МОДЕЛИРОВАНИЕ РОСТА И ПРОДУКТИВНОСТИ ДРЕВОСТОЕВ (НА ПРИМЕРЕ НЕКОТОРЫХ ЛЕСООБРАЗУЮЩИХ ПОРОД СЕВЕРНОЙ ЕВРАЗИИ)

Колтунова, Александра Ивановна

Бесплатный автореферат и диссертация по сельскому хозяйству на тему
МОДЕЛИРОВАНИЕ РОСТА И ПРОДУКТИВНОСТИ ДРЕВОСТОЕВ (НА ПРИМЕРЕ НЕКОТОРЫХ ЛЕСООБРАЗУЮЩИХ ПОРОД СЕВЕРНОЙ ЕВРАЗИИ)
ВАК РФ 06.03.02, Лесоустройство и лесная таксация

Автореферат диссертации по теме "МОДЕЛИРОВАНИЕ РОСТА И ПРОДУКТИВНОСТИ ДРЕВОСТОЕВ (НА ПРИМЕРЕ НЕКОТОРЫХ ЛЕСООБРАЗУЮЩИХ ПОРОД СЕВЕРНОЙ ЕВРАЗИИ)"

УРАЛЬСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ ЛЕСОТЕХНИЧЕСКИЙ УНИВЕРСИТЕТ

На правах рукописи

Колтунова Александра Ивановна

МОДЕЛИРОВАНИЕ РОСТА И ПРОДУКТИВНОСТИ ДРЕВОСТОЕВ (ИА ПРИМЕРЕ НЕКОТОРЫХ ЛЕСООБРАЗУЮЩИХ ПОРОД СЕВЕРНОЙ ЕВРАЗИИ)

06.03.02, - Лесоустройство и леснах таксация

АВТОРЕФЕРАТ диссертации на соискание ученой степени доктора сельскохозяйственных наук

Екатеринбург, 2004

Работа выполнена в Уральской государственном лесотехническом университете

Научные консультанты: доктор сельскохомйсгвенкых наук,

профессор, заслуженный деятель науки РФ Н. А. Луганский

доктор сельскохозяйственных наук, профессор В. А. У соль цеп

Официальные оппоненты: доктор сельскохозяйственных наук, профессор

Л. И. Аткина

доктор селъскохомйственных наук, профессор С. Л. Шевелев

доктор сельскохозяйственных наук, Р, А. Знгашшш

Ведущая организация ГУПР по Свердловской области

Защита диссертации состоится 10 нюня 2004 г, в 10 часов на заседании диссертационного совета Д 212.281.01 Уральского государственного лесотехнического университета по адресу: 620100, Россия, г. Екатеринбург, Сибирский тракт, 36.

С диссертацией можно ознакомиться в библиотеке Уральского государствен ного лесотехнического университета

Автореферат разослан /Ч апреля 2004 г.

Ученый секретарь диссертационного совета доктор сельскохозяйственных наук, профессор, заслуженный лесовод РФ

С. В. Залесов

ВВЕДЕНИЕ

Актуа.1 ьность темы. На рубеже тысячелетий человеческое обшество столкнулось с глобальный экологическим кризисом, спровоцированным бездумной эксплуатацией природных ресурсов, малоэффективными а кол отчески "грязными* технологиям и, господством антропоцентрического принципа в отношениях цивилизации н природы. Парниковый эффект, вызвавший огромное 'тело противоречивых тгропюзоя о будущей биосферы и человечества (Глобальное потепление..., 1993; Межжерин, 1994; Яблоко в, 1995; Уткин, 1995; Сунн и др., 2001; Борисов, Страхов, 2001; Иваненко, 2001; Карнаухов, 2001; Карнаухов, Шаров, 2001; Тарко, 2001; Яншин, 2001; Котляков, 2001; Лдушкнн и др., 2001; Иноземнее, 2002; Кондратьев, 2002; Башмаков, 2002 и др.), произвел одно неоспоримое ta сегодняшний день воздействие, причем ис на климат планеты, а на сознание ие только представителей научной общественности, политической элиты, ко н рядовых граждан, которые таким нетривиальным способом были поставлены перед безальтернативной необходимостью признания экологического "императива" (Моисеев, 1988).

Парадигма устойчивого развития однозначно определила Сиосфероста-бнл тирующие функции бореальных лесов, их роль и значение для выживания человечества (Горшков, 1990; Горшков, Кондратьеа 1990; Лосев н др., 1993; Моисеев, 1999, 2001; Оспин, 2000; Малхазова, 2001; Кондратьев, Лосев, 2002; Демврчяк н др., 2002; Тарко, 2002; Лосев, 2002; Яншин, 2002; Усольцев, 2003; Резолюция..., 2003). Лесной пояс Северной Евразии — гигантская "фабрика" Сио вещества в масштабах всей планеты - это, прежде всего, леса России, которые составляют более 25% мировых лесных ресурсов (Лесной фона..., 1999), простираясь от лесотундры к стлзниковых тукдроле-сий на севере до лесостепи на юге. Наибольшие площади в бореальных лесах Северной Евразии заняты хвойными породами, в первую очередь это лнет-вешишл, затем — сосна н другие хвойные; среди лиственных порол — лидирующие позиции занимает береза. Ареалы этих лесообразовятелей очень обширны и, в связи со значительными различиями условий произрастания в отдел ьиых регионах, изученность особенностей роста п продуктивности основных лесообразующих порол Северной Евразии, особенно на границах их естественного распространения, все еще недостаточна.

Небывалый информационный всплеск в исследованиях углеродного цикла в биосфере и Сионродуишоиного процесса в лесах выявил необходимость повышения точности ©ненок фитомассы растительности, совершенствования методов сбора и обработки эмпирических данных. Высокая трудоемкость и протяженности во времени измерительного этапа в исследованиях биопродуктивности лесов закономерно приводит к необходимости использования огромного массива количественной информации о лесном фонде, иако-

I UHG МСХА '^"•»Д ягттчмтура

UsÀzJ3MÈ—

(темного в процессе лесоустроительных рабопг. Изучение Снопродуктм вностн лесных фнто ценозов объективно выдвигает в разряд первоочередных задач детальные исследования роста н развития древостоев — доминантных состав-ля ющнх биогеоценозов.

Эмпирическое моделирование роста н I фодукти вностн древостоев — один ш методов поташ и и выявления закономерностей функционирования эшх сложнейших биологических с истей, позволяет с известной осторожностью прогнозировать их развитие и пределы всадояптото хоз* йсгвенного их использования. Познание общих закономерностей лесообразовзтельнога процесса, динамики продуши вностн лесных фнтоненозов базируется на оценке такса!(ионных покдытслсм древостоев при исследовании их роста, строения к структуры. Эмпирические модели этих процессов имеют не только общетеоретическое значение, но позволяют получить широкий спектр практических приложении, в частости, обеспечить лесоустройство необходимыми и крайне актуальными в нынешней ситуации лесотаксациокными нормативами для перехода от опенки сырьевых функций лесов к определению показателей их б но продукционного процесса.

Исследования затора проводились в 1970-1999 годах в рамках научно-исследовательских работ Казахского научно-исследовательского института лесного хозяйства и агролесомелиорации в качестве ответственного исполни* теля разделов, тем, и руководителя темы согласно темплана НИР (№№ госре-пгстрации тем: 72006080; 72006056; 76062018; 76062020; 81045783; 81045782; 0068523; 0195РК00470; 0196РК00974), а также в Уральском государственном лесотехнической университете и Ботаническом саду Уральского отделе/шя РАН при выполнении научно-исследовательских работ по трактам: РФФИ "Урал-2001" №01-04-96424 и РФФИ №00-05-64532.

Цела и задачи исследований. Целью работы явилась дальнейшая разработка на основе системного подхода прикладных и методических положений теории роста и I граду »пи вностн древостоев, создание соответствующих эмпирических моделей и таксационных нормативов.

Эта цель достигалась решением следующих задач:

1. (Ьучктъ рост и строение сомкнутых древостоев и разработать статистическую модель и нормативы их продуктивности

2. Исследовать товарную и сортнментную структуру древостоев и разработать необходимые нормативы и модели для их таксация.

3. Установить закономерности динамики таксационных показателей модальных древостоев и разработать эмпирическую модель для прогноза их 1 гродуктив иости.

4. Осуществить прогнозные расчета биопродуктивности древостоев под воздействием рубок.

5. Исследовать особенности линейного прироста растительных объектов —

листьев, побегов, деревьев к дре&остосв, а также текущего накопления фтомассы к дрсвостоях н осуществить моделирование эпос процессов, б. Изучить возможность инднюиши почвенных условий по ыорфометриче-ским признакам и показателям продуктивности дреаостосв.

Научная повита* Впервые доказана возможность использования рас Пределений Пирсона для моделирования роста растеггий н их сообществ на примере сосняков Казахского мелкосопочннка, что позволяет обоСодпъ применяемые матсмэтнчсскис зависимости, аппроксимирующие рост биологических объектов. Разработана методика моделирования роста и строения древостое в с позиций теории распределений, обеспечивающая получение полномасштабного пакета нормативов для таксации леса, включающего таблицы хода роста (ТХР) с сопряженными рядами распределения числа стволов по диаметру в процентном выражении к фактического кх количества в соответствую тем классе высоты (бонитета) и возрасте таблиц хода роста. На основе рядов распределения разработаны товарные таблицы и их модели для сосны, лнствснлицы, пихты, березы и осины Северного и Восточного Казахстана, а также таблицы динамики товарной структуры, динамики стоимостной оценки, стандартные таблицы с входами по верхней и средней высоте, дополненные регрессионными коэффициентами надземной фитомассы, сомкнутых сосновых дрсвостосв Казахского мед косопочннка.

Впервые изучена форма и полнодревесность стволов осокоря н ветлы поймы р. Иртыш и разработаны нормативы и модели для количественного к качественного учета их древесного запаса.

Осуществлена попытка прогноза динамики продуктивности разногус-тотпых модальных древостоев с учетом характера изменения их относительной полноты на базе рекурсивного принципа построения многофакгорных регрессионных моделей. Полученные модели роста н прогнозные таблицы динамики продуктивности разногустотных модальных дрсвостоев позволили на основе совмещения их с моделями опенки фитомассы разработать таблицы биологической продуктивности лревосгоев.

Впервые показано, что относительная скорость изменения не только основных таксационных показателей дре&остосв - средних высоты, диаметра, суммы площадей сечений, запаса стволовой древесины, по н их фигомасси, не завиенг от древесной породы, географического района и локальных условий местопронзрзстання, се возрастная динамика с высокой точностью аппроксимируется дифференциальным уравнением Пирсона

Впервые предпринята попытка индикации локальных почвенных условий по запасу надземной фтомассы древосгоев с разработкой сооггветст» вующих таксационных нормативов.

Обоснснанность и достоверность результатов исследований обеспечена большим объемом экспернме шального материала, современными ме-

толами статистическою аналюа латillx, системным подходом к разработке эмпирических моделей, применением нескольких статисппеских критериев для оценки достоверности моделей при их верификации, проверкой нормативов в полевых условиях и юс многолетним практическим использованием в протеодстве.

lia защиту .выносятся следующие основные положения: многофункциональные модели роста и продуктbiiocth древостоев и методы их разработки; методика моделирования строения древостоев » яинейного прироста, а также относительной скорости роста фктомассы в дрсвостоях на основе системы кривых Пирсона.

Практическая значимость. Результаты работы имеют определенную теоретическую, а также методическую и нормативно-справочную значимость. Для практического использования разработаны "Таблицы хода роста сомкнутых сосновых древостоев Казахского мелкосоно-шика"; "Таблицы сумм площадей сечений и запасов при полноте 1,0"; "Таблицы дшамнхи товарной структуры сосновых древостоев Казахского ыедкосопочкика"; Товарные таблицы" для древостосв сосны Казахского мелкосопочниха, березы и осины Северного Казахстана, лиственницы, пихты и осины Восточно-Казахстанской области; сортнме1гшые таблицы для древостоев осокоря н ветлы поймы р. Иртыш, а также ряды распределения числа стволов по ступеням толщины с соотвстствутошмми nvt высотами; модели товарных и ссртпмслтгных таблиц. Псе эти таблицы включены в: "Справочник по таксации лесов Казахстана" <1980), "Нормативы для таксации лесов Казахстана" ч. I кн. I и кн. II (1987), "CopntMCimtue и товарные таблицы для лесов Казахстана" (1987) и в "Основные положения организации н развили лесного хоинства" Кокчетавской (1976, 1988), Кустамайскон (1976) Карагандинской (1981), Целиноградской (19X5), Северо- Казахстанской (1987), Павлодарской (1990), Восточно-Казахстанской (1989) областей и внедрены Казахским лесоустроительным предприятием при проведении лесоустроительных работ в лесхозах этих областей (документы о внедрении прилагаются). Таблицы биологической продуктивности сомкнутых сосняков Казахского мслкосопочннка н нормальных листве! in tri ников шповьеа р. Пур включены в международную сводку нормативов фнтомоосы лесов Северной Евразии (Усодшеа, 2002).

Апробация работы. Основные теоретические положения и практические результаты исследований представлялись к обсуждались на Межцуш-родньге (Брянск, 2000; Пермь, 2002), Всесоюзных и Всероссийских (Пушкино, 1980; Петрозаводск, 1985; Клуше; 1986; Гомель, 1994; Томск, 1995; С.Петербург, 2000; Новосибирск, 2000; Екатеринбург, 2002) и Региональных (Алма-Ата, 1972, 1973, 1990; Кокчетаа, 1978; Щучикск. 1980, 1981; Целиноград, 1991; Караганда. 1993; Томск, 1995, 2003; Кокшетау 1996; Красноярск. 2000; Уфа, 2000) конференциях и советзшмх.

Личный вклад автора заключается в постановке проблем«, разработке теорсгнчесюрс » методических ее положений. Часть экспериментального материала была собрана лично автором кли под его руководством, некоторая доля (в пределах 20% от общего числа) пробных площадей любезно предоставлена автору Л. А- Макаренко, В. Ni. Крикуном, Л. П. Романовым, В. Н. Бирюковым, А. Д. Токаревым — сотрудниками КазШШЛХА, а также проф. УГЛТУ В. Л. Усольиевы м, 'по отражено в совместных публикациях нзучно-исслсловатсльских работ. Анализ эксперкмм палыюго материала, разработка молелен к нормативов, обобщение полученных результатов, внедрение законченных НИР выполнены лично автором.

Публикации. По теме диссертации опубликовано 53 работы, удовлетворяющих п. 11 Положения ВАК о порядке присуждения ученых степенен, в том числе 4 монографии.

Структура и объем работы. Диссертация состоит из введения, 7 глав, заключения к 17 приложений. Обшнй объем составляет 480 страниц, основной текст изложен на 296 страницах, иллюстрирован 16 рисунками и сопровожден 67 таблицами. Синеок литературы включает 727 наименовании, в том числе 3$ на иностранных языках.

1. ЗАКОНОМЕРНОСТИ РОСТА ДРЕВОСТОЕВ

1,1. Динамика роста. Процесс роста дерена, рост н развитие во времени н пространстве древостоя — проблемы, которым, посвящены мноючнелен-ные исследования (Орлов, 1925; Тюрнн, 1937; Третьяков, 1937; Хнльми, 1955; Матвеев-Mcmw, 1962; Никитин, 1966; Захаров, 1967; ЗеЙае, 1970; Старков, 1971; Апучин, 1971; Швиденко, 1975; Карманова, 1976; Кузьмич ев, 1977; Лиспа, 1977; Матузанис, 1977; Загреев, 1978; Свалов, 1979; Терсков, Терехова, 1980; Юдицкин, 1982; Aura наитие, 1985; Казимиров, 1985; Усольнев, 1985; Атротенко, 1986; Кофман. 1936; Хлюстов, 1986; Кивнете. 1991; Луганский, Наги«оо, 1994; Макаренко, 1996; Зипшшин, 1999; Ильчуков, 1999; Шолохов, 2000; Шевелев, Кузьмкчев, 2003 и др.). Выразить рост как функцию времени, внешней среды и вила (Thomas) us, 1963) пока еще не представляется возможным, и в таксации по сей лень преобладает изучение хода роста как функши времени на основе уравнений роста.

Детальный обзор большого количества функций роста приведен во многих работах (Лир, П одьегер, Филлер, 1971; Карманова, 1976; Кузьмиче в, 1977; Свалов, 1978; Rômish, 1979; Лиспа, 1980; Четвериков, 1985; Кивнете, I98S и др.). Наличие большого числа различных кривых роста указывает на отсутствие оптимального, всеобъемлющего решения проблемы математического моделирования роста, поэтому предпринимаются попытки идентифицирования, обобщения ряда функций (Richards, 1959). & этом плане следует считать перспективной аппроксимацию процессов роста с позиций теории

распределений.

1.2. Биологическая продуктивность. Изучению продукционного процесса в лесных сообществах в XX веке иосвлшено значительное количество разIюмасштабных по значению работ. На коней XX века пришелся поистине лавинообразный поток информации по опенке фитомассы как на локальном, так и на биосферном уровнях, обусловленный глобальным экологическим кризисом.

Зиачителы1ые методические и обобщающие разработки выполнены А. Л. Молчановым (1949, 1971, 1967); Н. П. Ремезовьш (Ремезов и др., 1959); Л. И. Уткиным (1969, 1970, 1975, 1995; Уткин и др., 1966, 1988, 1994, 1997, 2003); Jl. Е. Родиным, И. И. Базилеаич (1965); Л. К. Поздняковым (1967, 1968, 1973,1975.19S0); В. А. Усолы квым (1972, 1985,1988,1997,1998,2001,2002) и др. Значительный вклад 8 исследования фитомассы лесов основных прообразующих пород Северной Евразии во второй половине XX и начала XXI веков внесли: В. В. Смирнов (1961,1963,1971); В. М. Протопопов, В. М, Горба-тенко (1967); В. Н. Габсев (>968, 1976, 1990); Р. Кылли, Р. Кяхрик (1970); В. Д. Луганска«, И. А. Луганский (1970); 11. II. Казимиров, Р. М. Морозова (1973); Н. В. Дылис, Л. М. Носова (1977); А. С. Аткин (1978.1984); А. И. Еу-зыкин, Л. С. Пшеничникова (1978); /V II. Марченко, Б. Ф. Рохъяннс (1978); М. Г. Сеыечкнна (1978); С. Г. Рождественский (1979); К. Н. Манаков, В. В. Никонов, (1981); Д. Т. Митрофанов (1983,1984); Я. К. Палуметс (19В8,1990); Н. А. Бабич (1989); Н. А. Луганский. 3. Я. Нагимов (1995); А. 3. Швцаенко, С. Ннльссон (1997, 2000); Д. Г. За молодчиков к др. (1998); А. С. Аткин, Л. И. Атюша (1999); Р. А Зиганшин (1999); Э. А. Курбанов (2003) к многие другие.

Несмотря на значительную библиографию по проблеме продуктивности лесов, методические аспекты повышения точности учета фитомассы, полномасштабные исследования особенностей накопления всех ее компонентов в лесах различных зон н районов стать же актуальны в наши дни, как и в первой половине двадцатого века.

1.3. Строение и товарная структура. Динамичность строения дрсво-стоев, как неотъемлемое свойство лесного фитоценоза, определяется особенностями его формирования. Форма кривых распределения деревьев но различным таксационным признакам непостоянна, она меняется с возрастом, а кривая нормального распределения характеризует строение древостоев лишь при наличии целого ряда определенных условий. Это положение убедительно проявилось в исследованиях закономерностей строения древостоев во второй половине XX века (Макаренко, 1963, 1967, 1970, 1972, 1982; Никитин, 1963, 1966; Лсбков, 1967, 1973; Дыренкои, 1969, 1973; Моисеев, 1971; ГурскиЙ, 1973; Свалов, Свалов, 1973; Мошкалев, 1974; Верхунов, 1976; Зиганшин, 2000 н др.). Кривые Пирсона наиболее полно описывают динамику рядов рас пределе! ни деревьев в лревостоях по их размерам с возрастом (Макареи-

ко, 1966, 1967; Никитин, 1966; Дырейхов, 1969, 1973, 1977; Моисеев, 1971; Остром о гмльская, 1974; Кузьм имев, 1977; Мамаев, 1985; Богач ев. Свалов, 1978 и др.). Создание модели строения древостоя — решающий момент для полномасштабного изучения динамики товарной структуры древостоя. А. Г. Могакале» (1974; Мошкалев и 19S2X П. М. Верхунов (1976, 1980) однозначно констатируют, что структура запаса древостое а во многом определяется распределением в них деревьев по таксационным признакам.

К настоящему времени » применении математического моделирования при изучении лесных фитоценозе в прошла эйфория начала эпохи компьютеризации лесных исследований, выявились определенные проблемы, требующие своего решения. И одним из возможных путей моделирования закономерностей роста и развития древостосв является применение функции распределения вероятностей.

2. РАЙОНЫ, МЕТОДИКА И ОБЪЕКТЫ ИССЛЕДОВАНИЙ

2.1. Природные условия. Самый большой материк Земли (37% поверхности суши) — Евразия, традиционно разделяется на две части света - Европу и Азию, границей которых считается Уральский хребет. Огромные размеры материка определяют наличие в Евразии всех географических поясов Северного полушария. Лесостепная и стенная зоны континента — это южная грани-tu Северной Евразии (Физическая..., 1963; Ефремов, 1961; II. И. Сазилевич 1993; Swidenlio et а]., 1996; В. А. Усольцев, 2001). На рельеф Северной Евразии значительное влияние оказало древнее оледенение (Гросс пал ьд, 1999). Около 11 млн. км1 (главным образом в Сибири) заняты многолетней мерзлотой.

Климат Северной Евразии формируется под воздействием таких мощных сезонных центров действия атмосферы как зимний Азиатский аяткк-клон с центром над Монголией и летняя депрессия над Южной Азией (Ефремов, 196)). О громкие размеры Евразии определяют обширное распространение котинентальных и резко континентальных типов климата.

22. Лесная растительность. Обширные территории Северной Евразии заняты лесами, в частности в России, а это основная составляющая указанной прнродно-ландшафтиой части материка; лсса произрастают на 719 млн. га (ко данным на 01.01.1993 г.), к более 70% площади занято хвойными лесами, при этом на долю листве!тины приходится 37, сосны — 16, пихты — 2, березы - 14, осины -ЗЗЧЛесной..., 1999).

Сосна обыкновенная — один из главных лесообразователей Северной Евразии — по Уральскому меридиану распространяется от тундры до стенных просторов Казахстана, меняя продуктивность и морфоструетуру древостоев с изменением широты местности (Мамаев, 1973; Санников, 1992). Исследования были сосредоточены преимущественно в сосновых лесах Казахского

мелкосопсгишка, березовых и осиновых колках Северного и Посточного Казахстана, осокорниках и встловниках поймы Иртыша, а также в лиственничных н ннхтовых древостоях Восточного Казахстана; кроме того, использована база данных по другим регионам Северной Евразии (Усольнев, 2001,2002) поэтому более подробно рассмотрены природные условия Северного Казахстана н, прежде всего, Казахского мелкосопочннка.

2.3. Методика и объекты исследований. Выполнение поставленных программой исследований задач осуществлялось методами эмпирического моделирования с позиций системного анализа (Блауберг, Юдин, 1972).

Закладка пробных плошздей, все работы по отбору, обмеру и обработке учетных деревьев проводились в соответствии с общепринятым и в лесной таксации методиками (Горский, 1962; Третьяков н др., 1965; Захаров, 1967; Лнучнн, 1974; ОСТ 56-69-83). Форма и полнодревссность стволов в дрсвосто-ях осокоря н ветзы изучалась по методике В. (С Захарова (1967). Составление объемных ц сортиментых таблиц проведено в соответствии с существующими требованиями (Составление..., 1977; Требования..., 1940). Разработка моделей сортмментных таблиц (Сортиментиые..., 1987) осуществлена с учетом методических положений А. Г, Мошкалева (1974; Мошгояев н др., 1932).

В основе методического подхода к изучению роста древостое в использованы ключевые моменты статистического метода Баура (Орлов, 1925, 1931; Анучин, 1974), дополненного методическими положениями Ф. Корсуля (1935, 1967) и Н. Н. Свалова (1967, 1979). Моделирование динамики строения одновозрзстных сомкнутых древостоев проводилось с учетом методических разработок А. А. Макаренко (1967, 1970, 1972, 1975), базирующихся на теории pací грелеленн и (Слуцкий, 1912; Лахтнн, 1922; Эльдертон, 1924; Кецдалл, Стюарт, 1966). Динамика товарной структуры исследована по данный пробных площадей о количестве дровяных и деловых стволов н полученным рядам распределения числа стволов таблиц хода роста но ступеням толщины и их высотам.

Построение эмпирической модели роста и продуктивности разногус-тотиых сосняков осущесталено но материалам постоянных пробных площадей, заложенных в чистых одновозрлстных сосновых древостоях различной полноты, густоты и производит ел ьносш. Для аппроксимации сгруппированных экспериментальных данных применялся множественный регрессионный atixtia, полученные уравнения зависимостей использованы в качестве базовых при моделировании дшгэмнки 1гродуктн в »ости разногустоп ímx соскяков. Таблицы биаюгической продуктивности сомкнутых и разногустотиых модальных древостоеа сосны Казахского мелхосоночннкэ подучешл путем совмещения разработанных таблиц их хода роста с моделями В. А. Усольцева (1998) для запасов фшомассы по фракциям древостоеа »деревьев сосны этого региона. Биологическая продуктивность приполярных лиственничных дре-

востосв изучалась по методике D. А. Усольиева (1998).

Моделирование продуктивности древостое в в режиме рубок ухода проведено но данным постоянных пробных площадей с учетом методических положений С. Н. Сешюва (1977); А. А. Клйрюкштиса, Л. И. Юодвалькиса (1979) н в соответствии с Наставлением по рубкам ухода в лесах Казахской ССР (Макаренко, Смирнов, 1973). Динамика биологической продуктивности этих древостоев рассчитана по моделям В. Л. Усольцева (1998). МодеЛ1фованне биологической продуктивности древостоев сосны Среднего Урала при разлитых вариантах рубок главного пользования осуществлено на основе соответствующих таблиц биологической продуктивности этих древостоев (Усольцсв, 2002). При оценке биологической продуктивности древостоев в зеленой зоне г. Екатеринбурга использованы материалы лесоустройства.

Исследование моделей роста выполнено по данным хода роста по высоте модельных деревьев, для чего дополнительно закладывались пробные плошхти в спелых древостоях наиболее распространенных хозяйственных групп типов леса. Закладка пробных плошздей и взятие модельных деревьев осуществлен в соответствии с существующими стандартами (ОСТ56-69-83) и методиками, общепринятыми при проведении таких работ (Захаров, 1967; Анучии, 1974).

Моделирование текущего накопления фитомассы в древостоях сосни, бе|гезы и лиственницы на территории Северной Евразии выполнено по материалам базы дшгных пробных площадей о фигомассе древостоев этих пород и своди? таблиц их бнолопгческой продуктивности (Усольцев, 2001, 2002).

Оценка биологической продуктивности древостоев сосны и березы в зависимости от почвенных факторов в Боровском лесном массиве осуществлена на основе совмещения таксационной характеристики 617 выл ело в из материалов лесоустройства с моделями накопления запасов фитомассы по фракциям (Усольцев, 1988) и данных почвенного картирования лесного фонда.

Всего в исследовании задействованы данные 591 пробной плошали и 38-17 видело в глазомерной таксации различных лет лесоустройства за период с 1926 по 1987 годы. Статистическая обработка данных осуществлялась с использованием программ, разработанных в КазНИИЛХЛ, и программных пакетов Statgrophics Pius for Windows 2.i, Statistica У9 Edition, KfathcaJ 200Ii Professional,

3. МОДЕЛИРОВАНИЕ ПРОДУКТИВНОСТИ СОМКНУТЫХ ДРЕВОСТОЕВ

3.1. Рост сомкнутых древостое*. Онытньш материалом, положенным в основу изучения хода роста сосняков Казахского мелхосопочникл, послужили данные, сформированные в выборку, в которой одна пробная плопщль представляет 1,1 тыс. га, при норме репрезентативности — одна пробная пло-

шапь на 75 тыс. га покрытой лесом площади, занятой дрсвосюими с преобладанием изучаемой породы (Свалов, 1979). Классификационной основой таблиц хода роста был избран класс бонитета. Для построения базовой кривой боннтстиой шкалы использованы групповые средние высоты по десятилетиям возраста, по которым рассчитаны индексы кривой с модулем в 100 лет.

Выбор модульного возраста для сосняков в 100 лет обоснован основоположником бонитетных шкал (Орлов, 1931), поэтому в целях унификации таксационных нормативов (Затрсев и др., 1975) этот возраст в качестве модуля принят и в наших исследованиях. Ашфоксимация индексного ряда осуществлялась аналитически. Наилучшие результаты были получены при использовании дробно-рационалыюн функции Госфельдз, предложенной Ф, Корсу-нем (Когеип, 1935; Корсунь, 1967) для моделирования пропессов роста древо-стоев. Указанная функция применялась при моделировании роста древостоев достаточно широко (Кивнете, 1988). Она является частным случаем более общих закономерностей, объединяемых дифференциалЫ1ым уравнением системы кривых Пирсона (Колтуноаз, 1996).

Уравнение для аппроксимации индексов высот сосняков Казахского мелкосоночника имеет вид

« »-£----(3.1)

одш * 0,1696^. 4 0,65024» где Д, —возрасти относительных величинах; — индексы высот. Параметры уравнения найдены способом наименьших квадратов, точность выравнивания составила я » о,996.

Следующим этапом была отбраковка пробных шюшадей по высоте (±5%), кроме того, в сформированной выборке были представлены все классы возраста в пределах класса высоты, н в них насчитывалось не менее 3-1 пробных плошалей. Затем для каждого класса оценочной шкалы вычислялись групповые частные средние значения (Свалов, 1979) эмпирических сумм площадей сечений, но которым рассчитывались средние индексы сумм площадей сечений сосняков Казахского мелкосоночника. Уравнение для аппроксимации индексов сумм площадей сечений сосновых лрсвостос» Казахского мелкосопочиика, рассчитанное методом наименьших квадратов, имеет вид:

= (3.2)

где - индексы сумм площадей сечений;^ — расчетный возраст, значе-

ние которого получено как разность между фактическим возрастом лрсвосто-ев и временем, необходимым для достижения 1ши высоты 1,3 м. В наших расчетах лот период принят равным 10-ти годом на основании анализа данных пробных площадей. Точность выравнивания данных но уравнению (3.2) составила; Л 0,998. Рассч|панпый 1ю уравнению (3.2) индексный ряд сумм плошал ей сечений имеет модуль в возрасте 70-ти лет. Обоснование»! этого

выбора послужило максимальное количество I(ровных площадей я IV классе возраста (60*80 лет) и непосредственно в возрасте 70 лет. Значения сумм площадей сечений в указанном возрасте рассчитывались по классам высот на основе функции

»= 17,3724 + 0.8937йя + 0.0139А*, (3.3)

где - сумма площадей сечений класса высоты, м2; Ий - средняя высота

класса высоты, м. Точность выравнивания по уравнению (33) составляет Я"0,996. Вычисленный таким образом индексный контур, "кривая-гид" (Кор-сунь, 1967) в относительных величинах, сопряженная с абсолютными значениями сумм площадей сечений древостоя но классам высот оценочной шкалы в модульном возрасте (своеобразный "скелет" таблиц в виде "креста"), позволяет учесть ход роста древостоя по исследуемому интегральному таксационному показателю, как по возрасту, так и по условиям произрастания.

Аппроксимация вндовь/х высот древостоев сосны Казахского мел косо-почника проведена но уравнению пряной

№=1,240,4//, (3.4)

где ИР — видовая высота древостоя, м; Н — средняя высота древостоя, м. Точность выравнивая данных но уравнению (3.4) составила: К = 0,998.

Аппроксимация индексов диаметров осуществлена по уравнению

0„=-----(3.5)

0.001 + 0,493лл„ +0,419^

где ця — индексы диаметров; ~ расчетный возраст в опгосительнмч

величинах.

Уравнение для выравнивания таксационных диаметров в зависимости от средней высоты классов высот в возрасте 70 лет имеет вид

= -1,9033+1,1322^,-0,0007^, (З.б)

где Д, - таксационный диаметр, см; А„ - средняя высота класса высоты, м. Точность выравнивания д = 0,996 .

Полученный таким образом индексный контур, развернутый по времени и сопряженный с условиями местопроизрастания, отражаемыми высотой классов оценочной (бонтетной) шкалы, позволил рассчитать таксационные диаметры сосняков мел косо почника по классам высот. Запас, среднее и текущее его изменение, число стволов рассчитаны традиционными способами. Всс полученные таксационные показатели были сведены в эскизы таблиц хода роста сосняков Казахского мелкосопочника.

3.2. Динамика строения. Исследование строения в сосняках мелкосо-ночника базировалось на использовании кривых Пирсона (Лахпш, 1922; Эль-дертон, 1924; Ксндалл, Стюарт, 1966; Мнтропольский, 1971), причем целью этой работы было построение модели рас пределе! тя числа стволов таблиц хода роста по диаметру и высоте, с тем, <ггобы получить комплексные модели

роста и структуры древостое а, отражающие динамику их роста, строения и товарности и позволяющие получить полный комплект лесотаксационных нормативов. Научение особенностей строения сосняков проведено на основе данных пробных площадей, прошедших отбраковку по высотам и суммам плошаясй сечений.

В первую очередь анализировались результаты статистической обработки названных пробных плошадей, изучались связи основных моментов рядов распределения стволов по таксационным признакам. Аналитическое выравнивание третьего основного момента распределения (о) — меры асимметрии ряда, четвертого основного момента (1*4) — определяющей величины меры крутости ряда (£Т»г4-3), именованного основного отклонения (а) — показателя рассеяния вариант относительно среднего, проведено 1Ю уравнению полинома третьей степени

у, =«г0 +а,г+огХ1 (3.7)

где X - среднее арифметическое значение ряда распределения, либо г} — в случае выравнивания гА. Характеристика параметров уравнений связи приведена в таблице 3.1.

Таблица 3.1

Характеристика уравнений связи основных статистик рядов распределений деревьев по диаметру и высоте

Ряды распределения Статистики распределения Константы 1 Показатели точности ап-

ао 1 а! 1 а, 1 а, проксимашш

по диаметру ¿С 0,582477] 0,593907] -0,0228бб( 0,000353 0,983

п 1,604436] -0,1677371 0,008545) -0.00016Я 0,981

ГА 2,575923 -1,042542 2,708749(-0.454115| 0.995

по высоте а -0,505000| 0,6838001 -0,0532001 0,0012001 0,982

О 0,980400|-0,1745001 0,012604-0,00040а 0,980

га 2,241700 -0,523500| 1,930000(^0,1567001 0,996

Необходимо отметить, что анализ данных статистической обработки пробных плошадей показал, что распределение стволов по таксационным признакам может быть аппроксимировано кривыми типа I Пирсона. Таким образом, фуцдамешом модели строеш« древостоев являются полученные по данным пробных плошадей уравнения взаимосвязи основных статистик и среднего арифметического значения распредели от чисденностей. Конструируемая модель носкт, в известной степени, абстрактный харастер по отношению к данным пробных плошадей, но, в то же время, достоверно сопряжена с данными таблиц хода роста, так как взаимосвязи се статнстих установлены по материалам пробных плошадей, лежащих в основе составленных таблиц и

прошедших жесткую отбраковку по высоте и сумме площадей сечений, а величины среднего арифметического предопределены масштабами ТХР. Таким обратом, проведенные расчеты позволили разработать математические модели процентного распределения деревьев по десяти классам толщины и высоты, а затем - ряды распределения сосны Казахского медкосопочника по ступеням толщины. Получетиле ряды строго соответствуют данным таблиц хода роста, т. е. являются нх закономерным |фодолжением. Д,зя них были найдены все основные статистики распределения, <гго позволило проконтролировать правильность вычислений. Отклонения между статистиками распределения на входе и выходе модели строения практически несущественны: =°.054 <zlt = 18,3,при / = 10 для показателя асимметрии, и = 0,001 < j^j ¿= 23,7, при для меры рассеяния вариант. Также в целях контроля для рядов распределения деревьев по ступеням толщины были вычислены суммы площадей сечений, которые затем сравнивались с сосггеет-ствуюшей суммой площадей сечений m таблиц хода роста. Отклонения расчетных дан пых таблиц хода роста не превышают ±5%.

Обработка полученных рядов распределения деревьев на пробных площадях по высоте идентична системе расчета для рядов распределения по диаметру. Контроль точности расчетов осуществлялся conocíaвлатем величин статистик распределения lia входе и выходе модели строения по высоте. Отклонения, как » в случае модели по диаметру, практически несуществен!!ы (4 =0,0002<хЬ =16,9 при/=9доя гл).

Кроме тучення кривых распределения был проведен анализ строения древостое в при 1юмощи редукционных чисел. Рассмотрение приведенных данных показывает, что редукционные числа не стабильны, оки изменяются с возрастом, и, таким образом, в определенной степени зависят от среднего диаметра древостоя. Эта тенденция отмечена многими исследователями (Нн-ютш, 1966; Лебков, 1967; Макаренко, 1967, 1967; Гурскнй, 1974; Верхунов, 1976, Зиганшин, 2000).

Изменчивость высот по сравнению с диаметрами меньше в 1,5-2 раза, козффи11нс1гг вариации в рядах распределения по высоте вначале (до высоты 3-4 м) возрастает, а затем снижается с повышением средней высоты древостоя. На основе полученных рядов распределения вычислены редукционные числа по среднеарифметическим высотам (Нормативы..., 1987), которые явились базой расчета верхней высоты древостоев, в свою очередь обеспечившей составление местной стандартной таблицы.

Наилучшие результаты при аппроксимации сумм площадей сечений таблиц хода росла в зависимости от их верхней высоты обеспечила парабола 3 порядка

Д' = 1,19110 + 2,00543//, +0,01104//; -0,00094Я,3, (3.8)

точность выравнивания данных но модели R -0,992.

Моделирование запаса осуществлено по уравнению полинома четвертой степени

А/ - 5,68100+5.&4588Н, - 0,52143Н* + 0,09472//* -0,0021îtf *, (3.9) точность выравнивания составила R = 0,996.

Разработанная таблица сумм площадей сечений и запасов сосшков Казахского мелкосопочника при полноте 1,0 дополнена конверсионными коэффициентами фито массы:

1ЛДМО+Ц26С(7561Г„ (310J

M 0^352214 0,695764//^ -0,000024ff^ где РаЬо — запас надземной фитомассы, т/га; Л/— запас стволовой древеси-ни, м'/га; //^-средняя высота, м. Точность выравнивания R =0,963

Разработанная эмпирическая модель роста и строения древостоев обладает широким диапазоном возможностей, в частности, полученные ряды по диаметру и высоте числа стволов таблиц хаза роста позволяют рассчитать ряды распределения деревьев отпада по толщине и установить их запас.

Вычисленные по рядам отпада суммарная численность его стволов и запас были введены в таблицы хода роста н использованы для расчета обшей производительности древостоев, по которой определены величины текущего и среднего прироста.

3.3. Товарная структура. Следующим этапом исследования динамики древостоев на базе разработанной модели является установление toc качественной структуры. Для этих целей использовались полученные процентные ряды распределения и данные пробных плошал ей о наличии деловых стволов в ступенях толщины. Последние послужили основой для расчета процентов деловых деревьев по ступеням толщины в зависимости от среднего диаметра древостоя и позволили установить распределение числа стволов в ступенях толщины по категориям технической годности. Полученные процентные ряды распределения деловых, и дровяных деревьев сосны Казахского мелкосопочника подвергнуты сортимеитации по местным сортиментным таблицам (Макаренко, 1965).

Товарные таблицы для березы Северного Казахстана, лиственницы H пихты {^осшчно'Казахстаискон области, а также осины Северного и Восточного Казахстана разрабатывались в той же последовательности, что н для древостоев сосны. Моделирование выхода сортиментов по категориям крупности, сортам и видам, в классах товарности товарных таблиц осуществлено в зависимости от среднего диаметра древостоя но полиномам 2-4 порядков. Сравнивая составленные товарные таблицы с нормативами для Других регионов, можно отметить, что: древостой основных лесооб разуто спи х пород Северного и Восточного Казахстана имеют меньший диапазон средних диаметров, выход деловой древесины в них несколько ниже. По

ров, выход деловой древесины в них несколько ниже. По особенностям товарной структуры леса основных прообразующих пород Северного Казахстана бл»все всего к соответствующим древостоям Северо-Заналд европейской части России. Если сопоставлять товарную структуру основных древесных пород Казахстанского Алтая с древостоями из районов произрастания равнинных лесов (Сортиментые..., 1987; Лесотахсациошшй..., 1991; Сор-тнментные..., 2002) то следует отметить что по основным показателям товарности эш древостой, за исключением осинников, не имеют особенных отличий. Осинники Казахстанского Алтая имеют самый нгакий показании, выхода деловой древесины по веем районам сравнения, включая Северный Казахстан.

3.4. Сорти-нентмая структура. Форма стволов представляет собой важный объект исследований в лесной таксации. Ома всегда имеет некоторые различия в зависимости or биологических свойств лесных ¡город, от влияния многочисленных факторов внешней среды, которые трудно учесть. Для установления формы столов обычно применяются приближенные методы (Захаров, 1956, 1964, 1967; Кофман, 1986). В основе методики составления объемных таблиц В. К. Захарова лежзт результаты изучения формы древесных стволов по относительным высотам н установленные закономерности изменения среднего относительного сбега отдельных древесных порол в зависимости от диаметра на 0,1 высоты стволов. При изучении нормальных видовых чисел для тополя черного поймы р. Иртыш были получены следующие их значения в коре - /щ =0,462±0,00î; без корн — /„ =0,477±0,00ï. Для ветлы соответственно: /я »O.^WiO.OOj; /, =0,500±0,004. Установлено, что нормальные видовые числа ветповннков и осокорников ноймы р. Иршщ iфактически не зависят от диаметра и высоты деревьев. Данное положение подтверждает гипотезу П. 1С Захарова (1964), а также согласуется с выводами В. М. Педика (1695) и А. С. Головачева (1966) для сосны. Коэффициент изменчивости нормальных видовых чисел осокоря равен в коре — 6,9%, без корм — 7,3%; ветлы соответственно: 9,4% и 9,8% Полученные данные явились основой cojmt-ментиых таблиц осокоря и ветлы (Макаренко, Колтунова, 1972; Сортименг-1ше..., 19S7). Моделирование параметров сортиментных таблиц проведено по полиномам 2-4 степени в зависимости от диаметра на высоте 1,3 м (Нормативы..., 1987).

Оныпю-производстве!той проверкой составленных таблиц установлено, что при учете ликвидной древесины систематическая ошибка для осокоря составила +2,55%, для ветлы +2,65%; случайная ошибка после исключения систематической составила соответственно il ,34% и ±2,01%. Систематическая ошибка при определении запаса деловой древесины осокоря равна +7,45%, ветлы +7,40%; случайная соответственно; ±2,33% и ±0,28%.

3.5. Таблиц и биологической продухтшности. Таблицы биологической продуктивности — закономерное развитие таблиц хода роста, составляются на основе моделей роста н биологической продуктивности древостоев. Наиболее детально проработанной является методика П. Д. Усояьцеаа (1985, 1988, 1998, 2002), основанная па рекурсивном принципе и многофакторных регрессионных моделях, которые позволяют совмещать таблицы хода роста с данными о накоплении фито массы. Дня расчета фитомассы в рядах распределения стволов Казахского мелкосотючиика по ступеням толщины использованы модели, разработанные В. Л. Усолыквым (19X8) для этих сосняков. Д-|я рядов отпала стволов сосны применен аналогичный подход, в результате которого получены "полные" таблицы биологической продуктивности сосны Казахского мелкосопочннка

При моделировании весовых показателей генеративных органов древостоев березы по данным пробных площадей анализировались взаимосвязи массы почек с морфометрнчесюсми признаками деревьев. Для целей аппроксимации выявленных связей использовано следующее уравнение

Р, =-1,3585+0.677.Ц5 +1,1946^, (3.11)

где Р, —масса почек, г.; <1( -диаметр дерева на высоте 13 м, см; Л, — высота дерева, м. Точность аппроксимации данных составила: я = 0,974.

Таблицы биологической продуктивности традиционно создаются совмещением регрессионных моделей динамики фито массы с таблицами хода роста. Поскольку доя приполярных лиственничников Западной Сибири таких таблиц »»ет, была осуществлена попытка совместного составления таблиц хода роста и таблиц бнопрадукт» юности древостоев лиственницы (Усольцев, Колтуном 2000). Исследования выполнены в Ямало-Ненецком национальном округе (Тюменская обл.) и в Тарко-Салинскои лесхозе, где было заложено 17 пробных площадей, >п них 4 па плакорах по правому берегу р. Пур и в сомкнутых древостоях надпойменных террас (Усольцев и др., 1999), на которых по ступеням толщины взято иа фито мае су 111 модельных деревьев. Таблицы биопродуктивности древостоев лиственницы подучены табулированием рекурсивных многофакгорных регрессионных уравнений.

Разработанные таблицы биологической продуктивности древостоев предоставляют возможность учета биосферных функций лесов при проведении лесоинвеитаризациоиных работ, что в современных условиях позволяет считать нх соодалне безусловно актуальным как с научных, так и с практических позиций.

4. МОДЕЛИРОВАНИЕ ПРОДУКТИВНОСТИ МОДАЛЬНЫХ ДРГ.ПОСТОЕО ■/. /, Вгаимосятъ полноты и густот и дрсвостоеа с их продуктивностью. Густота — число стволов на единице плошали, и полнота — степень плотюсти заселения деревьями местооб»гганкя, в значительной мере о преде-

ля ют i фодухтвность насаждений (Кайрюкштнс, 1969; Луганский, 1974; Рубцов и др., 1976; Сеннов, 1977, 1984; Лтрохнн, 1980; Нагимов, 1984, 1986; Луганский, Залссов, 1993; Бузыкин н др., 2002 и др.).

Полнота древостое» столь же существенный фактор их проекционного процесса, что и густота. Исходя из установленной В. К. Хлюстовым (19S6) закономерности изменения текущего прироста в зависимости от полноты в соснаках Казахского ыелкосопочника и уровней критической полноты (Ass-man, 1961), можно установить в первом приближении критическую полноту спелых древостое* сосны Казахского мелхосопочннка, которая составляет 0,937.

Процесс отпада деревьев в древостоях, так же как и текущий прирост, существенно влияет на динамику их продуктивности (Тарагакевич, 1935; Сеннов, 1971,2001; Макаренко, 1996). По нашим данным, в сосняках мелко-сопочникд в возрасте от 20 до 150 лет соотношение средних диаметров стволов отпада и древостоя не превышает 73%, т. е. выражен преимущественно низовой ОЛ13Д. Распределение деревьев отпада по ступеням толщины в возрасте от 20 до 50 лет в зависимости от класса боиктега имеет спадающую форму, а затем колокол ообразную. Возрастная динамика спада стволов характеризуется вогнутой кривой. С достаточной точностью особенности этого процесса отражает дифференциальное уравнение системы кривых Пирсона, так, для сомкнутых сосняков Казахского мепкоссточника IV класса боиитста оно имеет следующий вид

± =_0.725-14,497*_^ Д^0,993, (4.1)

у 470s9-4,113*4 одоо*1

где — отпад стволов в относительных величинах; д — возраст, лет.

4.2. Нрогнтнче таблицы хода роста ртногустотных модальных древостоее. Моделирование продуктивности древостое в различной полноты и густоты в сосняках Казахского мелкосопочкика осуществлено иа базе множественного регрессионного анализа взаимосвязей таксационных показателей. Реализован подход "'по будет, если..." и рекурсивный приншш эмпирического моделирования, детально разработанные В.А. Усольцевым (1998).

Анализ взаимосвязей таксационных показателей по данным наблюдений на постоянных пробных площадях, дополненных сведениями 221 временной пробной площади, позваны установить, «по основные таксационные показатели древостоя, а так же прирост и отпад стволов, зависят от возраста, условий произрастания — класса бонитета, густоты н относительной полноты насаждения. Эти показатели и были выбраны в качестве независимых переменных при разработке эмпирической модели роста и продуктивности дрепостоев различной густоты и пол нош. Полнота в прогнозных расчетах — пока-

затель динамичный, она нзмсняспся lio мере увеличения возраста — в приведенном варианте моделей полнота возрзстает к возрасту спелости. Такая тенденция изменения этого показателя соответствует фактическим данным пробных площадей. При разработке эмпирических прогнозных моделей продуктивности класс бонитета принят стабильным, варианты его возможных изменений с возрастом не рассматривались. Все полученные показатели группировались в матрицы по классам бонитета, в пределах последнего — по возрасту, но полноте и густоте. Составленные матрицы явились исходным материалом для расчета уравнений связи основных таксационных показателей: среднего диаметра и высоты, а ток же отпада по числу стволов н запасу и т. д. На основе матриц рассчитывались математические «одели статичного состояния древосгоев в исходном возрасте. Затем проводился расчет коэффициентов текущего прироста по запасу на основе модели, разработанной для сосняков ыедкосопочника В. К. Хлюстовым (1986), которая несколько видоизменена, поскольку расчет осуществлялся а зависимости от полноты наращивания (Тарашкевнч, 1935) и отада по числу стволов и запасу. Полученные модели позволяли пристунитъ непосредственно к моделированию хода роста древосгоев различной полноты, густоты и производительности. Стартовыми данными являются исходные показатели моделируемого древостоя — как заданные; класс бонитета, возраст, полнота, густота, запас, так и вычисленные — средние диаметр и высота.

Средние высота и диаметр статичных состояний древосгоев вычисляется по уравнению

К = с*р(-в, +<з,1пЛ-a, - о, 1л Н^ - at tn tf„¡ - а, 1 А), (4.2) где А- возраст, лет; Л^, - исходное число стволов, шт.; Им - высота класса бонитета в 40-летнем возрасте, м;/7об—исходная полнота древостоя.

Параметры моделей исходных (статичных) состояний древостое» приведены в таблице 4.1.

По исходным данным проводится расчет всех показателей прогнозных таблиц хода роста; вначале вычисляется число стволов отпада по уравнению множественной регрессии:

^ем =ехр(а((+о11п(/)-п)+а11п//44 +в) In tfln//^), (4.3) где п —период прогноза, принят равным 10 годам, густота и полнота берутся в возрасте (Ли); Константы уравнения (4.3) по классам бонитета приведены в таблице 4.2.

Затем рассчитывается запас отпала ка период прогноза:

A(4.4)

Таблица 4.1

Характеристика уравнения множественной регрессии (4.2)

Показатель Класс бонитета Константы

Л> А, Аг А> А4 Л, * БЕ

Высота Ш -0,44216 3,90364 •0,05661 — -0,38808 0,998 0,112

IV ■53/56130 3,92613 -0,05561 22,259 — 0,39031 0,993 0,187

V 2Д0499 3,83427 -0,06378 — 0,00657| -0,38094 0,995 0,154

Уа -5,36563 3,88487 •0,05972 - 0,00082 •0,38634 0,998 0,089

III -7,47168 1,19088 -0,49442 4,723^ 0,43447 •0,11819 0,998 0,103

IV .12.29650 1,21145 -0,49796 7,4103 0,45729 -0,12079 0,998 0,090

Цнаметр V -2,17614 1,47762 -0,49837 2,6636 0,32544 •0,15293 0,990 0,217

Уа 2,17970 1/33433 -0,49972 0,6265 0,5232(1 -0,13759 0,998 0,115

Уравнение множественной регрессии имеет вил {константы уравнения—7абл. 4.2):

= + в, Й - л) ^ а^П^ + +а4/7^(Л -л)1 +. ^

Остальные показатели рассчитываются общепринятыми способами с учетом методических подходов Л. И. Тврашкевича (1935) и В. К. Хлюстова (1986).

Таблица 4.2

Характеристика уравнений множественной регрессии (4.3) и (4.5)

Константа Показатель но классам бонитета

Число стволов отпала Запас отпада ЛЛм*

III IV V Уа 111 IV V Уа

А, -4.37779 •0,57135 -1,16780 23,57690 0.57138 7,28803 7,66124 8,33914

А, -0.21791 0.15810 0,16690 0,07433 -0.00905 -0.11577 -0,12670 -0,14852

Аг 0,42748 -4,07120 -4,41277 - 0.97307 0.74257 0,26000 0.32551

А, 0.48308 1,67452 1,69394 1,60496 -0,07495 -0.07144 -0,08525 -0.05161

Л, 1.87513 0.56204 0.41401 0,47192 0,00011 0.00128 0,00151 0,00160

А | - - - 0,00004 0.00003 0,00002 0,00002

А* - - - - -0.13627 -0.70071 -0,88500 •1,15116

Ат - - - - 0,15922 0,16338 0.21413 0,13 ПО

0,975 0,985 0,987 0,974 0,854 0.843 0.842 0,852

5Е 0,153 0,142 0,134 0,121 0Д1Э 0,311 0,313 0.283

Общий вид системы рекурсивных зависимостей эмпирической модели хода роста древостоев сосны Казахского мелкосопочника различной исходной густоты и полноты представлен системой уравнений (4.6). Проведенные по данной системе уравнений расчеты динамики роста н продуктивности древостоев сосны Казахского мелкосопочника, отправной точкой которых были, кроме данных постоянных и временных пробных площадей, таблицы хода роста сомкнутых древостоев, позволили получить прогнозные таблицы роста

модальных древостое в различной полноты, а пределах последней — широкого диапазона густоты и производительности, учитывающие в определенной мере типы I ¡юр миро пан и» древостое а, 1юскольку полнота в зтих таблицах динамична.

Представленная в данной работе методика расчетов обеспечивает необходимую точность прогноза, она проверена на данных таблиц хода роста сомкнутых древостоев сосны Казахского мелкосопочника, а также по данным наблюдений за динамикой продуктивности древостоев различной полноты на 12 постоянных пробных площадях, на которых в течение 20-40 лет проводились повторные перечеты и учет естественного отпада.

Для ТХР IV класса высот сомкнутых древостоев систематическая ошибка для запаса составила 0,6%; числа стволов — 14,5%; случайная — соответственно 1,1 и 6,3"!о. Для постоянных пробных площадей пределы ошибок при определении запаса и числа стволов оказались следующими: при прогнозе на 20 лет по данным 4-х постоянных пробных площадей системаппеская ошибка в определении запаса составила от -10,1 до -+0,6%, случайная — 0,2— при прогнозе запаса на 30 лет по данным 8-ми постоянных пробных тьтошадей соответственно от-20,9 до+4,4%, нЗ,2-П,1?Ь. При пропюзе числа стволов на 20 лет по данным 4-х постоянных пробных плошадей систематическая ошибка составила от-14,2 до +11,3%, случайная — 4,6—13,'6Ч&; при прогнозе на 30 лет по данный 8 постоянных пробных площадей соответствен но —

от -1,3 до +14,9%, и 1,1-8,4%. Полученные данные указывают на высокую точность длительного точечного прогноза .динамики продуктивности насаждений по предлагаемой методике. Для практического использования предложены минимальные (критические) значения полноты молодых, средневозрастных и приспевающих древостоев сосны Казахского мелкосопочника, обеспечивающие в возрасте 100 лет полноту 0,9 и более. Они могут применяться ■фи корректировке интенсивности изреживаиия древостоев и составлении программ рубок ухода.

4.3. Таблицы биологической продуктивности модальных древостое*. Оптимальная стратегия природопользования в лесном комплексе возможна лишь при детальном учете особенностей продукционного процесса в древо-стоях и его долгосрочном прогнозировании. Эту задачу в отечественном лесоводстве призваны решить традиционные таблицы хода роста, в настоящее время активно трансформируемые в таблицы биологической продукт в нот и насаждений (Усадьцев, 2002). Дая составления таблиц биологической продуктивности модальных древостоеа сосны Казахского мелкосоночника но пользованы разработанные прогнозные ТХР. Запасы фнгомассы по фракциям в таблицах биологической. продуктивности рассчитаны по молсл»м В. А. Усольцева (1988) для сосняков данного региона. Анализируя составленные таблицы биологической продуктивности, можно констатировать (рнс. 4.1), что продуцирование хвои >1 скелета кроны к возрасту спелости утрачивает связь с относительной полнотой древостоя и зависит только от густоты. Характерное для возраста 20 лет нарастание фнгомассы хвои с увеличением густоты в древостоях с полнотой 0,6 — 0,8 сменяется к 30-летнему возрасту стабилизацией показателей, начиная с густоты 8000 экземпляров на гектаре, повторяя характер кривой высокололнотных древостое в. наибольшие запасы фитомассы кроны отмечены (кроме возраста 20 лет) в древостоях с густоюЙ, меньшей 2000 экземпляров на гектаре.

30 ■ а 4 6- б

м 1 J - I

-Í-д." 10 <с . 4 ■

) -юоо кюо i»« N, эка'га 3 «OUO юоо isro N, ю/ri

—*—0А -т~И7 -л—0.» —•—0 6 —#—0.7 -é-08

Рнс. 4.1 Зависимость фнгомассы ветвей (а) и хвои от густоты для различной полноты в возрасте SO лет (III бонитет)

5. МОДЕЛИРОВЛМИБПРОДУКТИПНОСТНЛРЕВОСГОЕВВ РЕЖИМЕ АНТРОПОГЕННОГО ВОЗДЕЙСТВИЯ 5.1. Рост и продуктивность дрсвостос€ под ooideÜcmtueM рубок ухода. 11а современном этапе развития науки о лесе в разряд первоочередных выдвигается задача количественного описания роста лревостоев, формирующихся в режиме антропогенного вотдействня. Выявлению пороговых уровней

воздействия на древостой, оптимальных целевых режимов ухода посвящены усилия нескольких поколений лесоводов, начиная с А.Т. Болотова и А. Теп* лоухова, А.Ф. Рудзкого н А-П. Молчанова (Ткаче!(ко, 1956). На протяжении всей истории лесоводства сосновые насаждения были объектом активного хозяйствования, однако разработка научно обоснованной системы мер хозяйственного воздействия на древостой в значительной степени обусловлена географическими особенностями условий местопроизрастания, носхольку ареал сосны очень обширен.

Исследования по разработке системы рубок ухода в сосняках Казахского мелкосопочпика проводятся в течение более. 50 лет (Юновилов, 1952; Макаренко, 1965; Макаренко, Смирнов, 1975; Макаренко, Муканов, 2002). Необходимое дополнение к существующим нормативным документам по формированию древостосв представляют собой программы рубок ухода, регламентирующие проведение разреживаний и оптимизирующие их режим с учетом биологических особенностей древостоя. Базой составленной программы послужили таблицы хода роста загущенных сосновых дрсвостоев Казахского мелкосопочника (Макаренко, Смирнов, 1973), и результаты наблюдений за ростом дрсвостоев в различных режимах разреживаний на постоянных пробных плошадях. Моделирование исходных таксационных показателей (без ухода) хеш роста древостосв осуществлено по уравнению Бакмана-Корсупя, моделирование рубок—графоаналитическим методом.

Производительность и прирост древостосв в течение всего периода л е-со выращивания сохраняются на уровне контрольных участков без ухода, средний диаметр древостоя с юреживанием к моменту завершения программы возрастает в 1,5 раза, средняя высота — на 9%. Рассматриваемая программа рубок ухода является частью таблиц хода роста сухих сосняков Казахского мелкосопочника, формирующихся в режиме отммалыюго хозяйственного воздействия. Программа, кроме того, представлена графиком (рис. 5.1). Пат-нота 0,7 является пороговым уровнем нзрежиаания, полнота 0,9 взята в качестве критерия для установления возраста очередного приема рубок ухода.

Таблица биологической продуктивности дрсвостоев сосны Казахскою мелкосопочника, формирующихся в режиме хозяйственного воздействия, разработана совмещением моделей В. А. Усольцева (1988) с таблицами хода роста дрсвостоев в режиме рубок ухода на основе рекурсивного принципа моделирования. Прогноз по запасу фито массы дрсвостоев, формирующихся в режиме ухода обеспечивает достаточно близкое схождение данных со сведениями о подеревнои фнтамаесе в затушенных мелодияках (Нормативы..., 1987), так в возрасте 15-30 лет расхождения по итоговым данным колеблются в пределах 0,7-4,2% наибольшие отклонения характерны для запасов хвои, однако они не превышают 10%.

46 • 38 -

"Я т

1 30

1 О

¿32

14 ■

IOMJO4OM6O7OSO W 100 ПО Ш 130

Возраст, .чет

-Прирост Гкппэтл 1,0 — ~ Полнота 0,9 '— - Полнота 0,8 — - Ткчисгта 0.7

Рис. 5.1. Программа рубок ухода в сухих сосняках

5,2. Прогноз продуктивности древостоев при различных вариантах рубок гяаепаго палчоеалия. Сырьевые функции лесов, приоритетное значение которых было бесспорным на протяжении всего периода существования человеческой цивилизации, в коннс прошлого века закономерно отступили на второй план перед биосферной ролью лесных ресурсов. Ведение хозяйства в лесу в настоящее время требует детального экологического обоснования, поскольку всевозрастающая вырубка вносит весомый вклад в дисбаланс углерода в атмосфере и связанные с ним нежелательные изменения клкмгла. Поэтому современные технологии рубок должны разрабатываться с учетом их влияния на углсродмепотфующуто и кислородопродуцирующую функции лесов.

Таблицы биологической продуктивности древостое в являются исходными данными для расчета изменения запасов и депонирования углерода после проведения рубок. Созданная база данных о фитомассе лесов по природным зонам для основных десообразуюших пород Северной Евразии, позволяет проводить верификацию разработанных моделей, обеспечивая контроль теоретических расчетов. В данной работе использованы таблицы биологической продуктивности сосновых древостое» I класса бонитета Среднего Урала

(Усозьцев, 2002).

Анализ имеющихся сведений в базе данных по фитомассс лесов основных л есо об разую ишх пород Северной Евразии позволяет констатировать, что текущее изменение запаса надземной фитомэссы дрсвостоев с относительной полнотой менее единицы, выраженное в долях прироста максимально сомкнутого древостоя, взаимосвязано с соотношением запасов стволовой древесины этих насаждений. Таким образом, установить величину текущего измене-кия запаса фракций ф иго массы, а, соответственно, и величину приращения депонированного в ф кто массе углерода, после проведения рубок возможно на основе следующего уравнения

( V

(5.1)

где Zp,—текущее изменение запаса фрака put фито массы после рубки, т/га в год; Zfvti - текущее изменение запаса фракции фитомассы до рубки, т. е. в исходном возрасте, т/га в год; Л/( — запас древостоя после рубки, mVhi; Л/^, -запас древостоя до рубки, м'/га. V — переменная, величина которой наиболее тесно коррелирует с долей выборки запаса при проведении рубки, %

Для верификации прогнозной модели продуктивности сосновых древо-стоев после проведения различных вариантов лееллошных рубок осуществлен расчет показателей текущего изменения запаса фракций фктомассы среднего дерева по данным контрольного варианта, таблиц биологической продуктивности сосняков Карелии лри полноте 0,80 и 0,65 (Усольнев, 2002) и прогноза изменения продуктивности после различных но интенсивности выборки запаса рубок, который подтвердил достаточную адекватность прогноза. В частности, через 20 лет после рубки половины наличного запаса стволовой древесины в соснякзх б непродуктивность оставшегося древостоя достигает 66,8% контрольных показателей обшей надземной фитомасси и запасов углерода. Фнтомасса подроста в этом случае составляет 2,6% от общей продуктивности древостое в, что почти в 2 раза больше, чем при выборке 20% запаса, и s 1,5 раза больше, чем при проведении первого приема постепенной рубки с выборкой 30% запаса.

5.J. Оценка продуктивности дрееостаее к зеленой зоне г. Екатерин-Сурга. Леса зеленой зоны г, Екатеринбурга имеют огромное экологическое и рекреашюнлое значение, поэтому детальная их оценка должна включать исследование всех видов продуктивности. Более подробно вопросы оценки продуктивности лесного фонда рассмотрены на примере Depx-Исстского лесхоза.

Биологическая продуктивность лесного фонда Всрх-Исстского лесхоза в педом составляет около 7 млн. т. возрастная динамика накопления фитомас-сы древостояии позволяет заключить, что наибольшие запасы сосредоточены

в приспевающих и спелых древостоях, что обусловлено возрастной структурой лесного фонла данного лесхоза, запасы углерода оцениваются в 3,2 млн. т, из них на долю сосны приходится 2,3 млн. т, березы — 0,8 млн. т, на остальные породы-0,1 млн. т.

6. МОДЕЛИРОВАНИЕ РОСТА ДРКВОСТОКВ НА ОСНОВЕ ФУНК1иШ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ

6.1. Рост дережье*. Применение математических истодов к анализу ле-сохозяйственной информации имеет своей целью построение моделей, адекватных фактическим данным и позволяющим оценивать состояние н прогнозировать развитие изучаемого объекта. В предыдущих главах на основе эмпирического подхода были проиллюстрированы широкие возможности системы распределений Пирсона при изучении динамики лесных объектов. Функции распределения и плотности вероятности — суть функции роста и прироста динамических систем (Кивнете, 1958), которыми н являются лесные фиггоценозы и составляющие их особи. Гибкость функций плотности вероятности обеспечивает получение огромною разнообразия различных форм кривых, отражающих все возможные закономерности в процессе прироста древостое». Являясь наиболее общим видом распределения случайной величины, четырехпараметрическое уравнение Пирсона относится к классу дифференциальных уравнений с отклоняющимся аргументом (Эльсгольц, Норкип, 1971), позволяющим учитывать предысторию развития биосистемы (Жирмунский, Кузьмин, 1982).

Рост и прирост — взаимообусловленные процессы, и должны изучаться как единое целое (Кузьмичев, 1977). Нельзя рассматривать изолированно н рост деревьев, и рост древостое в, поскольку последние - совокупность первых, особенности ростовых процессов у них взаимоувязаны и имеют общий харзктер.

Оценка результатов моделирования роста деревьев по высоте на основе некоторых функций, включая кривые Пирсона, представлена »таблице 6.1.

Таблица 6.1

Результаты попарного сравнения расчетных и эмшфнческих данных роста но

высоте деревьев сосны

№ Авторы Остаточная Отношение То'тностъ

модели уравнений дисперсия дисперсий выравнивания

Пирсон 0,255 4,34 0,998

Корсунь 0,750 12,74 0,991

22 Корсунь, Бакман 0,674 11,44 0,983

Лрзкин. В ус ос кий 0,503 8,54 0,996

Вейбулл 0,021 6.96 0,997

Проведенные расчеты позволяют считать, что кривые Пирсона обеспе-

чивают достаточную адекватность расчетных кривых исходным замерам, в то время как широко известные ростовые функции не обладают столь безусловным преимуществом. Аналогичные результаты получены и при исследовании отдельных частей растительных объектов - листьев и побегов.

6.2. Рост дрейостоев. Значительный интерес представляет испытание названных кривых для моделирования роста растительных сообществ, в частности, древостоев. Для этих целей использованы данные 183 пробных площадей, которые группировались по классам высот (местным классам бонитета).

Исследование провалилось на основе связей таксационных показателей с возрастом как в пределах класса высот, так и без учета его влияния в целом для всей совокупности древостоев. Полученные в результате расчетов данные сравнивались с фактическими, для уменьшения разброса поля точек и более четкого выявления .тренда изменения таксационного показателя в зависимости от возраста, необходимо проводить предварительное выравнивание эмпирических данных о росте по способу взвешенного скользящего среднего. Результаты попарного сравнения расчетных н эмпирических данных, подвергнуть« такому выравниванию приведены в табл. 6.2, анализируя данные которой, можно заключить, что применение кривых Пирсона для выравнивания хода роста древостоев по высоте, диаметру, сумме площадей сечений дзет удовлетворительные результаты.

Таблица 6.2

Результаты попарного сравнения сглаженных фактических и расчепмх данных хода роста древостоев сосны Казахского мелкосоиочника

Уравнение Статистики IV Класс высот Древостой в целом |

Я О // £>

Пирсона 0,17!) 1,105 0,228 0,166 0,231 0,282

5,710 2,450 4,890 10,64 5,250 13,30

а 0,998 0,998 0,998 0,994 0,998 0,991

Корсуш ¿г* 1,073 1,576 1,296 0,540 0,823 0,718

^./^-100% 31,91 34,75 27,47 31,31 18,56 31,36

я 0,947 0,937 0,962 0,950 0,982 0,950

Корсуня-Бакмзна 0,416 0,491 0,501 0,173 0,345 0,286

1331 11,46 10,72 11,07 7,840 13,47

К 0,991 0,993 0,994 0,993 0,996 0,990

Дракнна-Вуевского 1,113 1,571 1,362 0,549 1,097 -

32,88 34,71 28,43 34,42 24,65 -

й 0,943 0,938 0,958 0,948 0,968 -

Таким образом, применение системы кривых Пирсона для исследования роста различных растительных объектов, позволяет констатировать безусловную их приемлемость для этих пелен

6.3. Некоторые закономерности текущего накоплена* фитомассы в дрееостаях. Определение текущего прироста ф кто массы древостоев — один m самых сложных и трудоемких вопросов в исследовании продуктивности насаждений (Молчанов, Смирнов, 1967; Усольцев 1998), Наличие наиболее полной на сегодняшний день базы данных о фитомассе лесов Северной Евразии (Усольцев, 2001) и обширнейшего пакета таблиц биологической продуктивности (ТБП) основных лесообразуюгцнх порол этих лесов (Усольцев, 2002) предоставляет возможность анализа особенностей текущего изменения запасов их фитомзссы. Для проведения указа!шого анализа были сформированы выборки из 24-х ТБП насаждений сосны естественного происхождения, без проведанных разреживаний, т. е. нормальных к сомкнутых, и 18 ТБП березы. Выборку ло сосне составили ТБП со II no V класс бонитета, по березе -с [а (ю V класс, что обусловлено наличием насаждений указанных классов бонитета в большинстве регионов Северной Евразии,

Расчет текущего изменения запаса фиш массы осуществлен традиционным в таксации способом - вычислялась средняя периодическая величина показателя за 10-лстний период с отнесением полученных значений на конец периода, D данной работа анализировался только процесс накопления надземной (1'аЬо) м обшей (Ptoi) фитомасси, особенности «вменения по фракциям и убыль ее не рассматривались. Для сравнения использованы показатели для лиственницы (Усольцев, 2002) и фактические данные текущего прироста фитомассы сосны, полученные на 155 пробных, площадях, сведения о которых приведены s 25 источниках, включенных в базу данных о фитомассе лесов Северной Евразии (Усольцев, 2001). В выборку вошли пробные площади (ПП), в составе древостоев которых преобладает сосна (8-1 ОС) с относительном полнотой 0,8-1,0, определенной ио стандартным таблицам ЦНИПЛХа.

Получешше отиосительние показатели текущего изменения надземной и обшей фитомассы в пределах класса бонитета по данным исследуемых ТБП ne имеют существенных отличий во всех 89 случаях их сравнения по сосне и 73 - по березе (наибольшая величина х\ = ОДОЗО s Jr^j = 22,4 при 13 степенях

свободы), поэтом)' основной анализ выполнен по налемной фитомассе. Сравнение данных относительного текущего изменения запасов надземной фитомассы по классам бонитета ТБП выявило, что величины этого показателя в различных условиях местопроизрастания очень мало отличаются друг от дру|^. Следует отмстить, 'По видоспецифичность этого показателя также не проявляется, его величины для древостоев березы и лиственницы по данным предварительного анализа не имеют существенных отлнчнй от сосны. Стати-

стическое сравнение родов относительного текущего изменения надаем« юй фитомассы по классам бонитета не в tu вило достоверных различий ни по критерию "хн-квадрат" Пирсона, ни при использовании более мощного критерия Колмогорова-Смирнова (Урбах, 1964) — во всех случаях сравнения (119

— по.соспе, 139 — по березе) нулевая гипотеза о принадлежности сравниваемых рядов к одной генеральной совокупности не опровергается. Поэтому анализ данных географических закономерностей изменения исследуемых признаков выполнен для Ш класса бонитета сравниваемых ТБП.

Статистический анализ не выявил достоверных различий между рядами относительного текущего изменения запасов надземной фитомассы древосто-св кз ТБП различных географических регионов. Для всех случаев сравнения выборки из 24 ТБП дрсвостосв сосны и 18 ТБП березы по критерию Колмогорова-Смирнова кулевая гипотеза о принадлежности рядов (231 — сосна, 153

- береза) к одной генеральной совокупности не была отвергнута. Таким образом, относительное изменение запасов надземной фитомассы древостое а не зависит от условий среды их произрастания, но зависит от времени, что позволяет аппроксимировать возрастной характер исследуемого признака. В качестве аппроксимирующей функции использовано уравнение системы кривых Пирсона

-- (6.1)

Со 4-Cjf1

где = — относительное текущее изменение запаса надземной

FJt

фитомассы, i — время, лет. Лиализ данных текущего прироста надземной фитомассы сосняков на пробных площадях выявил, тто характер возрастного тренда относительного прироста аналогичен относительному текущему изменению запасов фитомассы нз ТБП и также может быть аппроксимирован по уравнению (6.1). Параметры уравнений приведены в табл. 6.3.

Таблица 6.3

Характеристик» моделей относительного изменения фитомассы дрсвостосв

Порода Параметры уравнений

Ь О сз Я

Сосна (ТБП) -176,3217 -6,60715 -1,06289 -0.0002466 0,984

Береза (ТБП) -112,031 -2,090966 -0.7304346 0.0015135 0,978

Сосна (Г1П) -13,11295 -0.1929063 -0,0320928 0,0033562 0,864

Нослелоааиие динамики относительной скорости накопления запасов надземном фитомассы в дреаостоях сосны, Ссрспы и лиственницы из различных районов их произрастания в Северной Евразии доказывает наличие общих закономерностей в изменении с возрастом относительных показателен этого признака вне зависимости лссорастительных условий и района прокз-

растания. Указанная закономерность с высоком точностью аппроксимируется днф^рештальным уравнением системы кривых Пирсона.

7. МОДЕЛ11 ГО ВАННЕ ПРОДУКТИВНОСТИ ДРЕ ПОСТОЕ В В ЗАВНOIMOCTII ОТ УСЛОВИЙ ПРОИЗРАСТАНИЯ

Существующая до настоящего времени система сбора информации о лесном фонде и проектировании лесохозяйственных мероприятий в процессе лесоустройства, проводимого с периодичностью в 10 лет, не отвечает современным требованиям н нуждается в коренной реформировании (Петров, 1990; Головихин, Кукуев, 1998).

В XXI веке определяющим в лесоустройстве должен стать экологический аспект. Кроме традиционно определяемых показателей лесных ресурсов, лесоустройство должно устанавливать наличие и динамику углерода в лесном фонде (Кобак, 1988; Исаев и др., 1993; Усольцев, 1995; Уткин и др., 1997; За-молодчнков и др., 1998; Усольцев, Сальников, 1998), поскольку ведение лесного хозяйства должно быть ориентировано на максимальное накопление углерода лесными экосистемами.

В лесной науке и практике выдел выполняет функции первичной информационной единицы, неоднородность выпела достаточно изучена (Атро-шенко, 1985), но гораздо меньше внимания обращалось на тот факт, что к границы вылелов подвержены трансформации и не являются стабильными. Сюжившаяся опушия существенно снижает ценность информации, полученной в 1фопессс лесоустройства, так как не позволяет следить за динамикой таксационных показателей конкретных древостое в. Разрешение данной ситуации возможно двумя путами: выделением в лесном фонде в пределах квартала стабильных единиц учета, обусловленных условиями местопроизрастания и выделением постоянных участков на формально-мате магической основе. Решение вопроса в первом случае требует исследования взаимовлияния условий среды и древесного яруса растительности. Ib всего комплекса лесообразуютих факторов почвенные условия являются одним из ключевых компонентов в развитии насаждений.

Чрезвычайная дробность почвенных условий в лесах Казахского мед-косо ночника значительно усложняет задачу выявления их влияния на морфо-метрические показатели древесной растительности и закономерно приводит к необходимости объединения их по наиболее характерным признакам и степени распространения. Наиболее представлены здесь серые лесные почвы и их комплексы, подзолисто-бурые почвы н их комплексы, бурые лесные петро-морфные почвы в комплексе с выходами горных пород в различных сочетаниях.

Выборка из 497 в ид слов высокопол нотных чистых сосняков и 120 вы-сскополнопгых чистых березняков была сгруппирована по указанным нанбо-

лее рэс1фостр;шст1ым почвенный разностям, для каждой фуины определены средние таксационные показатели, включал общую фнтомассу, которая рассчитана по методике совмещения мно гофакторных моделей фитомассы В. Л. Усодьиева (1998) для древостое в данного региона с повыдслыюй характеристикой лесного фонда. Сравнение полученных данных по критерию "хи-квадраг" Пирсона позволяет отличить группу бурых лесных петроморфных почв с выходами горных пород от подзодисто-бурых и серых лесных почв, последние также значимо различаются между собой но общей фигомассе: при /=10. ^ = 23,418,3 при /-10. Основная часть высокополнотних насаждений березы сосредоточена на двух почвенных разностях. Это серые лесные почвы и их комплексы и болотные лесные почвы и их комплексы, между которыми яри сравнении данных запасов обшей фитомассы по критерию "хи-квадрат" также получены статистически значимые различия: 24,3 >^ = 18,3 при /¡»6.

Следует указать, что в определенном смысле индикатором почвенных условий можно считать лишь показатели общей фитомассы растительности, но в чистых сомкнутых сосняках и березняках Казахского ыеякосолочника подтесок практически отсутствует, в трамно-кустарничнико вы й покров не имеет статистически значимых отлшшй по типам леса при одной полноте (Гурский и др., 1999). Поэтому использование фитомассы дрепостоев в качестве индикатора почвенных условий можно признать оправданным. Индексы фитомассы тесно коррелируют с относительным ее приростом (г« -0,887), что позволяет рассчитать се показатели в соответствии с возрастом для каждой из указанных групп почвенных разностей (табл. 7.1-7.2).

Таблица 7.1

Временные нормативы оценки условий местонроюрастэния сомкнутых сосняков Казахского мелкосопочпика

Возраст, лет Запас фитомассы по группам почв, т/га

бурые лесные с выходами горных пород подзолисто-бурые серые лесные

20 35,6 45,0 52,7

60 100,5 126,7 148,6

100 141,6 178,5 209,3

Применение приведенных нормативов предпатагает иаюльзованис конверсионных коэффициентов для перехода от запаса стволовой древесины к запасу обшей фитомассы на таксируемом выделе. Нормативы обеспечивают выявление почвенной разности в 52-70% случаев. Таким образом, в качестве критерия постоянства границ первичной информационной единицы лесного фонда — выдела (в данном случае его можно назвать эдзфичееккм в отличие

от таксационного) — предлагается величина общей фигомассы на единицу площади.

Таблица 7.2

Временные нормативы оценки условий местопроизрастания сомкнутых березняков Казахского мелкосопочника

Запас ф|гтомассы по группам почв, т/га

Возраст дрс постоев, лет тсмно-ссрыс лесные болотные лесные

20 51,84 38,85

•to 72,74 68,45

60 93,80 91,73

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Осознание биосферной рати лесов, их ключевого значения в предотвращении глобальной экологической катастрофы ставит перед лесной таксацией задачу перехода от оценхи сырьевого потенциала лесов к оценке всего комплекса их функций, и, в первую очередь, их биологической продуктивности. За более чем двухсотлетнюю историю своего существования лесная таксация прошла период первоначального накопления эмпирических данных о росте it развитии древостоев основных древесных пород и формулирования основополагающих гипотез и вступила в эпоху обобщения накопленных знаний и разработки теоретических основ. Последние закономерно базируются на математическом моделировании роста и продукте i сосги древостоев. Аб-солхтюе большинство ш огромного числа функций, нредзожешплх для аппроксимации процессов роста биологических систем, имеют в своей основе закон нормального распределения Гаусса-Лапласа — строго симметричную кривую распределения числе!тосте¡L Симметрия в распределении вариант в живой природе — скорее исключение, чем правило, поэтому для целей моделирования роста и продуктивности древостоев баз ее перспективны те функции, которые отражают асимметрию распределения вероятностей.

Проведенные исследования позволяют заключить, что использование распределений Пирсона для моделирования дифференциальных кривых прироста линейных размеров растительных объектов — осевой жилки листьев, осевых побегов, прироста по высоте деревьев и древостоев, обеспечивает необходимую адекватность расчетных и эмпирических данных.

Анализ возрастной динамики относительной скорости роста основных таксационных показателей высоко пол нотных древостоев - средних высоты, диаметра, суммы площадей сечений, запаса стволовой древесины и запаса фигомассы дзет основание утверждать, что изменение указанного признака во времени не зависит от географического района и локальных условий место произрастания н с высокой степенью точности аппроксимируется диффе-

решшальным уравнением системы кривых Пирсона. Таким образом, относительная скорость изменения того или иного таксационного показателя отражает общне закономерности процесса роста древостое в, а дифференциальное уравнение распределений Пирсона - наиболее адекааггная модель указанного процесса.

Система распределений Пирсона обобщает многие известные ростовые функции, и, в частности, предложенные Корсутгем в качестве "законов роста" дробно-рациональную функцию Госфельда и логарифмический полшюм второй степени - функцию Сакмана, которые представляют собой, таким образом, частные случаи семейства стохастических кривых Пирсона.

Исследование характеристик роста древосгоев в относительных величинах позволяет выявлять истинные тендетшн этого процесса. Модель, сочетающая уравнение возрастной динамики индексного ряда таксационных показателей с уравнением связи исследуемого признака в базовом вопрастс с условиями местопроизрастания, выражаемыми средней высотой класса бопи-тстиой (или оие!ЮЧ1юЙ) шкалы позволяет моделировать ход роста древостое8 с необходимой точностью.

Эмпирическое моделирование хода роста сомкнутых древосгоев сосны Казахского мелкосопоч!шка осуществлено на основе сочленения модели роста основных таксационных показателей с моделью строения по диаметру и высот«. Фундаментом модели строения явились выявленные связи основных статистик рядов распределения деревьев по диаметру и высоте по дщшым пробных площадей. Регрессионные уравнения связи второго и третьего основных моментов распределения со средним арифметическим значением ряда распределения и четвертого основного момента с третьим обеспечили расчет указанных показателей для средних диаметров и высот таблиц хода роста. Модель строения рассчитана по усовертенствовашгой схеме расчетов кривой типа I Пирсона. Корригирование модели строения осуществлено контроль, ным расчетом статистик распределения полученных модельных рядов, статистически достоверных расхождений на «ходе и выходе модели не выявлено. Кроме того, по полученным рядам распределения по диаметру и высоте проведен расчет высот в ступенях толщины, что позволило рассчитать не -только суммы площадей сечений, но н запасы в ступенях толщины. Сравнение суммарных величии указанных таксационных показателей с данными таблиц хода роста убедительно свидетельствует о достаточной адеквапюсти разработанной модели роста-строения, т.к. систематические отклонения но сумме плошадей сечений не превысили 5%-нып вровень, а по запасу - !5^ный. Таким образом, система распределений Пирсона и, в частности, кривая типа I, при использовании ее в качестве основы для создания модели строения древосгоев обеспечивает необходимую точность расчетов и адекватность исходным дагтым.

Эмпирическая модель poeta древостое в, представленная в виде таблиц хода роста в совокупности с сопряженными рядами распределения деревьев по ступеням толщины и соответствующим им высотам, позволяет сформировать полновесный пакет лесотаксапиониых нормативов, включающий таблицы динамит товарной структуры и товарные, таблицы сумм площадей сечений и запасов при полноте 1,0, таблицы отпада и прироста, таблицы оценки состояния древостое в и стоимостной оценки древесных запасов, которые внедрены в проюаодсгво на площади в 1 873,2 тыс. га лесного фонда. Указанный пакет нор маш во в является базой для проведения опенки всей фито-ыассы древостое в, учета депонирования углерода лесными фшпненозамм и оценки экологической значимости лесов.

Моделирование продуктив ности сомкнутых древостое в, пропюзирова-нне роста которых априори задано в рамках предельных значений полноты и густоты, вполне осуществимо на основе парных зависимостей, где аргументом применяемых уравнений является время. Однако прогнозирование динамики продуктивности модальных Дрсвостоев при тахом методическом подходе не состоятельно, поскольку в этом случае обеспечивается лишь получение статичных характеристик древостоя в том или ином вопрасгс. Эмпирическое моделирование роста разногустотных модальных дрсвостоев с учетом динамики их относительной полноты возможно на базе множестве)того регрессионного анализа и рекурсивного принципа построения прогнозных, статистических моделей. Реализация рекурсивного пршашпа "Что будет, если...?" позволяет моделировать динамику роста и продуктвности, включая фракцнои-ный состав фнтомассы, всего диапазона густоты и полноты дрсвостоев, зафиксировал) toro в процессе их таксации на пробных площадях. Методика обеспечивает приемлемую точность прогноза. Тем не менее, регрессионные зависимости, составляющие разработанную статистическую модель, являясь строго эмпирическими, не могут быть использованы на других объектах, a toe применение требует преобразования исходного материала в целях приближения распределения чнелскпостей к нормальному, что, безусловно, вносит искажения в используемые данные н, в конечном итоге, может снижать адекватность моделей. В связи с чем задачей будущих исследований следует считать использование класса дифференциально-разностных уравнений с отклоняющимся аргументом для разработки эмпирических моделей динамики продуктивности дрсвостоев.

Первая и, в твеспгой мере, успешная попытка применения показателей запаса фнтомассы древостое в для индикации локальных почвенных условий их 1гроизрастания позволяет определить оркопиры разработки будущей возможной количественной основы лесной типологии.

Широкий диапазон практического приложения предлагаемой методики стал tcnriee кого моделирования продуктивности дрсвостоев позволяет ечн-

тать ее приемлемым подходом к разработке лесотаксацио!шок нормативной базы современного лесного хозяйства, обеспечивающей необходимую точность учета зсспих, ресурсов, включая фитомассу и запасы депонированного углерода. Изложенные а настоящей работ« приемы статистического моделированы* роста дре постоев и составляющих их деревьев, основанные на теории распределения и. в частности, - системе распределений Пирсона, которая об-задаст 1(амбатьшкм дканаюном охвата информации, практически включая »йб возможные для лесных объектов вариитты кэденеимя случайных. величии ВО времени и пространстве, являются схемой начального этапа разработки основ теории роста лесных фитоненозов.

СПИСОК ОСНОВНЫХ РАБОТ ПО ТЕМЕ ДИССЕРТАЦИИ

1. Сортиментные таблицы для осокоря и ветлы поймы р. Иртыша — Алма-Ата: Картпредприятме, 1972 — 66 с. (Макаренко А. А.).

2. Лесстэкеатюнные таблтгаы // Основные положения организации развития лесного хозяйства Кустанайской области. - Алма-Ата, 1976. — С, 226-236.

3. Особенности роста сомкнутых сосняков Казахского мелкосопочника // Весгннк сельскохозяйственной науки Казахстана. —1918. >££>-—С. 91-94.

4. О возможности применения семейства кривых Пирсона в лесоводстве иных исследованиях // Интенсификация лесного хозяйства Казахстана: Сб. научи. тр. КазШПШХА. - Алма-Ата: Кайнар, 197». - С. 3-12. (Макаренко А. Л, Гали Я. А.).

5. Некоторые закономерности роста сомкнутых сосновых лревостосв Казахского мелкосопочника // Веспшк сельскохозяйственной науки Казахстана. -1979.Kil.-C. 86-88.

6. Опыт моделирования динамики древостоев И Вестник сельскохозяйственной пауки Казахстана. - 1979. №11. - С. 79-81. (Макаренко А. А.).

7. Моделирование роста и строения древостое в с использованием статических зависимостей // Научные основы продуктивности лесов Казахстана: Сб. изучи, тр. КазНИИЛХА. - Алма-Ата: Кайнар, 1980. - С. 215-235. (Макаренко А. А.).

8. Ход роста сомкнутых сосновых древостоев Казахского мелкосопочника Ч Лесное хозяйство. -1980. №10. - С. 51-53.

9. Динамика'товарной структуры сосняков Казахского мелкосопочника // Молодые учшые — лесному здю&стеу Казахстана: Сб. маулн. тр. Дел. в КазНИШГШ. - 1981. №1%. -10 с.

Ю.Программа рубок ухода дтя сухих сосняков Казахского мелкосопочника // Основы рационального ведения лесного хозяйства Казахстана: Сб. науч. тр. КазНИИЛХА. - Алма-Ата: Кайнар, 1982. - С. 97-105. (Макаренко А. А,).

11.Моделирование роста древостоев и составляющих их деревьев на основе

семейства кривых Пирсона // Рациональные способы формирования насаждении и рубок главного пользования в лесах Казахстана: Сб. науч. тр. КазНШШХЛ. - Ллма-Лта: Каннар, 1983. - С 177-199. (Макаренко Л. Л., Лхременков А. Л.).

12.Новые справочно-нормативные материалы для лесов Казахстана // Рациональное использование и воспроизводство лесных ресурсов Казахстана; Сб. науч. тр. КазНШШХЛ. Депонир. науча работы. - М., 1984. - №11. -20 с.

13.1Ьучениос1ь лесного фонда и справочно-иорыатмяная база лесоустройства // Основные положения организации и развития лесного хозяйства Целиноградской области. - Алма-Ата, 1985. - С. 423-451.

14. Отвод и таксация лесосек современными способами в лесном хозяйстве и при лесоустройстве // Депонир. в КазНИННТИ. № 1109. Депонир. научн. работы. - М., 1986. - .№3. - 23 с.

15. Систем а ведения лесного хозяйства Северного Казахстана. — Ллма-Лта: Кайнар, 1986.-220 с. (Макаренко Л. Л„ Гирлов В. Л, Воробьев Л. И. Харитонов Б. Е., Внучков В. Т. и др.).

16.!1ормативы для таксации лесов Казахстана — ч. I, кн. I. — Ллма-Лта: Кай-нар, 1987 - 240 с. (Макаренко А. А., Гурский А. Л, Хиоетов В, К., Лагунов П. М„ Харитонов Б. Е.).

17.Нормативы для таксации лесов Казахстана — ч. I, пи II — Алма-Ата: Кай-иар, 1987 - 324 с. (Макаренко Л. А, Гурский Л. Л., Хлюстов В. К., Лагунов П. М„ Харитонов Б. Е).

18.Сортныеып ше и товарные таблицы для лесов Казахстана. — ч. И. -Алма-Ата: Кай кар, 1987 — 228 с. (Макаренко А. Л., Горский А.А. .Харитонов Б, Е.).

19.11зуче1Шоегь лесного фонда н спрааочно-нормгггивная база лесоустройства // Основные положения организации и развития лесного хозяйства Северо-Казахстапской области. — Ллма-Лта, 1987. - С. 448-477.

20.Побочные лесные пользования // Основные положения организации и развития лесного хозяйства Ко кч ста веко й обл. — Алма-Ата, 1988. - С. 361393.

2 ¡.Изученность лесного фонда и справоч!го11юрыатив!гая база лесоустройства // Основные положения организации и развития лесного хозяйства Кокче-тавской области. - Ллма-Лта, 1988. — С. 469 - 475.

22.Побочпые лесные пользования // Основные положения организации и развития лесного хозяйства Павлодарской области. - Алма-Ата, 1988. - С. 343-380.

23. Изученность лесного фонда И справоч но-нормативная база лесоустройства И Основные положения организации к развили лесного хозяйства Павлодарской области. — Ллма-Лта, 1988. — С. 462—165.

24.Опит прогнозирования продуктивности древостое» // Вестник сельскохозяйственной науки Казахстана, - I9S9. №11.-С. 78-85. (Макаренко Л. Л., СаСаннсв А.И.).

25.Побочные пользования в лесах Казахстана II Деи. в КааНИШ 1ТИ, Hl 2763. Депонир. научн. работы.-М., I989.-JfeU.-24c.

26.Прнменение кривых распределения при моделировании роста древостое в // Современные аспекты десной таксации: Сб. науч. тр. нн-та леса АН Беларуси. — Гомель, 1994, -вып. 38.— С. 75-76.

27.0цснка состояния насаждений таксационными методами // Валихановскме чтения-3: Материалы конф.. —Кокшстау, 1996. — С. 114—122.

28.К вопросу о непрерывном лесоустройстве // Лесная таксация и лесоустройство: Межвуз. сб. науч. тр. — Красноярск СибГТУ, 1998. — С 170-175. (Портшко А. В.)

29.Органическая масса культур сосни обыкновенной в разных природных зонах // Лесная таксация и лесоустройство: Межвуз. сб. науч. тр. - Красноярск: СибГТУ, 1999.-С. 16-24. (Усольцев В. Л., Габсев В. Н., Бабич Н. А„ Евдокимов И. В.).

30.Структура надземной фито массы лиственничников в низовьях р. Пур // Лесная таксация и лесоустройство: Межвуз. сб. науч. тр. — Красноярск: СибГТУ,1999. - С. 24-28. (Усольцев В. /V, Нагнмов 3. Я, Фимушнн Л. Б., Логинов М. В., Азаренок N1. В., Гапзхо В. А.).

31.Географические закономерное™ распределения органической массы в искусственных ф»гтоцеиозах сосны // Труды XI съезда РГО. - Т. 8. (II Меле-ховскнс •пения). - С-Петербурп АрхГТУ, 2000. - С. 115-118. (Усольцев В. А., Лзаренок М. В., Бабич Н. А., Евдокимов IL В., Габоев В. Н.).

32.Еиологическзя продуктивность приполярных лиственничников Западной Сибири материалы Труды XI съезда РГО. - Т. 8. (II Мелехове кис чтения). - С.-Петербург; АрхГТУ, 2000. - С. 118-122. (Усольцев В. А., Иагимов 3. Я., Фимушнн А. Б., Лзаренок М. В.).

33.Опыт составления таблиц биопродуктивности лиственничников по регионам Евразии // Вестник СибГТУ. - 2000. №1 - С. 37-16. (Усольцев В. А.).

34.Ход роста надземной ф кто массы приполярных лиственничников // ИВУЗ. Лесной журнал. - 2000. Jfeife 5-6. - С. 13-18. (Усольцев В. А, Наги мои 3. Л., Фимушнн А. Б., Азаренок М. В.).

3 S.Зависим ость ф кто массы от высоты полога приполярных лиственничников по регионам Сибири // Проблемы региональной экологии. - Вып. 8: Матер. 2-й всероссийск. конф, - Новосибирск: иад-во СО РАН, 2000 - С. 97-98. (Усольцев В, А., Азаренок М. В., Фимушнн А. Б., Кириллова В. В.).

36.Нормативы бнопродуктианости лиственничников по регионам Евразии материалы Актуальные проблемы лесного комплекса: ннформ. матер, между! ир. н.-т. конф. - Брянск: БГИТА, 2000 - С. 49-51. (Усольцев В. А.,

АзаренокМ. В.).

37.Возрастная динамика органической массы культур сосны в разных природных зонах // Научн. труды: Сборник. — Екатеринбург: УГЛТА, 2000 -С. 36-42. (Усольцев В. А., Азаренок М. В., Габеев В. Н, Бабич Н. А., Евдокимов И. В.).

38.Распределение предельных показателей фитомассы лиственничников по регионам Северной Евразии // Химнко-лесной комплекс - Наушое и кадровое обеспечение в XXI веке. Проблемы и решения. — Красноярск: Сиб-ГТУ, 2000 - С. 55-58. (Усольцев В. А).

39.Надземная фитомасса приполярных лиственничников Западной Сибири // Принципы формирования высокопродуктивных лесов. - Уфа: БашГАУ, 2000 - С 128-131. (Усольцев В. А., Нагнмов 3. Я, Фнмушин А. Б., Азаре-нок М. В.),

40,Оценка запасов углерода в фнтомассе лиственничных экосистем Северной Евразии // Экология. - 2001. Ж - С. 258-266, (Усольиев В. А.).

41 .Региональные особенности распределения годичной продукции фитомассы лиственничников /I Лесной комплекс: состояние и перспективы развития: Сб. научн. статей. - Вып. 1. - Брянск: Б ГИТА 2001 - С, 13-16. (Усольцев В. А., Фимушин А. Б.).

42. Estimating the Carbon Pool in the Phytomass of Larch Forests in Northern Eurasia II Russian Journal of Ecology. — 2001,- Vol. 32. - No. 4 - P. 235-242. (Usoltsev V. A.).

43.Рекреационная оценка лесопарковых насаждений зеленой зоны г. Екатеринбурга // Екатеринбург: от завода-крепости к евразийской столице. Матер. всеросийск. h.-il конф. - Екатеринбург УрО РАН, 2002. - С. 226-228. (Галако В. А.).

44.Со вмешенне медалей фитомассы лесообразующнх порол Среднего Урала с данными лесоустройства // Леса Урала и хозяйство в них: Сб. научн. тр. -Екатеринбург, 2002. - Вып. 22 - С. 102-110. (Усольиев В. А., Галако В. А.)

45.Таблицы биологической продуктивности модальных сосновых древостое в // Леса Урала и хозяйство в них: Сб. научн. тр. - Екатеринбург, 2002. -Вып.22.-С. 116-128.

46.Рекреационная емкость зеленой зоны г. Екатеринбурга // Леса Урала и хозяйство в них: Сб. научи, тр. — Екатеринбург, 2002. — Вып. 22. - С. 152159. (Галако В. А.).

47. Расчет приходной части углеродного баланса при разных способах рубок в сосновых и березовых древостозх И Леса Урала и хозяйство в них: Сб. научн. тр. - Екатеринбург, 2002. - Вып. 22 - С. 191-199. (Азаренок В. А., Усольцев В. А., Лившиц А. В., Вафни М. Г., Ефнменко О. А, Котелъннко-ва И. Н ).

48.Кислородопродуктнвность лесов зеленого кольца г. Екатеринбурга II Гсо-

3-9600

графия и регион. DC Природопользование и экологический мониторинг: Материалы Межцуиар. научн.-иракт. конф. — Пермь, 2002. - С, 129-132, (Галако В. А.).

49.Geographical Gradients of Annual Biomass Production Crom Larch Forests in Northern Eurasia // EurasianJ^Eor Res. - 2002. No. 5. - P. 55-62. (Usoltsev V. A„ Kajimoto Т., Osawa AjwCoikeV.).

50.Моделирование роста и строешш древостоев на примере сосняков Казахского мелкосопочника.- Деп. вjäHHHTU 15.04.2003., № 714 - 2003. - 212

51. Экологическая ггроду|£ШЙность древостоев в пригородных лесах г. Екатеринбурга И Леса У£Йла и хоийспю в них. Екатеринбург; УГЛТУ, 2003. — С. 54-60. (Галако В. А) /

52.Эколого-6иологическне особенности устойчивости пригородных лесов // Лесное хозяйство и зеленое строительство в Западной Сибири. Томск: ,.ТГУ, 2003.-С. 109-112. (Мамаев CA.). 53.Оценка запасов углерода и углеродпо-кнелородного бюджета в лесных экосистемах Уральского региона И Региональный конкурс РФФИ "Урал -2001" / Аннотационный отчет. 2002. - С. 235 - 236. (Усольцсе В.А., Гри-бенннков А.Н., Антропов А И., Марковский В.И. и др.).

Отдел оперативной полиграфия УГЛТУ. Заказ № Тираж Ш>.

Информация о работе

Колтунова, Александра Ивановна
доктора сельскохозяйственных наук
Екатеринбург, 2004
ВАК 06.03.02

Автореферат

Похожие работы