标准规范下载简介

DB33T 2416-2021 城市绿化碳汇造林计量与监测技术规程.pdf

按PDD确定的项目基准线控制固定标准 监测评估林木地上生物量和地下生物量 两个碳库碳储量。按森林调查的要求，测定每个基准线控制标准地达到检尺胸径（BDH≥3.0cm）的所 有林木的胸径。选用二元材积表或二元生物量方程时，在每个基准线控制标准地内测定25株～30株样 木的树高与胸径的成对数据，绘制树高曲线或拟合树高一胸径方程，确定林分平均树高及径阶平均树高， 安公式计算基准线碳汇量。

项目参与方应对项目计入期内的绿化、养护活动（造林、施肥、修枝等）和项目区内森林灾害（毁 沐、林火、病虫害等）发生情况以及项目边界与面积进行监测并详细记录。项目边界、面积监测，利用 规划图、峻工图现场勾绘，或利用无人机实测，面积监测误差≤5%，误差较大时需人工测量调整。

GBT 33668-2017 地铁安全疏散规范DB33/T 24162021

一般与项目事前分层一致，如变化较大，按事前分层监测困难太大时，可根据项目实际开展绿化情 况和养护情况等关键分层因素，适当调整事前项目分层。

按照95%的可靠性（概率保证)和95%的抽样精度要求和采用分层抽样调查的样本单元计算方法（具 体可采用比例分配法或最优分配法），计算所需要的固定样地数量。项目区内蓄积量或生物量分布比较 均匀，可采用简单随机抽样或等距抽样的样本单元数计算方法，计算所需固定样地数量。计算公式见 录。

距≤8m时可以按片林调查；未达林地标准的单行且冠幅<10m的树带，按四旁树计。片林的样地设置方 法如下： 在各层中随机确定起点后，等距布点设置固定样地；或在各层中随机布设固定样地： 6 固定样地大小为0.04hm～0.06hm，样地形状为方形（正方形、长方形）或圆形： C 固定样地采用罗盘仪或全站仪测设，做好引线记录，并在样地四个角设立明显的固定标志；在 圆形样地中心设立明显的固定标志； d 固定样地记录：设计并填写固定样地调查记录表，详细记录样地的行政位置、小地名和西南角 点的全球定位系统（GlobalPositioningSystem，GPS)坐标、地位级或立地指数、树种、起源、 龄级等信息。

见定的周期和时间，监测固定样地，提交监测报

项目养术层林术生物质碳储量的监测，采用基于固定样地的连续分层抽样调查方法。项目林术生物 质碳储量监测的步骤如下： a）在固定样地内，实测达到起测胸径（DBH≥3.0cm）的每株林木的胸径。选用二元材积表或二 元生物量方程时，还应随机选择25株～30株林木测定胸径和树高，绘制树高曲线，用以确定 各样木树高，径阶平均树高或林分平均树高： 6 采用生物量扩展因子法，计算方法见公式（6），或采用生物量方程法，计算方法见公式（7）， 求算每个固定样地林木生物量： C 累加得到固定样地内生物量或单位面积生物量； d 按分层抽样的统计分析方法，计算各层样本平均数（各层平均单位面积林木生物量估计值）及 其方差：然后计算分层抽样总体平均数估计值（总体平均单位面积林木生物量估计值）及其方 差，总体林木生物量估计值，相对误差以及抽样精度，计算公式见附录C； e）计算第t年项目区内林木生物质的碳储量估计值。计算方法见公式（15）：

× BTREE,t × CF TREE,t= 12

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f）计算项目区内林木生物质碳储量的年变化量，采用定期平均数计算。计算方法见公式（16）

6.9项目灌木生物量碳储量的监测

6.9.1样方调查：设置4m的正方形样方；测量并记录样方内灌木的名称、平均高度、盖度及其他性 状。 6.9.2生物量计算：根据生物量模型法或系数法计算样方灌木层生物量，按面积比例推算样地内单位 面积生物量、碳储量。 6.9.3计量时优先选用经检验合格的当地数学模型和参数；在当地缺乏模型和参数时，使用经检验合 格的相似地区的数学模型和参数：否则应开发适用于当地的数学模型和参数。

6.10项目排放量的监测

银据记录的项目区内的每一次森林火灾发生的时间、面积、地理边界等数据，按照公式（12）计 区内因森林火灾燃烧地上林木生物质所引起的项目排放量

6.11精度控制与校正

1不确定性分析主要针对项目情景下固定样地的抽样调查的相对误差。项目林木碳储量及变化 安照分层抽样的统计分析方法，进行数据分析和抽样精度计算。 2监测精度：在95%的可靠性水平下，项目林木蓄积量或生物量估计值的抽样精度≥95%。 3抽样精度达不到要求时，项目参与方可通过增加固定样地数量，使抽样精度符合要求

6.12相关数据和参数的确定和监测

6.12. 1不需要监测的参数

树种j的生物量含碳率CF为0.5tC/（td.m.），毛竹等大型竹种平均单位面积生物量为60.647t/hm， 雷竹等小型竹种平均单位面积生物量为31.356t/hm。树种j的基本木材密度Di、生物量扩展因子BEF 和地下与地上生物量比R；见附录A。其他不需要监测或只需监测一次的数据和参数见表3。

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表3不需要监测或只需监测一次的数据和参数

6.12.2需要监测的数据和参数

需要监测的数据和参数见表4。

表4需要监测的数据和参数

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表4需要监测的数据和参数（续）

表A.1给出了浙江主要乔木树种（组）生物量参数。

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附录， （资料性） 浙江省主要乔木树种（组）生物量参数

江省主要乔木树种（组）生物量参数

表A.1浙江主要乔木树种（组）生物量参数

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附 录 B （资料性） 浙江省主要乔木树种（组）生物量方程参考表

给出了浙江省主要乔木树种（组）生物量方程。

表B.1浙江省主要乔木树种（组）生物量方程参考表

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表B.1浙江省主要乔木树种（组）生物量方程参考表（续）

C.1各层特征数的估计

C.1.1层样本平均数

Yh = 式中： yh 第h层平均数估计值； nh 第h层的样本单元数； Yhi 第h层第i个单元。

C.1.2 层估计值的方差

C.1.3层总量的估计作

C.2分层抽样总体特征数的计算

C.2.1分层抽样总体平均数的估计值

yst 分层抽样总体平均数估计值； 总体单元数； L一一总体划分的层数； h一一具体层数； Wh一第h层总体单元Nh占总体N的比重（层权重）。 当总体各层是按比例抽取样本时，即=，分层抽样样本平均数为：

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可见公式（C.4）与公式（C.5）是等价的 可以证明，yst是总体Y的无偏估计值： 证明：

无偏估计值； 总体样本的平均数。

设第h层的总体方差为，据公式（C.4）有

2 (yst)=Zh=1 Wo? (yh) 标准误2（yh）= Zh=, WRo? (yh)

g2（yst）一一第h层的总体方差。 公式（C.6）的证明，是按方差定理，是已知的常量，各层样本是独立抽取的性质推出的。下面作 几点说明： 第一，各层抽样方差²(yh)，由于各层内抽样是随机地，且抽样方式又可分重复和不重复两种情况： 在重复抽样下：

第二，将公式（C.8）和公式（C.9）分别代入公式（C.6），便得到分层抽样方差 在重复抽样下：

公式（C.10）可改写为

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其中，2为各层方差α²的加权平均值，称平均层内方差。公式（C.14）是按比例分层抽样方差公 式，它与简单随机抽样方差计算只有一个差别，就是以平均层内方差2代替总体方差2。并且在实际 应用中常用样本平均方差S2代替总体2值，用S、s2(y)分别代替、c2(yh)。

C.3分层抽样小样本估计方法

当用△(yst）=tS(yst)估计分层抽样误差限时，是假定总体平均数估计值y的分布为正态或近似正态 分布，并且S2(yst）～2(yst)条件下才能成立。其中t为遵从标准正态分布的可靠性指标。如果要使yst服 人正态分布，就应有各层内yhi都服从正态分布，或者各层的nh充分大，使各层服从或近似yh正态分布 才行。此外，要使s2(yst）~α²(yst)也必须要求各层nh大。 如上述条件不能满足，则(yst)计算比较复杂。实践中常有下列情况，即各层的yhi分布近似正态， 而各层的nh却较小，因此不能认为S2(yst)近似服从正态分布，即s2st）α2st)。这时，如果各层采 用的是按比例分层抽样，即nk=nWh，并且各层总体的方差相等，用各层样本方差的加权平均数作 为总体方差?的估计值，即以

作为²的估计值，其误差限用公式（C.16）计1

A(st) = t ‘言 即(yst)= t

下面给出一个例子，说明分层抽样的估计方法。 示例1：某林区有林地面积A=40hm²，根据不同年龄将总体分为三层，I层面积A,=13.2hm²，II层A2=14.5hm²，ⅢI层 A3=12.3hm²，用0.1hm²的样地，按比例分层抽样共抽取样地n=22，各样地林木蓄积量测定结果列于表C.1，试以95% 的可靠性估计总体蓄积量并指出其估计精度

表C.1分层抽样样地蓄积调查表（单位：m/0.1hm²

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一各层特征数估计。 在重复抽样条件下，以第I层为例。 第I层平均数估计值的方差 第I层总蓄积量估计y1=Niy1=132×6.629=875.028m3 类似地计算其他层的特征值，结果见表C.2。

第I层总蓄积量估计y1=Niy1=132×6.629=875.028m3 类似地计算其他层的特征值结果见表C2.

表C.2分层抽样总体特征数计算

表C.3分层抽样小样本误差估计

本例是小样本，各层nh均小于10，故应用前面介绍的小样本分层抽样估计法 方差2估计由公式（C.15）得。 ? · 估计误差限：

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绝对误差限A(yst）=t =1.811m3/0.1hm²

比例分配是按各层总体单元数（或Wh）大小成比例的分配样本单元，Wh大的层应多取样，反之就 少取样，即保持下面关系：

所以各层样本单元数应为：

nh =n = nWh(h = 1,2, ., L)

.+... (C. 18)

....... (C.18)

按比例分层抽样是经常采用的抽样方法，它简单易行；尤其是利用地形图进行分层抽样时，只要将 网点板盖在图纸上，基本可以达到面积大的层落点多，面积小的层落点少，近似成比例抽样。 总体样本单元数，可用式公式（C.19）确定

证明：由公式（C.14）得

t?who E2 ( wnyn)2 2(st) =W%

?(yst) =Wh

42(yst) = t2Z Wh o

所以n =“wh 2(st) (C.20 或n = t?who% E2(whyh)2 (C.2)

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表C.4比例分层抽样样本计算与分配

羊总体样本单元数n= tWho 22×15.0 E2( whyh)2 (0.15)2×9.62

本单元数可不必计算。

比例分配法只考虑到层的权重，未考虑各层变动大小。最优分配则兼顾了这两方面，它的 是在给定n的条件下，合理分配各层样本单元数nh，并使误差达到最小，即在约束条件为Znh 下，使

= n 则V=ZNhoh nN

就得到最优分配法样本单元数分配的计算公式。 优分配法总体样本单元数计算公式用

最优分配法总体样本单元数计算公式用 t2(Whoh)2 n= E2(Whyh)2 现推导如下： 将公式（C.22）中，代入上式，并化简得到c2(yst）

α2(yst) =

故nh= Nhoh = n : NhOh Nhon

框架结构模板支撑专项施工方案t( Whh)2 E2(2 Whyh)2

又因为E2=！ t2α2(Yst) = t2( Whon)2 Yst2 (Whyh)2 t2( Wh0h)2 所以n = E2(2 whyh)2

当用不重复抽样且抽样=>0.05比时，最优分配法总体样本单元数为

式中：n为重复抽样的样本，由公式（C.23）计算 仍以示例2为例，说明其计算分配方法。

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DB13／T 5232.1-2020标准下载C.5最优分配法样本单元数的计算

5最优分配法样本单元

最优分配总体样本单元数计算，代入公式（C.23） t(2Wh0h)2 22×3.82 门二 E2(whyh)2 =28 (0.15)2×9.62 各层样本单元数分配 ni= n ×0. 25 = 28 × 0. 25 = 7 n2= n × 0. 32 = 28 × 0. 32 = 9 n3= n ×0. 43 = 28 ×0. 43 = 12 最优分配结果与比例分配不同，第II、III层虽然权重相同，由于第IⅢI层的S=16，大于II层的方 差S2=9，所以分配样本单元多3个，体现了变动大的层应多抽取样本单元，变动小的层应少抽取，使 总体抽样误差达到最小。 不论用哪种分配方法，当层内分配nh<5时，应将该层合并到相近似的层中去，有利于提高总体的 估计精度。