謝哲根，儲開江，韓國康，郭瑋龍

（1.浙江省森林資源監(jiān)測中心，浙江 杭州 310020；2. 浙江省嵊州市農(nóng)林局，浙江 嵊州 312400；3. 浙江省林業(yè)廳，浙江 杭州 310020）

古香榧樹青果產(chǎn)量模型研究

謝哲根1，儲開江2，韓國康3，郭瑋龍2

（1.浙江省森林資源監(jiān)測中心，浙江 杭州 310020；2. 浙江省嵊州市農(nóng)林局，浙江 嵊州 312400；3. 浙江省林業(yè)廳，浙江 杭州 310020）

2015年7－9月，對浙江省嵊州市長樂鎮(zhèn)小昆村古香榧樹進(jìn)行每株調(diào)查，探索產(chǎn)量與胸徑、樹高、平均冠幅3個(gè)樹體因子之間存在的趨勢性、規(guī)律性關(guān)系。采用可變參數(shù)建模方法，構(gòu)建了古香榧樹青果產(chǎn)量模型。經(jīng)模型檢驗(yàn)，決定系數(shù)R2為0.641 3，估計(jì)精度EA為97.32%，總相對誤差TRE為0.019 1%，平均相對誤差MRE為0.425%。該產(chǎn)量模型能夠估測給定胸徑、樹高和冠幅的古香榧樹的平均水平的青果產(chǎn)量，可用于古香榧樹經(jīng)營水平評價(jià)、采果經(jīng)營權(quán)林木資源資產(chǎn)批量評估等。

古香榧樹；青果產(chǎn)量；模型；可變參數(shù)

香榧Torreya grandis cv. Merrillii是榧樹T. grandis經(jīng)人工選育并通過嫁接無性系繁殖的優(yōu)良品種，起源于唐代，擴(kuò)大栽培于宋代，元、明、清得到規(guī)模發(fā)展，栽培遍及會稽山區(qū)[1]。浙江會稽山區(qū)是香榧的原產(chǎn)地域[1]，目前樹齡50 a以上的結(jié)實(shí)大樹約10.5萬株，其中樹齡100 a以上的古香榧有7.2萬余株，1 000 a以上的有4 500余株[2]。

古香榧樹被冠以“長壽樹”、“千年圣果”等美譽(yù)，至今已發(fā)現(xiàn)的最古老的香榧樹活體在2012年測定時(shí)樹齡已達(dá)1 567 a[3]。保護(hù)和經(jīng)營良好的古香榧樹歷經(jīng)千年仍能碩果累累，具有高效的產(chǎn)出功能和良好的水土保持功能，是高價(jià)值樹木。20世紀(jì) 80年代中期以來古香榧樹資源保護(hù)和經(jīng)營工作越來越受到重視，開展了香榧古樹復(fù)壯試驗(yàn)[4]、豐產(chǎn)技術(shù)和實(shí)用技術(shù)研究[5-7]等。經(jīng)過30多a的技術(shù)推廣，古香榧樹經(jīng)營管理從粗放型向精細(xì)化發(fā)展。長期持續(xù)的果品生產(chǎn)能力是古香榧樹得以世代保存、留傳下來的自然基礎(chǔ)和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，但目前尚未見到古香榧樹產(chǎn)量模型研究的公開文獻(xiàn)報(bào)道。定量研究古香榧樹產(chǎn)量模型，以期為古香榧樹產(chǎn)量估測提供理論依據(jù)，對進(jìn)一步提高古香榧樹生產(chǎn)經(jīng)營和保護(hù)管理水平，促進(jìn)采果經(jīng)營權(quán)抵押貸款等農(nóng)村金融發(fā)展，均具有實(shí)踐意義。

1 研究地概況

香榧多生長在海拔200 ～ 800 m的山區(qū)，喜溫濕潤、弱光涼爽的氣候環(huán)境。朝夕多霧的溪流兩旁和直射光較少而散射光較多的山腰谷地是最佳生境，所產(chǎn)香榧品質(zhì)優(yōu)良，外殼薄、肉質(zhì)脆、后味濃。

研究地選擇在香榧原產(chǎn)地域內(nèi)的浙江省嵊州市長樂鎮(zhèn)小昆村，地處會稽山脈第二主峰西白山（海拔1 096 m）東側(cè)，屬于嵊州與東陽、諸暨交界地帶，120°54′41′′ E，29°50′36′′ N。西白山四周具有香榧種植、生長得天獨(dú)厚的氣候等自然地理?xiàng)l件。小昆村系典型山村，海拔500 m左右，地勢高峻、群峰環(huán)抱。氣候?yàn)閬啛釒Ъ撅L(fēng)氣候，溫和濕潤，雨量充沛，四季分明。年平均氣溫16.4℃，年平均降水量1 419.8 mm。海拔600 m以上山地土壤以黃壤為主，600 m以下為紅壤。

根據(jù)《浙江省古樹名木普查建檔技術(shù)操作細(xì)則》，古樹是指樹齡在百年以上的樹木。小昆村歷史悠久，從有文字記載至今已730 a，是浙江省以香榧為特色的興林富民示范村。經(jīng)歷代開墾，村邊地勢平緩的山坡成梯田，較大的谷地成田畈。小昆村古香榧樹（群）在山坡上形成“古香榧樹——林下作物”立體復(fù)合農(nóng)林生態(tài)經(jīng)營模式，典型經(jīng)營模式是“茶榧套種”、“榧稻套種”、“香榧農(nóng)作物套種”，實(shí)現(xiàn)了對山坡地資源的最大化、最優(yōu)化生態(tài)利用，是獨(dú)特的傳統(tǒng)山地利用系統(tǒng)。古香榧樹散生在茶園、農(nóng)作物梯田的路邊、梯田坎邊、梯田間緩坡石塊間隙等處，獨(dú)立分布或者數(shù)株小群狀分布，空間分布特點(diǎn)呈孤立木或者近似孤立木狀態(tài)。嵊州地方志推測，樹齡最大的香榧樹在1 000 a以上。

小昆村于1984年將古香榧樹全部承包給村民，由村民自行管理。2000年以來，嵊州市林業(yè)局派香榧專家普及香榧栽培管理知識，舉辦榧農(nóng)培訓(xùn)班，召開現(xiàn)場會，提高了村民香榧栽培管理技術(shù)，加強(qiáng)了榧樹栽培管理、病蟲害防治，香榧開花期進(jìn)行人工輔助授粉，產(chǎn)量大幅增加，進(jìn)而極大提高了村民經(jīng)營管理香榧的積極性。目前經(jīng)營情況已正常、穩(wěn)定，但農(nóng)戶間仍存在較大差距。

2 調(diào)查方法與數(shù)據(jù)處理

古香榧樹樹體較大，經(jīng)營管理、調(diào)查統(tǒng)計(jì)均以株為基本單位。2015年 7－9月開展小昆村全村古香榧樹全面調(diào)查。采用實(shí)地調(diào)查、每株調(diào)查方法，包括上圖定位、測定GPS坐標(biāo)，量測胸徑、樹高、冠幅等樹體因子，觀察、記載損傷種類和程度、病蟲害種類和危害程度，詢問權(quán)屬、最近3年（2012－2014年）的青果平均產(chǎn)量。調(diào)查結(jié)果，小昆村共有古香榧樹1 400株。

以3倍標(biāo)準(zhǔn)差原則，直接統(tǒng)計(jì)青果平均產(chǎn)量異常數(shù)據(jù)，需要剔除391株，剔除率27.9%。由于樹體大小差別大，按產(chǎn)量相關(guān)因子分組整理數(shù)據(jù)更具有合理性。如果按胸徑級分組，再分組統(tǒng)計(jì)青果平均產(chǎn)量異常數(shù)據(jù)，需要剔除651株，剔除率46.5%；按樹高級分組，剔除率38.9%；按樹冠幅級分組，剔除率40.2%。可見，雖然分組整理較合理，但按3倍標(biāo)準(zhǔn)差原則剔除率太高。

表1 建模樣本特征描述Table 1 Sample characteristics for modelling

異常值處理宜慎重，需結(jié)合專業(yè)問題具體判斷。為了盡量減少剔除數(shù)量，本研究采用產(chǎn)量胸徑比、產(chǎn)量樹高比、產(chǎn)量冠幅比作為判斷依據(jù)，如果比值特別高或者特別低，才能界定為異常數(shù)據(jù)。根據(jù)散點(diǎn)圖觀察，產(chǎn)量胸徑比、產(chǎn)量樹高比、產(chǎn)量冠幅比的極值范圍分別為0.05 ～ 5.36，0.33 ～ 42.86，0.63 ～ 54.55。剔除極值范圍以外的數(shù)據(jù)，最終篩選出1 013株作為建模樣本數(shù)據(jù)，剔除率27.64%。然后進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，表1為建模樣本的胸徑、樹高、平均冠幅、產(chǎn)量、產(chǎn)量胸徑比、產(chǎn)量樹高比、產(chǎn)量冠幅比等信息。

3 產(chǎn)量模型構(gòu)建

3.1 產(chǎn)量影響因素與建模主題

3.1.1 香榧產(chǎn)量形成與影響因素 香榧有性繁殖全周期需經(jīng)歷3 a，約29個(gè)月。第一年3－5月發(fā)芽抽梢，雄株榧樹6月中旬雄花芽分化，雌株榧樹11月初混合芽上雌球花花芽原基開始形成；第二年4月中下旬雌雄花發(fā)育成熟開始授粉受精形成幼果；第三年5－8月幼果逐漸膨大，9月初果皮轉(zhuǎn)淡黃，成熟期一般在白露前后至秋分之間?？梢?，香榧果實(shí)形成過程漫長，青果產(chǎn)量易受多種內(nèi)外因素影響。

首先，樹體大小。樹體大一般枝梢多，產(chǎn)量也高。香榧樹生物學(xué)上具有獨(dú)特的落枝特征，老枝不斷脫落，新枝不斷更新，在一個(gè)枝節(jié)上分布有不同年齡的枝梢，枝齡1 ～ 12 a[7]。通過自然脫枝、萌發(fā)更新枝，所以古香榧樹保持結(jié)實(shí)枝組的相對年輕化，并保持旺盛的結(jié)實(shí)能力。其次，培育與經(jīng)營管理水平。包括施肥、除草等撫育管理、人工輔助授粉、病蟲害防治等[5-6,8]，培育與管理技術(shù)措施得法，側(cè)枝枝條粗壯，生長勢旺盛，枝葉營養(yǎng)和激素水平良好，則結(jié)實(shí)能力強(qiáng)，產(chǎn)量高。第三，氣候等環(huán)境情況。生育物候期的氣象差異是產(chǎn)量年際變化的主要原因[9-13]，土壤和地形地貌等環(huán)境因子也對香榧生長和結(jié)實(shí)性狀產(chǎn)生影響[14]。如花期多雨、地形為背風(fēng)山坡或不通風(fēng)山谷，加劇授粉授精不良程度，增加落花率。5－6月果期如長期陰雨，造成光合產(chǎn)物不足、樹體營養(yǎng)不良，林地積水、土壤通氣不良，影響幼根生長，會引起大量落果。如果3月遭遇嚴(yán)重寒潮則會引起香榧樹大量落葉，造成幼果大量脫落。

因此，香榧青果產(chǎn)量受多重因素影響，由多種因素混合效應(yīng)決定，既有樹體因子相關(guān)的總體平均產(chǎn)量基本規(guī)律；又有林農(nóng)經(jīng)營者個(gè)體之間的經(jīng)營管理技術(shù)和投入水平差異引起的林木個(gè)體的豐產(chǎn)程度、大小年周期等；還有災(zāi)害性異常氣象等是突發(fā)性因子引起的當(dāng)年產(chǎn)量劇烈變化和隨后年份產(chǎn)量變化。

3.1.2 建模主題 鑒于產(chǎn)量影響因素的多重性、復(fù)雜性，目前尚無條件建立完善的古香榧樹產(chǎn)量模型，只能分步研究，先建立基礎(chǔ)性產(chǎn)量模型。所以本研究的主題是建立產(chǎn)量與樹體因子之間的基本模型，掌握產(chǎn)量依樹體因子的定量關(guān)系和總體變化規(guī)律，為進(jìn)一步全面的產(chǎn)量模型研究奠定基礎(chǔ)。

本研究的數(shù)據(jù)能夠支持基礎(chǔ)性產(chǎn)量模型研究，能夠反映當(dāng)前總體經(jīng)營水平的平均狀況。2009年以來沒有發(fā)生明顯影響產(chǎn)量的自然災(zāi)害；長樂鎮(zhèn)小昆村古香榧樹總體經(jīng)營水平在嵊州市處中等水平，具有代表性；最近3 a的平均年產(chǎn)量能夠減少大小年等現(xiàn)象的年際產(chǎn)量隨機(jī)波動。

3.2 自變量選擇

自變量選擇首先是考慮古香榧樹樹體特點(diǎn)。古香榧樹為100 a以上的壯齡樹，但各株香榧樹的準(zhǔn)確年齡無法識別；胸徑、樹高、冠幅生長量極小甚至停止，樹體大小已經(jīng)定型，通過小枝條更新保持旺盛的結(jié)實(shí)能力，常見1 000 a以上古香榧樹仍然豐產(chǎn)，表明產(chǎn)量與樹齡的相關(guān)性不明顯；古香榧樹為性成熟的盛產(chǎn)期果樹，如果沒有自然災(zāi)害，那么在給定的經(jīng)營技術(shù)水平和經(jīng)營模式下產(chǎn)量呈基本穩(wěn)定趨勢。所以，樹齡既不能、也不必作為產(chǎn)量模型的自變量。

平均產(chǎn)量與一些樹體變量之間存在著密切關(guān)系?？紤]到建立產(chǎn)量模型的目的是為了更好、更方便地進(jìn)行產(chǎn)量估測，本研究最終以胸徑、樹高、平均冠幅這3個(gè)變量為基礎(chǔ)，構(gòu)建基于樹體變量的古香榧樹產(chǎn)量模型。

3.3 模型設(shè)計(jì)

3.3.1 分別樹體變量因素產(chǎn)量總體趨勢分析 從表1可見，各特征因子的變動系數(shù)較大。單株的產(chǎn)量-冠幅成對值散點(diǎn)圖（圖1）較離散，表明古香榧樹個(gè)體之間產(chǎn)量差異大，雖然冠幅相近，但單株產(chǎn)量差別較大。產(chǎn)量-胸徑散點(diǎn)圖（圖2）、產(chǎn)量-樹高散點(diǎn)圖（圖3）也呈現(xiàn)類似結(jié)果。即使冠幅、胸徑、樹高都相近，產(chǎn)量差別也較大。

圖1 古香榧樹產(chǎn)量-平均冠幅散點(diǎn)圖Figure 1 Scatter diagram between yield and mea80n crown diameter

圖2 古香榧樹產(chǎn)量-胸徑散點(diǎn)圖Figure 2 Scatter diagram between yield and DBH

圖3 古香榧樹產(chǎn)量-樹高散點(diǎn)圖Figure 3 Scatter diagram between yield and tree height

圖4 平均產(chǎn)量單因素總體趨勢Figure 4 Chart of average yield in accordance with DBH, tree height and crown diameter

分別按胸徑級、樹高級、冠幅級統(tǒng)計(jì)平均產(chǎn)量，繪制平均產(chǎn)量單因素總體趨勢圖（圖 4），隨著樹體因子增大，產(chǎn)量趨勢曲線波動性增大，原因之一是大樹的數(shù)量少。圖中顯示產(chǎn)量與胸徑之間的趨勢介于直線關(guān)系至指數(shù)關(guān)系；產(chǎn)量與冠幅之間、產(chǎn)量與樹高之間基本呈直線趨勢。

根據(jù)以上產(chǎn)量趨勢設(shè)計(jì)了備選的產(chǎn)量模型式（1）、式（2）：

式中，Y為產(chǎn)量（kg）；D為胸徑（cm）；H為樹高（m）；T為平均冠幅（m）；c0、c1、c2、c3、c4為回歸系數(shù)。3.3.2 可變參數(shù)產(chǎn)量模型分析 從樹體大小看，產(chǎn)量是胸徑、樹高、冠幅等基本因子共同作用的結(jié)果。例如同樣大小的胸徑，各株個(gè)體之間的樹高、冠幅可能不同，并且隨胸徑增大，個(gè)體之間的樹高、冠幅大小差異加劇。所以理論上推斷，根據(jù)各因子獨(dú)立估測產(chǎn)量的準(zhǔn)確度低于綜合胸徑、樹高、平均冠幅三個(gè)樹體因子估測產(chǎn)量的準(zhǔn)確度。

本文采用可變參數(shù)建模方法，分析自變量的交互效應(yīng)，進(jìn)行綜合建模。首先，按胸徑級、樹高級分組，再按組統(tǒng)計(jì)各冠幅級的平均產(chǎn)量，得到各組的平均產(chǎn)量、冠幅成對值。然后，按組觀察產(chǎn)量-冠幅散點(diǎn)圖，大致呈線性關(guān)系，經(jīng)擬合得到各組的產(chǎn)量-冠幅一元線性方程（Y=a+bT）。最后，分別按胸徑級組繪制該組內(nèi)各樹高級組的回歸系數(shù)a、b與該組平均樹高趨勢圖（圖5、圖6），分別按樹高級組繪制該組內(nèi)各胸徑級組的回歸系數(shù)a、b與該組平均胸徑趨勢圖（圖7、圖8），觀察分析組間的參數(shù)的動態(tài)變化情況。結(jié)果顯示，常數(shù)項(xiàng)系數(shù)a與樹高之間呈現(xiàn)較明顯的趨勢關(guān)系（圖5）、回歸項(xiàng)系數(shù)b與胸徑之間呈現(xiàn)較明顯的趨勢關(guān)系（圖8）；而常數(shù)項(xiàng)系數(shù)a與胸徑之間（圖6）、回歸項(xiàng)系數(shù)b與樹高之間（圖7）均沒有明顯的趨勢關(guān)系。

圖5 產(chǎn)量-冠幅回歸方程常數(shù)項(xiàng)系數(shù)a與樹高的趨勢圖Figure 5 Constant coefficient of regression equation of yield-crown diameter with height

圖6 產(chǎn)量-冠幅回歸方程回歸項(xiàng)系數(shù)b與樹高的趨勢圖Figure 6 Regression coefficient of regression equation of yield-crown diameter with height

圖7 產(chǎn)量-冠幅回歸方程常數(shù)項(xiàng)系數(shù)a與胸徑的趨勢圖Figure 7 Constant coefficient of regression equation of yield-crown diameter with DBH

圖8 產(chǎn)量-冠幅回歸方程回歸項(xiàng)系數(shù)b與胸徑的趨勢圖Figure 8 Regression coefficient of regression equation of yield-crown diameter with DBH

通過以上參數(shù)變化，設(shè)計(jì)了可變參數(shù)、非線性產(chǎn)量模型式（3）至式（6）：

式中，c5為回歸系數(shù)；其他符號同上。

3.4 模型擬合

線性函數(shù)式采用多元線性回歸方法，非線性函數(shù)式采用非線性二乘法，擬合出模型參數(shù)（表2）。

表2 模型參數(shù)擬合結(jié)果Table 2 Model parameter fitting result

3.5 模型檢驗(yàn)與模型選擇

進(jìn)行模型擬合差異顯著性檢驗(yàn)、模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和模型使用精度檢驗(yàn)，檢驗(yàn)指標(biāo)[15-18]具體計(jì)算公式為式（7）至式（12）。由于古香榧樹單株青果產(chǎn)量離散性特點(diǎn)，構(gòu)建總體平均趨勢產(chǎn)量模型，反映單個(gè)樣本點(diǎn)估計(jì)值精度的指標(biāo)——平均相對誤差絕對值（RMA）不適用。

式中，yi為樣本單元產(chǎn)量實(shí)際調(diào)查值（kg）；xi為產(chǎn)量模型計(jì)算的樣本單元產(chǎn)量估計(jì)值（kg）；F為置信橢圓F 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量服從自由度f1=2、f2=n-2的F分布；R2為決定系數(shù)；EA為估計(jì)精度（%）；TRE為總相對誤差（%）；MRE為平均相對誤差（%）；n為樣本數(shù)量；a、b為回歸系數(shù)；tα為置信水平α 時(shí)的t值。

然后根據(jù)（產(chǎn)量模型估算值，樣本實(shí)際值）成對值，計(jì)算模型估測差異顯著性檢驗(yàn)指標(biāo)、模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)指標(biāo)和使用精度檢驗(yàn)指標(biāo)（表3）。

表3 模型檢驗(yàn)指標(biāo)計(jì)算結(jié)果Table 3 Model validation result

模型F檢驗(yàn)表示樣本實(shí)際值依模型產(chǎn)量估算值的線性回歸方程參數(shù)（a，b）與（0，1）是否具有顯著性差異。式（1）的F值為負(fù)數(shù)，說明該模型異常。式（2）～ 式（6）的模型F 檢驗(yàn)說明沒有顯著差異（F≤F0.05（2，1 011）= 3.0），表示在危險(xiǎn)率5%條件下，這些產(chǎn)量模型選型正確、適用。

決定系數(shù)表示模型擬合優(yōu)度，式（3）～ 式（6）決定系數(shù)達(dá)到0.64以上，相關(guān)比（其平方即為決定系數(shù)）達(dá)到0.8以上，優(yōu)于式（1）和式（2）。

模型使用精度檢驗(yàn)指標(biāo)反映模型系統(tǒng)偏差情況。估計(jì)精度各式均達(dá)97%以上（可靠性95%），總相對誤差均很小，平均相對誤差除式（1）外也很小，說明模型（2）～ 模型（6）使用精度較高，這些模型不存在系統(tǒng)偏差。但平均相對誤差指標(biāo)式（3）～ 式（6）明顯優(yōu)于式（1）和式（2）。

從決定系數(shù)和平均相對誤差二個(gè)指標(biāo)可見，綜合因素產(chǎn)量模型式（3）～ 式（6）明顯優(yōu)于單因素產(chǎn)量式（1）和式（2），說明應(yīng)用可變參數(shù)建模方法取得了較好效果。再根據(jù)模型參數(shù)個(gè)數(shù)判斷模型優(yōu)劣，模型參數(shù)越多模型穩(wěn)定性越差。式（3）參數(shù)最少，僅4個(gè)。式（4）～ 式（6）模型參數(shù)增加，但量并沒有帶來模型預(yù)測效果改善。

經(jīng)過綜合評價(jià)，式（3）最具適用性，確定古香榧樹青果產(chǎn)量模型為式（3），該模型決定系數(shù)R2為0.641 3，估計(jì)精度97.32%（可靠性95%），總相對誤差（TRE）為0.019 1%，平均相對誤差（MRE）為0.425%。

4 結(jié)論與討論

（1）由于古香榧樹分戶承包經(jīng)營，經(jīng)營戶多、分散，并且受調(diào)查季節(jié)限制等原因，產(chǎn)量調(diào)查難以采用實(shí)測方法，只能訪問調(diào)查。產(chǎn)量訪問調(diào)查時(shí)，農(nóng)戶經(jīng)營者的估重經(jīng)驗(yàn)和性格偏向決定其準(zhǔn)確性，估測結(jié)果難免有主觀性，可能給出虛夸高估、比較真實(shí)、隱瞞低估三種結(jié)果。鑒于古香榧樹資源的稀有性、珍貴性、重要性，以后應(yīng)加強(qiáng)產(chǎn)量實(shí)測調(diào)查等基礎(chǔ)工作。

（2）異常數(shù)據(jù)處理宜結(jié)合專業(yè)問題具體判斷。由于青果產(chǎn)量同時(shí)受多因素影響，古香榧樹個(gè)體之間產(chǎn)量差異較大，±3倍標(biāo)準(zhǔn)差的常用異常數(shù)據(jù)剔除方法不大適用。提出采用產(chǎn)量胸徑比、產(chǎn)量樹高比、產(chǎn)量冠幅比指標(biāo)識別特別異常數(shù)據(jù)，是有益的嘗試，其合理性有待驗(yàn)證。

（3）古香榧樹分布呈孤立木或者近似孤立木狀態(tài)，與同齡經(jīng)濟(jì)林不同，具有自身生長特點(diǎn)和產(chǎn)量特點(diǎn)，目前個(gè)體產(chǎn)量差異較大。建立產(chǎn)量與樹體因子之間的基礎(chǔ)性平均產(chǎn)量模型，能反映當(dāng)前總體經(jīng)營水平的平均狀況。通過可變參數(shù)方法建模，探索產(chǎn)量與胸徑、樹高、平均冠幅3個(gè)樹體因子之間存在的趨勢性、規(guī)律性關(guān)系，從而奠定基于林分樹體因子的產(chǎn)量模型結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)的理論基礎(chǔ)。

古香榧樹青果產(chǎn)量模型適用于各種胸徑、樹高、平均冠幅的總體趨勢水平上的平均產(chǎn)量估測。隨著先進(jìn)經(jīng)營模式和技術(shù)措施的普遍采用，技術(shù)水平將逐漸提高，樹體大小相似的個(gè)體產(chǎn)量差異將逐漸縮小，產(chǎn)量將趨近。所以平均產(chǎn)量模型參數(shù)需要動態(tài)研究。

鑒于古香榧樹產(chǎn)量影響因素除樹體因素外，還有管理水平，以及氣候、地形、土壤等諸多因素，因此本模型只適用于與研究地相似的地域環(huán)境。

（4）古香榧樹產(chǎn)量模型具有應(yīng)用價(jià)值。一是將單株古香榧樹的實(shí)際產(chǎn)量除以模型計(jì)算產(chǎn)量作為產(chǎn)量指數(shù)，評價(jià)經(jīng)營水平、挖掘增產(chǎn)潛力。在正常自然條件下，產(chǎn)量指數(shù)＞1，表示該株產(chǎn)權(quán)農(nóng)戶的經(jīng)營水平高于平均水平，其經(jīng)營管理技術(shù)值得推廣；產(chǎn)量指數(shù)＜1則相反，表示實(shí)際產(chǎn)量低于標(biāo)準(zhǔn)平均值，需要查找原因，改善經(jīng)營技術(shù)措施。二是開展古香榧樹采果經(jīng)營權(quán)林木資源資產(chǎn)批量評估。為推進(jìn)林權(quán)抵押貸款、森林保險(xiǎn)、林木生物資產(chǎn)核算等工作，迫切需要研究在較短時(shí)間內(nèi)一次性完成大批量的林木資源資產(chǎn)評估[19]。古香榧樹采果經(jīng)營權(quán)價(jià)值高，采果承包經(jīng)營權(quán)明確，是林農(nóng)很好的貸款抵押物。以古香榧樹產(chǎn)量模型為基礎(chǔ)結(jié)合農(nóng)戶經(jīng)營水平和自然災(zāi)害分析，進(jìn)行產(chǎn)量預(yù)測、收益估算，可以方便、快速完成采果經(jīng)營權(quán)林木資源資產(chǎn)批量評估，并提高資產(chǎn)評估結(jié)果的準(zhǔn)確度和可信度。

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Nut Yield Model for Ancient Torreya grandis cv. Merrillii

XIE Zhe-gen1，CHU Kai-jiang2，HAN Guo-kang3，GUO Wei-long2

（1.Zhejang Forest Resources Monitoring Center, Hangzhou 310020, China; 2. Shengzhou Forestry Bureau of Zhejiang, Shengzhou 312400, China; 3. Zhejiang Forestry Department, Hangzhou 310020, China）

Investigations were implemented on each ancient Torreya grandis cv. Merrillii trees from July to September, 2015, at Xiaokun village, Changle town, Shengzhou, Zhejiang province. The nut yield model was developed by adopting the variable parameter modeling method. By model validation，the coefficient of determination (R2) was 0.6413, the estimation accuracy (EA) was 97.32%, the total relative error (TRE) was 0.0191%, the mean relative error (MRE) was 0.425%. The yield model can estimate the output of a given DBH, tree height and crown diameter under average management level. The estimated results can estimate individual management level and forest resources assets of the nut value.

ancient Torreya grandis cv. Merrillii; nut; yield model; variable parameter

S791.53

A

1001-3776（2017）01-0079-08

10.3969/j.issn.1001-3776.2017.01.014

2016-09-12；

2016-12-05

浙江省省院合作項(xiàng)目“林權(quán)抵押貸款森林資源資產(chǎn)評估技術(shù)研究”（2014SY19）

謝哲根，教授級高工，從事森林經(jīng)理、森林資源資產(chǎn)評估工作；E-mail：szg330120@163.com。