木材密度是木材重要的物理性质指标，在很大程度上决定着木材的力学性能，直接影响木材的加工质量、制浆得率和浆料质量(Zobel et al., 1989)。木材密度也是重要的经济性状，并且在很大程度上受到遗传控制，因此在火炬松(Pinus taeda)(Isik et al., 2003)、海岸松(Pinus pinaster)(Bouffier et al., 2008)、辐射松(Pinus radiata)(Kimberley et al., 2016)、马尾松(Pinus massoniana)(刘青华等，2010)等国内外重要用材树种的遗传改良中，木材密度被纳入重要的改良性状之一。

测定活立木木材密度的传统方法是体积法，也称生长锥法，即在木材胸高处用生长锥钻取木芯，利用排水法测定木材基本密度，这种方法通常可准确地获得数据，但这种方法不仅在一定程度上损伤树干，而且对于大批量样品的木材密度测定程序繁杂、耗时较长，不利于大规模遗传测定的实施(Gao et al., 2012)。另一个较为准确的技术是X-射线密度法(Li et al., 2005)，但成本极高，且同样费时。为了提高活立木木材密度的检测效率，近年来，借助于声学或物理力学等原理，利用Pilodyn(Lenz et al., 2013；Chen et al., 2015；栾启福等，2011)、应力波测定仪(Mora et al., 2009；张帅楠等，2017)、针刺仪Resistograph(Gantz, 2002；Isik et al., 2003)等仪器间接测定木材基本密度逐渐成为无损评估(non-destructive evaluation，NDE)的常规手段。针刺仪可记录钻针推进过程中的阻力值大小，通过阻力值与曲线图，间接分析木材密度与早晚材性状，并可估算活立木的去皮直径，具有快速、无损、成本低等优势(Isik et al., 2003；Gao et al., 2012)。针刺仪阻力值与木材密度2个性状在多个树种上表现高度的遗传相关，在半同胞与全同胞家系水平上均表现高度的表型相关(Gantz, 2002；Isik et al., 2003；Bouffier et al., 2008)，因此，针刺仪阻力值在遗传改良中可作为木材密度的评价性状，进行优良家系的选择。

湿地松(Pinus elliottii)是世界上重要的用材林树种，湖南、湖北、浙江等地在种源与家系水平开展了木材密度的测定(吴际友等，2000；徐有明等，2001；骆秀琴等，2003)，并通过Pilodyn和应力波测定仪间接分析材性指标(张帅楠等，2017)，为湿地松材性性状的改良提供了重要的理论依据。广东省以材积生长及干形为目标，完成了湿地松第1轮遗传改良，构建了新一轮育种群体，但当前对广东省湿地松材性的分析相对欠缺，影响了湿地松木材的多元化开发利用以及良种的产业化发展。本文通过传统生长锥法和针刺仪(Resistograph)法对湿地松半同胞家系进行木材密度的测定，从而1)建立基于针刺仪的湿地松木材密度无损评估方法；2)评价针刺仪技术估算湿地松木材密度的可靠性；3)分析18年生湿地松木材密度与生长的遗传变异规律。

1 材料与方法 1.1 试验材料

试验材料取自广东省台山市红岭种子园试验区内的湿地松种质资源林，地理位置为22°11′N，112°49′E；属南亚热带海洋性气候，年均温21.8 ℃，年积温7 654 ℃，无霜期360天，年降雨量1 940 mm；平均海拔30 m，土壤为花岗岩发育的酸性砖红壤，pH5.0~5.5，土层深厚。

该湿地松种质资源林于1997年6月种植，种子于1995年从美国进口，共32个自由授粉家系。试验设计为随机完全区组设计，1~4株单行小区，15个区组，每个家系的设计总株数40株。试验林地势平缓，前茬为湿地松人工林。造林前除杂、炼山、挖穴，穴规格为40 cm×40 cm×30 cm，株行距3 m×3 m。试验林四周种植2行湿地松作为保护行。测定时林分保存率为63%。

1.2 树干阻力值测定与数据加工

2015年12月，对湿地松种质资源林进行每木调查，测量840株，剔除一部分由于操作不当引起的异常值，最终用于数据分析的株数为794株。采用针刺仪(IML-RESI PD400，Germany)在每株树木的1.2 m处自南向北推动探针经过髓心钻透树干，针刺仪自动记录探针推进过程中的阻力值大小(用振幅百分数表示，图 1A)。钻针推进速度为150 cm·min^-1、转速2 500 r·min^-1，钻头直径0.3 mm，探针直径0.15 mm。对针刺仪记录的阻力值，用针刺仪自带的PD-Tools Pro软件导入excel，根据每株树木的阻力值曲线，在excel工作表中确定数据起点和终点，以此计算树干的去皮直径和平均振幅(Gantz, 2002)，去皮直径为终点与起点的差值，平均振幅为起点到终点数值的平均值。

由图 1A可见，木材终点的振幅大于木材起点的情况，即存在阻力残余，原因是随着探针穿入木材深度的增加, 探针轴向与木材的摩擦增大，所以测出的阻力值不仅是木材密度所引起的，还有探针轴向与木材的摩擦阻力, 探针穿透木材时的残余阻力即是轴向与木材的摩擦阻力(王莉娟，2005)。因此，为避免轴向摩擦力干扰真实阻力值(振幅)，本文采用Gantz(2002)的方法校正测定的阻力值(图 1B)。校正阻力值A_i^′为：

$ {{A'}_i} = {A_i} - \frac{{\left({{A_i} - {A_n}} \right) \times {L_i}}}{L}。$

(1)

式中，A₀、A_n、A_i分别为针刺仪探针钻进木材的起点、终点和内部任意一点i的阻力值, L、L_i分别为木材起点与终点间的距离(去皮直径)和木材内任意一点i与起点的距离。

1.3 木芯取样与基本密度测定

在针刺仪测定树干阻力值的测点下方，用内径为4.3 mm、外径11 mm的生长锥(CO400，Hagl öf，Switzerland)在树干上自南向北钻取自树皮至髓心的无瑕木芯，然后带回实验室测定其基本密度。

采用饱和含水量测定法测定木芯基本密度(Smith, 1954; Bouffier et al., 2008)，基本过程是：把木芯浸入清水中，3天后用万分之一的电子天平称取木芯质量，直至恒重，读取达到饱和含水量时的木芯质量m_m；然后把木芯放入70 ℃烘箱中，恒温12 h，再把温度升至105 ℃，至恒重(3天后)，降温后把烘干的木芯转移到玻璃干燥器中保存，再用上述天平称取木芯的绝干质量m_o。利用公式计算木芯的基本密度(ρ_b，g·cm^-3)。

$ {\rho _{\rm{b}}} = \frac{1}{{\left({\frac{{{m_{\rm{m}}} - {m_{\rm{o}}}}}{{{m_{\rm{o}}}}}} \right) + \frac{1}{{{\rho _{{\rm{cw}}}}}}}} \times {\rho _{{{\rm{H}}_2}{\rm{O}}}}, $

(2)

式中，ρ_cw为实质密度(cell wall density)，即构成细胞壁物质的密度，取值1.53 g·cm^-3；ρ_H2O为水的密度，取值1 g·cm^-3。

1.4 统计分析

利用SAS 9.4软件的UNIVARIATE程序做正态分布检验，木材密度、木材阻力(原值)、木材阻力(校正值)和去皮直径均符合正态分布。

利用统计软件Asreml对单株数据作统计分析，估算各个试验因子的方差分量，根据方差分量计算研究性状的遗传力、相关系数以及标准误(林元震等，2014)。数据分析的线性模型为：

$ {y_{ijk}} = \mu + {b_i} + {f_j} + {\left({bf} \right)_{ij}} + {e_{ijk}}。$

(3)

式中，y_ijk为单株观测值，μ为群体平均值，b_i为区组效应，f_j为家系效应，(bf)_ij为区组与家系的互作效应，e_ijk为误差效应。其中，区组为固定效应，其他因素为随机效应。

估算遗传参数采用以下公式(马育华，1982；Lynch et al., 1998)：

$ {\rm{cv = }}\frac{{{\sigma _{\rm{p}}}}}{{\bar x}} \times 100; $

(4)

$ h_{\rm{i}}^2 = 4 \times \frac{{\sigma _{\rm{f}}^2}}{{\sigma _{\rm{f}}^2 + \sigma _{{\rm{bf}}}^2 + \sigma _{\rm{e}}^2}}; $

(5)

$ h_{{\rm{iwf}}}^2 = 3 \times \frac{{\sigma _{\rm{f}}^2}}{{\sigma _{{\rm{bf}}}^2 + \sigma _{\rm{e}}^2}}; $

(6)

$ h_{\rm{f}}^2 = \frac{{\sigma _{\rm{f}}^2}}{{\sigma _{\rm{f}}^2 + \frac{{{n_1}}}{{{n_2}}}\sigma _{{\rm{bf}}}^2 + \frac{1}{{{n_2}}}\sigma _{\rm{e}}^2}}; $

(7)

$ {r_{\rm{g}}} = \frac{{{\rm{co}}{{\rm{v}}_{\rm{g}}}\left({x, y} \right)}}{{\sqrt {\sigma _{\rm{g}}^2\left(x \right) \times \sigma _{\rm{g}}^2\left(y \right)} }}; $

(8)

$ {r_{\rm{p}}} = \frac{{{\rm{co}}{{\rm{v}}_{\rm{p}}}\left({x, y} \right)}}{{\sqrt {\sigma _{\rm{p}}^2\left(x \right) \times \sigma _{\rm{p}}^2\left(y \right)} }}; $

(9)

$ {R_x} = {i_x} \times h_x^2 \times {\sigma _{\rm{p}}}\left(x \right); $

(10)

$ {G_x} = \frac{{{R_x}}}{{\bar x}}; $

(11)

$ {\rm{C}}{{\rm{R}}_y} = {i_x} \times {h_x} \times {h_y} \times {r_{\rm{g}}} \times {\sigma _{\rm{p}}}\left(y \right); $

(12)

$ {\rm{ES = }}\frac{{{\rm{C}}{{\rm{R}}_y}}}{{{R_y}}} = {r_{\rm{g}}} \times \frac{{{i_x} \times {h_x}}}{{{i_y} \times {h_y}}}。$

(13)

式(4)中，cv为变异系数，σ_p、x分别为研究性状的表型标准差和群体平均值。式(5)、(6)、(7)中，σ_f²、σ_fb²、σ_e²分别为家系方差、家系×区组互作方差、误差方差，h_i²、h_iwf²、h_f²分别为单株狭义遗传力、家系内单株狭义遗传力、家系平均遗传力；n₁、n₂分别为小区内树木株数的调和平均数、家系内树木株数的调和平均数。式(8)、(9)中，r_g为遗传相关系数，r_p为表型相关系数，cov_gx, y、cov_px, y分别为性状x与性状y的遗传协方差、表型协方差，遗传协方差等于家系协方差；σ_px²、σ_py²和σ_gx²、σ_gy²分别为性状x或性状y的表型方差和遗传方差，表型方差等于遗传方差、家系×区组互作方差、误差方差之和。式(10)、(11)、(12)、(13)中，ES为间接选择效率，R_x、R_y是直接选择性状x或性状y的选择响应; G_x是性状x的遗传增益；CR_y是选择性状x(此处为木材密度)而间接选择性状y(此处为阻力值)的相关遗传响应; i_x、i_y分别是性状x和性状y的选择强度，h_x、h_y分别是性状x、性状y的遗传力的均方值。

2 结果与分析 2.1 湿地松木材密度、阻力值与直径变异程度

广东台山18年生湿地松32个半同胞家系试验林的木材基本密度均值为0.512 5 g·cm^-3，最大值为0.681 7 g·cm^-3，最小值为0.350 9 g·cm^-3，二者相差近1倍(表 1)；与广西10年生湿地松家系平均水平0.426 5 g·cm^-3(宋云民等，1995)、湖北省12年生种源林平均水平0.390 0 g·cm^-3(徐有明等，2001)及湖南省14年生半同胞家系林中基本密度最大的家系0.479 0 g·cm^-3(吴际友等，2000)比较，广东18年生湿地松家系的木材基本密度相对较大，可能与树龄较大有关。

木材阻力平均值为39.52%，变异范围介于62.69%~15.90%之间；校正后的木材阻力平均值为27.48%，变异范围为46.54%~10.44%；校正后的均值小于阻力原值，说明阻力残余在校正中被消除。去皮直径的平均值为17.09 cm，变异范围28.11~5.71 cm。分析变异系数可知，木材基本密度的变异较小(9.60%)，木材阻力校正值的变异程度次之(17.83%)，木材去皮直径的变异最大(20.83%)(表 1)。

2.2 性状间的相关性分析

18年生湿地松木材基本密度与木材阻力呈显著的表型正相关，校正前后相关系数r_p分别达到0.659和0.627(表 2)，可见木材阻力可用于预测湿地松单株的木材密度(W_d)，而且可利用测定的阻力值建立预测方程。利用阻力原值A_o建立的线性回归方程式为：W_d=0.415 61+0.242 55×A_o (R²=0.393，P＜0.001，df=793)；利用阻力校正值A_a建立的线性回归方程式为：W_d=0.375 92+0.496 60×A_a (R²=0.346 1，P＜0.001，df=793)。木材基本密度与木材阻力呈更强的遗传正相关，校正前后相关系数r_g分别达到0.738和0.774，说明木材密度与木材阻力在很大程度上受到相同基因的遗传控制。另外，校正后的阻力值与木材密度的遗传相关比校正前略有提高，但表型相关有所降低。

将木材密度、木材阻力分别与去皮直径进行相关性分析，木材性状与直径生长的遗传相关系数虽然都大于0，但相关值与标准误非常接近，未达到显著水平，因此湿地松生长与木材密度在遗传上可能无相关性或相关性很低。但木材密度、木材阻力与直径的表型相关达到显著正相关，而且阻力值与生长的相关性(r_p=0.493)大于木材密度与生长的相关性(r_p=0.272)，由于遗传相关反映的是加性遗传相关，因此材性与生长较高的表型相关可能在较大程度上受到非加性效应或环境效应的影响。

2.3 性状的遗传力估算

从表 3中可见，木材基本密度、木材阻力与去皮直径的遗传力在性状内均表现为：家系平均遗传力＞单株狭义遗传力＞家系内单株狭义遗传力，这说明对广东湿地松上述性状的选择，在可靠性方面，家系选择大于单株选择。而性状间表现为：木材阻力(原值)遗传力＞去皮直径遗传力＞木材阻力(校正值)遗传力＞木材基本密度遗传力，说明性状间选择可靠性，以阻力原值和去皮直径的较大，木材基本密度的较小。木材阻力原值的单株狭义遗传力为0.228 0±0.090 9，其校正值的单株狭义遗传力为0.150 0±0.073 6，对木材阻力值做校正并不能提高其遗传力值。

2.4 木材密度的直接与间接选择增益

分别以1%、5%、20%的入选率预测材性与生长性状单株选择、家系内单株选择、家系选择的遗传增益(表 4)。在同样的选择方式下，去皮直径的遗传增益最大，其次为木材阻力原值，木材阻力校正值略低于原值，而木材基本密度的遗传增益最小。湿地松木材基本密度作单株选择、家系内单株选择、家系选择的遗传增益分别为2.63%、1.56%、1.37%，而湿地松木材阻力作相应选择的遗传增益可达11%、5%和7%。

由间接选择效率的公式(13)可知，在选择强度相同的情况下，间接选择响应大于直接选择响应的前提是：目标性状与辅助性状的遗传相关系数(r_g)与辅助性状的遗传力(h_x)之乘积大于目标性状的遗传力(h_y)，即r_g×h_x>h_y。根据表 2、3的数据计算了选择木材阻力而间接选择木材密度的选择效率，结果表明，单株选择、家系内单株选择、家系选择的间接选择效率分别为109.27%、112.50%、90.61%。因此，对木材阻力作正向选择从而改良木材密度，比直接选择木材密度的效果更大。

3 讨论

与生长锥法比较，针刺仪法具有无损与快速的优点，测量1株18年生的湿地松仅需要几十秒的时间，而且方便携带，能自动记录、保存测定数据，这为野外原位高通量估测树木的木材密度提供了可能；由于无需剥树皮、孔径小，对于木材性状的早期测定也具有绝对优势。与Pilodyn、应力波等其他无损测定技术比较，针刺仪法具有相对准确、信息量较大的优点：针刺仪法评价的是通过髓心的全年轮密度，而Pilodyn主要针对外围的年轮(Sprague et al., 1984；Isik et al., 2003)；针刺仪法探针穿刺树干的速度不受人为控制，避免了不同人员操作时造成的误差；针刺仪法可同时获得去皮直径、年轮数、早晚材比例等信息。因此，针刺仪法是值得在各树种测试并推广应用的材性分析技术。

前人研究结果表明，针刺仪阻力值与木材基本密度表型值在几个树种均呈中等或较强的正相关。Gantz(2002)报道，10年生辐射松、10~16年生加勒比松(Pinus caribaea)、7年生巨桉(Eucalyptus grandis)和4年生尾叶桉(Eucalyptus urophylla)针刺仪阻力值与木材密度多地点的表型相关系数分别为0.41~0.58、0.77~0.78、0.45~0.59和0.50~0.76。Isik等(2003)报道，11年生火炬松针刺仪阻力值与木材密度多地点的表型相关系数(r_p)为0.29~0.65。本研究对18年生湿地松半同胞家系开展直接与间接的木材密度测定，结果显示，针刺仪阻力值与木材基本密度呈较高的表型正相关(r_p=0.659)，而且呈较强的遗传正相关(r_v=0.738)，证明了针刺仪法可用于评价湿地松的木材基本密度。与上述2个报道相似，对针刺仪测定数据作校正，消除阻力残余后，无法提高阻力值与木材密度表型与遗传的相关系数，校正阻力值的遗传力甚至低于原值，因此，在技术上，可直接使用阻力原值预测18年生湿地松的木材密度。但可使用校正阻力的方法，判断每次针刺仪进针的轨迹是否正常，即：通过髓心的木材阻力曲线，在校正后应在髓心左右两侧有相似的曲线。

前人报道，针叶树木材密度的遗传力在0.4~0.7之间，湿地松木材密度的单株遗传力在0.16~0.65之间(Hodge et al., 1993; Pswaray et al., 1996)。其中单株遗传力h²=0.16是Hodge等(1993)基于6个地点15~25年生湿地松半同胞子代测定林的样本量估算的，该研究指出，前期报道的湿地松单株遗传力均高于本研究，可能是前期所用样本量较小引起的。本研究的湿地松木材基本密度单株狭义遗传力仅为0.104 0，是否是群体的遗传差异，还是试验误差，有待进一步研究。但家系遗传力为0.41，与宋云民等(1995)和吴际友等(2000)的报道相似，说明进行木材密度家系选择是可靠的。针刺仪阻力值的遗传力高于木材基本密度，根据针刺仪测定结果作单株选择、家系内单株选择或家系选择均有较高的间接选择效率，表明针刺仪间接选择木材密度在湿地松材性改良中具有更大的优势。

针叶树种中，对辐射松材性的解析相对系统，前人已确定辐射松的材质性状与生长呈遗传负相关，文献报道中统计的相关系数均值为-0.51(Wu et al., 2008)。而湿地松的结果较为复杂。Hodge等(1993)报道，湿地松全年轮木材密度与年径生长遗传相关系数为0.47±0.9，表型相关系数为-0.07；吴际友等(2000)报道，湿地松基本密度与胸径的遗传相关与表型相关系数则分别为-0.22和-0.70；张帅楠等(2017)无损测定结果显示，材性与生长性状遗传相关不显著，但存在显著的表型正相关。本研究中，木材密度和阻力与去皮直径的遗传相关也不显著，但表型相关显著，且相关系数较高，分别为0.272和0.493。针叶树种中，生长量与木材密度的相关性存在遗传相关或不相关均有报道，一般认为，表型负相关是由于早材的生长与比例决定的，早材生长量越大，胸径越大，但由于早材密度较小，早材比例越高，密度越小(White et al., 2007)。本研究中出现表型正相关的现象，是否与该地点的水热条件较好、晚材比例也较高有关，有待进一步研究。总体来说，在湿地松中，针对某一个选择群体同时选择具有优良生长与材性性状的湿地松个体是可行的，也意味着通过栽培措施，可能同步提高湿地松的生长与木材密度。

4 结论

本研究以湿地松32个半同胞家系为材料，通过钻取木芯测量基本密度的传统方法，以及针刺仪原位测量木材阻力与去皮直径的无损方法，分析18年生湿地松材性与生长的性状表现，为湿地松材性性状的遗传改良建立高效的评价方法。

1) 湿地松木材基本密度(W_d)与木材阻力原值(A_o)在单株水平上的表型相关系数达到0.659，可通过预测方程W_d=0.415 61+0.242 55×A_o估算木材密度，在材性性状的评价选择、培育措施对材质的作用分析方面均具有重要的应用价值。对阻力值进行校正不能明显提升木材密度的预测效果，在实际应用中，可不做校正。

2) 木材阻力与木材密度的遗传相关系数高达0.738；木材阻力的家系遗传力、单株遗传力及家系内单株遗传力均较木材密度大；入选率分别为1%、5%和20%时，单株选择、家系内单株选择和家系选择的间接选择效率分别为109.27%、112.50%和90.61%，说明利用木材阻力进行间接选择的效果比直接选择木材密度大。木材密度、木材阻力和直径的家系遗传力分别为0.410、0.618和0.596，远大于单株狭义遗传力，说明湿地松材性与生长性状受中等程度的遗传控制，在选择优良个体时，为获得较可靠的选择效果，宜采用家系选择+家系内单株选择的合并选择方法。

3) 木材密度、木材阻力均与去皮直径存在显著的表型正相关，但遗传相关不显著，说明湿地松与辐射松不同，该选择群体在对生长的改良过程中，不会引起材性的降低。而通过个体选择或培育措施的施用，有可能同步提高径生长与木材密度。