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距离和密度制约对吉林蛟河阔叶红松林幼苗生长的影响

姚杰, 宋子龙, 张春雨, 孟令君, 赵秀海

姚杰, 宋子龙, 张春雨, 孟令君, 赵秀海. 距离和密度制约对吉林蛟河阔叶红松林幼苗生长的影响[J]. 北京林业大学学报, 2019, 41(5): 108-117. DOI: 10.13332/j.1000-1522.20190027
引用本文: 姚杰, 宋子龙, 张春雨, 孟令君, 赵秀海. 距离和密度制约对吉林蛟河阔叶红松林幼苗生长的影响[J]. 北京林业大学学报, 2019, 41(5): 108-117. DOI: 10.13332/j.1000-1522.20190027
Yao Jie, Song Zilong, Zhang Chunyu, Meng Lingjun, Zhao Xiuhai. Effects of distance and density dependence on seedling growth in a broadleaved Korean pine forest in Jiaohe of Jilin Province, northeastern China[J]. Journal of Beijing Forestry University, 2019, 41(5): 108-117. DOI: 10.13332/j.1000-1522.20190027
Citation: Yao Jie, Song Zilong, Zhang Chunyu, Meng Lingjun, Zhao Xiuhai. Effects of distance and density dependence on seedling growth in a broadleaved Korean pine forest in Jiaohe of Jilin Province, northeastern China[J]. Journal of Beijing Forestry University, 2019, 41(5): 108-117. DOI: 10.13332/j.1000-1522.20190027

距离和密度制约对吉林蛟河阔叶红松林幼苗生长的影响

基金项目: 国家重点研发计划重点专项项目(2017YFC0504104),国家自然科学基金项目(31670643)
详细信息
    作者简介:

    姚杰。主要研究方向:森林生态学。Email:yaojie1316@hotmail.com 地址:100083 北京市海淀区清华东路35号北京林业大学林学院

    责任作者:

    赵秀海,教授,博士生导师。主要研究方向:森林可持续经营、森林生态学。Email:zhaoxh@bjfu.edu.cn 地址:同上

  • 中图分类号: S754

Effects of distance and density dependence on seedling growth in a broadleaved Korean pine forest in Jiaohe of Jilin Province, northeastern China

  • 摘要:
    目的生物多样性的形成和维持机制是生态学领域的核心问题,关于距离和密度制约对温带森林幼苗生长和生物量积累影响的报道目前较为缺乏。本研究探讨温带森林是否存在距离或密度制约现象,若存在,土壤病原菌是否是距离或密度制约现象的内在驱动机制。
    方法本研究基于温室控制试验,选取吉林蛟河阔叶红松林内3个树种,对其幼苗生长进行为期4个月的动态监测,分析不同试验处理(幼苗密度、距成年母体距离和土壤杀菌)对幼苗高生长和生物量的影响。
    结果红松、水曲柳和黄檗幼苗在低密度下的高生长显著高于高密度,都表现明显的负密度制约现象。土壤杀菌处理仅能显著提高水曲柳幼苗的高生长,虽然水曲柳和黄檗幼苗高生长在距母体不同距离间存在差异,但并未表现出随离母体距离增加有助于幼苗生长的现象,研究结果不符合距离制约现象。水曲柳和黄檗幼苗根、茎、叶以及总生物量积累仅与幼苗密度显著相关,且在低密度下的根、茎、叶以及总生物量积累显著高于高密度,同样表现出负密度制约现象。而距母体距离和土壤杀菌处理对幼苗根、茎、叶以及总生物量积累均无显著影响。
    结论该温带森林中存在明显的负密度制约现象,但不存在距离制约现象。本研究认为引起幼苗密度制约性生长的因素是种内竞争,而土壤病原菌作用非常有限,且研究结果不支持距离制约性生长;其次,距离制约证据的缺乏表明,该温带森林中的病原菌并不具有强烈的宿主专一性,对幼苗密度制约性生长起作用的可能是非特异性病原菌。未来还需深入探讨种内、种间竞争和非特异性病原菌对幼苗生长的相对作用。
    Abstract:
    ObjectiveElucidating the maintenance of diversity in plant communities has long been a challenge for ecologists and a key goal of community ecology. Reports on the effects of distance and density dependence on seedling growth in temperate forests are currently lacking. We explore whether there is a distance or density dependence in temperate forests. If so, whether soil pathogens are the driving factors for distance or density dependence.
    MethodBased on the greenhouse experiment, we selected three tree species in a broadleaved Korean pine forest in Jiaohe in Jilin Province of northeastern China to monitor the seedling growth for 4 months. We analyzed the effects of the seedling density, distance to adult tree (parental distances) and soil sterilization on seedling height growth and seedling biomass.
    ResultThe results showed that the height growth of Pinus koraiensis, Fraxinus mandschurica and Phellodendron amurense seedlings at low seedling density was significantly higher than that of high seedling density, indicating that there was significantly negative density dependence in our temperate forest. However, soil sterilization can only significantly increase the height growth of F. mandschurica seedlings. Although the height growth of F. mandschurica and P. amurense seedlings was significantly affected by the parental distances, it didn’t show the trend that the seedling height grew well with increasing distance from the adult tree. Thus, our results didn’t meet the phenomenon of distance dependence growth. We found that the root, stem, leaf and total biomass of F. mandschurica and P. amurense seedlings were only significantly correlated with seedling density. The root, stem, leaf and total biomass at low seedling density were significantly higher than that of high seedling density, indicating that biomass accumulation was also affected by density dependence growth. The parental distances and soil sterilization, however, had no significant effect on seedling root, stem, leaf and total biomass.
    ConclusionThe results show that there is obvious negative density dependence growth in the temperate forest, but there is no distance dependence growth. This study suggests that the factor that causes the negative density dependence growth maybe the strong intraspecific competition, while the role of soil pathogens is very limited. Our results do not support the distance dependence growth. Second, the lack of evidence of distance dependence growth indicates that the soil pathogens in our temperate forest do not have intense host specificity. The generalist soil pathogens may play a role in negative density dependence growth. In the future, it is necessary to further explore the relative importance of the intra- and inter-specific competition and generalist soil pathogens in driving the seedling growth.
  • 油用牡丹(Paeonia suffruticosa)是我国特有的木本油料树种,属于多年生小灌木[1-2],对其开发利用具有很高的经济效益、生态效益和社会效益[3-4]。现阶段,油用牡丹植株修剪和果实采摘机械化水平较低[5-6]。已有研究表明:根据油用牡丹植株的生长特点和农艺条件,采用切割方式切断茎秆能有效的进行果实采摘[7],但油用牡丹茎秆切割机理尚未明确。

    目前,关于灌木切割的研究主要集中在力学参数与茎秆物理特性、微观组织、化学成分的关系上[8]。同时,刀具角度如滑切角[9]、斜切角[10-11]对茎秆切割有显著影响,并且茎秆本身的物理特性也会影响其切割性能[12-13]。研究表明:灌木微观结构属于典型的多孔胞元结构,这种微观组织成分和排列模式导致宏观动态力学性能与加载速率相关[14-16]。针对作物茎秆切割,许多研究基于Johnson-Cook模型[17-18]使用有限元方法模拟分析了其切割特性。如廖宜涛等[19-20]对芦竹(Arundo donax)切割的研究,郭茜[21]对藤茎类秸秆的切割特性研究,苏工兵等[22-23]对苎麻(Boehmeria nivea)茎秆切割研究。柳爱群等[24]基于准静态单轴拉伸和单轴扭转试验给出了材料参数的识别方法,季玉辉[25]提出了Johnson-Cook材料参数估计方法和估计程序。但茎秆切割研究中计算未考虑应变率效应,也未对本构方程参数的测定方法进行研究。

    对处于果实成熟期的“紫斑”油用牡丹茎秆切割特性进行相关研究,提出以Johnson-Cook模型作为茎秆切割本构模型。通过电子万能试验机进行准静态拉伸试验和动态拉伸试验,得到油用牡丹茎秆材料的Johnson-Cook本构方程参数,基于ANSYS/LS-DYNA软件仿真计算油用牡丹茎秆的切割过程,并对其应变率效应和应变硬化效应进行分析。通过模拟和试验结果的对比验证了模型的可行性和正确性,为后续采摘机械研究提供依据。

    材料均选自北京市海淀区鹫峰国家森林公园牡丹园种植的“紫斑”油用牡丹,随机选取当年生长的新枝,取样时间为牡丹植株的果实成熟期。选择生长良好,无病虫害或机械损伤的茎秆,从果实果柄向下30 ~ 50 cm处剪下(保证与果实采摘时切割位置一致),茎秆经手工去除叶和侧枝,装入保鲜袋密封。并于当天在北京林业大学工学院实验室(26 ℃空调环境)进行茎秆力学试验。牡丹茎秆截面形状如图1,其形状近似为圆形,每次试验前用游标卡尺测量其截面尺寸,按照近似圆形进行面积计算。

    图  1  油用牡丹茎秆横截面
    Figure  1.  Cross section of oil tree peony stem

    由于茎秆材料的非均一性,茎秆进行拉伸试验时断裂位置较为随机,而应变测量需要保证断裂位置为茎秆两夹持端中央的有效标距内。因此,每个茎秆在试验前均预先进行中部去皮处理,如图2所示。由于茎秆表皮很薄,影响茎秆机械性能的厚壁组织和维管束组织主要分布在韧皮部和髓心,仅去除表皮对茎秆机械性能影响不大,预试验结果也表明茎秆去皮后拉伸无明显差异。选取的油用牡丹茎秆直径分为3级:细(直径2 ~ 3 mm)、中(直径3 ~ 4 mm)、粗(直径4 ~ 5 mm),试验材料平均分配到各个试验组,共进行12次单轴拉伸试验。经测定,试验中茎秆的平均含水率为56.7%。

    图  2  茎秆拉伸试验预处理
    Figure  2.  Pretreatment of stem tensile test

    为分析材料的应变效应,采用准静态拉伸试验可获得应变率为10−5 ~ 10−2 s−1时,油用牡丹茎秆的应力–应变曲线。准静态拉伸试验采用电子万能力学试验机(M4050 深圳市瑞格尔仪器有限公司,图3)。试样尺寸为标距10 mm,加载速率5 mm/min,应变率为8.4 × 10−3 s−1

    图  3  试验装置
    Figure  3.  Experiment device

    试验中,使用CCD相机记录茎秆拉伸至断裂的变形过程,采用视频引伸计[26-28]测量拉伸应变。这是基于机器视觉的一种应变测量方法,其基本原理是利用标定好的相机追踪被测对象上的标记点或纹理特征,通过计算其位移来确定试件的变形量。其基本工作原理如图4所示。

    图  4  视频引伸计工作原理
    L0表示拉伸前两标记点间距,∆L表示拉伸后标记点伸长距离。此图引自文献[27]。L0 represents the distance between two marker points before stretching, ∆L represents the elongation distance of marker points after stretching. This figure is quoted from reference [27].
    Figure  4.  Working principle of the video extensometer

    材料的处理和装置与准静态拉伸试验相同。试验在常温中进行,按照加载速率的不同将茎秆材料分为4组,每组同样分配3个等级直径的茎秆并进行12次试验。4组加载速率分别为25、50、100和200 mm/min,对应应变率分别为4.20 × 10−2、8.40 × 10−2、1.68 × 10−1和3.36 × 10−1 s−1

    油用牡丹茎秆在室温和准静态拉伸条件下的真实应力–应变曲线如图5所示。从图5可以看出:油用牡丹茎秆在准静态拉伸过程中,流动应力随应变增加迅速升高,当应力达到一定值后(A点),茎秆进入稳定塑性流动状态,应变强化率(Δσε)基本不变,随着应变的继续增大,茎秆流动应力近似直线增加(BC段),呈现显著的应变硬化效应。

    图  5  准静态拉伸应力–应变曲线
    Figure  5.  Stress-strain curve of quasi-tensile test

    图6为油用牡丹茎秆在常温下不同应变率时的真实应力–应变曲线。图中黑色实线为准静态拉伸(应变率为8.40 × 10−3 s−1)结果,其余曲线为不同应变率下动态拉伸结果。由图6可知:茎秆在动态拉伸条件下的曲线明显高于准静态拉伸,在应变相同时,茎秆拉伸应变率越高,应力值越大。当茎秆应变率由8.40 × 10−3 s−1(准静态)增大为3.36 × 10−1 s−1,拉伸应变ε = 12%时,茎秆流动应力由7.78 MPa 增大至10.58 MPa,增加约36%,表明茎秆存在应变率强化效应。而且随着应变率升高,产生相同应变需要更大的应力,即茎秆产生相同的塑性变形需要更大的力,导致茎秆的塑性变形功(材料发生塑性变形所消耗的功WW = ε0σdε[29-30]增加。

    图  6  油用牡丹茎秆在不同应变率下应力–应变曲线
    Figure  6.  Stress-strain curves of tensile test of oil tree peony stem under different strain rates

    Johnson-Cook模型是一个能反映应变率强化效应的理想刚塑性强化模型[17-18],其表达式如式(1)所示:

    σy=(A+Bεn)(1+Cln˙ε˙ε0)[1(TTrTmTr)m] (1)

    式中:σy 表示材料塑性变形时的流动应力(MPa);ε 为等效塑性应变(%);˙ε 为试验应变率(s−1);˙ε0 为准静态参考应变率(s−1),取 ˙ε0 为8.40 × 10−3 s−1T为试验温度(℃);Tr 为室温(℃);Tm 为材料熔点(℃);ABnCm为材料参数,其中,ABn为应变硬化参数,A为材料屈服强度(MPa),Bn分别为材料应变硬化的硬化模量(MPa)和硬化指数,C表示材料应变率系数,m为材料温升软化指数。

    在式(1)中,流动应力 σy 的计算包括3部分:第一个括号表达的是室温下,准静态加载时材料的本构关系,体现了材料的应变硬化现象;第二个括号表达的是应变率强化效应的影响;第三个括号表示材料的温升软化效应[31-32]

    一方面,由式(1)可知Johnson-Cook模型是针对材料塑性变形中应力与应变关系的本构模型,虽然茎秆材料和金属材料材性差异明显,但从破坏形式上来说茎秆材料破坏过程也要经历塑性变形阶段直至材料断裂,因此本构模型需要能够描述茎秆材料塑性变形中应力–应变关系,这一点Johnson-Cook模型能够满足;另一方面,茎秆准静态拉伸和动态拉伸试验的结果表明茎秆材料呈现显著的应变硬化和应变率效应,这符合式(1)所描述的材料塑性变形的流动应力主要影响因素。因此,Johnson-Cook本构模型可以作为茎秆切割本构模型。同时,由于茎秆剪切过程不会释放大量热量使温度急剧上升,试验温度约等于室温(TTr),因而忽略温度的影响,方程(1)可简化为:

    σy=(A+Bεn)(1+Cln˙ε˙ε0) (2)

    根据式(2),通过油用牡丹茎秆拉伸试验,可以拟合得到模型中的各参数,从而建立能反映油用牡丹茎秆切割性能的Johnson-Cook本构模型。

    本研究进行了准静态拉伸试验,此时 ˙ε=˙ε0,流动应力 σy=(A+Bεn),将其两边取对数后得到:

    ln(σyA)=nlnε+lnB (3)

    这在以 ln(σyA) 为纵坐标,以 lnε 横坐标的对数坐标中表示为斜率n、截距lnB的一条直线,通过试验数据的拟合,即可得到Bn的对应值。A表示材料的屈服强度,可以直接由准静态试验的应力–应变曲线读取。拟合得到茎秆的应变硬化参数:A = 4.75 MPa,B = 3.404 MPa,n = 0.147。

    为得到茎秆应变率系数C,令K = 4.75 + 3.404ε0.147,取试验中茎秆以不同应变率拉伸时的极限强度σi,则Johnson-Cook本构方程可简化为:

    σi=K(1+Cln˙ε˙ε0) (4)

    Y=σiK1X=ln˙ε˙ε0,式(4)可转换成Y = CX。根据动态拉伸试验结果,采用最小二乘法拟合得到应变率系数C = 0.103。

    建立油用牡丹茎秆Johnson-Cook本构方程为

    σy=(4.75+3.404ε0.147)(1+0.103ln˙ε) (5)

    通过准静态拉伸试验和动态加载试验,得到油用牡丹茎秆材料的本构模型参数(表1)。

    表  1  油用牡丹茎秆本构模型参数
    Table  1.  Constitutive model parameters of oil tree peony stem
    参数
    Parameter
    屈服强度
    Yield strength (A)/MPa
    应变硬化模量
    Strain hardening modulus (B)/MPa
    应变硬化指数
    Strain hardening index (n)
    应变率系数
    Strain rate coefficient (C)
    值 Value4.753.4040.1470.103
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    按公式(5)中对应材料参数进行拟合,图7是计算结果和试验结果的对比图。图中实线为试验结果,虚线为计算结果。由图7可以看到由Johnson-Cook模型拟合得到的本构曲线与试验结果吻合较好,这说明拟合得到的各材料参数是正确的,Johnson-Cook模型能有效地表达油用牡丹茎秆在不同应变率下的塑性本构关系,能预测不同应变率下茎秆塑性流动应力。

    图  7  Johnson-Cook模型计算结果与试验结果对比
    Figure  7.  Comparison in test results and fittingresults of Johnson-Cook model

    试验采用自制的夹具与刀具,在电子万能试验机上进行(图8a)。试验时,按2 cm间距标记剪切点,测量并计算剪切点处截面积,装夹好试件后进行试验,如图8b所示。

    图  8  茎秆剪切试验
    Figure  8.  Stem shear test

    采用式(5) 油用牡丹茎秆本构方程,基于ANSYS/LS-DYNA建立了有限元模型如图9a所示,计算得到油用牡丹茎秆剪切过程中不同时刻的应力场,分别如图9b9c所示。模拟结果表明刀具与茎秆的接触面产生了应力集中,存在明显的局部变形,模拟结果与茎秆切割的实际受力和变形情况一致。

    图  9  油用牡丹茎秆剪切仿真有限元模型和不同时刻的应力场
    Figure  9.  Finite model of oil tree peony stem shearing and the stress field of simulation

    为了验证茎秆本构模型的正确性和模型参数的准确性,本文将模拟得到的结果与试验结果进行对比分析。

    图10是茎秆最大切割力的仿真结果与试验结果的对比图,为了进一步检验两者的相关性,使用SPSS软件进行配对t检验,结果如表2 ~ 4所示。

    表  2  峰值切割力仿真结果与试验结果的成对样本相关系数
    Table  2.  Correlation coefficient between simulation results and test results of cutting force
    样本数量 Sample number相关系数 Correlation coefficientPP value
    100.937 < 0.000 1
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    表  4  切割能量仿真结果与试验结果的配对t检验
    Table  4.  Paired t test between simulation results and test results of cutting energy
    成对差分 Paired differencet
    t value
    自由度
    df
    P
    P value
    均值
    Mean
    标准差
    SD
    均值的标准差
    SD of mean
    差分的95%置信区间 95% confidence interval of difference
    下限 Lower limit上限 Upper limit
    2.9753.5351.543−1.6914.201−1.62590.086
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    图  10  茎秆峰值切割力的仿真结果与试验结果
    Figure  10.  Simulation results and test results of maximum cutting force

    图10可以看出:茎秆的峰值切割力随茎秆的直径增大而增大,仿真结果与试验结果较一致。而且表2表3的配对t检验结果表明:两者的相关系数达到了0.937,且P值小于0.5,说明两组数据显著相关;同时,t检验结果的P值为0.912,大于0.05,说明置信区间为95%的情况下,两组样本没有显著性差异。表4说明切割能量和剪切强度的仿真结果与实际结果也没有显著性差异。

    表  3  峰值切割力仿真结果与试验结果的配对t检验
    Table  3.  Paired t test between simulation results and test results of cutting force
    成对差分 Paired differencet
    t value
    自由度
    df
    P
    P value
    均值
    Mean
    标准差
    SD
    均值的标准差
    SD of mean
    差分的95%置信区间 95% confidence interval of difference
    下限 Lower limit上限 Upper limit
    0.1584.4091.394−2.9963.3120.11390.912
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    通过分析表明:茎秆剪切数值仿真结果和试验结果是一致的,两者无显著差异。本文改进的Johnson-Cook模型可以作为茎秆切割本构模型,提出的模型参数测定方法是准确的。

    本研究提出以Johnson-Cook方程作为油用牡丹茎秆切割本构方程,通过准静态拉伸试验和动态拉伸试验确定了茎秆材料参数,并进行了茎秆切割试验研究和数值模拟,得到以下结论:

    (1)油用牡丹茎秆切割过程存在明显的应变率效应,塑性变形过程中茎秆流动应力随应变率增大而增大,塑性变形功也随之增加。

    (2)对于油用牡丹茎秆,可以通过准静态拉伸试验和动态拉伸试验的方式测定Johnson-Cook模型的静态和动态材料参数。

    (3)采用改进的Johnson-Cook模型模拟茎秆切割过程,仿真结果与试验结果一致。表明该模型可以较好地预测茎秆材料的切割过程及其性能。

  • 图  1   不同试验处理(幼苗密度、距母体距离和土壤杀菌处理)对幼苗高生长的影响

    Figure  1.   Effects of different experimental treatments (seedling density, distance to adult, and soil sterilized) on height growth of seedlings

    图  2   不同试验处理(幼苗密度、距母体距离和土壤杀菌处理)对红松幼苗生物量的影响

    Figure  2.   Effects of different experimental treatments (seedling density, distance to adult, and soil sterilized) on biomass of Pinus koraiensis seedlings

    图  3   不同试验处理(幼苗密度、距母体距离和土壤杀菌处理)对水曲柳幼苗生物量的影响

    Figure  3.   Effects of different experimental treatments (seedling density, distance to adult, and soil sterilized) on biomass of Fraxinus mandschurica seedlings

    图  4   不同试验处理(幼苗密度、距母体距离和土壤杀菌处理)对黄檗幼苗生物量的影响

    Figure  4.   Effects of different experimental treatments (seedling density, distance to adult, and soil sterilized) on biomass of Phellodendron amurense seedlings

    表  1   4个月观测期内幼苗高生长量

    Table  1   Seedling height growth of three focal species during the four-month observation period

    目标物种 Focal species    均值 ± 标准误差 Mean ± SE 中位数 Median 最大值 Maximum 最小值 Minimum 变异系数 CV
    红松 Pinus koraiensis 0.98 ± 0.04 0.70 8.10 0.40 1.08
    水曲柳 Fraxinus mandschurica 11.21 ± 0.12 10.90 25.60 1.80 0.35
    黄檗 Phellodendron amurense 14.65 ± 0.18 14.20 36.50 2.90 0.37
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    表  2   4个月观测期内4个物种幼苗各部分生物量

    Table  2   Seedling biomass of three focal species during the four-month observation period

    目标物种  
    Focal species  
    器官
    Tissue
    干物质含量/(g·株− 1) Dry mass/(g·plant− 1
    均值 ± 标准误差 Mean ± SE 中位数 Median 最大值 Maximum 最小值 Minimum 变异系数 CV
    红松
    Pinus koraiensis
    根 Root 0.087 6 ± 0.003 0 0.086 4 0.178 3 0.017 7 0.340 5
    茎 Stem 0.057 2 ± 0.001 2 0.059 4 0.079 8 0.016 1 0.210 6
    叶 Leaf 0.135 4 ± 0.002 4 0.135 2 0.199 4 0.046 2 0.174 6
    总干物质量 Total dry mass 0.280 1 ± 0.005 4 0.283 5 0.398 4 0.079 8 0.191 1
    水曲柳
    Fraxinus mandschurica
    根 Root 0.446 1 ± 0.024 3 0.485 8 1.491 5 0.156 3 0.444 4
    茎 Stem 0.227 8 ± 0.008 7 0.221 6 0.545 0 0.085 9 0.379 9
    叶 Leaf 0.543 7 ± 0.020 2 0.407 9 1.018 1 0.161 3 0.455 0
    总干物质量 Total dry mass 1.217 7 ± 0.049 6 1.142 7 2.820 0 0.403 5 0.407 7
    黄檗
    Phellodendron amurense
    根 Root 0.269 3 ± 0.010 7 0.244 2 0.509 9 0.100 7 0.396 1
    茎 Stem 0.224 1 ± 0.009 2 0.203 7 0.458 6 0.106 0 0.408 6
    叶 Leaf 0.334 1 ± 0.014 4 0.313 6 0.635 9 0.095 7 0.432 9
    总干物质量 Total dry mass 0.827 4 ± 0.032 6 0.759 1 1.537 0 0.352 3 0.393 5
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  • [1]

    Schupp E W. The Janzen-Connell model for tropical tree diversity: population implications and the importance of spatial scale[J]. American Naturalist, 1992, 140(3): 526−530. doi: 10.1086/285426

    [2]

    Hubbell S P, Ahumada J A, Condit R, et al. Local neighborhood effects on long-term survival of individual trees in a neotropical forest[J]. Ecological Research, 2001, 16(5): 859−875. doi: 10.1046/j.1440-1703.2001.00445.x

    [3]

    Wright J S. Plant diversity in tropical forests: a review of mechanisms of species coexistence[J]. Oecologia, 2002, 130(1): 1−14. doi: 10.1007/s004420100809

    [4]

    Bell G. The distribution of abundance in neutral communities[J]. American Naturalist, 2000, 155(5): 606−617. doi: 10.1086/303345

    [5]

    Janzen D H. Herbivores and the number of three species in tropical forests[J]. American Naturalist, 1970, 104: 501−528. doi: 10.1086/282687

    [6]

    Connell J H. On the role of natural enemies in preventing competitive exclusion in some marine animals and in rain forest trees[M]// Boer P J D, Gradwell G R. Dynamics of populations. Wageningen: Centre for Agricultural Publishing and Documentation, 1971: 298−313.

    [7]

    Freckleton R P, Lewis O T. Pathogens, density dependence and the coexistence of tropical trees[J]. Proceedings of the Royal Society B: Biological Sciences, 2006, 273: 2909−2916. doi: 10.1098/rspb.2006.3660

    [8]

    Harms K E, Wright S J, Calderón O, et al. Pervasive density-dependent recruitment enhances seedling diversity in a tropical forest[J]. Nature, 2000, 404: 493−495. doi: 10.1038/35006630

    [9]

    Packer A, Clay K. Soil pathogens and spatial patterns of seedling mortality in a temperate tree[J]. Nature, 2000, 404: 278−281. doi: 10.1038/35005072

    [10]

    Bell T, Freckleton R P, Lewis O T. Plant pathogens drive density-dependent seedling mortality in a tropical tree[J]. Ecology Letters, 2006, 9(5): 569−574. doi: 10.1111/ele.2006.9.issue-5

    [11]

    Petermann J S, Fergus A J F, Turnbull L A, et al. Janzen-Connell effects are widespread and strong enough to maintain diversity in grasslands[J]. Ecology, 2008, 89(9): 2399−2406. doi: 10.1890/07-2056.1

    [12]

    Li R B, Yu S X, Wan Y F, et al. Distance-dependent effects of soil-derived biota on seedling survival of the tropical tree legume Ormosia semicastrata[J]. Journal of Vegetation Science, 2009, 20(3): 527−534. doi: 10.1111/jvs.2009.20.issue-3

    [13]

    Bagchi R, Swinfield T, Gallery R E, et al. Testing the Janzen-Connell mechanism: pathogens cause overcompensating density dependence in a tropical tree[J]. Ecology Letters, 2010, 13(10): 1262−1269. doi: 10.1111/j.1461-0248.2010.01520.x

    [14]

    Mangan S A, Schnitzer S A, Herre E A, et al. Negative plant-soil feedback predicts tree-species relative abundance in a tropical forest[J]. Nature, 2010, 466: 752−756. doi: 10.1038/nature09273

    [15]

    Konno M, Iwamoto S, Seiwa K. Specialization of a fungal pathogen on host tree species in a cross-inoculation experiment[J]. Journal of Ecology, 2011, 99(6): 1394−1401. doi: 10.1111/jec.2011.99.issue-6

    [16]

    Swamy V, Terborgh J, Dexter K G, et al. Are all seeds equal? Spatially explicit comparisons of seed fall and sapling recruitment in a tropical forest[J]. Ecology Letters, 2011, 14(2): 195−201. doi: 10.1111/j.1461-0248.2010.01571.x

    [17]

    Liu X, Liang M, Etienne R S, et al. Experimental evidence for a phylogenetic Janzen-Connell effect in a subtropical forest[J]. Ecology Letters, 2012, 15(2): 111−118. doi: 10.1111/ele.2011.15.issue-2

    [18]

    Liu Y, Yu S, Xie Z, et al. Analysis of a negative plant-soil feedback in a subtropical monsoon forest[J]. Journal of Ecology, 2012, 100(4): 1019−1028. doi: 10.1111/jec.2012.100.issue-4

    [19]

    Liu Y, Fang S, Chesson P, et al. The effect of soil-borne pathogens depends on the abundance of host tree species[J]. Nature Communications, 2015, 6(1): 10017. doi: 10.1038/ncomms10017

    [20]

    Liang M, Liu X, Gilbert G S, et al. Adult trees cause density-dependent mortality in conspecific seedlings by regulating the frequency of pathogenic soil fungi[J]. Ecology Letters, 2016, 19(12): 1448−1456. doi: 10.1111/ele.2016.19.issue-12

    [21]

    Comita L S, Queenborough S A, Murphy S J, et al. Testing predictions of the Janzen-Connell hypothesis: a meta-analysis of experimental evidence for distance- and density-dependent seed and seedling survival[J]. Journal of Ecology, 2014, 102(4): 845−856. doi: 10.1111/1365-2745.12232

    [22]

    Terborgh J. Enemies maintain hyperdiverse tropical forests[J]. American Naturalist, 2012, 179(3): 303−314. doi: 10.1086/664183

    [23]

    Bagchi R, Gallery R E, Gripenberg S, et al. Pathogens and insect herbivores drive rainforest plant diversity and composition[J]. Nature, 2014, 506: 85−88. doi: 10.1038/nature12911

    [24]

    Hyatt L A, Rosenberg M S, Howard T G, et al. The distance dependence prediction of the Janzen-Connell hypothesis: a meta-analysis[J]. Oikos, 2003, 103(3): 590−602. doi: 10.1034/j.1600-0706.2003.12235.x

    [25]

    Carson W P, Jill T A, Egbert G L, et al. Challenges associated with testing and falsifying the Janzen-Connell hypothesis, a review and critique[M]//Carson W P, Stefan A S. Tropical forest community ecology. Chichester: Wiley-Blackwell, 2008: 210−241.

    [26]

    Yan Y, Zhang C, Wang Y, et al. Drivers of seedling survival in a temperate forest and their relative importance at three stages of succession[J]. Ecology and Evolution, 2015, 5(19): 4287−4299. doi: 10.1002/ece3.2015.5.issue-19

    [27]

    Bachelot B, Uriarte M, McGuire K L, et al. Arbuscular mycorrhizal fungal diversity and natural enemies promote coexistence of tropical tree species[J]. Ecology, 2017, 98(3): 712−720. doi: 10.1002/ecy.1683

  • 期刊类型引用(10)

    1. 王艺,刘思思,张彤赫,黄儒强. 高良姜多糖提取工艺的优化及抗氧化活性研究. 农产品加工. 2023(03): 34-38 . 百度学术
    2. 周佳悦,夏晓雨,候艳丽,王凡予,李芳菲,郭庆启. 不同发酵方式蓝莓果酒发酵过程中理化指标和抗氧化能力的动态变化. 中国酿造. 2023(05): 132-138 . 百度学术
    3. 杨丽婷,赵珊,李明玉,杨薇潼,郑志强,符群. 黑果腺肋花楸分级提取物成分分析及抗氧化活性比较. 食品工业. 2022(07): 129-134 . 百度学术
    4. 国田,张娜,符群,柴洋洋,郭庆启. 几种辅助提取方式对蓝莓原花青素浸提效果及抗氧化活性的影响. 北京林业大学学报. 2020(09): 139-148 . 本站查看
    5. 李珊,梁俭,冯群,刘真珍. 桂七青芒果皮多糖提取工艺的响应面优化及其体外抗氧化活性. 食品工业科技. 2019(04): 220-225+231 . 百度学术
    6. 高嘉敏,邓剑平,王一飞,王治平. 黄连与人参协同抗氧化活性的研究. 现代食品科技. 2019(06): 110-118+199 . 百度学术
    7. 曹叶霞,王泽慧,贺金凤,左鑫. 静乐黑枸杞多糖的提取及抗氧化性分析. 食品工业科技. 2019(14): 196-202 . 百度学术
    8. 夏晓雨,王凤娟,符群,张娜,郭庆启. 几种单元操作对蓝莓果汁饮料酚类物质含量及抗氧化活性的影响. 中南林业科技大学学报. 2019(11): 125-131 . 百度学术
    9. 姚佳,李世正,杜煜,侯鹏鹏. 大孔树脂分离纯化罗勒叶总黄酮及抗氧化活性研究. 食品研究与开发. 2018(20): 63-68 . 百度学术
    10. 黄娟,黄燕燕,刘冬梅,陈素芹,潘伟才. 响应面法优化多汁乳菇多糖提取工艺及抗氧化活性研究. 食品工业科技. 2017(11): 55-60 . 百度学术

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出版历程
  • 收稿日期:  2018-12-26
  • 修回日期:  2019-01-14
  • 网络出版日期:  2019-04-29
  • 发布日期:  2019-04-30

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