Xác định biến động trữ lượng và tổng tiết diện ngang cho ô điều tra hệ thống rừng tự nhiên

BỘ GIÁO DỤC VÀ ĐÀO TẠO BỘ NÔNG NGHIỆP VÀ PTNT TRƯỜNG ĐẠI HỌC LÂM NGHIỆP VŨ ĐỨC QUỲNH XÁC ĐỊNH BIẾN ĐỘNG TRỮ LƯỢNG VÀ TỔNG TIẾT DIỆN NGANG CHO Ô ĐIỀU TRA HỆ THỐNG RỪNG TỰ NHIÊN Chuyên ngành: LÂM HỌC Mã số: 60.62.60 LUẬN VĂN THẠC SỸ KHOA HỌC LÂM NGHIỆP NGƯỜI HƯỚNG DẪN KHOA HỌC: GS.TS Vũ Tiến Hinh Hà Nội, 2010 ĐẶT VẤN ĐỀ Rừng nguồn tài nguyên vô quý giá quốc gia, rừng cung cấp nhu cầu gỗ lâm sản gỗ cho người góp phần phát triển kinh tế - xã hội mà có tác dụng bảo vệ đất, nuôi dưỡng nguồn nước, điều hoà khí hậu, cân sinh thái bảo vệ môi trường sống chung cho toàn nhân loại Việt Nam nằm vành đai khí hậu nhiệt đới ẩm gió mùa nên có hệ thực vật rừng vô phong phú đa dạng Tuy nhiên, năm gần rừng tự nhiên nước ta bị suy giảm nghiêm trọng diện tích chất lượng Nếu năm 1945, độ che phủ rừng 43% diện tích lãnh thổ đến năm 1999 tỷ lệ 33,2% Song nhờ có nỗ lực bảo vệ, phát triển rừng Chính phủ Tổ chức phi phủ mà diện tích rừng nước ta tăng lên đáng kể, đến năm 2009 độ che phủ rừng lên 39,1% [2] Mặc dù rừng nước ta có tăng lên số lượng song chất lượng thấp, tăng trưởng rừng có tính chất bền vững… sức ép người nhu cầu gỗ tự nhiên không ngừng tăng lên Vì vậy, để nâng cao giá trị rừng đời sống kinh tế - xã hội việc điều tra để nắm bắt cách xác trữ lượng chất lượng tài nguyên rừng yêu cấu tất yếu nhằm quy hoạch tổ chức phát triển rừng giai đoạn tương lai Trong công tác điều tra rừng việc xác định trữ lượng số tiêu khác cho lô rừng tự nhiên nước ta nay, thường sử dụng hai phương pháp, phương pháp ô tiêu chuẩn điển hình phương pháp ô hệ thống Bố trí ô mẫu theo phương pháp ngẫu nhiên có ưu điểm là: Giá trị ước lượng trữ lượng trên sai số hệ thống, dung lượng quan sát đủ lớn, phân bố trữ lượng tiệm cận đến phân bố chuẩn Ưu điểm thứ hai ước lượng sai số điều tra Tuy nhiên, việc bố trí ô mẫu theo phương pháp lại có nhược điểm khó xác định ranh giới, vị trí ô điều tra thực địa khả đại diện ô khu vực điều tra không cao, tồn khả ô chọn không trải diện tích Vì áp dụng phương pháp cho lô rừng có diện tích lớn, kết điều tra khó đại diện cho tình hình sinh trưởng, cấu trúc rừng toàn lô Từ hạn chế này, phương pháp điều tra mẫu ngẫu nhiên sử dụng lâm nghiệp nói chung điều tra trữ lượng rừng nói riêng So với phương pháp bố trí ngẫu nhiên, phương pháp hệ thống có ưu điểm việc bố trí ô mẫu hệ thống theo tuyến dễ thực hiện, ô mẫu trải diện tích làm tăng tính đại diện cho kết điều tra Chính vậy, cách bố trí ô mẫu theo phương pháp hệ thống sử dụng Tuy nhiên, quy trình thống hướng dẫn xác định trữ lượng rừng, thực trạng nước ta điều tra trữ lượng rừng nơi áp dụng phương pháp khác nhau, dẫn đến kết khác phản ánh không xác trạng rừng Việc xác định nhân tố điều tra theo ô hệ thống có ý nghĩa thiết thực đánh giá trạng tài nguyên rừng thời điểm, sở đề xuất biện pháp tác động hợp lý, dự đoán sản lượng cho kỳ Xuất phát từ yêu cầu lý luận thực tiễn công tác điều tra đánh giá trạng rừng tự nhiên góp phần bổ sung lý luận việc nghiên cứu lựa chọn phương pháp điều tra trữ lượng rừng tự nhiên, tiến hành thực đề tài "Xác định biến động trữ lượng tổng tiết diện ngang cho ô điều tra hệ thống rừng tự nhiên" Chương TỔNG QUAN VẤN ĐỀ NGHIÊN CỨU 1.1 Trên giới Nghiên cứu biến động tổng tiết diện ngang trữ lượng Do rừng tự nhiên có diện tích điều tra lớn nên để xác định trạng cho lô rừng tự nhiên phương pháp tốt điều tra ô mẫu Hiện nay, có hai phương pháp điều tra ô mẫu nước giới sử dụng Đó phương pháp ngẫu nhiên phương pháp hệ thống Bố trí ô mẫu theo phương pháp ngẫu nhiên có ưu điểm là: Giá trị ước lượng trữ lượng trên sai số hệ thống, dung lượng quan sát đủ lớn, phân bố trữ lượng tiệm cận đến phân bố chuẩn đặc biệt ước lượng sai số điều tra Tuy nhiên, việc bố trí ô mẫu theo phương pháp lại có nhược điểm khó xác định ranh giới, vị trí ô điều tra thực địa khả đại diện ô khu vực điều tra không cao tồn khả ô chọn không trải diện tích Vì áp dụng phương pháp cho lô rừng có diện tích lớn, kết điều tra khó đại diện cho tình hình sinh trưởng, cấu trúc rừng toàn lô Từ hạn chế này, phương pháp điều tra mẫu ngẫu nhiên sử dụng lâm nghiệp nói chung điều tra trữ lượng rừng nói riêng So với phương pháp bố trí ngẫu nhiên, phương pháp hệ thống có ưu điểm việc bố trí ô mẫu hệ thống theo tuyến dễ thực hiện, ô mẫu trải diện tích làm tăng tính đại diện cho kết điều tra Chính vậy, cách bố trí ô mẫu theo phương pháp hệ thống sử dụng rộng rãi thông dụng giới Khi điều tra trữ lượng rừng tự nhiên, Loetsch Haller (1973) sử dụng ô mẫu bố trí theo sơ đồ mạng lưới ô vuông sau dùng công thức rút mẫu hệ thống theo tuyến để xác định sai số điều tra (Vũ Tiến Hinh, 2007) [16] K.Jayaraman (2000) sử dụng phương pháp rút mẫu hệ thống để xác định số giá trị bình quân cho số nhân tố điều tra chiều cao, đường kính, thể tích bình quân sau sử dụng công thức rút mẫu hệ thống để xác định sai số điều tra (Vũ Tiến Hinh, 2007) Cũng theo phương pháp bố trí ô mẫu kiểu mạng lưới ô vuông, Loetsch Haller (1973) chia khu điều tra thành mạng lưới hình ô vuông Mỗi ô có diện tích tương ứng với ô mẫu, sau xác định sai số trữ lượng bình quân ước lượng khoảng trữ lượng bình quân công thức rút mẫu hệ thống theo tuyến song song cách thường dùng lâm nghiệp (Vũ Tiến Hinh, 2007) Chẳng hạn, khu điều tra bố trí L tuyến song song cách đều, tuyến bố trí ni ô ( i = 1, 2, 3… L) với giá trị trữ lượng tương ứng xij ( j: số thứ tự ô tuyến), phương sai tính theo công thức: . x L S2  ni ij i 1 j 1   xi  j 1 L 2. ni  1 i 1 Sai số số trung bình mẫu tính theo công thức: Sx  S 1 f n Trong đó: f tỷ lệ rút mẫu (f = n/N) Để xác định tăng trưởng rừng trồng rừng tự nhiên người ta thường bố trí ô nghiên cứu cố định bán cố định Theo D.Alder (1980) rừng đơn giản, diện tích ô mẫu khoảng 0,04 đến 0,08 ha, với rừng hỗn giao nên từ đến Năm 1962 đoàn chuyên gia Trung Quốc dùng ô mẫu diện tích 5000 m2 để điều tra lập biểu cấp chiều cao cho vùng Sông Hiếu – Nghệ An Ở Châu Âu trước thường sử dụng phương pháp điều tra tài nguyên rừng truyền thống (Phương pháp điều tra cấp) Thực tế chứng minh, có ưu điểm Hiện nay, phương pháp điều tra tài nguyên rừng cấp sử dụng nước phát triển Châu Âu Bắc Mỹ, nhiên có thay đổi cho phù hợp Nghiên cứu tương quan chiều cao vút với đường kính ngang ngực Giữa chiều cao vút với đường kính ngang ngực lâm phần tồn mối quan hệ chặt tuân theo qui luật: tuổi tăng đường kính chiều cao tăng theo chúng tồn mối quan hệ theo dạng đường cong; với tuổi tăng lên đường cong có xu hướng dịch chuyển lên (Tiurin D.V, 1927) Ngoài độ dốc đường cong chiều cao giảm theo tuổi (Prodan, 1965) [17] Một số tác giả sử dụng hàm toán học khác để biểu thị mối quan hệ Có thể điểm qua vài công trình nghiên cứu điển hình sau: Tovstolesse, DI (1930) lấy cấp đất làm sở để nghiên cứu quan hệ Hvn/D1.3 Mỗi cấp đất tác giả lập đường cong chiều cao bình quân ứng với cỡ đường kính để có dãy tương quan cho loài cấp chiều cao Sau dùng phương pháp biểu đồ để nắn dẫy tương quan theo dạng đường thẳng Gerhardt Kopetxki (dẫn theo Phạm Ngọc Giao, 1995) [10] Các tác giả [14] Naslund, M (1929); Assmanm, E (1936); Hohenadl, W (1936); Prodan, M (1944); Meyer, H.A (1952) đề nghị dạng phương trình: h  a  b1.d  b2 d h  1,3  d2 a  b.d 2 (1.1) (1.2) h  a  b log d (1.3) h  k d b (1.4) Petterson, H (1955) đề xuất sử dụng phương trình: b a d h  1,3 (1.5) Curtis, R.O (1967) [20] mô quan hệ chiều cao với đường kính tuổi theo dạng phương trình: 1 Log h  d  b1  b2  b3 d A d A (1.6) 1.2 Ở Việt Nam Nghiên cứu phân loại trạng thái rừng Dựa hệ thống phân loại Loetschau, Viện Điều tra qui hoạch rừng cải tiến cho phù hợp với đặc điểm rừng tự nhiên nước ta áp dụng hệ thống phân loại vào việc phân loại trạng thái rừng phục vụ công tác Điều tra qui hoạch, thiết kế kinh doanh rừng tự nhiên Việt Nam - Qui phạm điều tra thiết kế, kinh doanh rừng (1994) văn tiêu chuẩn kĩ thuật lâm sinh Thái văn Trừng (1978) [26] xây dựng hệ thống phân loại thảm thực vật rừng quan điểm sinh thái Ông chia rừng tự nhiên nước ta thành 14 kiểu thảm thực vật Vũ Đình Huề (1984) [12] lấy kiểu rừng làm đơn vị phân loại sở tiêu trạng thái rừng loại hình xã hợp thực vật Vũ Đình Phương (1985-1988) lại dựa vào nhòm nhân tố (nhóm sinh thái tự nhiên, giai đoạn phát triển suy thoái rừng, khả tái tạo rừng đường tái sinh tự nhiên, đặc điểm địa hình, thổ nhưỡng) để phân chia lô khác nhau, phục vụ công tác điều chế rừng Bảo Huy (1993) [13] xác định trạng thái rừng lâm phần Bằng lăng Tây Nguyên theo hệ thống phân loại Loeschau, đồng thời tác giả xác định loại hình xã hợp thực vật với ưu hợp khác thông qua trị số IV% Đào Công Khanh (1996) [19] vào tổ thành loài mục đích để phân loại trạng thái rừng phục vụ cho biện pháp lâm sinh Lê Sáu (1996) [24] nghiên cứu đặc điểm cấu trúc để đề xuất phương thức khai thác chọn cho rừng kín thường xanh Kon Hà Nừng phân loại trạng thái lâm phần dựa bảng phân loại Loeschau Các nghiên cứu quan trọng có ý nghĩa định việc phân chia trạng thái rừng Việt Nam Nghiên cứu tương quan chiều cao vút đường kính ngang ngực Trong điều tra rừng kinh doanh rừng, việc nghiên cứu mối quan hệ có ý nghĩa đặc biệt quan trọng Thông qua tương quan Hvn/D1.3, dựa vào giá trị cỡ kính suy diễn giá trị chiều cao tương ứng mà không cần thiết đo cao toàn bộ, từ làm sở xác định trữ lượng chung trữ lượng sản phẩm lâm phần lập biểu chuyên dụng phục vụ công tác điều tra, kinh doanh rừng… Từ kết nghiên cứu nhiều tác giả cho thấy, chiều cao tương ứng với cỡ kính cho trước tăng theo tuổi, kết trình tự nhiên sinh trưởng Trong cỡ đường kính xác định, cấp tuổi khác có thuộc cấp sinh trưởng khác Cấp sinh trưởng giảm tuổi lâm phần tăng lên dẫn đến tỷ lệ H/D tăng theo tuổi Từ đường cong quan hệ H/D bị thay đổi dạng dịch chuyển phía tuổi lâm phần tăng lên Đồng Sỹ Hiền (1974) [11] nghiên cứu rừng tự nhiên nước ta thử nghiệm dạng phương trình tương quan cho thấy chúng phù hợp: h  a0  a1.d  a2 d (1.7) Logh  a  b log d (1.8) h  a  b log d (1.9) h  a0  a1.d  a2 log d (1.10) h  a0  a1.d  a2 d  a3 d (1.11) Vũ Nhâm (1988) [22] sử dụng phương trình (1.10) để xác lập quan hệ Hvn/D1.3 cho lâm phần Thông Đuôi Ngựa làm sở lập biểu thương phẩm Bảo Huy (1993) [13] nghiên cứu đặc điểm cấu trúc rừng nửa rựng lá, rụng ưu Bằng Lăng thử nghiệm dạng phương trình: h  a  b.d (1.12) h  a  b log d (1.13) log h  a  b log d (1.14) log h  a  b.d (1.15) kết lựa chọn hàm (1.14) phù hợp Đào Công Khanh (1996) [19], Trần Cẩm Tú (1999) [30] chọn phương trình log H  a  b log D1.3 để biểu diễn quan hệ Hvn/D1.3 cho rừng tự nhiên hỗn loài Hương Sơn - Hà Tĩnh Hoàng Văn Dưỡng (2001) [8] sử dụng dạng hàm (1.13), (1.14), (1.15) để nghiên cứu quan hệ Hvn/D1.3 lâm phần Keo tràm số tỉnh khu vực miền trung Kết quả, tác giả lựa chọn quan hệ dạng hàm (1.13) để biểu thị mối quan hệ Hvn/D1.3 Nguyễn Thành Mến (2005) [21] nghiên cứu cấu trúc rừng tự nhiên rộng thường xanh sau khai thác tỉnh Phú Yên sử dụng hàm: h  a0  a1.d  a2 d (1.16) log h  a  b log d (1.17) h  a  b log d (1.18) h  a.D b (1.19) kết nghiên cứu cho thấy bốn hàm biểu thị tốt mối quan hệ Như vậy, việc nghiên cứu cấu trúc rừng tự nhiên nước ta có phát triển nhanh chóng có nhiều đóng góp nhằm nâng cao hiểu biết rừng, nâng cao hiệu nghiên cứu sản xuất kinh doanh, quản lí rừng 48 Mặc dù trạng thái IIIA1, IIIA2, IIIA3, IIIB số ô điều tra cần thiết có khác biệt để thuận tiện cho việc điều tra trường, đề tài gộp trạng thái lại thành đơn vị để xác định tiêu cần thiết Kết thể bảng 3.12 Bảng 3.12 Số ô điều tra cần thiết xác định trữ lượng tương ứng với nguồn gốc lâm phần Nguồn gốc Rừng phục hồi Rừng thứ sinh Diện tích lô điều tra (ha) SM % 10 15 20 25 30 50 18.68 12 13 13 13 13 13 13 27.17 22 25 26 26 27 27 28 Biến đổi số ô tiêu chuẩn điều tra trữ lượng theo diện tích lô tương ứng với nguồn gốc lâm phần minh họa hình 3.13: Số ô điều tra 30 25 20 Rừng phục hồi 15 Rừng thứ sinh 10 Diện tích lô 0 10 20 30 40 50 60 Hình 3.13 Biến đổi số ô điều tra theo diện tích lô tương ứng với nguồn gốc lâm phần 3.5 Xác lập quan hệ biến động trữ lượng SM% với biến động tổng tiết diện ngang SG% 3.5.1 Số liệu nghiên cứu 49 Đề tài tiến hành xác lập quan hệ biến động trữ lượng SM% với biến động tổng tiết diện ngang SG% sở biến động trữ lượng SM% biến động tổng tiết diện ngang SG% tính toán từ 35 ô tiêu chuẩn trạng thái IIB, IIIA1, IIIA2, IIIA3, IIIB Kết cho bảng 3.13 Bảng 3.13 Số liệu nghiên cứu quan hệ biến động trữ lượng SM% với biến động tổng tiết diện ngang SG% STT Trạng SG% SM% STT thái Trạng SG% SM% thái IIB 19.30 20.51 18 IIIA3 22.46 26.47 IIB 19.34 24.18 19 IIIA3 29.29 30.37 IIB 14.68 15.02 20 IIIA3 22.25 23.23 IIB 15.41 17.07 21 IIIA3 32.43 32.74 IIB 14.72 16.63 22 IIIA3 21.57 24.47 IIIA1 18.58 26.47 23 IIIA3 25.43 28.96 IIIA1 16.14 28.15 24 IIIA3 25.35 29.08 IIIA1 19.54 21.91 25 IIIA3 27.69 30.07 IIIA1 20.78 26.13 26 IIIB 26.48 29.92 10 IIIA2 23.45 30.96 27 IIIB 23.69 25.64 11 IIIA2 28.54 29.18 28 IIIB 25.25 25.11 12 IIIA2 20.62 23.05 29 IIIB 19.98 24.84 50 13 IIIA2 27.06 31.86 30 IIIB 13.72 16.15 14 IIIA2 30.99 30.88 31 IIIB 21.35 28.12 15 IIIA2 21.43 31.91 32 IIIB 19.13 24.73 16 IIIA2 15.57 20.57 33 IIIB 17.74 21.71 17 IIIA2 22.48 32.00 34 IIIB 29.40 29.99 35 IIIB 30.73 34.17 3.5.2 Xác lập quan hệ biến động trữ lượng SM% với biến động tổng tiết diện ngang SG% Đề tài sử dụng số dạng phương trình phổ biến thường dùng để xác lập quan hệ nhân tố điều tra: Y = b0 + b1X (3.5) Y = b0 + b1X + b2X2 (3.6) Y = b0 + b1lnX (3.7) Y = b0Xb1 (3.8) Kết tổng hợp bảng 3.14 Bảng 3.14 Quan hệ biến động trữ lượng với biến động tổng tiết diện ngang Phương trình tương quan SM% = 7,796 + 0,817*SG% 3.9 R Qy^ 0,82 510,1 51 SM% = -11,764 + 2,618* SG% - 0,039*( SG%)2 3.10 0,85 423,2 SM% = -30,377 + 18,318*ln(SG%) 3.11 0,84 991,2 SM% = 2,385*( SG%)0,7694 3.12 0,84 456,0 Từ bảng 3.14 nhận thấy, biển động trữ lượng với biến động tổng tiết diện ngang tồn mối quan hệ chặt (R từ 0,82 đến 0,85) Đề tài sử dụng Tổng biến động Qy^ = (SM lý thuyết% – SM thực tế%)2 để so sánh lựa chọn phương trình tốt mô mối quan hệ biến động trữ lượng với biến động tổng tiết diện ngang Phương trình chọn phương trình có tổng biến động Qy^ nhỏ Trong dạng hàm thử nghiệm, quan hệ biến động trữ lượng với biến động tổng tiết diện ngang theo phương trình (3.12) có hệ số tương quan cao, tổng biến động Qy^ = (SM lý thuyết% – SM thực tế%)2 nhỏ tham số tồn Vì vậy, việc sử dụng phương trình (3.12) để xác lập quan hệ biến động trữ lượng với biến động tổng tiết diện ngang cho đối tượng nghiên cứu phù hợp 3.6 Phương hướng ứng dụng kết nghiên cứu 3.6.1 Kiểm định giả thuyết luật phân bố chuẩn trữ lượng theo trạng thái Phân bố chuẩn phân bố lý thuyết vận dụng rộng rãi sản xuất nghiên cứu nông lâm nghiệp Nếu tổng thể X tuân theo luật chuẩn việc sử dụng giá trị bình quân đại diện cho phần tử tổng thể có tính đại diện cao Giả sử trữ lượng (trên ô mẫu diện tích) tuân theo luật chuẩn việc xác định trữ lượng đơn giản nhiều, 52 lúc cần biết giá trị trữ lượng ô quan sát nhỏ hay giá trị ô quan sát lớn suy trữ lượng bình quân ô mẫu thông qua sai số tương ứng Vì việc kiểm định giả thuyết luật phân bố chuẩn trữ lượng vấn đề cần đặt 3.6.1.1 Kiểm định luật phân bố chuẩn theo phương pháp sơ đồ Kết kiểm định luật phân bố chuẩn trữ lượng theo phương pháp sơ đồ minh hoạ hình 3.14 1.00 1.00 75 75 50 50 25 25 0.00 0.00 0.00 25 50 75 1.00 0.00 Trạng thái IIB 50 75 1.00 Trạng thái IIIA1 1.00 1.00 75 75 50 50 25 25 0.00 0.00 0.00 25 25 50 75 1.00 0.00 25 50 75 1.00 53 Trạng thái IIIA3 Trạng thái IIIA2 1.00 1.00 75 75 50 50 25 25 0.00 0.00 0.00 25 50 75 1.00 0.00 25 50 75 1.00 Trạng thái IV Trạng thái IIIB Hình 3.14 Kết kiểm định luật phân bố chuẩn trữ lượng theo phương pháp sơ đồ Kết kiểm tra luật phân bố chuẩn theo phương pháp sơ đồ hình 3.14 cho thấy: Ở tất trạng thái, điểm biểu thị tần suất luỹ tích có xu hướng phân bố tập trung hai bên đường chéo, từ chấp nhận giả thuyết tổng tiết ngang trạng thái tuân theo luật phân bố chuẩn Phương pháp có tính chất thăm dò dạng phân bố, để có kết luận khoa học cần kiểm định phương pháp 3.6.1.2 Kiểm định luật phân bố chuẩn theo phương pháp Kolmogorov – Smirnov Với mục đích kiểm định nhanh luật chuẩn trữ lượng, đề tài sử dụng tiêu chuẩn Kolmogorov – Smirnov Kết kiểm định cho bảng 3.15 54 Bảng 3.15 Kết kiểm định dạng phân bố chuẩn trữ lượng tiêu chuẩn Kolmogorov – Smirnov Kết luận dạng Trạng thái Kolmogorov – Smirnov Z Sig IIB 0.904 0.388 Chuẩn IIIA1 0.603 0.860 Chuẩn IIIA2 0.329 1.000 Chuẩn IIIA3 0.987 0.284 Chuẩn IIIB 0.759 0.612 Chuẩn IV 1.040 0.229 Chuẩn phân bố Kết bảng 3.15 cho thấy: Trên tất trạng thái, trị số kiểm tra Z Kolmogorov – Smirnov biến động từ 0.329 đến 1.040 với xác suất từ 0.284 đến 1.000 > 0.05 Với xác suất chứng tỏ giả thuyết luật phân bố chuẩn trữ lượng trạng thái IIB, IIIA1, IIIA2, IIIA3, IIIB, IV chấp nhận Điều có nghĩa trữ lượng ô mẫu tuân theo phân bố chuẩn 3.6.2 Xác định số đặc trưng trữ lượng theo trạng thái Đặc trưng mẫu trữ lượng cho ta biết cách khái quát qui luật biến đổi trữ lượng theo đơn vị trạng thái rừng Trong trường hợp cụ thể, cần biết số điển hình cho mặt phân bố thực nghiệm Những số gọi đặc trưng mẫu Trong nội dung này, đề tài xác định số đặc trưng cụ thể sau: giá trị bình quân Xbq, Sai tiêu chuẩn mẫu S, hệ số biến động S%, giá trị lớn nhất, giá trị nhỏ Ứng dụng bảng tính Excel vào xử lý số liệu Kết tính toán tổng hợp bảng 3.16 55 Bảng 3.16 Một số đặc trưng trữ lượng theo đơn vị trạng thái Trạng thái Mbq N (m3/ha) S S% M M max (m3/ha) (m3/ha) IIB 15 77.11 7.4 9.6 65.6 88.6 IIIA1 20 52.76 11.1 21.0 34 79.81 IIIA2 22 122.72 17.7 14.5 89.29 154.42 IIIA3 17 180.32 25.4 14.1 158.5 249.3 IIIB 22 236.01 24.5 10.4 191 285 IV 24 328.71 58.3 17.7 257.7 511.6 Qua kết tính toán bảng 3.16 cho thấy: - Trạng thái IIB: với số lượng mẫu quan sát 15 ô tiêu chuẩn, giá trị trữ lượng bình quân 77,11 m3/ha với sai tiêu chuẩn mẫu S= 7,4, hệ số biến động S%= 9,6% Giá trị trữ lượng nhỏ trạng thái 65,6 m3/ha giá trị lớn 88,6 m3/ha - Trạng thái IIIA1: với số lượng mẫu quan sát 20 ô tiêu chuẩn, giá trị trữ lượng bình quân trạng thái 52,8 m3/ha, giá trị nhỏ 34 m3/ha giá trị lớn 79,8 m3/ha Sai tiêu chuẩn mẫu 11,1 hệ số biến động S%= 21,0% - Trạng thái IIIA2: với số lượng mẫu quan sát 22 ô tiêu chuẩn, trữ lượng trung bình trạng thái IIIA2 122,7 m3/ha, giá trị nhỏ 89,29 m3/ha giá trị lớn 154,4 m3/ha Sai tiêu chuẩn mẫu S= 17,7 hệ số biến động S%= 14,5% 56 - Trạng thái IIIA3: với số lượng mẫu quan sát 17 ô tiêu chuẩn, giá trị nhỏ trữ lượng 158,5 m3/ha giá trị lớn 249,3 m3/ha Giá trị bình quân trữ lượng trạng thái IIIA3 180,3 m3/ha, với sai tiêu chuẩn mẫu S= 25,4 hệ số biến động S%= 14,1% - Trạng thái IIIB: với số lượng mẫu quan sát 22 ô tiêu chuẩn, sau tính toán cho thấy giá trị nhỏ trữ lượng 191,0 m3/ha, giá trị lớn 285,0 m3/ha giá trị bình quân 236,0 m3/ha với sai tiêu chuẩn mẫu S= 24,5 hệ số biến động S%= 10,4% - Trạng thái IV: với số lượng mẫu quan sát 24 ô tiêu chuẩn, giá trị nhỏ trữ lượng 257,7 m3/ha, giá trị lớn 511,6 m3/ha giá trịnh bình quân 328,7 m3/ha Sai tiêu chuẩn mẫu giá trị S= 58,3 hệ số biến động S%= 17,7% 3.6.3 Xác định số ô cần điều tra cho trạng thái rừng dùng trữ lượng bình quân Số ô cần điều tra trữ lượng cho trạng thái rừng xác định theo công thức chung là: nct = Trong đó: U / 2  S% 2 c% 2 S% hệ số biến động trữ lượng ∆c% sai đối tương đối trữ lượng Ứng với độ tin cậy 95%, Uα/2= 1,96 Từ công thức xác định số ô điều tra theo trạng thái rừng tương ứng với sai số tương đối 5% 10% Kết cụ thể tổng hợp bảng 3.17 57 Bảng 3.17 Số ô điều tra trữ lượng theo trạng thái rừng Số ô cần điều tra Trạng thái S% ∆c% 5% ∆c% = 10% IIB 9.6 14 IIIA1 21.0 68 17 IIIA2 14.5 32 IIIA3 14.1 31 IIIB 10.4 17 IV 17.7 48 12 Qua bảng 3.17 cho thấy: Với trạng thái rừng IIB: để sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt 10 % số lô rừng tối thiểu cần điều tra trạng thái lô Tương tự vậy, để sai số tương đối trữ lượng bình quân không % số lô rừng tối thiểu cần điều tra trạng thái 14 lô Với trạng thái IIIA1: để sai số trữ lượng bình quân không vượt 10 % số lô rừng tối thiểu cần điều tra trạng thái 17 lô Nếu với sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt % số lô rừng trạng thái cần điều tra 68 lô Với trạng thái IIIA2: để sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt 10% số lô rừng cần điều tra trạng thái lô Nếu với sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt % số lô rừng cần điều tra trạng thái 32 lô Với trạng thái IIIA3: để sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt 10 % số lô rừng trạng thái cần điều tra lô, tương 58 tự với sai số tương đối trữ lượng bình quân nhỏ % số lô cần điều tra 31 lô Với trạng thái IIIB: Số lô rừng tối thiểu phải điều tra để sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt 10 % lô Còn với sai số tương đối trữ lượng bình quân không % số lô cần điều tra tăng lên 17 lô Với trạng thái IV: Số lô rừng tối thiểu phải điều tra để sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt 10 % 12 lô Còn với sai số tương đối trữ lượng bình quân không vượt % số lô cần điều tra tăng lên 48 lô 3.6.4 Xác định trữ lượng cho lô rừng tự nhiên dựa vào phương trình lập sẵn Từ số liệu trữ lượng tổng tiết diện ngang 91 ô tiêu chuẩn, đề tài xác định số phương trình trữ lượng: Quan hệ trữ lượng với tổng tiết diện ngang Nhằm xác định trữ lượng cụ thể cho lô rừng tự nhiên, đề tài xác lập mối quan hệ trữ lượng với số đại lượng xác định đơn giản trường Kết cụ thể tổng hợp bảng 3.18 Bảng 3.18 Quan hệ trữ lượng lâm phần với tổng tiết diện ngang Phương trình quan hệ R2 M = -14,6569 + 10,3165*G (3.13) 0,9077 LnM = 1,5477 + 1,2189*LnG (3.14) 0,944 Kết bảng 3.18 cho thấy: 59 Giữa trữ lượng với tổng tiết diện ngang có mối quan hệ chặt chẽ theo phương trình (3.13), (3.14) Phương trình (3.14) có hệ số xác định cao R2 = 0.944 Vì phương trình (3.14) lựa chọn để xác định trữ lượng thông qua tổng tiết diện ngang Quan hệ trữ lượng với tổng tiết diện ngang mật độ Bảng 3.19 Quan hệ trữ lượng lâm phần với tổng tiết diện ngang mật độ Phương trình quan hệ R2 M = -0,75704 + 10,6986*G – 0.0391*N (3.15) 0,908 LnM = 2,8659 + 1,3288*LnG – 0,261*LnN (3.16) 0,950 Giữa trữ lượng với tổng tiết diện ngang mật độ có mối quan hệ chặt chẽ theo phương trình (3.15), (3.16) Phương trình (3.16) có hệ số xác định cao R2 = 0.950 Vì phương trình (3.16) lựa chọn để xác định trữ lượng thông qua tổng tiết diện ngang mật độ Lựa chọn phương trình xác định trữ lượng Với kết nghiên cứu phương trình (3.16) lựa chọn để xác định trữ lượng Sở dĩ đề tài không xây dựng phương trình cho trạng thái cụ thể mà lập phương trình chung cho trạng thái rừng do, không đủ dung lượng quan sát cần thiết cho trạng thái rừng lập phương trình riêng áp dụng phức tạp lúc phải tiến hành phân chia trạng thái Sau xác lập phương trình chung cho trạng thái, đề tài dùng 50 ô mẫu trạng thái rừng phục hồi (IIA, IIB), rừng thứ sinh (IIIA1, 60 IIIA2, IIIA3, IIIB), không tham gia vào trình lập phương trình để xác định sai số Sai số tương đối xác định theo công thức: M %  M %  Trong đó: M t  M lt  100 Mt  M (3.17) % (3.18) n Mt : trữ lượng thực nghiệm Mlt : trữ lượng lý thuyết  M % : sai số tương đối trữ lượng M % : sai số tương đối bình quân trữ lượng n : dung lượng quan sát hay số ô kiểm tra Kết xác định sai số trữ lượng theo phương trình (3.16) cho bảng 3.20 Bảng 3.20 Sai số xác định trữ lượng theo phương trình (3.16) Nguồn gốc Rừng phục hồi Rừng thứ sinh Số ô kiểm tra ∆% ∆% max % Số lần sai số (-) Số lần sai số (+) Sai số 10% Từ bảng 3.20 cho thấy, sử dụng phương trình (3.16) xác định trữ lượng cho lô rừng trạng thái khác thông qua tổng tiết diện ngang mật độ sai số lớn mắc phải từ 19,82% - 22,95%, sai số bình quân từ 7,77 – 8,77% Đây coi sai số cho phép điều tra rừng Vì thế, sử dụng phương trình xác định trữ lượng cho lô rừng tự nhiên 61 Chương KẾT LUẬN, TỒN TẠI, KIẾN NGHỊ 4.1 Kết luận Từ kết nghiên cứu biến động tổng tiết diện ngang trữ lượng, rút số kết luận sau: - Căn vào tiêu chuẩn phân loại rừng Loeschau (1960) sửa đổi bổ sung, đối tượng nghiên cứu đề tài gồm trạng thái IIB, IIIA1, IIIA2, IIIA3, IIIB - Quan hệ H/D1.3 ô tiêu chuẩn theo dạng H = a+b*Log(D1.3) H = b0*D1.3b1 mức chặt - Biến động tổng tiết diện ngang rừng phục hồi từ 14,68% đến 19,34%, trung bình 16,69%, rừng thứ sinh từ 15,57% đến 32,44%, trung bình 22,77% - Biến động trữ lượng rừng phục hồi từ 15,03% đến 24,18%, trung bình 18,68%, rừng thứ sinh từ 16,15% đến 34,17%, trung bình 27,17% - Giữa biển động trữ lượng với biến động tổng tiết diện ngang tồn mối quan hệ chặt (R từ 0,82 đến 0,85) - Kết kiểm định luật phân bố trữ lượng theo phương pháp sơ đồ phương pháp Kolmogorov – Smirnov cho thấy trữ lượng tuân theo phân bố chuẩn Từ sử dụng trữ lượng bình quân làm trữ lượng cho lô rừng thuộc trạng thái - Giữa trữ lượng với tổng tiết diện ngang mật độ có mối quan hệ chặt mô tả thích hợp phương trình (3.16) - Sai số trung bình xác định trữ lượng theo công thức (3.16) nằm khoảng 7,77 – 8,77% Đây coi sai số cho phép điều tra rừng 62 Vì thế, sử dụng phương trình xác định trữ lượng cho lô rừng tự nhiên 4.2 Tồn Số lượng ô tiêu chuẩn dùng để tính toán biến động ít, nên kết xác chưa cao Số ô cần điều tra trữ lượng cho trạng thái rừng xác định theo công thức nct = U / 2  S% 2 c% 2 gần đúng, mà cần sử dụng giá trị tα/2(k) thay cho giá trị Uα/2 4.3 Khuyến nghị Về mặt lý luận thực tiễn, kết nghiên cứu luận văn phần đưa vào áp dụng thực tế Tuy nhiên, cần tiếp tục nghiên cứu sâu hơn, mở rộng nội dung nghiên cứu để nâng cao mặt lý luận ý nghĩa thực tiễn Mở rộng đối tượng nghiên cứu toàn trạng thái rừng tự nhiên, có điều kiện tăng thời gian điều tra nghiên cứu, tăng số lượng ô điều tra nghiên cứu để có kết xác hơn; nghiên cứu đầy đủ biến động nhân tố điều tra lâm phần: mật độ, loài cây, tổng tiết diện ngang trữ lượng, phương pháp rút mẫu hệ thống, ngẫu nhiên điển hình, từ xây dựng quy trình điều tra thống ... tra trữ lượng rừng tự nhiên 2.2.2 Mục tiêu cụ thể - Xác định biến động tổng tiết diện ngang biến động trữ lượng theo diện tích ô mẫu hệ thống rừng tự nhiên - Xác định tỷ lệ diện tích điều tra cho. .. điều tra tổng tiết diện ngang theo trạng thái rừng - Xác định số ô tiêu chuẩn cần thiết điều tra tổng tiết diện ngang 2.3.4 Xác định biến động trữ lượng - Xác định biến động trữ lượng - Xác định. .. thái rừng 2.3.2 Xác định quan hệ đường kính với chiều cao cho ô tiêu chuẩn 16 2.3.3 Xác định biến động tổng tiết diện ngang - Xác định biến động tổng tiết diện ngang - Xác định tỷ lệ diện tích điều