DIGITALNA ARHIVA ŠUMARSKOG LISTA
prilagođeno pretraživanje po punom tekstu
| ŠUMARSKI LIST 9-10/2012 str. 75 <-- 75 --> PDF |
apsolutnom iznosu na 1000 ha znači razliku 42 tisuće kn. Metoda R1 je 16 % jeftinija od metode Š1, što bi na 1000 ha značilo uštedu preko 10 000 kn. Izmjera metodama istih faktora temeljnice u kojima se koristio Vertex u odnosu na mjernu vrpcu je jeftinija za 20 % kod metode R2, odnosno 12 % kod metode R4. 4. Rasprava Discussion Bitterlichove metode nisu do sada značajnije korištene pri uređivačkim izmjerama u RH iz uvjerenja da bi provjeravanje udaljenih rubnih stabala korištenjem mjerne vrpce otežavalo i poskupljivalo samu izmjeru. Pojavom uređaja koji rade na principu ultrazvučnih valova (Vertex), udaljenosti rubnih stabala mogu se provjeriti na jednostavniji i brži način što svakako može doprinijeti učinkovitosti ovih metoda. Pri postavljanju kruga na horizontalu Vertex može registrirati i nagib, te automatski iz izmjerene udaljenosti po nagibu i nagiba računa horizontalnu udaljenost do stabla. Istraživanja Lukića i dr. (2005) pokazuju da Vertexom (u odnosu na mjernu vrpcu) možemo precizno mjeriti udaljenost, a Božića i dr. (2005) da je radi jednostavnosti i brzine određivanja udaljenosti pri izmjeri visine stabala pri istom radu djelotvorniji od do tada korištenih visinomjera. Slijedom navedenog poduzeća koja se bave uređivanjem šuma danas ga intenzivno koriste u svom radu. Primjena samo Vertexa kao uređaja za odabir stabla u uzorak (metoda V1) pokazala se u ovom istraživanju praktično neprihvatljivom zbog višestruko većeg broja provjera rubnih stabala (slika 3). U slučaju drugih faktora temeljnice metoda bi bila dodatno usporena zbog sporijeg obračuna odnosa granične udaljenosti i promjera stabla. Također je bitno primijetiti kako u slučaju malih faktora temeljnice (1) i stabala većih promjera u uzorak potencijalno ulaze i vrlo udaljena stabla. U tom slučaju osim mogućih grubih pogrešaka izostavljanja takvih stabala zbog "nevidljivosti" (Iles 2003), dodatnu teškoću predstavlja i domet Vertexa koji prema proizvođačkim specifikacijama iznosi "30 m i više u optimalnim uvjetima", ali u težim sastojinskim uvjetima ne prelazi 30 m (Lukić i dr. 2005). 4.1. Struktura sastojine – Stand structure Razlika u distribuciji broja stabala kod metoda R4 i R2, statistički je značajna u odnosu na metodu K20 (vidi tablicu 2), pri čemu su kao i kod Vedriša (2010) tanka stabla glavni uzrok toj razlici. Slična odstupanja između distribucija za faktore temeljnice 2 i 4 baš kod tankih stabala dobio je Lukić (1984) u starim jednodobnim lužnjakovim sastojinama. Izrazito veći broj tankih stabala po hektaru kod metoda R2 i R4 (slika 2) na prvi pogled je neočekivan ako uzmemo u obzir relativno manji broj tankih stabala u uzorku (samo ona blizu središta plohe). Ipak je to razumljivo ako znamo da je kod Bitterlichove metode faktor stabla (koliko stabala po hektaru predstavlja jedno mjereno stablo) proporcionalan faktoru temeljnice (raste većim faktorom) i obratno proporcionalan promjeru (temeljnici) mjerenog stabla. Zato je kod većih faktora temeljnice (veći faktor stabla) broj izmjerenih tankih stabala u uzorku višestruko uvećan po hektaru, što je dovelo do ovakvih odstupanja (slika 2 i tablica 2). Razlog tomu nije struktura sastojine niti raspored ploha, nego sama metoda uzorkovanja. Iako je kod Bitterlichove metode teoretski isključena pristranost u statističkom smislu (Vedriš 2010) i središta ploha postavljena su sistematskim uzorkom, zbog navedenog se razloga primjenom većih faktora temeljnice uvijek može očekivati znatno odstupanje, odnosno nepreciznost u procjeni broja tanjih stabala. Pri tome nije moguće unaprijed predvidjeti hoće li odstupanja biti pozitivna ili negativna. Te se razlike svakako smanjuju kod većeg broja ploha na što upućuje i Vedriš (2010, str. 161). Usporedba distribucija broja stabala po debljinskim stupnjevima hi-kvadrat testom, pri čemu su uspoređivane distribucije pojedine PPS metode (očekivane distribucije) s distribucijama za iste metode kada rubna stabla ne bi bila provjeravana, nego bi svako drugo uzeto u obračun (izvedene distribucije) pokazivalo da nema statistički značajne razlike među njima (tablica 3). Dobivene razlike srednjih vrijednosti broja stabala, temeljnice i volumena između metoda, nisu statistički značajne (tablice 4 i 5) što je u skladu s teorijom uzoraka, a potvrđeno je primjerice i istraživanjem Vedriša (2010 na str. 145). Pri tome valja napomenuti da je metodom Š1½ očito podcijenjena temeljnica i drvna zaliha (tablica 4) kao posljedica sistematskog izbacivanja previše rubnih stabala, a istu pogrešku moglo bi se očekivati i u drugim sastojinama. Standardna pogreška kao mjera pouzdanosti procjene je kod PPS metoda samo za broj stabala znatno veća u odnosu na inicijalni krug (K20). Iz navedenog slijedi da je izmjera PPS metodama prihvatljiva za ovakve sastojine, uz preporuku manjeg faktora temeljnice ako se želi dobiti bolja preciznost broja stabala. Sveukupno gledajući rezultate procjene strukture faktor temeljnice 2 bio bi prihvatljiv za ovakve sastojine. Kako kod distribucije broja stabala (tablica 4) ni kod srednjih vrijednosti strukturnih elemenata (tablica 5) nije utvrđena statistički značajna razlika između metoda s provjerom svih rubnih stabala (Š1, R1, R2 i R4)) u odnosu na mjerenje svakog drugog rubnog stabla (metode Š1½, R1½, R2½ i R4½), slijedi da bi se izmjera u ovakvim uvjetima radi praktičnosti mogla provoditi bez provjere udaljenosti rubnih stabala, tako da u obračun strukture uzimamo svako drugo rubno stablo. Tim više što je razlika pogreške procjene između tih metoda gotovo zanemariva (tablica 5). Ipak, izmjera "svakog drugog rubnog stabla" u proturječju je s teoretski obveznom provjerom (Bitterlich 1984), |