CC BY
10
1. Л1СОВЕ ТА САДОВО-ПАРКОВЕ ГОСПОДАРСТВО
УДК 630*228 Ст. наук. ствроб. С.В. Бойко, канд. с.-г. наук;
ст. наук. ствроб. Н.П. Купрта; ст. наук. ствроб. О.М ТарнопЫьська; ст наук. ствроб. В.А. Лук'янець- УкрНД1ЛГА iM. Г.М. Висоцького, м. Хартв
особливост1 горизонтально! структури
природних сосняк1в
Проаналiзовано горизонтальну структуру природних соснових деревосташв pi3Horo вшу за допомогою шдексу Доннелл1. Результати дослщжень свiдчать про пе-реважання у природних сосняках I i IV клас1в вiку рiвномiрного типу розмщення Bcix дерев, а в двох'ярусних деревостанах II класу вiку - групового.
Ключов1 слова: горизонтальна структура деревостану, тип розмщення, iндекс Доннелл1, природне поновлення.
Вступ. Дослщження особливостей формування горизонтально! структури природних сосняюв е вкрай важливим для розроблення моделей росту i розвитку деревосташв i окремих дерев, удосконалення системи лшвничих заход1в та тд час виконання лiсовпорядних робiт. Вивчаючи горизонтальну структуру деревостану найчастше розглядають один з !! основних елемен-тiв - тип розмiщення дерев на площиш. Для об'ективно! ощнки типу розмь щення дерев важливе значення мае вибiр методики. 1ндекс Кларка-1ванса, або його модифiкацiя, запропонована Доннелл^ е випробуваним iнструментом визначення типу розмщення дерев, який досить часто використовують дос-лiдники [2, 5, 9].
Об'екти. Дослiдження проводились у природних сосняках (Pinus sylvestris L.) на територп шести надлюництв у рiзних регiонах Польшд на 17 пробних площах вщдшу лiсiвництва Польського науково-дослiдного ш-ституту люового господарства (IBL). Загальна площа дослщних об,ектiв ста-новить 7 га.
Методика. В оригшальнш версп ще! методики, описано! Кларком та 1вансом [4, 6, 16], передбачено визначення шдексу нерiвномiрностi розмь щення об,ектiв на площиш (R) за формулою
R =~~, (1)
га
де: Га - середне значення вiдстанi вщ певно! кiлькостi випадково вибраних об'ек^в до !х найближчих сусiдiв; ге - значення очжувано! середньо! вщсташ вiд випадково вибраних об,ектiв до !х найближчих сусiдiв за випадкового типу розмщення об'ек^в.
Значення ге е функцiею кiлькостi об'екпв, що припадають на одини-цю поверхш р в дослiджуваному розмщенш, тобто
*=27?- (2)
8
36i|)Miik науково-технiчних праць
У випадку щеально групового розмiщення об'екпв (Bei об'екти знахо-дяться в одному пунки) iндекс R приймае значення, що дорiвнюе нулю. Для щеально рiвномiрного розмiщення об,ектiв iндекс R приймае значення 2,1491. За випадкового розмщення об'екпв R приймае значення, близьке до одинищ. Для визначення ютотноси вiдхилення аналiзованого розмiщення вщ взiрця випадковостi Пуассона, обчислюеться значення стандартизовано!' змшно! с:
Г А - Ге (3) c =-, (3)
де <7fE - стандартна помилка середньо!' вщсташ вiд даних об,ектiв до !х найближчих сусiдiв за випадкового типу розмщення.
Значення ще! помилки визначаемо за формулою [4]:
7 -
(4 -п) = 0,26136 (4)
(4npN) VÖPV)
де N - кiлькiсть вiдстаней вiд об'екпв до !х найближчих сусiдiв.
Методика Кларка та 1ванса в оригшальнш версп мае певнi недолiки: нехтування ефектом кра'в, а також небезпека втрати незалежностi вимiрюва-них вщстаней внаслiдок зростання кiлькостi об,ектiв, для яких визначаються вiдстанi до !х найближчих сусiдiв [7, 15].
Доннеллi [7] запропонував модифiкацiю ще! методики, що передбачае використання вщстаней до найближчих сусщв, визначених для вшх об,ектiв на пробнiй площi, та дае змогу врахувати ефект кра!в. I! можна використову-вати лише на пробних площах правильно!' геометрично! форми за наявностi бiльше 7 об'екпв.
У модифiкацii Доннеллi використано суму вщстаней T вiд даних об'екпв до !х найближчих сусщв. Сума вiдстаней T визначаеться за формулою
n
Т= X min u(Oi, Oj), j Ф i, (5)
i=1
де: u (o, Oj) - вщстань мiж об'ектами oi i oj; n - кшьюсть об'ектiв на пробнш площi.
Значення суми вiдстаней вщ об'ектiв до найближчих сусiдiв E(T) при iдеально випадковому !х розмщенш визначаеться так [7]:
Е(Т)=0,^7(ПА) +f0,051368 + 00411L , (6)
V Vn )
де: n - кшьюсть об'екпв на пробнiй площi; А - площа пробно!' площi; L - периметр пробно!' плошд.
Вщношення T до E(T) можна використати для визначення типу розмь щення об'ектiв на пробнiй площд:
Т
D=—— (7)
Е(Т)
Якщо D ф 1, то можна стверджувати, що дослiджуване розмщення вiдрiзняеться вiд взiрця випадковостi. Доннеллi [7] запропонував також пере-
вiрку ютотност отриманих результатiв, що базуеться на стандартизованы змiннiй г:
7 _ Т - Е(Т)
2 _~т(—Т)' ^
^(уаг Т)
де гагТ=0,0703А+0,037£л/А7П. (9)
Якщо -1,96<г<1,96, то немае пiдстав вiдхиляти гiпотезу про випадко-вiсть дослiджуваного розмщення, незважаючи на значення iндексу Б.
Результати.
а) тип розмщення в&х дерев
У деревостанах I i IV клаЫв вiку переважае рiвномiрний тип розмь щення дерев, а в деревостанах II класу вшу - груповий.
б) тип розмщення дерев р1зних бгосощальних класгв (за класифтащею 1ль-
мужинського)
Дерева 1 бюсощального класу. У деревостанах II класу вшу переважае випадковий тип розмщення дерев, а в деревостанах IV класу вшу - рiв-номiрний.
Дерева 2 бюсощального класу. У деревостанах II i IV клаЫв вшу переважае груповий тип розмщення дерев.
Дерева 3 i 4 бюсощальних клаав. У деревостанах II класу вшу харак-терним е груповий тип розмщення дерев.
Краш^, дерева. У деревостанах II класу вшу переважае випадковий тип розмщення дерев, а в деревостанах IV класу вшу - рiвномiрний.
в) тип розмщення дерев р1зног товщини
У деревостанах I i IV клашв вшу найтоншi дерева на половит проб-них площ розмщеш переважно випадково, а на шшш половит - групами. Дерева II класу вшу розмщеш переважно групами. Дерева середньо! товщини вЫх анашзованих клашв вшу розмщеш переважно випадково. У деревостанах I та II клаЫв вшу найтовтiшi дерева розмщеш переважно випадково, а в деревостанах IV класу вшу - рiвномiрно.
г) тип розмщення дерев р1зног висоти
У деревостанах I та II клашв вшу найнижчi дерева розмщеш групами, а в деревостанах IV класу - випадково. У деревостанах I класу вшу дерева середньо!' висоти розмщеш переважно випадково, в деревостанах II класу вь ку - групами, в деревостанах IV класу вшу - рiвномiрно. У деревостанах I та II клашв вшу найвишд дерева розмщеш переважно випадково, а в деревостанах IV класу вшу - рiвномiрно.
На стушнь просторового рiзноманiття деревостану впливають насам-перед умови мюцезростання, а також прийнятний спошб господарювання, зокрема доглядовi рубання. Метою доглядових рубань за люом е формування рiвномiрного розмщення дерев, зокрема кращих. Виявлена нами рiвномiр-шсть розмщення дерев у деревостанах IV класу вшу може бути власне нас-лщком проведення люогосподарських заходiв за класичною схемою. Доглядо-вi рубання, в основу яких покладено селективну модель Шаделша, не врахо-вують важливо! природно! особливост формування горизонтально! структури деревостанiв - утворення i сталого функцiонування бюгруп дерев [21, 22].
10
Збiрник науково-технiчних праць
Методищ Шаделша можна протиставити концепцiю доглядових ру-бань Буссе [3], в яюй враховуеться природний процес групування дерев. Зпд-но з Буссе, зрщжування бiогруп спричиняе зменшення продукгивностi дере-востану. Тому вiн рекомендуе збереження вшх найкращих носив приросту незалежно вiд вiдстанi мiж ними. Концепщю Буссе пiдтримували Като i Мульдер [10].
Деяю автори вважають, що природний вщпад дерев, що е наслдаом мь жособово! конкуренци, призводить до змши з вiком типу розмщення на рiвно-мiрний [8, 14]. В.В. Кузьмичев i О.Р. Секретенко [1], а також Вард Дж. [19] ви-явили у сосняках поступове збшьшення рiвномiрностi розмщення дерев з вшом.
Нашi результати дослщжень горизонтально! структури соснякiв не шдтверджують переважання групового розмiщення у молодих природних де-ревостанах, на яке вказують дослщження iнших авторiв [12, 14, 20]. Рiвномiр-ний тип розмщення може формуватися внаслщок значно! щiльностi дерев та посилено! конкуренцi! мiж ними [11], зокрема в екстремальних умовах сере-довища, а також пiд впливом шших факторiв, дiя яких не залежить вiд густо-ти деревостану - пошкодження тваринами, шкiдниками i хворобами i т. iн [17]. Деяю автори стверджують, що тип розмщення дерев може бути шдика-тором природност лiсiв i в непорушених господарською дiяльнiстю лiсах рiвномiрне розмщення трапляеться рщко [13, 18]. Рiвномiрне розмiщення дерев властиве природним чистим одноярусним одновжовим деревостанам, слабо диференцшованим за розмiрами дерев [2]. Висновки:
• Переважаючим типом розмщення вс1х дерев у соснових деревостанах природного походження I i IV клашв вшу е р1вном1рне розмщення, а II класу -групове розмщення.
• Для кращих дерев у соснових деревостанах II класу вшу характерним е випад-ковий тип розмщення дерев, а в деревостанах IV класу вшу - р1вном1рний.
• Дерева 3 i 4 бюсощальних клашв у сосняках II класу вшу розмщет переваж-но групами.
• Врахування природних процешв формування просторово! структури соснових деревостатв у нових лЫвничих концепциях може штотно збшьшити ста-бшьтсть i ст1йк1сть деревостан1в.
Лггература
1. Кузьмичев В.В. Связь горизонтальной структуры и динамики состава сосново-ли-ственных культур / В.В. Кузьмичев, О.Р. Секретенко // Лесоведение. - 2001. - № 5. - С. 60-67.
2. Bolibok L. Analiza prawidlowosci przestrzennego rozmieszczenia drzew w drzewostanach na-turalnych Bialowieskiego Parku Narodowego: Praca doktorska / L. Bolibok. - Warszawa, 2001. - 107 s.
3. Busse J. Gruppendurchforstung / J. Busse // Forstliche Wochenschrift Silva. - 1935. - № 19.
4. Clark P.J. Distance to nearest neighbor as a measure of spatial relationships in populations / P.J. Clark, F.C. Evans // Ecology. - 1954. - № 35. - P. 445-453.
5. Cox G.W. Nearest-neighbor relationships of overlapping circles and the dispersion pattern of desert shrubs / G.W. Cox // J. Ecol. - 1987. - № 75. - P. 193-199.
6. Dixon Ph. M. Nearest Neghbor Methods. [Electronic resource]. - Mode of access http://www. stat.iastate.edu/preprint/articles/2001 - 19.pdf.
7. Donnelly K.P. Simulations to determine the variance and edge effect of total nearest neighbor distance // Simulation studies in archeology / K.P. Donnelly. - London, 1978. - P. 91-95.
8. Duncan R.P. Competition and the coexistence of species in a mixed podocarp stand / R.P. Duncan // J. Ecol. - 1991. - № 79. - P. 1073-1084.
9. Erfanifard Y. Comparison of Two Distance Methods of Forest Spatial Pattern Analysis (Case Study: Zagros Forests of Iran) / Y. Erfanifard, J. Feghhi, M. Zobeiri, M. Namiranian // J. of Applied Sciences. - 2008. - № 8 (1). - P. 152-157.
10. Kato F. Qualitative Gruppendurchforstung der Buche-Wertentwicklung nach 25 Jahren /
F. Kato, D. Mulder // Allg. Forst-u. Jagdztg. - 1992. - H. 11/12.
11. Kershaw K.A. Pattern in vegetation and its casuality / K.A. Kershaw // Ecology. - 1963. -№ 2. - P. 377-388.
12. Kint V. Structural development in ageing temperate Scots pine stands / V. Kint // For. Ecol. Manag. - 2005. - № 214. - P. 237-250.
13. Kuuluvainen T. Statistical opportunities for comparing stand structural heterogeneity in managed and primeval forests: an example from boreal spruce forest in southern Finland / T. Kuuluvainen, A. Penttinen, K. Leinonen, M. Nygren // Silva Fennica. - 1996. - № 30 (2-3). - P. 315-328.
14. Moeur M. Characterizing spatial patterns of trees using stem-mapped data / M. Moeur // Forest Science. - 1993. - Vol. 39. - P. 756-775.
15. Ripley B.D. Tests of "randomness" for spatial point patterns / B.D. Ripley // J. Roy. Stat. Soc. - 1979. - Vol. 41. - P. 368-374.
16. Simberloff D. Nearest neighbor assessment of spatial configurations of circles rather then points / D. Simberloff // Ecology. - 1979. - Vol. 60. - P. 679-685.
17. Szwagrzyk J. Spatial patterns of trees in natural forests of East-Central Europe / J. Szwagrzyk, M. Czerwczak // J. Veg. Sci. - 1993. - № 4. - P. 469-476.
18. Tomppo E. Models and methods for analysing spatial pattern of trees / E. Tomppo // Communications Instituti Forestalis Fenniae. - Helsinki, 1986. - № 138. - P. 1-64.
19. Ward J.S. Long-term spatial dynamics in old-growth deciduous forest / J.S. Ward,
G.R. Parker, F.J. Ferrandino // For. Ecol. Manag. - 1996. - № 83 (3). - P. 189-202.
20. Zajqczkowski J. Biogrupy drzew w drzewostanach - mozliwosc i celowosc ich wykorzystania przy prowadzeniu trzebiezy / J. Zaj^czkowski. - Warszawa, 1994. - S. 5-38.
21. Zajqczkowski J. Odpornosc lasu na szkodliwe dzialanie wiatru i sniegu / Zaj^czkowski J. - Warszawa : Swiat, 1991. - P. 1-224.
22. Zajqczkowski J. Grupowa struktura rozmieszczenia drzew w drzewostanach a metody trzebiezy / J. Zaj^czkowski // Las Polski. - 1995. - № 5. - P. 4-7.
Бойко С.В., Куприна Н.Ф., Тарнопильская О.М., Лукьянец В.А. Особенности горизонтальной структуры естественных сосняков
Проанализирована горизонтальная структура естественных сосновых древосто-ев разного возраста с помощью индекса Доннелли. Результаты исследований свидетельствуют о преобладании в естественных сосняках I и IV классов возраста равномерного типа размещения всех деревьев, а в двухъярусных древостоях II класса возраста - группового.
Ключевые слова: горизонтальная структура древостоя, тип размещения, индекс Доннелли, естественное возобновление.
Boiko S.V., Kuprina N.P., Tarnopilska O.M., Lukyanets V.A. Specialities of spatial pattern of the natural Scots Pine stands
Spatial pattern has been investigated in the natural Scots Pine stands of different age by Donnelly's index. The dominating distribution pattern of all trees in pine stands of age classes I and IV is regular, while distribution in two-layered stands of age class II is clustered. Keywords: spatial pattern, type of distribution, Donnelly's index, natural regeneration.
УДК 630.228 Доц. В.М. Куриляк, канд. с.-г. наук - НЛТУ Украти, м. Львiв
р1ст i продуктивн1сть модальних букових деревостан1в передкарпаття
Дослщжено особливосп росту чистих букових деревосташв Передкарпаття у найпоширешших типах люу. Здшснено порiвняльний аналiз отриманих результат iз опублшованими нормативами i складено таблицю ходу росту модальних букових деревосташв.
Ключов1 слова: бук люовий, модальш деревостани, рют, таблиц ходу росту.
12
Збiрник науково-техшчних праць
