CC BY
36
29. Woodruff D.R. Does turgor limit growth in tall trees? / D.R. Woodruff, B.J. Bond, F.C. Mein-zer // Plant Cell Environ. - 2004. - Vol. 27. - Pp. 229-236.
Надшшла до редакцп 21.03.2016 р.
Прокопук Ю.С., Нецветов М.В. Динамика депонирования углерода в стволовой биомассе Quercus robur L. парка "Феофания"
На основе древесно-кольцевой хронологии (1795-2014 гг.) оценена динамика депонирования углерода в стволовой биомассе вековых деревьев Q. robur парка "Феофания" в Киеве. Установлена тенденция увеличения прироста стволовой биомассы и соответственно запаса углерода у дуба черешчатого с возрастом. Максимальное накопление углерода в стволовой древесине дуба происходит в возрасте 190-220 лет и составляет около 20 кг/год, что почти вдвое больше, чем в возрасте 60-80 лет. Вековая дубрава парка "Феофания" является высокобиопродуктивной, темпы накопления углерода в стволовой биомассе деревьев дуба значительно выросли за последние десятилетия и составляют около 1,79 т углерода.
Ключевые слова: углерододепонирующая способность, древесно-кольцевая хронология, стволовая древесина, вековые дубы.
Prokopuk Yu.S., NetsvetovM.V. The Dynamics of Carbon Storage in Oak (Quercus Robur L.) Stem Biomass of Theofania Park
Within the last 220 years the dynamics of carbon storage in stem biomass from age-old pedunculate oaks has been assessed using the tree-ring chronology. The study site was an urban forest Theofania Park in Kyiv. In this research we revealed the trend to increase in annual oak stem biomass with the age and respectively increase in the carbon fixation. The maximum carbon storage 20 kg per year occurs in the oak stem at the age of 190-220. An annual value of carbon storage in the stem of old-age oak is almost twice as much as in 60-80 years aged trees. Oak forest of Theofania Park is highly productive and the rates of carbon stocks in the stem biomass of oak trees have considerably grown for the last decades, which constitute about 1.79 tons of carbon per tree.
Keywords: carbon storage, tree-ring chronology, stem wood, age-old oaks.
УДК 630*5
ТАКСАЦ1ЙНА БУДОВА ЛИПОВИХ ДЕРЕВОСТАН1В ЗА Д1АМЕТРОМ
О.М. Сошенський1'2
Здшснено статистичний аналiз дослщних даних. Виконано кореляцшний аналiз та дослщжено взаемозв'язки мiж основними таксацшними показниками та параметрами будови дослщних люосташв, на основi чого встановлено закономiрностi розподшу дерев у деревостанах за дiаметром. На основi /3-розподшу опрацьовано математичну модель рящв розподшу дерев за дiаметром та категорiями техшчно! придатность Внаслщок ви-конаних дослщжень побудовано узагальнеш ряди розподшу дерев за дiаметром, що е основою для подальшого розроблення нормативiв товарно'' структури деревосташв.
Ключовi слова: ряд розпод^, дiаметр, категори техшчно! придатност^ коеф> щент мшливот, редукцшш числа, середне квадратичне вщхилення.
Закономiрностi таксацшно! будови насаджень е основою розроблення рацюнальних способiв облшу люу. У люовш таксаци найбшьшу увагу придшя-ють вивченню таксацшно! будови деревостанiв за дiаметром, оскiльки за характером розподшу дiаметра дерев опосередковано можна оцшити iншi таксацiйнi
1 acnip. О.М. Сошенський - НУ бюресурсш i природокористування УкраТни, м. КиТв
2 наук. кер1вник: проф. О. А. Прс, д-р с.-г. наук
показники [1, 2, 4-7]. Першi дослщження таксацшно! будови насаджень здiйснив нiмецький проф. Вейзе у 1880 р. BiH встановив, що розподiл дерев за дiаметром у чистих одновшових насадженнях е нерiвномiрним вiдносно се-реднього дерева, а саме: дерев з дiаметром, меншим вiд середнього, у наса-дженнi приблизно 55-60 %, а з бiльшим - 40-45 %. Шзшше, у 1890 р. проф. BiM-менауер для ялинових насаджень встановив, що приблизно такий розподш спостеркаеться i за об'емом дерев [1, 2, 5].
Угорський проф. Фекете визначив величину дiаметра стовбурiв, яю роз-ташованi вiд найтоншого дерева на ввдсташ 10, 20 ... 100 % ввд загально! кшь-коси !х у насадженi. За отриманими даними автор зробив висновок, що дiамет-ри дерев, котрi займають визначене мiсце в ряду !хнього вiдсоткового розподь лу, за однакового середнього дiаметра е тотожними. У сучаснш теори таксацшно! будови насаджень встановлена закономiрнiсть дае змогу узагальнити понятая "ранг дерева" [1, 2, 5].
Австршський лЫвник А. Шиффель (1903) вiдобразив дiаметри дерев у насадженнях не в абсолютних величинах, а у вщносних залежно вiд величини середнього дiаметра. Bираженi таким чином вiдноснi дiаметри виявились практично однаковими (за винятком насаджень iз середнiм дiаметром меншим анiж 20 см). Таю ввдносш значення дiаметрiв у люовш таксаци отримали назву ре-дукцшних чисел за дiаметром (Rd). Шзшше за такою методикою було вивчено редукцшш числа за висотою (Rh), видовим числом (R)), площею поперечного перерiзу (Rg) та об'емом (Rv) [1, 2, 5]. За даними К.G. Нттша, мiнливiсть дь аметра дерев у стиглих деревостанах становить 20-25 %, причому з вшом цей показник мае чггку тенденцiю до зменшення. Результати дослiджень багатьох авторiв засвiдчили, що таксацiйна будова залежить не лише вiд породи i середнього дiаметра, а й ввд складу, вiку, повноти, густоти, типу люорослинних умов та шших показникiв [2, 5].
Починаючи з Х1Х ст. сформувалися два напрями дослiдження таксацшно! будови деревосташв: перший - шляхом вивчення рядiв розподiлу кшь-костi дерев за !х розмiрами (насамперед за дiаметром) та встановлення мiсця середнього дерева у насаджеш (Вейзе, Biмменауер, Гуттенберг, Гергардт, Тюрш); другий - на основi аналiзу редукцiйних чисел (Шифель, Третьяков) [4]. Подальше вдосконалення методiв вивчення таксацшно! будови деревостанiв супрово-джувалося застосуванням математичних моделей розподшу, функцiй, яю харак-теризують змiну редукцiйних чисел, i множинного регресiйного аналiзу [4].
Мета дослвдження - встановити особливоста розподiлу дерев липи у деревостанах з 11 участю за дiаметром та категорiями техшчно! придатностi залежно вiд величини середнього дiаметра.
Матерiали та методика дослвдження. Bихiдною дослiдною шформа-щею для дослiдження таксацшно! будови липи серцелисто!, як елемента лiсу, слугували матерiали виробничих перелiкiв рубок головного користування (168 перелтв) та закладених автором тимчасових пробних площ (16 перелтв). Основнi статистичнi характеристики таксацшних показникiв дослiдних дере-востанiв подано у таблиц^ Аналiз даних ще! таблицi засвiдчив порiвняно неви-соку мiнливiсть основних таксацiйних показниюв деревосташв, що вказуе на
можливiсть його наступного оброблення та отримання адекватних математич-них моделей. Зiбранi даш перелiчувально-вимiрювальноí таксаци опрацьовано на персональному комп'ютерi з використанням табличного процесора MS Excel та спещальних програм "STRUC" i "БУДОВА", розроблених на кафедрi лково! таксаци та лковпорядкування HYEin Укра'ни.
Табл. Статистична характеристика достдного Mamepiany
Показник Середне арифметичне значення Стандартна помилка Коефщент мшливосп, %
Д1аметр (Б), см 28,0 5,0 17,7
Частка дшових дерев (Р'), % 21,5 15,5 72,1
Мшмальне редукцшне число ) 0,35 0,106 30,2
Максимальне редукцшне число (.шах) 1,79 0,196 11,0
Коефщент мшливосп (У) 34,2 6,6 -
Використовуючи програму "ЗТЕПС" для кожного насадження обчисле-но: коефщент мiнливостi (У), значення асиметри (А) та ексцесу (Е), ранг се-реднього за дiаметром дерева (Рн), мiнiмальне й максимальне редукцiйнi числа (фактичш - .шах., i теоретичнi - .тах.(те0ре.г.)), спiввiдношення мiж ввдносни-ми мiнливостями дiаметра дшових та дров'яних дерев до 1хньо! загально! юль-коси, позначенi ввдповвдно У/У i УЧУ, а також спещальний показник - критерiй каппа (к), який характеризуе вiдповiднiсть емшричних варiацiйних рядiв теоретичному законовi в-розподшу. Указанi вище показники розраховано за такими формулами:
• м1н1мальне й максимальне редукцшш числа:
г, dn
D
d« D '
• ранг середнього за диметром дерева: Рн
m-1
£ n + 0,25nm ■(D - dm + 2)
1=1
100
N '
критерш каппа:
к = 0,25 ■
r2 ■ (r4+3)2
(4r4 - 3r32)(2r4 - 3r32 - 6)' • середне арифметичне значення д1аметра:
D
D = -
(1)
(2)
(3)
(4)
дД+(V /100)2
• середне квадратичне в1дхилення:
а = Б У/100. (5)
де: dп i dк - вiдповiдно перший i останнiй дiаметри за даними перелшу; Б - середне квадратичне значення дiаметра; т - порядковий номер ступеня, верхня межа якого вперше перебшьшуе Б; П1 - частота (кшьюсть дерев у г-му ступенi товщини); N - загальна кiлькiсть дерев; г3 i г4 - вiдповiдно третiй i четвертий ос-новнi моменти розподшу.
Результати дослщження. Аналiзyючи результати розрахунюв, отриманi за допомогою програми "STRUC", можна зробити певш висновки про законо-MipHoeri розподiлy дерев за дiаметром в об'екп дослiдження. Коефiцieнт мiнли-восл змiнюeться вiд 19,9 % до 50,8 %, у 50 % перелтв вiн становить вщ 30 % до 40 %, у 14 % - у межах до 30 % та у 36 % Mi^amic^ за дiаметром становить понад 40 %, що е характерним явищем для мшаних деревоcтанiв. Показник асиметри змiнюeтьcя в межах -0,38^1,84, а ексцесу - ввд -0,98 до 4,55. Показни-ки асиметри у 51 % спостережень та ексцесу у 7 % перебшьшують ввдповвдш критичнi значення, що вказуе на ввдмшшсть емтричних рядiв вiд закону нормального розподшу [3].
У лicовiй таксаци вiдомо, що межi мiнливоcтi редукцшних чисел за дь аметром становлять 0,5^1,7, тодi як отримаш за результатами доcлiджень значення мшмального та максимального редyкцiйних чисел знаходяться в межах 0,2^3,0 [5]. OKpiM цього, було встановлено, що ранг середнього дерева змь нюеться в межах 51^70 %. Вщ'емне значення критерiю каппа вказуе на можли-вють застосування в-розподшу для моделювання таксацшно! будови деревоста-шв. Оскiльки у переважнiй бiльшостi дослвдних деревостанiв указаний критерiй е ввд'емним, то для подальших дослiджень доцшьним е використання зазначе-ного теоретичного закону, щшьшсть якого виражаеться формулою
Г(" + b2) (X - j)"-1 jh - X )" '
"r(b1)-r(b2) (l2 - hf
де: Г(---) - гама-функцiя (розширене поняття факторiалу); l\ i l2 - початкове й кiнцеве значення криво! розподшу, котрi можна ототожнювати (теоретично вони нервдко збiгаються) з аналопчними реальними показниками.
Значення коефiцiентiв b\ i b2 розраховано iз сшвввдношень:
_ (X -1 ■ [(X - h) ■ (12 - X)-ff2 ] ' _ ff2 ■ (l2 - h)
/в((x-И Х-*) , (6)
" = -- L 2 „ „ -i, (7)
2
Ь = Ь (8)
Л —/
Отже, в-розподш визначаеться чотирма параметрами: середшм арифме-тичним значенням (Х ), середшм квадратичним ввдхиленням (о), початковим i кiнцевим значеннями.
Отже, задача з визначення частот криво! в-розподшу зводиться до вста-новлення для певного середнього (квадратичного) дiаметра деревостану (О) i коефiцiента мiнливостi (V) вiдповiдних значень початку i кiнця криво! ¡1 i 12. Для цього скористаемося переходом до вирiвняних частот, що Грунтуеться на однiй iз властивостей щшьноси розподiлу i статистичному визначеннi ймовiрностi. В цьому разi такий перехщ набувае вигляду:
• для першого ступеня товщини:
п1 = п ■ у ■ (1 — х / /г)42 [(х + с/2)// — 1]Ь ■ /1/ Ь,, (9)
• для ступешв вiд другого до передостаннього:
П = а-п-Мъ), (10)
• для останнього ступеня
щ = п-у-(хк / ¡1 - 1)*-1 -[1 - (хк - а/2)/¡2 ]Ь-¡2/Ъг, (11)
де: х1 - перший ступiнь товщини; п - обсяг вибiрки (загальна кiлькiсть дерев); с - величина ступеня товщини; хг - ступеш товщини (окрiм першого i останнього); хк - останнш ступiнь товщини.
Коефiцieнт мшливост значуще на 5 %-му рiвнi (коефiцieнти кореляцп: гобч= -0,24, а гкр= 0,15) залежить вiд середнього дiаметра (рис. 1).
Рис. 1. Взаемозв'язокм1ж коефЩентом мiнливостi i середнт квадратичним
значениям дiаметра
Указану залежнють можна описати рiвнянням
V = 43,6-0,310-Б. (12)
Для моделювання параметрiв початку i кiнця криво!' (¡1 та ¡2) використа-но вщповщш !м мiнiмальне та максимальне редукцшш числа. Залежнiсть Мтт та .шах. вiд Б е статистично значущою на 5 %-му рiвнi, оскшьки коефiцieнти кореляцп вiдповiдно дорiвнюють -0,25 та -0,40 (гкр= 0,15). Залежнють мiж мшь мальним та максимальним редукцшними числами вiд дiаметра наведено на рис. 2.
12 16 20 24 28 32 36 40 44 48 а) В, см Ъ)
Рис. 2.1люстраця зв 'язку: а) мiж мттальним редукцшним числом I середнт квадратичним значенням д1аметра; Ъ) максимальним редукцшним числом I середтм
чичним значенням <
Указана вище залежнють вщображаеться рiвняннями:
Ятп.= 1,45 • Б "°'440, (13)
Ятах = 2,12 • Б - 0,0119. (14)
Пюля апроксимацп вщносно! мiнливостi за спiввiдношенням (12) i ре-дукцiйних чисел за рiвняннями (13, 14), використовуючи рiвняння (6)-(8), (9)-(11) розраховано теоретичнi частоти кожного ступеня товщини для деревостану з певним середньоквадратичним дiаметром (Б). При цьому загальну кшьюсть дерев прийнято 1000 шт., кшьюсть дшових дерев встановлено за 1хньою час-ткою в деревостанi (Рдл.) п=1000Рдл., кiлькiсть дров'яних дерев - за рiзницею загально! та дшово!" кшькост дерев.
З метою встановлення розподшу дерев у деревостанах на дiловi та дров,янi використано методику, яку запропонував С.М. Кашпор [2], що полягае в дослiдженнi спiввiдношень У/У та УЧУ - вiдповiдно вщносно!' мiнливостi дь аметра частки дшових та дров'яних стовбурiв до мшливост дiаметра загально!" кiлькостi стовбурiв, як за даними множинного регресiйного аналiзу iстотно за-лежать лише вщ частки дiлових (Р') чи дров'яних (Р") дерев. Наявнiсть вирiвня-них значень У та У' дае змогу визначити шший параметр розподшу для части-ни деревостану - середш значення дiаметра дiлових (Б') та дров'яних Б" стов-бурiв. Оскiльки залежностi мiж вiдносними мiнливостями дiаметра дшових i дров'яних дерев та 1хньо'1 загально'! кiлькостi вiд якiсного складу люостану ви-явились значущими на 5 %-му рiвнi (коефiцiенти кореляцп дорiвнюють вщпо-вiдно -0,24 та 0,28), то 1'х можна виразити рiвняннями:
У / У = 0,340 • Р-0,959, (15)
У / У = 0,421 + (1 - 0,421) • Р, (16)
де Р - частка дшових дерев.
Опрацьоваш математичш моделi зображено на рис. 3
0,2 0,4 0,6 0,8 Частка дров'яних дерев вщ загально! Ь) кшькосп
Рис. 3.1люстращя залежностi спiввiдношень мiж вiдносними мтливостями:
а) д1аметра дтових дерев та гхнъог загалъног к\лъкост\ в1д яшсног структуры люосташв; Ь) д1аметра дров'яних дерев та гхнъог загалъног к1лъкост\ в\д яшсног структуры люосташв
Перехщ до вирiвняних частостей здшснюеться шляхом множення обчис-лених за рiвнянням (6) значень^х) на величину ступеня товщини, а для дшових та дров'яних дерев ще й на 1'хню частку в люосташ [2]. За результатами роботи
отримано узагальнеш ряди розпод1лу дерев за ступенями товщини та категорь ями техшчно'1 придатносл. Граф1чну штерпретащю кривих розподшу дерев у насадженш залежно вщ середнього д1аметра наведено на рис. 4.
Рис. 4. Графiчна тюстращя моделей розподту к1лькост1 стовбургв за ступенями
товщини
Як видно iз рис. 4, зi збшьшенням середнього дiаметра деревостану збшьшуеться розмах криво!', а кiлькiсть стовбурiв у центральних ступенях товщини зменшуеться, про що свiдчить зменшення випуклостi кривих. Графiчну iлюстрацiю розподiлу кiлькостi дерев за ступенями товщини та категорiями техшчно'1 придатностi залежно вiд середнього дiаметра насадження та вiдсотка дшових дерев зображено на рис. 5.
8 -48 8-48 8-48 8-48 8-48 см
Рис. 5. Розподт дереву деревостанах 13 середнт д1аметром 24 см
1з наведених рисунюв видно, що iз зменшенням вiдсотка дшових стовбу-рiв ряди розподiлу дшових дерев у деревосташ змiщуються на 1-6 ступешв пра-воруч, вщповщно 1х середнiй дiаметр збiльшуеться. Також у деревостанах з од-наковим середшм дiаметром зi збiльшенням частки дров'яних дерев збшь-шуеться вихщ грубо! дшово! деревини та зменшуеться вихщ середньо! та дрiб-но'1 (вiдносно запасу дшово! деревини).
Висновки:
1. За результатами виконаних дослщжень встановлено законом1рност1 розпо-д1лу дерев липи у насадженнях за товщиною залежно в1д величини се-реднього д1аметра.
2. На основ1 виконаних дослщжень побудовано узагальнеш ряди розподшу дерев за д1аметром.
3. Шзнання законом1рностей будови деревосташв, зокрема розподшу дерев за д1аметром, е основною для розроблення товарних таблиць.
Лггература
1. АнучинН.П. Лесная таксация / Н.П. Анучин. - М. : Изд-во "Лесн. пром-сть", 1982. -
550 с.
2. Кашпор С.М. Методичш основи складання нормативiв динамжи товарно'' структури на-саджень / С.М. Кашпор // Науковий вюник НАУ : зб. наук. праць. - К. : Вид-во НАУ. - 1999. -Вип. 17. - С. 265-268.
3. Лакин Г.Ф. Биометрия : учеб. пособ. [для студ. биол. спец. ВУЗов]. - Изд. 4-ое, [перераб. и доп.]. - М. : Изд-во "Высш. шк.", 1990. - 352 с.
4. Макаренко А.А. Строение древостоев : сб. науч. тр. / А.А. Макаренко. - Алма-Ата : Изд-во "Кайнар", 1982. - С. 5-7.
5. Никитин К.Е. Лиственница на Украине / К.Е. Никитин. - К. : Изд-во "Урожай", 1966, -
331 с.
6. Рубцов В.Г. Расчет товарной структуры древостоев на ЭВМ при лесоустройстве. Методические указания / за ред. В.Г. Рубцова. - Ленинград, 1973. - 46 с.
7. Швиденко А.З. Теоретическое и экспериментальное обоснование системы инвентаризации горных лесов зоны интенсивного ведения хозяйства : дисс. ... д-ра с.-х. наук: спец. 06.03.02 / Швиденко Анатолий Зиновьевич. - К., 1981. - 300 с.
Надшшла до редакцп 31.03.2016 р.
Сошенский А.М. Таксационное строение липовых древостоев по диаметру
Проведен статистический анализ опытных данных. Выполнен корреляционный анализ и исследованы взаимосвязи между таксационными показателями и параметрами строения опытных древостоев, на основании чего установлены закономерности распределения деревьев в древостоях по диаметру. На основании ^-распределения разработана математическая модель рядов распределения деревьев по диаметру и категориям технической принадлежности. В результате выполненных исследований построены обобщенные ряды распределения деревьев по диаметру, что является основой для последующей разработки нормативов товарной структуры древостоев.
Ключевые слова: ряд распределения, диаметр, категории технической принадлежности, коэффициент вариации, редукционные числа, среднее квадратическое отклонение.
Soshenskiy O.M. Biometrics Structure of Linden Tree Stands according to the Diameter
Statistical analysis of research data and also correlation analysis were done. Inter-relations between the main biometrics indicators and constitution parameters of stands under the research were discovered, on the basis of which standards of tree distribution in the stands according to diameter were defined. On the basis of в-distribution mathematical model of distribution series of trees according to diameter and categories of technical competence was studied. Based on the research data summarized distribution series of trees according to diameter were built, on the basis of which the development of merchantable tables.
Keywords: series distribution, diameter, categories of technical competence, changeability ratio, reduction rates, mean square deviation.
