Pełen tekst pdf - Instytut Badawczy Leśnictwa

PRACE INSTYTUTU BADAWCZEGO LEŚNICTWA, Seria A
200013
901
Elżbieta DMYTERKO
1
,
Arkadiusz 8RUCHWALD 2
'Instytut Badawczy Leśnictwa
Zakład Urządzania i Monitoringu Lasu, 00-973 Warszawa,
ul. Bitwy Warszawskiej 1920, nr 3
e-mail: [email protected]
2
Szkola Główna Gospodarstwa Wiejskiego
Zakład Dendrometrii i Nauki o Produkcyjności Lasu
02-528 Warszawa, ul. Rakowiecka 26/30
e-mail: [email protected]
WIELKOPOWIERZCHNIOWA METODA OKREŚLANIA
STOPNIA USZKODZENIA DRZEWOSTANÓW
DĘBOWYCH I BUKOWYCH
THE METHOD OF ASSESSING THE DEGREE OF DAMAGE OF OAK
AND BEECH STANDS APPLICABLE OVER LARGE AREA
Abstract. The concept of the met hod of assessing the degree of damage of oak
and beech stands applicable over large area has been described in the paper.
Three following criteria of damage were used: defoliation, vitality and combined tree damage coe.fficient (e.g. product of defoliation and vitality). The
method was tested in oak and beech stands located across the country. The results of the study indicated the number ofobservation (trees evaluated) per one
sample and the sample size (number of stands) to mee! assumed accuracy requirements.
Key words: method applicable over large area, defoliation, vżtality, combined
tree damage coe.fficient, oak, beech.
Prac. Inst. Bad.
Leś.,
A, 2000, 3(901 ): 17-33.
1.
WSTĘP
Kształtowanie polityki leśnej zarówno na szczeblu krajowym, jak i regio-
nalnym wymaga dysponowania szerokim zakresem informacji o stanie lasu
(SZUJECKI 1998). Ważna grupa takich informacji dotyczy jego stanu zdrowotnego. Na zdrowotność lasu może wpływać wiele czynników, które dzieli się na biotyczne, abiotyczne i antropogeniczne. Z tych ostatnich negatywny wpływ na
środowisko przyrodnicze wywierają emitowane do atmosfery pyły i gazy z
zakładów przemysłowych. Często szkodliwe dla lasu są również zmiany w
stosunkach wodnych, które nastąpiły w związku z budową kopalń, regulacją
cieków i budową zapór na rzekach.
Wiarygodne informacje dotyczące stanu zdrowotnego lasu można szybko
uzyskać stosując odpowiednie metody pomiaru, które w leśnictwie noszą nazwę
wielkoobszarowych lub wielkopowierzchniowych. Teoria tych metod opiera się
na dziale statystyki matematycznej zwanym "metodą reprezentacyjną'' (ZASĘPA
1972, 1991; BRACHA 1996). Na podstawie zebranego i przetworzonego materiału
empirycznego uzyskanego w wyniku zastosowania metody reprezentacyjnej
możliwe jest właściwe wnioskowanie statystyczne.
W Polsce po raz pierwszy zastosowano wielkopowierzchniową metodę inwentaryzacji lasu w 1983 r. (Info1macja o wynikach ... 1984; Instrukcja przeprowadzania
oceny .. .1983). Głównym jej celem było uzyskanie infonnacji o stanie sanitarnym i
zdrowotnym lasów w całym kraju (SMYKAŁA 1996; ZAJĄCZKOWSKI 1993).
Przyczyną posłużenia się tą metodą był brak dokładnych danych o stanie lasu w
związku z klęskową gradacją brudnicy mniszki. Przyjęto, że luyteriami oceny stanu
zdrowotnego lasu będą następujące cechy drzew: stanowisko biosocjalne, ubytek aparatu asymilacyjnego, barwa liści i stan strzały.
Stwierdzony w 1983 r. zły stan sanitarny i zdrowotny drzewostanów był
powodem ponownego użycia w 1985 r. wielkopowierzchniowej metody do oceny
stanu lasu. Takjak poprzednio, zastosowano w niej te same cechy drzew jako kryteria oceny stanu zdrowotnego (SMYKAŁA 1996).
W 1985 r. w ramach Konwencji o Transgranicznym Przemieszczaniu się Zanieczyszczeń Powietrza na Dalekie Odległości powstał międzynarodowy program
badawczy "Ocena i monitoring wpływu zanieczyszczef1 powietrza na lasy" (ICPForest). Za podstawowe luyterium oceny stanu lasu przyjęto ubytek aparatu asymilacyjnego drzewa (defoliacja). Ocenione drzewa przyporządkowywano odpowiednim klasom, oznaczającym stopień ich uszkodzenia (Draft manual on ... 1985).
Począwszy od 1989 r. Polska uczestniczy w programie !CP-Forest, monitorując
lasy według ustalonej w Europie metodyki (W AWRZONIAK i in. 1999).
Przeprowadzona w Polsce w 1988 r. kolejna wielkopowierzchniowa inwentaryzacja lasu uwzględniła zalecenia metodyczne stosowane w programie ICP- Forest (SMYKAŁA 1991, 1996; Wyniki wielkopowierzchniowej inwentaryzacji ... 1989).
Wu!lkopow1erzchmowa metoda określama stopnw uszkodzenia
19
Tym sam ym możliwe było dokonanie porównań stanu zdrowotnego lasów Polski
ze stanem zdrowotnym lasów w innych krajach. Wyniki uzyskane w tej inwentaryzacji pozwalały również na ocenę drzewostanów według metody stosowanej w
naszym kraju do wyznaczania stref uszkodzenia lasu w nadleśnictwach
(TRAMPLER, DMYiERKO 1988).
Ostatnią wielkopowierzchniową inwentaryzacj ę stanu zdrowotnego lasu
przeprowadzono w 1991 r. stosując kryteria oceny poprzedniej tego rodzaju inwentaryzacji (SMYKAŁA 1992, 1996; TRAMPLER 1992; TRAMPLER, DMYTERKO
1992; Wyniki wielkopowierzchniowej inwentaryzacji„.1992).
Dane uzyskiwane w monitoringu europejskim nie pozwalają na dokonanie
dokładnych analiz na szczeblu poszczególnych krajów, a tym bardziej ich regionów. Informacje dla tych poziomów są bowiem obarczone dużym błędem i
mogą być traktowane jako sygnalne. Wiarygodne dane można otrzymać stosując
odpowiednią metodę inwentaryzacji lasu.
Celem pracy• jest przedstawienie projektu wielkopowierzchniowej metody
określania stopnia uszkodzenia lasu. Weryfikacja metody dotyczyć będzie drzewostanów dębowych i bukowych. W szczególności pos211kiwana będzie minimalna próba spełniająca wanmek założonej dokładności metody.
2.
MATERIAŁ
BADAWCZY
Materiał
empiryczny zebrano w 131 drzewostanach dębowych i 150 bukowych. Drzewostany dębowe reprezentujące różne nadleśnictwa pogrupowano
w 3 rej ony (ryc. I):
- północny N (Bierzwik, Gr~fino, Chojna, Barlinek i Bogdaniec),
- centralny C (Łochów, Sokołów Podlaski, Płońsk, Nowa Sól i Krotoszyn),
- poh1dniowy S (Wołów, Prndnik i Niepołomice).
Drzewostany bukowe położone na terenie 8 nadleśnictw pogrupowano również w analogiczne rejony (ryc. 2):
- północny N (Gryfino, Sławno, Wejherowo, Kartuzy),
- centralny C (Brzeziny),
- południowy S (Stuposiany, Dynów i Sucha Beskidzka).
Badania przeprowadzono w drzewostanach litych i mieszanych, jedno- i
dwupi ętrowych. W górnej warstwie udział gatunków domieszkowych był niew ie lki ; w drzewostanach dębowych występowały najczęściej jesion, brzoza, osika
• Prncę wykonono w mmach dzinlulnośc1 statutowej linnnsowancJ przez Komitet Badań Naukowych.
20
E. Dmy terko. A. Bruchwa/d
Ryc. 1. Lokalizacja d ębowych
powierzchni bad awczych
Fig. 1. Localization of oak research plots
Ryc. 2. Lokalizacja bukowych
powierzchni b adawczych
Fig.2. Localization of beech research plots
oprac. graficzne map G. Zaj~c.zkowski
compurcr grapl1ics by G. Zajączkowski
Wielkopowierzchniowa metoda
określania
stopnia uszkodzenia
21
i lipa, a w drzewostanach bukowych dąb i jodła. Dolna warstwa, składająca się
głównie z grabu i lipy, występowała w dębinach.
Drzewostany były jedno- i wielowiekowe, najmłodsze z nich reprezentowane były przez II klasę wieku, a najstarsze przez IX (buk) i XI (dąb). Bardziej
szczegółowy opis tych drzewostanów znajduje się w opublikowanych już pracach
(DMYTERKO, BRUCHWALD 1998, 2000).
Na drzewach próbnych, średnio po 1O z każdego drzewostanu, oceniono defoliację i witalność. Do szacowania defoliacji posłużono się atlasem ubytku aparatu asymilacyjnego drzew (MDLLER, STIERLIN 1990), a do witalności klasyfikację stanu koron wraz z graficznymi schematami (ROLOFF 1986, 1989).
Drzewa próbne wybierano z I i II klasy Krafta, a tylko w nielicznych przypadkach
z III klasy. Ocenie podlegała górna część koron w okresie pełnego ulistnienia. W
niektórych drzewostanach witalność drzew szacowano ponownie w okresie
bezlistnym. Defoliacja i witalność były podstawą ustalenia syntetycznego
wskaźnika uszkodzenia drzewa (DMYTERKO 1998, 1999).
3. METODA OKREŚLANIA STANU ZDROWOTNEGO LASU
Pracę opisującą wielkopowierzchniową metodę określania miąższości
obiektu leśnego opartą na losowaniu warstwowym opublikowano w "Sylwanie' 1
(BRUCHWALD 2000). W metodzie tej przyjęto następujące założenia:
1) znane i dostępne są informacje dotyczące każdego drzewostanu mierzonego obiektu leśnego: usytuowanie przestrzenne, wielkość powierzchni, średni wiek
i gatunek główny budujący drzewostan;
2) metoda oparta jest na losowaniu warstwowym, a cechami tworzącymi
warstwy są wiek i gatunek główny budujący drzewostan;
3) dokładność określania miąższości poszczególnych warstw uzależniona jest
od rozkładu wieku i wielkości powierzchni drzewostanów zaliczonych do danej
warstwy; warstwy w drzewostanach starszych klas wieku i o większej powierzchni określane są z większą dokładnością.
Takie same założenia przyjęto również do opracowania wielkopowierzchniowej metody określania stanu zdrowotnego lasu. Do jego oceny zastosowano
następujące kryteria: ubytek aparatu asymilacyjnego drzewa (defoliacja) oraz witalność i syntetyczny wskaźnik uszkodzenia (DMYTERKO 1998). Stąd wielkopowierzchniowa metoda oceny stanu zdrowotnego lasu składa się z trzech
wariantów, opartych na różnych kryteriach.
Wariant 1. Oparty jest na kryterium defoliacji. Dla obiektu leśnego przeprowadza się warstwowanie, w którym uwzględnia się wiek i gatunek główny
drzewa. W poszczególnych warstwach losuje się określoną liczbę miejsc pomiarowych, będących środkami powierzchni w metodzie ustal.ania miąższości. Defo-
22
E. Dmy terko, A. Bruchwald
liację
na pewnej liczbie drzew należących do I lub II klasy Krafta,
rosnących najbliżej środka powierzchni . Dla drzewostanu (powierzchni) oblicza
się średnią wartość defoliacji, a następnie wartość średnią dla warstwy i całego
obiektu leśnego. Na podstawie uzyskanych wyników można opracować empiryczny rozkład defoliacji drzewostanów. Buduje się go przyporządkowując wyniki
do odpowiednich klas. Rozważyć można dwa warianty budowy rozkładu:
1) szerokości klas stosowane w europejskim programie ICP- Forest:
ocenia
się
o
Klasa
Defol ia ~ja
w%
~IO
11-25
2
3
26-60
> 60
2) jednakowe szerokości klas, równe 25% .
W metodzie tej pomijany jest posusz.
Wariant 2. Oparty jest na kryterium witalności drzewa. Analogicznie do wariantu 1 przeprowadza się w obiekcie leśnym warstwowanie, uwzględniające wiek
i gatunek główny drzewa tworzący drzewostan. Dla utworzonych warstw losuje
się miejsca do założenia powierzchni próbnych. Po zlokalizowaniu tych miejsc,
na olaeślonej liczbie drzew należących do I lub II klasy Krafta ocenia się
witalność. Wartość średnia witalności dla warstw i całego obiektu leśnego jest
podstawą wnioskowania o stopniu uszkodzenia lasu. Analizę można pogłębić
o empiryczny rozkład witalności . W rozkła dzie przyjmuje się następujące
szerokości klas:
Kl as a
o
Wita lnoś ć
<0,50
0,50-1 ,49 „
2
3
1,50-2,49 „
~2 , 50
Wariant 3. Za kryterium uszkodzenia przyjmuje się syntetyczny wskaźnik.
Po przeprowadzeniu warstwowania, losowania próby i lokalizacji miejsc
pomiarowych, na olaeślonej liczbie drzew zaliczonych do grupy górujących lub
panujących, rosnących najbliżej środka powierzchni, ocenia się defoliację i
witalność. Średnią wartość syntetycznego wskaźnika uszkodzenia dla
powierzchni olaeśla się na podstawie wzoru:
0,03IDef + 'LWit
Syn=--------
[1]
2k
gdzie:
Syn - syntetyczny wskaźnik uszkodzenia,
Def- defoliacja drzewa,
Wit- witalność drzewa,
k - liczba drzew przyjętych do oceny defoliacji i
próbnej.
witalności
na powierzchni
Wielkopowierzchniowa metoda
określania
stopnia uszkodzenia
23
Analizie podlega średnia wartość syntetycznego wskaźnika dla warstwy i
całego obiektu leśnego, a także rozkład tego wskaźnika. Ponieważ cecha ta może
przyjmować wartości z przedziału od O do 3, dlatego klasy syntetycznego
wskaźnika buduje się podobnie jak klasy witalności.
4. OCENA METODY
Aby uściślić metodycznie ocenę dokładności określania badanej cechy,
a więc defoliacji, witalności lub syntetycznego wskaźnika uszkodzenia drzew,
przyjęto następujące założenia:
obiektem oceny są lasy podlegające regionalnej dyrekcji Lasów
Państwowych. Ocenę lasów w kraju można uzyskać z informacji zebranych dla
poszczególnych regionalnych dyrekcji LP;
• w lasach zarządzanych przez regionalną dyrekcję LP pomiarowi podlegają
tylko drzewostany dębowe lub tylko bukowe. Liczba warstw przy takim założeniu
ulega zmniejszeniu do liczby klas wieku reprezentowanych przez drzewostany dębo­
we lub bukowe w mierzonym obiekcie. Przy pełnej ich rozpiętości będą to nastę­
pujące klasy wieku: Il, III, IV, V i VI+ starsze drzewostany.
Uzyskane wyniki badań uzasadniają potrzebę wyróżnienia jeszcze jednej
warstwy: drzewostanów będących w przebudowie, o niskim stopniu zagęszczenia
(klasa odnowienia). W klasie tej stwierdzono duże wartości defoliacji drzewostanów, zwłaszcza bukowych (ryc. 3). Na potrzebę wyróżnienia takiej warstwy
wskazują także wyniki badań uzyskane w drzewostanach dębowych i sosnowych,
wykazujące związek defoliacji ze stopniem zwarcia drzewostanu (BORECKI,
WÓJCIK 1996).
•
[D dąb (oak)
~buk (beech) J
-40
-~
c:
~ 30
;g
IU
"C
-;;20
"O'
.!!;!
.g
~ 10
. 111
IV
V
VI
klasy wieku (age classes)
KO
Ryc. 3. Średnie wartości
defoliacji dla klas wieku
Fig. 3. Mean values of
defoliation for age classes
24
E. Dmyterlw, A. Bruchwald
h
Średnia wartość badanej cechy dla poszczególnych warstw .X jest równa :
x- h = i- ŁX
nh
i =l,2, ... ,n1i
I
[2]
gdzie:
liczebność
próby ustalona dla warstwy,
h- indeks poszczególnych warstw liczony od l do!, gdzie l jest liczbą warstw,
[2]
Nieobciążonym estymatorem średniej wartości badanej cechy X dla populacji
jest średnia z próby .X określona na podstawie wzonL
n1i -
I
.x = Łwh.xh
h = 1, 2„ .. , 1
[3]
h=I
w
"
N
=-h
N '
h=I
gdzie:
N1i - liczba jednostek statystycznych w warstwie,
N - liczba jednostek statystycznych w całej populacji,
Błąd standardowy estymatora .X, gdy w warstwie przeprowadza się losowanie
bezzwrotne, określa się na podstawie wzoru:
[4]
gdzie
S:, jest wariancją badąnej cechy dla warstwy.
Podczas dalszej analizy metody przyjęto następne założenie :
• liczebności prób w poszczególnych warstwach, w stosunku do liczby
jednostek statystycznych w odpowiednich warstwach, są bardzo małe.
Założenie to pozwala uprościć wzór [4] do postaci:
W praktycznym stosowaniu metody zwykle ustala się małą liczbę prób dla
poszczególnych warstw. W takim przypadku wariancja dla warstw określona jest
z dużym błędem . Upoważnia to do wprowadzenia kolejnego założenia:
• dla warstw przyjmuje się taką samą wartość wariancji , wyznaczonej ze
średniej arytmetycznej odchyleń standardowych dla warstw .
Wielkopowierzchniowa metoda
określania
1
s 2 =-
I
stopnia uszkodzenia drzewostanów
n h S h2
m
25
[6]
I
gdzie: h =l, 2, ... , l,
m= In".
h=I
Wzór [5]
będzie miał
teraz
postać:
[7]
Przeprowadzając analizę
metody dla różnych obiektów leśnych uzyska się
zwykle zróżnicowany układ wag dla poszczególnych warstw. Dlatego ocena metody dotyczyć powinna konkretnego obiektu leśnego, o określonej, znanej strukturze częstości warstw. Problem ten uproszczono przyjmując następne założenie:
• rozkład częstości warstw jest jednostajny.
Ponieważ suma częstości warstw jest równa jedności, dlatego wzór [7] można
sprowadzić do prostej postaci :
d(x)
= _§__
rm
gdziem jest ustaloną dla całego obiektu leśnego liczebnością próby.
Zawarte we wzorze [8] odchylenie standardowe S wynika z dwóch
[8]
źródeł
zmienności:
- zmienności cechy drzew drzewostanu (zmienność populacyjna),
- zmienności średnich wartości cechy drzewostanu (zmienność międzypopulacyjna w ramach warstw).
Wariancję uwzględniającą wymienione źródła zmienności można ująć za pomocą wzo1u:
2
S
2
si
2
k
2
=-+s
[9]
gdzie:
s~
- wariancja charakteryzująca zmienność populacyjną,
s~
-
wariancja charakteryzująca zmienność międzypopulacyjną w obrębie
warstw,
k - liczba drzew służących do określenia średniej wartości badanej cechy dla
drzewostanu.
Wzór [8] przyjmie więc postać:
1
d(x)=--
Fm
[l OJ
26
E. Dmyterlw, A. Bruchwald
Wyrażając
ten wzór w procentach otrzymuje
p(x) d\x) lOO
się:
[ 11]
X
W dalszej części rozdziału metoda zostanie przeanalizowana pod kątem badań empirycznych.
Dla każdego drzewostanu obliczono wartość średnią i odchylenie standardowe defoliacji, witalności i syntetycznego wskaźnika uszkodzenia drzew.
Uwzględniając wszystkie drzewostany obliczono wartości średnie tych miar, a na
ich podstawie współczynniki zmienno~ci. Uzyskane wartości miar charakteryzują
zmienność populacyjną cech uszkodzenia drzew.
Średnie wartości cech uszkodzenia dla drzewostanów stanowiły podstawę
obliczenia odchylenia standardowego i współczynnika zmienności, charakteryzujących
dyspersję międzypopulacyjną dla warstw.
Tworząc
warstwy
uwzględniono wiek drzewostanów oraz ich położenie geograficzne. Dla kraju
wyróżniono 3 rejony (warstwy): północny, centralny i południowy . Podział taki
zwiększa efektywność metody losowania warstwowego, średnie bowiem wartości
defoliacji i innych cech uszkodzenia są zróżnicowane w poszczególnych rejonach
(ryc. 4).
Zmienność populacyjna badanych cech mierzona odchyleniem standardowym jest na ogół inniejsza od zmienności międzypopulacyjnej (tab. 1).
Stwierdzenie to dotyczy zarówno drzewostanów dębowych, jak i bukowych.
Ocenę dokładności wielkopowierzchniowej metody określania uszkodzenia
obiektu leśnego przeprowadzono z zastosowaniem wzorów [ 1OJ i [ 11]. Analiza
dotyczyła różnej liczby drzew, uwzględnionej przy określaniu średniej wartości
danej cechy drzewostanu i różnej liczebności próby
(o dąb (oak)
~buk (beech) J
-----------------
'2
o
~
;g
:
30
QJ
"O
.._..
.!!!_20
o
.~
;g
~10
N
C
rejony kraju (country regions)
S
Ryc. 4. Średnie wartości
defoliacji
dla
rejonów Polski (N pół­
nocny, C centralny,
S - południowy)
Fig. 4 . Mean values of
defoliation for reg1ons of
Poland (N - north, C central, S - south)
27
Wielkopowierzchniowa metoda określania stopnia uszkodzenia drzewostanów
Dokładność określania
badanej cechy wzrasta wraz ze zwiększaniem liczby
drzew służących do ustalania wartości średniej dla drzewostanu, jak i liczby drzewostanów wylosowanych do próby. Analizując spadek wartości błędu dla danej
cechy, przy wzroście liczby ocenianych drzew w drzewostanie i takiej samej
liczbie drzewostanów pobranych do próby, można dojść do wniosku, że istnieje
pewna liczba drzew służąca do określenia średniej wartości badanej cechy dla
drzewostanu, powyżej której błąd metody tylko nieznacznie maleje. Dla wariantu
1 metody, w którym kryterium uszkodzenia drzewa jest defoliacja, po przekroczeniu 4 drzew ocenianych w drzewostanie, dokładność metody wzrasta o niewielką
wartość. Wzrost dokładności jest tym mniejszy, im większa jest liczba drzewostanów uwzględnionych w metodzie, a więc im większa jest liczba prób.
Stwierdzenia te dotyczą defoliacji ocenianej zarówno w drzewostanacą dębowych
(ryc. 5), jak i bukowych (ryc. 6).
Analogiczny wynik otrzymuje się po przeprowadzeniu analizy wariantu 2
metody, uwzględniającego witalność (ryc. 7), i wariantu 3, uwzględniającego syntetyczny wskaźnik uszkodzenia (ryc. 8). Dokładność poszczególnych wariantów
ulega zwiększeniu o niewielkie wartości, gdy liczba drzew służących do olueśle­
nia badanej cechy dla drzewostanu przekracza 4.
Aby ustalić dokładność metody przyjęto , że średnia wartość badanej cechy
dla drzewostanu (powierzchni próbnej) zostanie olu·eślona na 4 drzewach. Położo­
ne one będą najbliżej środka powierzchni i będą reprezentowały drzewa I lub II
klasy Krafta.
Tabela 1
Table I
Miary cech uszkodzenia dla drzewostanów
dębowych
i bukowych
Measures of damage features for oak and beech stands
Gatunek
drzewa
Tree species
Liczba
drzewostan ów
Number
of stands
Dąb
Oak
Buk
Bee eh
Badana· cecha'
Feature tested
Ą
X
Dej
131
Wit
Svn
Dej
150
Wit
Svn
••
Miary statystyczne
Statistical measurements
V,
s,
S2
V2
25,2
24,I
23 o
3 1,0
39,7
32 6
22,7
25 ,4
23 4
34,4
40,2
35.5
38,6
1.28
1,22
9,72
0,309
0.280
29,6
0,90
0.89
9,19
0,357
0.291
8,77
0,326
0,286
10,18
0,361
o 317
'Dej-defoliacja, Wit- witalność, Syn - syntetyczny wskaźnik uszkodzenia drzewa,
„
ś1·ednia arytmetyczna, s 1 (Vi) - odchylenie standardowe (współczynnik zmienności)
cha.-akteryzujące zmienność populacyjn_ą, s 2 (V 2) - odchylenie standardowe (współczynnik
zmienności) charakteryzujące zmienność międzypopulacyjną dla warstw
Dej - defoliation, Wit. -- vitality, Syn. - combined tree damage coefficients, x - arithmetic mean,
s 1( V1) - stanpart deviation (variability coefficient) characterizing population variability, s2(V2) standard deviation (variability coefficient) characterizing variability between populations
x-
28
E. Dmyterko. A. Bruchwald
4~--~---------------,
5
liczba próbek
(number of samples)
- - - - - - - - - - - - - - f ao
liczba próbek
(number of samples)
200
ł1
-------------400
400
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
- -1{)00
1000
o
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
drzewa próbne (sample trees)
-'-+---+---+---+---+---+---+----+----+----+----+--+--+--+----+-'
1 2 3
4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
drzewa próbne (sample trees)
Ryc. 5. Błąd określania średniej wartości
defoliacji dla drzewostanów dębowych
Ryc. 6. Błąd określania średniej wartości
defoliacji dla drzewostanów bukowych
Fig. 5 . Estimation error of the mean value of
defoliation for oak stands
Fig. 6. Estimation error of the rnean value of
defoliation for beech stands
4
buk (beech)
____ _ __ d~b_(o_alQ __
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
drzewa próbne (sample trees)
Ryc. 7.
Bląd określania średniej wartości
witalności
przy 200 próbkach
Fig. 7. Estirnation error of the rnean value of
vitality (200 stands sample)
Błędy charakteryzujące dokładność
buk beech)
d b oak)
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
drzewa próbne (sample trees)
Ryc. 8. Błąd określania średniej wartości
syntetycznego wskaźnika uszkodzenia drzew
przy 200 próbkach
Fig. 8. Estimation error of the mean value of
combined tree damage coefficient (200 stands
sample)
badanej cechy określono dla zakresu
próby od 1OO do 2000 powierzchni . Gdy próba składa się ze 1OO drzewostanów,
dokładność oceny średniej wartości defoliacji dla obiektu leśnego jest mała
(ryc. 9). Dla drzewostanów dębowych otrzymano błąd standardowy około 2,6°/o, a
dla drzewostanów bukowych -3,8 %. Zwiększenie liczebności próby do 600 powierzchni sprawia, że dla drzewostanów dębowych błąd ten spada do 1,0%, a dla
bukowych - do 1,5%. Spadek błędu standardowego do 1% dla drzewostanów bukowych wymaga oceny około 1400 powierzchni.
Analiza dokładności wariantu 2 metody podbudowuje wcześniejsze
stwierdzenie : 1OO powierzchni stanowi za małą próbę do precyzyjnego scharakte-
Wielkopowierzchniowa metoda określania stopnia uszkodzenia drzewostanów
29
4 ..--------------~
0 1~001-1--+--+-ir-+---+-+--11--+--+-+--1---+-t-+--1---+-t-~
400
700
1ooo
1300 1600 1900
400
liczba próbek (number of samples)
Ryc. 9.
Dokładność
określania
średniej
700
1ooo
1300 1600 1900
liczba próbek (number of samptes)
Ryc. 10.
Dokładność określania średnie.i
wartości
defoliacji dla różnej liczby próbek
(pomiar 4 drzew w drzewostanje)
wartości witalności
Fig. 9. Estirnation error of the mean value of
defoliation for a number of sample stands
(assessrnent of 4 trees per stand)
Fig. I O. Estimation error of the rnean value
of vitality for a number of sample stands
(assessment of 4 trees per stand)
_3
~
-------- - - - ------ -
dla różnej liczby próbek (pomiar 4 drzew w drzewostanie)
Ryc. 11.
Dokładność określania średnie.i
wartości
syntetycznego wskaźnika uszkodzenia drzew dla różnej liczby próbek
(pomiar 4 drzew w drzewostanie)
o -'-+--+-ll-+--t-+-+-+--ł-ł--+--+--+-1...--ł--t-+-+-+-_µ
1oo 400
700 1ooo 1300 1600 1900
Fig. 11. Estimation error of the mean value of
combined tree damage coefficient for a
number of sample stands (assessment of 4
trees per stand)
liczba próbek (number of samples)
obiektu leśnego (ryc . 1O). W wariancie tym
rozważyć można propozycję uzyskania błędu nie przeluaczającego 1,5%. Dla
drzewostanów dębowych wymaga on zastosowania próby o liczebności około 350
powierzchni, a dla drzewostanów bukowych - około 900 powierzchni.
Godny polecenia jest wariant 3 metody, oparty na syntetycznym wskaźniku
uszkodzenia drzewa. Próba złożona ze 1OO drzewostanów daje dość duży błąd w
ocenie średniej wartości tego wskaźnika (1yc. 11 ). Wzrost liczebności próby do
700 powierzchni powoduje, że dla drzewostanów dębowych błąd standardowy
wynosi około 1,0%, a dla bukowych - około I ,4%. Aby uzyskać błąd 1% w drzewostanach bukowych, należy próbę powięks zyć do około 1500 powierzchni.
ryzowania
średniej witalności
30
E. Dmyterko, A. Bruchwald
5. PODSUMOWANIE I WNIOSKI
Praca przedstawia projekt wielkopowierzchniowej metody określania stopnia
uszkodzenia drzewostanów dębowych i bukowych obiektu leśnego. Składa się
ona z trzech wariantów, w któ1ych layte1iami uszkodzenia są: defoliacja, witalność
i cecha łącząca wymienione kryteria, nazwana syntetycznym wskaźnikiem
uszkodzenia drzewa. Metoda opiera się na losowaniu warstwowym. Przy
tworzeniu warstw uwzględnione są dwie cechy drzewostanu: wiek i gatunek
główny drzewa. W przypadku zastosowania metody na skalę całego kraju
warstwowaniem byłyby również objęte regionalne dyrekcje LP. Zakłada się, że
wymienione informacje, a także powierzchnie drzewostanów i ich usytuowanie
zawarte są w bazie danych Systemu Informatycznego Lasów Państwowych. Baza
jest dostępna dla użytkownika metody. W metodzie rozdziela się ogólną
liczebność próby na warstwy według opracowanego schematu. Zakłada się w nim,
że dokładniej określone będą średnie wartości cechy dla tych warstw, które mają
większą powierzchnię i w których znajdują się starsze drzewostany. Projekt
skorelowano z wielkopowierzchniową metodą określania miąższości obiektu
leśnego (BRUCHWALD 2000).
Na podstawie badań sformułowano następujące wnioski:
1. Zmienność badanej cechy dla warstw utworzonych w obiekcie leśnym można
podzielić na dwie składowe: populacyjną i międzypopulacyjną. Zarówno dla
drzewostanów dębowych, jak i bukowych, populacyjna zmienność defoliacji,
witalności i syntetycznego wskaźnika uszkodzenia jest na ogół mniejsza od
zmienności międzypopulacyjnej.
ze zmienności populacyjnej można regulować dobierając
określoną liczbę drzew, służących do określania średniej wartości cechy analizowanej dla drzewostanu. Badania wykazały, że do ustalenia średnich wartości cech
drzewostanu wystarczy ocenić defoliację, witalność lub syntetyczny wskaźnik na
4 drzewach. Zwiększenie tej liczby drzew powoduje, zarówno w drzewostanach
dębowych, jak i bukowych, tylko nieznaczny wzrost dokładności metody.
3. O dokładności metody decyduje głównie zmienność międzypopulacyjna
zastosowanych kryteriów. Błąd wynikający z tej zmienności może być regulowany doborem odpowiednio licznej próby (liczby powierzchni próbnych). Oszacowanie wariancji międzypopulacyjnej cech uszkodzenia może okazać się
złożonym zagadnieniem. W niektó1ych obiektach drzewostany charakte1yzują się
niskim stopniem uszkodzenia - wówczas wariancja będzie mała. W innych
obiektach, zwłaszcza powierzchniowo dużych, może wystąpić cały zakres stopni
uszkodzenia - wówczas wariancja będzie duża. Z metodycznego punktu widzenia oszacowanie wariancji charakteryzującej zmienność międzypopulacyjną wymaga przeprowadzenia wstępnego badania obiektu metodą reprezentacyjną
z zastosowaniem nawet małej próby.
2.
Błąd wynikający
Wielkopowierzchniowa metoda
określania
stopnia uszkodzenia
31
4. Do oceny dokładności wielkopowierzchniowej metody określania stopnia
uszkodzenia drzewostanów dębowych i bukowych zastosowano średnią wartość
wariancji międzypopulacyjnej poszczególnych cech, z uwzględnieniem jednak
wariancji populacyjnej. Stwierdzono, że gdy liczebność próby wynosi 1OO drzewostanów, dokładność metody jest mała. Wyraźny wzrost dokładności uzyskuje
się przy zwiększeniu liczebności próby do około 500 powierzchni. Zakładając tę
samą wielkość próby, większą dokładność metody uzyskano dla drzewostanów
dębowych.
5. Godny polecenia jest wariant wielkopowierzchniowej metody oceny stanu
zdrowotnego lasu, w którym zastosowano jako layterium syntetyczny wskaźnik
uszkodzenia. Błąd standardowy 1,5% określania średniej wartości tego wskaźnika
uzyskuje się dla próby wynoszącej około 300 powierzchni w dębinach i około 600
powierzchni w buczynach. Łączna liczba dębów z oszacowaną defoliacją i witalnością wynosiłaby wówczas 1200, a buków - 2400.
6. Defoliacja i witalność są cechami niemierzalnymi. Szacowanie wartości takich cech powoduje zwykle wystąpienie błędu systematycznego w ocenie ich
średnich wartości. Obniżenie prawdopodobieństwa powstawania błędu systematycznego można uzyskać stosując do oceny defoliacji odpowiedni atlas, a do
oceny witalności - odpowiedni klucz. Niezbędne jest również przeszkolenie
taksatorów przed przystąpieniem do pomiarów i ocen.
7. Zwiększenie dokładności wielkopowierzchniowej metody oceny stanu
zdrowotnego lasu można uzyskać ograniczając zmienność międzypopulacyjną
badanych cech w obrębie warstw. Celowe jest więc wprowadzenie warstwy drzewostanów zaliczonych do klasy odnowienia. Charakteryzują się one silniejszym
uszkodzeniem niż średnio drzewostany w całym obiekcie. W przypadku zastosowania metody wielkopowierzchniowej dla lasów całego kraju uzasadnione jest
również wprowadzenie warstw te1ytorialnych, np. utworzonych z lasów podlegających regionalnym dyrekcjom LP.
Praca została
złożona
30 marca 2000 r. i
przyjęta
przez Komitet Redakcyjny 15 maja 2000 r.
THE METHOD OF ASSESSING THE DEGREE OF DAMAGE OF OAK
AND BEECH STANDS APPLICABLE OVER LARGE AREA
Surnrnary
The concept of the method of assessing the degree of damage of oak and beech stands
applicable 0ver large area has been described in the paper. Three following criteria of damage
were used: · defoliation, vitality and combined tree damage coefficient (e.g. product of
32
E. Dmyterko, A. Bruchwald
defoliation and vitality). The rnethod is based on stratified drawing. Layers were detem1ined
due to stand mean age and dominant tree species . In the case of study conducted over the entire
country, stratification should also include the administrative units (Regional Directorate of
State Forest). The method was tested in oak and beech stands located across the country. It was
also hannonized with the stand volume estimation method (BRUCHWALD 2000).
The variability of a given feature in a certain forest area layers might be divided in two
constituents: population variability and variability between populations. For both oak and
beech stands, population variability of defoliation, vitality and combined tree damage
coefficient was usually !ower than variability between populations.
Estimation error derived from the population variability might be controlled through the
number of observations (trees), the mean value for stand is counted on. Studies have shown that
to detennine the stand rnean values of defoliation, vitality or cornbined tree damage coefficient
only 4 trees have to be assessed. A grater number of trees caused both in oak and beech stands
only slight increase in accuracy.
The method accuracy depended mostly on the feature variability between populations.
The error derived from this kind of variability might be controlled by the size of sample - the
number of stands ( observation plots) included in the study. The evaluation of the varia bili ty of
the damage feature between populations might be a complex issue. In some forest complexes
damage of stands is low, such is also variability there, while in other forest complexes damage
intensity may va1y from stand to stand, causing high variability (as expressed by variance) of a
given feature. To overcome such difficulties the initial investigation of the forest complex is
required to properly estimate the variance representing variability between population.
(transl. P. L.)
PIŚMIENNICTWO
BORECKI T, WÓJCIK R. 1996. Ocena stanu uszkodzeń drzewostanów Nadleśnictwa Krotoszyn.
Sylwan, 7: 9-15.
BRACHA C. 1996. Teoretyczne podstawy metody reprezentacyjnej. PWN, Warszawa.
BRUCHWALD A. 2000. Wielkopowierzchniowa metoda określania miąższości obiektu leśnego oparta na losowaniu warstwowym . Sylwan, 3: 5-17.
Draft manual on methodologies and criteria for harmonized sampling, assessrnent, monitoring and
ana lysis of the effects of air pollution on forests. 1985. G !obal environment monitoring system
UN-ECE (maszyn. w Zakł . Urządzania Lasu Inst. Bad . Leś . ).
DMYTERKO E. 1998. Metody określania uszkodzenia drzewostanów dębowych. Sylwan, I O: 29-38.
DMYTERKO E. 1999. Kryteria oceny uszkodzenia drzewostanów bukowych. Sylwan, 9: 31-45 .
DMYTERKO E., BRUCJ-IWALD A. 1998. Weryfikacja metod określania uszkodzenia drzewostanów
dębowych. Sylwan, 12: 11-21.
DMYTERKO E., BRUCHWALD A . 2000. Metody określania stopnia uszkodzenia drzewostanów bukowych i ich weryfikacja. Sylwan, 5: 49-60.
Informacja o wynikach wielkopowierzchniowej inwentaryzacji stanu zdrowotnego i sanitarnego
lasu wg stanu na 30.09.1983. BULiGL, Warszawa, 1984.
Instrukcja przeprowadzania oceny stanu zdrowotnego i sanitarnego lasu za pomocą statystycznej inwentaryzacji wielkoobszarowej. NZLP, Warszawa, 1983.
MOLLER E., STIERLIN H., R. , 1990. Sanasilva Kronenbilder mit Nade!- und Blattverlustprozenten.
Eidgenóssische Forschungsanstalt for Wald, Schnee und Landschaft. Birmensdorf.
Wielkopowierzchniowa metoda
określania
stopnia uszkodzenia
33
ROLOFF A. 1986. Morphologie der Kronenentwicklung von Fagus sy!vatica L. (Rotbuche) unter besonderer Beriicksichtigung mogli cherweise neuartiger Veranderu ngen. O iss. Forstw iss.
Fachber. Univ. Gottingen.
ROLO FF A 1989. Kronenentwickl ung und Vital itatsbeu rtei Jung ausgewah lter Baumarten der
gemar3igtcn Brcitcn. Schriften aus der Forstlichen Fakultat der Universitat Gottingen und der
Niedcrsachsischen Forstlichen Versuchsanstalt, Frankfurt am Main.
SMYKAŁA J. 1991. Stan zdrowotny i sanitarny lasu w organizacji gospodarczej Lasy Państwowe w
świetle "kryteriów europejskich". Sylwan, 4/6: 13-24.
SMYK.ALA J. 1992. Stan zdrowotny i sanitarny lasów w Lasach Państwowych w l 991 roku. Sylwan,
7: 5-15.
SMYKAŁA J. 1996. Wyniki inwentaryzacji wielkopowierzchniowych stanu zdrowotnego i sanitarnego lasów w Polsce. W: Reakc_ie biologiczne drzew na zanieczyszczenia przemysłowe. Tom I.
(red.) R. Siwecki. JIJ Kraj. Symp. Kórnik, 23-26.05. 1994. Wyd. Sorus, Poznań: 61-71.
SZUJECKJ A. 1998. Zadania urządzania lasu na progu XXI wieku w świetle polityki łe$nej państwa.
Sylwan, 5: 5-13.
TRAMPLER T., DMYTERKO E. 1988. Ocena metodą bioindykacyjną (defoliacji) stanu uszkodzenia
lasów w Polsce na podstawie wyników wielkoobszarowej inwentaryzacji 1988 r. Dok. Inst.
Bad. Leś„ Warszawa.
TRAMPLER T. 1992. Opracowanie wyników wielkoobszarowej inwentaryzacji stanu uszkodzenia
lasu z I 99 I roki1 w zakresie struktury uszkodzenia drzewostanów. Dok. Inst. Bad. Leś„
Warszawa.
TRAMPLER T., DMYTERKO E. 1992. Struktura uszkodzenia drzewostanów na podstawie wielkoobszarowej inwentaryzacji stanu uszkodzenia lasu w 199 I roku. Not. Nauk. Inst. Bad. Leśn. 9.
WAWRZONIAK J „ MAŁACHOWSKA J „ ZAJĄCZKOWSKI S., WYRZYKOWSKI S„ SOLD N l, FAŁ TYNOWICZ W., SIEROTA Z„ ZAŁĘSKI A, KOLKA., LECH P., ADAMSKI L. 1999. Stan uszkodzenia lasów w Polsce w I 998 roku na podstawie badań monitoringowych. Państwowa Inspekcja
Ochrony Środowiska. Biblioteka Monitoringu Środowiska, Warszawa.
Wyniki wielkopowierzchniowej inwentaryzacji stanu zdrowotnego i sanitarnego lasu w Lasach
Państwowych wg stanu na 30.09. I 985 r. BULiGL, Warszawa, I 986.
Wyniki wielkopowierzchniowej inwentaryzacji stanu zdrowotnego i sanitarnego lasu w Lasach
Pa1'lstwowych wg stanu na 30.09. I 988 r. BULiGL, Warszawa, 1989.
Wyniki wielkopowierzchniowej inwentaryzacji stanu zdrowotnego i sanitarnego lasu w Lasach
Pai'tstwowych wg stanu na 30.09. l 99 I r. BUL iGL, Warszawa, 1992.
ZAJĄCZKOWSKI S. 1993. Ocena zdrowotnego i sanitarnego stanu lasu w praktyce urządzeniowej.
Pr. Inst. Bad. Leś., Ser. B, 18: 48-54.
ZASĘPA R. 1972. Metoda reprezentacyjna. PWE, Warszawa.
ZASĘPA R. 1991. Zarys metody reprezentacyjnej. Biblioteka Wiadomości Statystycznych. T.39.
GUS i PTS, Warszawa.