Анализ динамики радиального прироста в 445-летней древесно-кольцевой хронологии сосны из Прибайкальского национального парка

В рамках Всероссийской программы «Деревья – памятники живой природы» А. В. Черакше-вым обследовано дерево сосны обыкновенной (№ 213 в Национальном реестре старовозрастных деревьев России), произрастающее в Иркутской обл. Данный экземпляр сосны – одно из наиболее старых деревьев, включенных в реестр, чей возраст установлен с использованием минимума интерполяционных показателей. Дерево произрастает на байкальском острове Ольхон в массиве леса, расположенном на песчаных образованиях в районе Сарайского залива.

С помощью бурава Пресслера из дерева отобраны 3 керна, которые доставлены в лабораторию и специальным образом подготовлены для дальнейших исследований [3].

Ширину годичных колец измеряли и анализировали на специализированном оборудовании LINTAB с программным обеспечением TSAP [4]. По результатам измерений каждого керна нами получены 3 индивидуальные хронологии, по которым рассчитана средняя хронология. Динамика ширины годичных колец по каждому керну представлена на рис. 1. По результатам исследования длина древесно-кольцевого ряда составила 445 лет, расчетный возраст дерева – 463 года. График хронологии приведен на рис. 1.

Длительные хронологии (до нескольких сотен лет), полученные по нескольким образцам древесины от одного дерева, являются хорошим материалом для исследования методических аспектов обработки дендрохронологической информации. Один из таких аспектов связан с выделением из временных рядов радиального прироста долговременной и кратковременной компонент.

Рис. 1. Динамика ширины годичных колец

Нами рассмотрены различные варианты индексации хронологий по ширине годичного кольца, базирующиеся на расчете скользящего среднего за разные временные интервалы (так называемой нормы прироста). Индекс прироста (кратковременная компонента) вычислялся как отношение величины прироста к норме прироста. Норма прироста рассчитывалась для 5-, 7-, 9-, 11- и 18-летнего интервалов. Результаты расчета представлены на рис. 2.

Максимумы и минимумы прироста в подавляющем большинстве случаев совпадают для всех типов хронологий, индексация не искажает содержащейся в хронологии информации на качественном уровне.

Далее нами рассчитаны коэффициенты корреляции между хронологиями разного типа (таблица). Установлено, что индексированная хронология, рассчитанная на основе 18-летней нормы прироста, позволяет получить максимальную корреляцию с хронологией по абсолютным значениям, а на основе 5-летней нормы прироста – минимальную. Однако это не означает, что уве- личение временного интервала при расчете нормы прироста дает в итоге индексы прироста, наименее искажающие картину его кратковременной изменчивости. При таком варианте из хронологии практически не удаляется долговременная изменчивость, что и обусловливает высокую корреляцию с исходной хронологией (рис. 3). Таким образом, 5-летняя скользящая средняя является лучшим вариантом ликвидации долговременной изменчивости из рассмотренных. Она надежно удаляет возрастные тренды изменчивости прироста, связанные с влиянием медленно-меняющихся экологических факторов (например, почвенного плодородия или уровня подтопления грунтовыми водами).

Долговременная компонента изменчивости прироста также имеет ценность как источник информации. В динамике 11-летнего скользящего среднего, приведенной на рис. 4, четко выделяются 2 периода с невыраженной изменчивостью долговременной компоненты:

• ✓    первый - 1680-1758 гг.;

• ✓    второй - 1862-1970 гг.

  

  Рис. 2. Результаты расчета индексов прироста на основе скользящего среднего в разные временные интервалы (норма прироста)

  
  

Коэффициенты корреляции между хронологиями разного типа

Индекс прироста на основе скользящего среднего за временные интервалы	Хронология по абсолютному значению	Индекс прироста на основе скользящего среднего за временные интервалы
		5- летний	7-летний	9-летний	11-летний	18-летний
5-летний	0,27	1,00
7-летний	0,32	0,95	1,00
9-летний	0,34	0,89	0,97	1,00
11-летний	0,35	0,85	0,94	0,99	1,00
18-летний	0,41	0,72	0,82	0,89	0,94	1,00

Рис. 3. График индексов на основе 18-летней нормы прироста и абсолютных значений

В промежутках между этими периодами изменчивость долговременной компоненты выражена отчетливо и имеет признаки цикличности. Причины такой периодичности в изменчивости долговременной компоненты пока неясны, возможно, они связаны с колебаниями уровня воды в Байкале.

Известно также, что одним из основных факторов, обусловливающих формирование циклических процессов в биосфере Земли, является циклическая изменчивость солнечной активности [1, 5].

Оригинальная гипотеза, объясняющая характер влияния солнечной активности и межгалактических излучений на формирование годичных колец, высказана М. Г. Романовским и Р. В.

Щекалевым [6]. В ней постулируется, что в колебания ширины годичного кольца по годам значительный вклад вносит напряженность мутационно-репарационного процесса. В основе гипотезы лежит представление о том, что основная проблема, которую особи растений решают на фоне переменной интенсивности мутационного процесса, – это защита генома и генофонда от привносимых повреждений. Чтобы «исправлять» повреждения, клеткам (ядрам) необходимо делиться, а организму (ткани) – расти. Увеличение скорости мутирования ведет к возрастанию интенсивности клеточных делений и годичной продукции фитоценозов. Солнечная активность влияет на частоту репараций и, следовательно, частоту митотических делений клеток камбия, однако не

Рис. 4. Динамика 11-летнего скользящего среднего (долговременной компоненты)

является единственным предиктором изменчивости прироста, так как ее влияние может модифицироваться иными астрофизическими факторами, например интенсивностью межгалактического излучения. Так же, по-видимому, на измен- чивость радиального прироста могут влиять и иные факторы астрофизической природы [7].

Действительно, известно, что связь солнечной активности с приростом для одних объектов фиксируется, для других – нет [8–12]. При этом

Рис. 5. Результаты корреляции чисел Вольфа с долговременной и кратковременной компонентами

стационарность этой связи во времени практически не исследована. Наша хронология, как длительная, но при этом базирующаяся на данных по одному организму (одному генотипу), предоставляет хорошую возможность проанализировать этот вопрос.

С этой целью нами рассчитывался скользящий коэффициент корреляции за 11 лет между числами Вольфа и дендрохронологическими рядами. Расчет осуществлялся для долговременной и кратковременной компонент. Результаты расчетов представлены на рис. 5.

Исследуемый показатель для двух дендрохронологических рядов прироста колеблется в противофазе (см. рис. 5). При этом долговременная компонента демонстрирует цикличность колебаний показателя от тесной положительной до тесной отрицательной связи. Средний цикл между минимумами корреляции составляет 20,5 лет, между максимумами – так же 20,5 лет, что соот- ветствует так называемому истинному Солнечному циклу, учитывающему не только динамику площади солнечных пятен, но и изменение полярности пятен. В пределах этого цикла влияние активности на прирост равно 0, но по фазам цикла прослеживается выраженная корреляция с изменчивостью прироста.

На основании проведенных нами исследований можно сделать два основных вывода:

• 1.    Для исследования влияния кратковременной изменчивости радиального прироста и, следовательно, погоды разных лет на радиальный прирост лучшим вариантом индексации является 5-летняя норма прироста.

• 2.    На формирование радиального прироста оказывает влияние астрофизический фактор. Характер влияния солнечной активности на прирост не стационарен во времени и, по-видимому, дополняется воздействием других астрофизических факторов.