2002年 第19卷 第3期
2002, 19(3): 227-230.
摘要:
通过田间试验及数学分析方法, 分析了山核桃嫁接成活的影响因子。结果表明:①不同接穗及生长枝不同接芽部位对嫁接成活率有显著影响, 1 年生枝(实生苗) 生长枝结 果枝, 接芽部位以生长枝第4 ～ 7 侧芽成活最好;②砧木圃接成活好于移栽, 但可嫁接的时间较移栽短。③在外源激素处理中, 生长素对嫁接成活有显著影响。④嫁接时间与气温对嫁接成活都会产生影响。表3 参13
通过田间试验及数学分析方法, 分析了山核桃嫁接成活的影响因子。结果表明:①不同接穗及生长枝不同接芽部位对嫁接成活率有显著影响, 1 年生枝(实生苗) 生长枝结 果枝, 接芽部位以生长枝第4 ～ 7 侧芽成活最好;②砧木圃接成活好于移栽, 但可嫁接的时间较移栽短。③在外源激素处理中, 生长素对嫁接成活有显著影响。④嫁接时间与气温对嫁接成活都会产生影响。表3 参13
2002, 19(3): 231-234.
摘要:
山核桃成年树接穗, 本砧嫁接, 成活率在41 %以下, 而苗木枝条为接穗则可达90 %～ 93 %, 但缺少实用价值;化香砧和山核桃成年树接穗成活率为84 %～ 88 %, 但保存率低,存在不亲和现象。分析认为:山核桃形成层薄、髓心大和单宁含量高对嫁接成活有一定影响, 但并非主导因素, 其主要原因可能是随母株年龄增长和穗条在枝干上分枝级数增加, 穗条生活力衰退, 愈伤组织形成所必需的内源激素含量减少, 影响到愈伤组织产生的速度和数量, 致使成活率下降。针对上述问题, 提出采穗母树强度更新修剪, 施行螺旋状环切一圈手术, 嫁接时大棚设施育苗和穗条激素处理等思路, 旨在增强接穗活力和改善愈合环境, 以提高嫁接苗成活率。参10
山核桃成年树接穗, 本砧嫁接, 成活率在41 %以下, 而苗木枝条为接穗则可达90 %～ 93 %, 但缺少实用价值;化香砧和山核桃成年树接穗成活率为84 %～ 88 %, 但保存率低,存在不亲和现象。分析认为:山核桃形成层薄、髓心大和单宁含量高对嫁接成活有一定影响, 但并非主导因素, 其主要原因可能是随母株年龄增长和穗条在枝干上分枝级数增加, 穗条生活力衰退, 愈伤组织形成所必需的内源激素含量减少, 影响到愈伤组织产生的速度和数量, 致使成活率下降。针对上述问题, 提出采穗母树强度更新修剪, 施行螺旋状环切一圈手术, 嫁接时大棚设施育苗和穗条激素处理等思路, 旨在增强接穗活力和改善愈合环境, 以提高嫁接苗成活率。参10
2002, 19(3): 235-239.
摘要:
6 a 试验和生产实践证明, 长块削芽接和贴枝接是银杏最好的2 种嫁接方法, 操作方便, 接穗利用率高, 嫁接时间长, 接苗生长好, 嫁接成活率达90 %以上。普通枝接1 年生 砧木基径要0.50 cm 以上, 而削芽接和贴枝接只需0.35 cm 以上。接穗位置效应明显, 以结实树树冠外围1 年生延长枝为宜, 内膛枝、徒长枝和纤细枝不宜作接穗。翌年4 ～ 6 月科学施肥, 延迟接苗顶芽形成, 是培养壮苗的关键。1 年生砧木当年嫁接, 以8 月下旬至10 月中旬为好, 8 月中旬前嫁接, 接芽发育不良, 抽梢差。接后不能立即断砧, 否则接苗因饥饿死亡。用大树根蘖枝、幼树和幼苗枝嫁接的假苗, 可从苗木长势、抽梢整齐度、削度、有无雌蕊和结实识别。表4 参3
6 a 试验和生产实践证明, 长块削芽接和贴枝接是银杏最好的2 种嫁接方法, 操作方便, 接穗利用率高, 嫁接时间长, 接苗生长好, 嫁接成活率达90 %以上。普通枝接1 年生 砧木基径要0.50 cm 以上, 而削芽接和贴枝接只需0.35 cm 以上。接穗位置效应明显, 以结实树树冠外围1 年生延长枝为宜, 内膛枝、徒长枝和纤细枝不宜作接穗。翌年4 ～ 6 月科学施肥, 延迟接苗顶芽形成, 是培养壮苗的关键。1 年生砧木当年嫁接, 以8 月下旬至10 月中旬为好, 8 月中旬前嫁接, 接芽发育不良, 抽梢差。接后不能立即断砧, 否则接苗因饥饿死亡。用大树根蘖枝、幼树和幼苗枝嫁接的假苗, 可从苗木长势、抽梢整齐度、削度、有无雌蕊和结实识别。表4 参3
2002, 19(3): 240-243.
摘要:
运用RAPD 法对不同锥栗品种间基于DNA 基础上的遗传距离进行了研究, 建立了锥栗PCR 反应的标准程序, 得到的扩增片段大小在500 ～ 2 000 bp 之间, 确定了10 个品种基于DNA 分子水平上的相似系数。当相似系数等于0.74 时, 可把这10 个品种分为4 类, 即油栗仔, 蔓榛, 中尖嘴, 猴嘴榛 红紫榛, 大尖嘴, 材榛 仁嘴栗, 乌棒 和嫁接毛榛 。图2 表2 参6
运用RAPD 法对不同锥栗品种间基于DNA 基础上的遗传距离进行了研究, 建立了锥栗PCR 反应的标准程序, 得到的扩增片段大小在500 ～ 2 000 bp 之间, 确定了10 个品种基于DNA 分子水平上的相似系数。当相似系数等于0.74 时, 可把这10 个品种分为4 类, 即油栗仔, 蔓榛, 中尖嘴, 猴嘴榛 红紫榛, 大尖嘴, 材榛 仁嘴栗, 乌棒 和嫁接毛榛 。图2 表2 参6
2002, 19(3): 244-246.
摘要:
采用生育期定期采样的方法, 研究了浙江北部地区秦美猕猴桃果实生化规律及主要营养成分的变化特征。结果表明:果实生长表现为S 型趋势;有机酸含量随着果实的生长 而逐步增高, 授粉后110 d 达最高值, 而后呈下降趋势;同时蛋白质、总糖、淀粉、可溶性糖、还原糖和可溶性固形物等含量表现为增加趋势;果实发育前期维生素C 含量保持较高水平, 授粉后50 d 开始下降, 110 d 则再度升高。授粉后150 d 左右, 果实鲜质量中各项营养指标达到较适值, 即蛋白质为477.4 gg-1 , 维生素C 1.29 mgg-1 , 有机酸16.3 gkg-1 ,总糖93.1 gkg-1 , 淀粉60.4 gkg-1 , 可溶性糖32.7 gkg-1 , 还原糖27.6 gkg-1 , 可溶性固形物75.0 gkg-1 , 果实进入采收期。图2 表2 参6
采用生育期定期采样的方法, 研究了浙江北部地区秦美猕猴桃果实生化规律及主要营养成分的变化特征。结果表明:果实生长表现为S 型趋势;有机酸含量随着果实的生长 而逐步增高, 授粉后110 d 达最高值, 而后呈下降趋势;同时蛋白质、总糖、淀粉、可溶性糖、还原糖和可溶性固形物等含量表现为增加趋势;果实发育前期维生素C 含量保持较高水平, 授粉后50 d 开始下降, 110 d 则再度升高。授粉后150 d 左右, 果实鲜质量中各项营养指标达到较适值, 即蛋白质为477.4 gg-1 , 维生素C 1.29 mgg-1 , 有机酸16.3 gkg-1 ,总糖93.1 gkg-1 , 淀粉60.4 gkg-1 , 可溶性糖32.7 gkg-1 , 还原糖27.6 gkg-1 , 可溶性固形物75.0 gkg-1 , 果实进入采收期。图2 表2 参6
2002, 19(3): 247-250.
摘要:
采用红外线二氧化碳分析仪闭路气流法于夏季晴天测量湿地松、杜英和杨梅等的光合特性和光合日进程, 并同步测定光合有效辐射强度、气温和空气相对湿度对光合日进程的影响。研究结果如下:湿地松、杜英和杨梅的光补偿点分别为86 , 34 和45 molm-2 s-1 ;饱和点分别为1 200 , 760 和1 050 mol m-2 s-1 ;表观量子产额分别为0.020 3 , 0.053 1 和0.038 8 ;最大净光合速率分别为7.15 , 12.50 和7.85 molm-2 s-1 。根据对光补偿点、饱和点、表观量子产额和最大净光合速率的分析, 湿地松、杜英和杨梅均为阳性植物, 湿地松对光强的生态适应范围最广, 对强光的适应性最强, 杜英对光强的生态适应范围偏窄, 对弱光的利用效率最高;它们的光合日进程曲线为双峰曲线类型, 存在光合午休 现象, 光合午休可能是高温和低湿造成的。通径分析表明, 对湿地松和杨梅光合日变化直接影响最大的生态因子是气温, 其次是空气相对湿度和光合有效辐射强度;对杜英的光合日变化影响较大的生态因子是空气相对湿度和气温。图2 表3 参10
采用红外线二氧化碳分析仪闭路气流法于夏季晴天测量湿地松、杜英和杨梅等的光合特性和光合日进程, 并同步测定光合有效辐射强度、气温和空气相对湿度对光合日进程的影响。研究结果如下:湿地松、杜英和杨梅的光补偿点分别为86 , 34 和45 molm-2 s-1 ;饱和点分别为1 200 , 760 和1 050 mol m-2 s-1 ;表观量子产额分别为0.020 3 , 0.053 1 和0.038 8 ;最大净光合速率分别为7.15 , 12.50 和7.85 molm-2 s-1 。根据对光补偿点、饱和点、表观量子产额和最大净光合速率的分析, 湿地松、杜英和杨梅均为阳性植物, 湿地松对光强的生态适应范围最广, 对强光的适应性最强, 杜英对光强的生态适应范围偏窄, 对弱光的利用效率最高;它们的光合日进程曲线为双峰曲线类型, 存在光合午休 现象, 光合午休可能是高温和低湿造成的。通径分析表明, 对湿地松和杨梅光合日变化直接影响最大的生态因子是气温, 其次是空气相对湿度和光合有效辐射强度;对杜英的光合日变化影响较大的生态因子是空气相对湿度和气温。图2 表3 参10
2002, 19(3): 251-254.
摘要:
在森林资源连续清查中, 按照一般的未测采伐量测算方法, 考虑了不同树种及径阶采伐木对未测采伐量的影响, 而忽略了采伐木期初蓄积在各年度间的梯度分布和某一年度内生长季节前后采伐量不均匀分布的影响。研究认为, 上述4 个因素应同时考虑, 并导算出相应的计算公式。从举例说明的结果看, 在不同条件下测算的未测采伐量比综合考虑4 个因素的未测采伐量分别偏大9.9 %～ 37.4 %。表2 参6
在森林资源连续清查中, 按照一般的未测采伐量测算方法, 考虑了不同树种及径阶采伐木对未测采伐量的影响, 而忽略了采伐木期初蓄积在各年度间的梯度分布和某一年度内生长季节前后采伐量不均匀分布的影响。研究认为, 上述4 个因素应同时考虑, 并导算出相应的计算公式。从举例说明的结果看, 在不同条件下测算的未测采伐量比综合考虑4 个因素的未测采伐量分别偏大9.9 %～ 37.4 %。表2 参6
2002, 19(3): 255-258.
摘要:
实测239 株凹叶厚朴样木的胸径和材积, 采用遗传算法、三次设计法和改进单纯形法等拟合一元材积方程并与对数线性化最小二乘法进行比较。结果表明:采用遗传算法、三次设计法和改进单纯形法等建立一元材积方程优于对数线性化最小二乘法;三次设计及对数线性化最小二乘法的适用性检验统计量F 值不能通过F 检验, 说明不能用三次设计及对数线性化最小二乘法拟合凹叶厚朴的材积方程;同时用模外25 株凹叶厚朴样木进行检验, 遗传算法和改进单纯形法建立的一元材积方程的理论材积与实测材积相吻合。用遗传算法建立的立木材积方程编制了凹叶厚朴的一元材积表。表3 参13
实测239 株凹叶厚朴样木的胸径和材积, 采用遗传算法、三次设计法和改进单纯形法等拟合一元材积方程并与对数线性化最小二乘法进行比较。结果表明:采用遗传算法、三次设计法和改进单纯形法等建立一元材积方程优于对数线性化最小二乘法;三次设计及对数线性化最小二乘法的适用性检验统计量F 值不能通过F 检验, 说明不能用三次设计及对数线性化最小二乘法拟合凹叶厚朴的材积方程;同时用模外25 株凹叶厚朴样木进行检验, 遗传算法和改进单纯形法建立的一元材积方程的理论材积与实测材积相吻合。用遗传算法建立的立木材积方程编制了凹叶厚朴的一元材积表。表3 参13
2002, 19(3): 261-263.
摘要:
采用微波辐射法和烘箱法对不同土壤的吸湿水含量进行了测定。结果表明, 用微波辐射法测定土壤吸湿水可把烘箱法所需的8 ～ 10 h 缩短为8 min 左右, 2 种方法的测定结果经t 检验无显著差异。用微波辐射法测定5.0 , 10.0 , 15.0 和20.0 g 土壤样品的失水基本稳定时间分别为4 , 7 , 10 和12 min , 保险时间为5 , 8 , 12 和14 min 。微波辐射法具有耗时省、能耗低和受热均匀等优点, 是一种测定土壤吸湿水的有效方法。表3 参6
采用微波辐射法和烘箱法对不同土壤的吸湿水含量进行了测定。结果表明, 用微波辐射法测定土壤吸湿水可把烘箱法所需的8 ～ 10 h 缩短为8 min 左右, 2 种方法的测定结果经t 检验无显著差异。用微波辐射法测定5.0 , 10.0 , 15.0 和20.0 g 土壤样品的失水基本稳定时间分别为4 , 7 , 10 和12 min , 保险时间为5 , 8 , 12 和14 min 。微波辐射法具有耗时省、能耗低和受热均匀等优点, 是一种测定土壤吸湿水的有效方法。表3 参6
2002, 19(3): 264-268.
摘要:
对美洲黑杨新无性系各项试验历时8 a 所测定资料进行了系统分析, 并根据杨树木材的主要工业用途, 采用统计分析方法, 对9 大类已研究的性状进行分类, 目的是为浙江省及周边省区建立评价优良新无性系的指标体系。在此基础上筛选出影响特定工业用材的关键指标, 并按浙江省黑杨派无性系栽培的不同立地条件确定了最低限值, 建立了衡量黑杨派新无性系工业用材适用性的具体系列指标, 为新无性系生产推广及预测工业用材定向培育林的营林效果提供了估测标准。表5 参10
对美洲黑杨新无性系各项试验历时8 a 所测定资料进行了系统分析, 并根据杨树木材的主要工业用途, 采用统计分析方法, 对9 大类已研究的性状进行分类, 目的是为浙江省及周边省区建立评价优良新无性系的指标体系。在此基础上筛选出影响特定工业用材的关键指标, 并按浙江省黑杨派无性系栽培的不同立地条件确定了最低限值, 建立了衡量黑杨派新无性系工业用材适用性的具体系列指标, 为新无性系生产推广及预测工业用材定向培育林的营林效果提供了估测标准。表5 参10
2002, 19(3): 269-272.
摘要:
以玉米淀粉为主体, 采用高锰酸钾氧化, 硼砂和三羟甲基苯酚交联剂复合改性等方法, 制成耐水性、稳定性和胶合强度较好的复合淀粉胶。用该胶压制的胶合板质量可达到 GB/T9846-1988 和GB/T17657-1999 标准要求, 其胶合强度P 0.75 MPa 。表4 参7
以玉米淀粉为主体, 采用高锰酸钾氧化, 硼砂和三羟甲基苯酚交联剂复合改性等方法, 制成耐水性、稳定性和胶合强度较好的复合淀粉胶。用该胶压制的胶合板质量可达到 GB/T9846-1988 和GB/T17657-1999 标准要求, 其胶合强度P 0.75 MPa 。表4 参7
2002, 19(3): 273-276.
摘要:
通过综合运用3S 技术、数据库技术、网络技术及森林防火专业技术, 设计和开发了浙江省森林防火地理信息指挥系统。系统框架构成有:森林防火地理信息指挥子系统, 森林防火基础信息录入子系统, 森林火灾历史档案信息管理子系统。同时建立了相应的林业基础信息及防火信息的空间数据库和属性数据库。可实现的主要功能有:火点智能定位、火场信息查询、辅助决策指挥和历史档案查询与分析等, 促进了浙江省省级森林防火辅助决策指挥的技术革新。图1 表2 参4
通过综合运用3S 技术、数据库技术、网络技术及森林防火专业技术, 设计和开发了浙江省森林防火地理信息指挥系统。系统框架构成有:森林防火地理信息指挥子系统, 森林防火基础信息录入子系统, 森林火灾历史档案信息管理子系统。同时建立了相应的林业基础信息及防火信息的空间数据库和属性数据库。可实现的主要功能有:火点智能定位、火场信息查询、辅助决策指挥和历史档案查询与分析等, 促进了浙江省省级森林防火辅助决策指挥的技术革新。图1 表2 参4
2002, 19(3): 277-281.
摘要:
研究了德昌松毛虫的生物学特性及其发生与林分因子的相关性。结果表明:德昌松毛虫在元谋县1 a 发生2 代, 以3 龄和4 龄幼虫越冬。幼虫和蛹的空间分布为聚集分布, 当2 时, 聚集是由昆虫的自身行为引起的, 当2 时, 聚集是由环境条件引起的。通过逐步回归分析, 筛选出了影响德昌松毛虫发生的4 个关键因子:坡向、林分结构、主层林郁闭度和林木生长势。总结出了虫源地林分和有虫不成灾林分的特征。表5 参13
研究了德昌松毛虫的生物学特性及其发生与林分因子的相关性。结果表明:德昌松毛虫在元谋县1 a 发生2 代, 以3 龄和4 龄幼虫越冬。幼虫和蛹的空间分布为聚集分布, 当2 时, 聚集是由昆虫的自身行为引起的, 当2 时, 聚集是由环境条件引起的。通过逐步回归分析, 筛选出了影响德昌松毛虫发生的4 个关键因子:坡向、林分结构、主层林郁闭度和林木生长势。总结出了虫源地林分和有虫不成灾林分的特征。表5 参13
2002, 19(3): 282-287.
摘要:
用配置HY-1 型风动式超低量雾化器的海燕650C 型飞机, 喷洒乳化药液(保松灵∶水=1∶2 , 体积比)3.00 ～ 3.75 Lhm-2 , 能有效地杀死松墨天牛成虫, 达到降低松材线虫病的目的。试验表明:喷洒保松灵的林地, 当年松树枯死率比上一年平均下降37.4 %;当年松树枯死率比对照林地下降153.0 %;6 月中旬飞防松树枯死率可下降64.0 %。保松灵防治松材线虫病的机制是:①击倒松墨天牛成虫, 喷雾45 min 后, 成虫死亡率100 %;②是胃毒作用, 用喷雾17 d 后松枝条饲喂松墨天牛成虫, 死亡率为100 %。表7 参14
用配置HY-1 型风动式超低量雾化器的海燕650C 型飞机, 喷洒乳化药液(保松灵∶水=1∶2 , 体积比)3.00 ～ 3.75 Lhm-2 , 能有效地杀死松墨天牛成虫, 达到降低松材线虫病的目的。试验表明:喷洒保松灵的林地, 当年松树枯死率比上一年平均下降37.4 %;当年松树枯死率比对照林地下降153.0 %;6 月中旬飞防松树枯死率可下降64.0 %。保松灵防治松材线虫病的机制是:①击倒松墨天牛成虫, 喷雾45 min 后, 成虫死亡率100 %;②是胃毒作用, 用喷雾17 d 后松枝条饲喂松墨天牛成虫, 死亡率为100 %。表7 参14
2002, 19(3): 288-291.
摘要:
通过对浙江省白蚁种类的全面普查, 得知浙江白蚁共有4 科17 属59 种, 其中3 种为浙江省新纪录种, 20 种为浙江省的特有种。同时对全省白蚁区系及分布进行了分析研究,提出浙江白蚁可划分为浙北温带白蚁区和浙南亚热带白蚁区等2 个区。表2 参11
通过对浙江省白蚁种类的全面普查, 得知浙江白蚁共有4 科17 属59 种, 其中3 种为浙江省新纪录种, 20 种为浙江省的特有种。同时对全省白蚁区系及分布进行了分析研究,提出浙江白蚁可划分为浙北温带白蚁区和浙南亚热带白蚁区等2 个区。表2 参11
2002, 19(3): 292-295.
摘要:
以太湖源生态旅游区为例, 采用二手资料收集、实地观察与测定、座谈访问和旅客问卷调查等方法, 对生态旅游的效益进行了调查和分析。结果表明, 生态旅游的效益由经济效益、生态效益和社会效益三大部分构成, 具体表现为产生了显著的经济效益、保护了生物资源, 改善了生态环境, 为当地村民增加了就业岗位, 拓宽了农副产品销售渠道, 提高了当地居民的文化素质和增强了社会大众的环境保护意识等。生态旅游效益具有综合性、传递性、交互性和时间性。生态旅游值得发展。参8
以太湖源生态旅游区为例, 采用二手资料收集、实地观察与测定、座谈访问和旅客问卷调查等方法, 对生态旅游的效益进行了调查和分析。结果表明, 生态旅游的效益由经济效益、生态效益和社会效益三大部分构成, 具体表现为产生了显著的经济效益、保护了生物资源, 改善了生态环境, 为当地村民增加了就业岗位, 拓宽了农副产品销售渠道, 提高了当地居民的文化素质和增强了社会大众的环境保护意识等。生态旅游效益具有综合性、传递性、交互性和时间性。生态旅游值得发展。参8
2002, 19(3): 296-300.
摘要:
对当前森林生态效益补偿的理论依据、计量方法和补偿标准等方面存在的问题进行了分析, 指出森林生态效益价值的计量和补偿应按照森林生态效益主导功能和支付能力的不同遵循分类指导和逐步实施的原则, 并对完善森林生态效益补偿制度提出了相应的对策。参10
对当前森林生态效益补偿的理论依据、计量方法和补偿标准等方面存在的问题进行了分析, 指出森林生态效益价值的计量和补偿应按照森林生态效益主导功能和支付能力的不同遵循分类指导和逐步实施的原则, 并对完善森林生态效益补偿制度提出了相应的对策。参10
2002, 19(3): 306-311.
摘要:
利用迭代xn +1 =5c /2 - |2 xn -5 c /2| , (c Z +)在区间[ 1 , 2 5c -1] 上产生伪随机数y n +1 =x n +1 - [ x n +1/5] (n =0 , 1 , , N -1)。证明:初值x0 只要不取5 的倍数, 就可 产生周期为2 5 c -1的伪随机数。并通过参数检验、Pearson 2 检验与Kolmogorov 检验、自相关性检验、列联表检验和k 重量法检验。图1 表2 参5
利用迭代xn +1 =5c /2 - |2 xn -5 c /2| , (c Z +)在区间[ 1 , 2 5c -1] 上产生伪随机数y n +1 =x n +1 - [ x n +1/5] (n =0 , 1 , , N -1)。证明:初值x0 只要不取5 的倍数, 就可 产生周期为2 5 c -1的伪随机数。并通过参数检验、Pearson 2 检验与Kolmogorov 检验、自相关性检验、列联表检验和k 重量法检验。图1 表2 参5
2002, 19(3): 312-326.
摘要:
高等教育从精英教育向大众化教育转变孕育着一场深刻的变革。探索了新形势下高等教育的发展规律, 认为地方性高校要使办学水平走上新台阶, 在学校的发展目标上, 应将学校的学科优势和区域优势相结合;在学校的教育模式上, 应实现从以知识为本到以人为本的转变, 培养创业者;在学校功能上, 应参与区域科技发展和社会经济建设, 为社会提供科技成果和社会服务。参4
高等教育从精英教育向大众化教育转变孕育着一场深刻的变革。探索了新形势下高等教育的发展规律, 认为地方性高校要使办学水平走上新台阶, 在学校的发展目标上, 应将学校的学科优势和区域优势相结合;在学校的教育模式上, 应实现从以知识为本到以人为本的转变, 培养创业者;在学校功能上, 应参与区域科技发展和社会经济建设, 为社会提供科技成果和社会服务。参4
2002, 19(3): 317-320.
摘要:
在论述人力资源会计性质、人力资源成本资本化、人力资源成本价值及计量模式和人力资源会计与人才培养会计等有关问题基础上, 对林业企业人力资源会计应用问题作了探讨。参6
在论述人力资源会计性质、人力资源成本资本化、人力资源成本价值及计量模式和人力资源会计与人才培养会计等有关问题基础上, 对林业企业人力资源会计应用问题作了探讨。参6
2002, 19(3): 325-329.
摘要:
回顾了在具有影响的几种演替理论指导下的亚热带常绿阔叶林恢复研究的主要内容,包括群落结构研究:群落的发育、波动、更新和演替;种群的特征、结构和竞争压力以及物种的生理生态学特征在群落进展演替中的变化。土壤动态变化研究:土壤的理化性质、肥力、有机质含量在与群落协同发展过程中的变化。植被恢复研究方法:数学模型在时间序列和生态序列研究方法中的应用。建议在以后的研究中应增设固定样地, 加强定位研究以及加强群落演替过程中树种遗传机理方面的探索, 优化次生演替数学模型等。参67
回顾了在具有影响的几种演替理论指导下的亚热带常绿阔叶林恢复研究的主要内容,包括群落结构研究:群落的发育、波动、更新和演替;种群的特征、结构和竞争压力以及物种的生理生态学特征在群落进展演替中的变化。土壤动态变化研究:土壤的理化性质、肥力、有机质含量在与群落协同发展过程中的变化。植被恢复研究方法:数学模型在时间序列和生态序列研究方法中的应用。建议在以后的研究中应增设固定样地, 加强定位研究以及加强群落演替过程中树种遗传机理方面的探索, 优化次生演替数学模型等。参67
