Бесплатный автореферат и диссертация по биологии на тему

Дендрохронологический метод мониторинга отклика лесных экосистем на изменение климата

ВАК РФ 03.00.16, Экология

Автореферат диссертации по теме "Дендрохронологический метод мониторинга отклика лесных экосистем на изменение климата"

РГ6 од

ИНСТИТУТ ГЛОБАЛЬНОГО КЛИМАТА И ЭКОЛОГИИ ФЕДЕРАЛЬНОЙ СЛУЖБЫ РОССИИ ПО ГИДРОМЕТЕОРОЛОГИИ

и мониторингу окружающей срйдн и

РОССИЙСКОЙ АКАДЕМИИ НАУК

На прввах рукописи

УДК 551.583:555.558.7+504.75

ХАЧАТУРОВ МИХАИЛ АЛЕКСАНДРОВИЧ

ДЕНДРОХРОНОЛОГИЧЕСКИЙ МЕТОД МОНИТОРИНГА ОТКЛИКА ЛЕСНЫХ ЭКОСИСТЕМ НА. ИЗМЕНЕНИЯ КЛИМАТА

03.00.16 - Экология

АВТОРЕФЕРАТ диссертации на соискание ученой степени кандидата биологических наук

Москва 19ЭЗ

Работа выполнена в Институте глобального кляыата и экологии ✓ *

Росгидромета и РАН.

Научный рухоьодитель - доктор улз я к о -ма т е;,оа г 1 ч е с к их наук С.М. Семенов

Официальные оппоненты: доктор б:» олог.; ясских наук Е.А. Г-агчнов

кандидат сельскохозяйственных наук Р.Т. Кярабань

Ведущая организация: Университет Ьлтаутаса Веского

Защита диссертации состоится "25 » 1993 г> в ча-

сов на засьданчя СпеЦкалианрОЕанкого Совета го защите дассерт;ъ;и? на соискание ученой стеиенл кандидата наук при Институте глооаль-ного клаьата и экологаи Росгидромета и РАН по адресу: Р5, 107256, .Москва, ул. ГлобоБская, д. 206, Институт глобального кли.\-дта к экологии.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке Института глобального климата и экологии Росгидромета и РАД.

Ваш отзыв, заверенный пэчать», просим направлять по адресу: 107258, Москва, ул. Глебовская, д. 206, спепсовет ИПСЭ.

Автореферат разослан 1993 г.

Ученый секретарь Специализированного Совета, х.г.-м.н.

'Т.Г.Орлова

- 1 -

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ '1: ' '

Актуальность темы. Потенциальные изменения глобального климата вследствие антропогенной эмиссии двуокиси уЛерода и других парниковых газов могут вызвать самые серьезные экологический последствия. Обеспокоенность этой проблемой как научных работников, так и правительственных кругов привела в последнее время к активизации научных разработок по парниковому эффекту и его экологическим последствиям. По решению Генеральной Ассамблеи ООН в 1988 году била создана Межправительственная Группа Экспертов по Изменениям Климата (МГЭИК), которой было поручено всесторонне изучить проблему. В результирующем докладе МГЭИЧ, представленном в 1990 году на рассмотрение Всемирной климатической конференции в Женеве, экологические последствия глобального изменения климата были систематизированы и опасность их подтверждена. Однако, оценки носили преимущественно качественный характер, что вызвано недостаточностью теоретических разработок, райю как и конкретных экологических дашшх. В случаях же, когда эффекты удалось оценить кольчествонно, остаточная неопределенность была все же слишком велика для того, чтобы эти оценки могли служить основой для разработки эффективной энвайронментальной политики. Б связи с этим, в упомянутом докладе Межправительственная Группа Экспертов рекомендовала, в ц^стности, углубить дальнейшие научные разработки как в области моделирования климатически обусловленных экологических изменений, необходимых для осуществления более точных сценарных расчетов, так и'в области мониторинга этих изменений с целью их раннего обнаружения й оцешси динамики. Данная работа посвящеиэ одному из аспектов такой актуальной проблемы как мониторинг отклика лесных экосистем на изменения климата с помощью дендрохронологаческого метода, т.е. посредством анализа рядов радиального прироста деревьев. .

Использование этого подхода является крэйне перспективным пс це-

лому ряду причин. С одной стороны, за ним стоят фундаментальные достижения классической дендрохронологии и богатейшй фактический материал, накопленный за более чем вэковую историю; с другой стороны, данный тип измерений допускает возможность организации широкомасштабной программы исследований на пространственной сети дендрополиго-нсв: —......." ........................:

Цель работы. Целью настоящей работы -является теоретическое оОос-ксЕРшме' пршенимости йендрохроно/йгического методе для мониторинга отклика лесных экосистем на изменения климата регионального и глобального масштабов, о.также разработка критериев для обнаружения экзогенных аномалий по показателям радиального прироста деревьев.

Задачи исследования. I. Инвентаризация существующих методик выбора объектов для дендрохронологических исследований и измерения радиального прироста; выбор оптимальной версии для широкомасштабного мониторинга.

2. Анализ существующей базы дендрохронологических данных и ее необходимое пополнение в ходе экспедиционных работ.

3. Сравнительный анализ рядов радиального прироста сосны обыкновенной pin.ua вИьаегпе ь. и выявление региональных компонентов процесса формирования прироста. •,'•'..

4. Выявление достоверных связей радиального прироста сосны обыкновенной со среднемесячными значениями температуры и значениями месячных сукм осадков./

Б. Нахождение автокорреляций рядов радиального прироста сосны и их региональных средних, оценка их естественной пространственно-временной изменчивости и построение критериев для обнаружения экзогенных аномалий.

6. Разработка рекомендаций по общей структуре подсистемы денд-рохрэкологхческого мониторинга.

- з -

Научная новизна работы. Теоретически обоснована применимость

дендрохронологического мэтода для.регионального и глобального мониторинга отклика лесных экосистем на изМ&ноние, климата.

Даны критерии для выявления экзогенных аномалий и предложены методико-оргакизационные рекомендации-для мониторинга............

Практическая значимость. Результаты работы.могут.быть непосредственно применены для целей проектирования и методического обеспечения дендрохронологического мониторинга как подсистемы Единой Госуг дарственной Системы экологического Мониторинга, а такке для оценки экзогенных аномалий по результатам сетевых наблюдения. ..

Положения, выносимые на защиту; :.....■■•■- - - ...........-....... ......

1. С помощь» показателя, основанного на измерениях радиального прироста сосны обыкновенной и полученного в результате анализа дендрохронологичэских данных широтного профиля, выявлен региональный компонент прироста, согласующийся с-климатической зональностью.

2. Обнаружены достоверные связи радиального прироста со среднемесячными значениями температуры и месячными суммами осадков текущего и прешествупцвго годов для пробных площадей дендропрофия.

3. Оценены автокорреляционные характеристики процесса радиального прироста по предложенному показателю для дендрорядов профиля

и их региональных»средних; обоснованы количественные критерии для выявления экзогенных аномалий.

4. Предложены методико-органмзационные рекомендации по*дэндро-х^бнологическому мониторингу. им».-- •.

Апробация работа. Основные результаты работы' были ;првДбтИвлейн на'заседании 'Чомиссти по применению математике скйхМйТоДОй з-биологии МОИП (Москва, 26 декабря 19Э0 Г.)Гна-чХ1Х1^ой''и 'Х17-ой'шко-лах-семинарах "Математическое моделированиз в проблемах рационального природопользования" (Дюрсо, Краснодарский край, октябрь 1ЭЭ0 и

1991); на Международном Совещании "Структура к динамика популяций растений, их сообществ и проблеш математического моделирования-' (Иущино, сентябрь 1931на 1-ом заседании Целевой группы по "Программе комплексного мониторинга воздействия загрязнения воздуха на экосистема" ЕЭК ООН (Оилкеборг, Дания, 1993); на семинарах отке.па экологии и биоклиматологии суши ИГКЭ.

Публикации. По теме диссертации опубликовано 6 научных работ. Структура и объем работы. Диссертация состоит из введения, четырех глае, выводов и списка литературы (165 наименований, из них 95 на иностранных языках). Объеь- работа 128 страниц, вкг.ачап 11 габллц w 4 рисунка.

СОДЕРЖАНИЕ РАБОТЫ ГЛАВА I. ПОТЕНЦИАЛЬНЫЕ ЭКОЛОГИЧЕСКИЕ ПОСЛЕДСТВИЯ ГЛОБАЛЬНОГО ИЗМЕНЕНИЯ КЛИМАТА ДЛЯ ЭКОСИСТЕМ СУШ И БИО-КЛШАТОЛОГИЧЕСКИЕ ИССЛЕДОВАНИЯ Экологический последствия'глобальных климатических изменений, индуцированных антропогенной эмиссией парниковых газов, могут иметь самый серьезный характер. Для экосистем суши наиболее масштабными, из ожидаемых последствий могут стать:

а) потенциальный сдвиг границ растительных зон (Рога,1932; Lester, Myers, 1909; Peters, Darling, 1985; Topping, Bond, 1988 И

др.);

О) изменение структуры и динамики экосистем в пределах конкретной растительной зоны (в первую очередь, в ответ на изменение гидротермического режима, Brlnson et al., 1981; Qleiok, 1987; KuEhlan, 1960; Maltby, 1986; Teskey, Hinkley, 1987 И др.).

Современные база данных и прогностические технологии пока не позволяют дать оценку этих изменений с необходимой определенностью.

Для преодоления этой неопределенности необходим; следующие разработки:"

1. Систематизация существущих и получение новых экспериментальных дашшх типа "воздействие-отклик" н организация соответствующих баз дашшх.

2. Разработка экосистемных ¡моделей (в особенности, глобальных моделей распределения растительности), пригодных для осуществления сценарных расчетов.

3. Научное обоснование, методическое обеспечение и организация биоклиматологического мониторинга в континентальном и глобальном масштабах.

4. Организация и поддеркко базы дашшх, получаемых при осуществлении биоклиматологического мониторинга, развитие необходимых алгоритмов и программных средств для оценки изменений экосистем суши (в первую очередь - растительности) в.континентальном и глобальном масштабах.

В, настоящей роботе внимание сосредоточено на некоторых аспектах пл. 3 и 4. Имея 6 виду то обстоятельство, что для широкомасштабного мониторинга необходимо ориентироваться на универсальные показатели, поддающиеся повсеместному измерению доступными метода»,и,, целесообразно рассмотреть такой традиционный объект наблюдений/ как годичные кольца деревьев. Останавливаясь на показателе радиального прироста деревьев и оценивая его пригодность для мониторинга, следуот рассмотреть такие вопросы, как:

-методика измерений и отбора проб; -способы хранения и первичной обработки данных; -обеспеченность надежной исторической информацией; -климатическая обусловленность радиального прироста; -естественная пространственно-временная изменчивость показателя и минимальная интенсивность экзогенного сигнала (например, антропогон-

- б -

ного изменения климата), который достоверно выделяется на фоке естественной изменчивости;

-пространственная структура сети дендрополкгоноз для осуществления мониторинга.

Эти аспекты и будут рассмотрены в последующих главах.

глава 2. дншроклшатохронолсгш: методология и состояние еаэд данных

Дерево аккумулирует в годичных кольцах долговременное влияние комплекса факторов среды, определявших условия его существования. Как в классических дендрохронологических центрах (Россия, США., страны Скандинавии), так и ео многих других странах (в том числе, в Канаде, Германии, саранах Балтии, Чехии и Словакии), дендрохронологические исследования традиционно проводились в значительном объеме. К настоящему моменту накоплено достаточное количество надежно обработанных дбчдрорядов большой временной протяженности. .Эти обстоятельства позволяют осуществлять комплексный анализ пространственно-временной изменчивости показателей радиального прироста деревьев в широких исторических и географических масштабах. ..

Временные ряды радиального прироста являются пока одрйм из немногих видов доступной и относительно недорогой информации о состоянии лесных экосистем и долговременных тенденциях его изменения.

Применяющаяся схема дендрохронологических измерений - отбор и камеральная обработка материала, осреднение и синхронизация "сырых" дендрорядов - общепринята и методически хорошо обеспечена. Первая часть схемы включает выбор местообитания, выбор конкретных объектов (включая вид дерева, его возраст, происхождение и биоценотяческое положение, а также некоторые особенности условий произрастания), и отбор 'проб.

Сбор данных с кивых деревьев мокет'осуществляться без нарутпэния ствола (посредством автоматически* датчиков текущего радиального прироста), с частичным нарушением ствола- (высверливание кернов древесины возрастным буравом) и с уничтокением дорова (спплив8ние и измерение радиального прироста по спилу). Наиболее распространенным и приемлемым способом является отбор кернов, дащих в руки исследователя историческую информацию с одной стороны, и не нарушающих серьезным обра-' зом жизнеспособность дерева - с другой. В будущем^ однако, .целесообразно использовайие автоматических датчиков радиального прироста деревьев для оценки текущего прироста (возмонно, в сочетании с разовым отбором кернов). К сокаления, современные датчики недостаточно совершенны ч пока не отвечапт целям сетевых дендрохронологических исследований. Использование ке спилов древесины некелательно в силу нарушающего характера этого метода.

Вторая часть схемы включает в себя осреднение данных, полученных о. каядога дерева на данной пробной площади, сравнение рядов со "стандартным" для данной*Местности рядом (т.е., операция синхронизация, проводимая во избежание ошибок датирования) и осреднение рядов по ■ каадой пробной площади.

К настоящему времени накоплены значительные массивы дендрохроно-логических дачных*,полученных с использованием описанных методических подходов ("многие из рядов радиального прироста вопля в издание "Ленд-рохронолотаческие шкалы Советского Союза", выходившее в 1978-91 гтМ. Упомянутые маасива данных слуяили и служат информационной базой для дендрохронологических исследований (Берри, Лйберман, Шяятов, 19/9; Битвинскас, Г°65, 1974, 1978, 1984, Ш?; Брукштус, 1987; Ваганов, 1975, 1987; Ваганов, Терсков, 1977; Кайрюкптис, Дубинск&йтэ, 1986; Карпавичюс, 1986; Комин, 1970; Ловелнус, Грицан, 1985; Молчанов, 1970, 1976; Полозова, Шиятов, 1979; Шяятов, Мазопа, 1987; Шйя-

ТОВ, 1972, 1986 Л МН. др.).

Наиболее изученными в дендрохронологическом отношении областями на территории бывшего ССОР является республики Балтии (Битвинскас, 1954, I98S; Кайрюкштисс Юодвалькис, WP,, 1972; Чершкене, 1978), Карелия к некоторые другие области севера ЕТС (Кошельков, 1974; Ловэ-лиус, 1979; Ловелиус, Ермолин, 1Э75; Молчанов, 1976; Тарасов, 1968), горные районы Украины и Кавказа (Турмашша, 1972; Соломина, Бальчинас, Брукштус, 1987), районы Урала и Приуралья (Шиятов, 1965, 1974, 1986; Полозова, Шиятов, 1979).

С точки зрения задач широкомасштабного мониторинга и оценки состояния лесных экосистем особое значение получает такой вид декдро-хронологкчоских исследований, как дендропрофили - широтно- или долго-тнопротяжвнные .цепочки равноудаленных пробных площадей. Сроди наиболее важных упомянем профили Мурманск-Карпаты и Архангельск-Москва (Т.Т.Битвинскас с сотрудниками). Уральский и Субарктический профили (О.Г.Шятов с сотрудниками) , Мурманск-Белгород (А.А.Молчанов с сотрудниками ).

ГЛАВА 3. АНАЛИЗ ДЕНДРОХРОКОЛОГИЧЕСКИХ РЯДОВ И ОЦЕНКА ПРОСТРАНСТВЕННЫХ.ЗАКОНОМЕРНОСТЕЙ ФОРМИРОВАНИЯ РАДИАЛЬНОГО ПРИРОСТА

При решении вопроса о потенциальной пригодности и эффективности тсго или иного показателя для мониторинга экологических последствий какого-либо антропогенного воздействия необходимо превде всего изучить естественную изменчивость рассматриваемого показателя в пространстве и времени, а также показать наличие достоверной связи показателя с теми факторами, экологические последствия которых составляют предмет мониторинга.

Накопленные в дендрохронологии данные вполне позволяют провести

эти исследования. Мы использовали данный о радиальном щлгроите сосиы обыкновенной по: а) материалам измерений с пробных площадей нрофля Мурманск-Карпаты, заложенного каунасской ДеняроклиматохронологичоскоЯ Лабораторией с 1973 году; б) данным, полученным экспедицией Литовской сельскохозяйственной Академии 1988 г.? в) результатам наших собственных полевых исследований 1988 и 1989 гг. Данные ДКХЛ и ЛитСХА были официально предоставлены нам для использования; материалы пунктов б) • И в) дополняют географически и расширяют исторически базисный профиль Мурманск-КарпатыНтаблЛ). Единство методических подходов к обработка I кернов древесины обеспечило сопоставимость данных.

Что касается климатических данных, в нашем распорякешм были материалы рекимных метеорологических наблюдений сети Госкомгздромета •СССР на 4-х станциях: Кандалакша, Кивач, Утена, Высокое.

Для сравнительного анализа рядов,радиального прироста использовались две модели:

Z(t) = а + bt + C(t) (1)

DZ(t) = b + n(t) (2),

где Z(t) - годовой прирост дерева на высоте 1,3 м (по радиусу или по площади поперечного сечения), DZ(t)=Z(t)-Z(t-T) - его изменение по сравнению с предыдущим годом, а и b - параметра, сип- случайные отклонения; пси ещишзо использовались натуральный и логарифмический масштабы. •

Полученные оценки коэффициентов корреляции отклонений

ки = <W / [ ]1/2 и

r±J - (njiij) / t (li2) (л/) ]1/2 показали, чтс поведение к^ не удается осмыслить как пространственную закономерность; по показателю z(t) не удалось обнаружить какой-либо климатической обусловленности прироста. Так, для климатически однородной совокупности площадей, относящихся к региону северной Карелии,

Таблица I

Характеристика пробных площадей базового профиля -Мурманск-Карпаты (сосна обыкновенная, Р1пив вИчовгг1в I,.)

N пл

Широта,с.ш. град, мин

Местонахождение

Временные границы ряда прироста, начало-конец

I 66 36 Мурманская область 1728-1971

2 67 18 Северная Карелия 1634-1971

3 67 18 То же /720-197.?

4' 66 СЮ То же 1770-1973

5 66 00 То же 1730-ГЭ71

6 66 00 То же 1720-1973

7 65 24 То те 1690-1973

3 65 24 То же 1740-1973

9 65 00 Северная Карелия 1762-1971

10 63 X То же 1760-1969

II 62 00 Южная Карелия 1750-1968

12 62 СО То же 1720-1968

13 61 64 То же 1720-1р67

14 57 57 Новгородская область 1790-1965

15 55 12 Восточная Литва 1859-1961

16 54 54 То же 1899-1962

17 54 36 То же 1900-1962

18 53 18 Западная Белоруссия 1800-1971

19 52 42 То ае 1840-1971

20 52 30 То же 1812-1971

21 51 12 Западная Украина 1843-1971

22 50 00 То же 1830-1969

23 . 48 61 . То же 1860-1971

24 40 36 То ае 1920-1971

2Б+ - Мурманская область 1813-1983

26++ - То же 1799-1988

27+ Средняя Карелия 1842-1988

28++ То же 1847-1988

29+ Литва 1904-1988

30+ . Западная Белоруссия 1906-1988

данные ИГКЭ; "++" - данные ЛитСХА

среднее значение наддиагональных элементов корреляционной матрицы не ~ превышало 0,20; обращает на собя внимание также наличие отрицательных корреляций (табл. ¿). Это говорит о том, чт® лишь около 20% варьирования рассмотренных рядов объясняется общими причинами, чэго явно недостаточно для заключения о наличии региональной составляющей.

Таблица 2

Корреляционная матрица для отклонений текущего прироста (г) площади сечения ствола от среднего (площади 1-6, 26 и 26).

I 2 - 3 ■ 4 б 6 25 26 N пробной площади

1,0 0,0 , 0,1 0,3 0,2 -0,0 -0,2 0,0 I

1.0 0,6 0,1 0,2 0,4 0,1 0,3 2

1.0 0,1 0,1 0,1 • 0,1 0,4 3

1.0 -0,0 -0,1 0,4 0,1 4

1.0 0,2 .-0,1 0,2 5

1,0 0,2 0,3 6

1.0 0,6 26

1,0 26 :".

Напротив (таСл.З), коэффициенты г^ вздут себя весьма осмысленно: для уже упомянутой группы точек, например, все они положительны, а среднее наддиагональннх элементов составило 0,44, что показывает наличие 44$-ной региональной составляющей в процессе формирования прироста.

Полученн-Я эффект можно объяснить, если сделать естественное предположение о структуре ряда отклонений сШ»

■ ^ШнОШ-ю^^я^), где СШ - региональный климатический компонент, 0^(0 - локальный

климатический ко^шэнент, Е^(I) - экооистемный компонент, t - время (годы).

Предположив, что с(1;) и с.^) год от года коррелируют слабо, а Е^Ш - сильно, мы показали математически, что г^.> к^-при 1 ^ что подтверждено и фактическими данными.

Таблица 3

Корреляционная матрица для отклонений изменения текущего

прироста площади сечения ствола да) от среднего (площади 1-6,25 и 26)

I

гь

26

---

пробнсй площади

1,0 0,6 1.0

0,5 0,3 0,5 0.5 0,3 0,5 I

0,6 0.3 0,5 0,5 0,4 0,6 2-

1.0 0,3 0,5 0,5 0,4 0,6 3

1.0 0,4 0,3 0,2 0,3 4

1.0 0,6 0.3 0,5 5

1.0 0,3 0,5 6

1.0 ' 0,5 . 25

1.0 26

'Обнаруженный региональный компонент процесса радиального прироста сосны мы отождествили с компонентом климатическим. Действительно, ряда и Рг26, например, коррелируют с коэффициентом 0,60. Очевидно, что общим фактором в-колебаниях среды для точек, удаленных друг от друга более чем на 200 км. должен быть климат.

Далее географический анализ приростного процесса был углублен с привлечением климатического зонирования. Согласно карте климатических

5

6

4

Piro .1 Схема расположен;« пробйнх площадей ¿азовох-о профиля Мурыакск-Карпатк и пунктов поолодуюаих дендрохронаготтгчзсгойс -сг&мсти

зон по классификации Б.П. Алисова (Алисов,1957,1960) , базовый профиль-Мурманск-Карпаты-пересекает две зоны умеренного пояса: атлантико-арктическую и атлантико-континентальную европейскую, к которым относятся точки NN .1-13 и NN 14-24 соотвоственно (рис.1). Кросскорре-ляционныИ анализ этих рядов выявил высокие значения внутризональных коэффициентов корреляции для точек первой группы - 0,31 и для точек второй группы - 0,37; значения "межзональных" коэффициентов остаются на уровне корреляционного фона - в пределах 0,20 по абсолютному значению.

Кромэ того, внутри каждой из зон выделяется группа точек, отличающаяся высокими значениями коэффициентов корреляции даже на фене зональных, Эти группы точек относятся к регионам, условно названным нами "Северная Карелия" (средногруптювой коэффициент 0,43) и "Литва" (0,5'/);для дальнейшего локального анализа сюда с целью создания^ регулярной структуры были добавлены регионы "Средняя Карелия" и "Западная Белоруссия".

Локальный анализ взаимосвязи рядов радиального прироста и рядов - климатических переменных был проведен для 4-х названных регионов, где

нами была осуществлена дополнительная дендрохронологическая съемка. . При атом были использованы многолетние данкце о среднемесячной приземной температуре воздуха и месячных суммах осадков по 4-м упомянутые выше метеостанциям. 3 расчет принимались данные как за текущий, так и за предыдущий годы; в качестве показателя прирсота использовался прирост поперечного сечения дерева на высоте 1.3 м.

Анализ показал, что а) прирост либо стимулируется увеличением среднемесячной температуры, либо связь не является значимой; б) прирост в дедом не обнаруживает достоверной связи с осадками мая-сентября» но достоверно подавляется повышенными осадками октября-апреля (т.е. периода» предшествующего вегетации).

В общем по профилю наблюдается следующая основная законокер-'. ность: при понижении ииротности температура утрачивает роль лимитирующего фактора, а осадки из фактора избыточности постепенно превращаются в лимитирующий.

ГЛАВА 4. ИЗМЕРЕНИЯ РАДИАЛЬНОГО ПРИРОСТА ДЕРЕВЬЕВ :

КАК МЕТОД МОНИТОРИНГА ИЗМЕНЕНИЙ ЭКОСИСТЕМ

СУ11М РЕГИОНАЛЬНОГО И ГЛОБАЛЬНОГО МАСШТАБОВ

Как Оыло показано в главе 3, такой показатель, как изменение го/

дичного прироста деревьев обнаруживает достоверную связь сто среднемесячными значениям« температур и суммами осадков, а также имеет солидный региональный компонент в своей изменчивости.

С целью опенки эффективности этого показателя для мониторинга мы провели анализ его временной изменчивости. Для каждого исходного ряда

ШШ^ был образован логарифмический ряд приращений {М^))^ ч15

DZ(t)=inZ(t)-lnZ(t-i), затем для еновь образованных рядов

Ч '

были оценены средние b =(х D£(t))/(t0-t,) ,

t=t4+i г 1

случайные отклонения -n(t) = DZ(t) - ъ ,

1 t2~T

автоковариацио'пые функции oov(t) -- т., n(t) n(t+*) ,

t=t.,+1

а также автокорреляционные функции оог(т) = oov(t)/cov(G) .

Чтобы избежать возможных искажений, связанных с неточность» оценки прироста первых и послодних (на момеат отбора кернов)*лет жизни дерева, в расчетах мы не использовали 10 начальных и 10 конечных лет.

Сравнение показало, что во всех случаях систематический компо-

А

нент изменения прироста ь по абсолютной величине существенно (на порядок и более) меньше среднеквадратичного случайного отклонения (табл. 4). <

к

Таблица 4.

Оценка значения систематического изменения радиального прироста ь н стандартного отклонения последовательности V, ( масштаб логарифмический). 1

1-Н | использованный I Оценка Оценка стандартного

пробной ёВемеЩ^ ДИМШ30Н[систематического[отклонешя последо-плоцади

или начало конец изменения Щ^ир-|Ватрльнооти ^^

название ста , ъ "

региона | | | | %

I ' 1738 1961 -0,003 0,15

2 1644 1961 -0,002 ,0,14

3 1730 1963 -0,004 0,16

4 '1730 1963 -0,00? 0,13

5 1740 1963 -0,005 ,0,15

6 1730 1961 -0,004 0,14

7 1700 1963 -0,002 0,15

8 1750 1963 -0,004 олз

. 9 1722 1961 -0,002 - 0,14

10 1770 1958 -0,003 - \0.I3

II 1760 1958 -0,003 - 0,24

12 1730 1953 -0,007 0,15

14 1800 1955 -0,007 0,14

15 1869 1951 -0,010 О.П

16 1909 1952 -0,012 . 0,16

17 " 1910. 1952 -0,018 0,19

Сев.Карелия 1323 1961 -0,006 0,11

Средн.Карелия 1923 1961 -0,001 • 0,07

Литва ■ 1519 1951 - -0,020 0Л1

Белоруссия 1940 1961 -0,040 : 0,13

Для автокорреляционной функции оог(т) характерны отрицательные вначения в окрестности нуля» что является следствием резко выраженной

"пилоойразностк" исходной последовательности ШО)^ т т.е. наличия короткопориодных колебаний со значительной амплитудой. При т>ю значимые корреляции встречаются настолько редко, что при практических ра счетах голи можно пронебречь.

Далее на;иой задачей было установление порогов аномальности радиального приросте и выбор показателя, наиболее удобного для этой процедуры. Это необходимо для уверенного выявления аномального вре -менного отрезка роста дерзка; иными словами, задача состоит в построении критерия, позволяющего отвергнуть гипотезу о неизменности со

г

времени систематического компонента прироста. Математически это может быть выражено следующим образом.

Пусть имеется некоторый временной отрезок наблюдения [Т1,т2], ко торый требуется проанализировать на предмет появления в этот период времени эффекта внешнего воздействия (антропогенного изменения климата, загрязнения и т.д.). Тогда наша задача состоит в сравнении значений коэффициентов ь для двух участков: "нормального" [(;.,,1;2] и предположительно аномального (Т1,?2].

В качестве критерия предлагается использовать показатель 1(т.,,т2) = (г^)^^,))/^-?.), имеющий. смысл среднего изменения прироста' на отрезке времени [Т,,т23. Его свойства и(статистические характеристики оценены ис-

Ь

ходя из статистических свойств последовательности .

Т» —Х^

Поскольку основания для использования* какой-либо из общепринятых статистик (например, статистики нормального распределения) но имелось, вероятность выброса оценивалась нами по Чебышову:

»2 '+ е-2)/«2

ценки параметра Ь, а а некие случайной величины п^Мп <4-1+1 )+л< 4-1+2)+.. .+п(*) )/1, оке-

где - ошибка оценки параметра ь, а - среднеквадратичное откло-

Гайпша 5

Ставдартине ошювоеяя -случайных ваяжчнн h • -я Ъ

г—— . -Jt'cppöhog йЯошадв жлн назеа-шве регионе т X Стандартные отклонения

2 3 4 5

I 2 : з 4, §

I 0,16 0,110 0,084 0,07а 0,064

Z 0,14 0,089 0,07 0,061 0,054

. & ■ 0,16 0,100 0,081 0.068 0,060

4 . ОДЗ 0,085 0,067 0,057 0,04Э

5 0.15 0Д00 0,077 0,066 0,059

IS " 0,14 0,091 0,073 0,062 0,055

7 ". 0,15 0,010 0,081 0.069 0,061

8, 0,13. 0,034 0,065, 0,055 0,043

'•9 0.Û 0,030 0,071 .0,061 С,054

10 0,13 о.оав " 0,071 0,060 0,052

И' ■" 0,24 0,150 одг^ üvlOO 0,088

12 0,15 0,010 0,077 0,004 0,056

И 0,14 0,031 0,070 0,080 0,052

15 4 о,д 0,077 0,062 0,053 0,045

16 0,16 0.ÍÍ0 0,089- -Ö.076 0;068

17 0,19 0Д40 0,11 0,097 0,085

Сев.Карелия 0,11 0,075 0,057 0,048 0,043

Среда.Кареяжя 0,069 0,047 0,037 0,031 0,027

Дкэа 0,11 0,077 0,061 0,052 0,045

Бехоруссад ОДЗ 0,087 0,070 0,059 0,053

0,058 0.049 0,055 0,044 0,053 0,049 0,055 0,043 0,048' 0,047 0,07В" 0,051 0.Р47 0,040 0,060 0,074 0,038 0,024 0,040 0,050

0,053 0,045 0,050 0,040 0,048 0,044 0,050 0,039 0,044 0,042 0,071 0,046 0,043 0,036 0,054 0,066 0,035 0,022 0,037 0,046

0,050 0,047 0,044 -0,003 . о.ооэо

0,042 0,040 0,037 -0,002 " 0,0065

0,046 0,043 0,041 »0,004 0,0085

0,037 0,034 0,033 -0,007 0,0076

0,044 Q.04I 0,039 -0,005 0,0080

0,040 0,038 0,036 -0,004 0,0074

0,046 0,043 0,040 -0.С02 0,0078

0,036 0,034 0,032 -0,004 0,0068

0,041 0,039 0,035 -0,002 0,0073

0,039 0,036 : 0,034 -0,003 0,0080

0,066 0,062 0,059 . -0.003 0,013

0,043 0,040 0,038 -0.0Q7- _О,0081

0,040 0,037 0,035 -0,007 0,0088-

0,033 0,031 0,029 -0,010 0,0100

0,049 0,014 -0,041' -0,012 СГ,0190

0,059 0,053 0,050 -0,018 0,0230

0,032 0,031 0,029 -0,006 0,0075

0,021 £,019 СГ,018 - 0,001 0,0059

0,034 0,032 .0,031• -0,020 0.0170

0,043 0,040 0,038. -0,040 0,0250

СО

ненное для разных ! (тай. 5); е - положительное число. Для уровня

достоверности г пороговое значение определяется как

е=>/(о2 +о^)/(1-т.). В'таблице 6 приведены расчетные значения с для П1 ь

различных при уровне достоверности г=0,95.

Таблица 6

Пороговые значения для отклонений 1(Т1,Т2) от ь для уровня достоверности 0,95

N проб.

Временной интервал 1=т2-т1, годы -1-(-1-,---р

или назв. региона 12 3 1 I I 4 1 С к/ 1 6 -1 7 1 8 1 ' 9 1 1 10

I 0,72 0.50 0,37 0,33 0,29 С,26 0,24 0,22 0,21 • 0,20

2 0,63 0У4С 0,32 0,27 0,24 0,22 0,20 0,19 0,18 0,17

3 0,72 0,45 0,36 0,30 0,24 0,25 0,23 0,21 0,19 0,18

4 0,§8 0,38 0,30' 0,25 0,22 0.20 0,13 0,17 0,16 0,15

5- 0,ё7 0,45 0,34 0,30 0,27 0,24 0,22 0,20 0,19 0,18

6 0,63 0,41 0,33 0,28 0,25 0,22 0,20 0,18 0,17 0,18

7 0,67 0,45 0,36 0,31 0,27 0,23 0,23 0,21 0,20 С,18

8 0,58 0,38 0,29 0,25 0,22 0,19- 0,18 0,18' 0,16 0,15

9 0,63 0,40 0,32 0,27 0,24 0,22 0,20 0,18 0,18 0,18

10 . 0,58 0,39 0,32 0,27 0,23 0,22 0,19 0,18 0,17 0,16

II ■ 1,07 0,67 0,54 0,45 . 0,40 0,35 0,39 0,30 0,28 0,27

12 0,67 0,45 0,34 0,29 0)25 0,23 0,21 0,19 0,18 0,17

14 0,63 0,41 0,31 0,2.7 0,23 0,22 0,20 0,18 0,18 0,16

15 0,49 0,35 0,'28 0,24 0,21 0,18 0,16 0,16 0,15 0,14

16 0,72 0,50 0,'41 0,35 0,31 0,28, 0,25 0,24 0,22 0,20

17 0,85 0,63 0,50 0,45 0,39 0,34 0,31 0,28 0,26 0,25

Сев.Карел. 0,49 0,34 0,25 0,22 0,20 0,17 0,16 0,15 0,14 0,13

Средн.

Карелия 0,31 0,21 0,17 0,14 0,13 0,11 0,10 0,10 0,09 0,09

Литва 0,50 0,35 0,28 0,25 0,22 0,19 0,18 0,17 0,1& ОЛЭ

Белоруссия 0,59 0,41 0,33 0,29 0,26 0,25 0,23 0,22 0,2? 0,21

Учитывая, что расчетные значения ь на порядок и более ниже оценок а (табл.б), последние можно воспринимать как пороговые и пользо-

ваться ими для обнаружения аномальных значащий среднего изменения прироста. Например, данные столбца II говорят о том, что обнаружение для одной из площадей значение I, превосходящего пороговое (пороговые значения для отдельно взятого ряда лежат в диапазоне 0,13-0,25), мохе? квалифицироваться как аномалия, т.е. как экзогенное изменение характера радиального прироста дерева на отрезке времени [Т.,,?2] по сравнению с базисным ("нормальным") отрезком [t1tt2J, Аде более покя-телышм оказалось использование для этих целей не отдельных рядов, а -их региональных геометрические, средних; в этом случае порог снижается до 0,09.

Изложенное выше может Служить методической основой для -ыд&ления зкзсгешарс аномалий в процессе роста деревьев. Информационной базой для этого должна служить специальная подсистема комплексного мониторинга состояния природной среды - подсистема дендрохронологического мониторинга. IIa 1-ОЙ сессии SACTEMA (Scientific Advisory Committee on Terrestrial Ecosystem Monitoring and Asuosement) Программы ООН по окружающей среде (ЩЕР), проходившей в 1992 году в Праге, дендро-хронологаческиб наблюдения были признаны,одним из приоритетных компонентов глобального мониторинга, нацеленного,, в том числе, на оценку экологических последствий изменения глобального климата.

Имея в веду тот факт, что дендрохронологическе наблюдения направлены правда всего на обнаружение таких аномалий, как потенциальный сдвиг границ растительных зон, а также внутризоналыше изменения в экосистемах, подмножество станций (дендрополигонов), на которых ^ будут проводиться дандрохронологические наблюдения, должно иметь определенную пространственную организации.

В широтном плане, в каадой из растительных зон, обладающих древесной растительностью, необходимо иметь по крайней мэре три станции: две маргинальные, у южней и северной границ зоны, а также одну

внутризональную. В долготном плане четких критериев пока не существует, однако нецелвсообразно, чтобн расстояние по параллели между станциями близкой широтности превосходило ЮШ км.

На маргинальных станциях следует сосредоточить внимание на измерениях прироста основных лесообразугацих пород с целью обнаружения сдвигов в их соотношении , что Судет сигнализировать о;возмокной экзогенной сукцессии. На внутризональных станциях следует сосредоточиться на породе-доминанте (доминантах - для смешанных лесов), а измерения необходимо, сопроводить более детальным изучением • >

процессов роста и размножения деревьев. - ;

При первоначальном (базисном) обследовании должна проводиться полномаситабная дендрохронологическая съемка для получения исторических данных о "нормальном" ходе радиального прироста. Сравнение результатов последующа наблюдений с историческими данными (в том числе, изложенными в настоящей работе методами) является основной процедурой для выявления экзогенных аномалий различного пространственного масштаба. Процедуры такого рода следует выполнять в Центре статистической обработки дендрохронологических данных.

' ВЫВОДЫ

I. Для решения задач оценки и прогноза экологичеасих последствий глобальных климатических изменений необходимо существенное пополнение баз экологических данных, совершенствование прогностических технологий, а также научное обоснование, методическое обеспечение и организация биоклиматологического мониторинга, важным и перспективным компонентом которого являются дендрохронологические измерения на сети дендро-полигснов.

.. 2. Метод наблюдении за радиальным приростом деревьев, основанный на отборе кернов древесины возрастным буравом и последующем измерении годичных колец, является достаточно разработанным методически, 8про--

бированным и удовлетворительным по трудоемкости для использования в системе мониторинге при широких сетевых наблюдениях; в сочетании с атим классическим методом, давдим историческую информацию, для мониторинга текущего прироста перспективно внедрение автоматических датчиков, требующих, однако, серьезного конструктивного усовершенствования.

3. Накопленный к настоящему времени массив дендрохронологических данные как но географическому охвату/так и по длине времонних рядов является полноценней базой для анализа пространственно-временных закономерностей формирования радиального прироста деревьев с целью оценки эффективности использования сети дейдрополигонов для мониторинга экологических последствия потенциальных климатических изменений континентального и глобального масштабов.

4. Анализ корреляционных связей рядов прироста сосны обыкновенной. (Р1пив 1«в5<г<в" ь.) по~дендропелигонам базисного профиля Мурманск-Карпаты, расширенного данными экспедиций 1988 и 1989 гг., обнаружил тфугтроЕаниё дендрополигонов, согласующееся с климати-

' ческимизонами по" Б.П.Алисову: Значения "межзональных" коэффициентов корреляции находятся на уровне корреляционного фона (-0,2 т 0,2), в то . время как "вйутризональше" средние имеют значение 0,31 для а глантико-арктической зоны й СГ/З? для атлантико-континентальной европейской; для некоторых региональных -групп внутри зон значения средних ; дос*игй1Мг1^4СРЙ,'57Г что-'Иеказывает наличие существенного регионального компонента в процессе формирования прироста деревьев, который' по своему пространственному масштабу (200 км и более) отождествлен с климатическим компонентом.

Б. Совместный локальный анализ рядов прироста сосны и рядов среднемесячных температур и месячных сумм осадков для 4-х последован-ных дендрополигонов показал, что прирост деревьев либо стимулируется

увеличением среднемесячных температур, либо с ними значимо не связан;" не обнаружено достоверной связи с осадками текущего вегетационного периода (май-сентябрь), хотя повышенными осадками периода, предшествующего вегетации (октябрь-апрель), прирост достоверно редуцируется; при понижении широтности температура постепенно утрачивает ¡юль лимитирующего фактора, которая переходит к осадкам.

е. Статистический анализ временных рядов радиального прироста сосны обыкновенной для базисного профмя Мурманск-Карпаты, расширенного за счет новых дендрохроно^огичвских съемок, позволил оценить пороговые значения аномальности для предложенного показателя -среднего изменения (за тот или иной период наблюдений) логарифма радиального прироста.дерева на высоте 1,3 м: превышение по абсолютной величине этих пороговых значений, составляющих для 10-летнэго отрезка времени 0,13-0,25 для отдельных рядов и до 0,09 для их зонэлышх геометрических средних, следует воспринимать как нарушение естественного процесса роста дерева (уровень достоверности 0,95).

7. Дендрохронологиче ские наблюдения должны осуществляться на сети дендрополигояов, приуроченных к станциям комплексного мониторинга; при этом в широтном плане каздая из растительных зон, обладающая древесной растительностью, должна быть представлена не манео, чем тремя станциями: двумя .маргинальными, расположенными у северной и у южной границ зонн, а также одной интрэзональной; расстояние по параллели между станциями одинаковой широтности не должно превышать 1000 км s обнаружение аномалий радиального прироста различного пространственного масштаба слэдует производить в Центре статистической обработки дендрохронологических данных. 1

ОСНОВНЫЕ ПОЛОЖЕНИЯ ДИССЕРТАЦИИ ИЗЛОЖЕНЫ,В СЛЕДШЩХ ПУБЛИКАЦИЯХ:

1. Хачатуров.М.А. Дендрохронологические исследования в'СССР и задачи биоклиматичэского мониторинга лосов. // Проблемы экологического мониторинга и моделирования экосистем, т. 12,-Л.: Гидрометеоиздат, 1989, стр. 259-265.

2. Хачатуров М.А. Анализ роста деревьев по дендрохронологическим данным.// Математическое моделирование в проблемах рационального природопользования. Тез. докл. Х1Х1' шк.-.сем., сент. 1990 г., Ростов-на-Дону, 1990 '

3. Семенов С.М., Куннна И.М., Хачатуров М.А. Методологически^ вопроси сценки влияния климатических факторов и загрязнения природной среда на высшие растения.// Математическое моделирование в проблемах рационального природопользования. Тез. докл. хьу шк.- сем., 1-6 окт. 1991 г., Ростов-на-Дону, 1991, стр. 31-32.

4. Израэль Ю.А., Семенов С.М., Хачатуров М.А. Биоклиматология и актуальные проблемы оионки последствий глобального изменения климата для экосистем суши.// Проблемы экологического мониторинга и моделирования экосистем, т.14, Л.: Гидрометеоиздат, 1992, стр. 8-20.

5. Семенов С.М., Хачатуров М.А.. Анализ взаимосвязи прирост« деревьев и климатических факторов по дачикм дендроклиматохронслогических наблюдений.// Проблемы экологического мониторинга и моделирования экосистем, т. 14, Л.» Гидрометеоиздат, 1992, стр. 23в-250.

6. Израэль Ю.А., Седанов С.М., Хачатуров М.А. Биоклиматологическиа. ' аспекты комплексного глобального мониторинга.// Проблемы экологического мониторинга и моделирования экосистем, т.16, С.-Пб.: Гидрометеоиздат, 1993.