，如早晚材过渡方式、早
材率、纹孔的排列方式、射线管胞和树脂道的数量等
会影响 VTC 产品的性能和压缩变形的固定，故有必
要对压缩木改性前后微观构造的变化进行研究，为
机制的研究和原料的选择提供理论依据。另外，对
压缩木进行三维立体观察，形象地展示压缩木各方
向的压缩状态，是一个很有价值的研究方向。
5. 5 商业化产品的开发
目前，VTC 技术正走向商业化的进程。除了
VTC 多层复合板，开发出多样化的 VTC 产品如木地
板、木门窗等，将有利于推广 VTC 技术和产品，有利
于更广泛和有效地利用速生材。除此之外，成本的
减少、商业的推广、废物的处理等方面的研究还需要
很多学者的努力。
6 结论
VTC 是一种新型的单板密实化改性技术，它是
针对于有效利用低密度速生材单板而开发的，其生
产设备是专门设计制造的能保持高温高蒸汽压密闭
环境的热压机。VTC 技术在密封环境中将单板进
行湿热软化处理后进行横向机械压缩，密闭的湿热
环境使木材在较低的温度下便能充分软化，使压缩
单板的尺寸迅速得到固定，大大缩短了工艺周期，节
省了生产成本，保证了压缩木良好的尺寸稳定性和
力学强度。VTC 处理使单板的机械性能、物理性能
和表面性能都发生了变化，密度和力学强度增加，表
面能减少，吸湿性减弱，从而有效改善了低密度木材
的力学性能和表面性能，拓宽了速生低密度木材的
使用范围。作者认为，VTC 是一个非常有发展前景
的技术，该技术将给木材工业带来极大的经济和环
保效益。对此技术改性机制的研究以及商业性产品
的开发将是今后研究的重点。
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(责任编辑 石红青)
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