Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

مقدمه
تجزیه و تحلیل تغییرات مکانی و زمـانی ویژگـیهـای محیطـیمانند خاک و گیاه نیازمند بهکارگیری مفاهیم و روشهای آماری ویژه است (8). در سالهای اخیر جهـت تجزیـه و تحلیـل ایـنگونه دادههای مکانی از مجموعه ابزارهـای آمـاری کـه توانـاییبهکارگیری همزمان اطلاعات کمی و عددی متغیر مـورد نظـر واطلاعات مربوط به موقعیت نسبی جغرافیـایی داده هـا را دارنـد،اســتفاده مــیشــود. ایــن مجموعــهی آمــاری را آمــار مکــانی مینامند (3). زمـین آمـار شـاخه ای از آمـار مکـانی، مبتنـی بـرنظریهی متغیر ناحیهای است که رسالت اساسی آن، مـدل سـازیمتغیرهای ناحیهای در چهارچوب نظریه احتمال میباشد (10) و بهوسیله واریوگراف بهعنـوان ابـزار بررسـی کمـی تغییرپـذیریمکانی پدیدهها (18)، الگوی مکانی مشاهدات را بررسی میکند.
واریــوگرافی کــه در طــی آن اقــدام بــه محاســبه تــابع آمــاریسمیواریانس میشود، یکی از ابزارهای آماری مهـم در بـرآوردساختار تغییرات مکانی متغیرهای محیطی اسـت (8). ایـن تـابعآماری بیانکننده میزان وابستگی مشـاهدات بـه عنـوان تـابعی ازفاصله بین آنها بوده و بنابراین برای تعیین الگوی پراکنش دادهها در بعد مکان بهکار برده میشود (3، 6، 7 و 17).
واریوگرافها کـه در واقـع مقـدار تـابع سـمی واریـانس رابهازای مقادیر مختلف فاصله در یک نمـودار رسـم مـیکنـد در فواص ل ابت دایی دارای تغیی رات ناگه انی و س ریع م یباش ند.
بنابراین مقدار واریوگرام در مبدأ مختصات بیشتر از صفر اسـت .
عوامل گوناگونی مانند خطاهای نمونهبرداری و آزمایشـگاهی وتغییــرات کوتــاه دامنــه ی ویژگــی مــورد مطالعــه ، در فواصــل کوچکتر از کوتاهترین فاصله نمونـه بـرداری و سـایر تغییـراتغیرقابل پیشبینی، باعث جهش اولیه واریـوگرام هـا ی تجربـی وغیرپیوستگی آن در مبـدأ مختصـات مـیشـوند . مقـدار عـددیواریوگرام در گام صفر را اثر قطعهای و نسبت بین اثر قطعهای و حدآستانه را اثر قطعهای نسبی مـی نامنـد . ایـن تغییـرات معـادلپدیده نویز سفید در علم فیزیک است (10).
در علوم زیسـت محیطـی تصـور اینکـه چنـین نوسـانات وتغییرات، فاقد ساختار قابل توصیفی هستند مشکل و با واقعیـتانطباق ندارد. بهعنوان مثال با افزایش سطح منطقه مورد بررسـیمیتوان اقدام به استخراج ساختاری نظـام دار از درون نوسـاناتتصادفی به ظاهر نویز سـفید نمـود کـه در مقیـاس هـای مکـانیمختلف تکرارپذیر است. بدین ترتیـب ماهیـت سلسـله مراتبـیبودن تغییرات و نوسانات مکانی یک متغیر ناحیهای را مـی تـوانبا بهکارگیری مفهوم فرکتال (Fractal Concept)، که بیان کننـدهنسبی بودن تغییرات است بهصورت کمـی توصـیف کـرد (13).
بررسیهای انجام شده نشان میدهند که بسیاری از ویژگیهـایخاک و گیاه دارای رفتاری فرکتالی است، بنابراین بـا اسـتفاده ازنظریه فرکتال میتوان الگـوی سـاختاری تغییـرات مکـانی و یـازمانی آنها را بررسی کرد (12).
فرکتال برای رفع مشکلات موجود در توصیف پدیـده هـایطبیع ی در عل وم زیس تی و اکول وژی اس تفاده م یش ود زی را اندازهگیری مشخصههای طبیعت با ویژگیهای پیچیده بهوسـیلههندسه اقلیدسی امکان ندارد. بعد فرکتالی بـرای توضـیح انـدازهپیچیدگی در این علوم بهکار میرود (11 و 21).
در جنگلداری، هندسه فرکتالی در ارزیابی تراکم توده، توالی جنگل و توصیف و تحلیل فرم درختان بهکـار رفتـه اسـت (15، 21، 23 و 26). همچنین در زمینه تنـوع زیسـتی نیـز پترسـون وهمک اران (22) در عوام ل م وثر ب ر تن وع گون ههای، س اختار فرکتالی یافتند. برای ارزیابی الگوی مکانی جوامـع گیـاهی نیـز،لی (20) از اصول هندسه فرکتالی استفاده نمود.
در اکوسیس تم جنگل ی زاگ رس، تغیی رات مک انی خ اک و پوشش گیـاهی تحـت تـأثیر مجموعـهای از عوامـل فیزیکـی وزیستی شامل توپوگرافی و عوامل انسانی بوده و الگـوی توزیـعآنها دارای نوسانات بسیار است. این جنگلها ازنظر تولید چوب صـنعتی اهمیـت ندارنـد ،امـا از نظـر حفـظ آب و جلـوگیری از فرسایش خاک اهمیت فراوان دارند. از اینرو هنگامی کـه هـدفبرآورد مشخصهای از این جنگلها باشد، بیشتر بـر تـاج پوشـشآنها تکیه میشود زیرا درختان ایـن ناحیـه از یـک سـو بـه سـب ب دخالتهای انسانی و برداشتهای بـی رویـه ، اغلـب دارای قطـ ر

شکل1. موقعیت منطقه مورد مطالعه
برابر سینۀ مشـخص و قابـل انـدازه گیـری نیسـتند و بـه صـورتشاخهزاد و جست گروه ظاهر میشوند و از سوی دیگـر عـاملی که در ایفای نقش حفاظتی این جنگلها مؤثر است، سـطح تـاج آنهاست (1). بنابراین، اگر بتوان بـا اسـتفاده از روشـی مناسـب ،توصیف دقیقی از الگوی توزیع تاج پوشش این جنگلها انجـام داد، بیشک در برنامـه ریـزی و مـدیریت ایـن جنگـل هـا نقـش بهسزایی خواهد داشت (4). همچنین از میان ویژگیهای خـاک،چگالی ظاهری بـه دلیـل کوبیـدگی خـاک در بیشـتر منـاطق، ازفاکتورهای مهم در این اکوسیستمهاسـت . هـدف از انجـام ایـنپژوهش، توصیف الگوی تغییرات مکانی تاج پوشش درختـان وچگ الی ظ اهری خ اک در بخش ی از جنگ له ای زاگ رس ب ا بهکارگیری زمین آمار و نظریه فرکتال است.
مواد و روشها
تحقیق حاضر در بخشی از جنگلهای زاگرس در شـمال شـرقشهر کرمانشاه انجام شده است. این منطقه با نام چالابـه بخشـیاز منطقه حفاظت شده بیستون است (شکل 1). منطقـه حفاظـتشده چالابه با دارا بودن تنوع اکولوژیکی بالا بهعنوان یـ ک منبـعژنتیکی بـا ارزش محسـوب مـی شـود. سـ یمای منطقـه ، کـاملاً کوهستانی با درههایی از جنس آهک است. اقلیم منطقه براساس ضریب خشکی دومارتن ،سرد و نیمهمرطوب میباشد. میـانگینبارندگی سالیانه آن حدود 369 میلیمتر و متوسط دمای هـوا درآن ،9/13 درجه سانتیگراد است.
نمونهبرداری متغیرهای موردنظر در شبکهای منظم بـه ابعـاد
30 متر در 25 متر، صورت گرفت. همچنین با توجه بـه شـرایط جنگل مورد مطالعه و بررسیهای اولیـه ،قطعـات نمونـۀ مربعـ ی شکل به ابعاد 10×10 متر، برای این پژوهش درنظر گرفته شدند (شکل 2). سپس کلیه درختان و درختچههای بلندتر از 5/1 متـرموجود در قطعات نمونه شمارش و دو قطر بزرگ و کوچک تاج
(دو قطر عمود برهم تا دقت دسیمتر) اندازهگیری شدند (4).
جهت اندازهگیری چگالی ظاهری خاک، از مرکز هـر پـلاتبـا اسـتفاده از اس توانه، نمونـهبـرداری ص ورت گرفـت. س پس نمونهها به آزمایشگاه منتقـل و چگـالی ظـاهری آنهـا از طریـقاندازهگیری وزن حجم معینی از خـاک محاسـبه گردیـد (5). در مجموع 100 قطعه نمونه برداشت شد. الگـوی نمونـهبـرداری وموقعیت قطعات نمونه در شکل 2 آمده است.
تجزیه و تحلیل دادهها
توصیف آماری دادهها بهمنظور دستیابی به خلاصـه اطلاعـاتآماری هر ویژگی، با استفاده از نرم افزارSPSS 17 انجام گرفت.
شاخصهای آماری میانگین، میانـه، حـداقل، حـداکثر، انحـرافمعیار، ضریب تغییرات و چولگی برای هر دو متغیر تعـی ن شـد . نرمال بودن دادهها با استفاده از آزمون کولموگروف- اسمیرنوف بررسی شد.
زمین آمار
برای مقایسه دو کمیت در دو نقطه با مختصات مختلف، بررسی اختلاف آنها طبیعیترین روش مقایسـه اسـت. بـر ایـن اسـاس،برای تمام موقعیـت هـا، تـوان دوم ایـن اخـتلاف تحـت عنـوانواریوگرام بهصورت معادله زیر محاسبه گردید:
N(h)2
374650-37946

126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

(h) 12N(h)  Z(X ) Z(Xi i h)
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

در این سایت فقط تکه هایی از این مطلب با شماره بندی انتهای صفحه درج می شود که ممکن است هنگام انتقال از فایل ورد به داخل سایت کلمات به هم بریزد یا شکل ها درج نشود

شما می توانید تکه های دیگری از این مطلب را با جستجو در همین سایت بخوانید

ولی برای دانلود فایل اصلی با فرمت ورد حاوی تمامی قسمت ها با منابع کامل

اینجا کلیک کنید

i 1که در آن،N(h) تعداد جفتهای جدا شده در فاصـله گـام(h)،(Z(xi مقدار متغیر اندازهگیری شده در نقطهi و Z(xi+h) مقـدارمتغیر اندازهگیـری شـده در موقعیـت مکـانیi+h اسـت . بـرایواریوگرام ایدهآل، سه پارامتر را میتوان بهصورت اثـر قطعـهای ،حدآستانه یا سقف و دامنه تأثیر بیان کرد. اثر قطعهای، واریـانسمؤلفه غیرسـاختاری (تصـادفی )، حـد آسـتانه بیـانگر تقریبـی ازواریانس کل و دامنه تاثیر تعیین کننده فاصلهای است کـه فراتـراز آن هیچ همبستگی مکانی بین مشاهدات وجود ندارد (10).
درجه وابستگی مکانی متغیرهـا بـراسـاس تقسـیم واریـانساثرقطعهای به حدآستانه (واریانس کل) ضرب در 100 بـه دسـتمیآید. چنانچه این نسبت کمتر از 25% باشد همبسـتگی قـوی،75-25% همبستگی متوسط و بیشتر از 75% همبسـتگ ی ضـعیفخواه د ب ود (2 و 25). تحلی ل س اختار مک انی ب ا اس تفاده از واریـوگرام و اعتبارسـنجی آنهـا بـر مبنـایcross validation از طریق نرم افزار 5.1 +GS انجام شد.
(Autocorrelation) خودهمبستگی

شکل 2. الگوی نمونهبرداری و موقعیت نمونهها در منطقه مورد مطالعه
خودهمبستگی در صورتی ایجاد مـی شـود کـه نمونـههـا دارایهمبستگی مکانی باشـند . زمـان ی کـه در یـک متغیـر همبسـتگیمکانی(Spatial Dependency) وجود داشـته باشـد، نمونـههـاینزدیکتر شباهت بیشتری به هم دارند تا نمونههـای دورتـر، دراین حالت اصـطلاح اً گفتـه مـی شـود کـه ایـن نمونـههـا دارایخودهمبســتگی (Autocorrelation) هســتند. خودهمبســتگی را میتوان از طریـق نمو دارهـا و شـاخصهـای مختلـف محاسـبه نمود (14). در این تحقیق نمودار خودهمبسـتگی بـا اسـتفاده ازنرمافزار ASTSA 1.3 بررسی شده است (24).
نظریه فرکتال
واژه فرکتال در سال 1976 توسـط ر یاضـید ان فرانسـوی بـهنـامبنوئیت مندلبروت وارد دنیای ریاضیات شد. مندلبروت وقتی که بر روی پژوهشی در مورد طول سواحل انگلیس مطالعه میکـرد به این نتیجه رسید که هرگاه با مقیاس بزرگ ایـن طـول انـدازهگرفته شود، مقدار آن کمتر از زمانی است کـه مقیـاس کـوچکترباشــد. بــدین ترتیــب بــا توجــه بــه نامحــدود بــودن مقیــاساندازهگیری، در نهایت طول ساحل نامحـدود بـهنظـر مـیرسـد . چنین نظریهای به تحولی فراگیر در درک تصویری که تاکنون از بعد، وجود داشت منجـر شـد و علمـی بـهنـام هندسـه فرکتـالپایهگذاری شد (8). هندسه فرکتال عبارت از هندسه پدیدههـا وسیستمهای ناهموار با مرز ناصاف و شکل نااقلیدسـی اسـت. در واقــع هندســه فرکتــال، بیــان ریاضــی از معمــاری طبیعــتاست (19).

هندسه فراکتال بر خـلاف هندسـه اقلیدسـی، روش بهتـری
جدول 1. خلاصه آماری دادههای تاج پوشش درختان و چگالی ظاهری خاک
چولگی بیشینه کمینه تعداد ضریب تغییرات متغیرمیانگینمیانهانحراف معیار
نمونهها(درصد)
0/65 80 0 84 تاج پوشش (درصد در پلات)1004/24255/20
0/43 1/9 0/2 67 چگالی ظاهری خاک (3gr/cm)10059/056/04/0
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

برای توضیح پدیدههـا ی طبیعـ ی اسـت و سـاختارهای پیچیـدهجوامع گیاهی از جمله جنگلها را بهخـوبی مـیتوانـد ارزیـابیکند (11). زبانی کـه ایـن هندسـه بـهوسـیله آن بیـان مـیشـودالگوریتم نام دارد که با آن ،اشیاء مرکب میتوانند به فرمولهـا وقوانین سادهتری ترجمـه و خلاصـه شـوند. اشـکال فرکتـال بـافرایندهای پویا تولید شده و دارای خاصیت خودهمانندی یا بـهتعبیر دیگرself-similarity هستند که بیانکننده تشـابه ظـاهریدر یک و یا تمامی جهات و مقیاسهاست. بهعبارت دیگر خـودتشابهی آمـاری بیـانکننـده حـالتی اسـت کـه الگـوی تغییـراتموردنظر در یک مقیاس معین، در دیگـر م قیـاس هـا نیـز تکـرارمیشود (13).
بهمنظور توصیف خودتشـابهی در یـک پدیـده از پـارامتریبهنام بعد فرکتالی استفاده مـی شـود . روشهـای مختلفـی بـرایمحاسبه بعد فرکتالی پدیدههای طبیعی وجود دارد. بورو از تـابعسمیواریـانس بـهعنـوان ابـزاری بـرای محاسـبه بعـد فرکتـالیمتغیرهـــای محیطـــی اســـتفاده کـــرد (12). وی از لگـــاریتم سمیواریانس بهعنوان تابعی از لگاریتم فاصـله و مناسـبتـرینخط برگشت برازش داده شده به آن استفاده کرد. از آنجایی کـهمقدار عـددیFractal Dimension) D ) انعکاسـی از نوسـاناتکوتاه دامنه و بلند دامنه در فضای مورد مطالعـه اسـت، بنـابراین مقادیر بزرگتر D نشان دهنده اهمیت و غالـب بـودن تغییـراتکوتاه دامنه و برعکس میباشند.
در شرایط نویز سفید، شیب خط برابر صفر بوده و در نتیجه بعد فرکتال مساوی 2 خواهد بود. این بدان معناست کـه مقـادیرمتوالی اندازهگیری شده برای یک متغیر تقریبا مستقل از یکدیگر بوده و هیچگونه وابستگی مکانی بین مقادیر موردنظر نمـی تـوانتصور کرد. از طرف دیگر چنانچـه یـک رونـد خطـی سـاده درمقادیر اندازهگیری شده وجود داشته باشد در این صورت شـیبخط برابر 2 و بعد فرکتالی مسـاوی یـک اسـت. بـدین ترتیـبحداقل نوسانات نقطه به نقطـه بـین مقـادیر مشـاهداتی وجـودداشته و تغییرات بهطور عمده از نوع بلند دامنـه مـیباشـند (8). استفاده از هندسه فرکتالی در اکولوژی باعث درک بهتر فرایندها و پدیدههای طبیعی میشود و یک روش مناسب بـرای ارزیـابیساختار و الگوی پراکنش مکانی جوامع گیاهی با ساختار فرکتال و کمی کردن ویژگیهای آنها است (11).
نتایج و بحث
نتــایج حاصــل از جــدول خلاصــه آمــاری و آزمــون نرمــال(کولموگروف- اسمیرونوف) نشان دادند کـه توزیـع دادههـا درمورد هر دو پارامتر از توزیع نزدیک به نرمال پیروی میکنـد . بـاتوجه به مقادیر پایین چولگی در مـورد ایـن متغیرهـا و نزدیـکبودن میانگین و میانه (جـدول 1) در مـورد آنهـا کـه مـیتوانـد بی انگر توزی ع نس بتا نرم ال ای ن متغیره ا باش د (9). آنالیزه ا برحسب دادههای اصلی صورت گرفت. خلاصه آماری دادههایتــاج پوشــش و چگــالی ظــاهری خــاک در جــدول 1 آمــدهاست.
براساس نتایج بهدست آمده، میـانگین درصـد تـاج پوشـشدرختان 4/22 در پلات و ضریب تغییرات آن برابر با 84 درصـداست. در مورد چگالی ظاهری خاک، میانگین و ضریب تغییرات بهترتیب برابر با 59/0 و 67 درصد میباشند. چگالی خاکهـایجنگل ی از 2/0، در برخ ی لای هه ای آل ی، ت ا ح دود 9/1، در شنهای دانه درشت، متغیر است. خاکهای دارای خلل و فـرج
126873867918Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

زیاد، چگالی کم و خاکهای فشرده شده چگالی بیشتری دارنـد .ای ن ویژگ ی خ اک، توس ط ج انوران عل فخ وار و اس تفادهتفرجگاهی وسـیع بـهویـژه در خـاکهـای ریـز بافـت افـزایشمییابد (16).
تجزیه و تحلیل ساختار تغییرات مکانی (واریوگرام)واریوگرامهای تجربی محاسبه شده و ضرایب مدلهـای نظـریبرازش داده شده بر آنها بهترتیب در شـکل 3 و جـدول 2 آمـدهاست. نتایج نشـان مـیدهـد کـه چگـالی ظـاهری خـاک دارایساختار مکانی متوسط با مدل نمایی اما با توجه به اثـر قطعـه ای آن، نزدیک به تصادفی است. تاج پوشش نیز فاقد ساختار مکانی مشخص (مدل خطی) میباشد. در واقع واریانس مشـاهدات بـاافــزایش ابعــاد منطقــه مطالعــاتی ســیری صــعودی داشــته وحدآستانهای برای واریانس آنها نمیتوان تعیین کرد. ایـن رفتـارمیتواند بیان کننده شدت ناهمگنی مکانی در این ویژگـی هـا دراین منطقه باشد (8). وجود ناهمگنی زیـاد در پـراکنش پوشـشگیاهی عامـل وجـود چنـین سـاختارهایی در خـاک و درختـان
a bشکل 3. واریوگرامهای تجربی و مدلهای برازش داده شده به دادههای a: درصد تاج پوشش درختان و b: چگالی ظاهری خاک
جدول 2. پارامترهای مدل برازش داده شده بر واریوگرام های درصد تاج پوشش درختان و چگالی ظاهری خاک
RSS ضریبرگرسیون
اعتبارسنجی(2R ) کلاس همبستگی مکانی اثرقطعهای/حدآستانه
(%) دامنه تاثیر (متر) حدآستانه اثرقطعهای مدل متغیر
1058 0/18 فاقد همبستگی مکانی 100 310 404/7 404/7 خطی تاج پوشش
1/03 0/79 متوسط 40 100 0/136 0/054 نمایی چگالی خاک
است.
خودهمبستگی
نمودارهای خودهمبستگی دو متغیـر مـورد بررسـی در شـکل 4
آمــده اســت . بــراســاس ایــن نمودارهــا چ نانچــه گــام هــای خودهمبستگی، بالاتر از خطوط حدود اعتماد قرار گیرنـد متغیـرمورد بررسی دارای خودهمبستگی میباشـد . بـدیهی اسـت کـهمقدار خودهمبستگی بین 1- و 1+ خواهد بود. همـان گونـه کـهمشاهده میشود هیچکدام خودهمبستگی ندارند. ایـن نمودارهـادر واقع تایید کننده عدم وجود ساختار مکـانی مشـخص بـرایمتغیرهاست. اگرچه چگالی ظاهری خاک دارای ساختار مکـانیمتوسط با مدل سقفدار است اما این ساختار نیز قوی نیسـت وبا بررسی خودهمبستگی نیـز اثـری از همبسـتگی مکـانی دیـدهنشد.
تجزیه و تحلیل فرکتالی الگوی تغییرات مکانینوسانات مقادیر متغیرهای مورد بررسی در شکل 5 نمـایش داده

ab
126873867918Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

شکل4. نمودار خودهمبستگی دادههای a: تاج پوشش درختان و b: چگالی ظاهری خاک خطوط سبز در دوطرف گامها بیانگرحدود اعتماد هستند. Lag: گام یا فاصله میباشد.

شکل 5. نوسانات مقادیر متغیرها در محدوده نمونهبرداریa : درصد تاج پوشش درختانو b: چگالی ظاهری خاک
126873867918Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:33 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.4.12.77 ]

جدول 3. ابعاد فرکتالی محاسبه شده برای متغیرها
بعد فرکتالی (D) متغیر اندازهگیری شده
1/98 درصد تاج پوشش
1/93 چگالی ظاهری خاک
شده است. مقادیر بعد فرکتالی محاسـبه شـده نیـز در جـدول 3آمده است.
الگوی تغییـرات مکـانی دو متغیـر دارای نوسـانات زیـادیمیباشد. هرچند نوسانات چگالی ظـاهری خـاک کمتـر از تـاجپوشش است اما مقدار بعد فرکتالی هر دو بالاست. ایـن بیـانگرغالب بـودن نوسـانات و تغییـرات کوتـاه دامنـه در ایـن ناحیـهاست (8). واریوگرامهای مربوط نیز بـه خـوبی ایـن موضـوع رانشان میدهند. بررسی نحوه پراکنش و رفتـار فرکتـالی متغیرهـانشان میدهـد کـه نوسـانات شـدیدی در منطقـه وجـود دارد وتغییرات مکانی دارای ساختار و نظـام منـدی مشخصـی نیسـت.
ساختار، واریوگرامهـا، میـزان اثـر قطعـهای بـالا و عـدم وجـودخودهمبستگی دلالت بر این موضوع دارنـد . اگرچـه واریـوگرامچگالی خاک توسط مدل دارای حدآستانه (نمـایی ) بـرازش دادهشده است ولی اثر قطعهای نسبی حاکی از زیاد بـودن نوسـاناتدر مقیاس کوتاه دامنه میباشد.
بررسی این دو متغیر نشان مـی دهـد کـه دارای خصوصـیتفرکتالی هستند. اگرچـه مطالعـه مشـابهی در اکوسیسـتم جنگـلبهمنظور مقایسه نتایج ایـن تحقیـق در دسـترس نمـیباشـد امـامقادیر محاسبه شده بعد فرکتـالی بـا نتـایج مطالعـه محمـدی ورئیسی (8) مطابقت میکند. در تحقیـق آنهـا نیـز محاسـبه بعـد
منابع مورد استفاده


دیدگاهتان را بنویسید