桂中地區岑軟3號油茶產量分析

摘 要 岑軟3號油茶是經國家審定適宜在廣西地區栽培的良種油茶，為掌握岑軟3號油茶在桂中地區的產量情況，對岑軟3號油茶的冠幅、樹高及鮮果重連續多年進行測定分析。結果表明：進入試產期后的岑軟3號油茶單位面積產量、單株產量隨著樹齡的增長而持續增加，且增長幅度由快速趨于平緩；樹齡、冠幅和樹高均與單株產量呈正相關，相關性從大到小依次為樹齡、冠幅、樹高。

關鍵詞 油茶；岑軟3號；產量；栽培技術；廣西

中圖分類號：S794.4 文獻標志碼：A DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2024.11.010

油茶（Camellia oleifera Abel.）作為我國特有的木本油料樹種，在我國南方主栽的經濟林樹種中占有重要的經濟和社會地位，有著“東方橄欖樹”的美譽。茶油營養豐富，含角鯊烯、油酸、不飽和脂肪酸、維生素E和多酚類化合物等多種藥理活性成分，具有調節血糖、降低膽固醇、預防心腦血管疾病、抗氧化抗衰老等功效[1]，是一種綠色健康的食用油，在食品業、醫療業、日用化工業等領域有著廣泛應用。

產量是衡量經濟作物的重要指標，產量高低決定經濟作物的產業發展。產量屬于數量性狀，同時受自身遺傳因子和外界環境因子影響。影響油茶產量的內在因素主要為遺傳特性，作為一種后期自交不親和樹種，油茶自然條件下受精率不高，生產上往往存在花多果少、結籽率低和低產的問題；其次，種源和品種不同也會導致油茶產量差異，有研究表明，廣西8個種源的175個優株油茶的單株產量、出籽率、出油率等指標存在差異[2]。影響油茶產量的外界環境因子包括光照、水分、溫度、土壤、立地條件、人為因素等，緯度、海拔、日照時長、年總輻射量與產量有較強的相關性[3]。

廣西作為油茶的重點產區，至2022年全區油茶經營總面積達到56.67萬hm²[4]，但存在低產低效林面積大[5]、產量不穩定等問題，產量不高成為制約油茶產業發展的瓶頸，實現油茶增產穩產迫在眉睫。測產可為油茶產量提升研究提供有效依據，因此開展油茶測產研究十分必要。本研究于2016—2020年連續5年對維都林場2011年種植的岑軟3號油茶進行測產，并分析冠幅、樹高與產量間的相關性，以期為桂中地區岑軟3號油茶高產栽培提供參考。

1" 材料與方法

1.1" 測產地概況

油茶測產地位于廣西壯族自治區來賓市興賓區鳳凰鎮（廣西國有維都林場雅江分場12林班），境域氣候類型為亞熱帶季風氣候，位于北緯23°54′，東經109°18′，最高海拔512.7 m，年平均降雨量1 400 mm，年平均氣溫20.8 ℃，年日照時長1 750 h。

1.2" 測產林分情況

測產林分為2011年的油茶新造林，造林品系為通過國家審定的岑軟3號良種油茶，苗木由廣西林業科學研究院繁育，為1年生嫁接苗，該油茶具有速生、抗性強、適應性廣、含油率高等優點，是廣西重點推廣及主要栽培良種。林地土壤為紅壤，造林密度為2.0 m×3.0 m，造林后每年均實施砍雜及追肥等撫育工作，其中2016—2017年每年全砍雜3次、修剪1次、追肥1次（施放復混肥，0.75 kg·株^-1）；2018—2020年每年全砍雜3次、修剪1次，追肥2次（施放復混肥，1.00 kg·株^-1）。

1.3" 測產方法

采用隨機抽樣的方式于測產林分的上、中、下坡及東、南、西、北方向設置樣地，共計15個。各樣地大小用皮尺進行實測，樣地長20 m，寬10 m，樣地內油茶株數不少于30株，小于30株則擴大樣地面積，樣地內每株油茶均掛牌標識。2016—2020年于每年的10月底開展測產工作，通過測量樣地面積，計算種植密度，測定樣地內釘牌油茶對應的單株鮮果重、樹高及冠幅，進行產量分析。

1.4" 數據處理

采用EXCEL 2007軟件記錄數據，使用SPSS 23.0軟件對產量與樹高、冠幅進行顯著性分析和相關分析。

2" 結果與分析

2.1" 不同年份產量指標對比分析

以不同年份作為變量對相應樣地的單位面積產量、單株產量、單位冠幅產量、樹高、冠幅分別進行比較，先進行方差齊性檢驗。分析結果表明（見表1），除樹高外的各指標顯著性值均大于0.05，說明除樹高外的各指標方差是齊性的，可進行LSD兩兩比較分析；樹高顯著性值p=0.033＜0.05，可進行Games-Howell多重比較[6]。方差分析結果表明（見表2），其單位面積產量、單株產量、樹高、單位冠幅產量、冠幅的F值分別為88.959、107.981、37.992、41.700、5.795，顯著性值p均小于0.01，差異均極顯著。

多重比較結果顯示（見表3），在單位面積產量中，各年份單位面積產量存在極顯著差異，按單位面積產量由高到低依次為2020、2019、2018、2017、2016年，2017年和2018年之間、2019年和2020年之間不存在顯著差異，2019年和2020年分別極顯著高于2017年和2018年，2017—2020年均極顯著高于2016年。2016年產量最低（1 320.60 kg·hm^-2），此時油茶林剛進入試產期（5年樹齡），隨后產量逐年增加，說明進入試產期后的岑軟3號油茶單位面積產量隨著樹齡的增長而增加。總體來說，油茶單位面積產量增長幅度由快速趨于平緩，前期增長幅度較大，2017年增長幅度最大，較2016年增長6 388.50 kg·hm^-2，同比增長率為483.76%；2017年與2016年相比，油茶經營管理措施一致，單位面積產量劇增主要是由樹齡引起。其次2019年同比增長率較大，為28.29%。

在單株產量方面，各年份間單株產量存在極顯著差異，單株產量由高到低依次為2020、2019、2018、2017、2016年，單株產量隨著樹齡增長而增加，各年份間單株產量顯著性差異與單位面積產量顯著性差異一致。

在樹高方面，各年份間樹高大小存在極顯著差異，樹高由高到低依次為2020、2019、2017、2018、2016年，其中2020年樹高極顯著高于其他4個年份的樹高，2019年與2017年無顯著差異，2019年和2017年顯著高于2018年和2016年。

在冠幅方面，各年份間冠幅大小存在極顯著差異，冠幅大小由大到小依次為2020、2017、2019、2018、2016年，2020年冠幅極顯著大于其他4個年份的冠幅。

在單位冠幅產量方面，各年份間單位冠幅產量存在極顯著差異，單位冠幅產量由高到低依次為2019、2017、2018、2020、2016年。2019年極顯著高于2016、2018、2020年，與2017年沒有顯著性差異；2017年極顯著高于2016、2020年，與2018、2019年不存在顯著性差異；2018年和2020年均極顯著高于2016年，二者無顯著性差異。2016年單位冠幅產量最低是由于該年度油茶剛進入試產期，掛果株不多且單株產量不高；2020年單位冠幅產量不高是該年度冠幅較大的緣故。

2.2" 不同指標對單株產果量的顯著性分析

以不同樹齡、樹高、冠幅等生長指標作為單因素對單株產果量作顯著性分析。單因素方差分析結果表明（見表4），因變量分別為樹齡、樹高、冠幅時，單株產量的F值分別為562.766、52.537、88.583，顯著性值p均小于0.01，說明不同樹齡、樹高、冠幅間的單株產量均存在極顯著差異。

多重比較結果顯示（見表5），單株產量隨著冠幅、樹齡、樹高的增長而增加，其中樹齡9年的單株產量（8.90 kg·株^-1）極顯著大于其他樹齡的單株產量，冠幅大于等于7 m²的單株產量（9.14 kg·株^-1）顯著大于其他冠幅的單株產量，樹高大于等于3 m的單株產量（8.45 kg·株^-1）顯著大于其他樹高的單株產量。

2.3" 不同生長指標與單株產量的相關分析

對樹齡、樹高、冠幅及單株產量進行雙變量相關性分析，結果表明（見表6），樹齡、樹高、冠幅與單株產量的相關程度從高到低依次為：樹齡、冠幅、樹高，樹齡、樹高、冠幅均分別與單株產量具有正相關關系，且達到極顯著水平。

2.4" 不同生長指標對單株產量的偏相關分析

相關性分析反映的是樹高、樹齡、冠幅及單株產量中任意兩個指標的相互關系，由于樹高、樹齡及冠幅3個指標間互相影響，僅是相關性分析不能準確說明冠幅、樹齡及樹高對單株產量的影響。偏相關性分析則可實現消除其他生長指標的影響下，單獨研究這一指標對單株產量的影響，相關程度更準確。由偏相關分析結果可知，樹齡與單株產量的偏相關系數為0.584，p=0＜0.01，二者為極顯著正相關關系；樹高與單株產量的偏相關系數為0.013，p=0.56＞0.05，二者相關性較弱；冠幅與單株產量的偏相關系數為0.174，p=0＜0.01，二者為極顯著正相關關系。說明各指標與單株產量的相關關系由高到低依次為：樹齡、冠幅、樹高。

2.5" 樹齡、樹高和冠幅對單株產量的回歸分析

以樹齡、樹高和冠幅為自變量，單株產量為因變量進行多元回歸分析。逐步回歸法分析結果顯示，多重相關系數R=0.682，R²=0.465，說明樹齡、樹高和冠幅能解釋單株產量變化的46.5%；ANOVA分析中F=604.578，p=0＜0.01，冠幅和樹高對單株產量的影響達到極顯著水平；油茶單株產量回歸方程為：Y=-7.7+1.752x₁+0.102x₂+0.304x₃。由回歸方程可知，樹齡每增長1年，單株產量增加1.752 kg；樹高每增加1 m，單株產量增加0.102 kg；冠幅每增加1 m²，單株產量增加0.304 kg。說明在對單株產量的作用中，樹齡＞冠幅＞樹高，該結果與上述的相關分析、偏相關分析均一致。樹高對單株產量作用最弱，可能是每年修剪控制樹高生長造成的。

3" 小結與討論

進入試產期的岑軟3號油茶單位面積產量、單株產量均隨著樹齡的增長而持續增加，且增長幅度由快速趨于平緩，并未出現油茶常見的大小年現象，可能是試驗林分剛進入試產期，尚未完全進入盛產期。樹齡、冠幅和樹高均對單株產量呈正相關，相關關系由大到小依次為樹齡、冠幅、樹高，樹齡、冠幅對單株產量有著顯著影響，冠幅對單株產量的作用強于樹高，這一結果與前人研究一致[7]。油茶作為經濟樹種，實際生產中為便于采收，往往需要控制樹高，故要提高油茶單株產量應保持較大的冠幅，進入盛產期后的油茶林可通過疏伐方式伐除產量不高或不掛果的單株，為產量中等以上單株釋放更多生長空間。

在多元回歸分析中，得到樹齡、樹高、冠幅與單株產量的回歸方程：Y=-7.7+1.752x1+0.102x2+0.304x3，其中決定系數R2=0.465，故剩余因子（e=[1?R2]=0.731）數值較大，說明同一品種、立地條件和管護模式下，影響岑軟3號油茶單株產量的不僅有樹齡、冠幅和樹高因素，還有影響較大因素尚未分析到，今后對岑軟油茶單株產量的研究還應增加其他指標。

參考文獻：

[1] 劉運鋒，邱兆志，申新剛，等. 茶油的化學成分和藥理作用研究進展[J]. 南方農業，2020，14（9）：132-134.

[2] 路迎春. 廣西不同種源油茶子代優株果實經濟性狀評價[D]. 長沙：中南林業科技大學，2014.

[3] 劉偉. 福建省油茶產地主要生態因子與產量和品質的相關性研究[D]. 福州：福建農林大學，2014.

[4] 廣西壯族自治區林業局. 廣西油茶綜合產值已達400多億元[EB/OL].（2022-08-04）[2024-01-15].https：//www.forestry.gov.cn/main/52/20220804/151146423121237.html.

[5] 劉光快，陳竑，彭發基，等. 廣西油茶產業發展的現狀、存在問題與對策[J]. 貴州農業科學，2019，47（11）：151-155.

[6] 杜強， 賈麗艷， 嚴先鋒. SPSS統計分析從入門到精通[M].2版.北京：人民郵電出版社，2019：223-228.

[7] 王勁松，李步斌，林佳貝，等. 岑軟3號油茶無性系樹高、冠幅與產量關系的研究[J]. 林產工業，2018，45（1）：59-62.

（責任編輯：敬廷桃）