标准规范下载简介
DB33／T 2416-2021 城市绿化碳汇计量与监测技术规程.pdf简介：
"DB33/T 2416-2021" 是浙江省的一项地方标准，名称为"城市绿化碳汇计量与监测技术规程"。这项规程主要是针对城市绿化生态系统中碳汇的计量与监测提出的技术规范。碳汇，简单来说，是指通过植物光合作用吸收并储存大气中的二氧化碳，从而减少大气中温室气体含量的过程。在城市绿化中，树木、草地等植被是重要的碳汇。
该规程可能包括以下内容： 1. 碳汇计量方法：规定如何科学、准确地测量和估算城市绿化中产生的碳汇量，可能涉及到碳排放源的识别、碳吸收量的计算，以及测量技术的选用等。 2. 监测技术：规定如何对城市绿化的碳汇进行长期、持续的监测，包括监测点的设置、数据采集频率、数据分析方法等。 3. 数据管理和报告：规定碳汇计量与监测数据的记录、存储和报告要求，以确保数据的准确性和可追溯性。 4. 碳汇管理与评价：可能包括对城市绿化碳汇管理的指导，以及对碳汇项目成效的评估方法。
这个规程旨在推动城市绿化碳汇的科学管理，为实现城市碳中和目标提供技术支持，同时也是对城市绿化生态效益的一种量化评估手段。
DB33／T 2416-2021 城市绿化碳汇计量与监测技术规程.pdf部分内容预览：
江省主要乔木树种（组）生物量方程参考表（级
DB33/T2416202
表B.1浙江省主要乔木树种（组）生物量方程参考表（续）
320582-R119-2019 TH螺锁式连接先张法预应力混凝土竹节桩.pdfC.1各层特征数的估计
C.1.1层样本平均数
C.1.2 层估计值的方差
C.1.3层总量的估计价
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
式中： 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：
DB33/T2416202
DB33/T2416202
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：
一无偏估计值； V 一总体样本的平均数。
设第h层的总体方差为，据公式（C.4）有
yst = Zh=1 nhh = Zh=1 Whyh
2(Sst)=Zh=1 Wα2 (h) 标准误2(yh） h=1 WRo? (yh)
g2 (yst)=Z) 1 W22 (h) 误?(yh）： WZo2
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(yn)，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：
第三，当总体各层按比例抽样时，即曾 nN 则公式（C.10）可改写为：
DB33/T2416202
(st) = ()=Z ()·
其中，²为各层方差c²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(v.)分别代替o、α2(h)。
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）~α2(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n充分大，使各层服从或近似yn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(st)近似服从正态分布，即s2(st）α2(yst)。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2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(Vst)= t·言 即A(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A1=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/0.1 hm
DB33/T2416202
一各层特征数估计。 在重复抽样条件下，以第I层为例。 n 第I层平均数估计值的方差
层总蓄积量估计y1=Ni1=132×6.629=875.028 也计算其他层的特征值，结果见表C.2。
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
由于本例是小样本，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。 总体方差2估计由公式（C.15）得。 估计误差限：
DB33/T2416202
DB33/T24162021
绝对误差限△(yst）=t = 2.093 × =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)
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，只要米 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?Wh E2(2 whyh)2 2(yst) =Wh
tWh E2(2 whVh)2
?(yst) =Wh
42(yst) = t2Wh
所以n=whoi 2(st) CC 或n = twho E2(2 whyh)2
DB33/T2416202
DB33/T2416202
表C.4比例分层抽样样本计算与分配
解：分层抽样总体样本单元数n： tWho 22×15.0 E2(S WY.)2 (0.15)2 ×9.62 = 29
羊总体样本单元数n= tWho 2°×15.0 E2(2 whyn)2 (0.15)2 ×9.62
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，它的基本要 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nh－n： 使
条件极值问题，引入拉格朗日乘数入，设立函数入
由于nh= =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
t2(Wh0h)2 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)
g2(yst) =
故nh= Nhoh NNhh =n: ZNnon
t( Whh)2 E2(2 Whyh)2
................(C. 23)
t2 ( Whh)2 Yst2 (Whyh)2 所以n = t2(Whh)2 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。
DB33/T2416202
TCAS 431-2020标准下载+++++++++++.++ (C.24)
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别墅式疗养房， t2(EWhon)2 22×3.82 E2(2whn)2 (0.15)2×9.62
最优分配总体样本单元数计算， t2(Wh0n)2 22×3.82 E2(Whyh)2 (0.15)2 ×9.62
各层样本单元数分配 ni= n ×0.25 = 28 X0.25 = 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。