Розділ «2.5. Закономірності розташування сучків у стовбурі»

В комірках В4-В52 приведені значення x. Значення нормальної функції розподілу f (x) приведені в комірках С4-С52. За результатами розрахунків знайдені абсолютні значення ^4=0,063 та £=0,914 які значно менше відповідних значень Цd(a) =0,816 та ^d(e) =2,616. Тому можна зробити висновок, що розподіл нормальний. Для зони мертвої крони стиглих деревостанів спостерігається така ж закономірність (рис. 2.24).

Після проведення статистичних розрахунків для зони живої крони було встановлено, що розподіл сучків, як для середньовікових насаджень, так і стиглих деревостанів не є нормальним (рис. 2.25).

Аналізуючи результати перевірки про нормальність розподілу можна зробити висновок, що в діапазонах 0,3-0,4; 0,4-0,5; 0,6-0,7 дотримується закон нормального розподілу, а в діапазонах 0,7-0,8; 0,8-0,9; 0,9-1,0 - закон розподілу не є нормальним.

Рис. 2.23. Розрахунок перевірки гіпотези про нормальний розподіл сучків середньовікових насаджень на прикладі Рівненської області (зона мертвої крони)

Рис. 2.24. Розрахунок перевірки гіпотези про нормальний розподіл сучків стиглих деревостанів на прикладі Рівненської області (зона мертвої крони)

Рис. 2.25. Розрахунок перевірки гіпотези про нормальний розподіл сучків стиглих деревостанів на прикладі Рівненської області (зона живої крони)

Більш детальне уявлення про ступінь розвитку вади можна отримати у тому разі, якщо виразити його розміри у відносних величинах. Наприклад, суму діаметрів сучків у одному перерізі можна віднести або до діаметру стовбура у місці їх розташування, або до довжини кола (рис. 2.26).

Рис. 2.26. Відношення сум діаметрів сучків у мутовках до діаметру стовбурів сосни у стиглому віці

З рисунку 2.26 видно розвиток вади у напрямку вершини стовбура. Отримані дані дозволили виявити закономірності розвитку вади залежно від сум діаметрів сучків до діаметру стовбура ^ з висотою стовбура, які можна апроксимувати поліноміальними залежностями ( 2.6-2.8): Рівненська область :

у = 0,0948х- 0,007 (2.6)

Київська область:

у = 0,0948х- 0,007 (2.7)

Житомирська область:

у = 0,0856х- 0,015 (2.8)

Величини достовірності апроксимації отриманих рівнянь знаходяться в межах 0,9778 < Я2 < 0,9834.

За даними Ю. М. Авдеєва, С. А. Корчагова та ін. [139] протяжність безсучкової зони стовбура слабо пов'язана з висотою та таксаційним діаметром стовбура дерева. Зв'язок зони з сухими сучками, діаметром стовбура та його висотою помірна за тіснотою (г = 0,351-0,367) та має прямопропорційну направленість.

Закономірність сучковатості стовбурів ялини вивчали Л. С. Арлаускас, А. П. Тябера, які встановили, що підвищення родючості ґрунту сприяє збільшенню товщини сучків на всьому протязі стовбура [47]. За даними С. А. Корчагова [140] сучковатість стовбурів визначається умовами зростання деревостанів та їх повнотою. Із покращенням умов зростання збільшується абсолютна довжина трьох основних зон стовбура та зменшується кількість сучків на 1 пог. метр. У продуктивних типах лісу формуються сучки більших розмірів.

Таку ж закономірність можна спостерігати, порівнюючи розвиток вади для трьох областей. Найбільший діаметр сучків, для всіх зон стовбура, спостерігається у зразках з Київської області, у якої родючість ґрунту дещо вища ніж у Рівненській та Житомирській областях.

За експериментальними даними побудовано номограму [50], яка дозволяє визначити розміри сучків за їх зовнішнім діаметром, що залягають на будь-якій глибині від бічної поверхні стовбура (рис. 2.27), але не дає можливості прогнозувати якість лісоматеріалів у нижній частині стовбура з зарослими сучками.

Встановлена залежність розподілу сучків у мертвій кроні, особливо в її нижній зоні з зарослими сучками, дає можливість спрогнозувати якість лісоматеріалів.