Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы



Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы
Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы
Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы
Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы
Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы
Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы
Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы
Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы

 


Владельцы патента RU 2569748:

Федеральное государственное бюджетное образовательное учреждение высшего профессионального образования "Поволжский государственный технологический университет" (RU)

Изобретение относится экологии и может быть использовано для сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы. Способ включает взятие листьев от учетных деревьев березы, растущих в одинаковых экологических условиях местопроизрастания, причем все листья, собранные для одной выборки, следует сложить в полиэтиленовый пакет. С каждого листа снимают показатели по пяти параметрам листа с левой и правой сторон листа, то есть по 10 факторам. По измеренным показателям с двух сторон каждого листа выполняется факторный анализ бинарных отношений, и выделяются те факторные отношения, которые получают коэффициент корреляции как меры тесноты связи между факторами не менее 0,7. Для экологической оценки принимаются критерии факторного анализа бинарных отношений между факторами измеренных пробных листьев, причем сопоставление разной загрязненности на различных местах произрастания листьев березы выполняют по следующим критериям: проценту поврежденности листьев, коэффициенту коррелятивной вариации популяции пробных листьев, количеству бинарных закономерностей с высоким коэффициентом корреляции, и при увеличении процента поврежденности листьев, уменьшении коэффициента коррелятивной вариации популяции пробных листьев и уменьшении количества бинарных закономерностей с высоким коэффициентом корреляции по отношению к чистой среде обитания определяют загрязненность воздуха. 3 з.п. ф-лы, 8 ил., 9 табл., 1 пр.

 

Изобретение относится к инженерной биологии и биоиндикации окружающей среды на данной территории антропогенного воздействия измерениями параметров ростовых органов различных видов растений, преимущественно древесных растений, например, проб в виде листьев берез с простой и небольшой листовой пластинкой. Изобретение может быть применено при сезонной индикации загрязненности воздуха, преимущественно после достижения березой генеративного возрастного состояния.

Известен способ измерения листьев у древесных растений (см. эту же книгу: Федорова А.И., Никольская А.Н. Практикум по экологии и охране окружающей среды: Учеб. пос. - М.: Гуманит. изд. центр ВЛАДОС, 2001. 288 с. С.123-126), когда срезают по 20-25 листьев берез и других пород деревьев, растущих в разных экологических условиях, складывают в пакеты, а затем засушивают между листами газетной бумаги в лабораторных условиях и измеряют параметры у каждого листа, а затем обрабатывают измеренные данные по средним значениям.

Недостатком является низкая чувствительность (точность) индикации и высокая трудоемкость практического применения способа из-за смешивания листьев у разных деревьев в одну пробу.

Известен также способ измерения по методу В.М. Захарова флуктуирующей асимметрии листьев березы (Захаров В.М. К оценке асимметрии билатеральных признаков как популяционной характеристики /В.М. Захаров, В.В. Зюганов // Экология. - 1980. - №1, с.10-16), включающий взятие листьев от учетных деревьев, растущих в одинаковых экологических условиях местопроизрастания, причем листья с одного дерева хранятся отдельно, чтобы можно было проанализировать полученные результаты индивидуально для каждой березы, а для этого следует собранные с одного дерева листья связывать за черешки, причем все листья, собранные для одной выборки, следует сложить в полиэтиленовый пакет, туда же вложить этикетку, в которой указаны номер выборки, место сбора, делая максимально подробную привязку к местности, дату сбора, причем для непродолжительного хранения собранный материал хранится в полиэтиленовом пакете на нижней полке холодильника, а для длительного хранения можно зафиксировать материал в 60% растворе этилового спирта или гербаризировать, при этом для измерения каждый лист помещают перед собой стороной, обращенной к верхушке побега, с каждого листа снимают показатели по пяти параметрам листа с левой и правой сторон листа, а для измерений применяют измерительный циркуль, линейку и транспортир, причем промеры длин снимаются циркулем-измерителем, а угол между жилками измеряется транспортиром.

Недостатками известного способа являются следующие отличительные признаки прототипа.

1. Условия произрастания. Листья должны быть собраны с растений, находящихся в одинаковых экологических условиях (уровень освещенности, увлажнения и т.д.), что даже для рядом находящихся листьев не обеспечивается.

2. Рекомендуется выбирать растения, растущие на открытых участках (полянах, опушках), поскольку многие виды светолюбивы и условия затенения являются для них стрессовыми и могут существенно снизить стабильность развития. Но загрязненные участки территории могут не иметь таких условий, поэтому приходится иметь дело с теми березами, которые произрастают в этих экстремальных условиях. Поэтому новый способ обеспечивает любые экологические условия.

3. Положение в кроне. Рекомендуется собирать листья из одной и той же части кроны с разных сторон растения. Это требование неверное, так как дерево березы своими сторонами располагает с разных антропогенных воздействий (см. патент 2374828).

4. У березы повислой следует собирать листья нижней части кроны дерева с максимального количества доступных веток относительно равномерно вокруг дерева. Поэтому мы отказались от требования «относительно равномерно вокруг дерева» и приняли признак, определяющий зону взятия напротив антропогенного воздействия (или со стороны загрязнителя воздуха) не менее 5 листьев.

5. Тип побега также не должен изменяться в серии сравниваемых выборок. У березы повислой используются листья с укороченных побегов.

Это признак просто исключается.

6. Размер листьев должен быть сходным, средним для растения.

Это требование исходит из существующей математической статистики, то есть теории арифметической средней. Мы отказались от закона нормального распределения и применяем биотехнический закон. А он позволяет выбирать именно те побеги или листья, которые наиболее подвержены влиянию загрязнения. Тогда получается, что размеры листа должны быть, наоборот, высоко вариабельными по размерам. Но все листья должны быть целыми и живыми.

7. Поврежденность листьев. Поврежденные листья могут быть использованы для анализа, если не затронуты участки, с которых будут сниматься измерения.

В нашем научно-техническом решении так экономить не нужно, итак количество листьев сокращается не менее чем в 7 раз, поэтому поврежденные листья исключаются.

8. Рекомендуется собирать с растения несколько больше листьев, чем требуется, на тот случай, если часть листьев из-за повреждения не сможет быть использована для анализа.

В нашем случае каждый лист принимается как отдельный индивидуум, то есть за биологическую особь, что позволит в дальнейшем получать принципиально новые научно-технические решения. Следует отказаться от понимания листьев как членов статистической выборки с жестко одинаковыми свойствами и параметрами.

Каждый лист - это закономерное событие.

Основным недостатком известного способа является то, что нарушается принцип индивидуальности флуктуирующей асимметрии, когда берутся в каждой выборке 100 листьев (по 10 листьев с 10 растений). Это выполнено в угоду существующей теории средней арифметической величины. Но такого параметра нет у листьев, поэтому каждый листочек имеет свои значения параметров, которые нужно определять. Но существующая классическая статистика не может ничего сказать об индивидуальных свойствах каждого из 100 листьев, она рассматривает эти 100 листьев только как однородные случайные события. Но каждый листок - это не случайность, а закономерность (вариативная корреляция по Ч. Дарвину).

Технический результат - повышение функциональных возможностей и точности индикации качества окружающей листья березы локальной среды на точно определенной территории, а также упрощение и повышение производительности измерений параметров листьев. Таким образом, мы полностью восстанавливаем принцип индивидуальности биологических измерений по флуктуации геометрических параметров каждого листа.

Этот технический результат достигается тем, что способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы, включающий взятие листьев от учетных деревьев березы, растущих в одинаковых экологических условиях местопроизрастания, причем листья с одного дерева хранятся отдельно, чтобы можно было проанализировать полученные результаты индивидуально для каждой березы, а для этого следует собранные с одного дерева листья связывать за черешки, причем все листья, собранные для одной выборки, следует сложить в полиэтиленовый пакет, туда же вложить этикетку, в которой указаны номер выборки, место сбора, делая максимально подробную привязку к местности, дату сбора, причем для непродолжительного хранения собранный материал хранится в полиэтиленовом пакете на нижней полке холодильника, а для длительного хранения можно зафиксировать материал в 60% растворе этилового спирта или гербаризировать, при этом для измерения каждый лист помещают перед собой стороной, обращенной к верхушке побега, с каждого листа снимают показатели по пяти параметрам листа с левой и правой сторон листа, то есть по 10 факторам, а для измерений применяют измерительный циркуль, линейку и транспортир, причем промеры длин снимаются циркулем-измерителем, а угол между жилками измеряется транспортиром, отличающийся тем, что на учетных деревьях березы со стороны источника загрязнения воздуха или другого антропогенного воздействия принимают зоны взятия пробных листьев, при этом эти выделенные зоны в листве учетных деревьев березы принимают за одинаковые экологические условия, для максимальной привязки к местности пробные листья берут разных размеров примерно на одинаковой высоте расположения над поверхностью почвы, при этом собранные листья принимаются за одну популяцию из обособленно развивающихся и растущих пробных листьев, эта популяция принимается за попавшую примерно в одинаковые условия места произрастания пробных листьев, а каждый лист принимается как отдельный индивидуум или за биологическую особь и подвергается измерению по 10 факторам, после этого по измеренным по пяти параметрам с двух сторон каждого листа выполняется факторный анализ бинарных отношений и выделяются те факторные отношения, которые получают коэффициент корреляции как меры тесноты связи между факторами не менее 0,7, для экологической оценки принимаются критерии факторного анализа бинарных отношений между 10 факторами измеренных пробных листьев.

Относительно точечного, линейного или объемного источника загрязнения воздуха собираются пробные листья с не менее трех деревьев березы по повторности опытов и не менее пяти листьев со стороны источника загрязнения воздуха по пяти уровням изменения флуктуирующей асимметрии), причем эти не менее 15 пробных листьев принимаются за одну популяцию, находящуюся в одинаковых экологических условиях.

Для максимальной привязки к местности пробные листья берут разных размеров примерно на одинаковой высоте расположения над поверхностью почвы, примерно на высоте вытянутой руки в зоне ±20 см по высоте и ±50 см по ширине.

За пять параметров листа с каждой стороны пробного листа принимают следующие факторы: 1 - ширина левой b' и правой b” половинок листа (измерение проводят посередине листовой пластинки), мм; 2 - длина l ж ' и l ж ' ' второй от основания листа жилки второго порядка, мм; 3 - расстояние l о с н ' и l о с н ' ' между основаниями первой и второй жилок второго порядка, мм; 4 - расстояние. l к ' и l к ' ' между концами этих жилок, мм; 5 - угол α' и α” между главной жилкой и второй от основания листа жилкой второго порядка.

По измеренным по пяти параметрам с двух сторон каждого листа выполняется факторный анализ бинарных отношений по формуле:

y = a 1 x a 2 exp ( a 3 x a 4 ) + a 5 x a 6 exp ( a 7 x a 8 ) ,

где y - показатель или зависимый количественный фактор (один из 10 параметров пробного листа);

x - объясняющая переменная или влияющий фактор (один из 10 параметров пробного листа);

a 1a 8 - параметры модели, получаемые идентификацией с применением компьютерной программы.

Для экологической оценки принимаются следующие критерии факторного анализа бинарных отношений между 10 факторами измеренных пробных листьев:

- процент поврежденности листьев;

- коэффициент коррелятивной вариации;

- количество бинарных закономерностей с коэффициентом корреляции не менее 0,7.

Для создания волновой теории требуется повысить точность измерений на порядок, то есть вместо погрешности измерений ±0,5 мм при измерениях обыкновенная миллиметровой линейкой с ценой деления 1 мм необходимо перейти на измерения шкалой на геодезическом транспортире с ценой деления 0,1 мм и погрешностью ±0,05 мм.

Сущность изобретения заключается в том, что в основу методики положена теория «стабильности развития» («морфогенетического гомеостаза»), разработанная российскими учеными В.М. Захаровым и др. в процессе исследований последствий радиоактивного заражения, в том числе после Чернобыльской аварии (Захаров, В.М. Последствия Чернобыльской катастрофы: Здоровье среды / В.М. Захаров, Е.Ю. Крысанов. - М.: Центр экологической политики России, 1996. - 170 с.). Растения же, как продуценты экосистемы, в течение своей жизни привязаны к локальной территории и подвержены влиянию почвенной и воздушной сред, наиболее полно отражающих весь комплекс стрессирующих воздействий на экосистему.

Но таких аномально резких изменений природной среды, как это было на территории влияния Ченобыльского взрыва, в городах не наблюдается. В обычных условиях происходят малые флуктуации. По теории Ч. Дарвина о коррелятивной вариации каждая особь имеет свои малые отличия. Эти отличия мы должны распознавать. Но такое возможно только статистическим моделированием множества факторов, влияющих на рост и развитие березового листа.

Сущность изобретения заключается также в том, что флуктуирующая асимметрия есть проявление внутри индивидуальной изменчивости, т.е. характеризует различия между гомологичными структурами внутри одного индивида. Подобный тип изменчивости широко распространен у растений, где в пределах одного индивида, можно провести разносторонний анализ метамерных структур, например листьев (они наиболее часто используются для этих целей). Но важно отметить, что если уровень флуктуирующей асимметрии является характеристикой индивидуума, а значит можно оценивать различие разных групп особей по среднему (в нашем случае по среднестатистическому уровню по линии выявленной закономерности) уровню различий между сторонами, то данное явление (флуктуирующая асимметрия) может рассматриваться и с позиции над отдельной индивидуальной (то есть популяционной) изменчивости.

В итоге мы приходим к пониманию популяционной изменчивости параметров листьев, как взаимно увязанных свойств множества особей.

Сущность изобретения заключается также и в том, что метод В.М. Захарова по пяти параметрам применим везде, в том числе и тогда, когда только часть дерева березы контактирует с загрязненной средой. Например, влияние дороги оказывается только на одной стороне дерева, да и то на малой высоте от почвы. А прототип предусмотрен для больших загрязненных зон, по площади, больших площадей места произрастания одного дерева березы. Поэтому многие рекомендации по сбору листьев просто не подходят к нашему научно-техническому решению.

Новизна технического решения заключается в том, что впервые выделяется относительно точечного, линейного или объемного источника загрязнения воздуха собираются листья с не менее трех деревьев березы (повторность опытов) и не менее пяти листьев со стороны источника загрязнения воздуха (пять уровней изменения флуктуирующей асимметрии). Эти не менее 15 листьев принимаются за одну популяцию, попавшую примерно в одинаковые условия места произрастания листьев. После этого по измеренным 10 показателям (пять параметров с двух сторон каждого листа) выполняется факторный анализ бинарных отношений и выделяются те из них, которые получают коэффициент корреляции (мера тесноты связи между факторами) более 0,7, то есть сильные бинарные факторные связи.

Для экологической оценки принимаются критерии факторного анализа бинарных отношений между 10 параметрами измеренных листьев.

Положительный эффект заключается в том, что повышается функциональная возможность отслеживания даже малых экологических изменений, а не только глобальных по прототипу. При этом появляется возможность применения критериев оценки статистических моделей у бинарных связей. Кроме того, повышается наглядность и снижается трудоемкость измерений не менее 7 раз.

Таким образом, предлагаемое научно-техническое решение обладает существенными признаками, новизной и положительным эффектом. В научно-технической и патентной литературе информационных материалов, порочащих новизну предполагаемого изобретения, нами не обнаружено.

На фиг.1 приведен спутниковый снимок чистого городского земельного участка; на фиг.2 - то же загрязненного участка от автотранспорта; на фиг.3 приведена схема измерений каждого листа: 1 - ширина левой b' и правой b” половинок листа (измерение проводили посередине листовой пластинки), мм; 2 - длина l ж ' и l ж ' ' второй от основания листа жилки второго порядка, мм; 3 - расстояние l о с н ' и l о с н ' ' между основаниями первой и второй жилок второго порядка, мм; 4 - расстояние l к ' и l к ' ' между концами этих жилок, мм; 5 - угол α' и α'' между главной жилкой и второй от основания листа жилкой второго порядка; на фиг.4 приведен график наиболее сильной закономерности l о с н ' ' l о с н ' для чистого места произрастания листьев березы; на фиг.5 дан график наиболее сильной закономерности l ж ' ' l ж ' для загрязненного места произрастания листьев березы; на фиг.6 дан график наиболее слабой факторной связи между параметрами листа. l ж ' ' l ж ' для чистой среды обитания листьев березы; на фиг.7 - то же на фиг.6 для идентификации поведения листьев дополнительно волновой функцией; на фиг.8 дан график α ' ' l о с н ' ' для загрязненной среды произрастания листьев березы.

Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы включает такие действия.

Сбор материала следует проводить после остановки роста листьев (в средней полосе начиная с июля).

Около воздействия источника загрязнения выбираются не мнее трех деревьев березы.

На учетных деревьях березы со стороны источника загрязнения воздуха или другого антропогенного воздействия принимают зоны взятия пробных листьев, при этом эти выделенные зоны в листве учетных деревьев березы принимают за одинаковые экологические условия. Для максимальной привязки к местности пробные листья берут разных размеров примерно на одинаковой высоте расположения над поверхностью почвы.

При этом собранные листья принимаются за одну популяцию из обособленно развивающихся и растущих пробных листьев, эта популяция принимается за попавшую примерно в одинаковые условия места произрастания пробных листьев, а каждый лист принимается как отдельный индивидуум или за биологическую особь и подвергается измерению по 10 факторам. После этого по измеренным по пяти параметрам с двух сторон каждого листа выполняется факторный анализ бинарных отношений и выделяются те факторные отношения, которые получают коэффициент корреляции как меры тесноты связи между факторами не менее 0,7, для экологической оценки принимаются критерии факторного анализа бинарных отношений между 10 факторами измеренных пробных листьев.

Относительно точечного, линейного или объемного источника загрязнения воздуха собираются пробные листья с не менее трех деревьев березы по повторности опытов и не менее пяти листьев со стороны источника загрязнения воздуха по пяти уровням изменения флуктуирующей асимметрии), причем эти не менее 15 пробных листьев принимаются за одну популяцию, находящуюся в одинаковых экологических условиях.

Для максимальной привязки к местности пробные листья берут разных размеров примерно на одинаковой высоте расположения над поверхностью почвы, примерно на высоте вытянутой руки в зоне ±20 см по высоте и ±50 см по ширине.

За пять параметров листа с каждой стороны пробного листа принимают следующие факторы: 1 - ширина левой b' и правой b” половинок листа (измерение проводят посередине листовой пластинки), мм; 2 - длина l ж ' и l ж ' ' второй от основания листа жилки второго порядка, мм; 3 - расстояние l о с н ' и l о с н ' ' между основаниями первой и второй жилок второго порядка, мм; 4 - расстояние l к ' и l к ' ' между концами этих жилок, мм; 5 - угол α' и α” между главной жилкой и второй от основания листа жилкой второго порядка.

По измеренным по пяти параметрам с двух сторон каждого листа выполняется факторный анализ бинарных отношений по формуле:

y = a 1 x a 2 exp ( a 3 x a 4 ) + a 5 x a 6 exp ( a 7 x a 8 ) ,

где y - показатель или зависимый количественный фактор (один из 10 параметров пробного листа);

x - объясняющая переменная или влияющий фактор (один из 10 параметров пробного листа);

а 1а 8 - параметры модели, получаемые идентификацией с применением компьютерной программы.

Для экологической оценки принимаются следующие критерии факторного анализа бинарных отношений между 10 факторами измеренных пробных листьев:

- процент поврежденности листьев;

- коэффициент коррелятивной вариации;

- количество бинарных закономерностей с коэффициентом корреляции не менее 0,7.

Пример. Обработка материала выполнялась по методике (Здоровье среды: практика оценки /Захаров В.М. и др. - М.: Центр экологической политики России, 2000. - 320 с.).

Для проведения исследования было решено собрать листья с двух участков города Звенигово, сильно различающихся по загрязненности.

1. Чистая зона. На улице Чехова, где в основном расположены дома частного сектора на расстоянии 10-15 м, нет предприятий и крупных организаций, наблюдается меньшая загруженность автомобильным транспортом. От берез, с которых брались листья, до ближайшей грунтовой дороги 10 м, до асфальтированной - 200 м. Спутниковый снимок данного участка представлен на фигуре 1.

2. Загрязненная зона. На улице Бутякова, где расположены многоэтажные дома на расстоянии 20-25 м, нет предприятий и крупных организаций, наблюдается большая загруженность автотранспортом, так как дорога строилась для грузового транспорта, чтобы разгрузить центральную улицу. Асфальтированная дорога расположена на расстоянии 10 м от учетных берез. Снимок исследуемого участка показан на фигуре 2.

Так как сбор материала но методу Захарова следует проводить после остановки роста листьев, принято было решение провести эксперимент в конце августа 2011 года. Для сбора листьев были выбраны растения, принадлежащие к березе повислой, одного возраста, произрастающие по три дерева в одинаковых экологических условиях.

У березы собирали листья из нижней части кроны дерева с максимального количества доступных веток со стороны дороги. Листья собирали только с укороченных побегов. Размер листьев был сходным, примерно средним для данного растения.

Каждая выборка включает в себя 15 листьев (по 5 листьев с 3 березы). Листья с одного дерева связывали ниткой за черешки. Все листья с одной территории упаковывали в полиэтиленовый пакет, в него также помещала этикетку с названием места сбора. Никакой специальной обработки и подготовки материала не производили. Материал был обработан измерениями сразу же после сбора, что исключает влияние усушки листьев.

Для обработки собранного материала использовали миллиметровую линейку, циркуль-измеритель, транспортир геодезический для измерения расстояний на мерной шкале с ценой деления 0,1 мм (погрешность измерений ±0,05 мм) и транспортир прозрачный пластмассовый для измерения углов с ценой деления 1° (погрешность измерений ±0,5°).

Удобно использовать прозрачные пластмассовые транспортиры. При измерении угла транспортир располагали так, чтобы центр основания окошка транспортира находился на месте ответвления второй жилки второго порядка. Так как жилки не прямолинейны, а извилисты, то угол измеряли следующим образом: участок центральной жилки, находящийся в пределах окошка транспортира совмещали с центральным лучом транспортира, который соответствует 90°, а участок жилки второго порядка продлевали до градусных значений транспортира, используя для поддержки транспортира миллиметровую линейку.

При этом за пять параметров у каждого листа принимают, как и в прототипе (но только не по средним арифметическим значениям, а только по реальным размерам каждого листа), следующие факторы (фиг.3):

1 - ширина левой b' и правой b” половинок листа (измерение проводят посередине листовой пластинки), мм;

2 - длина l ж ' и l ж ' ' второй от основания листа жилки второго порядка, мм;

3 - расстояние l о с н ' и l о с н ' ' между основаниями первой и второй жилок второго порядка, мм;

4 - расстояние l к ' и l к ' ' между концами этих жилок, мм;

5 - угол α' и α” между главной жилкой и второй от основания листа жилкой второго порядка.

Результаты измерений в чистой зоне г.Звенигово. По принципу индивидуальности каждого листа в таблицу 1 занесены результаты измерения параметров 15 листьев всего у трех берез в чистой зоне.

Пробные листья брали примерно на высоте вытянутой руки в зоне ±20 см по высоте и ±50 см по ширине.

Таблица 1
Результаты промеров листьев березы, произрастающих в чистой зоне
(по 5 листьев с 3 берез)
№ дерева № листа Ширина b, мм Длина lж, мм Расст. lосн, мм Расст. lк, мм Угол α, град
левой b' правой b'' левой l ж ' правой l ж ' ' левой l о с н ' правой l о с н ' ' левой l к ' правой l к ' ' левой α' правой α”
1 1 18 17 32 30 8 8 10 10 30 28
2 19 21 33 36 9 8 12 13 34 39
3 22 19 36 32 6 8 14 14 37 33
4 17 20 31 31 5 7 13 11 44 34
5 16 17 29 31 12 11 12 16 30 31
2 6 16 17 28 29 5 6 10 10 34 37
7 17 15 31 29 3 2 10 9 43 37
8 18 18 33 32 5 5 11 9 37 36
9 16 19 28 32 5 5 10 11 38 42
10 23 21 37 40 5 6 12 13 38 37
3 11 18 19 31 33 5 4 13 12 49 49
12 17 16 30 30 5 4 10 11 46 43
13 23 21 40 40 4 3 15 15 48 42
14 16 20 37 35 6 8 13 12 44 44
15 23 22 37 40 6 7 14 15 46 44

В таблице 1 приведены результаты измерений в миллиметрах, тогда погрешность измерений была ±0,5 мм. В этом случае транспортир геодезический не применялся. Такие измерения могут быть проведены в школьных экологических лагерях. Практически, как показали дальнейшие результаты математический обработки, измерений с такой точностью вполне достаточны. Однако для выявления тонких биологических эффектов следует измерять с точностью ±0,05 мм, то есть в десять раз точнее.

Для идентификации всех факторных отношений имеется формула

y = a 1 x a 2 exp ( a 3 x a 4 ) + a 5 x a 6 exp ( a 7 x a 8 ) ,                                                       (1)

где y - показатель или зависимый количественный фактор (в нашем примере параметр листа);

x - объясняющая переменная или влияющий фактор;

a 1a 8 - параметры модели, получаемые идентификацией на ПЭВМ.

Полный факторный анализ включает 10 факторов и 102=100 факторных отношений. Однако при этом нужно будет искать закономерности рангового распределения значений каждого фактора, что школьникам пока еще не совсем будет понятным. Поэтому проводим неполный факторный анализ, то есть выявляем только бинарные отношения между факторами. Тогда факторный анализ будет содержать 102-10=90 бинарных отношений. При этом в диагонально расположенных клетках проставляется 1.

Корреляционная матрица факторного анализа приведена в таблице 2.

Таблица 2
Рейтинг факторов и корреляционная матрица факторного анализа пластических признаков листьев березы для оценки чистой среды
Влияющие факторы x Зависимые факторы (показатели y) Сумма ∑rx Место Ix
b' b” l ж ' l ж ' ' l о с н ' l о с н ' ' l к ' l к ' ' α' α”
Ширина b', мм 1 0,6530 0,8105 0,8210 0,1700 0,0905 0,6621 0,6639 0,2740 0.1222 5,2672 6
Ширина b”, мм 0,7179 1 0,7139 0,9185 0.2413 0,4052 0,7404 0.5721 0,4132 0,3913 6,1138 2
Длина l ж ' , мм 0,8058 0,6806 1 0,8340 0,2299 0,1746 0.7572 0,5652 0,4036 0,2785 5,7294 5
Длина l ж ' ' ,мм 0,8175 0,9144 0.8133 1 0.3181 0,3546 0,7190 0,6315 0,3420 0,4419 6,3523 1
Расстояние l о с н ' , мм 0,2712 0,4867 0,3173 0,2346 1 0,8960 0,1701 0,4796 0,6639 0,4962 5,0156 8
Расстояние l о с н ' ' , мм 0,2776 0,4977 0,0818 0,2226 0,9262 1 0,2068 0,5337 0,6369 0,5953 4,9786 9
Расстояние l к ' , мм 0,5290 0,7585 0,7693 0,6791 0,4647 0,3308 1 0.7367 0.5290 0,2888 6,0859 3
Расстояние l к ' ' , мм 0,5851 0,7079 0,4921 0,6560 0,5585 0,4618 0,7553 1 0.2643 0,4204 5,9014 4
Угол α', град 0.2573 0,3117 0.3686 0,3450 0,7079 0.6413 0,4834 0,1871 1 0,7796 5.0819 7
Угол α”, град 0.1405 0,3644 0,2091 0,4233 0,4177 0,5406 0.2787 0,1283 0,7796 1 4,2822 10
Сумма ∑ry 5,4019 6,3749 5,5759 6.1341 5,0343 4,8954 5.773 5,4981 5.3065 4,8142 54,8083 -
Место Iy 6 1 4 2 8 9 3 5 7 10 - 0,5480

Коэффициент коррелятивной вариации множества из 15 листьев (по 5 листьев с 3 деревьев) равен 54,8083/102=0,5480. Этот критерий применяется при сравнении различных мест взятия проб березовых листьев, то есть для сравнения разных загрязнений воздуха.

При этом наибольший коэффициент корреляции равен 0,9262 для факторной связи l о с н ' ' l о с н ' (фиг.4), а наименьший - 0,0818 (фиг.6) для связи l о с н ' ' l ж ' . Поэтому размах коэффициента корреляции составит 0,9262-0,0818=0,8444. Но этот размах для чистой среды обитания листьев в обоих случаях относится к влиянию одного итого же фактора l о с н ' ' .

В данном научно-техническом решении мы математически защищаем ламинарный подход к жизнедеятельности листьев, когда все 90 уравнений имеют вид не волновых изменений. Но совершенно иная ситуация складывается при учтете турбулентного поведения этих же 15 листьев в процессе своей жизнедеятельности.

Например, самое слабое влияние с коэффициентом корреляции 0,0818 имеет (фиг.6) ламинарную формулу

l ж ' = 31,63122 l о с н ' 0,076137 exp ( 0,015254 l о с н ' ) .                                                  (2a)

Однако с учетом дополнительного волнового колебательного возмущения это же уравнение превращается в сильную связь с коэффициентом корреляции 0,7370 (фиг.7) в виде выражения

l ж ' = 32,27714 l о с н ' 0 б 12701 + A cos ( π l о с н ' / p 5,63956 ) ,                                       ( 2 б )

A = 4,74058 exp ( 0,14870 l о с н ' ) , p = 0,029155 + 0,041896 l о с н ' 1,07156 ,

где А - амплитуда (половина) колебания листа, мм; p - полупериод колебания листьев березы в процессе жизнедеятельности.

Однако для создания волновой теории требуется повысить точность измерений на порядок, то есть вместо погрешности измерений ±0,5 мм (обыкновенная миллиметровая линейка с ценой деления 1 мм) в таблицах 1 и 5 необходимо перейти на измерения шкалой на геодезическом транспортире (с ценой деления 0,1 мм) с погрешностью ±0,05 мм.

Однако в данной заявке сужение размаха коэффициента корреляции из-за колебательной адаптации листьев к условиям произрастания не рассматриваем, то есть ужесточаем требования, но одновременно облегчаем процесс сопоставительного анализа.

Имеются два рейтинга факторов - как влияющие переменные и как зависимые показатели. На первое место как влияющая переменная встала длина l ж ' ' , мм. Четко видна асимметрия, потому что на первой половинке длина l ж ' получила только 5-е место. А среди показателей на первом месте оказалась ширина b”. При этом асимметрия сильна тем, что ширина b' оказалась только на шестом месте. Таким образом, кроме коэффициента коррелятивной вариации всей выборки, анализ флуктуирующей асимметрии можно выполнить и по рейтингу факторов.

Для анализа бинарных отношений между факторами из данных таблицы 2 исключим диагональные клетки и оставим только бинарные отношения с сильными факторными связями (табл.3) при коэффициенте корреляции больше 0,7.

Таблица 3
Корреляционная матрица сильных бинарных отношений пластических признаков листьев березы в чистой среде при условии r≥0,7
Влияющие факторы x Зависимые факторы (показатели y)
b' b” l ж ' l ж ' ' l о с н ' l о с н ' ' l к ' l к ' ' α' α”
Ширина b', мм 0,8105 0,8210
Ширина b'', мм 0,7179 0,7139 0,9185 0,7404
Длина l ж ' , мм 0,8058 0,8340
Длина l ж ' ' , мм 0,8175 0,9144 0,8133 0,7190
Расстояние l о с н ' , мм 0,8960
Расстояние l о с н ' ' , мм 0,9262
Расстояние l к ' , мм 0,7585 0,7693 0,7367
Расстояние l к ' ' , мм 0,7079 0,7553
Угол α', град 0,7079 0,7796
Угол α”, град 0,7796

Остались 22 сильные бинарные зависимости. Наивысшей силой обладает формула биотехнической закономерности l о с н ' ' l о с н ' . На чистой среде обитания расстояние между основаниями первой и второй жилок с правой стороны листьев наибольшим образом влияет на расстояние между основаниями первой и второй жилок с левой стороны листьев.

Самая сильная пара l о с н ' ' (1 место по таблице 4, график закономерности показан на фиг.3) и l о с н ' (4 место) выделена, и в ней разница составляет три места.

Эта же пара значений коэффициента корреляции соответствует паре показателей l о с н ' и l о с н ' ' . В итоге эта пара сильно взаимно обратима по выявленным закономерностям.

Распишем формулы 22 сильных бинарных факторных связей, ранжируя в таблице 4 по убыванию коэффициента корреляции.

Таблица 4
Параметры сильных бинарных связей факторов для чистой среды
№ п/п x→y y = a 1 x a 2 exp ( a 3 x a 4 ) + a 5 x a 6 exp ( a 7 x a 8 ) Коэфф. корр.
Первая составляющая Вторая составляющая
a 1 a 2 a 3 a 4 a 5 a 6 a 7 a 8
1 l о с н ' ' l о с н ' 3,071555 0 0,071176 0 0,037407 0,39827 0,36397 0 0,9262
2 b ' ' l ж ' ' 216,90035 0 0,18129 0 0,48931 0,82839 0,079967 0 0,9185
3 l ж ' ' b ' ' 0,13005 2,26719 0,057208 0 35,24084 0 0 0 0,9144
4 l о с н ' l о с н ' ' 0,37763 2,21272 0,18243 0 0 0 0 0 0,8960
5 l ж ' l ж ' ' 285,55703 0 0,13188 0 0,61588 0,94539 0,016692 0 0,8340
6 b ' l ж ' ' 83,922 0 0,10854 0 0,62999 0,88169 0,050474 0 0,8210
7 l ж ' ' b ' 429,19236 0 0,15290 0 0,25493 0,89348 0,028748 0 0,8175
8 l ж ' ' l ж ' 9,96212 0 0,019433 0 0,74876 1,025059 0,00041489 0 0,8133
9 b ' l ж ' 45,87364 0 0,081235 0 0,85588 0,92382 0,029908 0 0,8105
10 l ж ' b ' 0,0097932 2,10278 0,0099842 0 7,62307 0 0 0 0,8058
11 α ' α ' ' 5,52381 0 0,0057460 0 2,68220 0,62964 0,0054722 0 0,7796
12 α ' ' α ' 1,99219 0 0,039772 0 1,065425 1,035282 0,010853 0 0,7796
13 l к ' l ж ' 33,97637 0 0,041107 0 0,39111 0,61879 0,15405 0 0,7693
14 l к ' b ' ' 0,098318 3,010187 0,19554 0 2,58419 0 0 0 0,7585
15 l к ' ' l к ' 0,017059 3036064 0,19256 0 4,97922 0 0 0 0,7553
16 b ' ' l к ' 110,10051 0 0,40834 0 0,60848 1,01504 0,00041684 0 0,7404
17 l к ' l к ' ' 4,27876 0,78319 0,023133 0 10,46382 0 0 0 0,7367
18 l ж ' ' l к ' 0,087963 2,27808 0,058024 0 25,015367 0 0 0 0,7190
19 b ' ' b ' 125,22754 0 0,16146 0 0,13403 0,73296 0,1232410 0 0,7179
№ п/п x→y y = a 1 x a 2 exp ( a 3 x a 4 ) + a 5 x a 6 exp ( a 7 x a 8 ) Коэфф. корр.
Первая составляющая Вторая составляющая
a 1 a 2 a 3 a 4 a 5 a 6 a 7 a 8
20 b ' ' l ж ' 138,011555 0 0,16128 0 0,75209 0,91987 0,043949 0 0,7139
21 l к ' ' b ' ' 0,14397 3,050669 0.22213 0 0 0 0 0 0,7079
22 α ' l о с н ' 33,68506 0 0.044599 0 0 0 0 0 0.7079

Матричное представление модели (1) компактное, но для наглядности распишем каждую бинарную связь по отдельности в виде формул:

- влияние расстояния между основаниями первой и второй жилок с правой стороны листьев на расстояние между основаниями первой и второй жилок с левой стороны листьев

l о с н ' = 3,071555 exp ( 0,071176 l о с н ' ' ) + 0,037407 l о с н ' ' 0,39827 exp ( 0,39827 l о с н ' ' ) ;      (2)

- влияние ширины на правой стороне листьев на длину второй жилки на правой стороне листьев

l ж ' ' = 216,90035 exp ( 0,18129 b ' ' ) + 0,48931 b ' ' 0,82839 exp ( 0,079967 b ' ' ) ;              ( 3 )

- влияние длины второй жилки на правой стороне листьев на ширину на правой стороне листьев

b ' ' = 0,13005 l ж ' ' 2,26719 exp ( 0,057208 l ж ' ' ) 35,24084 ;                                       ( 4 )

- влияние расстояния между основаниями первой и второй жилок с левой стороны листьев на расстояние между основаниями первой и второй жилок с правой стороны листьев

l о с н ' ' = 0,37763 l о с н ' 2,21272 exp ( 0,18243 l о с н ' ) ;                                                      (5)

- влияние длины второй жилки на левой стороне листьев на длину второй жилки на правой стороне листьев

l ж ' ' = 285,55703 exp ( 0,13188 l ж ' ) + 0,61588 l ж ' 0,94539 exp ( 0,016692 l ж ' ) ;           (6)

- влияние ширины на левой стороне листьев на длину второй жилки на правой стороне листьев

l ж ' ' = 83,922 exp ( 0,10854 b ' ) + 0,62999 b ' 0,88169 exp ( 0,050474 b ' ) ;                  (7)

- влияние длины второй жилки на правой стороне листьев на ширину на левой стороне листьев

b ' = 429,19236 exp ( 0,15290 l ж ' ) + 0,25493 l ж ' 0,89348 exp ( 0,028748 l ж ' ) ;              (8)

- влияние длины второй жилки на правой стороне листьев на длину второй жилки на левой стороне листьев

l ж ' = 9,96212 exp ( 0,019433 l ж ' ' ) + 0,74876 l ж ' ' 1,025059 exp ( 0,00041489 l ж ' ' ) ;        (9)

- влияние ширины на левой стороне листьев на длину второй жилки на левой стороне листьев

l ж ' = 45,87364 exp ( 0,081235 b ' ) + 0,85588 b ' 0,92382 exp ( 0,029908 b ' ) ;           (10)

- влияние длины второй жилки на левой стороне листьев на ширину на левой стороне листьев

b ' = 0,0097932 l ж ' 2,10278 exp ( 0,0099842 l ж ' ) + 7,62307 ;                                (11)

- влияние угла между главной и второй от основания листа жилками с левой стороны листьев на угол между главной и второй от основания листа жилками с правой стороны листьев

α ' ' = 5,52381 exp ( 0,0057460 α ' ) + 2,68220 α ' 0,62964 exp ( 0,0054722 α ' ) ;      (12)

- влияние угла между главной и второй от основания листа жилками с правой стороны листьев на угол между главной и второй от основания листа жилками с левой стороны листьев

α ' = 1,99219 exp ( 0,039772 α ' ' ) + 1,065425 α ' ' 1,035282 exp ( 0,010853 α ' ' ) ;       (13)

- влияние расстояния между концами первой и второй жилок с левой стороны листьев на длину второй жилки на левой стороне листьев

l ж ' = 33,97637 exp ( 0,041107 l к ' ) + 0,39111 l к ' 0,61879 exp ( 0,15405 l к ' ) ;            (14)

- влияние расстояния между концами первой и второй жилок с левой стороны листьев на ширину на правой стороне листьев

b ' ' = 0,098318 l к ' 3,010187 exp ( 0,19554 l к ' ) + 2,58419 ;                                     (15)

- влияние расстояния между концами первой и второй жилок с правой стороны листьев на расстояние между концами первой и второй жилок с левой стороны листьев

l к ' = 0,017059 l к ' ' 3,36064 exp ( 0,19256 l к ' ' ) + 4,97922 ;                                       (16)

- влияние ширины на правой стороне листьев на расстояние между концами первой и второй жилок с левой стороны листьев

l к ' = 110,10051 exp ( 0,40834 b ' ' ) + 0,60848 b ' ' 1,01504 exp ( 0,00041684 b ' ' ) ;   (17)

- влияние расстояния между концами первой и второй жилок с левой стороны листьев на расстояние между концами первой и второй жилок с правой стороны листьев

l к ' ' = 4,27876 l к ' 0,78319 exp ( 00,023133 l к ' ) 10,46382 ;                                     (18)

- влияние длины второй жилки на правой стороне листьев на расстояние между концами первой и второй жилок с левой стороны листьев

l к ' = 0,087963 l ж ' ' 2,27808 exp ( 0,058024 l ж ' ' ) 25,015367 ;                                (19)

- влияние ширины на правой стороне листьев на ширину на левой стороне листьев:

b ' = 125,22754 exp ( 0,16146 b ' ' ) + 0,13403 b ' ' 0,73296 exp ( 0,12324 b ' ' ) ;            (20)

- влияние ширины на правой стороне листьев на длину второй жилки на левой стороне листьев

l ж ' = 138,011555 exp ( 0,16128 b ' ' ) + 0,75209 b ' ' 0,91987 exp ( 0,043949 b ' ' ) ;       (21)

- влияние расстояния между концами первой и второй жилок с правой стороны листьев на ширину на правой стороне листьев

b ' ' = 0,14397 l к ' 3,050669 exp ( 0,22213 l к ' ) ;                                                       (22)

- влияние угла между главной и второй от основания листа жилкой с левой стороны листьев на расстояние между основаниями первой и второй жилок с левой стороны листьев

l о с н ' = 33,68506 exp ( 0,044599 α ' ) .                                                            (23)

Результаты измерений в загрязненной части города. В таблицу 5 занесены результаты измерения параметров листьев березы, произрастающих в загрязненной части г.Звенигово.

Таблица 5
Результаты промеров листьев березы, произрастающих в загрязненной среде (по 5 листьев с 3 растений)
№ дерева № листа Ширина b, мм Длина lж, мм Расст. lосн, мм Расст. lк, мм Угол α, град
левой b' правой b'' левой l ж ' правой l ж ' ' левой l о с н ' правой l о с н ' ' левой l к ' правой l к ' ' левой α' правой α''
1 1 18 18 39 41 5 4 9 8 38 34
2 21 20 33 33 5 5 10 9 34 38
3 18 20 32 33 2 5 9 8 40 39
4 17 20 33 35 4 4 9 9 39 40
5 19 21 32 32 3 2 11 10 41 44
2 6 15 14 24 23 5 9 8 11 45 42
7 17 19 27 29 4 4 7 9 39 42
8 16 18 27 28 4 4 9 10 44 39
9 16 18 27 27 3 4 8 8 44 43
10 15 19 34 34 7 4 12 11 37 42
3 11 15 15 27 27 3 3 9 10 40 40
12 15 15 27 26 5 4 10 9 43 45
13 15 15 30 30 3 2 9 10 35 40
14 15 16 27 26 5 4 10 10 40 38
15 16 15 25 27 5 3 10 8 35 40

При проведении эксперимента были обнаружены повреждения на 30% собранных листьях, небольшие пожелтения, малое количество листвы со стороны дороги, встречались сухие ветки. Это свойство также становится критерием сравнения двух выборок.

Рейтинг факторов и корреляционная матрица полного факторного анализа приведены в таблице 6.

Наибольшее влияние (первое место в рейтинге) на показатели строения листьев березы повислой оказывает объясняющий фактор l ж ' - длина жилки второго порядка, второй от основания листа, на левой стороне листьев, мм. При этом асимметрия листа по этому показателю невелика - параметр l ж ' ' занимает втрое место.

Наибольший отклик на влияние 10 объясняющих параметров листьев имеет l ж ' ' - длина жилки второго порядка, второй от основания листа, на правой стороне листьев, мм. При этом как показатель на втором месте находится l ж ' . Поэтому в худших условиях среды эти два параметра меняются местами.

Таблица 6
Рейтинг факторов и корреляционная матрица факторного анализа пластических признаков листьев березы для оценки загрязненной среды
Влияющие факторы x Зависимые факторы (показатели y) Сумма ∑rx Место Ix
b' b” l ж ' l ж ' ' l о с н ' l о с н ' ' l к ' l к ' ' α' α”
Ширина b', мм 1 0,8019 0,5663 0,6365 0,1749 0,0750 0,3890 0,4028 0,3720 0,2902 4,7086 5
Ширина b'', мм 0,7720 1 0,6335 0,6720 0,1826 0,1890 0,2762 0,2249 0,1500 0,6159 4,7161 4
Длина l ж ' , мм 0,5717 0,7228 1 0,9739 0,4486 0,4805 0,4233 0,2210 0,4374 0,5588 5,838 1
Длина l ж ' ' , мм 0,6034 0,7988 0,9747 1 0,3620 0,2584 0,2541 0,3160 0,4762 0,5967 5,6619 2
Расстояние l о с н ' , мм 0,3275 0,1628 0,3433 0.2686 1 0.5529 0,6411 0,4431 0.2543 0,0777 4,0713 8
Расстояние l о с н ' ' , мм 0,1352 0,7125 0,5791 0,5549 0,4909 1 0,3325 0,5442 0,4423 0,3318 5,1234 3
Расстояние l к ' , мм 0,1204 0,3316 0,3558 0,2495 0,5783 0,3794 1 0,4703 0.3364 0,4429 4,2646 7
Расстояние l к ' ' , мм 0,4494 0,2433 0,2010 0,3207 0,4428 0,4868 0,3079 1 0,2110 0,2801 3,943 9
Угол α', град 0,3325 0,2091 0,5092 0,5497 0,2101 0,5529 0,3385 0,2207 1 0,4305 4,3532 6
Угол α”, град 0,3207 0,0693 0,5181 0,5618 0,0881 0,0591 0,1907 0,3795 0,4646 1 3,6518 10
Сумма ∑ry 4,6328 5,0737 5,681 5,7876 3,9783 4,0339 4,1533 4,2225 4,1442 4,6246 46,3319 -
Место Iy 4 3 2 1 10 9 7 6 8 5 - 0,4633

Коэффициент коррелятивной вариации множества из 15 листьев (по 5 листьев с 3 деревьев) равен 46,3319/102=0,4633. И он гораздо ниже по сравнению с чистыми условиями роста и развития листьев в 0,5480/0,4633=1,18 раза. Этот критерий показывает количество отношение между отдельными местами произрастания листьев березы.

Наибольший коэффициент корреляции равен 0,9747, а наименьший - 0,0591 (фиг.8). Тогда размах коэффициента вариации будет равным 0,9747-0,0591=0,9156.

При этом заметны две особенности (отличительных признака, которые позволят развить данное научно-техническое решение):

1) максимальная и минимальная корреляции находятся на разных строках корреляционной матрицы;

2) при этом волновая составляющая не получается, то есть листья теряют способность к волновой адаптации к окружающей их среде.

Затем из таблицы 6 исключим диагональные клетки, оставим только бинарные отношения с сильными факторными связями (табл.7).

Остались только 7 сильных бинарных зависимостей. Наивысшей силой обладает формула биотехнической закономерности l ж ' ' l ж ' . Чуть поменьше коэффициент корреляции у отношения l ж ' l ж ' ' .

Длина второй жилки с правой стороны листьев наибольшим образом влияет на длину второй жилки с левой стороны листьев. Аналогично и обратно.

Таблица 7
Корреляционная матрица сильных бинарных отношении пластических признаков листьев березы в загрязненной среде при условии r≥0,7
Влияющие факторы x Зависимые показатели y
b' b” l ж ' l ж ' '
Ширина b', мм 0,8019
Ширина b”, мм 0,7720
Длина l ж ' , мм 0,7228 0,9739
Длина l ж ' ' , мм 0,7988 0,9747
Расстояние l о с н ' ' , мм 0,7125

Распишем формулы семи сильных бинарных факторных связей, ранжируя в таблице 8 по убыванию коэффициента корреляции.

Таблица 8
Параметры сильных бинарных связей факторов для загрязненной среды
№ п/п x→y y = a 1 x a 2 exp ( a 3 x a 4 ) + a 5 x a 6 exp ( a 7 x a 8 )
Первая составляющая Вторая составляющая Коэф. корр.
a 1 a 2 a 3 a 4 a 5 a 6 a 7 a 8
1 l ж ' ' l ж ' 1366,29760 0 4,0058276 0 0,94813 1,035162 0,0029434 0 0,9747
2 l ж ' l ж ' ' 1,38249 0 0,041630 0 0,74349 1,040740 0 0 0,9739
3 b'→b” 0.087916 3,12123 0.15673 0 23,65967 0 0 0 0,8019
4 l ж " b " 0,026761 2,75963 0,077513 0 12,84632 0 0 0 0,7988
5 b”→b' 30,78574 0 0.10382 0 0,36154 0,90679 0,047748 0 0,7720
6 l ж ' b ' ' 0,0050563 3,13710 0,082864 0 0 0 0 0 0,7228
7 l о с н ' ' b ' ' 89,64239 0 0,91599 0 0.84221 4.063508 0,68085 0 0,7125

Матричное представление модели (1) компактное, но для наглядности распишем каждую бинарную связь по отдельности в виде формул:

- влияние длины второй жилки на правой стороне листьев на длину второй жилки на левой стороне листьев

l ж ' = 1366,29760 exp ( 4,0058276 l ж ' ' ) + 0,94813 l ж ' ' 1,035162 exp ( 0,0029434 l ж ' ' ) ;    (24)

- влияние длины второй жилки на левой стороне листьев на длину второй жилки на правой стороне листьев

l ж ' ' = 1,38249 exp ( 0,041630 l ж ' ) + 0,74349 l ж ' 1,040740 ;                                              (25)

- влияние ширины на левой стороне листьев на ширину на правой стороне листьев

b ' ' = 0,087916 b ' 3,12123 exp ( 0,15673 b ' ) 23,65967 ;                                           (26)

- влияние длины второй жилки на правой стороне листьев на ширину на правой стороне листьев

b ' ' = 0,026761 l ж ' ' 2,75963 exp ( 0,077513 l ж ' ' ) 12,84632 ;                                         (27)

- влияние ширины на правой стороне листьев на ширину на левой стороне листьев

b ' = 30,78574 exp ( 0,10382 b ' ' ) + 0,36154 b ' ' 0,90679 exp ( 0,047748 b ' ' ) ;                 (28)

- влияние длины второй жилки на левой стороне листьев на ширину на правой стороне листьев

b ' ' = 0,0050563 l ж ' 3,13710 exp ( 0,82864 l ж ' ) ;                                                           (29)

- влияние расстояния между основаниями первой и второй жилок на правой стороне листьев на ширину на правой стороне листьев

b ' ' = 89,64239 exp ( 0,91599 l о с н ' ' ) + 0,84221 l о с н ' ' 4,063508 exp ( 0,68085 l о с н ' ' ) .            (30)

Сопоставление двух сред развития и роста листьев березы. Чистую и загрязненную среды можно сравнивать по следующим критериям:

1) поврежденность измеряемых листьев, %;

2) коэффициент коррелятивной вариации;

3) число бинарных отношений с коэффициентом корреляции ≥0,7;

4) по показателям описательной статистики выборки из коэффициентов корреляции:

- по рейтингу коэффициента корреляции наиболее сильных связей;

- по рейтингу выделения самых слабых связей;

- по размаху изменения коэффициента корреляции (далее среднее арифметическое не нужно рассчитывать, потому что его заменяет коэффициент коррелятивной вариации);

5) по доле фактических параметров сильных связей от теоретической формулы (1);

6) по разбросу мест в рейтинге пар из пяти параметров листьев в рейтинге влияющих переменных;

7) по разбросу мест в рейтинге пар из пяти параметров листьев в рейтинге зависимых показателей;

8) по значениям факторов или закономерностей среди 90 формул.

В таблице 9 даны результаты сопоставления.

Таблица 9
Сравнение чистой и загрязненной сред обитания листьев берез
Критерии сопоставления Сопоставление сред обитания листьев
чистая среда загрязненная чист./загрязн.
Основные показатели для сравнения сред обитания листьев
Поврежденность листьев, % 0 30 0
Коэффициент коррелятивной вариации 0,5480 0,4633 1,18
Количество бинаров с корреляцией ≥0,7 22 7 3,14
Дополнительные показатели
Коэффициент корреляции сильной связи 0,9262 0,9747 0,95
Корреляция самой слабой связи 0,0818 0,0591 1,39
Размах коэффициента корреляции 0,8444 0,9156 0,92
Доля параметров сильнейшей модели, % 62,5 62,5 1,00
Доля параметров всех сильных моделей, % 55,11 53,57 1,03
Критерии сопоставления Сопоставление сред обитания листьев
чистая среда загрязненная чист./загрязн.
Разброс мест первой пары как переменных 3 1 3,00
Разброс мест первой пары как показателей 3 1 3,00
Значения наиболее сильных факторов l о с н ' ' l о с н ' l ж ' ' l ж ' -
Значения наиболее слабых факторов l ж ' ' l ж ' α ' ' l о с н ' ' -
Возможность волновой адаптации листьев да нет -

По формулам (2) и (24) доля параметров у сильнейшей модели будет равна 100×5/8=62,50%. Соответствующие цифры получатся по формулам (2-23) 5+5+4+…=97/(22×8)=55,11 и уравнениям (24-30) 5+4+4+4+5+3+5=30/(7×8)=53,57%.

Заметно, что чем выше чистота среды обитания листьев, то тем будет уже размах изменения коэффициента корреляции. То есть в загрязненной среде произрастания листья увеличивают границы своего поведения.

На практике будет достаточным сопоставление разной загрязненности на различных местах произрастания листьев березы по первым трем критериям:

- проценту поврежденности листьев,

- коэффициенту коррелятивной вариации,

- количеству бинарных закономерностей.

Преимуществом предлагаемого способа является техническая простота исполнения, так как из оборудования требуется только измерительный циркуль и геодезический транспортир со шкалой деления 0,1 мм.

Поэтому изобретение может быть широко реализовано в школьных экологических кружках, пришкольных лесничествах и даже в детских садах, а также в географических и иных экспедициях при дополнительном исследовании качества территории по свойствам листвы берез.

1. Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы, включающий взятие листьев от учетных деревьев березы, растущих в одинаковых экологических условиях местопроизрастания, причем листья с одного дерева хранятся отдельно, чтобы можно было проанализировать полученные результаты индивидуально для каждой березы, а для этого следует собранные с одного дерева листья связывать за черешки, причем все листья, собранные для одной выборки, следует сложить в полиэтиленовый пакет, туда же вложить этикетку, в которой указаны номер выборки, место сбора, делая максимально подробную привязку к местности, дату сбора, причем для непродолжительного хранения собранный материал хранится в полиэтиленовом пакете на нижней полке холодильника, а для длительного хранения можно зафиксировать материал в 60% растворе этилового спирта или гербаризировать, при этом для измерения каждый лист помещают перед собой стороной, обращенной к верхушке побега, с каждого листа снимают показатели по пяти параметрам листа с левой и правой сторон листа, то есть по 10 факторам, а для измерений применяют измерительный циркуль, линейку и транспортир, причем промеры длин снимаются циркулем-измерителем, а угол между жилками измеряется транспортиром, отличающийся тем, что на учетных деревьях березы со стороны источника загрязнения воздуха принимают зоны взятия пробных листьев, при этом эти выделенные зоны в листве учетных деревьев березы принимают за одинаковые экологические условия, для максимальной привязки к местности пробные листья берут разных размеров примерно на одинаковой высоте расположения над поверхностью почвы, при этом собранные листья принимаются за одну популяцию из обособленно развивающихся и растущих пробных листьев, эта популяция принимается за попавшие примерно в одинаковые условия места произрастания пробные листья, а каждый лист принимается как отдельный индивидуум или за биологическую особь и подвергается измерению по множеству из 10 факторов, после этого по измеренным с двух сторон каждого листа выполняется факторный анализ бинарных отношений и выделяются те факторные отношения, которые получают коэффициент корреляции как меры тесноты связи между факторами не менее 0,7, а для экологической оценки принимаются критерии факторного анализа бинарных отношений между факторами измеренных пробных листьев, причем сопоставление разной загрязненности на различных местах произрастания листьев березы выполняют по следующим критериям: проценту поврежденности листьев, коэффициенту коррелятивной вариации популяции пробных листьев, количеству бинарных закономерностей с высоким коэффициентом корреляции, и при увеличении процента поврежденности листьев, уменьшении коэффициента коррелятивной вариации популяции пробных листьев и уменьшении количества бинарных закономерностей с высоким коэффициентом корреляции по отношению к чистой среде обитания определяют загрязненность воздуха.

2. Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы по п. 1, отличающийся тем, что относительно точечного, линейного или объемного источника загрязнения воздуха собираются пробные листья с не менее трех деревьев березы по повторности опытов и не менее пяти листьев со стороны источника загрязнения воздуха, причем эти не менее 15 пробных листьев принимаются за одну популяцию, находящуюся в равных экологических условиях.

3. Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы по п. 1, отличающийся тем, что для максимальной привязки к местности пробные листья берут разных размеров примерно на одинаковой высоте расположения над поверхностью почвы, примерно на высоте вытянутой руки в зоне ±20 см по высоте и ±50 см по ширине.

4. Способ сравнительной индикации загрязненности воздуха по флуктуирующей асимметрии листьев березы по п. 1, отличающийся тем, что за пять параметров листа с каждой стороны пробного листа принимают следующие факторы: 1 - ширина левой b′ и правой b″ половинок листа (измерение проводят посередине листовой пластинки), мм; 2 - длина и второй от основания листа жилки второго порядка, мм; 3 - расстояние и между основаниями первой и второй жилок второго порядка, мм; 4 - расстояние и между концами этих жилок, мм; 5 - угол α′ и α″ между главной жилкой и второй от основания листа жилкой второго порядка.



 

Похожие патенты:

Изобретение относится к экологии, а именно биомониторингу и биоиндикации качества состояния окружающей среды (воздуха) в малых, средних и крупных поселениях с использованием количественного индекса лихеноиндикации - лишайникового индекса. Для этого вычисляют лишайниковый индекс (L), выражающийся отношением суммарной площади визуально доступных слоевищ к площади поверхности ствола дерева по формуле: , где L - лишайниковый индекс, d1 - минимальный размер диаметра слоевища лишайников (лишайниковой куртины (см)), d2 - максимальный размер диаметра слоевища лишайников (лишайниковой куртины (см)), D - обхват дерева (см), Н - расстояние от земли, выше которого нет двух талломов, расположенных друг от друга ближе чем на 10 d2, N - число талломов модельных видов лишайников на дереве.

Изобретение относится к области древесиноведения и деревообрабатывающей промышленности и касается оценки механических свойств натуральной и модифицированной древесины.

Изобретение относится к заготовке, обработке и транспортировке лесоматериалов и может быть использовано для определения объемов круглого леса. Согласно способу производят фотосъемку торцов штабеля бревен цифровым устройством.

Изобретение относится к области исследования материалов строительных конструкций здания с помощью тепловых средств. Способ выявления параметров локального пожара включает проведение технического осмотра строительных конструкций деревянного перекрытия здания, подвергавшихся действию термического градиента в условиях локального пожара; выявление схемы огневого воздействия на составные элементы перекрытия; установление породы и сорта строительной древесины, показателей ее плотности и влажности в естественном состоянии, массивности элементов деревянного перекрытия, нахождение нормативного сопротивления строительной древесины на изгиб и скорости ее выгорания, отличающийся тем, что технический осмотр деревянного перекрытия здания дополняют инструментальными измерениями геометрических размеров площади горения, назначают контрольную ячейку перекрытия в очаге пожара, измеряют площадь поперечного сечения проемов ячейки перекрытия, вычисляют показатель проемности ячейки перекрытия; определяют толщину слоя обугливания поперечного сечения элементов деревянного перекрытия; вычисляют величину горючей загрузки, массовую скорость выгорания строительной сосновой древесины в ячейке перекрытия и коэффициент снижения скорости выгорания сосновой древесины, затем выявляют длительность локального пожара и максимальную температуру локального пожара, которые вычисляют из заданных соотношений.

Изобретение может быть использовано для автоматического измерения объема пучка лесоматериалов, находящегося на движущемся объекте. В способе движущийся объект пропускают через измерительное устройство - измерительную рамку, оснащенную лазерными сканерами, которые измеряют внешний контур пучка, его длину и суммарную площадь торцов лесоматериалов.

Изобретение относится к способам определения содержания лигнина Класона. Способ определения лигнина заключается в том, что к лигноцеллюлозному материалу добавляют водно-диоксановый раствор, полученный смешением концентрированной азотной кислоты и 1,4-диоксана в соотношении 1:4 (по объему), реакционную смесь нагревают на кипящей водяной бане в течение 15 минут, затем добавляют 2 М раствор гидроксида натрия, объем реакционной смеси доводят дистиллированной водой и фильтруют, измеряют оптическую плотность фильтрата при 440 нм, и по величине оптической плотности судят о содержании лигнина в целлюлозном полуфабрикате.

Изобретение относится к измерительной технике и может быть использовано для определения прочности растительных материалов (соломы, зерен злаков, отходов древесины и др.) в условиях сдвига с целью обоснованного расчета и конструирования измельчающего оборудования.

Изобретение относится к дендрометрии при изучении роста и развития комля деревьев, преимущественно берез, и может быть использовано при фитоиндикации территорий и разработке мероприятий по защите земельных участков от водной эрозии, экологических и климатических технологий, а также в дендроэкологическом мониторинге за развитием овражной сети и рационализации землепользования с учетом изменений формы комля растущих, в частности, березовых деревьев.

Изобретение относится к дендрометрии при изучении относительного сбега комля в ходе роста и развития деревьев, преимущественно берез, и может быть использовано при фитоиндикации качества территорий и разработке мероприятий по защите земельных участков от водной эрозии, а также в дендроэкологическом мониторинге за развитием овражной сети с учетом изменений относительной формы комля растущих березовых деревьев.

Изобретение относится к способу ультразвукового испытания технической древесины в виде чураков, например специальных сортиментов в виде резонансных чураков, и может быть использовано при сертификации древесины в условиях лесозаготовок, лесного хозяйства и деревообработки при контроле качества чураков при различных условиях их хранения, а также в инженерной экологии при оценке экологического качества территории по значениям скорости ультразвука древесины чураков, заготовленных на данной территории.

Изобретение относится к экологии и может быть использовано для сбора, обработки и измерения листьев березы для проведения индикации загрязненности воздуха по флуктуирующим листьям березы. Для этого проводят взятие листьев от учетных деревьев березы, растущих в одинаковых экологических условиях местопроизрастания, причем листья с одного дерева хранятся отдельно, листья следует сложить в полиэтиленовый пакет, туда же вложить этикетку, в которой указаны номер выборки, место сбора, делая максимально подробную привязку к местности, дату сбора. При непродолжительном хранения собранный материал хранится в полиэтиленовом пакете на нижней полке холодильника, а для длительного хранения можно зафиксировать материал в 60% растворе этилового спирта или гербаризировать. При этом взятие листьев выполняется от не менее 10 учетных деревьев березы, растущих в одинаковых экологических условиях местопроизрастания и равномерно распределенных по березняку. На каждой учетной березе намечают укороченные побеги с четырех сторон света, от каждого побега снимают несколько пробных листьев, а с каждого листа измеряют с левой и правой сторон листа два параметра: ширина половинок листа и длина жилки второго порядка, второй от основания листа. Изобретение обеспечивает точность индикации качества окружающей листья березы локальной среды, а также упрощение и повышение производительности измерений параметров листьев. 1 з.п. ф-лы, 15 ил., 6 табл., 2 пр.
Наверх