森林地被可燃物是引起森林火灾的重要原因(袁春明等，2000；胡海清，1996)，掌握森林地被可燃物的载量分布，对森林火灾的预防和扑救具有十分重要的意义。大兴安岭林区是我国重点林区，同时也是森林火灾最严重的地区(胡海清，2003)，由于气候寒冷、低温，林下微生物种类少，数量小，对地表可燃物的分解能力很差，使林内累积大量可燃物，一遇火源，即发生强度较大的火灾。因此，控制该区火灾的关键是调节森林可燃物。本文使用Spss统计软件系统，对不同可燃物载量与林分因子进行回归分析，并建立了一套数学模型，从而解决用林分调查因子来推算不同种类可燃物的负荷量，并取得较为满意的结果。

1 研究方法 1.1 外业调查

本研究于1990年5月，1992年4月和2002年5、6月份分别在大兴安岭地区塔河林业局、加格达奇林业局、呼中林业局境内，选择有代表性的樟子松林(Pinus silvestris var. mongolica)、落叶松(Larix gmelinii)林和白桦(Betula platyphylla)林，利用机械布点的方法设置20 m×20 m样地共68块。树种组成、坡度、坡向、郁闭度、胸径、树高、年龄等林分与立地因子的测定均采用常规调查方法进行。

可燃物载量的测定：在样地内一条对角线上隔一定距离机械设置3块2 m×2 m小样方。测量每个样方内1 h、10 h、100 h可燃物和灌木的重量，同时取样带回实验室测定含水率。

可燃物分类标准：1 h可燃物为凋落物层，直径≤0.6 cm的枯枝、树叶和杂草；10 h可燃物为半分解层，直径在0.6~ 2.5 cm之间的枯枝；100 h可燃物为直径在2.5~7.6cm之间的粗大干枯可燃物；灌木为样方内的所有灌木。

1.2 室内实验与计算

把取回样品放入烘箱内，在105 ℃下连续烘24 h至绝干重，用电子天平称重，计算出每个样方内不同种类可燃物的干湿比：

可燃物的干湿比=干重/湿重×100%

根据样方调查的各类可燃物鲜重和干湿比，推算出每块样地1 h、10 h、100 h、灌木的载量。表 1、表 2和表 3是樟子松、白桦和兴安落叶松林分因子和不同可燃物载量调查与实验分析数据。

2 结果分析

根据外业调查取得的资料，分林型利用一元或多元线性回归建立不同种类可燃物的载量与林分因子之间的关系模型。

2.1 樟子松林 2.1.1 可燃物载量与林分多因子的关系

1) 地表总可燃物  y=-7 6645.5+766.183x₁+3 522.692x₂, 式中，y为地表总可燃物负荷量；x₁为郁闭度；x₂为胸径(下同)。F=22.67, F_0.01(2, 18)=6.01, F>F_0.01，显著水平为0.01。复相关系数R为0.846，判定系数R²为0.716，经调整的判定系数R²为0.684。

2) 1 h时滞地表可燃物  y=-885.144+617.623x₂，式中，y为1 h时滞地表可燃物负荷量。F=7.29, F_0.05(1, 19)=4.38, F>F_0.05，显著水平为0.05。复相关系数R为0.527，判定系数R²为0.277，经调整的判定系数R²为0.239。

3) 10 h时滞地表可燃物   y=-27 873.7+244.971x₃+410.396x₁，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量；x₃为林龄。F=22.59，F_0.01(2, 18)=6.01，F>F_0.01，显著水平为0.01。复相关系数R为0.846，判定系数R²为0.715，经调整的判定系数R²为0.683。

4) 100 h时滞地表可燃物负荷量与林分因子回归不显著。

5) 灌木可燃物  y=-41 356.5+283.929x₁+1 845.252x₂，式中，y为灌木可燃物负荷量。F=5.35，F_0.05(2, 18)=3.55，F>F_0.05，显著水平为0.05。复相关系数R为0.611，判定系数R²为0.373，经调整的判定系数R²为0.303。

2.1.2 可燃物载量与林分单因子的关系

1) 地表总可燃物与郁闭度  y=450.052+441.873x₁，式中，y为地表总可燃物负荷量；x₁为郁闭度。F=3.25, F_0.10(1, 9)=2.99, F>F_0.10，显著水平为0.10。相关系数R为0.382，判定系数R²为0.146，经调整的判定系数R²为0.101。

2) 地表总可燃物与胸径  y=-15 343.1+2 513.160x₂，式中，y为地表总可燃物负荷量；x₂为胸径。F=9.36, F_0.01(1, 19)=8.18, F>F_0.01，显著水平为0.01。相关系数R为0.575，判定系数R²为0.330，经调整的判定系数R²为0.295。

3) 1 h时滞地表可燃物与平均高  y=-2 681.218+743.459x₄，式中，y为1 h时滞地表可燃物负荷量；x₄为平均高。F=3.84，F_0.10(1, 19)=2.99，F>F_0.10，显著水平为0.10。相关系数R为0.410，判定系数R²为0.168，经调整的判定系数R²为0.124。

4) 10 h时滞地表可燃物与郁闭度  y=-11 255.8+341.180x₁，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量; x₁为郁闭度。F=8.10，F_0.05(1, 19)=4.38，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.547，判定系数R²为0.299，经调整的判定系数R²为0.262。

5) 10 h时滞地表可燃物与林龄  y=-1 829.526+203.254x₃，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量。F=7.95，F_0.05(1, 19)=4.38，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.543，判定系数R²为0.295，经调整的判定系数R²为0.258。

6) 灌木可燃物与胸径  y=-18 639.3+1 471.143x₂，式中，y为灌木可燃物负荷量; x₂为胸径。F=6.47, F_0.05(1, 19)=4.38，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.504，判定系数R²为0.254，经调整的判定系数R²为0.215。

7) 灌木可燃物与郁闭度  y=-972.405+114.049x₁，式中，y为灌木可燃物负荷量; x₁为郁闭度。F=0.424，F_0.05(1, 19)=4.38，F < F_0.05，则接受原假设。回归方程不显著，自变量y对的线性关系不显著。

8) 1 h+10 h时滞地表可燃物与郁闭度  y=961.070+291.444x₁，式中，y为1 h+10 h时滞地表可燃物负荷量。F=4.80, F_0.05(1, 19)=4.38，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.449，判定系数R²为0.202，经调整的判定系数R²为0.160。

9) 1 h+10 h时滞地表可燃物与胸径  y=2 650.748+924.935x₂，式中，y为1 h+10 h时滞地表可燃物负荷量。F=3.14，F_0.10(1, 19)=2.99, F>F_0.10，显著水平为0.10。相关系数R为0.377，判定系数R²为0.142，经调整的判定系数R²为0.097。

10) 1 h+10 h时滞地表可燃物与林龄  y=7 005.859+212.692x₃，式中，y为1 h+10 h时滞地表可燃物负荷量，(kg·hm^-2)。F=8.09，F_0.05(1, 19)=4.38，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.547，判定系数R²为0.299，经调整的判定系数R²为0.262。

2.2 兴安落叶松林 2.2.1 可燃物载量与林分多因子的关系

1) 1 h时滞地表可燃物  y=8 329.707-131.135x₄+7.034x₂，式中，y为1 h时滞地表可燃物负荷量; x₄为平均高, x₂为胸径(以下同)。F=0.351, F_0.05(2, 32)=3.29，F>F_0.05，显著水平为0.05。复相关系数R为0.147，判定系数R²为0.021，经调整的判定系数R²为0.040。

2) 10 h时滞地表可燃物  y=11 497.54-873.631x₄+527.492x₂，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量。F=3.75，F_0.05(2, 32)=3.29，F>F_0.05，显著水平为0.05。复相关系数R为0.436，判定系数R²为0.190，经调整的判定系数R²为0.139。

3) 1 h+10 h时滞地表可燃物  y=19 827.20-1 004.767x₄+534.532x₂，式中，y为1 h+10 h时滞地表可燃物负荷量。F=4.31，F_0.05(2, 32)=3.29，F>F_0.05，显著水平为0.05。复相关系数R为0.461，判定系数R²为0.212，经调整的判定系数R²为0.163。

4) 100 h时滞地表可燃物  y=-147.710-110.397x₄+184.246x₂，式中，y为100 h时滞地表可燃物负荷量。F=2.815, F_0.05(2, 32)=3.29，F < F_0.05，则接受原假设。回归方程不显著，所有自变量对y的线性关系不显著。

5) 地表总可燃物  19 712.71-951.930x₄+707.293x₂，式中，y为地表总可燃物负荷量。F=3.20，F_0.10(2, 32)=2.48，F>F_0.10，显著水平为0.10。复相关系数R为0.408，判定系数R²为0.167，经调整的判定系数R²为0.114。

2.2.2 可燃物载量与林分单因子的关系

1) 10 h时滞地表可燃物与平均高  y=14 692.41-532.646x₄，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量。F=3.85，F_0.10(1, 33)=2.87，F>F_0.10，显著水平为0.10。相关系数R为0.323，判定系数R²为0.104，经调整的判定系数R²为0.077。

2) 1 h+10 h时滞地表可燃物与平均高  y=23 064.71-659.232x₄，式中，y为1 h+10 h时滞地表可燃物负荷量。F=5.25，F_0.05(1, 33)=4.14，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.370，判定系数R²为0.137，经调整的判定系数R²为0.111。

3) 100 h时滞地表可燃物与胸径  y=-903.913+127.184x₂，式中，y为100 h时滞地表可燃物负荷量。F=3.95，F_0.10(1, 33)=2.87，F>F_0.10，显著水平为0.10。相关系数R为0.327，判定系数R²为0.107，经调整的判定系数R²为0.080。

4) 灌木可燃物与平均高  y=-36.395+155.813x₄，式中，y为灌木可燃物负荷量。F=6.07，F_0.05(1, 33)=4.14，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.394，判定系数R²为0.155，经调整的判定系数R²为0.130。

2.3 白桦林

1) 1 h时滞地表可燃物与平均高  y=-13 136.4+1 416.027x₄，式中，y为1 h时滞地表可燃物负荷量。F=6.63，F_0.05(1, 10)=4.96，F>F_0.05，显著水平为0.05。相关系数R为0.631，判定系数R²为0.399，经调整的判定系数R²为0.339。

2) 1 h+10 h时滞地表可燃物与平均高  y=-718.199+924.654x₄，式中，y为1 h+10 h时滞地表可燃物负荷量。F=4.35，F_0.10(1, 10)=3.28，F>F_0.10，显著水平为0.10。相关系数R为0.550，判定系数R²为0.303，经调整的判定系数R²为0.233。

3) 10 h时滞地表可燃物与平均高  y=12 418.19-491.375x₄，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量。F=0.778，F_0.10(1, 10)=3.28，F < F_0.10，则接受原假设。回归方程不显著，所有自变量对y的线性关系不显著。

4) 100 h时滞地表可燃物与平均高  y=1 405.422-37.337x₄，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量。F=0.066, F_0.10(1, 10)=3.28，F < F_0.10，则接受原假设。回归方程不显著，所有自变量对y的线性关系不显著。

5) 灌木可燃物负荷量与平均高  y=3 411.534-164.999x₄，式中，y为10 h时滞地表可燃物负荷量。F=0.686，F_0.10(1, 10)=3.28，F < F_0.10，则接受原假设。回归方程不显著，所有自变量对y的线性关系不显著。

3 结论与讨论

从以上结果可以看出，通过林分年龄、郁闭度、平均高、胸径等林分因子建立的地表各种类的可燃物模型，其模型拟合效果较好，说明利用林分特征因子估计地表可燃物是可行的。可燃物负荷量是决定森林燃烧性，特别是林火行为参数计算不可缺少的一个重要因子(Shan et al., 2002)。通过可燃物模型计算出的结果，可作为进一步研究的依据，如林火蔓延速度、火强度、火焰长度、能量释放等林火行为的计算(Rothermel, 1991)。传统的野外调查方法既费时、又费力，一旦发生大火，往往来不及进行调查，而上述模型如果经检验校正，只需利用一两个林分调查因子就很快算出来。这些林分调查因子很容易在森林资源调查档案中查到。因此可以说，这种方法为防火、灭火、用火和可燃物管理提供了一个简捷的算法，具有重要的实际应用价值。

本文所用样本68块，在进行多元回归时显得样本数不够多。建议今后应继续累积这方面材料，用几百块样地建立起来的模型，一定能较准确地估算出可燃物载量。另外，不仅要研究地表可燃物，还应该研究乔木各类可燃物与林分因子之间的关系，在模型因子引入上是否应该考虑引入立地类型、土壤状况、坡向等因子的影响，对各因子之间的交互作用也应进行研究。