CC BY
26
Ступiнь мшливост запасу децилi iстотно впливае на структуру вибiр-ки, тобто кшьюсть елементарних частин деревостану, якi необхщно заплану-вати до рубання для забезпечення потрiбноl iнтенсивностi.
Значна м^ивють запасу у децилi зумовлюе зростання клькост можливих комбiнацiй елементарних частин, яю дощльно залучити до вибiрки, та сприяе тд-вищенню диапазону параметрiв дерев сосни, якi проектуватимуться до рубання.
Пiд час проектування доглядових рубань доцшьно враховувати, що частка запасу нижнiх децилей з вжом збiльшуеться, а верхнiх - зменшуеться.
Несвоечасне призначення до рубання дерев нижшх децилей, спричи-нятиме пригшчення росту кращих дерев внаслщок вилучення з грунту знач-но! кiлькостi поживних речовин. Частка запасу в одному децилi з вжом зрос-тае у 4 рази (вщ 0,7 % у молодняках до 2,6 % - у стиглих насадженнях).
Лггература
1. Бондар 1.П. Бютичний кругооб1г мшеральних елеменпв та шляхи його регулювання в соснових деревостанах Центрального Полюся Украши : автореф. дис. на здобуття наук. сту-пеня канд. с.-г. наук : спец. 06.03.03 "Люознавство 1 лшвництво" / 1.П. Бондар. - Льв1в, 2007. -20 с.
2. Вентцель Е.С. Теория вероятностей. - М. : Изд-во "Высш. шк.", 2001. - 575 с.
3. Горд1енко М.1, Шаблий I.В., Шлапак В.П. Сосна звичайна: п особливосп, створення культур, продуктивнють. - К. : Вид-во "Либщь", 1995. - 224 с.
4. Джонсон Н., Лион Ф. Статистика и планирование эксперимента в науке и технике. Методы обработки данных. - М. : Изд-во "Наука", 1980. - 600 с.
5. Копий Л.1. Перспективи розширення люоресурсного потенщалу Захщного регюну Украши // Лкове господарство, люова, паперова 1 деревообробна промисловють : м1жв1домч. наук.-техн. зб. - Льв1в : РВВ НЛТУ Украши. - 2006. - Вип. 32. - С. 229-238.
6. Копий Л.1., Мелещук О.О. Продуктивнють, структура соснових дере-востатв в умо-вах св1жого дубового субору Захщного Полюся // Науковий вюник НЛТУ Украши : зб. наук.-техн. праць. - Льв1в : РВВ НЛТУ Украши. - 2007. - Вип. 17.4. - С. 65-69.
7. Сеннов С.Н. Итоги 60-летних наблюдений за естественной динамикой леса. - СПб. : Изд-во СПбНИИЛХ, 1999. - 12 с.
8. Строчинський А.А., Кашпор С.М., Бере'нвський Л.М. Сума площ перер1з1в та запас деревостатв при повнот 1,0. Люотаксацшш нормативи (видання друге, уточнене та до-повнене). - К. : Вид. центр НАУ, 2007. - 19 с.
9. Строчинський А.А., Кашпор С.М. Ушфшована система боштування люових наса-джень. Люотаксацшш нормативи. - К. : Вид. центр НАУ, 2007. - 8 с.
УДК 630*5 Доц. С.1. Миклуш, канд. с.-г. наук - НЛТУ Украти, м. Львiв МОДЕЛ1 РОСТУ Р1ВНИННИХ БУКОВИХ ДЕРЕВОСТАН1В
Дослщжено рют за основними таксацшними показниками модальних букняюв рiвнинноi частини Украши. Встановлено математичнi моделi модальних букових де-ревостанiв рiзних типiв лiсу i походження та наведено ix порiвняльну характеристику.
Ключов1 слова: бук лiсовий, типи люу, таксацiйнi показники, математичнi моделi
Assoc. prof. S.I. Myklush -NUFWTof Ukraine, L'viv The models of grows flat beech forests stands
The growth by main parameters of modal beech standings on a flat part of Ukraine is researched. Provided mathematical models for different modal beech standings in different forest types and origin and given their characteristic.
Keywords: beech, mathematical models, forest types.
Для ощнки та прогнозу росту i продуктивност букових насаджень Украши опрацьовано нормативи ходу росту насаджень для прських насаджень Карпат [4, 19, 20, 22] та рiвнинноi частини Заходу Укра1ни [5, 13, 23]. Таблиц ходу росту букових деревосташв, в основному, побудоваш на боштетнш основа К.К. Смаглюк [22] для букових насаджень 1а класу бонiтету в пiвнiчнiй Бу-ковиш, якi в молодому вiцi рiзняться характером росту у висоту, видшив два типи росту - звичайний та i3 зростаючою iнтенсивнiстю. Я.О. Сабан та О.О. Фелiв [20] виявили характеры особливостi росту букових насаджень шд впливом рiзноl штенсивносп доглядових рубань. Колектив науковцiв на чолi з проф. А.З. Швиденком [19] за матерiалами 350 пробних площ розробили таблицi ходу росту повних чистих букових деревосташв Карпат, 1.П Дмитрiев [5] - таблищ ходу росту букових насаджень на заходi Украши, в основi норма-тивiв - бонiтетна шкала проф. М.М. Орлова. С.1. Миклуш опрацював таблицi ходу росту рiвнинних букових деревосташв Украши за типами люу [13].
Бшьшють таксацiйних нормативiв характеризують рiст та продуктив-нiсть нормальних насаджень, якi е чистими за складом, високоповнотними та високопродуктивними деревостанами. Проте в умовах Украши внаслщок ш-тенсивно! господарсько! дiяльностi таю насадження трапляються рiдко, а зав-дяки антропогенному впливу формуються середньоповнотш насадження, якi мають сво! особливост росту. Цим зумовлена потреба в опрацюванш таблицi ходу росту переважаючих середньоповнотних насаджень, якi прийнято нази-вати модальними. Такi нормативи характеризують сучасний стан лiсiв та широко застосовують у виробництвi для техшчних розрахункiв.
Незважаючи на шдивщуальш особливостi росту та розвитку окремих дерев у насадженш, для практики люового господарства важливо виявити за-гальнi закономiрностi росту та розвитку насаджень. Пiдбiр однорiдного ек-спериментального матерiалу е найскладнiшим лiсотаксацiйним завданням. На сьогодш використовують два основних способи шдбору даних - на типо-логiчнiй або бонiтетнiй основь Кожен з них мае як позивш, так i негативнi аспекти. Основною негативною стороною тишв люу е вiдсутнiсть кiлькiсних показникiв для !х визначення, а класiв бонiтету - статичний характер бонггет-них шкал. 1нтенсивне ведення господарства передбачае формування структу-ри та складу насаджень вщповщно до типiв люу, якi найповнiше використовують потенцшну продуктивнiсть лiсорослинних умов. За матерiалами пови-дшьно! бази даних, пробних площ та модельних дерев ми запропонували алгоритм та моделi ходу росту модальних букових деревосташв рiвнини Украши за типами люу [16].
Детальний аналiз особливостей складання таксацiйних нормативiв [7, 21] св^ить, що основнi таксацiйнi показники взаемозв'язаш мiж собою, тому важливо на основi аналiзу тiсноти зв'язку мiж ними встановити достовiрнi ко-реляцiйнi залежностi. За матерiалами повидшьно! бази даних рiвнинних букових насаджень з використанням програмного забезпечення SPSS 11.0.1 for Windows [24] побудовано кореляцшну матрицю (табл. 1) [3, 18, 29]. Значення тюноти зв'язку мiж таксацшними показниками покладеш в основу вибору ма-тематичних моделей. Здшснюючи дослiдження та ощнюючи параметри моделей, необхiдно керуватися загальними передумовами регресiйного аналiзу [6].
Табл. 1. Коефпщснти кореляци мжс таксацшними показниками деревосташв
Таксацшш показники A, рок1в H, м D, см м -га P F M, 3 -1 м -га
Bir (A), рок1в 1,000 0,887 0,909 0,455 -0,479 -0,425 0,695
Середня висота (H), м 0,887 1,000 0,889 0,692 -0,347 -0,512 0,876
Середнш д1аметр (D), см 0,909 0,889 1,000 0,435 -0,513 -0434 0,680
Сума площ перетишв (G), м2-га-1 0,455 0,692 0,435 1,000 0,408 -0,426 0,899
Ввдносна повнота (P) -0,479 -0,347 -0,513 0,408 1,000 0,110 0,076
Видове число (F) -0,425 -0,512 -0,434 -0,426 0,110 1,000 -0,331
Запас (M), м3-га- 0,695 0,876 0,680 0,899 0,076 -0,331 1,000
Основш таксацшш показники, таю як вж (A), середнiй дiаметр (D), се-редня висота (H), запас на 1 га (M) та сума площ поперечних перетишв на 1 га (G) характеризуются мiж собою високою або дуже високою тiснотою зв'язку [3]. Виняток становлять лише повнота та видове число, яю перебува-ють у слабюй, а iнодi й у дуже слабюй кореляцiйнiй залежностi вщ iнших таксацiйних показникiв. Вщ'емний коефщент кореляци мiж вiдносною пов-нотою, видовим числом з iншими таксацшними показниками свщчить про обернену залежшсть мiж ними. Оскiльки характер штенсивно! господарсько! дiяльностi позначаеться на структурi насаджень, змiнi таксацiйних показни-юв при моделюваннi дiаметра та суми площ поперечних перетишв для таб-лиць ходу росту модальних насаджень, потрiбно врахувати чинник повноти, особливо, тд час вiдбору експериментального матерiалу, а при виборi мате-матично! моделi доцiльно долучити повноту як незалежну змiнну. Моделю-вання динамжи таксацiйних показникiв мае враховувати бюлопчш особли-востi ходу росту окремих деревних порщ [7], тому групування дослщного ма-терiалу здiйснюемо за типами люу, якi разом з походженням значною мiрою визначають особливост росту букових насаджень.
Середня висота деревостану е одним iз найважливших таксацiйних показникiв, з яким у тюнш залежностi знаходяться майже вс iншi таксацiйнi параметри деревостану [1]. Для моделювання росту у висоту використано функцш Чапмана-Рiчардса (Chapman-Richards) [27]
Y=a (1- e-bt)c. (1)
Модель росту встановлено за матерiалами 54 модельних дерев та дани-ми статистичного опрацювання бази даних понад 20 тис. видшв рiвнинних букових насаджень. Вона вщповщае уЫм вимогам, що ставляться до функцш росту, а саме: проходить через початок координат, монотонно зростае на всьо-му промiжку визначення, мае при цьому S-подiбну форму тренду. К^м цього гнучкiсть та зручнють моделi зробили масовим застосування функци (1) при моделюваннi ходу росту та динамжи таксацiйних показниюв [8, 11, 12, 27, 28]. Особливост вибору моделi викладено у робот [15], а ймовiрнi значення висот модальних насаджень рiзних тишв лiсу та походження показанi на рис. 1.
Шд час складання таблиць ходу росту виникае проблема щодо визначення особливостей формування повноти у рiзних типах люу. Виконаний аналiз динамiки повноти у рiзних типах лiсу [14] св^ить про певнi законо-мiрностi !х змiни та близькi значення середшх повнот у певнi вiковi перiоди, що визначаються подiбними господарськими заходами (рис. 2).
Е 35-
я
1 30-
к
£а
» 25ч щ
£20-
15
10
а
Культури бука в сенжш грабов ¡й д1брош Бук поростевий у св1жш грабовш бучиш Бук наешневий в св1ж1Й дубово-грабовш бучиш Культури бука в св1жш дубово-грабовш бучиш Бук наешневий у волопй ду бо во-граб о в ] й бучиш
О
20
40
60
80
100 120 Вк, роки
Рис. 1. Динамка середньо'1 висоти модальних букових насаджень
Пщ час вибору функци повноти анашзували рiзнi типи моделей, як враховували як незалежнi чинники: вж, середнi дiаметр та висота деревоста-нiв. Враховуючи незначний вплив аналiзованих параметрiв чи !х поеднання на шдвищення точностi моделi, незначущдсть параметрiв моделi, !х автокоре-лящю, модель вщносно! повноти будуемо за вжом та висотою, якi разом по-яснюють 52 % значень результуючо! ознаки. Як видно з рис. 2, модель вщ-носно! повноти можна описати за допомогою функци типу
Р=а1Ла2+а3На4. (2)
Унаслщок багатоварiантного пошуку отримане рiвняння регреси такого виду:
Р= 0 ,9127Л-0' 1541+0,0998Н0'2109, (3)
де: Р - вщносна повнота деревостану; А - вш деревостану; Н- середня висота деревостану
о х ш о с я X о о
х
го 0,80
0,70
0,60
Ъ
|а Й лв
о
20
40
~60~
80
100
120 140 160 В|К иасаджсния, роки
Рис. 2. ЗмЫа вiдносно'i повноти модальних букняшв
Коефщент детермшаци дорiвнюе приблизно 0,5; .Р-критерш Фшера дорiвнюе 1,72 i за своею величиною рiвний критичному значенню. Позитив-ним е те, що значущими е всi коефiцiенти рiвняння, а також низький коефь цiент автокореляци залишкiв. Низька точнiсть рiвняння пояснюеться визна-чальним впливом господарських заходiв на формування повноти. Значення вщносно! повноти насаджень рiзних типiв люу (рис. 3), що обрахованi за функщею (3), використаемо в побудовi таблиць ходу росту для визначення середнього дiаметра деревостану та суми площ поперечних перетинiв мо-дальних букових насаджень.
Середнiй дiаметр деревостану знаходиться у тюнш залежностi з вжом та висотою насаджень, але крiм них, iстотний вплив на дiаметр мае вiдносна повнота, що особливо актуально для модальних насаджень. Таким чином, моделювання середнього дiаметра виконували за функцiею, яка мютить вiк, середню висоту та повноту. Унаслщок багатоварiантного пошуку адекватних моделей росту для побудови нормативiв середнього дiаметра (О) використа-но гнучку аллометричну функцiю типу
О=а0Аа1На2Раз. (4)
100 120 BÎK, роки
Рис. 3. Змта eidHOCHOï повноти букнятв рЬних munie
Оскшьки як чинники використовували вж (А), середню висоту (Н) та вщносну повноту (Р), то ця модель придатна для моделювання змши середнього дiаметра будь-якого типу люу. Використавши функщю нелiнiйноï рег-ресiï програми SPSS 11.0.1 for Windows [29] 3i врахуванням наведених вище вимог, визначено коефщенти рiвняння (4), статистичну характеристику яких наведено у табл. 2.
Табл. 2. Статистичш характеристики рiвняння (4)
Коефщ1енти р1вняння -Рфакт F i крит R2 Статистики залишшв
ао ai a2 а3 А MA Е Me r
0,4266 0,3876 0,7818 -0,2096 13,4 1,79 0,915 0,263 0,015 -0,079 0,030 -0,007
Наведет характеристики вказують про досить високий рiвень точное-т отримано! математично! моделi. Коефщент детермшаци (Я бшьший за 0,9) вказуе на те, що рiвняння описуе понад 90 % емшричних даних. р-крите-рш Фiшера (розрахована величина Яфакт бшьша за критичне значення (Якрит) дае змогу з iмовiрнiстю 0,95 стверджувати, що отримана модель адекватна вихщним даним. Статистики залишюв, асиметрiя (А) та ексцес (Е), а також !х помилки (тА, тв), дають змогу оцiнити нормальнiсть розподiлу останшх [3, 6]. Коефiцiент кореляци (г) мiж залишками та модельованим показником свщчить про вiдсутнiсть систематичних вiдхилень при моделюваннi, а слабка корелящя мiж коефiцiентами функци вказуе на доцшьшсть !х внесення у модель. Адекватшсть коефiцiентiв рiвняння, що визначаеться за допомогою /-критерш, свiдчить про значущiсть усiх коефщеилв на 5 %-му рiвнi (за критичного значення ¿-критерда Ст'юдента 1,96 фактичнi значення критерiю ко-ефiцiентiв рiвняння дорiвнюють 14,3-77,8).
Шд час моделювання ходу росту за сумою площ поперечних перерiзiв модальних насаджень необхiдно враховувати поступове зменшення повноти з вiком у насадженнях незалежно вiд походження насаджень та титв лiсу, що зумовлене особливостями формування модальних насаджень. Оскшьки у базi даних наведено вiдносну повноту насаджень, а не безпосередньо значення сум площ перерiзiв, то значення абсолютно! повноти модальних насаджень визна-чимо, виходячи iз спiввiдношення мiж сумами площ перетинiв дослщжувано-го та нормального (табличного значення) насадження - Р=Отс/Онор. Проблемою може бути встановлення повноти нормального насадження, але для рiв-нинних букових насаджень як модель абсолютно! повноти нормального насадження можна прийняти математичну модель букових насаджень свiжо! гра-бово! бучини [13]. Зазвичай, застосовуючи ростовi функцi!, як незалежш змш-нi використовують вiк насаджень. Однак у дослщженнях багатьох дослщниюв [7, 9, 21, 27] вщзначено, що для дубових, соснових, букових деревосташв зна-чущий вплив на величину суми площ поперечних перерiзiв мае висота дере-востану. Оскшьки мiж сумою площ перетинiв та середньою висотою е найпс-тший кореляцiйний зв'язок, то прийнятнi результати може забезпечити фун-кцiя, побудована на основi середньо! висоти. Перевiряли рiзнi гнучкi функцi!, серед яких функцi! Чапмана-Рiчардса, Бакмана, Шимека та iншi [8, 27], але найкрашд результати забезпечуе функцiя Чапмана-Рiчардса [27].
Статистичш характеристики рiвняння Чапмана-Рiчардса (1) та ощнку коефiцiентiв для моделi абсолютно! повноти наведено у табл. 3 та 4.
Табл. 3. Статистична характеристика рiвняння (1) моделювання повноти
Коефщ1енти р1вняння Яфакт 1 крит Я2 Статистики залишк1в
а Ь с А тл Е тв Я
57,75 0,039 1,0688 16,9 1,72 0,95 0,536 0,024 1,003 0,047 0,009
Табл. 4. Оцтка значимостi коефiцieнтiв рiвняння (1) за t-критерieм Ст'юдента
Значення ¿-критерда для коефщ1енив р1вняння
а Ь с
¿фак ¿крит ¿фак ¿крит ¿фак ¿крит
27,37 1,96 17,44 1,96 8,58 1,96
Треба зазначити, що за BciMa показниками функщя Чапмана-Рiчардса е прийнятною для моделювання сум площ поперечних перерiзiв букових ви-сокоповнотних насаджень. Динамiку сум площ поперечних перетишв мо-дальних букових деревостанiв зi врахуванням динамжи вщносно! повноти наведено на рис. 4. р зо-
га
g25i
ш
С
С «
Ж
ё2(И §
о
3
< 15Н
10-
о-
*— Культури бука в св1жш грабов! й д1бров!
--Бук поростевий у св1жш
грабовш бучит
-Бук насшневий в св1жш
дубово-грабовш бучиш —■— Культури бука в св1жш дубово-грабовш бучиш — Бук насшнсвий у волопй дубово-грабовш бучит
0
20
40
60
80 100 120 BiK насадження, роюв Рис. 4. Динамша абсолютно'1 повноти модальних букових насаджень
Середне видове число (F) визначили шляхом розрахунюв, виходячи iз визначених таксацшних ознак насаджень пробних площ за формулою F=M/(GH). Оскшьки на повнодеревшсть стовбурiв впливае низка чинникiв, серед яких багатство люорослинних умов, склад та вж насаджень, доцiльно моделювання старого видового числа виконати з використанням основних об,емотвiрних чинникiв. Для моделювання старого видового числа, залежно вiд деревно!' породи, використовують загальноприйнятi у математицi та бь ометри функцп, зокрема, аллометричну, гiперболи рiзних порядкiв, iнколи до моделi вводять експоненту чи логарифми [8, 9, 11, 24-27]. Як аргументи використовують середню висоту (Я), середнш дiаметр (D) або !х поеднання. Де-тальний аналiз видових чисел бука здiйснили Й. Полланшутц (J. Pollanschütz) [26], Ю. Нагель (J. Nagel) [25], Д. Бергель (D. Bergel) [24]. За матерiалами 933 модельних дерев Й. Ралланшутц встановив модель видового числа виду
F=b1+b2lnD2+b3/H+b4/D+b5/D2+b6/DH+b 7/D2H. (5)
Ця модель дае змогу визначити старе видове число з похибкою 10,42 %. У моделях шших дослщниюв теж використовуються певш поеднання дiаметра та висоти дерев.
Загальна тенденцiя змiни середнього видового числа в динамщ за типами люу вiдповiдае класичним уявленням про вжову структуру видових чисел, а саме зi збiльшенням продуктивност насаджень величина видового числа зменшуеться вiд 0,80 до 0,46 у разi зростання дiаметра та висоти насаджень. Аналiз рiзноманiтних моделей показав доцшьшсть використання для моделювання динамжи видового числа у букових насадженнях функци такого виду:
F=(H/D)a ln(DH)b, (6)
де: D - середнш дiаметр насадження, см; H - середня висота насадження, м; а, b - коефщенти модель
Вщповщно до вимог регресшного аналiзу [6] з використанням прог-рамного забезпечення SPSS [29] визначеш коефщенти рiвняння (6), статис-тичну характеристику яких наведено у табл. 5. Обраховаш значення видових чисел показаш на рис. 5.
Табл. 5. Статистичш характеристики рiвняння (4)
Коефщ1енти р1вняння Fфакт F 1 крит R2 Статистики залишшв
a b А Шл Е Ше r
-0,3939 -0,1826 13,4 1,79 0,92 0,263 0,015 0,079 0,030 0,011
о 0,8 п
в
о
Я
з-
и
ю
о
I0'7 -
0,6 -
0,5 -
0,4 Ч-1-I-г-г-1-1
О 20 40 60 80 100 120
Рис. 5. Динамка видових чисел букових насаджень
Статистики залишюв вказують на 1х нормальний тип 1х розподшу. Ко-ефщент кореляцп (г) мiж залишками та модельованим показником свщчить про вiдсутнiсть систематичних вщхилень при моделюваннi. Слабка кореляцiя мiж коефщентами функцп шформуе про доцшьшсть 1х внесення у модель. Адекватшсть коефщенлв рiвняння визначають за допомогою /-критерда. Коефщенти рiвняння значущi на 5 %-му рiвнi [2].
Одним iз основних таксацiйних показниюв, як характеризують продук-тивнiсть насаджень, е його запас. Класично, в люовш таксаци запас е функщею вщ суми площ поперечних перерiзiв (О), середньо! висоти (Н) та середнього видового числа (Я) [1], що було використано для визначення запасу модальних букових насаджень (рис. 6). Динамша запасу описуеться функцiею Чапмана-Рь чардса [27], де як незалежну змiнну використано середню висоту деревостану.
Кiлькiсть стовбурiв (Ы) у таблицях ходу росту вираховуеться шляхом дь лення суми площ поперечних перерiзiв на 1 га (О) на площу поперечних перерь зiв середнього дерева, яка визначаеться через середнш дiаметр насадження (Ц).
Аналiз отриманих даних (рис. 7) свщчить, що чим оптимальнiшi е умови зростання насаджень, тим менша кшьюсть дерев на 1 га, що е лопчно та вщповщае природi росту люових насаджень.
О
Рис. 6. Динамка запасу модальних букових насаджень
Рис. 7. Динамка ктьтсть стовбурiв модальних букових деревосташв
Для частини деревостану, яку вибирають шд час здшснення рубок, пов'язаних з веденням люового господарства, потрiбно встановити 1х основнi таксацiйнi параметри. З щею метою необхiдно використати матерiали спещ-альних дослiджень, де визначеш показники дерев, якi планують до рубки догляду. Для закладання деяких пробних площ пiд час виконання суцшьного пе-релiку деревостану окремо видшяли ту частину, що належить вибрати з деревостану при здшсненш рубок, пов'язаних з веденням люового господарства, тому в результатах оброблення даних пробних площ е значення середньо! ви-соти та середнього дiаметра ще! частини деревостану. У наслщок аналiзу рiз-них моделей зв'язку середнiх дiаметрiв (Б) та висот насаджень (Н) з 1х значен-нями вщпаду встановлено, що прийнятнi результати забезпечуе функщя типу Тв=а0Аа'Тг2, яка охоплюе вiк насаджень (А) та вщповщний показник. Для се-
редшх - висоти (НВ) та дiаметра (Цв) вщпаду коефiцiент кореляцн перевищив 0,77, значущими е також коефiцiенти рiвнянь, якi мають такий вигляд:
Цв=0,4512А'°'5150В1'7749; (7)
Нв= 0,2176-А'3821-Н1'8879. (8)
Кллькють дерев на 1 га частини, що вибираеться (ЫВ), визначають як рiзни-цю мiж кшьюстю стовбурiв деревостану п роюв тому та юльюстю стовбурiв, що зростае на час дотджень, покладено в основу визначення суми площ поперечних перетишв вiдпаду. Запас частини, що вибираеться, розраховано за "класичною формулою" таксаци. Значення старого видового числа визначали за формулою (6).
Загальна продуктившсть е одним iз найважливiших показниюв тд час побудови таблиць ходу росту для визначення середнього та поточного приросту. Загальна продуктившсть враховуе не тшьки дiйсний запас, а й той, який вщпав або був вибраний у результат господарського втручання люди-ни. Загальну продуктивнiсть визначають як суму запасу ростучого насадження та нагромадження запаЫв вщпаду, а прирiст деревостану - за вщомими ль сотаксацшними формулами. Його динамiка мае певш особливостi та визна-чаеться комплексом чинниюв [2, 17]. Основнi з них - бюлопчш особливостi порщ деревостану, 1х походження та вш, лiсорослиннi умови та характер гос-подарсько! дiяльностi, що проявляеться через повноту та зiмкнутiсть намету деревостану, кшматичш чинники та санiтарний стан насадження. Окремi з цих чинниюв ще потребують дослiдження 1х впливу на прирют насаджень.
Усi наведет вище таксацшш показники розрахованi для всього деревостану загалом, однак у дослщжуваних типах лiсу формуються мшаш насадження з певною часткою бука люового у складi насаджень. За матерiалами повидшьно! бази даних рiвнинних букових насаджень встановлено залеж-нiсть у змiнi участ бука лiсового у складi деревостану рiзних типiв лiсу. Загальна тенденщя змiни складу насадження, за винятком молодняюв, перебу-вае у лшшнш залежностi i не потребуе використання складних формул. За матерiалами бази даних та iнших дослщниюв спостерiгаеться поступове зростання частки бука у складi насаджень, а чист букняки формуються пере-важно у зршому вiцi [10]. Для моделювання частки бука у рiзних типах люу використаемо такi логарифмiчнi залежностк
• природт насадження:
■ Б2-гдБк С=1,171п (А)+2,56;
■ Бэ-гдБк С=1,181п (а)+1,46;
• штучт насадження:
■ Б2-гдБк С=0,911п (А)+213;
■ Б2-гД С=1,511п (а) -0,34.
Графiчне вщображення динамiки складу деревостану наведено на рис. 8.
Використовуючи отримаш модел^ вираховуемо запас (МБк) та суму прощ поперечних перерiзiв (ОБк) букового елементу люу деревостану, оскшь-ки вони мають пряму залежшсть вщ складу насадження. Використавши формулу (7), розраховуемо кшьюсть дерев бука на 1 га (ЫБк), а також за вже вщо-мими формулами - середню та поточну змшу запасу.
Моделi росту рiвнинних модальних букових насаджень покладено в основу опрацювання таблиць ходу росту насаджень.
— 9
я
s
I 8 |7
1б 5 4 3 2 1
О
о >1
ё я ь
О СО
Т
— Природш деревостани CBixtoi дубово-грабовоТбучини — Штучш деревостани свйжо! дубово-грабово'1 бучини -•— Штучш деревостани свЬюн грабово! д[ брови —i— Природш деревостани вологоТ дубово-грабовоТ бучини
О
20
40
60
80
100 120 BiK, роив
Рис. 8. Динамжа змши частки бука лкового у CKRadi деревостану
основних munie nicy
Лггература
1. Анучин Н.П. Лесная таксация. - 5-е изд. [доп.]. - М. : Изд-во "Лесн. пром-сть", 1982. - 550 с.
2. Антанайтис В.В., Загреев В.В. Прирост леса. - М. : Изд-во "Лесн. пром-сть", 1969. -
240 с.
3. Горошко М.П., Миклуш С.1., Хомюк П.Г. Бюме^я : навч. поабник. - Львiв : Вид-во "Камула", 2004. - 236 с.
4. Давидов М.В. Ход роста буковых насаждений // Лесное хозяйство, 1954. - № 4. -С. 31-36.
5. Дмитриев И.П. Ход роста буковых насаждений в западных областях УССР / Ход роста лесообразующих пород СССР. - М. : Изд-во "Лесн. пром-сть", 1967. - С. 203-205.
6. Дрейпер В., Смит Р. Прикладной регрессионный анализ. - М., 1973. - 392 с.
7. Загреев В.В. Географические закономерности роста и продуктивности древостоев. -М. : Изд-во "Лесн. пром-сть", 1978. - 237 с.
8. Кивисте А.К. Функции роста леса. - Тарту, 1988. - 108 с.
9. Кофман Г.Б. Рост и форма деревьев. - Новосибирск : Изд-во "Наука", 1986. - 211 с.
10. Криницький Г.Т. та ш Буковi люи Захщного Подшля. - Тернопшь : Вид-во "Ук-рмедкнига", 2004. - 168 с.
11. Кузьмичев В.В. Закономерности роста древостоев. - Новосибирск : Изд-во "Наука", Сиб. отдел., 1977. - 160 с.
12. Лакида П.1. Фггомаса лiсiв Украши. - Тернопшь : Вид-во "Збруч", 2002. - 254 с.
13. Миклуш С.И. Структура и рост буковых древостоев равнинной части запада Украины. - Л. : Изд-во ЛТА. - 1986. - 20 с.
14. Миклуш С.1. Ввдносна повнота рiвнинних букових насаджень Украши // Науковий вюник НАУ : зб. наук.-техн. праць. - К. : Вид-во НАУ. - 2005. - № 83. - С. 211-217.
15. Миклуш С.1. Моделювання росту у висоту рiвнинних букових деревосташв // Люо-ве господарство, люова, паперова i деревообробна промисловють : шжввдомч. наук.-техн. зб. - Львiв : РВВ НЛТУ Украши. - 2006. - Вип. 31. - С. 203-211.
16. Миклуш С.1. Моделювання росту насаджень за матерiалами повидшьно'1 бази даних // Науковий вюник НАУ : зб. наук.-техн. праць. - К. : Вид-во НАУ. - 2007. - № 106. -С. 191-200.
17. Молчанов А.А., Смирнов В.В. Методика изучения прироста древесных растений. -М. : Изд-во "Наука", 1967. - 100 с.
18. Никитин К.Е., Швиденко А.З. Методы и техника обработки лесоводственной информации. - М. : Изд-во "Лесн. пром-сть", 1978. - 272 с.
19. Нормативно-справочные материалы для таксации лесов Украины и Молдавии. -К. : Вид-во "Вища шк.", 1987. - 560 с.
20. Сабан Я.О., Фелив А.А. Ход роста карпатских буковых насаждений при применении рубок ухода разной интенсивности // Строение, ход роста и динамика товарной структуры древостоев основных лесообразующих пород по типам леса и с лесоводственным районированием. - Львов, 1977. - С. 64-67.
21. Свалов Н.Н. Моделирование производительности древостоев и теория лесопользования. - М. : Изд-во "Лесн. пром-сть", 1979. - 216 с.
22. Смаглюк К.К. Буковые леса Северной Буковины и основы хозяйства в них : авто-реф. дис. на соискание ученой степени канд. с.-х. наук, 1964. - 20 с.
23. Тшук А.О., Грицюк М.С. Особливосп росту букових насаджень Подшля // Люи Хмельниччини та ix народногосподарське значення. - Львiв : Вид-во "Каменяр", 1974. -С. 15-23.
24. Bergel D. 1973; Formzahluntersuchungen an Buche, Fichte, europascher Lärche und japanischer Lärche yur Ausfstellunq neuer Massentafeln. Allg. Fors- u. Jytg. - 144 (5/6). - Р. 117-124.
25. Nagel J. 2001: Rjnyeptionelle Überlegung yum schrittweisen Aufbau eines waldwachstumskundlichen Simulationsszstems für Nordwestdeutschland / Schriftenreihe der Forstlichen Faltüt der Universität Göttingen und Mittellungen der Forslichen Versuchsanstalt. Band 128. - S. 70-105.
26. Pollanschütz J, 1974; Formyahlfunktionen der Hauptbaumarten Österreichs / Forstliche Bundesversuchsanstalt Wien, Folge 153. - S. 92-94.
27. Pretzsch Н. Modellierung des Waldwachstums/ Parey Buchverlag Berlin 2001. - 344 s.
28. Richards, F. J., 1959: A flexible growth function for empirical use J. Exp. Bot. 10. -S. 290-300.
29. SPSS: искусство обработки информации. Анализ статистических данных и восстановление скрытых закономерностей : пер. с нем. / Ахим Бююль, Петер Цёфель. - СПб. : ООО "ДиаСофтЮП", 2002. - 608 с. _
УДК 630*12:582.475 Доц. Р.Т. Гут, канд. бюл. наук;
доц. М.М. Король, канд. с.-г. наук - НЛТУ Украти, м. Льв1в
ВЗАСМОЗВ'ЯЗОК ОСНОВНИХ МОРФОМЕТРИЧНИХ ПОКАЗНИК1В ДЕРЕВ СОСНИ ЗВИЧАЙНО1 Р1ЗНИХ ЦЕНОПОПУЛЯЦ1Й
Будова та форма крони вщграе ютотну роль у житп дерева. За п ознаками мож-на ощнити рют i стабшьшсть дерева, об'ем стовбурно'1 маси та нагромадження ф^ома-си. У представленш робот опрацьовано модель крони для соснових деревосташв Роз-точчя i Малого Полюся. Дослщження базуються на матерiалах 97 модельних дерев рiзних селекцшних категорш. Модель крони розраховано за допомогою нелшшних рiвнянь, де ощнюють п протяжнють, дiаметр, а також бiчну поверхню та об'ем.
Ключов1 слова: сосна звичайна, модель крони, вщсоток крони, дiаметр крони, протяжнiсть крони, бiчна поверхня крони.
Assoc. prof. R.T. Gout; assoc. prof. M.M. Korol-NUFWTof Ukraine, L'viv
Correlation of the basic morphometric indexes of the Scots pine trees
of Different cenopopulations
A structure and form of Crown plays a substantial role in life of tree, after its signs it is possible to estimate growth and stability of tree, volume of barrel mass, piling up of phytomass. In the presented work the model of crown is worked out for Scots pine plantations in the area of Roztochya and Small Polissya. Researches are based on materials 97 model trees which are up-diffused on plus, normal and negative trees. The model of crown is expected by nonlinear equalizations, its slowness, diameter, and also lateral surface and volume, is here estimated.
Keywords: Scots pine, model of crown, percent of crown, diameter of crown, slowness of crown, lateral surface of crown.
