۱. گروه منابع طبیعی و محیط زیست، دانشکده کشاورزی، دانشگاه شیراز
* : مسئول مکاتبات، پست الکترونیکی: erfanifard@shirazu.ac.ir
۱۵
مقدمه
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

در هر جامعه گیاهی، تحلیل و درک نوع ارتباط درون گونه ای و بین گونه ای گیاهان با یکدیگر یکی از مهم ترین بخش های بـومشناسی فردی و گروهی است، به نحـوی کـه بـرهمکنش مثبـت(تسهیل کنندگی) و یا منفی (رقابتی) گیاهان با توجه به شـرایطمحیطی، یکی از عوامل اصلی در شکل گیری 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 ای بـر ارتبـاط آنهـا بـایکدیگر و با محیط اطرافشان تأثیر نداشته باشد و به همین علت، در طبیعت گیاهان یک گونه ممکن است در فاصله های معین از یکدیگر مستقر شوند. از سوی دیگر، در برخی موارد نیز تشکیل اجتماعاتی را می دهند که تجمع درون گونه ای 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 درک جنبـه هـایمختلفی از بوم شناسی فردی و گروهی هر بـوم سـازگان دسـتیافت. اگرچه پژوهش های گسترده ای در زمینه تأثیر رقابـت بـراستقرار و رویش گیاهان در بوم سـازگان هـای مختلـف تـاکنونانجام شده است (18، 26 و 28)، لیکن اطلاعات کمی در مورد نوع برهمکنش های درون گونه ای گیاهان و تأثیر آن بـر الگـویمکانی آنها در طبیعت وجود دارد. ارزیابی کمی الگوهای مکانی گیاهان با استفاده از آماره های اختصـاری مختلفـی امکـان پـذیراست که هر کدام، جنبه های متفاوتی از روابط متقابل گیاهان بـایکدیگر را نمایان می کنند. ایـن آمـاره هـای اختصـاری بـه طـورروزافــزون در حــال توســعه هســتند و ناکارآمــدی برخــی ازآماره های اختصاری متداول در روش های جدید برطـرف شـدهاست. به عنوان مثال، تابع K رایپلی و شکل خطـی آن (تـابعL ) به عنوان یکی از پرکاربردترین آماره های اختصاری مورد استفاده در تحلیل الگوی 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 بـرای مطالعـهکمی در بوم شناسی مکانی گیاهان طراحی شده اند، می تـوان بـالحاظ کردن ناهمگنی های محیطـی کـه رفتارهـای گیاهـان و درنتیجه، الگوی پراکنش آنها را تحت تأثیر قرار می دهـد، بـه درکصحیح تری از رفتارهای متقابل آنها با یکـدیگر در عرصـه هـایطبیعی دست یافت (13، 17 و 20). اگرچه مطالعـاتی در مـوردالگوی مکانی درختان در جنگل در داخل (2، 4 و 6) و خـارجاز کشور (19، 23 و 24) انجام شده اسـت کـه نحـوه پـراکنشگونه های مختلف را در مقیاس های مکانی متفاوت مورد بررسی قرار داده اند، معرفی آماره های اختصاری جدید و کاربرد صحیح آنها با استفاده از فرضیه های آماری مناسب هـم چنـان ضـروریبه نظر می رسد. علاوه بر این، استفاده همزمان از مجموعـه ای از آماره های اختصاری مناسب با هدف مطالعه به منظـور شـناختجنبه های مختلف توزیـع مکـانی گیاهـان و در نتیجـه، ارزیـابی رفتارهای متقابل آنها با یکدیگر اجتناب ناپذیر است (20).
یکی از ناحیه های رویشی ایران، ناحیه رویشی خلیج عمانی است که به دلیل تأثیرپـذیری از خلـیج فـارس و دریـای عمـانزیستگاه گونه های گیـاهی شـبه گرمسـیری اسـت و از اهمیـتزیادی به لحاظ بوم شناختی و اقتصـادی – اجتمـاعی برخـوردارمی باشد. تاکنون مطالعات اندکی در مورد برخی گونه هـای ایـنناحیه رویشی انجـام شـده اسـت بـه نحـوی کـه گونـه شیشـم(Dalbergia sissoo Roxb.) به عنوان یکی از گونـه هـای بـومیاین منطقه، ناشناخته مانده و در مطالعات خارج از کشـور (21) جزء گونه های بومی ایران بـه شـمار نمـی آیـد و در ایـران نیـزتحقیقات معدودی در زمینه آن انجام شـده اسـت (8). بنـابراینشناخت برهمکنش درون گونه ای شیشم در رویشگاه های طبیعی به منظور مدیریت صحیح آن و هم چنین جلـوگیری از انقـراضاین گونه بومی ارزشمند ضروری به نظر می رسد، به ویـژه اینکـهشیشم به عنوان یـک گونـه مناسـب در طـرح هـای احیـایی نیـزشناخته شده است. از طرف دیگر، معرفی و کـاربرد آمـاره هـای
اختصاری مهم در تحلیل الگوی مکانی درختان در زیستگاه های طبیعی و توسعه آنها در مطالعـات کمـی بـوم شناسـی فـردی وگروهی از اهمیت زیادی برخوردار است. بنابراین این پـژوهشبــا هــدف بررســی کمــی رفتارهــای متقابــل درون گونــه ای درختان شیشم در ذخیره گاه شیشم استان خوزستان انجـام شـد. هـدف دیگ ر ای ن پ ژوهش کـاربرد آم اره ه ای اختص اری ب ا ساختارهای متفاوت به منظور درک جنبـه هـای مختلـف توزیـعمکانی درختان شیشم بوده است. در عین حال، تأکید بر استفاده از روش های مناسبی کـه نـاهمگنی هـای محیطـی را در تحلیـلالگوی 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 های کرمان، سیستان و بلوچستان، خوزسـتان، هرمزگـان) پراکنده شده است (9). ذخیره گـاه شیشـم اسـتان خوزسـتان در 145 کیلومتری شمال شهرستان اهواز قرار دارد که مساحتی بالغ بر 50 هکتار را می پوشاند (شـکل 1). در ایـن منطقـه میـانگیندمای سالیانه 3/24 درجه سانتی گراد و متوسط بارندگی سـالیانه7/390 میلی متر (براساس داده های آماری 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 های خالص شیشم (Dalbergia sissoo Roxb.) و توده های آمیخته شیشم به همراه کهور (Prosopis spp.)، کنـار(Ziziphus spina-christi) و بادام (Amygdalus spp.) است. از آنجایی که برای مطالعه روابط متقابل گیاهان یک گونـه در بـومشناسی فردی باید بخش هایی را انتخاب کرد کـه از جنبـه هـایمختلف 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).

آماربرداری
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 گیری شد.

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

آماره های اختصاری
از آنجایی که هر آماره اختصـار ی جنبـه ای متفـاوت از الگـویمکانی گیاهان را نمایان می نمایـد، از تـابع هـایg ،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 16:11 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 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 گیـری اسـت
۱۷

126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 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. برای تصحیح اثـر حاشـیه ای 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 ای کـه در آن درخـت شیشـمنزدیکترین همسایه ندارد) تـا یـک (فاصـله ای کـه در آن همـهشیشم ها دارای نزدیکترین همسـایه هسـتند) تغییـر مـی نمایـد .
هم چنین مقدار ایـن تـابع در الگـوی تجمعـی بیشـتر از حالـتتصــادفی و در الگــوی 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 ای با شعاع r و مرکز تصادفی در محدوده مورد مطالعـهنشان میدهد، هرچند اشکالات ساختاری 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 الگوی مکانی تصادفی برابر یک بـوده و بیشـتر۱۸

شکل 1. موقعیت مکانی قطعه نمونه های 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 الگوی 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 های محیطی حساسیت کمتری 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 جـایاندازه گیری تراکم درختان شیشم در دایره ای با شـعاعr (کـه درتابع K و g به کار می رود)، تـراکم درختـان داخـل حلقـه ای بـاعرض معین، شعاع r و مرکز تصادفی تعیین می شود (رابطه 4).
O(r) g(r) [4]

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

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

نتایج
اندازه گیری های میدانی نشان داد که در قطعه نمونه های 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 پیروی می کردند (تأیید فرض صفر) (جدول 2).

شکل 2. قطعه نمونه های 1 (الف)، 2 (ب) و 3 (ج) پوشیده از درختان شیشم به طور خالص
(دایره های خاکستری نشان دهنده تاج درختان است)

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

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 داری (05/0=α) کنار یکدیگر تجمع کرده اند ،اگرچه تا فاصله 2 متر و از 12 تا 20 متر اختلاف معنی داری 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 داری 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 آماری 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 آماری 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 داری تجمع درختان شیشم در نزدیک یکـدیگردر مقیاس فاصله ای 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 16:11 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 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 داری 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 آماربرداری (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 16:11 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 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 های g ،K2 ،D و O (خط مشکی بیانگر تغییرات توزیع درختان، خطوط خاکستری محدوده توزیع تصادفی با استفاده از آزمون مونت کارلو و خط چین قرمز نشان دهنده مقدار پیش فرض در تابع های 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 های g ،K2 ،D و O
(خط مشکی بیانگر تغییرات توزیع درختان، خطوط خاکستری محدوده توزیع تصادفی با استفاده از آزمون مونت کارلو و خط چین قرمز نشان دهنده مقدار پیش فرض در تابع های 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 نحوی که در فاصـله 5/1 تـا 5/7 متـر حالـت تجمعـیداشتند، هرچند معنی داری 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 ای 31 متر تجمع درختان شیشم را در ایـن قطعـه نمونـهنشان داد، اگرچه معنی داری 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 ای 1 تا 4 متر معنی داری آن تأیید گردید (شکل 4).
126873867918

Downloaded from ijae.iut.ac.ir at 16:11 IRST on Saturday October 28th 2017 [ DOI: 10.18869/acadpub.ijae.5.15.15 ]

  • 1

پاسخ دهید