低效林成因及變化規律淺析

龔道生

(福建省壽寧縣林業局資源管理站,福建 寧德 355500)

1 引言

低效林分產量低、效益差，影響了森林生態功能的發揮。關于低效林的成因及改造辦法，前人已進行了大量實踐并積累了豐富的經驗，而關于低效林發生規律的研究，卻鮮見報導。為了掌握壽寧縣低效林分的發生發展趨勢，現以馬尾松、黃山松、杉木等主要造林樹種為分析對象，研究不同樹種、不同立地條件下的低效林發生規律，以期為制定具體的改進措施提供參考。

2 研究區域概況

壽寧縣地處福建省東北部，經度119°12′～119°44′，緯度27°16′～27°40′，與浙江南部景寧、泰順、慶元接壤，海拔52～1649 m，土地總面積217.8萬畝，山地面積175萬畝，具有明顯的海洋性季風氣候特點，年平均氣溫13～19 ℃，年平均降雨量1500～2300 mm，無霜期平均235 d。全縣有林地面積97645.9 hm2，天然林的現存面積63.7萬畝，占有林地面積的36.1%。

3 研究方法

3.1 資料收集

采用胸高斷面無樣地技術，分別對馬尾松、黃山松及杉木3個主要造林樹種的中齡林以上林分進行因子調查，獲取年齡、平均胸徑、蓄積量及立地條件等級等基本數據，共抽取8996個小班，調查面積49482.3 hm2。

3.2 數據整理

將不同樹種林分按立地條件分類，統計面積，計算出年平均生長量，以材積生長量低于同類平均水平的30%為低效林評判標準，分別計算出低效林、正常林分的面積、平均胸徑、平均生長量。基礎數據見表1。

表1 不同樹種不同立地類型低效林基礎數據統計

4 結果與討論

4.1 低效林產生率差異性分析

以林分面積為協變量x，以低效林面積為反應變量y，作協方差分析，以同立地類型為區組，以不同樹種為處理，基礎數據見表2。

表2 不同樹種、不同立地條件林分面積及低效林比率統計

4.1.1 協變量與反應變量相關性分析

相關統計量計算結果見表3，以y的誤差項變異作為測定y對x的回歸關系的總變異，列出方差分析表見表4。

表3 低效林面積離差平方和計算結果匯總

表4 y對x回歸關系方差分析

由于F=73.9997>F0.01(1,5)=16.3，說明回歸關系極顯著，用回歸來矯正每一處理的效應值。

4.1.2 處理間的方差分析

計算除去回歸關系后各統計量，列出表5，從表中可以看出，除去回歸關系后，各處理差異不顯著。

表5 除去回歸關系后的處理的方差分析

4.2 不同樹種林分生長量差異性分析

以林分平均胸徑為協變量x，以平均生長量為反應變量y，作協方差分析，基礎數據見表6。

表6 不同樹種、不同立地條件低效林平均胸徑、平均生長量

4.2.1 協變量相關性分析

各相關統計量計算結果見表7，以y的誤差項變異作為測定y對x的回歸關系的總變異，列出方差分析表見表8，由于F=7.5193>F0.05(1,5)=6.61，說明回歸關系顯著。

表7 平均生長量離差平方和計算結果匯總

表8 協變量與反應變量相關性方差分析

4.2.2 處理間的方差分析

計算除去回歸關系后各統計量，得出表9，從表中可以看出，除去回歸關系后，各處理差異不顯著。

表9 除去回歸關系后的平均生長量方差分析

4.3 不同樹種正常林分生長量差異性分析

以正常林分平均胸徑為協變量x，以平均生長量為反應變量y，作協方差分析，基礎數據見表10。

表10 不同樹種、不同立地條件下正常林分胸徑及生長量

4.3.1 協變量相關性分析

計算各相關統計量，結果見表11，以y的誤差項變異作為測定y對x的回歸關系的總變異，列出方差分析表見表12，由于F=36.7892>F0.01(1,5)=16.3，說明回歸關系極顯著，可用回歸來矯正每一處理的效應值。

表11 正常林分生長量離差平方和計算結果匯總

表12 協變量與反應變量相關性方差分析

4.3.2 處理間的方差分析

計算除去回歸關系后各統計量，得出方差分析表13，從表中可以看出，除去回歸關系后，各處理差異極顯著。

表13 除去回歸關系后的正常林分生長量方差分析

4.3.3 矯正每處理的生長量并作t檢驗

5 結語

(1)低效林的成因復雜，涉及人為因素和自然因素，甚至二因素交互作用。提高經營水平能降低低效林發生量，但不能徹底消除低效林。因此，在低效林改造的投入方面，存在邊際效應，即當投入達到邊際值時，改造的效應就會下降。

(2)三大主要造林樹種林分平均生長量并無顯著差異，而剔除低效林后，林分生長量存在極顯著差異，且杉木的生長量最高，表明杉木是不耐瘠薄的速生樹種，更易形成低效林。

(3)適地適樹是營林生產必須遵循的根本準則，也是減少低效林發生的有效措施。