بوم شناسي کاربردي/ سال پنجم / شماره پانزدهم / بهار ۱۳۹۵

ارزیابی برهمکنش درون گونه اي درختان شیشم (Dalbergia sissoo Roxb.)
در ذخیره گاه شیشم استان خوزستان

سیدیوسف عرفانی فرد1* و فاطمه عالی بیرانوند1

(تاریخ دریافت: 25/11/1393 ؛ تاریخ پذیرش: 27/10/1394)

چكيده
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

روابط متقابل مثبت و منفي (تسهيل کنندگي و رقابتي) بين گياهان يکي از موضوعات مهم در بوم شناسي فردي بوده که با استفاده از تحليل الگوي مکاني آنها در بوم سازگان هاي گياهي قابل ارزيابي است. اين پژوهش با هدف مطالعه روابط درون گونه اي درختان شيشم ( Dalbergiasissoo Roxb.) در ذخيره گاه شيشم استان خوزستان انجام گرفت. سه قطعه نمونه با ابعاد ۱۵۰×۲۰۰ متر انتخاب شـده و موقعيـت مکـانيشيشم ها (۲۳۹ عدد) در آنها ثبت شد. آماره هاي اختصاري با ساختار متفاوت (تابع توزيع نزديکترين همسايه ((D(r)، شـاخصK2(r)) K2 )، تابع همبستگي جفتي ((g(r) و O(r)) O-ring)) نيز براي تحليل الگوي مکاني اين درختان به کار رفت. توزيع درختان شيشم در هر سه قطعه نمونه به طور معني داري (۰۵/۰=α) از فرايند پوآسون ناهمگن پيروي مي کرد. نتايج (D(r و (K2(r نشان داد که بيشترين فاصله درختان شيشم تا نزديکترين همسايه شان ۱۲ متر بوده و تراکم تا اين فاصله کاهش يافته است. هم چنين نتايج (g(r و (O(r بيانگر تجمع معني دار (۰۵/۰=α) درختان شيشم در فاصله ۵/۱ تا ۴ متر بود. به طور کلي، نتيجه گيري شد که درختان شيشم در ذخيره گاه مورد مطالعه داراي بـرهمکنش درونگونه اي مثبت بوده و تجمع آنها، اثر تسهيل کنندگي شان بر يکديگر را نشان داد.

واژه هاي كليدي : تسهيل کنندگي، تحليل الگوي مکاني، خوزستان، شيشم، برهمکنش

۱. گروه منابع طبيعي و محيط زيست، دانشکده کشاورزي، دانشگاه شيراز
* : مسئول مكاتبات، پست الكترونيكي: erfanifard@shirazu.ac.ir
۱۵
مقدمه
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

در هر جامعه گیاهی، تحلیل و درك نوع ارتباط درون گونه اي و بین گونه اي گیاهان با یکدیگر یکی از مهم ترین بخش هاي بـومشناسی فردي و گروهی است، به نحـوي کـه بـرهمکنش مثبـت(تسهیل کنندگی) و یا منفی (رقابتی) گیاهان با توجه به شـرایطمحیطی، یکی از عوامل اصلی در شکل گیري ساختار آن جامعـهمحسوب می شود (1، 12 و 14). به طور کلی، گیاهان مربوط بـهیک گونه ترجیح می دهند به طور پراکنده در یک زیستگاه توزیع مکانی پیدا کنند تـا رقابـت درون گونـه اي بـر ارتبـاط آنهـا بـایکدیگر و با محیط اطرافشان تأثیر نداشته باشد و به همین علت، در طبیعت گیاهان یک گونه ممکن است در فاصله هاي معین از یکدیگر مستقر شوند. از سوي دیگر، در برخی موارد نیز تشکیل اجتماعاتی را می دهند که تجمع درون گونه اي آنها ممکن اسـتبه دلایلی چون نوع پراکنش بذر، تغییـرات نـاهمگن محیطـی وهم چنین اثر تسهیل کنندگی در استقرار و رشد رخ دهـد (11 و 18). بنابراین با مطالعه رفتار متقابل گیاهان یک گونه با یکدیگر و نحوه توزیع مکانی آنها در جامعه می توان به درك جنبـه هـايمختلفی از بوم شناسی فردي و گروهی هر بـوم سـازگان دسـتیافت. اگرچه پژوهش هاي گسترده اي در زمینه تأثیر رقابـت بـراستقرار و رویش گیاهان در بوم سـازگان هـاي مختلـف تـاکنونانجام شده است (18، 26 و 28)، لیکن اطلاعات کمی در مورد نوع برهمکنش هاي درون گونه اي گیاهان و تأثیر آن بـر الگـويمکانی آنها در طبیعت وجود دارد. ارزیابی کمی الگوهاي مکانی گیاهان با استفاده از آماره هاي اختصـاري مختلفـی امکـان پـذیراست که هر کدام، جنبه هاي متفاوتی از روابط متقابل گیاهان بـایکدیگر را نمایان می کنند. ایـن آمـاره هـاي اختصـاري بـه طـورروزافــزون در حــال توســعه هســتند و ناکارآمــدي برخــی ازآماره هاي اختصاري متداول در روش هاي جدید برطـرف شـدهاست. به عنوان مثال، تابع K رایپلی و شکل خطـی آن (تـابعL ) به عنوان یکی از پرکاربردترین آماره هاي اختصاري مورد استفاده در تحلیل الگوي مکانی به شمار می رفتند کـه بـه دلیـل سـاختارتجمعی آنها و ناتوانی در تشـخیص تغییـرات الگـو در مقیـاس
۱۶
مکانی، امروزه کمتر مورد استفاده قرار می گیرند (20، 27 و 29).
علاوه بر این، با استفاده از روش هایی کـه اخیـرااخیـراً بـراي مطالعـهکمی در بوم شناسی مکانی گیاهان طراحی شده اند، می تـوان بـالحاظ کردن ناهمگنی هاي محیطـی کـه رفتارهـاي گیاهـان و درنتیجه، الگوي پراکنش آنها را تحت تأثیر قرار می دهـد، بـه دركصحیح تري از رفتارهاي متقابل آنها با یکـدیگر در عرصـه هـايطبیعی دست یافت (13، 17 و 20). اگرچه مطالعـاتی در مـوردالگوي مکانی درختان در جنگل در داخل (2، 4 و 6) و خـارجاز کشور (19، 23 و 24) انجام شده اسـت کـه نحـوه پـراکنشگونه هاي مختلف را در مقیاس هاي مکانی متفاوت مورد بررسی قرار داده اند، معرفی آماره هاي اختصاري جدید و کاربرد صحیح آنها با استفاده از فرضیه هاي آماري مناسب هـم چنـان ضـروريبه نظر می رسد. علاوه بر این، استفاده همزمان از مجموعـه اي از آماره هاي اختصاري مناسب با هدف مطالعه به منظـور شـناختجنبه هاي مختلف توزیـع مکـانی گیاهـان و در نتیجـه، ارزیـابی رفتارهاي متقابل آنها با یکدیگر اجتناب ناپذیر است (20).
یکی از ناحیه هاي رویشی ایران، ناحیه رویشی خلیج عمانی است که به دلیل تأثیرپـذیري از خلـیج فـارس و دریـاي عمـانزیستگاه گونه هاي گیـاهی شـبه گرمسـیري اسـت و از اهمیـتزیادي به لحاظ بوم شناختی و اقتصـادي – اجتمـاعی برخـوردارمی باشد. تاکنون مطالعات اندکی در مورد برخی گونه هـاي ایـنناحیه رویشی انجـام شـده اسـت بـه نحـوي کـه گونـه شیشـم(Dalbergia sissoo Roxb.) به عنوان یکی از گونـه هـاي بـومیاین منطقه، ناشناخته مانده و در مطالعات خارج از کشـور (21) جزء گونه هاي بومی ایران بـه شـمار نمـی آیـد و در ایـران نیـزتحقیقات معدودي در زمینه آن انجام شـده اسـت (8). بنـابراینشناخت برهمکنش درون گونه اي شیشم در رویشگاه هاي طبیعی به منظور مدیریت صحیح آن و هم چنین جلـوگیري از انقـراضاین گونه بومی ارزشمند ضروري به نظر می رسد، به ویـژه اینکـهشیشم به عنوان یـک گونـه مناسـب در طـرح هـاي احیـایی نیـزشناخته شده است. از طرف دیگر، معرفی و کـاربرد آمـاره هـاي
اختصاري مهم در تحلیل الگوي مکانی درختان در زیستگاه هاي طبیعی و توسعه آنها در مطالعـات کمـی بـوم شناسـی فـردي وگروهی از اهمیت زیادي برخوردار است. بنابراین این پـژوهشبــا هــدف بررســی کمــی رفتارهــاي متقابــل درون گونــه اي درختان شیشم در ذخیره گاه شیشم استان خوزستان انجـام شـد. هـدف دیگ ر ای ن پ ژوهش کـاربرد آم اره ه اي اختص اري ب ا ساختارهاي متفاوت به منظور درك جنبـه هـاي مختلـف توزیـعمکانی درختان شیشم بوده است. در عین حال، تأکید بر استفاده از روش هاي مناسبی کـه نـاهمگنی هـاي محیطـی را در تحلیـلالگوي مکانی درختان شیشـم لحـاظ مـی کننـد، از اهـداف ایـنپژوهش بوده است.

مواد و روش ها
منطقه مورد مطالعه
گون ه شیش م در ناحی ه رویش ی خل یج عم انی (از جمل ه در استان هاي کرمان، سیستان و بلوچستان، خوزسـتان، هرمزگـان) پراکنده شده است (9). ذخیره گـاه شیشـم اسـتان خوزسـتان در 145 کیلومتري شمال شهرستان اهواز قرار دارد که مساحتی بالغ بر 50 هکتار را می پوشاند (شـکل 1). در ایـن منطقـه میـانگیندماي سالیانه 3/24 درجه سانتی گراد و متوسط بارندگی سـالیانه7/390 میلی متر (براساس داده هاي آماري سال 1983 تـا 2010 ایستگاه سینوپتیک دزفول) گزارش شده اسـت (3). ذخیـره گـاهمورد نظر در ’58 °48 طول شـرقی و ’52 °32 عـرض شـمالیقرار گرفته و ارتفاع متوسط آن از سطح دریا 600 متر بـوده کـهپوشیده از توده هاي خالص شیشم (Dalbergia sissoo Roxb.) و توده هاي آمیخته شیشم به همراه کهور (Prosopis spp.)، کنـار(Ziziphus spina-christi) و بادام (Amygdalus spp.) است. از آنجایی که براي مطالعه روابط متقابل گیاهان یک گونـه در بـومشناسی فردي باید بخش هایی را انتخاب کرد کـه از جنبـه هـايمختلف محیطی تقریباً یکسان بوده و به طور خالص پوشـیده ازگونه موردنظر باشد (16)، پـس از بازدیـد اولیـه از ذخیـره گـاهمذکور سه قطعه نمونه با ابعاد 150×200 متر که عوامل محیطی آن مشابه بوده و به طور خالص پوشیده از شیشم بودند، انتخـابشدند (شکل 1).

آماربرداري
با توجه به اینکه سه قطعه نمونه انتخاب شده در بخش هـایی ازذخیره گاه انتخاب شدند که به طور خـالص پوشـیده از درختـانشیشم بودند، موقعیت مکانی همه درختان با قطـر بـیش از 5/2 سانتی متر در هر قطعـه نمونـه بـا اسـتفاده از روش آزیمـوت وفاصله ثبت شد. به منظور دستیابی به شـناخت بهتـر نسـبت بـهوضعیت درختان مذکور؛ علاوه بر قطر برابر سینه، ارتفـ اع و دو قطر عمود بر هم تاج آنها نیز اندازه گیري شد.

روش کار
ارزیابی ناهمگنی توزیع درختان شیشم
به منظور ارزیابی صحیح توزیع مکانی درختان شیشـم در قطعـهنمونه هاي مورد مطالعه، پیش از کاربرد آماره هاي اختصاري ابتدا باید از توزیع همگن شیشم ها در هر قطعه نمونـه اطمینـان پیـداکرد. بنابراین توزیع آماري درختان شیشم در هر قطعه نمونه بـاتوزیع پوآسون ناهمگن مقایسه شد و معنی داري اختلاف بین دو توزیع مذکور با استفاده از آزمون نیکویی برازش کولموگروف- اسمیرنوف بررسی گردید (20).

آماره هاي اختصاري
از آنجایی که هر آماره اختصـار ي جنبـه اي متفـاوت از الگـويمکانی گیاهان را نمایان می نمایـد، از تـابع هـايg ،K2 ، D وO به طور همزمان استفاده گردید که در ادامه به توضـیح هـر کـدامپرداخته شد.

تابع توزیع نزدیکترین همسایه ((D(r)
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

این تابع که نوع ارتبـاط هـر درخـت شیشـم را بـا نزدیکتـرینهمسایه اش در فاصله r نشان می دهد؛ عـلاوه بـر شـکل توزیـعدرختان، تغییرات فاصـله تـا نزدیکتـرین همسـایه را مشـخصمی نماید. این تابع با استفاده از رابطه 1 قابل اندازه گیـري اسـت
۱۷

126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

که در آن ،r مقدار فاصله از نقطه تصـادفی و تـراکم درختـانشیشم در هر قطعه نمونه است. براي تصحیح اثـر حاشـیه اي در این تابع از روش هانیش (Hanisch) به عنوان مناسب ترین روش استفاده شد (20).
D r( ) 1 exp(r2) مقدار این تـابع از صـفر (فاصـله اي کـه در آن درخـت شیشـمنزدیکترین همسایه ندارد) تـا یـک (فاصـله اي کـه در آن همـهشیشم ها داراي نزدیکترین همسـایه هسـتند) تغییـر مـی نمایـد .
هم چنین مقدار ایـن تـابع در الگـوي تجمعـی بیشـتر از حالـتتصــادفی و در الگــوي پراکنــده کمتــر از حالــت تصــادفی است (20).

تابع همبستگی جفتی ((g(r)
این تابع براساس تابع K رایپلی بوده و تراکم درختان شیشـم رادر دایره اي با شعاع r و مرکز تصادفی در محدوده مورد مطالعـهنشان میدهد، هرچند اشکالات ساختاري تابع K رایپلی را ندارد
(رابطه 2) (20).
g(r) 

(2dKr)((rdr) )
در رابطه 2، (dK(r و dr مشتق تابع K رایپلی و r هستند. مقـدار این تابع در یک الگوي مکانی تصادفی برابر یک بـوده و بیشـتر۱۸

شکل 1. موقعیت مکانی قطعه نمونه هاي مورد مطالعه در ذخیره گاه شیشم، استان خوزستان و ایران
بودن این تابع از یک بیانگر الگو مکانی تجمعی و کمتر بودن آن نشان دهنده الگوي مکانی پراکنده است.

(K2(r)) K2 شاخص
این شاخص، تراکم نقاط را در فاصله r نشان داده و مشـتق اولتابع همبستگی جفتی محسوب می شود (رابطه 3). طراحان ایـنشاخص (25) بر این باورند که شاخص مـذکور در مقایسـه بـاتابع K و g به ناهمگنی هاي محیطی حساسیت کمتري دارد.
K2(r)

dg(r) [3]
dr
اگر مقدار این شاخص در یک فاصله غیر از صفر باشـد، در آنفاصله تراکم تغییر کرده است. در صـورت مثبـت بـودن مقـدارشاخص، بیانگر پراکنـدگی درختـان شیشـم و منفـی بـودن آن،نشان دهنده تجمع آنها است (25).

(O(r)) O-ring تابع
تابع O کـه بـا اسـتفاده از تـابعg بـه دسـت مـی آیـد، بـه جـاياندازه گیري تراکم درختان شیشم در دایره اي با شـعاعr (کـه درتابع K و g به کار می رود)، تـراکم درختـان داخـل حلقـه اي بـاعرض معین، شعاع r و مرکز تصادفی تعیین می شود (رابطه 4).
O(r) g(r) [4]

مقدار این تابع براي یک الگوي تصادفی برابر تراکم درختان ( ) است. در صورت بیشتر بودن این تابع از تراکم، الگـوي مکـانیتجمعی بوده و کمتر بودن آن از تراکم نشان دهنده الگوي مکانی پراکنده است (20).

آزمون آماري نتایج
نتایج به دست آمده از هر کدام از آماره هاي اختصاري اشاره شده (تابع هاي K2 ،g ،D و O) با استفاده از توزیع پوآسـون مناسـبدر سطح 05/0 مورد ارزیابی قرار گرفت. یک بازه شـبیه سـازي(simulation envelopes) با استفاده از آزمون مونـت کـارلو بـا
199 تکرار براي توزیع تصادفی درختـان شیشـم در هـر قطعـهنمونه ساخته شده و نتایج هر کدام از آماره هاي اختصاري با بازه مذکور مقایسه شدند (20).

نتایج
اندازه گیري هاي میدانی نشان داد که در قطعه نمونه هاي بررسـیشده (شکل 2) درختان شیشم به صورت خالص وجـود داشـتندکه نتایج مربوط به هر قطعـه نمونـه در جـدول 1 آمـده اسـت.
هم چنین آزمون نیکویی برازش کولموگروف- اسمیرنوف نشـانداد که درختان شیشم در هر سه قطعه نمونه از توزیـع پواسـونناهمگن پیروي می کردند (تأیید فرض صفر) (جدول 2).

شکل 2. قطعه نمونه هاي 1 (الف)، 2 (ب) و 3 (ج) پوشیده از درختان شیشم به طور خالص
(دایره هاي خاکستري نشان دهنده تاج درختان است)
در قطعه نمونه 1(شکل 3)، نتایج تابع D نشـان داد حـداکثرفاصله هر درخت شیشم تا نزدیکترین همسایه اش 12 متر بـود . هم چنین این تابع تأیید کرد که در فاصله 2 تـا 7 متـر، درختـانشیشم به طور معنی داري (05/0=α) کنار یکدیگر تجمع کرده اند ،اگرچه تا فاصله 2 متر و از 12 تا 20 متر اختلاف معنی داري بین فاصله تا نزدیکترین همسایه با حالت تصـادفی وجـود نداشـت(شکل 3). هم چنین شاخص K2 بیانگر تجمع درختان شیشم از فاصله 2 تا حدود 9 متر بوده است هرچند معنی داري این تجمع در سطح 05/0 تأیید نشد. علاوه بر این، نتایج شاخص مـذکورنشان دهنده پراکندگی درختان شیشم تا فاصله 2 متر بـوده ولـیبه لحاظ آماري معنی دار نبود (شکل 3). هم چنین تابع g تجمـعدرختان شیشم تا فاصله 23 متر را نشان داد ولی تنها در فاصـله2 تا 5 متر این تجمع به لحاظ آماري معنـی دار بـوده و در ایـنفاصله تراکم درختان شیشم تا حدود 14 برابر بیشـتر از حالـتتصادفی بوده است (شکل 3). در نهایت تابع O نیز نتایج قبلـیرا در مورد معنی داري تجمع درختان شیشم در نزدیک یکـدیگردر مقیاس فاصله اي 2 تا 5 متر تأیید نمـود و نشـان داد در ایـنفاصله، تراکم درختان شیشم بسیار بیشتر از تراکم متوسط قطعـهنمونه 1 بوده است (شکل 3).
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

در قطعه نمونه 2 (شکل 4)، براساس نتایج تابع D بیشـترینفاصله هر درخت شیشم تا نزدیکترین همسایه اش 10 متر بـودهاست. علاوه بر این، تابع D تجمع درختـان شیشـم را در قطعـهنمونه 2 نشان داده و معنی داري آن (05/0=α) را در فاصله 2 تا 7 متر تأیید نمود (شکل 4). شاخص 2K نیـز نشـان داد تـراکمکلی درختان شیشم از فاصله صـفر تـا 5/1 متـر بیشـتر بـوده و
۱۹
جدول 1. نتایج آماربرداري (میانگین و انحراف معیار) از درختان شیشم در قطعه نمونه ها
میانگین قطعه نمونه 3 قطعه نمونه 2 قطعه نمونه 1 قطعه نمونه ها
4/4 (±1/41) 3/9 (±1/22) 4/7 (±1/83) 4/8 (±1/17) ارتفاع (متر)
2/9 (±1/06) 2/6 (±0/96) 2/8 (±1/07) 3/4 (±1/16) قطر متوسط تاج (متر)
7/6 (±6/49) 6/2 (±4/74) 6/9 (±4/79) 9/8 (±7/93) مساحت تاج (مترمربع)
11/39 (±5/93) 10/3 (±4/49) 11/3 (±6/26) 12/6 (±6/04) قطر برابر سینه (سانتی متر)
239 84 88 67 تعداد درخت
26/5 28 29/3 22/3 تراکم (در هکتار)

جدول 2. نتایج آزمون کولموگروف- اسمیرنوف در برازش توزیع پوآسون ناهمگن بر توزیع درختان شیشم در قطعه نمونه ها
مقدار p آماره جدول آماره آزمون قطعه نمونه ها
0/1786 0/1771 0/1283 قطعه نمونه 1
0/1815 0/1546 0/1148 قطعه نمونه 2
0/2124 0/1582 0/1135 قطعه نمونه 3
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

شکل 3- تغییرات توزیع مکانی درختان شیشم در قطعه نمونه 1 با استفاده از تابع هاي g ،K2 ،D و O (خط مشکی بیانگر تغییرات توزیع درختان، خطوط خاکستري محدوده توزیع تصادفی با استفاده از آزمون مونت کارلو و خط چین قرمز نشان دهنده مقدار پیش فرض در تابع هاي K2 ،D و g و تراکم شیشم (0022/0 درخت در مترمربع) در تابع O است)، (رنگی در نسخه الکترونیکی).
۲۰

شکل 4. تغییرات توزیع مکانی درختان شیشم در قطعه نمونه 2 با استفاده از تابع هاي g ،K2 ،D و O
(خط مشکی بیانگر تغییرات توزیع درختان، خطوط خاکستري محدوده توزیع تصادفی با استفاده از آزمون مونت کارلو و خط چین قرمز نشان دهنده مقدار پیش فرض در تابع هاي K2 ،D و g و تراکم شیشم (0029/0 درخت در مترمربع) در تابع O است)،
(رنگی در نسخه الکترونیکی).

پراکندگی غیرمعنی دار آنها را تأیید نمود. سـپس تـراکم کـاهشداشته به نحوي که در فاصـله 5/1 تـا 5/7 متـر حالـت تجمعـیداشتند، هرچند معنی داري آن در سطح 05/0 تنها در فاصله 5/2 تا 5/3 متر تأیید شد (شکل 4). هم چنین روند تابع g تا مقیـاسفاصله اي 31 متر تجمع درختان شیشم را در ایـن قطعـه نمونـهنشان داد، اگرچه معنی داري آن در سطح 05/0 در فاصله 5/0 تا 4 متر مورد تأیید قرار گرفت و تراکم شیشم هـا در ایـن فاصـلهحداکثر 12 برابر بیشتر از حالت تصادفی بود (شکل 4). تـراکمبیشتر درختان شیشم تا فاصله 31 متر نسبت به تـراکم متوسـطقطعه نمونه 2 و حالت تجمعی آنها تا این فاصله به وسـیله تـابعO نیز نشان داده شد و در مقیاس فاصله اي 1 تا 4 متر معنی داري آن تأیید گردید (شکل 4).
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:29 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]



قیمت: تومان


پاسخ دهید