DIGITALNA ARHIVA ŠUMARSKOG LISTA
prilagođeno pretraživanje po punom tekstu
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 5 <-- 5 --> PDF |
IZVORNI ZNANSTVENI ČLANCI – ORIGINAL SCIENTIFIC PAPERS Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 UDK 630* 242 (Fagus sylvatica L.) 001. PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA SUPPLEMENT OF RESEARCH OF THINNING METHOD OF REGULAR BEECH STANDS Juraj ZELIĆ* SAŽETAK: U članku se istražuje metoda prorede jednodobnih bukovih sastojina s ciljem da se odredi takav odabir stabala i volumena po debljinskim stupnjevima za sječu etata meduprihoda, kojim če se uspostaviti normalna distribucija prsnih promjera sastojine određene dobi, boniteta ili ekološko-gospodarskog tipa. Budući da u šumarskoj operativi ne postoje relevantne normale distribucije broja stabala i volumena, kao korektiv za normalitet predlaže se izjednačena distribucija prsnih promjera beta-funkcijom oblika: f (d) = K *Đ( ( d -a )"* ( b -d)´) = N, Za dvije pokusne plohe bukove sastojine dobi 85 godina u G. j . “Južni Papuk”, veličine 1 ha, izračunati su dendrometrijsko-biometrijski parametri prsnih promjera (aritmetička sredina, medijana, standardna devijacija, koeficijenti asimetrije i spljoštenosti, konstanta i eksponenti beta-funkcije) kao mjere odstupanja stvarne od teoretske distribucije prsnih promjera. Izračunati biometrijski parametri (dČ, Mj, a, /3;, /JČ, d, J) potvrdili su kako se stvarna distribucija prsnih promjera bukove sastojine dobi 85 godina uklapa u mjere normalne, beta-distribucije. Usporedbom distribucija stvarne i izjednačene, a posebno njihovim grafičkim oblikom (Grafikon l.,2) utvrđena je pozitivna ili negativna razlika broja stabala, odnosno volumena po debljinskim stupnjevima. Za doznaku stabala i volumni etat meduprihoda (EJ odabrani su deb- Ijinski stupnjevi s pozitivnom razlikom između stvarne i izjednačene (normalne) distribucije. Intenzitet prorede i sječivog volumena prethodnog prihoda izračunat je po Matičevoj metodi te nakon njegovog “nadjeljivanja ” odabranim debljinskim stupnjevima uspostavljena je distribucija prsnih promjera i volumena bliže teoretskom normalitatu (Grafikon 3.). Ključne riječi: distribucija prsnih promjera, beta-distribucija, mjere asimetrije, metoda prorede, etat meduprihoda, oblik stvarne i normalne distribucije prsnih promjera. UVOD - Introduction Tijek rasta, prirasta i razvoja prirodnih šumskih “Pod strukturom sastojine podrazumijeva se distrisastojina ovisan je o sastojinskoj strukturi. bucija vrsta, broja stabala i njihovih dimenzija po jedinici površine (hektar)” (Pr a nj i ć - Lukić , 1997). * Mr. sc. Juraj Zelić, dipl. ing. šum., “Hrvatske šume”, Dvije su tipične strukture šumskih sastojina, jedno- Milke Trnine 2, Požega. dobna i preborna. Jednodobna sastojinska struktura |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 6 <-- 6 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 ima unimodalnu distribuciju prsnih promjera, a krivulja distribucije ima zvonolik oblik. Preborna struktura pokazuje padajuću distribuciju prsnih promjera, a krivulja distribucije pokazuje oblik obrnutog slova J (Liocourtova distribucija). Prirodnom zakonitošću regulira se mogući broj jedinki drveća na određenom prostoru, a smišljenom gospodarskom aktivnošću regulira se optimalan broj jedinki s najvećom vrijednošću u određenoj dobi sastojine. U početnoj fazi razvoja jednodobne sastojine sve biljke, stabalca nastala iz šumskog sjemena prirodnom regeneracijom, imaju genetski podjednake mogućnosti da rastom i prirastom dosegnu biološku granicu određenu promjerom i visinom, odnosno volumenom stabla. Međutim, zbog razlika povoljnijih edafskih i mikroklimatskih uvjeta, neke od jedinki razvijaju se rastom i prirastom brže od ostalih, te nakon određeneg vremena zauzimaju poseban položaj u vertikalnoj i horizontalnoj strukturi sastojine. Takve jedinke, borbom za prostorom, svjetlom, toplinom, vodom i mineralima u tlu, neposredno i posredno utječu na sporiji rast i prirast ili smrt ostalih jedinki iz njihovog okružja. Mlade jednodobne sastojine, u stadiju pomlatka, imaju krivulju distribucije (Gauss) zvonolikog oblika. U kasnijoj fazi razvoja sastojine takva “slučajna” distribucija nije održiva. “Stabla jačih prsnih promjera sa slučajnom prednosti u početku i dalje kontinuirano imaju bolje uvjete rasta, dok tanja stabla (od srednjeg prsnog promjera) sustavno zaostaju u rastu. Distribucija prsnih promjera postaje asimetrična”. (P r a nj i ć -Lu k ić , 1997). CILJ ISTRAŽIVANJA Cilj istraživanja je utvrditi razliku biometrijskih parametra konkretne sastojine i sastojine postavljenog normaliteta, te na toj osnovi obaviti odabir (doznaku) stabala i volumena po debljinskim stupnjevima, kako Za šumarsku operativu, osim normalne (Gaussove) distribucije, primjenjiva je beta (Eulerova) distribucija, koja je jednostavna i prilagodljiva, te se njenom transformacijom u “funkciju gustoće” i uvođenjem multiplikacijske konstante može izračunati broj stabala po debljinskim stupnjevima i po hektaru. Krivulja distribucije prsnih promjera mladih sastojina je lijevo (pozitivno) asimetrična, a starijih desno (negativno) asimetrična. Distribucija prsnih promjera sastojine je u određenom vremenu trenutačno stanje, koje pokazuje promjenu razvoja stabala i njihovu međusobnu uvjetovanost u prošlosti s mogućom vjerojatnošću prelaženja u neko buduće stanje. Modeliranjem normaliteta distribucije prsnih promjera jednodobnih srednjodobnih bukovih sastojina bavio se u istoj gospodarskoj jedinici Z e 1 i ć, (2005). Normalnu raspodjelu broja stabala po debljinskim stupnjevima i dobnim razredima proučavali su Hren i Kovačić , (1987), te raspodjelom učestalosti broja stabala i drvne mase kao mjerom unapređenja proizvodnje u nekim prirodnim sastojinama hrasta lužnjaka, Kovačić 1981. Odstupanje stvarne distribucje prsnih promjera od normalne može se izraziti parametrima. Kao mjere odstupanja stvarnih parametara od normalnih upotrebljavaju se najčešće aritmetička sredina šdČ, medijana (Me), koeficijent asimetrije šfi1), koeficijent spljoštenosti šfi2), prvi eksponent beta -funkcije (a) i drugi eksponent beta -funkcije (y). – The research goal bi se uspostavila kvalitetnija struktura za razvoj sastojine, to jest produkcija maksimalnog volumena najviše vrijednosti. METODA ISTRAŽIVANJA The resarch method a) Predmet istraživanja Kao ogledni primjer za istraživanje metode prorjeđivanja čiste bukove sastojine (Lamio orvale-Fagetum sylvaticae Ht. 1938, Ilirska bukova šuma s mrtvom koprivom Vukelić i Rauš, 1998) odabrana je sastojina u gospodarskoj jedinici “Južni Papuk”, odjel 63, odsjek a. Prema ocjeni šumarskih stručnjaka, sastojinom se do starosti 85 godina primjerno gospodarilo prorjeđivanjem, te je odabiranjem i sječom stabala održana “normalna” distribucija stabala po debljinskim stupnjevima i jedinici površine. Smještaj primjernih ploha 1 i 2, veličine po 1 ha, prikazane su na slici 1., a njihov izgled pokazuje slika 2. b) Opis sastojine bukve iz Osnove gospodarenja “Južni Papuk” Odjel 63, odsjek a Površina: 55,60 ha, EGT – II – D – 10, bonitet II. Fitocenoza: Lamio orvale-Fagetum sylvaticae Ht. 1938, Ilirska bukova šuma s mrtvom koprivom (Vuk e l i ć i R a uš , 1998). Obrast: 0,98, sklop potpun, Omjer smjese: bukva 94,00 %, kitnjak 1,00 %, grab 1,00 %, gorski javor 4,00 %. Temeljnica 27,82 m2/ha, srednje plošno stablo m c br 31,0 00 cm cmcm, ,, broj stabala po hektaru 368, bez debljinskog stupnjja aa 7,5 cm |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 7 <-- 7 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 Drvna zaliha: 335 m3/ha, godišnji tečajni prirast 6,70 m3/ha, postotak tečajnog godišnjeg prirasta 2,00 %. Etat u I/1 polurazdoblju 34,02 m3/ha, intenzitet prorede 10,14 %. Tarifni niz bukve: 10/43. Opis staništa i sastojine: Sjemenjača bukve i OMB , s primjesom gorskog javora, graba i kitnjaka dosta dobre kakvoće, dob 85 godina. Slika 1. Gospodarska jedinica “Južni Papuk”, odjel 63, odsjek a, primjerne plohe veličine 1 ha Picture 1. Menagement unit “Južni Papuk”, department 63, section a, surface of example plots, area 1 ha Slika 2. Jednodobna čista bukova sastojina (85 godina), odjel 63, odsjek a, G.j. “Južni Papuk” Picture 2. The regular forest beech, age 85 years, department 63 section a, M.u. “Južni Papuk” “Na matičnim eruptivnim i metamorfiiim stijenama gorja Papuk navučeni su u geološkoj prošlosti dolomiti na kojima se razvilo distrično smeđe šumsko tlo (kalcikalkosol). Tlo je bogato hranjivima, relativno duboko i ovisno o mikroreljefli" (Naj virt i dr., 2004). Smjernice gospodarenja i obrazloženje etata: U I/l polurazdoblju izvršiti proredu. c) Za biometrijsku obradu podatka korišteni su sljedeći postupci i funkcije: a) Za određivanje srednje vrijednosti izmjerenih prsnih promjera upotrijebljena je aritmetička sredina po formuli: dČ = ČnČ di/ZnČ b) Za izračunavanje varijance primijenjen je for mula, (f = Z((ni djČ/ZnJ -(ZnČ di/En)Č c) Za izjednačenje distribucije prsnih promjera sastojine upotrijebljena je beta - distribucija, f (d) Č K *Đ( ( d -a )" * ( b -d )´<) = 7V, a za koeficijent asimetrije, te za koeficijent spljoštenosti, Č2Č ( mČ/c/j-S . d) Za izjednačenje visinske krivulje upotrijeb ljena je funkcija Mihajlova: K-b2* e´"´´+l,3. e) Za izračunavanje lokalnog tarifnog niza za bukvu upotrjebljena je formula Špiranca: v = 0,0000346S* d´´´´´´´´* h´´´´´´´Đ Računanje je obavljeno računalnim aplikacija ma Excel i Statistica 6. d) Način rada U odjelu 63 odsjek a, G. j . “Južni Papuk” odabrane su dvije primjerne plohe veličine 1 ha. Plohe su precizno snimljene geodetskim instrumentom, to jest horizontirane. Ploha broj 1 je na blago nagnutom terenu, jugozapadne ekspozicije, a ploha broj 2 na isprekidanom, nagnutom i strmom terenu, jugoistočne ekspozicije. Klupaža stabala na primjernoj površini obavljena je promjerkom koja ima podjelu 1 cm, točno na obilježenoj prsnoj visini, 1,30 m. Mjerenje prsnih promjera obavljeno je u rasponu od 10 do 65 cm, a rezultati distribucije prikazani su debljinskim stupnjevima po 5 cm (12,5, 17,5...). Izjednačenje konkretne distnbucije prsmh promjera po hektaru obavljeno je beta distribucijom. Za mjerenje visina stabala upotrjebljen je instrument Vertex III s Transponderom T3. Visine su mjerene s točnošću 0,1 m, a oko pedesetak izmjerenih visina u debljinskim stupnjevima od 10 do 65 cm izjednačeno je funkcijom Mihajlova. Pomoću izjednačenih visina i prsnih promjera po debljinskim stupnjevima izračunat je po Spirančevoj formuli za bukvu lokalni tarifni niz za bukvu. |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 8 <-- 8 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 Volumen po debljinskim stupnjevima i ukupno za Retultati mjerenja i izračunatih biometrijskih para plohe 1 i 2 izračunat je primjenom distribucije prsnih metara prikazani su tablično i grafički. promjera i tarifnog niza po debljinskim stupnjevima. REZULTATI ISTRAŽIVANJA The results of investigaton a) Izračunavanje biometrijskih parametara ra i volumena po debljinskim stupnjevima širine 5 cm U Tablici 1. prikazana je distribucija prsnih promje-za plohe 1 i 2. Tablica 1. Distribucija prsnih promjera i volumena po debljinskim stupnjevima, ploha 1 i 2 Table 1 Distribution of breast diameter and volume per degrees of thickness Ploha 1 – (Plot 1) Ploha 2 – (Plot 2) Prsni Prsni Broj Broj promjer promjer stabala Visina Tarifni niz Volumen stabala Visina Tarifni niz Volumen Breast Breast Number Height Tarifs Volume Number Height Tarifs Volume height height of trees of trees diameter diameter cm m 3 m3/ha cm m 3 m3/ha m m d N v V d N v V hc hc 12,5 20 12,23 0,076 1,53 12,5 36 12,23 0,076 2,75 17,5 34 16,33 0,203 6,92 17,5 38 16,33 0,203 7,73 22,5 21 19,23 0,401 8,42 22,5 47 19,23 0,401 18,84 27,5 54 21,37 0,671 36,22 27,5 66 21,37 0,671 44,27 32,5 55 23,00 1,015 55,81 32,5 64 23,00 1,015 64,94 37,5 57 24,27 1,433 81,70 37,5 77 24,27 1,433 110,37 42,5 47 25,30 1,927 90,58 42,5 40 25,30 1,927 77,09 47,5 29 26,14 2,497 72,42 47,5 20 26,14 2,497 49,94 52,5 22 26,85 3,143 69 ,14 52,5 14 26,85 3,143 44,00 57,5 3 27,44 3,865 11,60 57,5 4 27,44 3,865 15,46 62,5 4 27,96 4,664 18,66 62,5 2 27,96 4,664 9,33 E 346 452,98 E 408 444,72 Iz mjerenih podataka za plohe 1 i 2 izračunati su (Me), koeficijent asimetrije (ß1), koeficijent spljoštesljedeći biometrijski parametri (Tablica 2.); kao mjere nosti (ß2), prvi eksponent beta – funkcije (.) i drugi odstupanja stvarnih parametara od normalnih upotrjeb-eksponent beta – funkcije (.). ljavaju se najčećše aritmetička sredina (da), medijana Tablica 2. Biometrijski parametri kao mjere simetrije distribucije prsnih promjera Table 2 The biometrical parameters, as the measure of distribution of breast diameter Moment Moment Moment Moment Koefic. Koefic. 2. koef. 1. reda 2. reda 3. reda 4. reda asimet. spljoštenosti 1. coef. 2. coef. Naziv Aritmet. plohe sredina Varijanca 3. moment 4. moment Cofficient Cofficient Beta – Beta – (Plots) Arithmet. Variance of centre of centre of asymetry of flatness dist. dist. mean 2 da am 3 m 4 Č1 h a 7 Ploha 1 33,75 131,44 51802,75 2242640,22 0,02124 - 0,57873 1,0077 1,6396 Ploha 2 31,15 119,71 41490,42 1693191,64 0,1554 - 0,48211 0,9116 2,0664 Iz varijance izračunata je standardna devijacija F (d) = 0, 002737 . (d - 10) 0,91156 * (65 - d) 2,06635 = 408, .= 11,46 za plohu 1 i .= 10,94 za plohu 2. Medijana za Visine su izjednačene po funkciji: hc = 33,31155 * plohu 1 iznosi Md = 33 cm, a za plohu 2, Me = 31 cm. e – 13,93274 / d + 1,3, a tarifni niz izračunat je po formuli: Izjednačenje distribucije prsnih promjera za plohu v = 0,00003468 * d 2,024425 * h 1,032212. 1 obavljeno je po beta – funkciji: Koliko stvarna (konkretna) distribucija prsnih pro 1,00771 1,63964 F (d) = 0, 007495 . (d - 10) (65 - d) 346, mjera i volumena odstupa od teoretske distribucije poa za plohu 2 po beta - funkciji: kazuju usporedni biometrijski parametri. |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 9 <-- 9 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 U Tablici 3. prikazani su standardni biometrijski parametri stvarne distribucije prsnih promjera, te oblik rametri normalne i beta – distribucije i biometrijski pa-stvarne distribucije. Tablica 3. Standardni biometrijski parametri normalne i beta – distribucije prsnih promjera, ploha 1,2 Table 3 The standard biometrical parameters of normal and beta distribution of breast diameter, plots 1,2 Biometrijski parametar Oznaka Standardna veličina parametra Oblik distribucije Stvarna veličina parametra Oblik distribucije Aritmet. sredina da da > Md pozitivna, lijeva asimet. ploha 1 ploha 2 da= 33,75 da= 31,75 pozit. asimet. pozit. asimet. Medijana Md Md < da pozitivna, lijeva asimet. ploha 1 ploha 2 Md= 33,00 Md= 31,00 pozit. asimet. pozit. asimet. Koeficijent asimetrije P1 b1> + 1 pozitivna, lijeva asimet. ploha 1: ploha 2 i31 = 0,02124 i31 = 0,1554 blizu simet. blago pozit. asimetrična P2 ploha 1: ß2 = - 0,57873 spljoštenija Koeficijent od normalne spljoštenosti negativna ploha 2: ß2 = - 0,48211 spljoštenija spljoštenost od normalne 1. eksponent a a 2. eksponent 7 Y>a pozitivna, ploha 1 7= 1,63964 pozit. asimet. beta-distribucije lijeva asimet. ploha 2 7= 2,06635 pozit. asimet. Prema izračunatim biometrijskim parametrima, kao lumen po hektaru, no veću standardnu devijaciju i mjerama simetrije ili asimetrije distrbucije prsnih prospljoštenost u odnosu na plohu 2. mjera, može se zaključiti kako na obje plohe stvarne Navedeni parametri upućuju na intenzivniji pristup distribucije blago pozitivno (lijevo) asimetrične i blago prorjeđivanja na površini plohe 1, u odnosu na plohu 2. spljoštenije u odnosu na normalnu. Distribucija prsnih U Tablici 4. prikazana je stvarna i teoretska (beta) promjera na plohi 1 je gotovo simetrična, ima manji distribucija prsnih promjera i volumena po debljinskim broj stabala po hektaru, veći srednji prsni promjer i vo-stupnjevima. Tablica 4. Stvarna i izjednačena distribucija prsnih promjera i volumena po debljinskim stupnjevima Table 4 Concrete and equal distribution of breast parameter and volume per degrees of thicknees Ploha 1 – (Plot 1) Ploha 2 – (Plot 2) Prsni promjer Stvarni broj stabala Izjedn. broj stabala Stvarni volumen Izjedn. volumen Prsni promjer Stvarni broj stabala Izjedn. broj stabala Stvarni volumen Izjedn. volumen d N/ha F(d) = N m3/ha m3/ha d N/ha F(d) = N m3/ha m3/ha 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 12,5 20 12 1,53 0,91 12,5 36 23 2,75 1,75 17,5 34 32 6,92 6,50 17,5 38 50 7,73 10,15 22,5 21 45 8,42 18,05 22,5 47 63 18,84 25,26 27,5 54 51 36,22 34,22 27,5 66 66 44,27 44,29 32,5 55 52 55,81 52,78 32,5 64 62 64,94 62,93 37,5 57 48 81,70 68,78 37,5 77 53 110,37 75,95 42,5 47 41 90,58 79,01 42,5 40 41 77,09 79,01 47,5 29 32 72,42 79,90 47,5 20 28 49,94 69,92 52,5 22 21 69,14 66,00 52,5 14 15 44,00 47,15 57,5 3 10 11,60 38,65 57,5 4 6 15,46 23,19 62,5 4 2 18,66 9,33 62,5 2 1 9,33 4,66 E 346 346 452,98 454,13 E 408 408 444,72 444,25 Grafički prikaz stvarne i izjednačene distribucije tribuciju volumena po debljinskim stupnjevima Grafiprsnih promjera za plohu 1 prikazuje Grafikon 1, a dis-kon 2. |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 10 <-- 10 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 Grafikon 1. Stvarna i izjednačena distribucija prsnih promjera, ploha 1 Graph 1 Concrete and equal distribution of breast diameter, plot 1 U Grafikonu 1. vidi se kako je “manjak” stabala u debljinskim stupnjevima od 17,5 do 27, 5 cm, te u debljinskom stupnju 57,5. Kao “višak” stabala, stvarna distribucija prsnih promjera u odnosu na izjednačenu, pokazuje se u debljinskim stupnjevima od 27,5 do 47,5 cm. Sličnu razliku pokazuje distribucija volumena na Grafikonu 2. Za razliku od distribucije prsnih promjera, čija je krivulja lijevo asimetrična, distribucija volumena po debljinskim stupnjevima je desno asimetrična. b) Izračunavanje intenziteta i etata prethodnog prihoda, (međuprihoda prorede) U Priručniku za uređivanje šuma (Meštrović i Fabijanić, 1995) preporučuje se etat prethodnog prihoda izračunavati po formulama: Em = M * (1 – 1/1,0 pl ) * 1/q, (Klepac, 1963) Em = etat prethodnog prihoda, M = drvna zaliha sastojine predviđene za proredu, p = postotak prirasta kojom prirašćuje drvna zaliha, Grafikon 2. Stvarna i izjednačena distribucija volumena po debljinskim stupnjevima, ploha 1 Graph 1 Concrete and normal distribution of volume per degrees of thickness, plot 1 |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 11 <-- 11 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 l = turnus a rnus prorjeđivanj prorjeđivanjprorjeđivanja 1/q = faktor realizacije, Đlq = 1/3 Da bi se izračunao etat prethodnog prihoda po gornjoj formuli, potrebno je znati drvnu zalihu (m3/ha), postotak prirasta kojom prirašćuje drvna zaliha i faktor realizacije. U Osnovi gospodarenja gospodarske jedinice “Južni Papuk” (Na j v i r t , i dr., 2004) navedeno je da se sjemenjača bukve II bonitata prostrire na površini 478,82 ha, da je drvna zaliha 142781 m3, a desetogodišnji prirast 31870 m3. Iz navedenih podataka može se izračunati da je postotak prirasta bukve na II bonitetu 2,23%. Ako se u formulu uvrsti navedeni postotak prirasta, drvna zaliha M = 444,69 m3/ha na plohi 2, a faktor realizacije 1/3, to će etat prethodnog prihoda za de setogodišnje razdoblje iznositi: Em = 444,69 * (1 – 1/1,0 223 10 ) * 1/3 = 29,91 m3. Ako bi se primijenio faktor realizacije, 1/q = 1/2, to bi etat međuprihoda iznosio, Em = 44,86 m3, a intenzitet prorede, i = 10 %. U istom Priručniku za uređivanje šuma predlaže se Matićeva formula za izračunavanje etata prethodnog prihoda: Em = M / n, Em = etat prethodnog prihoda, M = drvna zaliha sastojine predviđene za proredu, n = dob sastojine izražena u desetljećima, Kvocjent 1/n ustvari predstavlja intenzitet prorede, i = 1/n*100. Starost konkretne sastojine je 85 godina, te bi intenzitet prorede iznosio, i = 1/8,5*100 = 11,76%, a etat prethodnog prihoda: t p = 452,98 / 8,5 = 53,29 m3, odnosno E 452,98 * 11,76/100" = 53,29 m3, za plohu 1, Em = 444, 69 / 8,5 = 52,32 m3, odnosno 444,69 * 11,76/100 = 52,32 m3, za plohu 2. Ako se usporedi izračunati etat prethodnog prihoda po Klepcu i Matiću, može se zaključiti da je po drugome intenzitet prorede veći u relativnom i apsolutnom iznosu za istu sastojinu. Međutim, M a t i ć (1991) navodi: “Drvna masa posječena proredom ne smije biti veća od tečajnog godišnjeg prirasta, a može biti maksimalna u vrijednosti konkretnog prosječnog dobnog prirasta”. Iz Ma t i ć e v e formule proizlazi da intenzitet prorede opada sa starošću sastojine, volumen prethodnog prihoda “ovisi o konkretnoj drvnoj zalihi, prosječnom dobnom prirastu, starosti sastojine, bonitetu staništa i kvaliteti stabala u sastojini”. Autor se, dakle, poziva na primjenu metode na “normalne” sastojine. Osim navedenog numeričkog podatka o količini prethodnog prihoda prorede, autor ukazuje i na potrebu biološkogospodarske klasifikacije stabala u sastojini (De ka n i ć , 1976). Klasifikacijom stabala na proizvodni dio (A-glavna, B-nuzgredna etaža) i pomoćni (C-podstojna, D-odumrla etaža), ukazuje se na sljedeće: “Iz proizvodnog dijela sastojine proredom se vadi od ukupne sječive mase u postocima najmanje toliko koliko taj dio sastojine u postotku sudjeluje u ukupnoj masi sastojine, a iz pomoćnog dijela (podstojna etaža, C) u postocima najviše toliko u koliko postotaka taj dio sastojine sudjeluje u ukupnoj masi”. Prijedlog za numeričko raspoređivanje sječivog etata Da bi se mogao utvrditi etat, odnosno intenzitet prorede svake konkretne bukove sastojine određene dobi, boniteta i EGT – tipa, valjalo bi znati normalitet sastojine izražen, primjerice, beta distribucijom prsnih promjerom te ga usporediti s konkretnom distribucijom. Budući da za jednodobne čiste sastojine bukve ne postoje normale distribucija broja stabala i volumena po debljinskim stupnjevima (za razliku od normala po Liocourtu u prebornim sastojinama), kao “normala” na plohama 1 i 2 pretpostostavljena je beta-distribucija dobivena, izjednačenjem stvarne distribucije prsnih promjera i volumena po ha. Predlaže se da se izračunati sječivi etat međuprihoda, primjerice po metodi Matića (1985), rasporedi samo na pozitivnu razliku broja stabla i volumena po debljinskim stupnjevima između konkretne i “normalizirane” distribucije, kako to pokazuje postupak proveden na plohi 1 i 2, (Tablice 5. i 6.). Pozitivna razlika (stupci 6 i 7) broja stabala i volumena konkretne distribucije u odnosu na normaliziranu distribuciju prsnih promjera je “korektiv” za raspodjelu izračunatog sječivog etata međuprihoda po debljinskim stupnjevima. Osim ili umjesto biološko-gospodarske klasifikacije stabala koristili bi se numerički podaci i grafički oblici distribucije prsnih promjera i volumena po debljinskim stupnjevima. “Korektiv” može biti pozitivan, ako je izračunati etat međuprihoda veći od zbroja pozitivnih razlika konkretne i izjednačene distribucije prsnih promjera i volumena, ili negativan, ako je izračunati etat međuprihoda manji od zbroja pozitivnih razlika. U konkretnom slučaju, na plohi 1 i 2, treba pozitivnim razlikama broj stabala i volumena po debljinskim stupnjevim proporcionalno “nadijeliti” razliku do izračunatog sječivog etata međuprihoda, kako to pokazuje Tablica 7. Ako se konkretan broj stabala poslije sječe ponovno izjednači beta-funkcijom, moći će se zaključiti kako i koliko je doznaka i sječa stabala prethodnog prihoda dovela do približavanja teoretskom normalitetu distribucije prsnih promjera. |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 12 <-- 12 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 Tablica 5. Razlike stvarne i izjednačene (normalizirane) distribucije prsnih promjera i volumena Table 5 The differences between of concrete and equal distribution of breast diameter and volume Ploha 1. Plot 1 Prsni Konkretno Izjednačeni Volumen Volumen Razlika broja Razlika promjer d stabala N/ha broj stabala F (d) = N/ha Konkretni V konk. izjednačeni V izjed. stabala (Rn) N konk. – N izjed. volumena(Rv) V konk. – V izjed. 1 2 3 4 5 6 (2 3) 7 (4 5) 12,5 20 12 1,52 0,91 + 8 + 0,61 17,5 34 32 6,90 6,50 + 2 + 0,41 22,5 21 45 8,42 18,05 - 24 - 9,62 27,5 54 51 36,23 34,22 + 3 + 2,01 32,5 55 52 55,83 52,78 + 3 + 3,05 37,5 57 48 81,68 68,78 + 9 + 12,90 42,5 47 41 90,57 79,01 + 6 + 11,56 47,5 29 32 72,41 79,90 - 3 - 7,49 52,5 22 21 69,15 66,00 + 1 + 3,14 57,5 3 10 11,60 38,65 - 7 - 27,06 62,5 4 2 18,66 9,33 + 2 + 9,33 E 346 346 452,96 454,13 E (+Rn) = 34 E(+Rv) = 43,01 Tablica 6. Razlike stvarne i izjednačene (normalizirane) distribucije prsnih promjera i volumena Table 6 The differences between of concrete and equal distribution of breast diameter and volume Ploha 2. Plot 2 Prsni Konkretno Izjednačeni Volumen Volumen Razlika broja Razlika promjer stabala broj stabala Konkretni izjednačeni stabala (Rn) volumena(Rv) d N/ha F (d) = N/ha V konk. V izjed. N konk. – N izjed. V konk. – V izjed. 1 2 3 4 5 6 (2 3) 7 (4 5) 12,5 36 23 2,74 1,75 + 13 + 0,99 17,5 38 50 7,71 10,15 - 12 - 2,44 22,5 47 63 18,85 25,26 - 16 - 6,42 27,5 66 66 44,29 44,29 0 0,00 32,5 64 62 64,96 62,93 + 2 + 2,03 37,5 77 53 110,34 75,95 + 24 + 34,39 42,5 40 41 77,08 79,01 - 1 - 1,93 47,5 20 28 49,94 69,92 - 8 - 19,98 52,5 14 15 44,00 47,15 - 1 -3,14 57,5 4 6 15,46 23,19 - 2 - 7,73 62,5 2 1 9,33 4,66 + 1 + 4,66 E 408 408 444,69 44,25 E (+Rn) = 50 E(+Rv) = 42,07 Funkcije za izjednačenje glase: Manjak stabala u debljinskim stupnjevima od 17,5 1,0202 do 27,5 nije se bitno popravio, jer je to rezultat “niske” F (d) = 0, 0016822 . (d - 10) (65 prorede u proteklom razdoblju, no doznakom viška sta ploha 1 1,04503 bala u debljinskim stupnjevima od 32,5 do 42,5 došlo F (d) = 0, 0009287 . (d 10) * (65 d) 2,2312 = 358, je do “izglađivanja”distribucije prsnih promjera. ploha 2 Na Grafikonu 3. prikazan je oblik distribucije prsnih promjera prije i poslije sječe prethodnog prihoda na plohi 1. Usporedbom oblika distribucije broja stabla prije i poslije sječe, na plohi 1, uočava se znatno “normaliziranje” konkretne sastojine poslije doznake i sječe etata prethodnog prihoda. |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 13 <-- 13 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 Tablica 7. Distribucija prsnih promjera i volumena po debljinskim stupnjevima poslije sječe Table 7 The distribution of breast diameter and volume per degrees of thicknes after cuting Prsni promjer d 12,5 17,5 22,5 27,5 32,5 37,5 42,5 47,5 52,5 57,5 62,5 E Ploha 1 Doznaka Broj Volumen stabala N/ha m3/ha 2 3 10 0,75 2 0,50 4 2,49 4 3,77 11 15,98 7 14,33 1 3,89 2 11,56 41 53,29 Poslije sječe Broj Volumen stabala N/ha m3/ha 4 5 10 0,77 32 6,40 21 8,42 50 33,74 51 52,05 46 65,70 40 76,24 29 72,41 21 65,25 3 11,60 2 7,10 304 399,68 Grafikon 3. Distribucija broja stabala prije sječe, ploha 1 Graph. 3 Distribution of breast diameter before cuting plot 1 Prsni promjer d 6 12,5 17,5 22,5 27,5 32,5 37,5 42,5 47,5 52,5 57,5 62,5 E Ploha 2 Doznaka Broj Volumen stabala N/ha m3/ha 7 8 16 1,23 0 0,00 2 2,52 30 42,77 1 5,80 49 52,32 Poslije sječe Broj stabala N/ha 9 20 38 47 66 62 47 40 20 14 4 1 358 Volumen m3/ha 10 1,51 7,71 18,85 44,29 62,44 67,57 77,08 49,94 44,00 15,46 3,53 392,37 Grafikon 4. Distribucija broja stabala poslije sječe, ploha 1 Graph. 4 Distribution of breast diameter after cuting plot 1 RASPRAVA – Discusion U šumarskoj praksi ne postoje znanstveno utemeljene normale distribucije prsnih promjera i volumena za jednodobne bukove sastojine, po dobi, bonitetu ili EGT-tipovima, te se u predloženoj metodi izračunavanja etata međuprihoda primjenjuje umjesto normale izjednačena stvarna distribucija beta-distribucijom. Koliko je takav način usporedbe objektivan, pokazuju biometrijski parametri, posebno koeficijent asimetrije (ß1) i spljoštenosti (ß2), konkretne distribucije u odnosu na beta-distribuciju. Usporedba konkretne distribucije i beta-distribucije prsnih promjera pokazuje rezultate gospodarenja u prošlosti, kako to pokazuju plohe 1 i 2, u kojima se obavljala “niska” proreda s jakim zahvatom u debljinske stupnjeve ispod srednjeg prsnog promjera. Širina distribucije, odnosno spljoštenost pokazuju da se proredom nisu relizirali niti “predrasti”, iako nisu svi “plus” stabla. Primjenom jačeg intenziteta prorjeđivanja na plohi 1 postignuto je da se na manjem broju stabala po hektaru (346) postigao veći volumen (452,96 m3/ha) sa srednjim prsnim promjerom (33,75 cm) u odnosu na plohu 2, s 408 stabala po ha, volumenom 444,69 m3/ha, sa srednjim prsnim promjerom 31,15 cm . Povećanjem srednjeg prsnog promjera za istu dob sastojine povećala se i ukupna vrijednost plohe 1 po hektaru. |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 14 <-- 14 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 ZAKLJUČCI - Etat prethodnog prihoda (Em) izračunavati jednom od aktualnih, priznatih metoda, a u konkretnom slučaju primijenjena je metoda izračunavanje intenziteta prorede po Matiću (1986), jer konkretne plohe pokazuju normalnu drvnu zalihu za II bonitet bukve ili EGT-II-D-10. Normala iskazana funkcijom beta-distribucije je teoretska. U stavrnosti su distribucije prsnih promjera više ili manje blizu beta-distribuciji, no gospodarenje sastojinama doznakom i prorednom sječom prethodnog prihoda stvarna distribucija se “prilagođava” normaliziranoj beta-distribuciji (Tablica 7, Grafikoni 3,4). Predložena metoda za numeričko raspoređivanje etata prepoznaje se usporedbom stvarnih distribucija prsnih promjera i volumena po debljinskim stupnjevima, te njihovom pozitivnom i negativnom razlikom u određenim debljinskim stupnjevima s beta distribucijom. Provedenom doznakom i sječom etata međuprihoda “normalizirala” se distribucija prsnih promjera i volumena. Conclusions Na plohi 1 ostalo je 305 stabala s drvnom zalihom 399,68 m3/ha, srednjim prsnim promjerom 34,07 cm, a standardna devijacija prsnih promjera smanjila se sa .= 11,46 na .= 11,09. Na plohi 2 ostalo je 359 stabala s drvnom zalihom 392,37 m3/ha, srednjim prsnim promjerom 31,15 cm, a standardna devijacija prsnih promjera smanjila se sa .= 10,94 na .= 10,70. Jakim prorednim zahvatom u debljinskim stupnjevima od 30 do 45 cm (nuzgredna etaža) i djelomično u podstojnoj (10–20 cm), te na kvalitetno lošim stablima dominantne etaže (65 cm) sastojine, posljednjom proredom, u dobi 85 godina, sastojina se priprema za oplodnu sječu. LITERATURA – References D e k a ni ć , I., 1976: Intenziviranje proizvodnje proredom sastojina u Slavonskoj šumi hrasta lužnjaka. Šumsko privredno poduzeće “Slavonska šuma” Vinkovci, GZH Zagreb. D e k a ni ć , I., 1991: Utjecaj strukture na njegu sastojina proredom u šumi hrasta lužnjaka i običnog graba, HAZU, Centar za znanstveni rad Vinkovc ci, Vinkovci. Hren, V., Đ. Kovačić, 1987: Normalna raspodjela stabala po debljinskim stupnjevima i dobnim razredima …; Radovi, Šumarski institut Jastrebarsko. K l ep a c , D., 1963: Rast i prirast šumskih vrsta drveća i sastojina, Nakladni zavod, Znanje, Zagreb. K o v a či ć , Đ., 1981: Raspodjela učestalosti broja stabala i drvne mase kao mjera unapređenja šumske proizvodnje u nekim prirodnim sastojinama hrasta lužnjaka u Hrvatskoj, Zagreb,1981 (disertacija). ta S., 1989: Intenzitet prorede i njegov utjecaj na Matić, stabilnost, proizvodnost i pomlađivanje sastoji na hrasta lužnjaka. Glasnik za šumske pokuse br. 25, Zagreb, str. 261–278. Matić, S., 1991: Njega šuma proredom, Šumarski fakultet, Hrvatske šume, Zagreb. M e š tro v ić , Š., G. F a bi j a n i ć, 1995: Priručnik za uređivanje šuma, Ministarstvo poljoprivrede i šumarstva Hrvatske, Zagreb. Najvirt, Ž., B. Puača, V. Vujić, 2004: Gospodarska jedinica, “Južni Papuk”, Osnova gospodarenja (2004–2014). Pranjić, A., N. Lukić, 1997: Izmjera šuma, Sveučilište u Zagrebu, Šumarski fakultet. Š pi r a n e c, M., 1975: Prirasno prihodne tablice (jela, bukva, grab …), Šumarski institut Zagreb Vukelić, J., Đ. Rauš, 1998: Šumarska fitocenologi ija i šumske zajednice u Hrvatskoj, Sveučilište u Zagrebu, Zagreb. Ze l i ć , J., 2005: Prilog modeliranju normaliteta regu larnih srednjodobnih bukovih sastojina (EGT-II D-10), Šumarski list broj 1–2/2005, str. 51–62. SUMMARY: The rticle compares two test plots(plot 1 and plot 2, see Picture 1) of regular beech stands (EGT-II-D-10) that are 85 years of age, on the surface 1 ha, in managementunit “South Papuk“. Distribution of breast height diameter and volumes per hectares are very important parameters of forest mamagement. Different management (more intensive thinning on plot 1 than on plot 2) has different effects. |
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2005 str. 15 <-- 15 --> PDF |
J. Zelić: PRILOG ISTRAŽIVANJU METODE PROREDE JEDNODOBNIH BUKOVIH SASTOJINA Šumarski list br. 9–10, CXXIX (2005), 463-473 On plot 1, there are 346 trees with volume of 452,98 m3/ha, while on plot 2 there are 408 trees with volume of 444,72 m3/ha. The research goal was to found an optimal method of beech stands thinning. The forest practice still does not aplly normal distributions of breast height diameters.The article recommends Beta-distribution as a good model of “normal distributions“. The measured data confirms the plot 1 was more intensively managed in the past than plot 2, but both plots were managed with expertise which proves the distribution of breast hight diameter, characteristic for regular stands. Disrtibution of breast height diameters and volume per degrees of thickness are shown in Table 1. According to earlier mamagement type of regular stands, the curve of distribution of breast height diameters is bell-shaped. The distributions of diameter of breast heights and volume per hectare are esential parameters of forest menagement. Beta-functions were used to equal the distributions of breast height diamaters. F (d) = 0, 007495 .(d - 10) 1,00771 * (65 - d) 1,63964 = 346, for plot 1, F (d) = 0, 002737 .(d - 10) 0,91156 * (65 - d) 2,06635 = 408, for plot 2. Concrete and equal distributions were shown on Graphs 1 and 2. The biometrical parameters, as amount of variation of breast height diameters (arithmetical mean, median, first and second parameters od beta-distributionn, asymmetry and flatness coeficient) show how the real distribution of breast height diameters are asymetrical on the left (positive) side (Tables 2, 3). Felling thinning volume was calculeted using Matić ’ (1985) method (Em = M/n) and distibuted according the thickness degrees, that show positive difference of trees numbers and volumes between the concrete and beta-distribution (Tables 5, 6, 7). Ater such distribution of felling volume per thickness degress, the concrete distributions show “more normal“ shape (Graphs 3, 4). Key words: method of thinning of regular forest, concrete and beta-distribution of breast diameters, biometrical parameters, felling thinning volume, distribution of felling volume per breast heigh diamater. |