羅先權李柏海鄧翔鄒建文李蔚婷陳靈彭靜饒紅欣譚知虎

湘南桉樹人工林地位指數(shù)建模

羅先權1#，李柏海1#，鄧翔2，3＊，鄒建文1，李蔚婷1，陳靈1，彭靜1，饒紅欣1，譚知虎1

(1.湖南省森林植物園，湖南 長沙 410116；2.中南林業(yè)科技大學林學院，湖南 長沙 410004；3.廣東省恩平市農(nóng)業(yè)技術推廣服務中心，廣東 恩平 529400)

以湘南桉樹人工林為研究對象，探究立地因子與立地質(zhì)量之間的關系。提取出湘南桉樹人工林(鄧恩桉和“常寒1號”林分)立地因子的5個主成分：土壤質(zhì)地、林地有機環(huán)境、林地無機環(huán)境、坡度和坡向，方差貢獻率依次是34.569%、17.120%、12.235%、11.319%和8.861%。通過因子分析法，篩選出非毛管孔隙度(Por_nc)、土壤有機質(zhì)含量(C)、速效鉀含量(K)、土層厚度(TH)、有效磷含量(P)、土壤酸堿度(pH)6個主導因子，并以此為自變因子建立7 a生湘南地區(qū)桉樹人工林多元地位指數(shù)方程，逐步分析并進一步剔除了有效磷含量(P)和土壤酸堿度(pH)，最后擬合出方程：=12.619+0.053×+0.168×-0.021×+0.645×；其決定系數(shù)2為0.720，調(diào)整2為0.640，采用留一交叉驗證法驗證方程精度，得出均方根誤差(RMSE)為0.606，估計精度(EA)為0.967，該方程可以適用于湘南地區(qū)培育7 a生桉樹林分的地位指數(shù)預測。

湘南；桉樹；擇伐強度；生長量

湘南地區(qū)的桉樹主伐年齡一般在5 a左右，但此時桉樹的樹高、胸徑較小，木材多用作紙漿原料。但湘南地區(qū)成熟的桉樹林分將帶來更大的經(jīng)濟效益，科學合理的中大徑材培育模式也能夠兼顧生態(tài)效益。本研究基于國內(nèi)外對湘南地區(qū)桉樹近熟林和成熟林研究較少的現(xiàn)狀，遵循選地適樹的原則，主要選擇7 a生的湘南地區(qū)桉樹人工林分對象，分析其立地因子與立地質(zhì)量的關系，探究湘南桉樹人工林分的立地因子與立地質(zhì)量之間的關系，結果可適用于該地區(qū)培育7年生桉樹林分的地位指數(shù)預測，也為桉樹大徑材培育技術提供一些數(shù)據(jù)支持。

1 研究概況

1.1 立地質(zhì)量的評價

1.1.1 立地質(zhì)量評價指標

立地質(zhì)量被定義為某一立地上既定森林的生產(chǎn)潛力，它與植被類型關聯(lián)，并存在高低之別，包括氣候、土壤與生物三大因素。而立地條件被定義為造林地上與林分生長發(fā)育相關的所有自然環(huán)境因子的綜合。沈國舫等[1]認為二者在一定程度上相通用。立地質(zhì)量評價是對立地的潛在生產(chǎn)力或宜林性進行判斷和預測。目前，立地質(zhì)量的指標已明確用地位指數(shù)(立地指數(shù))表示[2]，地位指數(shù)通常被定義為某樹種在基準林齡時的優(yōu)勢木平均高。

1.1.2 立地質(zhì)量評價方法

有林地和無林地的立地質(zhì)量評價需要采用不同的立地評價方法[3]。有林地的立地質(zhì)量評價典型方法是依據(jù)優(yōu)勢木平均高與年齡關系來構建地位指數(shù)模型[4]、氣候模型[5-6]、導向曲線[7]和廣義代數(shù)差分模型[8]。無林地的立地質(zhì)量評價通常是采用其他有林地立地的立地因子與優(yōu)勢木平均高之間的相關關系進行確定，一般是篩選出主導因子，進行多元地位指數(shù)建模[9-10]。

1.1.3 提取主導因子

在提取影響立地質(zhì)量的主導因子過程當中，所應用的方法一般有：相關性分析、顯著性檢驗、主成分分析、逐步回歸分析和數(shù)量化理論分析等[8]。

在未來，立地質(zhì)量評價將可能朝著如下幾個趨勢發(fā)展：①單因子變量向多因子綜合分析轉變；②單學科分析向多學科的綜合應用轉變；③從單純的土壤肥力等因子到結合氣候等多因子的定性定量多角度分析；④從單樹種評價到多樹種評價；⑤從僅考慮有林地的直接立地質(zhì)量到對無林地的間接立地分析，并做出最優(yōu)決策以遵循適地適樹的原則[11-13]。

1.2 試驗區(qū)概況

湘南地區(qū)包括湖南的郴州市、永州市和衡陽市部分地區(qū)，本研究的試驗點位于永州市東安縣、郴州市臨武縣和嘉禾縣。東安縣(110°59′ ~ 111°34′E，26°07′ ~ 26°52′N)全區(qū)總面積2 219.95 km2，地形以丘陵為主，西北略高于東南部，中部較為平坦；東安熱量豐富，日照充足，年均氣溫17.0℃，最高氣溫38.5℃，最低氣溫7.50℃，年均降雨量為1 335 mm，無霜期300 d，年均日照數(shù)超過1 325 h。臨武縣(122°20′ ~ 122°47′E，25°07′ ~ 25°35′N)處嶺南山脈東段北向，全縣總面積1 383 km2，系湘水、珠江兩河之源，地形西北向東南箕狀下降傾斜，東山、西山和桃竹山為其骨架；縣城平均海拔276 m；縣境水熱條件優(yōu)越，年平均氣溫為17.9℃，平均降雨量1 421.8 mm。嘉禾縣(112°1 ~ 112°35′4′E，25°26′ ~ 25°47′N)坐落在五陵山脈北麓，熱量充足、雨水較為集中，春天溫度變化較大、夏秋季節(jié)多干旱且嚴寒期短、暑熱期長；年均氣溫18.3℃，平均日照時數(shù)1 443.2 h，年平均降水量1 408.8 mm，每年的無霜期約為296 d。

2 研究方法

2.1 試驗方法

2.1.1 標準地的調(diào)查和采樣

在永州市東安縣7 a生“常寒一號”桉樹人工林分中設置15個標準地；在郴州市嘉禾縣和臨武縣的3、4、5、6和7 a鄧恩桉林分中分別設置了標準地3、3、4、4和4個；總共33個標準地。所有標準地均為20 m × 20 m，面積400 m2。之后進行樣地調(diào)查。所有標準地的基本調(diào)查因子都包括：地形因子和林木生長量(樹高、胸徑、冠幅、枝下高)。

部分標準地根據(jù)試驗設計還需進行土壤采樣，調(diào)查林地土壤的理化性質(zhì)：

每個標準地挖1個土壤剖面。記錄土層厚度(土層厚度1.5 m為最大調(diào)查深度，超過1.5 m則標記為>1.5 m，其他如實登記)。利用環(huán)刀法，對每個土壤剖面的不同厚度層1、2和3層(0 ~ 20、20 ~ 40、40 ~ 60 cm)進行采樣，每層1個環(huán)刀；并在環(huán)刀取樣的同時，用土壤袋對1和2層的土壤進行采樣，每層取土樣約200 g。將取好的環(huán)刀和土樣帶回實驗室進行土壤理化性質(zhì)測定。環(huán)刀樣品用以測定林地土壤的物理性質(zhì)，包括土壤容重、孔隙度(總孔隙度、毛管孔隙度和非毛管孔隙度)、持水量(飽和持水量、毛管持水量和田間持水量)等指標。土壤袋樣品用以測定林地土壤的化學性質(zhì)，包括pH值、有機質(zhì)含量、水解氮、有效磷和速效鉀等指標。

2.1.2 數(shù)據(jù)處理

2.1.2.1 立地因子數(shù)據(jù)的整合

因子分析本質(zhì)是一種多元降維處理，其分析過程不涉及地位指數(shù)，故作為因子分析的對象的標準地可以是不同林齡的。整理作為立地分析試驗對象的33個標準地(其中桉樹7 a生標準地19個，6、5 a生標準地各4個，4、3 a生標準地各3個)的以下立地因子數(shù)據(jù)：坡度(SL)、坡向(Asp)、坡位(Pos)、土層厚度(TH)、土壤容重(pb)、總孔隙度(Por)、毛管孔隙度(Por_c)、非毛管孔隙度(Por_mc)、飽和持水量(W)、毛管持水量(W_c)、田間持水量(W_f)、pH值(pH)、有機質(zhì)含量(C)、水解氮(N)、有效磷(P)和速效鉀(K)。由于所有樣地的海拔高度(EL)相近，故本研究暫不探討EL與立地質(zhì)量的關系。

其中土壤理化性質(zhì)分厚度層整理(0 ~ 20、20 ~ 40、40 ~ 60 cm層分別記為1、2、3層)。理化性質(zhì)先均取1、2層平均值作為立地因子變量并進行因子分析。

將每個標準地樹高最高的5株樹定為優(yōu)勢木，在進行因子調(diào)查時，該林齡的5株優(yōu)勢木的平均樹高(Ht)作為此時評價該桉樹人工林立地質(zhì)量的指標。

2.1.2.2 部分立地因子數(shù)據(jù)的量化及粗化處理

為了方便研究，需要對定性因子進行量化處理；而為了提高研究結果的適用度，需要對某些無法精確測定的定量因子進行粗化處理。標準見表1。

表1　因子粗化處理表

2.2 數(shù)據(jù)分析方法

2.2.1 主成分的提取及命名解釋

將所有立地因子輸入SPSS19.0分析軟件。利用因子分析法提取主成分，選取特征值>1的所有公共因子?i作為主成分。觀察旋轉后的公共因子載荷矩陣，此時作為主成分的公共因子的含義較為清晰，故能以此為根據(jù)進行命名解釋。

2.2.2 主導因子的篩選

一般情況下，較為重要的立地因子變量會在某個主成分的旋轉因子載荷上擁有較大的值，但如果僅依據(jù)該最大值判斷該變量對綜合立地情況的解釋能力，則可能無法兼顧該變量在其他主成分上的信息。為避免信息的過多丟失，本研究根據(jù)姚雪玲等[14]的研究方法，引入變量Norm；通過計算其變量值ik，從各個主成分?1-k上載荷絕對值大于0.5的立地因子中，選擇ik變量值最大者以及該最大變量值10%范圍內(nèi)的其他立地因子，進入該主成分的主導因子待定組1~k；各個待定組內(nèi)立地因子相關性顯著的，則取ik值最大的立地因子作為代表該主成分的主導因子；待定組內(nèi)相關性不顯著的，即不能被其他因子所代表，也要被篩選為該主成分的主導因子。Norm值計算公式為：

ik：第i個立地因子變量在k 個主成分上的綜合荷載，即Norm值；

ik：第i個立地因子變量在第k 個主成分上的荷載；

k：是第k個主成分的特征值。

2.2.3 利用主導因子變量構建多元線性地位指數(shù)方程

利用SPSS19.0數(shù)據(jù)分析軟件進行多元線性回歸分析，分析的對象為19個7 a生的桉樹人工林標準地。將篩選出來的主導因子變量作為自變量，優(yōu)勢木平均高(Ht)作為因變量，輸入軟件，并采取向后逐步篩選策略，擬進一步控制主導因子的個數(shù)，從而達到精簡回歸方程同時又能提高方程擬合調(diào)整2的目的。余下不適合剔除的立地主導因子變量作為方程的最終自變量組，由此回歸出來的方程為最終的多元線性地位指數(shù)方程。

2.2.4 多元線性地位指數(shù)方程的精度檢驗

由于該立地分析試驗7 a生標準地數(shù)量較少，只能進行小樣本的回歸分析，故在對擬合出來的回歸方程進行檢驗時，采用留一交叉驗證法。

留一交叉驗證法是先在回歸對象的所有19個標準地中留出1個，另外的18個標準地的變量重新進行回歸，只選擇第(5)步最終確定下來的立地主導因子，采用強制進入策略(所有立地主導因子強制輸入回歸方程)，擬合出1個檢驗回歸方程，再用留出該標準地的觀測變量去驗證相應的檢驗回歸方程。如此重復19次，直到每個標準地都被留出去驗證過另外18個標準地回歸出的方程。

通過留一交叉驗證法，可以得到19次驗證的均方根誤差(RMSE)和估計精度(EA)，其計算公式為：

yi：留出的檢驗標準地地位指數(shù)的實測值；

?i’：檢驗標準地立地因子變量代入臨時回歸方程計算得到的模擬值；

`y：檢驗標準地地位指數(shù)的實測值均值；

k：回歸樣本的個數(shù)；

n：檢驗樣本的個數(shù)。

最終擬合出來的回歸方程的RMSE和EA即為這19次檢驗回歸方程驗證的RMSE和EA的均值。

3 結果與分析

3.1 提取主成分并進行命名解釋

將坡度(SL)，坡向(Asp)，坡位(Pos)，土層厚度(TH)，第1、2層的土壤容重(pb)、總孔隙度(Por)、毛管孔隙度(Por_c)、非毛管孔隙度(Por_mc)、飽和持水量(W)、毛管持水量(W_c)、田間持水量(W_f)、pH值(pH)、有機質(zhì)含量(C)、水解氮(N)、有效磷(P)和速效鉀(K)進行因子分析發(fā)現(xiàn)相關矩陣無法通過Kaiser-Meyer-Olkin檢驗(KMO)和巴特利特球度檢驗(Bartlett)；而將土壤容重(pb)和總孔隙度(Por)改為第1、2、3層的平均值后，結果KMO度量為0.703，Bartlett近似卡方為714.669，<0.01，說明這些因子變量較適合做因子分析。故后續(xù)的pb和Por變量值采用第1、2、3層土壤樣品的平均值進行因子分析。

由表2可知部分立地因子之間的相關系數(shù)很高，特別土壤物理性質(zhì)的各個因子間、土壤有機質(zhì)含量(C)和土壤水解氮含量(N)之間的相關性，其相關系數(shù)的絕對值基本都超過了0.5，說明這些因子間的多重共線性很明顯。如果只根據(jù)相關系數(shù)來篩選主導因子，很可能會對后面的回歸分析的參數(shù)估計造成阻礙，導致回歸參數(shù)預估不準確，甚至回歸模型不可用。但從另一個角度來看，各因子間存在較強的線性關系，則更容易提取公共因子，適合進行因子分析，這點通過KMO和Bartlett的檢驗結果也可印證。

該16個立地因子進行線性組合，變換為16個公共因子?1~16，并采用最大差分法對因子載荷進行旋轉。

表2　立地因子相關性矩陣

注：表中加粗標注表示相關性達到顯著程度

表3列出了初始公共因子解的特征值和方差貢獻率情況、提取特征值大于1的公共因子、正交旋轉載荷矩陣后因子解的特征值和方差貢獻率情況。將特征值大于1的公共因子(前5個)提取出來作為主成分。觀察正交旋轉后的方差貢獻率可知，5個主成分的方差貢獻率分別為34.569%、17.120%、12.235%、11.319%、8.861%，累積達到了84.103%，說明這5個主成分可以解釋原有所有立地因子大部分的總方差，經(jīng)過因子分析后丟失的信息不多，結果較為理想。

表3　公共因子解釋原有因子總方差的情況

由表4可知，經(jīng)過正交旋轉之后，這5個主成分在更少的立地因子上存在高載荷值，這使得主成分的含義更為清晰?？蓪⒔^對值大于0.5的載荷值加粗標記出來進一步分析。

在第1個主成分上，土壤容重(pb)、總孔隙度(Por)、毛管孔隙度(Por_c)、非毛管孔隙度(Por_mc)、飽和持水量(W)、毛管持水量(W_c)、田間持水量(W_f)等土壤物理性質(zhì)的載荷絕對值均大于0.6，其他立地因子載荷明顯較小，所以可以把第1個主成分解釋為林地的土壤質(zhì)地。在第2個主成分上，土壤有效氮含量(N)和有機質(zhì)含量(C)存在很大的載荷值，其他立地因子載荷明顯較小。而在第3個主成分上，坡位(Pos)、土層厚度(TH)、土壤pH值(pH)的載荷絕對值大于0.6，其他立地因子載荷明顯較小。通常評價土壤的肥沃程度需要從土壤的養(yǎng)分情況、耕層薄厚和酸堿環(huán)境等幾個方面著手，第2主成分代表了土壤的養(yǎng)分情況，而第3個主成分則代表了耕層薄厚及酸堿環(huán)境。故可以將第2主成分命名為土壤有機環(huán)境，第3個主成分命名為土壤無機環(huán)境，二者共同代表著土壤的肥沃狀況。

表4　主成分旋轉因子載荷矩陣

注：表中加粗標注的表示該載荷值的絕對值達到了0.5以上

而在第4和第5主成分上載荷最高的分別是坡度(SL)和坡向(Asp)，絕對值均達到了0.85以上，明顯高于其他因子，可將第4和第5主成分分別解釋為林地坡度和林地坡向。

3.2 篩選出主導立地因子

引入變量Norm，其變量值為ik，通過公式計算出了各個立地因子的得分值ik，即第i個立地因子變量在k個主成分上的綜合荷載(表5)。表中各主成分列出的立地因子得分值ik為載荷值>0.5的立地因子。其中加粗標注的為該主成分最高得分值10%范圍內(nèi)的所有得分值，即進入主導因子待定組1~5。通過觀察本節(jié)前面表3.1中各立地因子之間的相關性，篩選出最后可以作為主導因子的立地因子，并在表中下劃線標注。

第1主成分?1中，進入主導因子待定組F1的因子有Por_nc、Wat、Wat_c、Wat_f，但這幾個因子之間的相關性全為顯著，所以只選擇得分值ik最大為2.30的非毛管孔隙度(Por_nc)為主導因子。主成分?2中，進入組F2的因子有N和C，但兩因子的相關性顯著，所以只選擇得分值最大為1.60的土壤有機質(zhì)含量(C)成為主導因子。主成分?3中，進入組F3的因子有TH、pH和K，K與pH相關性顯著，而與TH相關性不顯著，所以選擇得分值最大為1.40的速效鉀含量(K)和得分值為1.26的土層厚度(TH)成為主導因子。主成分?4中，進入組F4的因子有SL、TH和P，TH與SL相關性顯著，而與P相關性不顯著，所以選擇得分值最大為1.26的土層厚度(TH)和得分值為1.18的有效磷含量(P)成為主導因子。主成分?5中，進入組F5的因子只有pH，其得分值為1.37，故篩選成為主導因子。

最后篩選出的主導因子為非毛管孔隙度(Por_nc)、土壤有機質(zhì)含量(C)、速效鉀含量(K)、土層厚度(TH)、有效磷含量(P)、土壤酸堿度(pH)。

3.3 多元地位指數(shù)方程的建立與擬合

本研究采用的方程模型為多元線性方程。因變量是地位指數(shù)Ht，其變量觀測值選擇優(yōu)勢木平均高Ht。自變量是上節(jié)篩選出的6個主導因子。建立如下初模型：+b×+b×+b×+b×+b×+b×，其中，a為常量；b1、b2、b3、b4、b5、b6為主導因子的系數(shù)參量。

將6個主導因子輸入回歸分析軟件，綜合考慮調(diào)整2、回歸方程顯著性、變量的多重共線性等，采用向后篩選策略進行逐步回歸，進一步控制變量的個數(shù)，建立并擬合一個更為簡潔卻不失精度的方程。

由表6可知，初始回歸方程自變量有6個，進行擬合后決定系數(shù)2為0.730，調(diào)整的決定系數(shù)調(diào)整2為0.595。第1步逐步回歸，剔除了自變量P，發(fā)現(xiàn)2下降了0.001，但調(diào)整2卻上升到了0.625，同時偏F檢驗概率為0.835，這表示變量P的偏回歸系數(shù)與零無顯著差異，其對地位指數(shù)的線性解釋沒有顯著貢獻，須剔除。第2步逐步回歸，剔除了自變量pH，2下降了0.009，但調(diào)整2卻上升到了0.640，同時偏F檢驗概率為0.515，這表示變量pH的偏回歸系數(shù)與零無顯著差異，其對地位指數(shù)的線性解釋無顯著貢獻，須剔除。最終分析保留了變量K、TH、C、Por_nc和常量a。

表5　立地因子在各主成分的綜合荷載值

注：其中加粗標注的為該主成分最高得分值10%范圍內(nèi)的所有得分值

表6 逐步回歸過程

注：(1)初始自變量：a, K, P, TH, pH, C, Por_nc；(2)因變量：Ht；(3)最終變量：a, K, TH, C, Por_nc

表7為最終的回歸分析結果。經(jīng)過第2步逐步回歸分析后的回歸系數(shù)即為最終方程的回歸系數(shù)。多元線性地位指數(shù)方程為：12.619+0.053×+0.168×﹣0.021×+×，其中：因子Por_nc為無綱量，C的單位為g·kg-1,K的單位為mg·kg-1，TH以土層厚度<40 cm為1、40 ~ 60 cm為2、60 ~ 80 cm為3、80 ~ 100 cm為4、100 cm以上為5，Ht單位為m。式中涉及到林分土壤理化性質(zhì)的變量均為0 ~ 20 cm和20 ~ 40 cm測定值的均值。

3.4 方程精度檢驗

對19個樣地回歸出來的方程進行精度檢驗，采用留一交叉驗證，結果見表8。最終回歸方程的決定系數(shù)2為0.720，調(diào)整2為0.640，均方根誤差(RMSE)為0.606，估計精度(EA)為0.967。

表7 逐步回歸分析結果

表8 回歸方程精度驗證

4 討論

有效磷(P)在第1、2、4主成分上的載荷值為中等，速效鉀(K)在第1、2、3、4主成分上載荷值較平衡。這兩個因子在任何一個主成分上的載荷都不高，若只根據(jù)各個因子在單個主成分上的載荷值絕對大小，取較大者作為主導因子，則這兩個因子將會被忽略。但實際上這兩個因子都被篩選成為了主導因子，說明只根據(jù)單個主成分的載荷確定主導因子結果并不精確。必須要考慮各因子的綜合載荷，才可以更準確地找到主導因子。

坡向(Asp)與坡度(SL)兩個立地因子對桉樹林分的地位指數(shù)影響也較大，但湘南地區(qū)多為丘陵地帶，海拔起伏落差較?。欢覟榉奖阒鞣ミ\送，湘南桉樹人工林一般建立在坡度較小的宜林地上。所以，本研究的試驗標準地坡度均不大，這導致試驗數(shù)據(jù)中坡向及坡度與地位指數(shù)的偏相關性較弱，最后該兩個因子并沒有被篩選出來成為主導因子。

5 結論

(1) 通過主成分法分析湘南桉樹人工林的結果可知，第1主成分為林地土壤質(zhì)地，第2主成分為林地有機環(huán)境，第3主成分為林地無機環(huán)境，第4主成分為坡度，第5主成分為坡向；這說明在湘南地區(qū)桉樹現(xiàn)有人工林中，林地的土壤各項指標因子對林分的地位指數(shù)有著舉足輕重的控制作用。

(2) 采用主成分分析結果篩選主導因子，若只根據(jù)單個主成分的載荷確定主導因子結果并不精確；必須要考慮各因子的綜合載荷，才可以更準確地找到主導因子。最后篩選出的主導因子有非毛管孔隙度(Por_nc)、土壤有機質(zhì)含量(C)、速效鉀含量(K)、土層厚度(TH)、有效磷含量(P)、土壤酸堿度(pH)。

(3) 主導因子建立的多元地位指數(shù)方程，采用逐步回歸法最終確定為：12.619+0.053×+0.168×﹣0.021×+0.645×；其決定系數(shù)2為0.720，調(diào)整2為0.640，采用留一交叉驗證法驗證方程精度，得出均方根誤差(RMSE)為0.606，估計精度(EA)為0.967。

[1] 沈國舫,翟明普.森林培育學:第2版[M].北京:中國林業(yè)出版社,2011.

[2] SABATIA C O , BURKHART H E . Predicting site index of plantation loblolly pine from biophysical variables[J]. Forest Ecology and Management, 2014, 326:142-156.

[3] 郭艷榮,劉洋,吳保國.福建省宜林地立地質(zhì)量的分級與數(shù)量化評價[J].東北林業(yè)大學學報,2014,42(10):54-59.

[4] 孟憲宇.山楊次生林地位指數(shù)表編制方法的研究[J].北京林業(yè)大學學報,2001,23(3):47-51.

[5] WEISKITTEL A R, CROOLSTON N L, RADTKE P J. Linking climate, gross primary productivity, and site index across forests of the western United States [J]. Canadian Journal of forest Research,2011,41(8):1701-1721.

[6] SHAMA R P , BRUNNER A , EID T. Site index prediction from site and climate variables for Norway spruce and Scots pine in Norway[J]. Scandinavian Journal of Forest Research, 2012, 27(7):619-636.

[7] 鄭聰慧,賈黎明,段劫,等.華北地區(qū)桂皮棟天然次生林地位指數(shù)表的編制[J].林業(yè)科學,2013,49(2) :79-85.

[8] LAUER D K. KUSH J S. Dynamic site index equation for thinned stands of even-aged natural longleaf pine[J]. Southern Journal of Applied Forestry, 2010, 34(1) :28-37.

[9] 亢新剛.森林經(jīng)理學[M].北京:中國林業(yè)出版社,2011.

[10] 遲健,李桂英,陳家明,等.浙江省馬尾松人工林立地質(zhì)量的數(shù)量化研究[J].林業(yè)科學研究,1995,8(3) :303-308.

[11] 郭艷榮,吳保國,劉洋,等.立地質(zhì)量評價研究進展[J].世界林業(yè)研究,2012,25(5):47-52.

[12] 徐羅.天然林立地質(zhì)量評價[D].北京:北京林業(yè)大學,2014.

[13] 楊文姬,王秀茹.國內(nèi)立地質(zhì)量評價研究淺析[J].水土保持研究,2004,11(3):289-292.

[14] 姚雪玲,傅伯杰,呂一河.黃土丘陵溝壑區(qū)坡面尺度土壤水分空間變異及影響因子[J].生態(tài)學報,2012,32(16):4961-4968.

Effects of Selective Cutting Intensity on the Growth ofPlantations in Southern Hunan

LUO Xianquan1, LI Bohai1, DENG Xiang2,3, ZOU Jianwen1, LI Weitin1,CHEN Ling1,PENG Jing1, RAO Hongxin, TAN Zhihu1

(1.2.3.)

Taking 7-year-oldplantation in southern Hunan as the research object, explore the relationship between site factors and site quality.Five principal components of site factors of Eucalyptus plantation in southern Hunan were extracted(and "Changhan No. 1"): soil texture, forest nutrition, soil thickness, slope and aspect. The variance contribution rates were 34.569%, 17.120%, 12.235%, 11.319% and 8.861%, respectively. Six dominant factors, namely, non-capillary porosity (Por_nc), soil organic matter content (C), available potassium content (K), soil thickness (TH), available phosphorus content (P), soil acidity and alkalinity (pH), were screened out by factor analysis method, and use this as the self-variation factor to establish the multi-position index equation of 7a eucalyptus plantation in southern Hunan. And the available phosphorus content (P) and soil acidity and alkalinity (pH) were further eliminated by step analysis. At last, the equation was fitted:=12.619+0.053×+0.168×-0.021×+0.645×.Its determinant coefficient2was 0.720, adjusted2was 0.640, and the root mean square error (RMSE) was 0.606, and the estimation accuracy (EA) was 0.967。It can be used to predict the site index of 7-year-oldplantation in southern Hunan.

Southern Hunan;; selective cutting intensity; growth

S758.5+7

A

10.13987/j.cnki.askj.2019.04.001

國家重點研發(fā)計劃課題“桉樹大徑材定向培育技術”(2016YFD0600502);湖南省外國專家局引智示范項目“耐寒桉樹大徑材推廣示范”；湖南林業(yè)科技計劃項目“耐寒桉樹大徑材高效培育技術研究”(XLK201722)

羅先權(1964— )，男，高級實驗師，主要從事林木育種、林下藥用植物開發(fā)、森林生態(tài)、速生豐產(chǎn)林培育研究，E-mail:284684186@qq.com

李柏海(1970— )，男，研究員，主要從事耐寒桉樹研究與推廣，E-mail: libohai1970@163.com

#為并列第一作者

鄧翔(1994— )，男碩士，主要從事森林培育學研究及農(nóng)林生產(chǎn)技術工作，E-mail:3250073612@qq.com