DOI: 10.2478/v10111-010-0004-3 LeS
ne Prace Badawcze (Forest Research Papers), 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
ORYGINALNA PRACA NAUKOWA
Marek Szymański1, Witold Pazdrowski1, Katarzyna Kax
mierczak2, Marcin Nawrot1, Marta Werner1,
Krzysztof Mańka1
Proces oczyszczania się pni dębu szypułkowego (Quercus robur L.)
a pierS
nica drzew w drzewostanach gospodarczych
Self-pruning of pedunculate oak (Quercus robur L.) stems and the diameter at breast height
of trees in commercially managed stands
Abstract. The focus of this study was on the knottiness and self-pruning of trees at 10 study sites from which 30 trees
were selected for observation. These areas represent two main forest site types (fresh mixed deciduous forest  LMS
w
and fresh deciduous forest  LS
w) characteristic of the silvicultural regime of oaks in Poland s lowland area. Sample
trees were selected according to the principles of the Urich method (with the same number of trees in the diameter class)
and Kraft s biosocial classification. Trees from the dominant stand (class I, II and III according to Kraft s classification)
were subjected to analysis.
Normal distribution of length parameters was found for the majority of analysed zones of sample trees. On this basis
correlation values were calculated describing the relationships between the diameter at breast height (dbh) and self-
pruned zones on the stem: with knobs visible on external surface of tree stem, with snags remained after the dead
branches, with the still unbroken dead and dying branches, live crown (active with regard to transpiration and
photosynthesis).
The length of the self-pruned tree stems from the fresh deciduous forest was greater in comparison with the trees
from the fresh mixed deciduous forest. In turn, the length of the knob and snag zones was greater in trees from the fresh
mixed deciduous forest. The variation in these parameters was rather insignificant.
No statistically significant differences were detected in mean lengths of the examined zones between the two forest
site types. Trees in the oldest age classes (VI and VII) showed a higher mean length of individual stem zones compared
with those in younger age classes.
Key words: knottiness, tree crown, wood quality, juvenile wood
1. Wstęp W warunkach polskich drewno okrągłe, głównie wiel-
kowymiarowe, najczęS
ciej przeznaczane jest do produkcji
Drzewa pozostają wciąż głównym komponentem tarcicy lub okleiny. Ta grupa drewna ma największy udział
biosfery, a drewno odgrywa ogromną rolę jako surowiec w produkcji surowca drzewnego. W przypadku drewna
odnawialny i naturalny, będący elementem zrównowa- dębowego nie bez znaczenia jest jego zastosowanie jako
żonej gospodarki (Plomion et al. 2001). surowca na okleinę. W rozwiązaniach konstrukcyjnych
1
Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu, Katedra Użytkowania Lasu, ul. Wojska Polskiego 71  A , 60-625 Poznań,
Fax: + 48 61 848 77 55, e-mail: [e-mail]
2
Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu, Katedra Urządzania Lasu, Zakład Dendrometrii i ProdukcyjnoS
ci Lasu,
ul. Wojska Polskiego 71 C , 60-625 Poznań
Praca niniejsza powstała dzięki wsparciu Ministra Nauki i Szkolnictwa Wyższego ze S
rodków na naukę oraz Uniwersytetu
Przyrodniczego w Poznaniu
62 M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
szczególną rolę odgrywają niektóre parametry surowca Polska norma PN-EN 1316-1, dostosowana do nor-
drzewnego: wymiary, właS
ciwoS
ci mechaniczne, kur- my europejskiej EN 1316-1:1997, przeznaczona do doS
-
czenie się i pęcznienie (Macdonald et Hubert 2002). wiadczalnego stosowania stanowi, że w najwyższej kla-
Wymiary surowca są jednym z głównych kryteriów oce- sie jakoS
ci drewna dębowego Q-A może występować
ny przyjętym w Polskich Normach i stosowanym przez maksymalnie 15 mm sęków zdrowych niezaroS
niętych
odbiorców. Wymiary i sękatoS
ć są podstawowymi ce- (jako suma S
rednic) na 2,5 m bieżącego pnia, przy braku
chami surowca drzewnego decydującymi o możliwoS
ci innych sęków. Sęki zepsute niezaroS
nięte są niedopusz-
jego zastosowania do okreS
lonych celów. SękatoS
ć, czalne, a wilki i sęki zaroS
nięte oraz czeczota mogą
okreS
lana iloS
cią i rozmiarami sęków, jest jednym z występować w iloS
ci 1 wilk na 2,5 metra pnia przy braku
podstawowych parametrów oceny jakoS
ci drewna1. pozostałych wad z tej grupy.
Ważna jest również trwałoS
ć drewna, determinująca jego ZależnoS
ć pomiędzy wielkoS
cią korony i wysoko-
wytrzymałoS
ć na niekorzystne działanie czynników S
cią drzew była stosunkowo często poddawana ocenie
atmosferycznych (Harding 1988, za Macdonald et (Lemke 1966, 1968, 1971), rzadziej natomiast obser-
Hubert 2002). wowano wpływ tych elementów oraz klasy wieku na
Sęki i drewno młodociane wpływają zarówno na jakoS
ć produkowanego surowca drzewnego.
jakoS
ć surowca, jak i właS
ciwoS
ci technologiczne dre- Badaniami zależnoS
ci między jakoS
cią drewna ręb-
wna w przerobie. Stąd w obszarze prezentowanych ba- nych sosen wyrosłych w warunkach boru mieszanego
dań znalazł się m.in. problem wpływu zagęszczenia S
wieżego (z udziałem drewna bez wad) a niektórymi ce-
upraw na jakoS
ć produkowanego drewna. Uznano, że chami koron drzew zajmował się m.in. Pazdrowski
drzewa posadzone w rzadszej więx
bie posiadają ten- (1994). Stwierdził on, że analizowane cechy iloS
ciowe
dencję do wytwarzania większych sęków, powiększania koron (długoS
ć korony, szerokoS
ć korony, pole rzutu
szerokoS
ci słojów strefy drewna młodocianego i obni- korony, względna długoS
ć korony  względem wyso-
żenia gęstoS
ci drewna (Brazier 1970, 1977, Ward et koS
ci drzewa lub drzewostanu) mogą być przydatne do
Gardiner 1976, Gardiner et O Sullivan 1978, Humph- szacowania udziału drewna bez wad w kłodach od-
reys 1991, Brazier et Mobbs 1993, za Macdonald et ziomkowych drzew (za wyjątkiem względnej długoS
ci
Hubert 2002). Pollack i inni (1990, za Macdonald et korony  ustalonej względem wysokoS
ci drzewostanu).
Hubert 2002) wykazali, że rozlux
nienie więx
by powo- Zamieranie gałęzi następuje po przekroczeniu punk-
duje wzrost S
rednicy korony, powierzchni rzutu korony i tu kompensacyjnego asymilacji i dysymilacji. Czynnik
skutkuje obniżeniem zwarcia. Humphreys (1991, za S
wiatła spełnia tu dużą rolę (Pazdrowski 1996). Według
Macdonald et Hubert 2002) stwierdził, że lux
niejsza Hejnowicza (2002) starzenie się i obumieranie gałęzi
więx
ba jest powiązana z mniejszym udziałem surowca bocznych odbywa się w kilku etapach. Temesgen et al.
wyższej jakoS
ci, wzrostem szerokoS
ci słojów drewna (2005) (za Kramer et Kozlowski 1979) uważają, że żywe
młodocianego, wzrostem rozmiarów gałęzi, a także gałęzie pozostają na drzewach wówczas, gdy przyczy-
zmniejszoną gęstoS
cią drewna. niają się do produkcji netto fotosyntezy oraz że wy-
Istotnym zagadnieniem jest tempo zarastania sęków. stępowanie ulistnionych gałęzi w niższych partiach pnia
Szczupakowska (1975), prowadząc prace nad dynamiką drzew rosnących w zwarciu zależy od iloS
ci S
wiatła
zarastania sęków u podkrzesanych dębów bezszypułko- przepuszczonego przez sklepienie koron i cienioznoS
-
wych (Quercus petraea Liebl.) w NadleS
nictwie DoS
- noS
ci gatunku: u drzew rosnących na otwartej prze-
wiadczalnym Laski, zaobserwowała, że sęki położone strzeni zachowane są żywe gałęzie do poziomu gruntu.
po południowej stronie pnia zarastają przeciętnie o 12% W prowadzeniu drzewostanów sztucznie odnawia-
szybciej od położonych po stronie północnej. Najwięk- nych należy zwracać uwagę na właS
ciwą więx
bę po-
szy S
redni stopień zarastania sęków w ujęciu procen- czątkową, warunkującą zwieranie się upraw, oraz na
towym wykazują drzewa o S
redniej pierS
nicy (63%). prawidłową regulację zwarcia w kolejnych fazach roz-
R
rednica drzewa w miejscu występowania sęka, wy- wojowych drzewostanów. Szybkie dojS
cie do zwarcia
nosząca od 4,01 do 6,00 cm, wpływa na zwiększenie przyS
piesza zamieranie gałęzi począwszy od dołu i stop-
szybkoS
ci zarastania sęków, natomiast wysokoS
ć drze- niowo przesuwa się ono ku górze (Pazdrowski 1996).
wa i długoS
ć korony żywej nie mają na to wyrax
nego Zabiegi hodowlane wpływają na jakoS
ć drewna w spo-
wpływu. sób poS
redni, kształtując warunki wzrostu i rozwoju
1
PN-79/D-01011 Polska Norma: Wady Drewna. Polski Komitet Normalizacyjny;
PN-EN 1316-1. 1999. Drewno okrągłe liS
ciaste. Klasyfikacja jakoS
ciowa. Dąb i buk. Polski Komitet Normalizacyjny,
norma do doS
wiadczalnego stosowania.
M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73. 63
koron oraz korzeni drzew (Briggs et Smith 1986, Zobel rametru do oceny jakoS
ci drewna. W przeglądzie prac
et van Buijtenen 1989, za Macdonald et Hubert 2002). dotyczących parametrów koron drzew i modelowania
Brazier (1977, za Macdonald et Hubert 2002) podzielił gałęzistoS
ci Fern�ndez i Norero (2006) wymieniają m.in.
zabiegi hodowlane na dwa rodzaje, według ich wpływu takie gatunki objęte oceną, jak daglezja Pseudotsuga
na pojedyncze drzewa i ich grupy. Do pierwszego ro- menziesii (Mirb.) (Magiure et al. 1991, 1994, 1999), czy
dzaju należą czynnoS
ci, ich efekty oraz przejawy, które sosna zwyczajna Pinus sylvestris L. (M�kinen et Colins
wpływają wprost na wzrost pojedynczych drzew, tj.: 1998, Catchlepoole et al. 2004), brak natomiast prac
zastosowana więx
ba początkowa, czyszczenia i trze- dotyczących dębów, a zwłaszcza dębu szypułkowego
bieże oraz podkrzesywanie. Do drugiego rodzaju należą (Quercus robur L.).
te, które oddziałują na siedlisko i poprzez siedlisko na Praca ma na celu stwierdzenie, czy występuje za-
produkowany surowiec drzewny. leżnoS
ć pomiędzy pierS
nicą a procesem oczyszczania się
Sęki, jako pozostałoS
ci drewna gałęzi, wroS
nięte w pni dębu szypułkowego (Quercus robur L.) z gałęzi oraz
tkankę drzewną strzał, powodują obniżenie jakoS
ci su- okreS
lenie charakteru ewentualnych zależnoS
ci. Prze-
rowca drzewnego. Wielu autorów zastanawiało się nad prowadzone badania zmierzają do wypełnienia luki po-
najtrafniejszym sformułowaniem definicji jakoS
ci drew- znawczej dotyczącej zagadnienia oczyszczania się pni
na. Doszli oni do rozmaitych wniosków. Tak na przykład dębu szypułkowego jako procesu kształtującego jakoS
ć
Macdonald i Hubert (2002) powołują się na prace Kli- produkowanego drewna.
gera (Kliger et al. 1994), który stwierdził, że jakoS
ć
drewna nie jest łatwo zdefiniować, bowiem to co zwykło
się uznawać, że determinuje jakoS
ć drewna zmienia się
2. Materiał i metodyka pracy
w zależnoS
ci od jego przeznaczenia. Mitchell (1961, za
Macdonald et Hubert 2002), stwierdził, że jakoS
ć jest
Poddany ocenie materiał badawczy pochodzi z Nad-
rezultatem fizycznych i chemicznych cech posiadanych
leS
nictwa Łopuchówko, które należy administracyjnie
przez drzewo lub jego częS
ć, która umożliwia zaspo-
do Regionalnej Dyrekcji Lasów Państwowych w
kojenie różnych potrzeb odbiorców końcowych.
Poznaniu.
Ishii i inni (2003, za Fern�ndez et Norero 2006)
Na podstawie analizy danych z operatu urządzania
wykazali, że zwykle stosowane modele alometryczne są
lasu wybrano wydzielenia, które spełniały założone kry-
niewystarczające dla wyjaS
nienia zmiennoS
ci długoS
ci i
teria badawcze. Pod uwagę wzięto dwa siedliskowe typy
gruboS
ci gałęzi. Niektóre modele wykorzystują dla okre-
lasu: las mieszany S
wieży i las S
wieży, które uznawane
S
lania gruboS
ci gałęzi kilka zmiennych (Grace et al.
są za typowe do hodowli dębu. W warunkach Wielko-
1999, Pont 2001, Woollons at al. 2002). Todoroki i in.
polsko  Pomorskiej Krainy Przyrodniczo  LeS
nej (III)
(2001, za Fern�ndez et Norero 2006) rozważali przy-
siedliska te odpowiadają najczęS
ciej następującym zes-
datnoS
ć S
rednicy najgrubszej gałęzi na pniu jako pa-
połom roS
linnym (według Matuszkiewicza, 2007):
Tabela 1. Charakterystyka powierzchni próbnych
Table 1. Characteristics of sample plots
Nr Typ
Udział Bonitacja
PierS
nica WysokoS
ć
powierz- Klasa siedliskowy Zadrzewi
Quercus robur L. dla dębu Zwarcie
Dbh Height
chni wieku lasu enie
Share of Quercus Bonitet class Closure
Plot no Age class Forest site Stocking
[cm] [m]
robur L. for oak
type
1 9 III 20 22 I LS
w U 0,8
2 8 IV 27 24 II LS
w U 0,8
3 10 V 25 26 I.5 LS
w U 0,9
4 10 VI 39 30 I.5 LS
w P 0,7
5 10 VII 47 29 II LS
w U 0,8
6 10 III 23 21 I.5 LMS
w U 0,9
7 10 IV 20 20 II LMS
w U 0,8
8 10 V 25 20 III LMS
w L 0,5
9 10 VI 37 28 II LMS
w U 1
10 8 VII 38 23 III.5 LMS
w P 0,7
Oznaczenia: LS
w  las S
wieży, LMS
w  las mieszany S
wieży, zwarcie: U  umiarkowane, P  przerywane, L  lux
ne
Description: LS
w  fresh deciduous forest, LMS
w  fresh mixed deciduous forest, U  moderate, P  broken, L  loose
64 M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
1) Galio silvatici Carpinetum, Luzulo pilosae  Fa- stawę do odrzucenia hipotezy o zgodnoS
ci rozkładu em-
getum, Potentilio albae Quercetum, czasami Calama- pirycznego z rozkładem normalnym.
grostio arundinaceae  w lesie mieszanym S
wieżym;
2) Galio silvatici Carpinetum, Galio odorati Fa-
getum, czasami również Calamagrostio arundinaceae 
3. Wyniki
w lesie S
wieżym.
W wybranych wydzieleniach założono powierzchnie
Zdecydowana większoS
ć uzyskanych wyników wska-
próbne o areale jeden hektar (tab. 1), przeprowadzono
zuje na normalnoS
ć rozkładu. Po zbadaniu zbieżnoS
ci
pomiar pierS
nic wszystkich drzew oraz wysokoS
ci pro-
rozkładu empirycznego z rozkładem normalnym przy-
porcjonalnie do udziału w stopniach gruboS
ci, według
stąpiono do obliczenia podstawowych statystyk cha-
metodycznych założeń dendrometrycznych (Grochow-
rakteryzujących badane cechy (tab. 2). Następnie prze-
ski 1973). Na podstawie uzyskanej charakterystyki gru-
prowadzono analizę wariancji S
rednich parametrów pni.
boS
ciowo  wysokoS
ciowej wybrano w każdym drze-
Analizie poddano długoS
ć poszczególnych stref i
wostanie po 3 drzewa próbne, według metody Uricha I (z
pierS
nicę dla wszystkich drzew łącznie oraz dla po-
równą liczbą drzew w stopniu gruboS
ci).
szczególnych siedliskowych typów lasu osobno. R
rednia
Na poszczególnych powierzchniach oznaczono drze--
pierS
nica z korą dla wszystkich drzew osiągnęła wartoS
ć
wa, dobierając je na podstawie wymiarów pierS
nicy i
30,28 cm. SpoS
ród wszystkich obserwowanych cech dla
wysokoS
ci (stosownie do założeń metody Uricha I). Przy
pierS
nicy odnotowano największą wartoS
ć odchylenia
wyborze drzew próbnych sugerowano się także ich klasą
standardowego (10,86 cm). W przypadku lasu S
wieżego
biosocjalną (Kraft 1884). W efekcie drzewa należące do
stwierdzono większą S
rednią pierS
nicę niż w przypadku
I klasy gruboS
ci (najcieńsze) reprezentowały jednoczeS
-
lasu mieszanego S
wieżego.
nie III klasę biosocjalną Krafta (współpanujące). Drze-
W przypadku pozostałych cech opisujących długoS
ci
wa z II klasy gruboS
ci należały do II klasy Krafta (pa-
rozpatrywanych stref podkreS
lić należy niewielką roz-
nujących), a drzewa z III klasy gruboS
ci (reprezentujące
piętoS
ć i małą wartoS
ć liczbową błędu standardowego
najgrubsze w drzewostanie)  do I klasy Krafta (góru-
S
redniej. DługoS
ć strefy gałęzi martwych oraz długoS
ć
jących). Następnie dokonano ich S
cinki i pomierzono
strefy gałęzi żywych (żywej, czynnej fizjologicznie ko-
niezbędne parametry pnia i korony każdego drzewa
rony) wykazały podobne wielkoS
ci odchylenia standar-
próbnego. Dane te posłużyły do okreS
lenia niezbędnych
dowego i błędu standardowego S
redniej.
charakterystyk jakoS
ciowo  iloS
ciowych koron i pni
DługoS
ć strefy oczyszczonej obliczona dla drzew
drzew próbnych. Stwierdzono, że pobocznica pnia cha-
wyrosłych w warunkach lasu S
wieżego wynosiła 4,34 m,
rakteryzuje się zmiennym stopniem oczyszczenia i na tej
a dla drzew wyrosłych w warunkach lasu mieszanego
podstawie wyróżniono 5 stref:
S
wieżego  2,72 m. Parametr ten charakteryzował się
1  wolną od sęków otwartych i zaroS
niętych,
odpowiednio odchyleniem standardowym 2,58 m i 1,46
2  sęków zaroS
niętych (głównie guzów),
m oraz błędem standardowym S
redniej o wartoS
ci 0,67 m
3  krótkich tylców po obumarłych gałęziach w za-
i 0,38 m. DługoS
ć strefy oczyszczonej charakteryzuje się
awansowanym stadium zarastania,
zmiennoS
cią wynoszącą 59,45% dla lasu S
wieżego i
4  martwych gałęzi,
53,68% dla lasu mieszanego S
wieżego.
5  żywej, czynnej fizjologicznie korony.
R
rednia długoS
ć strefy guzów dla drzew wyrosłych w
Na drzewach leżących pomierzono długoS
ci posz-
warunkach lasu S
wieżego i lesu mieszanego S
wieżego
czególnych stref pnia wyróżnionych ze względu na sto-
wynosiła odpowiednio 2,55 m i 3,06 m. Odchylenie
pień oczyszczenia. Uzyskane wyniki posłużyły do obli-
standardowe długoS
ci strefy guzów było stosunkowo
czenia proporcjonalnego udziału każdej ze stref oraz do
niewielkie w obu siedliskowych typach lasu, aczkolwiek
obliczenia zależnoS
ci pomiędzy długoS
cią stref pnia o
mniejsze w lesie S
wieżym. Błąd standardowy S
redniej
zróżnicowanym stopniu oczyszczenia. Do obliczeń wy-
długoS
ci strefy guzów kształtował się na poziomie po-
korzystano arkusz kalkulacyjny Excel z pakietu MS
niżej jednoS
ci.
Office� oraz Statistica 6.0 (Statsoft�).
R
rednia długoS
ć strefy tylców dla drzew wyrosłych
Przeprowadzono ocenę zgodnoS
ci rozkładu empi-
w warunkach lasu S
wieżego była niższa niż tych wyro-
rycznego badanych cech z rozkładem normalnym za
słych w lesie mieszanym S
wieżym. Także odchylenie
pomocą testu W Shapiro-Wilka. Test ten należy do naj-
standardowe i współczynnik zmiennoS
ci były mniejsze w
mocniejszych dla szerokiej klasy rozkładów alternatyw-
przypadku drzew z lasu S
wieżego niż lasu mieszanego
nych. Może być stosowany dla prób o liczebnoS
ci rów-
S
wieżego. Błąd standardowy S
redniej kształtował się na
nej lub mniejszej od 50 oraz wykorzystuje pełną in-
poziomie poniżej jednoS
ci (podobnie jak dla wszystkich
formację uzyskaną z próbki (Krzysicki et al. 2002).
parametrów długoS
ci stref) i wynosił 0,37 m dla lasu
WartoS
ci prawdopodobieństwa p < 0,05 stanowiły pod-
S
wieżego oraz 0,58 m dla lasu mieszanego S
wieżego.
M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73. 65
Tabela 2. Charakterystyka statystyczna wybranych cech biometrycznych drzew
Table 2. Statistical characteristic of selected biometrical parameters of trees
N
Cecha
[sztuk]
Parameter
[pieces]
Wszystkie drzewa łącznie
All trees together
PierS
nica z korą cm 30,28 10,86 14,55 56,85 35,86 30 1,98
Dbh over bark
DługoS
ć strefy oczyszczonej m 3,53 2,22 1,10 8,80 62,89 30 0,40
Self pruned zone length
DługoS
ć strefy guzów 2,81 1,85 0,30 7,10 65,84 30 0,34
Knob zone length
DługoS
ć strefy tylców 2,93 1,93 0,30 8,20 65,87 30 0,35
Snag zone length
DługoS
ć strefy gałęzi 5,54 2,56 1,70 9,70 46,21 30 0,47
martwych
Dead branch zone length
DługoS
ć żywej korony 9,23 2,43 5,60 17,00 26,33 30 0,44
Live crown zone
WysokoS
ć 24,03 4,54 18,3 32,4 18,89 30 0,83
Height
Las S
wieży
Fresh deciduous forest
PierS
nica z korą cm 31,79 12,81 16,55 56,85 40,30 15 3,31
Dbh over bark
DługoS
ć strefy oczyszczonej m 4,34 2,58 1,10 8,80 59,45 15 0,67
Self pruned zone length
DługoS
ć strefy guzów 2,55 1,18 0,70 4,60 46,27 15 0,30
Knob zone length
DługoS
ć strefy tylców 2,40 1,43 0,80 5,30 59,58 15 0,37
Snag zone length
DługoS
ć strefy gałęzi 5,93 2,82 2,00 9,70 47,55 15 0,73
martwych
Dead branch zone length
DługoS
ć żywej korony 9,78 2,70 5,60 17,00 27,61 15 0,70
Live crown zone
WysokoS
ć 25,01 5,06 19,1 32,4 20,23 15 1,30
Height
Las mieszany S
wieży
Fresh mixed deciduous forest
PierS
nica z korą cm 28,77 8,68 14,55 46,65 30,17 15 2,24
Dbh over bark
DługoS
ć strefy oczyszczonej m 2,72 1,46 1,30 6,00 53,68 15 0,38
Self pruned zone length
DługoS
ć strefy guzów 3,06 2,36 0,30 7,10 77,12 15 0,61
Knob zone length
DługoS
ć strefy tylców 3,45 2,26 0,30 8,20 65,51 15 0,58
Snag zone length
DługoS
ć strefy gałęzi 5,14 2,31 1,70 9,40 44,94 15 0,60
martwych
Dead branch zone length
DługoS
ć żywej korony 8,69 2,07 6,00 13,60 23,82 15 0,53
Live crown zone
WysokoS
ć 23,06 3,89 18,3 30,5 16,87 15 1,00
Height
Odchylenie
Minimum
R
rednia
Mean
standardowe
Standard
deviation
Maksimum
Współczynnik
zmiennoS
ci
Coefficient
of variation
[%]
Błąd
standardowy
S
redniej
Mean standard
error
Tabela 3. Wyniki analizy wariancji
Table 3. Results of the analysis of variants
Suma
R
redni kwadrat
kwadratów
Cecha
ródło zmiennoS
ci Stopnie swobody odchyleń p-wartoS
ć
odchyleń F
Source of variation Degree of freedom Mean deviation p- value
Parameter
Sum of deviation
square
squares
CzęS
ć długoS
ć wyraz wolny / intercept 373,83 1 373,83 124,3465 0,000
oczyszczona length
efekty główne klasa wieku / age class 42,85 4 10,71 3,5634 0,024
pnia
[m] main effects
siedlisko / site 19,68 1 19,68 6,5472 0,019
Self-pruned part
interakcje 20,54 4 5,14 1,7082 0,188
klasa wieku siedlisko / age class � site
of a stem
interactions
błąd / error 60,13 20 3,01
względna wyraz wolny / intercept 0,60 1 0,60 146,9349 0,000
długoS
ć
efekty główne klasa wieku / age class 0,02 4 0,00 1,1100 0,379
relative
main effects
siedlisko/ site 0,02 1 0,02 5,2698 0,033
length
interakcje 0,03 4 0,01 2,0943 0,120
klasa wieku siedlisko / age class � site
interactions
błąd / error 0,08 20 0,00
CzęS
ć pnia długoS
ć wyraz wolny / intercept 236,32 1 23632 105,4065 0,000
z guzami length
Part of a stem
[m]
with knobs
efekty główne klasa wieku / age class 34,92 4 8,73 3,8941 0,017
main effects
siedlisko / site 1,93 1 1,93 0,8588 0,365
interakcje 17,47 4 4,37 1,9482 0,142
klasa wieku siedlisko / age class � site
interactions
błąd /error 44,84 20 2,24
względna wyraz wolny / intercept 0,39 1 0,39 92,11344 0,000
długoS
ć
relative
length
efekty główne klasa wieku / age class 0,03 4 0,01 2,01201 0,131
main effects
siedlisko / site 0,00 1 0,00 0,51866 0,480
interakcje 0,03 4 0,01 1,63472 0,205
klasa wieku siedlisko / age class � site
interactions
błąd / error 0,09 20 0,00
66
M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
CzęS
ć pnia długoS
ć wyraz wolny / intercept 256,96 1 256,96 132,5454 0,000
z tylcami length
efekty główne klasa wieku / age class 45,98 4 11,49 5,9287 0,003
Part of a stem [m]
main effects
siedlisko / site 8,32 1 8,32 4,2923 0,051
with snag zone
interakcje 15,21 4 3,80 1,9612 0,140
klasa wieku siedlisko / age class � site
interactions
błąd / error 38,77 20 1,94
względna wyraz wolny / intercept 0,42 1 0,42 127,1095 0,000
długoS
ć
relative
length
efekty główne klasa wieku / age class 0,04 4 0,01 2,7889 0,054
main effects
Siedlisko / site 0,02 1 0,02 4,5610 0,045
interakcje 0,02 4 0,00 1,4964 0,241
klasa wieku siedlisko / age class � site
interactions
błąd / error 0,07 20 0,00
CzęS
ć pnia długoS
ć wyraz wolny /intercept 919,64 1 919,64 193,9079 0,000
z martwymi length
gałęziami [m]
Part of a stem
with dead branch
zone
efekty główne klasa wieku / age class 46,53 4 11,63 2,4528 0,079
main effects
siedlisko / site 4,72 1 4,72 0,9953 0,330
interakcje 44,56 4 11,14 2,3491 0,089
klasa wieku siedlisko / age class � site
interactions
błąd / error 94,85 20 4,74
względna wyraz wolny / intercept 1,64 1 1,64 176,7345 0,000
długoS
ć
efekty główne klasa wieku / age class 0,12 4 0,03 3,3632 0,029
relative
main effects
length
siedlisko / site 0,00 1 0,00 0,0596 0,810
interakcje 0,05 4 0,01 1,3665 0,281
klasa wieku siedlisko / age class � site
interactions
błąd / error 0,19 20 0,01
M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
67
68 M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
A) długoS
ć strefy oczyszczonej
self pruned zone length
[m]
[m]
6,0 8
10
LMS
w LS
w
5,0
8
6
4,0 6
4
4
3,0
2
2
2,0
0
-1
0
1,0
LS
w LMS
w III IV V VI VII
III IV V VI VII
klasa wieku
siedliskowy typ lasu klasa wieku
forest site type age class age class
B) długoS
ć strefy guzów
knob zone length
[m]
[m]
4,5 7
8
LMS
w LS
w
5
6
3,5
4
3
2
2,5
1
0
1,5 -1 -2
LS
w LMS
w III IV V VI VII III IV V VI VII
siedliskowy typ lasu klasa wieku klasa wieku
forest site type age class age class
C) długoS
ć strefy tylców
snag zone length
[m] [m]
10
4,0 6 LMS
w LS
w
8
6
4
3,0
4
2
2
2,0
0
0
1,0
-1
-2
LS
w LMS
w III IV V VI VII III IV V VI VII
siedliskowy typ lasu klasa wieku klasa wieku
forest site type age class age class
D) długoS
ć strefy gałęzi martwych
dead branch zone length
[m]
[m]
7,5
11 14
LMS
w
LS
w
9
6,5
10
7
5,5
6
5
4,5
2
3
0
3,5
1 -2
LS
w LMS
w III IV V VI VII III IV V VI VII
siedliskowy typ lasu klasa wieku klasa wieku
forest site type age class age class
E) długoS
ć korony żywej
live crown zone
[m]
[m]
13 18
LMS
w LS
w
11,0
11 14
10,0
9 10
9,0
7 6
8,0
7,0 5 2
LS
w LMS
w III IV V VI VII III IV V VI VII
siedliskowy typ lasu klasa wieku klasa wieku
forest site type age class age class
M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73. 69
F) wysokoS
ć drzew
height of trees
[m]
[m]
LMS
w
34
26,5 32
LS
w
30
25,5
28
26
24,5
24
22
23,5
20
18
22,5
14
21,5 16
III IV V VI VII
LS
w LMS
w III IV V VI VII
klasa wieku
siedliskowy typ lasu klasa wieku
forest site type age class age class
G) pierS
nica
Dbh
[m] [m]
38
LMS
w LS
w
55
50
34
45
40
35
30
30
25
26
20
15
22 5
10
III IV V VI VII
LS
w LMS
w III IV V VI VII
siedliskowy typ lasu klasa wieku klasa wieku
forest site type age class age class
Rycina 1. Wykresy profilowe efektów głównych i interakcji
Figure 1. Graphs presenting the main effects and interaction profile s
R
rednia długoS
ć strefy gałęzi martwych kształtowała się długoS
ć strefy guzów nie wykazały zależnoS
ci zarówno
podobnie w przypadku drzew z obu siedlisk. Nieco więk- od warunków siedliskowych wzrostu drzew, jak i ich
sze wartoS
ci zaobserwowano w przypadku lasu S
wieżego wieku. Względna długoS
ć strefy oczyszczonej i strefy
niż lasu mieszanego S
wieżego. Większą zmiennoS
cią ce- tylców zależy w istotnym statystycznie stopniu od wa-
chowały się drzewa z lasu S
wieżego niż lasu mieszanego runków siedliskowych. Na długoS
ć strefy żywej korony
S
wieżego. Współczynnik zmiennoS
ci długoS
ci żywej ko- oraz jej względną długoS
ć w istotnym stopniu wpływa
rony był najniższy spoS
ród wszystkich stref pnia pod- klasa wieku drzewostanu, z którego pochodziły drzewa
danych ocenie. próbne. Zaobserwowano ponadto łączny wpływ zarów-
Przeprowadzono analizę wariancji w klasyfikacji dwu- no wieku, jak i siedliskowych warunków wzrostu na te
czynnikowej. Istotę tej analizy można sprowadzić do parametry pnia. Wynika on jednak z istotnego wpływu
porównania wielkoS
ci opisanych x
ródeł zmiennoS
ci. wieku na te cechy.
Zbadano wpływ klasy wieku i siedliskowego typu lasu Zbadano wpływ klasy wieku i siedliskowego typu
na parametry wyróżnionych stref pnia. Analizę przepro- lasu na dwie podstawowe cechy drzewa  pierS
nicę i
wadzono dla bezwzględnych długoS
ci wyróżnionych wysokoS
ć. R
rednia pierS
nica dębów roS
nie z wiekiem
stref, dla względnych długoS
ci oraz dla pierS
nicy i wy- drzew. Istotny wzrost gruboS
ci pnia na wysokoS
ci 1,3 m
sokoS
ci. Zilustrowano także wpływ analizowanych charakteryzuje drzewa VI i VII klasy wieku. Nie od-
czynników na otrzymane wyniki. Na rycinie 1 przed- notowano natomiast wpływu warunków siedliskowych
stawiono wartoS
ci S
rednie i okreS
lone dla nich 95% na wielkoS
ć tej cechy pomiarowej. WysokoS
ć dębów
przedziały ufnoS
ci. Na ich podstawie można stwierdzić zależy zarówno od warunków siedliskowych, jak i ich
istotny statystycznie wpływ efektu głównego (klasy wie- wieku (klasy wieku). Większą S
rednią wysokoS
ć mają
ku) na długoS
ć strefy oczyszczonej pnia, strefy z guzami, drzewa wyrosłe w warunkach lasu S
wieżego niż rosnące
z tylcami i korony żywej. Jedynie w przypadku jednej w warunkach lasu mieszanego S
wieżego. Drzewa re-
cechy bezwzględnej  długoS
ci strefy martwych gałęzi  prezentujące klasy wieku VI i VII są istotnie wyższe od
nie stwierdzono istotnego wpływu klasy wieku drzew młodszych. ZależnoS
ć ta ma miejsce w obu siedlisko-
próbnych. Ponadto, poza klasą wieku, na długoS
ć strefy wych typach lasu, ponadto zaobserwowano łączny
oczyszczonej wpływa także siedliskowy typ lasu, z któ- wpływ warunków siedliskowych i wieku na wysokoS
ć
rego wybrano drzewa próbne. Jednak w przypadku tego dębów (tab. 3 i ryc. 1).
parametru nie stwierdzono łącznego wpływu Obliczono wartoS
ci współczynników korelacji r
siedliskowego typu lasu i klasy wieku drzew (tab. 3, ryc. Pearsona charakteryzujących analizowane związki pier-
1). DługoS
ć strefy gałęzi martwych oraz względna S
nicy z parametrami pni dębu szypułkowego (tab. 4).
70 M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
Tabela 4. Współczynniki korelacji analizowanych zależnoS
ci
Table 4. Correlation coefficients of analysed relationships
DługoS
ć wyróżnionych stref [m]
Length of distinguished zones [m]
Parametr
wartoS
ci bezwzględne wartoS
ci względne
Parameter
absolute values relative values
LS
w LMS
w LS
w LMS
w
DługoS
ć strefy bezsęcznej / oczyszczonej 0,528* 0,437 0,240 0,262
Snag-less/ self-pruned zone length
0,512* 0,279
DługoS
ć strefy z guzami 0,016 0,469 - 0,329 0,372
knob zone length
0,217 - 0,002
DługoS
ć strefy z obłamanymi gałęziami / tylcami 0,519* 0,493 0,129 0,409
Broken branch/snag zone length
0,402* 0,187
DługoS
ć strefy z martwymi gałęziami 0,186 - 0,161 - 0,133 - 0,376
Dead branch zone length
0,083 - 0,220
DługoS
ć żywej korony 0,698* 0,103 0,106 - 0,242
Live crown length
0,508* - 0,080
istotne na poziomie =0,05
statistically significant at level ą=0,05
Stwierdzono istotną statystycznie zależnoS
ć pomię- drewna. GęstoS
ć drewna wpływa na przeznaczenie su-
dzy gruboS
cią drzew mierzoną na wysokoS
ci 1,3 m a rowca do przetarcia, do wykorzystania na panele, płyty,
długoS
cią strefy oczyszczonej  dla drzew z lasu S
wie- boazerie oraz wpływa na wydajnoS
ć i właS
ciwoS
ci pulpy
żego i dla wszystkich drzew rozpatrywanych razem. drzewnej przerabianej na papier. Występuje zależnoS
ć
WartoS
ci te wynosiły odpowiednio 0,528 i 0,512. W pomiędzy gęstoS
cią i wytrzymałoS
cią mechaniczną dre-
przypadku lasu mieszanego S
wieżego współczynnik ko- wna. Zasadniczo drewno o większej gęstoS
ci charak-
relacji przyjął wartoS
ć niewiele mniejszą (0,437), lecz teryzuje się większą wytrzymałoS
cią mechaniczną, cho-
ciaż są wyjątki. Na przykład drewno reakcyjne jest gęst-
był nieistotny na poziomie ą = 0,05. Istotną korelację
sze od normalnego, ale ma mniejszą wytrzymałoS
ć (Pan-
stwierdzono również dla związku pomiędzy pierS
nicą i
shin et al. 1964, Desch et Dinwoodie 1996, za Mac-
długoS
cią strefy z obłamanymi gałęziami (tylcami) u
wszystkich drzew i drzew z lasu S
wieżego. Współczyn- donald et Hubert 2002). GęstoS
ć drewna jest istotnym
niki korelacji wynosiły odpowiednio: 0,519 i 0,402. Za- elementem wpływającym silnie na właS
ciwoS
ci mecha-
niczne drewna i jego trwałoS
ć, a jej wpływ zależy od
obserwowano również istotną moc korelacji pomiędzy
współwystępowania innych czynników, takich jak: sęki,
pierS
nicą i długoS
cią żywej korony w przypadku drzew z
lasu S
wieżego oraz u wszystkich drzew próbnych ba- kąt skrętu micel błonnika i drewno młodociane (Mac-
donald et Hubert 2002).
danych razem. WartoS
ci wynosiły odpowiednio 0,698 i
Madgwick (1994, za Fernandez et Norero 2006)
0,508. Pozostałe współczynniki korelacji były nieistotne
stwierdził związek pomiędzy długoS
cią gałęzi i ich gru-
statystycznie.
W przypadku wartoS
ci względnej długoS
ci stref (umo- boS
cią u nasady pnia u Pinus radiata D. Don od ich
żliwiających wnioskowanie o zmianach cech jakoS
cio- lokalizacji w koronie drzew. DługoS
ć gałęzi o gruboS
ci
wych) determinowanych gruboS
cią stwierdzono brak is- 4 cm była o 20% większa w przypadku gałęzi pochodzą-
totnoS
ci współczynników korelacji na założonym po- cych z podstawy korony niż z częS
ci wierzchołkowej
korony. Madgwick (1994) stwierdził również, że przy
ziomie ą = 0,05.
stałej długoS
ci gałęzi ich gruboS
ć maleje wraz ze wzro-
stem zwarcia drzewostanu, sugerując większy wpływ
zwarcia drzewostanu na gruboS
ć gałęzi u nasady niż na
4. Dyskusja
jej długoS
ć.
Guzy są dobrym wskax
nikiem szybkoS
ci zarastania
Sęki należą do najważniejszych wad drewna. Poza
sęków. Prezentowane wyniki badań nie wykazały istot-
samoistnym obniżaniem jakoS
ci surowca drzewnego po-
nego statystycznie związku pomiędzy długoS
cią strefy
tęgują także negatywny wpływ innych parametrów dre-
guzów a pierS
nicą. Może to sugerować, iż inne czynniki
wna. Przykładem jest tutaj wpływ sęków na jakoS
ć dre-
odgrywają decydującą rolę w powstawaniu tej strefy
wna zróżnicowany w zależnoS
ci od gęstoS
ci. Według
pnia.
Dickson a i Walker a (1997, za Macdonald et Hubert
Zaobserwowano, że w przypadku drzew z lasu S
wie-
2002) gęstoS
ć drewna dostarcza informacji o jakoS
ci
żego długoS
ć strefy oczyszczonej jest większa niż w
M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73. 71
przypadku drzew z lasu mieszanego S
wieżego. Z kolei Najważniejszym z efektów rozlux
nionej więx
by jest in-
długoS
ć stref guzów i tylców jest większa u drzew z lasu tensywniejszy przyrost na gruboS
ć, dokonujący się we
mieszanego S
wieżego. Ponieważ poddano analizie po- wczesnym okresie życia, oraz dłuższy okres trwania
pulację różnowiekową z obu siedliskowych typów lasu, korony w stanie fizjologicznej aktywnoS
ci, w związku z
można domniemywać, że drzewa z lasu S
wieżego wcze- brakiem ograniczeń w dostępie do S
wiatła dla gałęzi
S
niej skończyły wzrost na wysokoS
ć i osiągnęły w związ- (Macdonald i Hubert 2002). Michie (1926, za Mac-
ku z tym szybciej kulminację procesu oczyszczania się. donald et Hubert 2002) zaproponował, by maksymalny
Przyczyn zróżnicowania pomiędzy S
rednimi długoS
- odstęp pomiędzy sadzonkami wynosił około 2,1 m, jako
ciami stref pni należy upatrywać prawdopodobnie w dający gwarancję, że powstające sęki nie będą bardzo
znacznym rozroS
cie drzew z VI i VII klasy wieku. Drze- duże u gatunków drzew leS
nych. Kilpatrick i inni (1981,
wa te posiadają największe wysokoS
ci i wielkoS
ć S
rednia za Macdonald et Hubert 2002) zauważył, że rozlux
nienie
wysokoS
ci drzew z VI i VII klasy wieku istotnie różni się więx
by ponad 2 metry skutkuje zwiększeniem liczby i
od pozostałych  młodszych klas wieku. Ponadto, wy- rozmiaru gałęzi u P. sithensis.
sokoS
ć drzew z VI klasy wieku jest większa i istotnie Macdonald i Hubert (2002) zauważyli, porównując
różni się od wysokoS
ci drzew z VII klasy wieku. Łączny wiele prac poS
więconych jakoS
ci S
wierka P. sithensis, że
wpływ siedliska i wieku na wysokoS
ć jest znacznie bar- przerzedzanie przed zwarciem koron drzew w fazie up-
dziej złożony. Dodatkowym elementem mogącym mieć rawy prowadzi do zwiększenia rozmiarów sęków. Do-
wpływ na istotnoS
ć różnic jest rozmiar pierS
nicy drzew. datkowo związane jest to z silniejszym wpływem roz-
IstotnoS
ć różnic zaobserwowano również pomiędzy VI i roS
niętej i żywotnej korony na produkcję drewna  w
VII klasą wieku a pozostałymi, młodszymi klasami wie- tym przypadku powstaje dużo drewna młodocianego.
ku. Prawdopodobnie zróżnicowanie parametrów pni  Rollinson (1986, za Macdonald et Hubert 2002) badając
ich stopień oczyszczenia zależy od wielkoS
ci pozosta- 17-letnie drzewostany (P. sithensis) z których usunięto
łych parametrów, w tym przede wszystkim dwóch naj- 75% drzew, stwierdził zwiększenie się liczby gałęzi i
ważniejszych poddanych ocenie  pierS
nicy i wyso- zmniejszenie ich S
rednicy.
koS
ci. Również Vyskot (1976) wskazuje na ogromne JakoS
ć siedliska, wiatry, nachylenie terenu, S
nieg i
zróżnicowanie pomiędzy drzewami z tej samej klasy lód oraz czynniki genetyczne wywierają wpływ na sto-
biosocjalnej i wieku w drzewostanach nizinnych, zau- pień gałęzistoS
ci. Macdonald (1990, za Macdonald et
ważając jednoczeS
nie stosunkowo długi okres wzrostu Hubert 2002) stwierdzili, że nawożenie azotem może
drzew w okreS
lonej klasie biosocjalnej drzew współpa- spowodować zwiększony wzrost sęków. Zabiegiem ko-
nujących. niecznym dla polepszenia jakoS
ci surowca dębowego
W odniesieniu do sosny zwyczajnej (Pinus sylvestris jest również podkrzesywanie. Na korzyS
ci i niebezpie-
L.) i do S
wierka pospolitego [Picea abies (L.) Karst.] czeństwa związane z tego rodzaju zabiegiem wskazy-
Rautiainen i inni (2008) stwierdzili, że długoS
ć korony i wali między innymi Giefing (1999) i Pazdrowski (1992).
jej maksymalny promień stosunkowo silnie zależą od
pierS
nicy i wysokoS
ci drzewa.
M�kinen (1999) badał rozwój gałęzi u sosny zwy-
5. Podsumowanie i wnioski
czajnej (Pinus sylvestris L.) przy różnym stopniu na-
silenia trzebieży. Stwierdził on m.in., że wzrost gałęzi
W wyniku obserwacji zmian ugałęzienia i procesu
był przedłużony w przypadku intensywnego przyrostu
oczyszczania się pni dębu szypułkowego sformułowano
gruboS
ci pnia. R
rednio gałąx
zamierała po 7 latach od
następujące wnioski:
zahamowania jej wzrostu na gruboS
ć. Okres przeży-
1. DługoS
ć strefy oczyszczonej determinowana jest
walnoS
ci gałęzi od momentu zaprzestania przyrostu na
warunkami siedliskowymi wzrostu badanych drzew.
gruboS
ć nie zależał od cech drzew czy drzewostanów.
Drzewa wzrastające w warunkach lasu S
wieżego cechują
Okres całkowitego zarastania S
ladu po gałęzi po obu-
się dłuższą strefą oczyszczoną niż rosnące w warunkach
marciu trwał ponad 40 lat. Gałęzie o dużej gruboS
ci na
lasu mieszanego S
wieżego. DługoS
ć strefy oczyszczonej
szybko przyrastających na gruboS
ć pniach powodowały
zależy również od klasy wieku. Nie zaobserwowano
zwiększanie długoS
ci strefy nieoczyszczonej. Fern�ndez
łącznego wpływu warunków siedliskowych i wieku na
i Norero (2006) stwierdzili, że zabiegi hodowlane w
długoS
ć tej strefy pnia.
postaci czyszczeń i trzebieży wpływają na S
redni roz-
2. Na długoS
ć stref: guzów i tylców oraz względną
miar gałęzi. Rozlux
nienie w drzewostanie sprzyja wzro-
długoS
ć strefy gałęzi martwych wpływa istotnie klasa
stowi na długoS
ć i gruboS
ć gałęzi.
wieku.
Więx
ba początkowa wpływa na warunki S
wietlne i
3. DługoS
ć strefy gałęzi martwych oraz względna
przez to na natężenie konkurencji pomiędzy osobnikami
długoS
ć strefy guzów pni dębów nie były uwarunkowane
zarówno o S
wiatło, jak i wodę oraz substancje odżywcze.
warunkami siedliskowymi i wiekiem drzewostanu.
72 M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73.
4. Względna długoS
ć strefy oczyszczonej i strefy tyl- Desch H. E., Dinwoodie J. M. 1996. Timber Structure, Pro-
perties, Conversion and Use. MacMillan Press, London.
ców zależy od warunków wzrostu drzew (siedliska).
Dickson R. L., Walker J. C. F. 1997. Selecting wood quality
5. Na bezwzględną i względną długoS
ć strefy żywej
characteristics for pines. [W:] Timber Management To-
korony w istotnym stopniu wpływa klasa wieku drze-
ward Wood Quality and End-Product Value (eds. S. Y.
wostanu, z którego wybrano analizowane drzewa. Zaob-
Zhang, R. Gosselin, G. Chauret). Proceedings of the CTIA-
serwowano ponadto łączny wpływ zarówno wieku, jak i
/IUFRO International Wood Quality Workshop, Quebec
warunków siedliskowych na te parametry pnia.
City. Part IV, 45-52.
6. R
rednia pierS
nica dębów roS
nie z wiekiem drzew.
Fernandez P. M., Norero A. 2006. Relation between length and
Istotny wzrost gruboS
ci pnia na wysokoS
ci 1,3 m (pierS
- diameter of Pinus radiata branches. Scandinawian Journal
of Forest Research, 21: 124-129.
nicy) charakteryzuje drzewa VI i VII klasy wieku. Nie
Gardiner J. J., O Sullivan P. 1978. The effect of wide espace-
zaobserwowano wpływu warunków siedliskowych na
ment on wood density in Sitka spruce. Irish Forestry, 35:
wielkoS
ć tej cechy pomiarowej.
45-51.
7. WysokoS
ć dębów zależy zarówno od warunków
Giefing D. F. 1999. Podkrzesywanie drzew w lesie. Wydaw-
siedliskowych, w których rosną badane drzewa, jak i ich
nictwo Akademii Rolniczej im. Augusta Cieszkowskiego,
wieku (klasy wieku). Większą S
rednią wysokoS
cią ce-
Poznań.
chują się drzewa wyrosłe w warunkach lasu S
wieżego
Grace J. C. Pont D., Goulding C. J. 1999. Modelling branch
niż rosnące w warunkach lasu mieszanego S
wieżego.
development for forest management. New Zealand Journal
Drzewa reprezentujące VI i VII klasę wieku są istotnie of Forestry Science, 29: 391-408.
Grochowski J. 1973. Dendrometria. Warszawa, PWRiL.
wyższe od młodszych. ZależnoS
ć ta ma miejsce w obu
Harding T. 1988. British softwoods: properties and uses. Fo-
siedliskowych typach lasu, ponadto zaobserwowano łącz-
restry Commission Bulletin 77. HMSO, London.
ny wpływ warunków siedliskowych i wieku na wy-
Hejnowicz Z. 2002. Anatomia i Histogeneza roS
lin naczy-
sokoS
ć dębów.
niowych. Wydawnictwo Naukowe PWN, ss. 980.
8. Stwierdzono istotny statystycznie związek linio-
Humphreys I. C. 1991. An investigation into the variation in
wy długoS
ci stref: oczyszczonej, z tylcami oraz żywej
strength of fast grown Sitka spruce in Northern Ireland.
korony od pierS
nicy drzew. ZależnoS
ć tę zaobserwo-
Unpublished report for Forest Service, Northern Ireland,
wano w warunkach lasu S
wieżego i u wszystkich drzew
Department of Agriculture.
rozpatrywanych łącznie. Wykazano brak istotnoS
ci tych Ishii H., Clement J. P., Show D. C. 2003. Branch growth and
crown form in old coastal Douglas-fir. Forest Ecology and
związków u dębów wzrastających w warunkach lasu
Management, 131: 81-91.
mieszanego S
wieżego.
Kilpatrick D. J., Sanderson J. M., Savill P. S. 1981. The
9. Wyróżnione strefy pnia opisujące stopień oczy-
influence of five early respacing treatments on the growth
szczenia drzew cechowała zróżnicowana zmiennoS
ć wa-
of Sitka spruce. Forestry, 54: 17-29.
hająca się od 20 do blisko 80%.
Kliger I. R., Johansson G., Perstorpher M., Engstr�m D. 1994.
Formulation of requirements for the quality of wood pro-
perties used by th Construction Industry. Final report EC
Contract No MA2B-0024. Chalmers University of Tech-
PiS
miennictwo
nology, Sweden.
Kraft. G. 1884. Durchforstungen, Schlagstellungen und Lich-
Brazier J. D. 1970. The effect of spacing on the wood density
tungshieben. Klindworth s Verlag. Hannover.
and wood yields of Sitka spruce. Supplement to Forestry,
Kramer J. K., Kozlowski T. T. 1979. Physiology of Woody
22-28.
Plants. Academic Press. New York.
Brazier J. D. 1977. The effect of forest practices on the quality
Krzysicki W., Bartas J., Dyczka W., Królikowska K., Wa-
of the harvested crop. Forestry, 50: 50-66.
silewski M. 2002. Rachunek prawdopodobieństwa i sta-
Brazier J. D., Mobbs I. D. 1993. The influence of planting
tystyka matematyczna w zadaniach. Cz. II. Statystyka ma-
distance on structural wood yields of unthinned Sitka
tematyczna. Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.
spruce. Forestry, 66: 333-352.
Lemke J. 1966. Korona drzewa jako kryterium oceny dynamiki
Briggs D. G., Smith W. R. 1986. Effect of silvicultural prac-
wzrostowej drzew w drzewostanie sosnowym. Folia Fo-
tices on wood properties of conifers: a review. [W:] Douglas
restalia Polonica, Seria A, 12: 185-236.
fir: Stand Management for the Future (eds C. Oliver, D.
Lemke J. 1968. Związek pomiędzy wielkoS
cią korony a przy-
Hanley, and J. Jochnson). University of Washington Press,
rostem drzew w drzewostanach sosnowych. PTPN, tom
Seattle, 108-117.
XXV, 1-48.
Catchlepoole K., Andrew I., Nester M. R., Harding K., Hogg
Lemke J. 1971. PrzydatnoS
ć korony i wysokoS
ci drzew do
B. 2004. Development of branch models for use in a
szacowania ich właS
ciwoS
ci przyrostowych w drzewo-
silvicultural decision support system. [W:] Connection be-
stanach sosnowych II i III klasy wieku. PTPN, Wydział
tween forest resource and wood quality: Modelling ap-
Nauk Roln. i LeS
nych, tom XXXII, 73-87.
proaches and simulation software (ed. G. Nepveu).Fourth
workshop 2002, Harrison Hot Springs, BC, Canada.
Nancy: LERFoB INRA-ENGREF.
M. Szymański et al. / LeS
ne Prace Badawcze, 2010, Vol. 71 (1): 61 73. 73
Macdonald E., Hubert J. 2002. A review of the effects of Prace Komitetu Nauk Rolnych i Komitetu Nauk LeS
nych,
silviculture on timber quality of Sitka spruce. Forestry, T. LXXVIII: 149-155.
75(2): 107-138. Pazdrowski W. 1996. Naturalne i sztuczne oczyszczanie się
Macdonald E. C. 1990. Effects of fertilizer application on the drzew z gałęzi a wadliwoS
ć usęcznienia drewna. Przegląd
wood quality of Sitka spruce. MSc thesis, Aberdeen Uni- LeS
niczy, 04: 12-13.
versity. Plomion Ch., Leprovost G., Stokes A. 2001. Wood Formation
Madgwick H. A. I. 1994. Pinus radiata  Biomass, growth, and in Trees. Plant Physiology, 127:1513-1523.
form. H. A. I. Madgwick: New Zealand. Pollack J., van Thienen F., LePage P. 1990. The Influence of
Magiure D. A., Jochnston S. R., Cahill J. 1999. Predicting Initial Espacement on the Growth of a 27-year-old Sitka
branch diameters on second-growth Douglas-fir from tree- spruce Plantation. British Columbia Ministry of Forest
level descriptors. Canadian Journal of Forest Research, Research Note No. 104.
29: 1829-1840. Pont D. 2001. Use of phyllotaxis to predict arrangement and
Magiure D. A., Kershaw J. A. Jr., Hann D. W. 1991. Predicting size of branches in Pinus radiata. New Zealand Journal of
the effects of silvicultural regime on branch size and crown Forestry Science, 31: 247-262.
wood core in Douglas-fir. Forest Science, 37: 1409-1428. Rautiainen M., M�ttus M., Sternberg P., Ervasti S. 2008.
Magiure D. A., Moeur M., Bennet W. S. 1994. Models for Crown Envelope Shape Measurements and Models. Silva
describing basal diameter and vertical distribution of pri- Fennica, 42(1): 19-33.
mary branches in young Douglas-fir. Forest Ecology and Rollinson T. J. D. 1986. A comparison of selective and sys-
Management, 63: 23-55. tematic respacin of Sitka spruce. Scot. For. 40: 19-25.
M�kinen H. 1999. Growth, suppression, death, and self-pru- Szczupakowska M. 1975. Dynamika zarastania sęków w okre-
ning of branches of Scots pine in southern and central sie 1971-1975 u podkrzesanych dębów, modrzewi i S
wier-
Finland. Canadian Journal of Forest Research, 29(5): ków na powierzchni doS
wiadczalnej w NadleS
nictwie La-
585 594. ski. Manuskrypt pracy magisterskiej. Katedra Użytkowa-
M�kinen H., Colins F. 1998. Predicting branch angle and nia Lasu, Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu.
branch diameter of Scots pine from usual tree measure- Temesgen H., LeMay V., Mitchell S. J. 2005. Tree crown ratio
ments and stand structural information. Canadian Journal models for multi-species and multi-layered stands of south-
of Forest Research, 28: 1686-1696. eastern British Columbia. The Forestry Chronicle, 81(1):
Matuszkiewicz J. M. 2007. Zespoły leS
ne polski. Wydaw- 133-141.
nictwo Naukowe PWN Warszawa, ISBN: 978-83-01- Todoroki C. L., West G. G., Knowles R. L. 2001. Sensitivity
14555-2, s. 360. analysis of log and branch characteristics influencing sawn
Michie J. 1926. Close and wide planting of forest trees. Scottish timber grade. New Zealand Journal of Forestry Science,
Forestry Journal, 41: 36-38. 31: 101-119.
Mitchell H.L. 1961. A concept of intrinsic wood quality and Ward D., Gardiner J. J. 1976. The influence of tracheid length
nondestructive methods for determining quality in stan- and density in Sitka spruce. Irish Forestry, 33: 39-56.
ding timber. Report No 2233. Forest Products Laboratory, Woollons R. C., Haywood A., McNickle D. C. 2002. Modeling
Madison, Wisconsin. internode length and branch characteristic for Pinus ra-
Panshin A. J. de Zeeuw C., Brown H. P. 1964. Texbook of diata in New Zealand. Forest Ecology and Management,
Wood Technology, vol. I. MacGraw-Holl, New York. 160: 243-261.
Pazdrowski W. 1992. Zmiany jakoS
ci i wartoS
ci drewna w Vyskot M. 1976. Tree story biomass in lowland forests in
drzewostanach sosnowych przy zastosowaniu podkrzesy- South Moravia. Academia Nakladatelstvi Ceskoslovenske
wania drzew. Roczniki Akademii Rolniczej w Poznaniu, Akademie Ved., 86(10): 1-186.
Rozprawy Naukowe, Poznań, 224: 63. Zobel B. J., van Buijtenen J. P. 1989. Wood wariation: Its
Pazdrowski W. 1994. Korona drzewa jako kryterium oceny Causes and Control. Springer-Verlag, Berlin.
jakoS
ci drewna sosen z drzewostanów rębnych. PTPN,
Praca została złożona 10.03.2009 r. i po recenzjach przyjęta 15.09.2009 r.
� 2010, Instytut Badawczy LeS
nictwa