Бесплатный автореферат и диссертация по сельскому хозяйству на тему

Элементы биологической продуктивности ельников Среднего Урала

ВАК РФ 06.03.03, Лесоведение и лесоводство, лесные пожары и борьба с ними

Автореферат диссертации по теме "Элементы биологической продуктивности ельников Среднего Урала"

МИНИСТЕРСТВО НАУКИ, ВЫСШЕЙ ШКОЛЫ И ТЕХНИЧЕСКОЙ ПОЛИТИКИ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ

УРАЛЬСКАЯ ГОСУДАРСТВЕННАЯ ЛЕСОТЕХНИЧЕСКАЯ АКАДЕМИЯ

ЭЛЕМЕНТЫ БИОЛОГИЧЕСКОЙ ПРОДУКТИВНОСТИ ЕЛЬНИКОВ СРЕДНЕГО УРАЛА

Специальность 06. 03. 03 - лесоведение, лесоводство лесные пожары и борьба с ними

Автореферат диссертации на соискание ученой степени кандидата сельскохозяйственных наук

На правах рукописи

Тепикин Сергей Валентинович

Екатеринбург. 1994

Р&бота выполнена в Уральской государственной лесотехнической академии

Научный руководитель

доктор сельскохозяйственных наук, профессор Е А. УСОЛЬЦЕВ

Официальные оппоненты

доктор биологических наук, старший научный сотрудник С. Г. ШИЯГОВ

- кандидат сельскохозяйственных наук, доцент Е А. ГАЛАКО

Ведущее предприятие - Свердловская аэрофото-

лесоустроительная экспедиция

Защита состоится "Ы_"_апреяя_1994 г. в _10_часов

на заседании специализированного совета Д 063.35.01 Уральской государственной лесотехнической академии

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке академии. Автореферат разослан "14_" _марта_1994 г.

Отзывы на реферат просим направлять в двух экземплярах с заверенными подписями по адресу: 620032. Екатеринбург, Сибирский тракт, 37. Специализированный совет.

Ученый секретарь специализированного совета., кандидат сельскохозяйственных наук , '-С. Е ЗАЛЕСОВ

ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАБОТЫ

Актуальность темы. Особенность нового, "постнекласси-ческого" этапа развития современной науки состоит в том, что в центре научных исследований все в большей степени оказываются сложные саморазвивающиеся системы, в которыо в качестве активно действующего компонента включен сам человек. Один из идеологов нового образа мышления И. Р. Пригожин полагает, что по сути речь идет о новой глубокой научной революции (Лесков, 1992). Одним из свидетельств этого является реализация международного экологического мониторинга и в качестве его составной части - глобальных экологических программ (Global В ЮМЕ Program, 1991).

Основной задачей экологического мониторинга является слежение за состоянием экосистем, определение направления и темпов естественных изменений и выявление ответных реакций на внешние возмущения, вызванные деятельностью человека (Базилевич, 1985). В наземных экосистемах на долю растительности приходится 99 процентов живого вещества биоты. Поэтому первоочередное значение для оценки, вещэственно-энергети-ческих и информационных процессов в экосистемах на всех уровнях мониторинга - локальном, национальном и глобальном -имеют данные по биологической продуктивности лесов, необходимые для контроля углеродного цикла.

Исследования автора проводились в 1988-1992 годы в рамках научно-исследовательских работ кафедры лесной таксации и лесоустройства Уральской государственной лесотехнической академии по госбюджетной теме 23-ЛХФ/86-2 "Повышение продуктивности и защитных свойств, комплексное использование и воспроизводство лесов Урала".

Цель и задачи исследований. Цель диссертационной работы- изучение закономерностей накопления и распределения надземной фитомассы деревьев и древостоев ели сибирской(Picea obovata) на Среднем Урале и составление таблиц биологической продуктивности ельников.

В связи с поставленной целью были сформулированы задачи

исследования::

- изучить зависимости фитомассы ветвей и крон деревьев в целом от определяющих легко измеряемых дендрометрических показателей;

- исследовать распределение массы ветвей по толщинам и вертикальному профилю кроны;

- разработать регрессионные модели и таблицы биологической продуктивности ельников Среднего Урала

Научная новизна работы определяется как перечнем вопросов, составлявших предмет исследований в ельниках Среднего Урала, так и дальнейшим развитием некоторых теоретических вопросов биопродуктивности насаждений. Впервые исследованы зависимости фитомассы ветвей и кроны в целом от определяющих дендрометрических показателей, а также двумерные распределения массы ветвей по толщинам и вертикальному профилю кроны.

Впервые для уральского региона разработаны регрессионные модели и таблицы биологической продуктивности ельников, необходимые в лесохозяйственном производстве и осуществлении мониторинга лесов России на разных уровнях.

Практическая значимость работы состоит в разработке , нормативных материалов, необходимых при реализации систем лесохозяйственных мероприятий, направленных на повышение . продуктивности и комплексного освоения еловых лесов Урала. Результаты работы полезны при разработке лесного кадастра, осуществлении лесного мониторинга и экологических программ разного уровня, а'также при создании баз данных по фитомассе лесов и запасам углерода в ней.

Разработанные нормативы используются Свердловским об-, ластным управлением лесами для расчета ресурсов древесной зелени и технологической щепы и Свердловской лесоустроительной экспедицией - при устройстве еловых лесов Урала.

Обоснованность выводов и предложений определяется использованием обширного и репрезентативного экспериментального материала, разработкой некоторых новых методических вопросов,системным подходом к реализации поставленных задач на уровне многофакторных регрессионных моделей, содержательным анализом последних и адекватной их интерпретацией. Достоверность предложенных регрессионных моделей подтвержде-

на соответствующими статистическими критериями.

Апробация работы. Основные результаты исследований апробированы на XIX Мировом конгрессе ИОЪРО в Канаде (Монреаль, 1990), пятом Всесоюзном совещании "Проблемы дендрохронологии и дендроклиматологии (Екатеринбург,1990), Всесоюзных конференциях "Проблемы лесоведения и лесной экологии" (Нэск-ва, 1990) и "Совершенствование научного обеспечения лесохо-8Яйственного производства" (Пушкино, 1990), а также на научно-технических конференциях "Ботанические исследования на Урале" (Екатеринбург,1990), "Проблемы рационального использования, воспроизводства и экологического мониторинга лесов" (Екатеринбург,19Э1), "Вклад ученых и специалистов в развитие химико-лесного комплекса " (Екатеринбург, 1990,1993), "фоб-лемы восстановления «сов на Урале" (Екатеринбург, 1992), "Экосистем Севера: структура, адаптация, устойчивость" (Петрозаводск, 1993).

Публикации.. Основное содерлвние диссертации изложено в 1?. печатных работах.

Структура и объем диссертации: Диссертация изложена на 150 страницах.машинописного текста, состоит из введения, 7 глав, заключения и 5 приложений. Список использованной литературы включает 217 наименований, в том числе 50 иностранных. Текст иллюстрирован 15 таблицами и 17 рисунками.

1 СОДЕРЖАНИЕ РАБОТЫ.

1. СОСТОЯНИЕ ВОПРОСА

В связи с возрастающей экономической и биосферной ролью леса и увеличивающейся потребностью в использовании его "весомых" и "невесомых" полезностей исследования по биологической продуктивности, начавшиеся в 30-40 годы текущэго столетия, в последнее время приобрели особенно широкий размах. В 50-60 годы обширные исследования по изучению растительных сообществ были проведены М. П. Ремеговым с сотр. (1959), Л. Е. Родиным и IIН. Базилебич (1965), Л К. Поздняковым (1967,1963), В. Е Протопопов!« (1967), В. Е Смирновым (1967,19692, А. И. Уткиным (1969,1970), га рубежом Дж. Овингто-а

о

ном (Ovington, 1956,1965). Г. Баскервилем (Baskerwille, 1965), ПЭгивиллом (Attiwill, 1962,1966), Т. Сато (Satoo.1966) Р. Уиттакером (Wliittaker, 1963,1S65) и др.

В 20-х годах (Burger, 1929) было установлено, что массу кроны можно довольно точно определить по ее связи с диаметром на высоте груди. С тех пор эта взаимосвязь использовалась при исследовании биопродуктивности древостоев различных пород разными авторами в разных модификациях. Основное достоинство такого метода- это возможность по данным перечета деревьев получить довольно надежную (в отличие от метода среднего дерева) оценку кассы фракций на единице площади древостоя. Недостаток метода состоит в том, что уравнение связи, достаточно точное при оценке фитомассы данного древостоя, непригодно для использования его в других древостоях этой же породи, даже близких, казалось бы, по условиям произрастания и возрасту.

С развитием математических методов и компьютерного обеспечения при исследовании структуры фитомассы деревьев и древостоев стала широко осуществляться концепция системного подхода на основе методов многомерного анализа. Из них наиболее широкое распространение получила техника классического регрессионного анализа, как математический аппарат выявления многофакторных связей достаточно хорошо разработанная (Ду-карский, Закурдаев, 1971; Ыитропольский, 1971; Дрейпер и Смит. 1973). Характерное отличие многомерных регрессий от других видов многомерного анализа (факторного, кластерного, дисперсионного и др.) состоит в том, что они дают аналитическое выражение исследуемых многофакторных закономерностей.

Использование многомерного регрессионного анализа позволило получить довольно надежные зависимости массы кроны от основных определяющих факторов, из которых в множественные регрессии наряду с диаметром ствола включаются высота дерева, возраст и зколого-ценотические характеристики древостоя (Казимиров, Митруков, 1978; Тябера, 1981; Усольцев, 1985, 1988; Кожевников и др., 1985). Однако, при этом требуется обширный экспериментальный материал, полученный по каждому фаетору с соблюдением принципа ортогональности, т. е. с максимально возможным исключением взаимной корреляции

действующих факторов. Высокая трудоемкость учета фитомассы различных фракций дерева, несравнимая с традиционной стереометрической оценкой объема ствола, стимулирует поиск инвариантных (стабильных, всеобщих) соотношений между дендрометрически)® и биопродукционными показателями деревьев, или между легко замеряемыми показателями линейной мери и трудоемкими показателя!,я кассы кроны.

С точки зрения реализации принципа продукционной инвариантности при оценке фитомассы дерева представляется первоочередным анализ взаимосвязи массы кроны с площадью сечения водопроводящэй заболони или диаметром ствола у основания (фоны на основе пайп-модели (Shinozakl et al., 1964). С целью снижения трудоемкости весового определения массы крон у крупных деревьев в качестве мтшмодели кроны принимается отдельная ветвь и определяются показатели массы в зависимости от ее диаметра у основания (Cummings, 1941; Родионов, 1959; Attiwill, 1962; Brown, 1976; Ek, 1979; Fiedler, 1985; Кайбипйнен и др., 1986). Подобный прием дает возможность определить массу кроны расчетным путем, не взвешивая, а лишь измеряя все ветви I порядка

Развитие представления о вертикальной структуре лесных фитоценозов шго от понятия яруса и элемента леса (Третьяков, 1928) к выделению биогеогоризонтов 1сак вертикально обособленных и неделимых по вертикальному профилю частей фитоценоза, в том числе нескольких биогеогоризонтов фотосинтеза (Вядяович, I960; Утгаш, Дылис, 1966). Поскольку принципы выделения последних недостаточно разработаны и не поддаются формализации, накопление данных по верттсалыго-фракционной cTpyicrype лесов идет по пути весовой стратификации крон деревьев и полога насаждения по слоям равной толщины в абсолютных (от 0,3 до 1,0 м) или относительных показателях. В последнем случае положение слоя фиксируется в процентах от протягенности кроны (Уткин и др., 1986).

Наряду с публикацией фактических и выравненных данных фитомассы ели на уровне дерева идет процесс накопления фактических данных на уровне древостоя (Шгибе, 1967; Ват-ковский. 1976; Уткин, 1970; Носова,1971, Щербаков, Зайцева, 1971; Псмдняков, 1975). Однако таблицы биологической продук-

- а -

тивности елышков, сопоставимые по своей стругауре с табли-. цаш1 хода роста древостоев, на сегодня в России отсутствуют.

2. ОБЩАЯ ХАРАКТЕРИСТИКА РАЙОНА И ОБЪЕКТОВ ИССЛЕДОВАНИЯ. ОБЪЕМ РАБОТ.

Природные условия горной лесорастительной области Среднего Урала обуславливают господство здесь темнохвойных насаждений. Это преимущественно еловые леса из ели сибирской с примесью пихты сибирской. Оптимальные условия ее роста отмечены в средней тайге. Еловые насаждения, в которых проведены наши исследования биологической продуктивности, принадлежат к двум лесорастительным районам (Полесников и др., 1973) - предуральской предгорной провинции широколиственно- хвойных лесов и среднеуральской шшкогорной провинции среднетаекных лесов. В работе дано описание климата, рельефа, почвенного и растительного покровов, географического положения района исследований по имеющимся литературным источникам (Климатический справочник СССР, 1946; Ногина, 1948; Горчаковский, 1958; Кувшинов, Фельдман, 1960; Зубарева, Снрсова, 1963, 1965; Колесников и др., 1973).

Для решения поставленных программой задач заложено 28 пробных площадей, в том числе 15 - в подзоне широколиственно-хвойных лесов и 13 - в подзоне средней тайги. В подзоне широколиственно-хвойных лесов исследованиями охвачены насаждения 1-У классов возраста, I-IV классов бонитета трех типов леса - ельник люшяковый, ельник травяно-зеленомошниковый и ельник высокотравно-хвощевый. В подзоне средней тайги -насаждения I-IX классов возраста, II 1-У классов бонитета в типах леса - ельник разнотравно-зеленомошниковый, ельник зе-, леномошно-кисличниковый и ельник долгомошно-сфагновый.

На пробных площадях срублено и обмерено 182 модельных дерева. Взято 255 модельных ветвей, на которых сделано около 10 тысяч измерений линейных размеров и массы.} При изучении закономерностей распределения ветвей I порядка по биометрическим показателям сделано около 7 тысяч, а при исследовании вертикально-фракционного распределения массы ветвей -около 30 тысяч йамеров.

- 9 -

3. МЕТОДИКА ИССЛЕДОВАШ1Я.

Исследования"выполнены на временных пробных площадях, заложенных в соответствии с ОСТ 56-69-83 "Пробные площади лесоустроительные". Отбор модельных деревьев проведен в пределах всего диапазона их варьирования на пробной площади. Обработаны модельные деревья с учетом методических разработок ЕЕ Смирнова (1864), В. М Горбатей ко и К В. Протопопова (1976), А. И. Утгаша с соавт. (1982), Е Д. Усольцева (1988) и др. При определении фитомассн использоптся весовой способ. Все фракции, за исключением древесной зелени, приведены к абсолютно сухому состоянию. Древесная голень (сортимент для последующей переработки) обрезалась секаторам;! со всей кроки и учитывалась в свеием состоянии. При исследовании гакоио-мерностей распределения кассы ветвей по толстне и вертикальному профйлга вся ветвь делилась па градации по толщине с интервалом 2 мм. В зависимости от разизров ветви количество градаций изменялось от 4 до 14. Наддал градация взвешивалась, -после взвешивания для определения содертетнил коры и древесины, а такта для перевода массы ветвей в абсолютно сухое состояние были взяты навески. Из применяемых для 'обработки экспериментального 'материала методов многомерного анализа предпочтение отдано регрессионному, пос1сольку он позволяет получить аналитическое выражение исследуешго процесса, что является важным условием последующего динамического моделирования. Оценка точности регрессионной модели оценивалась по коэффициенту детерминации, а достоверность коэффициентов уравнений - по величине критерия Стыодента.

4. ОЦЕНКА СОТОМАССЫ ВЕТВИ КАК МИНИМОДЕЛИ ВСЕЯ КРОНЫ.

На основе содержательного анализа массива экспериментальных данных выведена структура регрессионной модели для оценки массы фракций ветвей ели (Р1, г):

1л Р1 = ао + а^ 1п + а2 1п Ь + а^ 1п Ю + а/). (1п с^) + + г^(1п с1о)21п I, (1)

- 10 -

где Б - диаметр ствола на высоте груди, см; с^н Ь - соответственно диаметр у основания (мм).и длина (см) ветви I порядка. Бее константы приводимых в работе уравнений значимы па уровне ^ и выше. Анализ результатов табулирования уравнений (1)(табл.1) показал, что фитомасса фракций ветви увеличивается:

- у ветвей, имеющих одинаковые линейные размеры, - с увеличением диаметра ствола;

- при постоянном диаметре ствола и фиксированной длине ветви - с увеличением диаметра ветви у ее основания;

- при неизменных диаметрах ствола и ветви - с увеличением длины ветви, но то лысо у тонких и средних по толщине ветвей.

Таблица 1.

Характеристика уравнения(1) -

I Константы при переменных (числитель) и их I Масса ! значимость по Стыоденту (знаменатель) I фракций!_;_I

о

а1 ! _I

Вся ветвь Скелет ветви

-2,2060 -2,4900 1,4937 0,2624 1,6736 -0,1779

2,0

-5,6693 1,8589

(ветви + побеги)

Кора -5,7434 -3,3853

ветви 3,1

4,9 3,2 3,8 3,9 0,875.

1.9669 0,1378 1,4350 -0,1537

8,2 2,2 4,1 4,4 0,951

2,1345 0,2701 1,9601 -0,2046

7,7 3,8 4,9 5,0 0,925

2

Последнее явление модно объяснить изменением условий освещенности ветвей в связи с увеличением размеров дерева, а также биологическим старением ветвей I порядка и постепенным отмиранием ветвей более высоких порядков. Полученные уравнения и таблицы дают возможность определить массу кроны расчетным путем на основе обмеров линейных размеров ветвей и стволов.

- 11 -

Процедура существенно упрощается, если известны закономерности распределения ветвей I порядка в кроне по основным фотометрическим показателям. Установлено, что коэффициенты вариации диаметра, длины и мзссы ветвей закономерно возрастает с увеличением возраста дерева. Для аналитического описания распределения числа ветвей по названным фитсметри-чзским призпакшл исследованы функции нормального, экспоненциального, бета-и гаит-распределений, однако выявить четкого подчинения вариационных рядов какому-то одному закону не удалось.

5. ОЦЕНКА ПАССЫ КРОШ ОТДЕЛЫЮГО ДЕРЕВА.

Оценка массы кроны дерева (Р1) по основным двум обгемо-образукцим фактора»! - диаметру на Бысоте груди (0) и высоте (И) - является общепринятой (Токмурзин, Байзаков, 1970; Усольцев, 1977, 1985; Семечкина, 1978; Уткин и др., 1982; Бабурин и др., 1982). Уравнения вида

1п Р1 - Г(О.Н) ; (2)

рассчитанные для каждой фракции (хвоя; ветви, в том числе кора; ствол, в том числе кора; отмершие ветви и • древесная велень), дали возможность составить двухвходовые таблицы фи-томассы каждой фракции по образцу традиционных объемных таблиц.

Однако для оценки кассы (фоны названных двух факторов недостаточно, поскольку при одинаковых линейных размерах ствола дерева показатели кассы кроны с увеличением возраста дерева могут снизиться в 2 - 6 раз (Усольцев, 1972; Рыбинце-ва, 1973; Габеев, 1976; Тябера, 1981). Пээтому была проанализирована структура трехфакгорной регрессии

Р1 - «А^.Н), (3)

где А. - возраст дерева, лет. Все константы при независимых переменных модели (3) оказались статистически значимы для есох фракций фитомассм с коэффициентами детерминации от 0,989 с

у

~ о

- 12 -

(ствол) до 0,826 (отмершие ветви)'. Для совмещения модели (3) со структурой таблиц хода роста выведено вспомогательное уравнение

Н = Г(А,0,1Ц00) , (4)

где 1Ц00- класс бонитета, выраженный высотой древостоя (м) в базовом возрасте 100 лет, по шкале 1111 Орлова.

Последовательное табулирование уравнения (4) по задаваемым значениям определяющих фасторов и затем - уравнения (3) дало в итоге трехфакторпую таблицу, характеризующую изменение фитомассы дерева по классам бонитета (типам леса),. в пределах 1кодого - по классам возраста и в пределах последнего - по ступеням толщины. При одном и том же типе леса и классе возраста с увеличением диаметра и высоты дерева масса фракций кроны и ствола закономерно возрастает, в пределах же типа леса с возрастом масса кроны у деревьев одного диаметра снижается, а масса ствола - возрастает вследствие рангового их смещения в разных 1слассах возраста

Анализ относительных по1?азателей массы фракций показал, что в пределах одного типа леса доля хвои в общей надземной фнтомаосе закономерно снижается с возрастом, а в пределах одного класса возраста снижается по типам леса по мере повышения добротности местообитания в последовательности: ельник долгомошно-сфагновый -> ельник разнотравно-эеленомошниковый ->ельник травяно-зеленомошниковый -> ельник липняковый, поскольку в худших условиях продуктивность ассимиляционного аппарата ниже. В пределах типа леса при одном и том же возрасте доля хвои, как правило, монотонно возрастает с увеличением диаметра ствола

С целью снижения трудоемкости работ при формировании банка экспериментальных данных фитомассы древостоев выведены в пересчете на абсолютно сухое состояние (кг) уравнения парной связи для массы хвои

1п Рх - -4,1721+2,4091 1п П ок ; Я2 - 0,970,

(5)

и для массы скелета кроны 1п Рс = -4,9967+2,702? 1п й ок ; [?2 = 0,970, (6)

где Б ок - диаметр ствола у основания кроны, см.

В отличие от сечения ствола у основания кроны, в сечении на высоте груди зона транзита влаги составляет незначительную долю и варьирует с возрастом и условия),иI произрастании. Поэтому связь массы кроны с диаметром 0 (см) менее тесная, чем с И ок, и описывается уравнениями: для массы хвои 1п Рх = -3,1653+1,8696 1п Б ; I?2 = 0,893 (7)

и для массы скелета кроны

1п Рс - -3,9055+2,1147 1п 0 ; Я2 = 0,906. (8)

С целью оптимизации объема экспериментальных данных из исходных массивов посредством генератора случайных чисел оы-ли набраны в десятикратной повторности три выборки в объеме т. где т равно 5, 10 или 20 деревьев. По каждой выборке рассчитаны уравнения (5) и (6) и затем аппроксимированы по фактическим значениям исходных массивов. Полученные значения фитомассы сопоставлены с соответствующими фактическими значениями в Исходных массивах путем расчета стандартных ошибок БЕ. Оказалось, что при увеличении объема выборки с 5 до 20 деревьев ошибки снижаются. Это снижение (табл.2), выраженное зависимостью БЕ - Г(ш), характеризуется коэффициентами детерминации 0.20-0.23 при значениях критерия Стьюдента от 3.1 до 3.3 > Ь - 2,0.

Объем выборки т - 20 и исходный объем данных дают практически одинаковые ошибки (табл.2), поэтому для получения надежной зависимости (5) или (6) достаточно обработать не 100-150, а 20 модельных деревьев, взятых в широком диапазоне возраста и эколого-ценотических условий.

Учитывая вывод О. С. Ватковского (1968) о большей информативности суммарной площади сечения ветвей I порядга ов

- ль- -

. . Таблица 2

Средние значения осшбок (числитель) и пределы их варьирования по 10 повторностям (знаменатель) в зависимости от числа модельных деревьев в выборке.

Сршсцин IОшибки (%) при объеме выборки (экз.) IИсходный

фитомассы! ------------------------------------------1 массив

_15 I 10 I 20 I_

»воя 14.4/(3.9-5.3)14.6/(3.9-5.1)13.9/(3.9-4.1)1 а 9 .

Стелет 15.7/(5.1-6.8)15.4/(5.1-5.9)15.3/(5.1-5.7)1 5.1

крони

(см2) в сравнении с диаметром В ок, рассчитаны инвариантный связи второго вида: для массы хвои

1п Рх - -3,7330 + 1,1182 1п(£ Б ов); И2- 0,988 ( 9)

и для пассы скелета кроны

1п Рс - -3,6223 + 1,1064 1п (Г Б ов); Г?2« 0,972. (10)

Поскольку процедура получения показателя ов существенно более трудоемкая в сравнении 0 ок," рассчитана вспога-тельная зависимость

1п(Г Б ов) = .-1,8778 + 2,0690 1п О ок; ?Я 0,962 . (11)

Результаты табулирования уравнений в последовательности (5) или (6) -> (11) -> (9) или (10) (табл.3) показывают, что расхождения между инвариантными уравнениями двух видов незначительные и находятся в пределах доверительных диапазонов регрессий.

Для пршстического использования уравнений (5) и (6) установлена взаимосвязь 0 ок - Г(0). скорректированная для различных возрастов и эколого-ценотических условий произ-

Таблица 3

Сравнение результатов табулирования инвариантных уравнений двух видов.

Показа-1 Ступени диаметра ствола у основания кроны, см1 Номер

тели I---------------------------------------------!урав-

I 4 I 8 I 12 ! 16 I 20 I нения

Рх,кг 0.5 2.3 6.1 12.3 21.0 (5)

Рс,кг 0.3 1.9 5.6 12.1 22.2 (6)

I S ов.см2 15 61 142 257 408 (И)

Рх.кг 0.5 2.4 6.1 11.8 19.8 (9)

Рс.кг 0.5 2.5 6.4 12.4 20.6 (10)

растания соответствуюшями характеристиками древостоев: D ок - f(D,A,3,H100) . (12)

с- коэффициентом детерминации 0,953, где G - сумма площадей сечений древостоя, м2/га.

6. РАСПРЕДЕЛЕНИЕ МАССЫ ВЕТВЕЙ ПО ИХ ТОЛЩИНАМ И ВЕРТИКАЛЬНОМУ ПРОФИЛЮ КРОНЫ.

При исследовании вертикально-фракционного распределения массы крон применяются одномерные распределения либо по толщинам ветвей бее стратификации полога (Иевинь, Дикельсон, 1962), либо по вертикальному профилю без выделения градации толщины ветвей (Klnerson, Higginbotham, 1973). Для более полной характеристики вертикально-фракционного распределения массы ветвей в работе исследовано двумерное распределение последних по названным двум факторам одновременно. Для каждого дерева рассчитано двуфакторное уравнение

<"Ч

Р = f(d,h), (13)

где Р - кумулятивное значение массы нетпоЛ данного диаметра

с

- 16 -

в свежем состоянии, кг; <1 - диаметр нижнего среза ветви (см), возрастающий от вершины к основанию ветви; I) - порядковый (от 1 до 5) номер секции кроны в направлении от вершины к основанию. Поскольку константы двуфакторного уравнения (13) изменяются в зависимости от диаметра ствола на высоте груди О и возраста дерева А, рассчитано четырехфакторное уравнение вида

Р - ги.Ь.А.О) (14)

с коэффициентом детерминации 0,869. После табулирования уравнения (14) получена, четырехвходовая таблица распределения массы ветвей дерева. Каждая фракция фитомасы в ней, соответствующая определенной ячейке, обладает специфическими свойствами: интенсивностью деструкции и вовлечения в круговорот веществ, химическим составом, горимостыо, потребительской стоимостью материала и т.д. Уравнение (14) может быть состыковано с динамическими моделями: хода роста древостоев; круговорота веществ и энергии; лесных пожаров; прогноза динамики популяции лесной фауны и т. д.

7. ТАБЛИЦЫ БИОЛОГИЧЕСКОЙ ПРОДУКТИВНОСТИ ЕЛЬНИКОВ СРЕДНЕГО УРАЛА.

По экспериментальным данным запасов кассы стволов, скелета кроны, хвои и древесной зелени на единице площади (Р1, т/га) в абсолютно сухом состоянии получены регрессионные мо-* дели биологической продуктивности ельников:

1п(Р1/М) - а0+ а^пА)^ а^пО ср + аЛпА 1пО ср + а^пЯ»-+аЛ1пЮ2+ а61пА 1пИ + а^1пН100+ а^ш ср 1п N + + в^ША)2™ + 1пА 1пН1(^ 3^(1^)2 1пН100 (15)

с коэффициентами детерминации для различных фракции от 0.956 до 0.886, где М - запас стволой древесины, м'/га; 0 ср. -средний диаметр древостоя, см; N - число стволов,тыс. экз. /га

Таблица 4

Возрастная динамика биологической продуктивности сомкнутых еловых древостоев (совмещение с таблицей хода роста Д. К Ыиловановича (1928);

А, лет Н ср. , м 0 ср. см N. тыс. экзУга 6, а# м /га и, 3, м /га Фитомасса в абсолютно сухом состоянии, т/га Древесная зелень в свежесруб-ленном состоянии, т/га

ствол скелет кроны хвои итого

всего . кора всего кора

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13

II класс бонитета

30 9,9 7,4 5,557 23,9 122 51,8 6,2 7.9 3.4 15,3 75,0 47,6

70 20,1 19,2 1,226 35,5 332 134,5 12,3 15,6 5,2 15,0 165,1 55,0

110 25,6 28,3 0,655 41,2 483 194,3 16,6 27,7 11.1 18,9 240,9 59,2

150 27,1 33,4 0,488 42,8 530 229,3 19,0 40,5 18,5 25,8 295,6 64,1

190 27.6 35,7 0,435 43,5 546 189,7 13,8 23,4 16,9 18,3 231,4 37,5

III класс бонитета

30 8,0 6,6 5,846 20,0 82 38,4 5,1 6,8 2,9 11,7 56,9 40,2

70 16,9 16,5 1,441 30,8 244 104,6 10,3 13,4 4,3 13,7 131,7 50,5

110 22,5 25,4 0,707 35,8 372 160,2 14,5 26,2 8,9 18,3 204,8 59,7

150 24,8 29,7 0,550 38,1 436 207,5 17,7 38,4 14,1 25,0 270,9 68,6

190 25,6 31,4 0,502 38,9 458 173,9 12,8 20,7 11,7 16,4 211,0 39,2

IV класс бонитета

30 5,4 5,8 6,018 15,9 • .'4 24,9 3,9 5,8 2,3 7,8 38,5 32,0

70 13,6 13,5 1,908 27,3 180 84,8 9,3 11.7 3,9 13,0 109,5 47,7

110 18,1 19,9 1,035 32,2 282 152,5 15,1 25,8 7,4 20,3 198,6 69,6

150 20,1 23,8 0,762 33,9 328 209,5 19,3 41,9 10,7 28,2 279,6 88,9

190 20,9 26,0 0,652 34,6 348 172,8 13,3 21,5 8,0 16,4 210,7 48,6

Для стыковки регрессионной модели (15) с таблицами хода роста предлагается рекуррентная регрессионная система:

I Pi/M - f(A,H100,D cp,N)

( а) М -= f(A,H100) II ^б) D ср f(A,H100) [в) N - f(A.H100)

(16)

в которой уравнение (I) представлено общей моделью (15), а зависимости (II) заимствуются из таблиц хода роста Таким образом, система (16) многовариантна, и уравнение (I) может быть совместно с любыми таблицами хода роста. В качестве примера такого совмещения могут служить данные таблицы 4, состыкованные с таблицей хода роста Д. Е Миловаковича (1928), ныне применяемой в лесоустроительной практике.

Анализ таблицы биопродуктивности для ельников уральского региона показывает, что масса хвои имеет одну кульминацию в возрасте 150 лет, время наступления которой не связано с добротностью условий произрастания. Аналогичная колоколооб-разная закономерность возрастной динамики с максимумом 150 лет свойственна также для массы скелета кроны и стволовой древесины.

ВЫВОДЫ.

1. Многомерный регрессионный анализ представляет собой весьма эффективный и перспективный метод вскрытия многомерной природы изменчивости фитомассы на уровнях ветви, дерева и древостоя.

2. Регрессионные модели фитомассы на уровне отдельной ветви могут быть использованы при недеструктиЕной оценке крон крупных деревьев и на объектах постоянного наблюдения.

3. Использование инвариантных биологически обусловленных взаимосвязей при оценке массы крон деревьев обеспечивает многократное снижение трудоемкости натурных работ, поскольку

процедура взвешивания фитомассы в значительной части заменяется более простым, обмером линейных размеров ствола и других легко измеряемых определяющих факторов.

4. Закономерности вертикально-фракционного распределения массы ветЕей по их толщинам и вертикальному профилю кроны, представленные обобщающей многомерной моделью, обеспечивают количественную основу для динамического (имитационного) моделирования хода роста дреЕостоев, круговорота веществ и энергии, лесных пожаров, численности популяций лесной фауны и Т. д.

5. Применение рекуррентных регрессионных систем обеспечивает методологическую основу стыковки данных по фитомассе деревьев и древостоев с традиционными таксационными нормативами и лесоустроительными базами данных.

6. Стыковка многомерных моделей оценки фитомассы с традиционными нормативами позволяет выйти на более высокий качественный уровень, в исследовании возрастной динамики фитомассы, поскольку позволяет вычленить названную динамику из всего комплекса определяющих факторов, проанализировав ее применительно к различным типам леса

• Пэ теме диссертации'опубликованы следующие работы:

1. Demenev Y. V., Nagimov Z. У., Tepikin S. V., Usoltsev V. A., Sharafutdinov R.R. Profile and ihickness distribution of branch and root biomass as specific Charakteristies of forest biological produktivity // XIX World Congress Proceedings,IUFRO.Division 4.-Canada,Nbntreal, 1990.- p.7.

2. Нагимов 3. Я., Усольцев E A., Деменев R E , Тепикин С. Е йггомасса крон в сосняках и ельниках Среднего Урала // Проблемы лесоведени." и лесной экологии ( тез. докл. ). М., 1S90. - с. 236-239.

3. Усольцев R А., Крепкий И. С. , Нагимов 3. Я. , Деменев . ЕЕ, Тепикин С. R Распределение массы ветвей и корней по толщине и вертикальному профилю как специфичная характеристика биопродуктиЬности лесных экосистем // Там же, -

с. 246-249.

4. Нагимов 3. Я . Тепикин С. В.. • Усольцев К А. Распределение массы ветвей ели по толщдаам и вертикальному профилю: моделирование и составление таблиц // Совершенствование научного обеспечения лесохоаяй^ственного производства (тез. докл.). Пушкино, 1990.- с. 43.

5. Усольцев В. А., Нагимов 3. Я , Деменев а Е , Тепикин С. Е Использование радиального прироста при оценке массы крон сосны и ели на Среднем Урале // Проблемы дендрохронологии и дендроклиматологии (тез. докл.). Свердловск, 1990. - • с. 146-147.

6. Тепикин С. Е , Усольцев Е А. Зависимость массы ветвей от ыорфометрических показателей как основа оценки фитомассы крон деревьев ели // Ботанические исследования на Урале (тез. докл.). Свердловск, 1990. - с. 105.

7. Тепикин С. Е , Усольцев Е А., Нагимов а Я Зависи- ■ мость массы крон ели от диаметра и возраста дерева // Лесная таксация и лесоустройство. - Красноярск, 1990. - с. 41-46.

8. Тепикин С. Е, Нагимов 3. Я, Ваганов Е tí. Особенности распределения числа ветвей ели по таксационным показателям // Проблемы рационального использования, воспроизводства и экологического мониторинга лесов (тез.докл.).- Свердловск, 1990. -с. 147-148.

9. Усольцев Е А., Нагимов 3. Я , Тепикин С. Е Распределение массы ветвей ели по толщинам и вертикальному профилю моделирование и составление таблиц // Лесная таксация.и лесоустройство. - -Красноярск, 1991. - с. 32-41.

10. Тепикин С. Е , Нагимов 3. Я Инвариантные'продукционно-морфологические связи крон ели Среднего.Урала // Проблемы восстановления лесов на Урале (теа. докл.). - Екатеринбург, 1982. - с. 26-29.

11. Тепикин С. Е, Усольцев ЕА. Составление таблиц хода роста фитомассы еловых древостоев на основе множественных регрессий // Вклад ученых и специалистов в развитие химико-лесного комплекса (тез. докл. ). -Екатеринбург, 1993. -

с. 57-58.

12. Усольцев Е А., Тепикин С. Е , Ваганов Е М. Структура надземной фитомассы деревьев в ельниках Среднего Урала // Леса Урала и хозяйство d них. - Кип. 16. -1993. - с. 110-129.