ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
MANEJO FLORESTAL
TRABALHOS COMPLETOS
554
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
AJUSTE DE RELAÇÃO HIPSOMÉTRICA PARA Eucalyptus benthamii
Maiden et Cambage NO PLANALTO CATARINENSE, SC
André Felipe Hess1, Mariana Bussolo Stang2, João Maurício Pacheco3
Resumo
O presente trabalho teve como objetivo ajustar e selecionar modelos de relação hipsométrica (h/d),com dados
obtidos aos 5 anos de idade de 10 parcelas permanentes em reflorestamento de Eucalyptus benthamii da empresa
Klabin S.A, no Município de Otacílio Costa, SC. O espaçamento do plantio é de 2,5 m x 2,5 m, e o povoamento
tem área total de 22,13 ha. Foram testados 9 modelos, incluindo polinômios, modelos de potência, logarítmicos e
hiperbólicos. Utilizaram-se como critério de seleção do ajuste dos modelos os parâmetros estatísticos do
coeficiente de determinação ajustado (R²aj.), o erro padrão da estimativa (Syx%) e a análise gráfica dos resíduos.
As melhores estatísticas foram para os modelos parabólicos com R² aj. de 0,46 e erro padrão de 18,94% e o
modelo de potência de Stoffels com R²aj.0,46 e erro padrão de 18,99%.
Palavras-chave: modelos hipsométricos, Eucalyptus benthamii, validação de modelos dendrométricos.
Abstract
ADJUSTMENT OF HYPSOMETRIC RELATION FOR Eucalyptus benthamii Maiden et Cambage
CATARINENSE IN HIGHLANDS, SC
This study aimed to adjust and select models hypsometric relation (h / d), with data obtained at age 5 of 10
permanent plots in reforestation of Eucalyptus benthamii company Klabin S.A, in the City of Otacílio Costa, SC.
The planting spacing is 2.5 mx 2.5 m, and the settlement has a total area of 22.13 ha. Tested nine models,
including polynomial models, power, logarithmic and hyperbolic. It was used as a criterion for selecting the
adjustment of the models and the statistical parameters of the adjusted coefficient of determination (R ² adj.),
The standard error of estimate (Syx%) and graphical analysis of the waste. The best statistics for the models
were parabolic with R²aj. 0.46 and standard error of 18.94% and a power model of Stoffels with R²aj. 0.46, and
standard error of 18.99%.
Keywords: hypsometric models, Eucalyptus benthamii, validation of models dendrometric.
INTRODUÇÃO
A espécie Eucalyptus benthamii apresenta grande importância na região do planalto catarinense devido à
resistência a geadas e condições climáticas extremas alémda tendência das empresas em aumentar a área de
plantio com eucalipto, em substituição ao pinus (ABRAF, 2011), em face disto fazem-se necessárias profundas
pesquisas em relação a essa espécie, pois são poucos os estudos realizados, principalmente os que tangem sobre
crescimento, volumetria, incremento e ajuste matemático das variáveis dendrométricas.
Segundo ZANON et al. (1996), como nos inventários florestais a medição do diâmetro é muito mais fácil
de ser obtida em comparação à altura, muitos pesquisadores têm estudado a relação que há entre o diâmetro e a
altura, denominada de relação hipsométrica, com o interesse de diminuir o custo e o tempo de coleta de dados de
1
Professor Doutor - UDESC
Acadêmica de Engenharia Florestal – UDESC - [email protected]
3
Mestrando em Ciências Florestais - UNICENTRO
2
555
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
altura no campo.Em seguida, conhecendo-se a altura total e o DAP de cada árvore da parcela pode-se estimar o
volume de cada uma, através das equações de volume.
Um aspecto que deve ser considerado é qual o melhor modelo a ser utilizado. A comparação do
desempenho de diversos modelos é uma praxe na pesquisa e na prática de inventário florestal. Vários modelos de
relação hipsométrica são citados na literatura florestal, porém esses devem ser analisados e testados para uma
melhor precisão e eliminação de erros (SOUZA et al, 2006).
Este trabalho teve como objetivo ajustar e selecionar modelos matemáticos de relação hipsométrica para
altura do fuste da espécie Eucalyptus benthamii.
MATERIAL E MÉTODOS
Caracterização e localização da área de estudo
Os dados para este trabalho foram coletados em povoamentos de Eucalyptus benthamii da empresa
Klabin S. A., originados de mudas clonais APS com material genético australiano, sendo o espaçamento de
plantio de 2,5 m x 2,5 m, implantados em 2006 e localizados no município de Otacílio Costa na região do
planalto catarinense.
Otacílio Costa fica a 45 km da cidade de Lages. Possui altitude média de 884 m e o clima da região é
mesotérmico úmido do tipo temperado, enquadrado como Cfb pela classificação de Köppen, sendo o inverno
acentuadamente frio e verão brando (NIMER, 1989). Segundo o mesmo autor, a temperatura do ar média anual é
de 15,9°C, tendo como mínima 7,3°C e máxima de 35,3°C, com umidade relativa anual em torno de 79% e
precipitação média anual na ordem de 1.384 mm. De acordo com Golfari et al. (1978), a ocorrência de geadas na
região é comum nos períodos de inverno, com registro de até 27 geadas por ano, aproximadamente. Pode haver a
incidência de neve nesse mesmo período nos pontos mais altos dessa região.
Conforme Potter et al., (2004), a associação predominante é de solos Cambissolo Álico húmico sendo o
CambissoloÁlicolatossólico predominante nas áreas com declives mais suaves. Essa associação ocorre na
microrregião dos Campos de Lages, especialmente nos municípios de Correia Pinto, Otacílio Costa e Lages.
Segundo o mesmo, a baixa fertilidade é inferida pelos índices de pH (< 4,5), pelos altos teores de alumínio
trocável e pela baixa soma e saturação de bases. O uso do solo restringe-se ao reflorestamento com Pinus,
cultivos anuais, sobretudo de milho em lavouras isoladas e algumas áreas transformadas em pastagem e,
atualmente, o plantio de Eucalyptusbenthamii e Eucalyptusdunni.
Ajuste dos modelos hipsométricos
Foi disponibilizada pela empresa Klabin S. A. três talhões: A3A, A4A e A5A, que, possuem tamanhos de
5,12, 6,67 e 10,34 hectares respectivamente, totalizando uma área de 22,13 hade efetivo plantio.
Para o levantamento dos dados foram utilizadas parcelas permanentes, distribuídas sistematicamente em
linhas equidistantes de 50 m uma das outras e 20 m entre parcelas. Estas parcelas são próximas pelo fato das
áreas dos talhões não serem de grandes extensões.
A forma das unidades amostrais utilizadas foi à quadrada. Nestas foram medidos o DAP e a altura
detodas as da parcela, totalizando 98 pares de dados da espécie distribuídos em 10 parcelas.
Foram avaliados 9 modelos matemáticos, constantes na Tabela 1, encontrados em:Finger (1992),
Bartoszeck et al., (2004), Barros et al., (2002), Batista et al., (2001) e Scolforo (2005).
Tabela 1. Modelos hipsométricos testados para estimar altura do fuste em função do diâmetro.
Table 1. Hypsometric models tested to estimate the stem height by diameter.
Número
Modelo
Autor
1
Linear
2
Parabólico
3
Prodan
4
Stofells
5
Henriksen
6
7
Polinômio
Assman
556
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
8
Curtis
9
Hiperbólico
Onde: h=altura do fuste em (m); d=diâmetro à altura do peito em cm; ln=logaritmo neperiano; β0;
β1=coeficientes dos modelos.
A seleção da melhor equação foi realizada com base nos critérios estatísticos do coeficiente de
determinação ajustado (R²aj.), erro padrão da estimativa em percentagem (Syx%) e a distribuição gráfica dos
resíduos. No caso de ajustes logarítmicos, ocorre uma discrepância, devido a transformação matemática ao se
efetuar a operação inversa para se obter a variável de interesse. Essa correção foi feita pelo índice de Meyer. E,
nos casos onde o yda regressão não é o y de interesse, recalcula-se o coeficiente de determinação ajustado e o
erro padrão da estimativa.
O coeficiente de determinação (R²) expressa à quantidade de variação total explicada pela regressão.
Como o coeficiente de determinação cresce à medida que se inclui uma nova variável ao modelo matemático, foi
utilizado o coeficiente de determinação ajustado (R² Aj.) para número de coeficientes da equação, comocritério de
seleção do modelo, obtido pela expressão:
 K 1 
R 2 Aj .  R 2  
. 1 R2

N  K 


Sendo: R².= coeficiente de determinação; K= número de coeficientes da equação; N= número de observações.
Quanto mais próximo de 1 forem os valores dos coeficientes de determinação melhor será o ajuste da
linha de regressão. Sendo assim, por este critério, seleciona-se o modelo matemático que apresentar o maior
valor de R²Aj..
O erro padrão da estimativa indica a precisão do ajuste do modelo matemático e somente deve ser
utilizado como comparador quando as variáveis dependentes apresentarem mesma unidade de medida.
O Erro Padrão da Estimativa (Syx) é obtido através da fórmula:
S yx  QM res.
Sendo Syx= erro padrão da estimativa; QMres.= quadrado médio do resíduo, obtido na análise de variância.
Assim, quanto menor for o erro padrão da estimativa melhor são as estimativas obtidas na equação,
portanto deveria ser selecionada.
O Erro padrão de estimativa (Syx%) é obtido pela fórmula:
Sendo: Syx= erro padrão da estimativa; Syx%= Erro padrão de estimativa em percentagem; y = média aritmética
da variável dependente.
Dessa forma foi selecionado o modelo matemático que apresentou o menor valor de Syx%.
Com a equação escolhida e empregando-se um fator de forma de 0,47 pode-se estimar o volume
individual e por parcela da amostragem seguindo a seguinte fórmula, onde a média dos volumes por parcela é
dividido pela idade de corte que aqui é considerada de 5 anos.
A análise gráfica dos resíduos em um ajuste de regressão é determinante como critério de escolha de um
modelo, mesmo que as estimativas de ajuste de precisão estejam apresentando valores aceitáveis. A dispersão
dos pontos ao longo do eixo da variável independente indica de forma clara se o ajuste subestima ou superestima
a variável dependente (MACHADO et al., 2008). A equação para obtenção de resíduo é a seguinte:
Resíduo em %=
Sendo:
= valor da variável dependente observada;
equação.
557
=valor da variável dependente estimada pela
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Com essas observações, percebe-se que a análise gráfica dos resíduos é uma ferramenta de grande
importância para a seleção de modelos matemáticos de regressão, pois permitem uma melhor visualização da
distribuição dos resíduos sem todo o conjunto de dados.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
A Tabela 2 apresenta as características das estatísticas de dispersão do diâmetro e altura do fuste da
espécie em estudo.
Tabela 2. Características da dispersão dos dados de diâmetro e altura do fuste (hf).
Table 2. Characteristics of dispersion of data of the stem diameter and height (hf).
Características
dap (cm)
Máximo
21,2
Mínimo
5,8
Média
12,46
Desvio padrão
2,9
Coeficiente de variação %
23,3
Na tabela 3 podem ser observados os coeficientes (
hf (m)
21,5
10,1
13,4
2,04
15,25
), o Coeficiente de Determinação
Ajustado (R²aj.) e o Erro Padrão da Estimativa em percentagem (Syx) para cada modelo ajustado.
Tabela 3. Coeficientes e parâmetros estatísticos das equações ajustadas.
Table 3. Coefficients and statistical parameters of the fitted equations.
Modelo nº
Coeficientes dos modelos
Parâmetros estatísticos
R²aj.
Syx(%)
1
0,46
3,902662
0,764405
2
9,732939
-0,13201
0,032389
0,46
3
-8,73771
2,070355
-0,02994
0,42
4
0,926073
0,660581
0,43
5
-10,3789
9,586568
0,43
6
2,022638
1,7466
-0,11185
0,003521
0,46
7
17,88018
-509,789
0,30
8
3,217925
-7,43726
0,40
9
1,252149
0,173311
0,41
Onde: b0, b1, b2, b3=coeficientes do modelo; R²aj.=coeficiente de determinação ajustado;
Syx: erro padrão da estimativa em %.
19,06
18,94
19,66
19,52
19,60
19,00
21,69
19,99
19,84
Com as equações resultantes dos ajustes dos modelos juntamente com os parâmetros estatísticos usados
para avaliação do melhor modelo, encontrados na tabela 1, percebe-se que a equação proveniente do modelo 2
apresentou os melhores valores com o R²aj. de 0,46 e o Syx de 18,94%. Já o modelo 7 apresentou o pior
desempenho com R²aj. de 0,30 e Syx de 21,69%. No entanto todos os modelos apresentaram um coeficiente de
determinação não satisfatório visto que em estudos deste tipo geralmente os valores encontrados são maiores que
90%. Isso mostra que esses modelos não são adequados para estudo nessas condições, e que certamente para se
obter resultados melhores existe a necessidade do uso de modelos mais complexos ou talvez separar as árvores
por classes de sítio ou de diâmetro.
As equações obtidas através dos modelos Linear (número 1), Parabólico (número 2), Stoffels (número 4)
e o modelo de número 6 obtiveram os melhores ajustes apresentado os menores valores ponderados com maiores
coeficientes de determinação ajustado (R²aj.) e menores erro padrão da estimativa em percentagem (Syx).
Pela Tabela 4, observa-se que os modelos testados apresentam pouca variação em seus parâmetros
estatísticos, com valores de coeficiente de determinação ajustado (R² aj.) de 0,46 e o erro padrão da estimativa
(Syx%) em torno de 19%.
Machado et al., (1994), analisando o comportamento da relação hipsométrica para Pinus elliottii
afirmaram que o baixo valor do coeficiente de determinação é explicado pela homogeneidade dos dados, gerada
pela baixa variação das alturas em relação à amplitude diamétrica.
Na tabela 4, pode-se observar as 4 melhores equações matemáticas selecionadas para a análise gráfica dos
resíduos.
558
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Tabela 4. Coeficientes e estatísticas dos melhores modelos ajustados.
Table 4. Coefficients and statistics of the best fitted models.
Modelo nº
Coeficientes dos modelos
1
2
4
6
3,902662
9,732939
0,926073
2,022638
0,764405
-0,13201
0,660581
1,7466
0,032389
-0,11185
0,003521
Parâmetros estatísticos
R²aj.
Syx(%)
0,46
0,46
0,43
0,46
19,06
18,94
19,52
19,00
Como houve semelhança nas principais estatísticas para os modelos testados, escolheu-se para proceder à
análise gráfica dos resíduos, com base nos melhores critérios estatísticos. A Figura 1 apresenta o gráfico da
distribuição dos resíduos dos modelos 1, 2, 4, e 6.
Modelo 1
Modelo 2
Modelo 4
Modelo 6
Figura 1. Distribuição gráfica dos resíduos em metros, em função do DAP para altura do fuste.
Figure 1. Graphic distribution ofresiduesin meters in functionof the heightof the stemtoDBH.
Analisando-se a Figura 1, pode-se observar que as distribuições gráficas de resíduos tiveram
comportamento semelhante, com valores residuais enquadrando-se entre 60 e -40%, concentrando maior parte
dentro da faixa de 30%. Observa-se também que os modelos testados tendem a superestimar os valores de altura
do fuste, principalmente para os maiores diâmetros. Contudo, se observou tendenciosidade da distribuição
gráfica dos resíduos, com presença de ¨outliers¨, como pode ser observado na Fig. 1.
A equação 6 apresentou melhor distribuição de resíduos, sem tendências nítidas de superestimar ou
subestimar as alturas dentro da amplitude de diâmetros observados. Desta forma conclui-se que as equações 2 e
6 apresentam maior precisão para estimar altura em função do diâmetro das árvores, sendo a mesma selecionada
e recomendada para povoamentos de Eucalyptus benthamii com idade de 5 anos na região do planalto
catarinense.
Com a escolha do modelo 2 para estimar as alturas restantes e utilizando um fator de forma de 0,47, foi
possível também estimar o volume individual e por parcela da amostragem como mostra a tabela 5.
559
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Tabela 5. Valores de volume por parcela em m³ por parcela com base no inventário florestal.
Table 5. Values of volume in cubic meters by plot-based forest inventory.
Parcela
Vol/Parcela
1
5,3271
2
4,9166
3
2,9572
4
3,8940
5
4,0236
6
4,4565
7
5,5019
8
5,2385
9
4,6414
10
5,4507
O incremento médio na idade de corte (IMIC) foi realizado a partir da divisão da média dos volumes por
parcela pela idade do povoamento em que foram realizadas as mensurações. Resultando no seguinte valor:
IMIC = 22,75 m³/ha
CONCLUSÃO
Com base nos resultados das análises estatísticas realizadas pode-se concluir para povoamentos de
Eucalyptus benthamii no planalto de Santa Catarina o seguinte:
- Quatro modelos matemáticos foram selecionados, de acordo com os critérios estatísticos de ajuste,
sendo que podem ser recomendados para a estimativa das alturas do povoamento de Eucalyptus benthamii em
questão.
- O modelo 2, representado pela equação h
apresentou melhor precisão estatística
para o ajuste dos dados de altura em função do diâmetro, sendo recomendada sua utilização para a área de
estudo.
REFERÊNCIAS
ABRAF. Anuário estatístico da ABRAF 2011 ano base 2010.ABRAF.Brasília, 2011. 130p.
BARROS, D. A. de; MACHADO, S. do A.; ACERBI JUNIOR,F. W.; SCOLFORO,J. R. S. Comportamento de
modeloshipsométricos tradicionais e genéricos para plantações de Pinusoocarpaem diferentes tratamentos.
Boletim de PesquisaFlorestal, Colombo, n.45, p. 3-28, jul./dez. 2002.
BARTOSZECK, A. C. P. S.; MACHADO, S. do A.;FIGUEIREDO FILHO, A.; OLIVEIRA, E. B. Dinâmica da
relaçãohipsométrica em função da idade, do sítio e da densidade inicial depovoamentos de bracatinga da região
metropolitana de Curitiba,Paraná. Revista Árvore, Viçosa, v. 28, n. 4, p. 517-533, 2004.
BATISTA, J. L. F.; COUTO, H. T. Z. do; MARQUESINI, M. Desempenho de modelos de relações
hipsométricas: estudo de três tipos de floresta. ScientiaForestalis, n.60, p.149-163, dez. 2001.
FINGER, C. A. G. Fundamentos da biometria florestal. SantaMaria: UFSM/CEPEF/FATEC, 1992, 269 p.
GOLFARI, L.; CASER, R. L.; MOURA, V. P. G. Zoneamento ecológico esquemático para reflorestamento
no Brasil. Belo Horizonte: PRODEPEF/PNVD/FAO/BRA, 1978. 45 p. (SerieTecnica, 11).
MACHADO, S. A.; et al. Comportamento da relação hipsométrica de Araucaria angustifolia no capão da
Engenharia Florestal da UFPR. Pesquisa Florestal Brasileira, Colombo, n.56, p.5-16, jan./jun. 2008.
560
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
MACHADO, S. A.; BAILEY, R. L.; BASSO, S. F.;BEVILACQUA JUNIOR, V. G. Análise do comportamento
darelação hipsométrica com respeito à idade para plantações dePinuselliottino Paraná. Revista Cerne, Lavras, v.
1, n. 1, p. 5-12,1994.
NIMER, E. Climatologia do Brasil. 2. ed., Rio de Janeiro: IBGE, Departamento de Recursos Naturais e Estudos
Ambientais, 1989. 422 p.
POTTER, R. O. et al. Solos do Estado de Santa Catarina. Rio de Janeiro: Embrapa Solos, 2004. 745 p.
(Boletim de Pesquisa e Desenvolvimento; 46).
SCOLFORO, J.R.S. Biometria Florestal: Parte I: modelos de regressão linear e não linear; Parte II: modelos de
relação hipsométrica, volume, afilamento e peso de matéria seca / José Roberto Soares Scolforo. Lavras:
UFLA/FAEPE, 2005.SOUZA, C. A. M.; ALMEIDA, A. Q.; ALMEIDA, V. V. S.; SILVA, G. F. Comparação
entre modelos de relações hipsométrica para estudo de uma floresta de Eucalyptus Urophylla. X Encontro
Latino Americano de Iniciação Científica e VI Encontro Latino Americano de Pós-Graduação –
Universidade do Vale do Paraíba. p. 2850 – 2853, 2006.
ZANON, M. L. B.; FINGER, C. A. G.; SCHNEIDER, P. R.; KLEIN, J. E. M.; COELHO, M. C. B. Funções para
descrever a relação altura e diâmetro de EucalyptusdunniMaiden. Ciência Rural, Santa Maria, v. 26, n. 1, p. 8790, 1990.
561
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
AVALIAÇÃO DE MODELOS NA ESTIMATIVA DE VOLUME DE Pinus
taeda Loblolly Pine
Carla Regina Mazzonetto1; Rafael Monari Fracasso2; Fabiano Fortes3
Resumo
O presente trabalho objetiva avaliar modelos matemáticos que expressam a relação entre o volume com
diâmetro à altura do peito de Pinus taeda e a altura total, e selecionar o modelo de melhor ajuste e precisão.
Foram mensurados altura total e diâmetro de 32 indivíduos. Os diâmetros foram medidos nas alturas de 0,1 m,
0,3 m, 1,30 m, 2,3 m e, posteriormente, a cada 1,00 m até atingir a altura total. Fazendo uso da fórmula de
Smalian calculou-se o volume das árvores, e a partir daí ajustou-se os modelos escolhidos. A seleção do melhor
modelo foi baseada no coeficiente de determinação ajustado, no erro padrão da estimativa em percentagem e na
análise gráfica de resíduos. No cômputo geral, concluiu-se que o melhor modelo para expressar, em média, o
volume foi o 3 ( ln v = β0 + β1 ln (d²h)), que por sua vez descreveu o volume com menores tendências e
pequena variação.
Palavras-chave: Pinus taeda; volume; estimativa.
Abstract
EVALUATION OF MODELS IN THE ESTIMATE OF VOLUME PINUS TAEDA LOBLOLLY PINE
The present study aims to evaluate mathematical models that expressing the relation between the volume with a
diameter equal to the breast of Pinus taeda and total height, and select the best model adjustment and precision.
We measured total height and diameter of 32 individuals. The diameters were measured at heights of 0,1 m, 0,3
m, 1,30 m, 2,3 m, then at 1,00 m to reach the full height. Using formula of Smalian calculated the volume of
trees, and from there set up the models chosen. Selecting the best model was based on the adjusted coefficient of
determination, standard error in percentage and graphical analysis of waste. It follows that to express the best
model, on average, the volume was 3 (ln v = β0 + β1 ln (d ² h)), which in turn describes the volume and a small
variation trend.
Keywords: Pinus taeda; volume; estimate.
INTRODUÇÃO
Devido a redução da oferta de madeira de folhosas nas regiões sul e sudeste do Brasil, observa-se um
aumento no interesse no sentido de implantar florestas para suprir as necessidades de consumo e abastecimento
das indústrias florestais. Neste sentido, espécies do gênero Pinus têm sido usadas amplamente em programas de
reflorestamento.
Desse gênero, destaca-se a espécie Pinus taeda L., que no Brasil é a mais plantada entre os pinus,
abrangendo aproximadamente um milhão de hectares, no planalto da Região Sul do Brasil, para produção de
celulose, papel, madeira serrada, chapas e madeira reconstituída (SHIMIZU, 2005).
No sentido de avaliar economicamente uma floresta, surge o volume, que é uma variável constituinte de
uma das informações de maior importância, fornecendo um ponto de partida para avaliação do conteúdo lenhoso
dos povoamentos florestais. O conhecimento e estudo sobre volume de madeira constituem, hoje em dia, um dos
itens mais importantes relacionados à utilidade desta em vários setores industriais. Machado et al. (2005)
afirmam que o volume facilita o conhecimento do potencial florestal em uma região, proporcionando assim, uma
ferramenta poderosa na avaliação do conteúdo lenhoso dos povoamentos florestais.
1
Graduanda em Engenharia Florestal, Universidade Federal de Santa Maria campus de Frederico Westphalen-RS, [email protected]
Graduando em Engenharia Florestal, Universidade Federal de Santa Maria campus de Frederico Westphalen-RS, [email protected]
3
Engenheiro Florestal, Dr. Professor do Departamento de Engenharia Florestal na Universidade Federal de Santa Maria campus de Frederico
Westphalen-RS, [email protected]
2
562
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
A cubagem rigorosa é o método direto de estimação do volume de árvores a campo mais utilizado na
rotina de inventários florestais, porém essa cubagem apresenta desvantagens quanto a dificuldade e tempo para
obtenção, além de custos elevados. Nesse sentido surgem as estimativas de volume.
Segundo Scolforo (2005), a estimativa do volume das árvores em povoamentos florestais é uma
atividade corriqueira na área de biometria, inventário, manejo, economia e planejamento florestal. Sendo assim,
a busca de métodos e modelos mais precisos, é desejável, pois é de acordo com estas estimativas volumétricas
que são feitas as extrapolações para um povoamento florestal.
As estimativas do volume num contexto de usos múltiplos dos bens madeiráveis viabilizam e agregam
valores significativos, aumentando a rentabilidade para o empreendedor florestal, assim a estimativa precisa do
volume de um povoamento florestal torna-se cada vez mais importante. Cabe salientar ainda que o planejamento
e a otimização das atividades florestais dependem da precisão das estimativas volumétricas.
O procedimento utilizado com maior frequência na estimativa de volumes por árvore é o emprego de
equações que estimem a variável de interesse em função de variáveis de fácil medição e de recolha pouco
dispendiosa, como é o caso do diâmetro à altura do peito e da altura total (TOMÉ, 1990; ALEGRIA, 1993).
A modelagem do volume individual de árvores em função dessas variáveis independentes começou a
ser desenvolvida na primeira metade do século XX, após o desenvolvimento de técnicas de análise de regressão.
A partir daí, muitos modelos matemáticos foram sendo criados e testados para o ajuste de equações de volume.
Conforme com Oliveira et al. (2005) o uso de equações na estimativa volumétrica em povoamentos
florestais proporciona rapidez, precisão e simplicidade, mostrando que esse tipo de método pode ser tão preciso
quanto o inventário florestal convencional. Segundo Couto e Bastos (1987) as equações volumétricas
apresentam a vantagem de calcular o volume sólido, árvore a árvore, através de modelos matemáticos,
especialmente testados para apresentar os menores erros possíveis, sem a necessidade do abate da árvore.
Figueiredo (2005) mencionou que a escolha de equações é uma fase muito importante nos trabalhos
relacionados á obtenção do volume dos maciços florestais, já que qualquer erro na sua predição pode levar a
superestimativas ou substimativas.
Diferentes condições de clima e de solo influenciam no crescimento e na relação entre as variáveis da
árvore, desta forma, a criação de modelos baseados em dados de um povoamento ou de uma região sujeita a
condições climáticas e edáficas uniformes, permitindo assim uma estimação mais exata das variáveis. Por isto, é
recomendável testar vários modelos, para através de análises estatísticas identificar o melhor para cada caso.
Desta forma, o objetivo da presente pesquisa é avaliar modelos matemáticos que expressam a relação
entre o volume com o diâmetro à altura do peito e a altura total e selecionar o de melhor ajuste e precisão.
MATERIAIS E MÉTODOS
Caracterização e localização da área de estudo
Os dados para desenvolver este estudo foram obtidos na região norte do Rio Grande do Sul, nas
proximidades da cidade de Cidreira -RS.
Figura 1- Localização da área de estudo.
Figure 1 - Location of the study area.
563
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Cubagem rigorosa
A cubagem é o método direto de estimação do volume de árvores mais utilizado na rotina de inventários
florestais e consiste na medição sucessiva de diâmetros ao longo do tronco, dividindo-o em seções (BELCHIOR,
1996).
Nesse sentido, foram cubados 32 indivíduos de Pinus taeda, sendo que para cada árvore-amostra foram
realizadas determinações de altura total e diâmetro. Os diâmetros foram medidos nas alturas de 0,1 m, 0,3 m,
1,30 m, 2,3 m e, posteriormente, a cada 1,00 m até atingir a altura total.
Com as tomadas dos diâmetros nas citadas alturas, optou-se pelo método de Smalian para calcular os
volumes. Esse modelo segundo Machado e Figueiredo Filho (2006), no Brasil, a fórmula de Smalian tem sido
tradicionalmente a mais usada nos levantamentos florestais.
Modelos testados
O procedimento de ajuste foi realizado considerando-se os DAP (Diâmetro Altura do Peito) de 1,3 m do
solo com casca e a altura total. Posteriormente, as equações ajustadas foram avaliadas pelo teste de identidade
de modelos.
Tabela 1- Modelos testados para estimativa dos volumes, onde: v = volume estimado (m³); ln = logaritmo
neperiano; d = diâmetro a 1,30 m do solo (cm); h =altura total da árvore (m); βi = parâmetros dos modelos a
serem estimados.
Table 1- Models tested to estimate volumes, where v = estimated volume (m³); ln = natural logarithm; d =
diameter at 1,30 m above the ground (cm); h = total tree height (m); βi= parameters models to be estimated.
Número
1
2
3
4
5
Modelo
v = β0 + β1d + β2d²
v = β0 + β1(d²h)
ln v = β0 + β1 ln (d²h)
ln v= β0+ β1lng+ β2lnh
ln v = β0 + β1 ln d
Autor
Hohenadl e Kren
Spurr
Spurr
Ung e Oellet
Husch
Escolha do melhor modelo
A seleção do melhor modelo foi analisada pelas seguintes estatísticas com suas respectivas ordens de
importância:
a) Erro padrão da estimativa (Syx): é uma estatística que mede a dispersão média entre os valores
observados e estimados ao longo da linha de regressão. Essa variável foi observada em percentagem
(Syx%), sendo que quanto mais próximo de zero melhor, pois ele indica o quão próximo os valores
estimados estão dos valores observados.
b)
Coeficiente de determinação ajustado (R²): expressa a quantidade de variação da variável dependente
que é explicada pelas variáveis independentes. Quanto mais próximo de 1 melhor será, pois isso mostra
o quanto as variáveis dependentes estão sendo explicadas pelas independentes. Aqui foram utilizados
os valores de R² ajustado, obtidos diretamente do programa utilizado, pois, devido a este ajuste, são
comparáveis entre si, em todos os modelos, quaisquer que sejam o número de variáveis independentes.
c)
Análise de resíduos: Essa análise permite detectar se há ou não tendenciosidade na estimativa da
variável dependente ao longo da linha de regressão, se os resíduos são independentes ou se há
homogeneidade na variância. De acordo com Draper e Smith (1966), o uso dos resíduos na forma
relativa (percentagem), em função da variável dependente estimada, é o mais adequado para se ter
melhor noção da dimensão das sub e super estimativas do valor real e comparar os diversos modelos
ajustados. Os gráficos para as análises de resíduos foram feitos utilizando-se o programa Microsoft
Office Excel 2007.
RESULTADOS E DISCUSSÕES
Foram amostrados 32 indivíduos com DAP entre 7,2 cm a 41,2 cm e altura total de 7,1 a 37,4 m. Feito
os levantamentos calculou-se o volume individual com casca. Após, procede-se com o ajuste dos modelos,
564
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
conforme a Tabela 2, estes apresentando inicialmente, como variável dependente o volume total com casca
individual em função da altura total individual e do DAP.
Verifica-se que erro padrão da estimativa (Sxy) varia de 6,65% no modelo 6 a 23,49% no modelo 5. Os
modelos 2 e 4 apresentaram valor idêntico de Sxy (6,84).
Os coeficientes de determinação (R²) se encontram entre 94,36% e 99,48%. As equações que
forneceram os piores coeficientes foram de número 1 e 5 com 94,36% e 97,23% respectivamente. O modelo 3
apresentou o melhor coeficiente de determinação (99,48%) , porém apresentou-se com erro padrão da estimativa
de 10,00%.
Tabela 2 – Equações ajustadas do volume em função da altura total individual e do DAP, com os respectivos
coeficientes de determinação (R²) e erro padrão (Sxy).
Table 2 – Equations adjusted volume depending on the individual and total height of the DAP, with the
respective coefficients of determination (R ²) and standard error (S xy).
Nº
1
2
3
4
5
Modelo
v = -0,087678 +0,0057d + 0,000856d²
v = 0,032280 + 3,0797(d²*h)
ln v = -9,645893 + 0,93231 ln (d²*h)
ln v= -8,0418+ 15,1191 lng+ 1,9843lnh
ln v = -8,813469 + 2,545762 ln d
R² (%)
94,36
98,13
99,48
98,13
97,15
Sxy (%)
11,9
6,84
10,00
6,84
23,49
Levando em consideração que nenhuma equação estimativa deve ser usada antes de se proceder a uma
análise gráfica de resíduos, mesmo os índices de ajuste (R²) e de precisão (S yx) sendo julgados satisfatórios
(DRAPER e SMITH, 1966), foram elaborados gráficos de análises de resíduos para todas as equações ajustadas.
A análise gráfica de resíduos (Figura 1) é a que realmente vai indicar se a estimativa é boa ao longo de
toda a linha de regressão, se não há tendenciosidades em nenhum de seus segmentos e se a equação utilizada
para as estimativas é realmente apropriada para tal fim.
Na análise geral da distribuição de resíduos constatou-se, conforme Tabela 2, que os modelos testados
obtiveram baixo erro padrão de estimativa e um coeficiente de determinação alto, no entanto a análise de
resíduos nos mostra certas tendências que essas estatísticas não demonstram.
Os modelos 1, 4 e 5 que apresentam estatísticas de ajuste e precisão satisfatórios quando analisado os
resíduos destes modelos, apresentaram uma tendenciosidade distribuída em todos os diâmetros, superestimando
o volume na maioria dos casos.
O modelo 2 apresentou elevada tendência à superestimação nas árvores de menor diâmetro, porém para
diâmetros elevados a distribuição de resíduos foi satisfatória.
Por fim, o modelo 3 ( ln v = β0 + β1 ln (d²h)) foi o que contemplou melhor distribuição de resíduos,
além de ter apresentado estatísticas de ajuste (R²) e de precisão (Syx%) satisfatórias sendo assim o melhor
modelo pra estimar volume de Pinus taeda.
565
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Figura 1- Gráficos de dispersão dos resíduos (%) em função dos diâmetros.
Figure 1 - Charts residual dispersion (%) in function of diameters.
CONCLUSÕES
O melhor modelo testado na estimativa de volume para Pinus taeda. foi o de Spurr ( ln v = β0 + β1 ln
(d²h)), que por sua vez descreveu o volume com menores tendências e pequena variação.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
ALEGRIA, C. M., Predição do volume total, volumes mercantis, perfil do tronco e sistemas de equações
compatíveis para a Pinus pinaster Aiton. no distrito de Castelo Branco. Dissertação (Mestrado em Ciências
Florestais). ISA/UTL. 1993.
BELCHIOR, P. R. M. Estimação de volumes total, de fuste e de galhos em mata secundária no município
de Rio Vermelho, MG. 75 f. Dissertação (Mestrado em Ciência Florestal) – Universidade Federal de Viçosa.
Viçosa, 1996.
COUTO, H. T. Z.; BASTOS, N. L. M. Modelos de equações de volume e relações hipsométricas para plantações
de Eucalyptus no Estado de São Paulo. IPEF, n.37, p.33-34, 1987.
566
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
DRAPER, N.; SMITH, H. Applied regression analisys. New York: John Wiley e Sons, 1966.
FIGUEIREDO, E. O. Avaliação de povoamentos de teca (Tectona grandis L. f.) na microrregião do Baixo
Rio Acre. 301 f. Dissertação (Mestrado em Engenharia Florestal).Universidade Federal de Lavras. Lavras, 2005.
MACHADO, S. A.; FIGUEIREDO FILHO, A. Dendrometria. Guarapuava: UNICENTRO, 2006. 2.ed. 316 p.
MACHADO, S. A.; URBANO, E.; CONCEIÇÃO, M. B. Comparação de métodos de estimativa de volume para
Pinnus oocarpa em diferentes idades e diferentes regimes de desbastes. Bol. Pesq. Fl. Colombo, n.50, p. 81-98.
2005.
OLIVEIRA, M. L. R.; SOARES, C. P. B.; LEITE, H. G. Equações de volume de povoamento para fragmentos
florestais naturais do município de Viçosa, Minas Gerais. Revista Árvore, Viçosa, v. 29,
n. 2, p. 213-225, 2005.
SCOLFORO, J. R. S. Biometria florestal: parte I: modelos de regressão linear e não-linear; parte II:
modelos para relação hipsométrica, volume, afilamento e peso de matéria seca. Lavras: UFLA/FAEPE,
2005. 352 p.
SHIMIZU J. Y. Cultivo de pinus. Embrapa Florestas Sistemas de Produção, Versão Eletrônica
Nov./2005. Disponível em
<http://sistemasdeproducao.cnptia.embrapa.br/FontesHTML/Pinus/CultivodoPinus/03_2_pinus_taeda.htm>.
Acesso em: 24/07/2012.
TOMÉ, J. A. L., Estimação do volume total, de volumes mercantis e modelação do perfil do tronco em
Eucalyptus globulus. Dissertação (Mestrado em Ciências Florestais). ISA/UTL, 1990.
VEIGA, R. A. de A. O uso de equações de volume em levantamentos florestais. In: SIMPÓSIO SOBRE
INVENTÁRIO FLORESTAL,1984, Piracicaba. Anais... Piracicaba: ESALQ/IPEF, 1984. p. 93-102.
567
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
DINÂMICA DO INGRESSO DE ESPÉCIES AO LONGO DE UMA DÉCADA
EM UMA FLORESTA OMBRÓFILA MISTA MONTANA
Guilherme Camacho Cadori1, Ana Paula Dalla Corte2, Carlos Roberto Sanquetta3, Alexandre Behling4, Greyce
Charllyne Benedet Maas5, Francelo Mongnon6
Resumo
Esse trabalho teve por objetivo avaliar as taxas de ingresso ocorridas em uma Floresta Ombrófila Mista Montana
no período de 10 anos. Para tanto, foram instaladas oito parcelas permanentes de um hectare em General
Carneiro - PR, e avaliadas anualmente no período de 2000 a 2009. Nas parcelas foram medidos todos os
indivíduos com 10 cm ou mais de diâmetro à altura do peito (DAP), sendo cada um identificado em nível de
gênero, espécie e família. Árvores mortas e ingressas, foram registradas e computadas. O recrutamento foi
caracterizado pela avaliação do ingresso total, entre grupos de espécies (Araucárias: constituído por indivíduos
da espécie Araucaria angustifolia (Bertol.) Kuntze, Canelas: indivíduos da família Lauraceae e Espécies
Brancas: demais espécies arbóreas), entre famílias e espécies. Durante a década, a taxa de ingresso foi de 3,01%,
sendo que o grupo ecológico das Espécies Brancas apresentou o maior recrutamento, seguido das Araucárias e
Canelas. As famílias com maior participação no ingresso foram Aquifoliaceae, Araucariaceae, Myrtaceae,
Myrsinaceae, Clethraceae, Lauraceae e Primulaceae e em nível de espécie, as que mais ingressaram foram Ilex
paraguariensis A.St.-Hil., Clethra scabra Pers.e Myrsine ferruginea Spreng. Ao longo do período de
monitoramento, notou-se uma redução na quantidade de ingressos.
Palavras-chave: recrutamento, Floresta de Araucária, Paraná.
Abstract
SPECIES DYNAMICS OVER A DECADE IN A MONTANA MIXED OMBROPHYLE FOREST
The purpose of this research was to evaluate the recruitment rates during ten years of monitoring in a Montana
Mixed Ombrophyle Forest. Eight permanent sample plots measuring 1 ha each were installed in General
Carneiro, southern city of Paraná state, and were measured annually since 2000 to 2009. All the individuals with
diameter at the breast height (DBH) ≥ 10cm were measured. Each individual was identified in specie, genera and
family level. The DBH of all trees were taken annually. Dead trees, as well as the recruitments were computed.
The recruitment was characterized by evaluating the total recruited trees between species groups (Araucárias:
constituted by Araucaria angustifolia (Bertol.) Kuntze individuals, Canelas: constituted by Lauraceae family
individuals, and White Species: other tree species), between families and species. Over the decade, the
recruitment rate of the forest was 3,01%. The White Species group had the major recruitment rate, followed by
Araucárias and Canelas. Families which presented the highest recruitment rates were Aquifoliaceae,
Araucariaceae, Myrtaceae, Myrsinaceae, Clethraceae, Lauraceae and Primulaceae. The species which presented
the highest recruitment rates were Ilex paraguariensis A.St.-Hil., Clethra scabra Pers. and Myrsine ferruginea
Spreng. A reduction on the recruitment rates was noticed over the evaluated period.
Keywords: recruitment, Araucaria Forest, Paraná.
1
Graduando em Engenharia Florestal, Universidade Federal do Paraná - UFPR, [email protected]
Engenheira Florestal, Dra., Professora do Departamento de Engenharia Florestal da Universidade Federal do Paraná, UFPR.
[email protected]
3
Engenheiro Florestal, Dr., Professor do Departamento de Engenharia Florestal da Universidade Federal do Paraná, UFPR.
[email protected]
4
Engenheiro Florestal, Mestrando em Engenharia Florestal pela Universidade Federal do Paraná, UFPR. [email protected]
5
Tecnóloga Ambiental, Doutoranda em Engenharia Florestal pela Universidade Federal do Paraná, UFPR. [email protected]
6
Biólogo, Doutorando em Engenharia Florestal pela Universidade Federal do Paraná, UFPR. [email protected]
2
568
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
INTRODUÇÃO
A Floresta Ombrófila Mista ocorre principalmente no Brasil e em pequenas manchas na Argentina e no
Paraguai. No Brasil, a área original foi estimada em cerca de 200.000 km², ocorrendo principalmente nos estados
do Paraná, Santa Catarina e Rio Grande do Sul. Juntos, estes estados correspondiam a aproximadamente 175.000
km² (IBGE, 1992; FIGUEIREDO FILHO, 2010).
Também chamada de Floresta de Araucária por possuir a espécie Araucaria angustifolia (Bertol.)
Kuntze como sua espécie característica, a Floresta Ombrófila Mista (FOM) ainda continua ameaçada pela ação
antrópica. A rápida expansão dos cultivos agrícolas associada à exploração predatória vinculada a araucária são
os principais mecanismos responsáveis pela redução drástica desta tipologia florestal. Seus remanescentes
primários somam apenas cerca de 1,5% da área ocupada originalmente no estado do Paraná (ANSELMINI,
2005).
Apesar da pequena cobertura original remanescente desta unidade fito ecológica, ela é de grande
importância ambiental e científica. Neste sentido, medidas foram tomadas para estudar a dinâmica da Floresta
Ombrófila Mista, sendo os primeiros trabalhos ocorridos a partir do final da década de 70 por Longhi (1980) e
Rodríguez Tello (1980) no município de São João do Triunfo, sul do estado do Paraná.
A dinâmica florestal, segundo Barth Filho (2002), consiste nos processos de mudança da composição
estrutural e funcional das florestas ao longo do tempo. Logicamente, estudos que envolvem dinâmica de florestas
são realizados através de projetos de longo prazo, principalmente em função do grau de complexidade e da
irregularidade dos processos periódicos. Nesse caso, torna-se necessário a aplicação de um método que apresente
a capacidade de identificá-los, descrevê-los e representá-los fidedignamente. Diante dessas condicionantes e, por
convenção, o método mais utilizado tem sido o de parcelas permanentes. Quando estas apresentam instalação e
monitoramento em um período razoável, os trabalhos a serem realizados podem estar associados à dinâmica da
floresta.
O recrutamento de novos indivíduos arbóreos faz parte dos processos da dinâmica florestal. Conforme
Alder (1983), o recrutamento é subentendido como o processo pelo qual árvores surgem ao longo do tempo.
Recrutas são aqueles indivíduos que atingiram um diâmetro mínimo entre dois levantamentos florestais
subsequentes. Em outras palavras, o recrutamento refere-se ao número de novas árvores que atingiram e/ou
ultrapassaram um tamanho mínimo mensurável no inventário (REZENDE, 2002).
As pesquisas sobre a dinâmica de ingressos na FOM são numerosas, entretanto mais comparações entre
estes estudos devem ser feitas, tanto para entrar num consenso acerca da dinâmica da floresta quanto para fazer
futuras inferências e compreender as causas fundamentais desta. Frente a isso, este trabalho teve como objetivo
descrever o recrutamento em uma Floresta Ombrófila Mista Montana (FOMM) num período de 10 anos, de 2000
à 2009.
MATERIAIS E MÉTODOS
A área do presente estudo está situada no município de General Carneiro, a cerca de 280 km de
Curitiba, capital do estado do Paraná, localizada nas coordenadas geográficas 26°23’58’’S e 51°22’58’’ W, a
800 m de altitude.
De acordo com a classificação climática de Köppen, o clima da região é do tipo Cfb, com verões frescos
e invernos com geadas severas. A temperatura media é inferior a 22 o C durante o mês mais quente, sem estação
seca, com verões frescos e mais de cinco geadas noturnas por ano (PARANÁ, 1987).
A região apresenta uma associação com solo Neossolo Regolítico húmico típico e o solo Nitossolo
Vermelho distroférrico típico, ambos com textura argilosa (EMBRAPA, 2008). A topografia da área é
predominantemente montanhosa, mas apresenta ainda relevo ondulado e plano (MAACK, 1981).
Segundo a classificação proposta pelo IBGE (1992), a tipologia vegetal dominante na área é a Floresta
Ombrófila Mista Montana (FOMM) e na área de estudo encontram-se situações distintas de intervenções
humanas ocorridas anteriormente, tal como a exploração de erva-mate, imbuia e araucária.
Os dados utilizados no presente estudo são provenientes de parcelas permanentes pertencentes ao
Projeto de Pesquisas Ecológicas de Longa Duração (PELD) – Site 9 (Floresta com Araucária e suas transições) e
advêm de oito parcelas de um hectare cada (100 mx 100 m), subdivididas em 25 subparcelas de 400 m2 (20 m x
20 m), instaladas no ano de 1998. As parcelas permanentes foram instaladas e avaliadas conforme especificações
de Sanquetta (2008). Quanto a sua instalação, foram delimitadas com piquetes de PVC (policloreto de polivinila)
nos respectivos vértices das subparcelas. Todas as árvores com DAP (diâmetro à altura do peito - 1,30 m) maior
ou igual a 10 cm foram identificadas, pintadas na altura de medição e numeradas.
Exsicatas de todas as espécies foram preparadas e armazenadas em herbários. O DAP de todas as
árvores foi medido anualmente, sempre no inverno, utilizando-se fita métrica (precisão de milímetros). Árvores
569
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
mortas, bem como os indivíduos que passaram a atingir o tamanho mínimo de medição a cada ocasião
(ingressos), foram registradas e computadas.
A dinâmica do ingresso foi realizada através da avaliação das características listadas abaixo.
Ingresso total (It)
Refere-se ao ingresso de indivíduos ocorrido entre o ano de 2000 até 2009, onde:
It(%) = ingresso total, em porcentagem;
I = número de indivíduos ingressantes;
Ni = número de indivíduos vivos em 2000.
Ingresso entre os grupos de espécies (Ig)
A divisão das espécies em grupos foi proposta para facilitar a comparação de vários trabalhos
conduzidos pelo PELD. Assim, as espécies foram separadas em três grupos:
- Grupo das Araucárias: constituído dos indivíduos da espécie Araucária angustifolia;
- Grupo das Canelas: constituído por indivíduos da família Lauraceae;
- Grupo das Espécies de Madeira Branca (Brancas): constituído pelas demais espécies arbóreas.
Dessa maneira, Ig refere-se ao ingresso ocorrido dentro de cada grupo ecológico, em que:
Igi(%) = ingresso de um dado grupo de espécies “i”, em porcentagem;
Imi = número de indivíduos ingressos de um dado grupo de espécies “i”;
Nii= número de indivíduos vivos em 2000 de um dado grupo de espécies “i”.
Ingresso entre as famílias (If)
Refere-se ao ingresso ocorrido entre as famílias botânicas, onde:
Ifi(%)= ingresso de indivíduos de uma dada família “i”, em porcentagem;
Nmi = número de indivíduos ingressos de uma dada família “i”;
Nii= número de indivíduos vivos em 2000 de uma dada família “i”.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Ao longo da década foram observados 1.029 indivíduos ingressos nos oito hectares monitorados, o que
acarreta num recrutamento de 12 indivíduos por hectare por ano (ind.ha-1.ano-1). Considerando os 3.416
indivíduos vivos encontrados no ano de 2000, o ingresso total foi de 30,12% ao longo da década, o que
corresponde a uma taxa anual de 3,01%.
O resultado encontrado para o número de indivíduos ingressantes por hectare por ano foi próximo
encontrado por Mognon (2011) de 11,86 ind.ha -1.ano-1para a mesma floresta em estudo. A taxa de ingresso foi
semelhante à taxa de 3% encontrada por Figueiredo Filho (2010) em uma Floresta Ombrófila Mista Montana
(FOMM) estudada na FLONA de Irati durante um intervalo de 8 anos, mas diferiu dos resultados encontrados
por Mognon (2011), de 1,83% na mesma floresta em estudo durante um período de 9 anos, e por Durigan
(1999), de 1,62% numa FOMM em São João do Triunfo, estudada durante 2 anos, o que demonstra a
importância do tempo para a formação de um consistente banco de dados para futuras análises e inferências.
Entre os grupos de espécies, o grupo de madeira branca apresentou o maior ingresso em termos de
número de indivíduos, seguido das araucárias e canelas (Figura 1). Respectivamente, estes grupos apresentaram
82,31%, 11,86% e 5,83% de participação no ingresso. Quando comparado os grupos relativamente, foi
observado que o grupo das brancas apresentou o maior recrutamento, e a maior taxa de ingresso.
Dentre as 28 famílias identificadas, as que tiveram maior participação nos ingressos foram
Aquifoliaceae, Araucariaceae, Myrtaceae, Myrsinaceae, Clethraceae, Lauraceae e Primulaceae. Juntas, estas
570
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
representam aproximadamente 68% dos indivíduos ingressos (Figura 2). As famílias com as maiores taxas de
ingresso diferiram das que tiveram maior participação, isto em razão do número de indivíduos que as compõem,
sendo elas: Sapindaceae, Rutaceae, Myrsinaceae, Erythroxylaceae, Verbenaceae, Primulaceae e Cunoniaceae
(Figura 3).
Das 55 espécies identificadas na área, que podem ser consultadas no detalhado trabalho desenvolvido
por Mognon (2011), aproximadamente 51% destas apresentaram ingressos em 2009. As espécies mais
representativas, em termos de quantidade de indivíduos ingressantes, foram Ilex paraguariensis, com 110
ingressos, Clethra scabra e Myrsine ferruginea, que ingressaram 34 e 33 indivíduos, respectivamente. Algumas
espécies duplicaram, triplicaram e até quadruplicaram o número de indivíduos ao longo da década, que foi o caso
das espécies Xylosma pseudosalzmanii Sleumer., Sloanea lasiocoma K. Schum., Weinmannia sp, Myrsine
umbellata Mart. E Duranta vestita Cham. A espécie Matayba elaeagnoides Radlk. destacou-se em relação as
demais quanto ao acréscimo de dez vezes na quantidade de indivíduos ingressos, gerando altas taxas de ingresso.
Figura 1: Distribuição do ingresso entre os grupos de espécies observada em 8 hectares da Floresta Ombrófila
Mista no município em General Carneiro no período de 2000 à 2009.
Figure 1: Species groups recruitment distribution noticed in 8 ha of Mixed Ombrophyle Forest in General
Carneiro city since 2000 to 2009.
Figura 2: Distribuição do ingresso entre as famílias botânicas observada em 8 hectares de Floresta Ombrófila
Mista no município em General Carneiro no período de 2000 à 2009.
Figure 2: Botanic families’ recruitment distribution noticed in 8 ha of Mixed Ombrophyle Forest in General
Carneiro city since 2000 to 2009.
Durante os dez anos de monitoramento houve uma redução na quantidade de indivíduos ingressos a
cada ano. Em 2000 ingressaram 184 indivíduos, enquanto em 2009 esse número caiu para 85, o que representa
uma queda de aproximadamente 54%.
571
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Figura 3: Distribuição da taxa de ingresso entre as famílias botânicas observada em 8 hectares de Floresta
Ombrófila Mista no município em General Carneiro no período de 2000 à 2009.
Figure 3: Botanic families’ recruitment rates distribution noticed in 8 ha of Mixed Ombrophyle Forest in
General Carneiro city since 2000 to 2009.
CONCLUSÕES
A taxa anual de ingresso da floresta foi da ordem de 3,01%.
O grupo das espécies brancas apresentou o maior ingresso em termos de número de indivíduos, seguido
das araucárias e canelas.
As famílias que tiveram maior participação nos ingressos foram Aquifoliaceae, Araucariaceae,
Myrtaceae, Myrsinaceae, Clethraceae, Lauraceae e Primulaceae.
As espécies que apresentaram o maior recrutamento em termos de número de indivíduos ingressos
relativamente foram Ilex paraguariensis, Clethra scabra e Myrsine ferruginea.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
ALDER, D., Growth and yield of mixed tropical Forest: I Current Knowledge. FAO Consultancy Report,
1983.57 p.
ANSELMINI, J. I. Fenologia reprodutiva da Araucária angustifólia (Bert.) O. Ktze., na região de CuritibaPR. Curitiba. Dissertação de Mestrado. Universidade Federal do Paraná. 2005. 52 p.
BARTH FILHO, N. Monitoramento do crescimento e produção em Floresta Ombrófila Mista com uso de
parcelas permanentes. Dissertação de Mestrado. Universidade Federal do Paraná, Curitiba, 2002.86 p.
DURIGAN, M. E. Florística, dinâmica e análise protéica de uma Floresta Ombrófila Mista em São João do
Triunfo - PR. Dissertação de Mestrado. Universidade Federal do Paraná, Curitiba, 1999.125p.
EMPRESA BRASILEIRA DE PESQUISA AGROPECUÁRIA - EMBRAPA. Centro Nacional de Pesquisa de
Solos (Rio de Janeiro, RJ). Sistema Brasileiro de Classificação de Solos. Brasília: Embrapa Produção da
Informação; Rio de Janeiro: Embrapa Solos, 1999. 412p.
FIGUEIREDO FILHO, A. Crescimento, mortalidade, ingresso e distribuição diamétrica em Floresta Ombrófila
Mista. Floresta. Curitiba, v. 40, n. 4, p. 763-776, 2010.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTAÍSTICA - IBGE. Manual técnico da vegetação brasileira.
Rio de Janeiro. Série Manuais Técnicos em Geociências.1992. 92p.
572
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
LONGHI, S. J. A estrutura de uma floresta natural de Araucária angustifólia (Bert.) O. Ktze, no sul do
Brasil. Curitiba. Dissertação de Mestrado. Universidade Federal do Paraná, Curitiba, 1980.198p.
MAACK, R, Geografia Física do Paraná. 2.ed. Rio de Janeiro: J.Olimpio, 1981.450p.
MOGNON, F. Dinâmica do estoque de carbono como serviço ambiental prestado por um fragmento de
Floresta Ombrófila Mista Montana localizada no sul do Estado do Paraná. Dissertação de Mestrado.
Universidade Federal do Paraná, Curitiba, 2011.120p.
PARANÁ. Atlas do Estado do Paraná. Curitiba: Secretária de Estado de Agricultura e Abastecimento Instituto de Terras, Cartografia e Florestas, 1987. 73p.
REZENDE, A. V. Diversidade, estrutura, dinâmica e prognose do crescimento de um Cerrado Sensu
Stricto submetido a diferentes distúrbios por desmatamento. Tese de Doutorado. Universidade Federal do
Paraná Curitiba, 2002.243 p.
RODRÍGUEZ TELLO, J.C. Eficiência e custos de diferentes formas e tamanhos de unidades de amostra em
uma floresta nativa de Araucária angustifólia (Bert.) o Ktze no sul do Brasil.Curitiba. Dissertação de
Mestrado. Universidade Federal do Paraná, Curitiba, 1980. 150p.
SANQUETTA, C. R. Manual para instalação e medição de parcelas permanentes nos Biomas Mata
Atlântica e Pampa. [S.l.]: Rede Map; [Curitiba]: Funpar, 2008. 43 p.
573
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
ESTRUTURA DIAMÉTRICA E ALTIMÉTRICA DE DUAS ÁREAS DE
CERRADO, LOCALIZADAS EM PARNARAMA, MARANHÃO – BRASIL
Mayara Dalla Lana1; Carlos Frederico Lins e Silva Brandão2; Jaçanan Eloisa Freitas Milani3; Evaldo Muñoz
Braz4; Francelo Mognon5
Resumo
O objetivo desse trabalho é analisar a estrutura em diâmetro e em altura de duas áreas de Cerrado localizadas no
município de Parnarama, Maranhão – Brasil. Nas duas áreas foram instaladas 41 parcelas de 20 x 30 m (600 m²)
sendo que na CB1 foram instaladas 24 parcelas e na CB2 apenas 17 parcelas, onde todos os indivíduos com CAP
≥ 31,4 cm foram mensurados bem como suas respectivas alturas. Para a análise da estrutura em diâmetro e em
altura foram traçadas curvas com a distribuição dos indivíduos em classes de frequências, com intervalos de 5
cm e 5 m, respectivamente. A estrutura diamétrica da área 1 apresentou uma configuração multimodal e a da
área 2 uma tendência a configuração unimodal. A estrutura em altura nas duas áreas apresentou distribuição
unimodal. Ambas as áreas, mediante a diminuição das atividades antrópicas, tenderão a se desenvolver de forma
mais rápida recuperando seu padrão natural.
Palavras-chave: Intervenções antrópicas; J-invertido; Distribuição unimodal.
Abstract
DIAMETER AND ALTIMETRIC STRUCTURE OF TWO AREAS OF CERRADO, LOCATED IN THE
PARNARAMA, MARANHÃO – BRAZIL.
The objective of this work was to analyze the structure in diameter and height in two areas of Cerrado located in
Parnarama, Maranhão – Brazil. In both areas were established 41 plots of 20 x 30 m (600 m²) being installed in
the CB1 24 plots and CB2 only plots, where all individuals with CAP ≥ 31,4 cm were measured and their
respective heights. For the analysis of the structure in diameter and height curves were plotted with the
distribution of individuals in frequencies classes, with classes interval of 5 cm and 5 m, respectively. The
diameter structure of the area 1 was multimodal and area 2 was unimodal. The structure in height in the two
areas showed a unimodal distribution. Both areas, reducing the anthropic activities, will develop more rapidly
recovering its natural pattern.
Keywords: Anthropic intervention; Inverted “J”; Unimodal distribution;
INTRODUÇÃO
O bioma Cerrado é uma região única, com grande riqueza e diversidade no Brasil. Este se estende como
um corredor, conectando varias formações vegetacionais, ocupando a região intermediária entre as duas maiores
florestas úmidas neotropicais: a Floresta Amazônica e a Floresta Atlântica. A maior parte do bioma do cerrado
1
Engenheira Florestal, Mestranda em Ciências Florestais, UFPR, Av. Pref. Lothário Meissner, 900, Jardim Botânico, Campus-III, CEP
80.210-170, Curitiba, PR, Brasil. [email protected]
2
Biólogo, Doutorando em Ciências Florestais, Universidade Federal Rural de Pernambuco, Rua Manoel de Medeiros, s/n, Dois Irmãos, CEP
52171-900, Recife, PE, Brasil. [email protected]
3
Engenheira Florestal, Mestranda em Ciências Florestais, UFPR, Av. Pref. Lothário Meissner, 900, Jardim Botânico, Campus-III, CEP
80.210-170, Curitiba, PR, Brasil. [email protected]
4
Engenheiro Florestal, Doutor, Pesquisador da Embrapa Florestas - Caixa Postal 319 - 83411-000 - Colombo, PR –
[email protected]
5
Biólogo, Doutorando em Eng° Florestal, Universidade Federal do Paraná, Av. Lottário Meissner, 900, Jardim Botânico, Campus III, CEP
80.210-170, Curitiba, PR, Brasil. [email protected]
574
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
apresenta um gradiente fisionômico com vegetação xeromorfa que varia de campo limpo até cerradão, embora
também ocorram matas de galeria e florestas estacionais (OLIVEIRA FILHO e RATTER, 2002).
O Cerrado corresponde a um dos “hotpost” mundiais de biodiversidade, ao lado da Mata Atlântica, ou
seja, são regiões que concentram alta biodiversidade, e endemismo, porém seriamente ameaçadas em
consequência dos avançados níveis de degradação aos quais vêm sendo constantemente submetidas (MYERS et
al., 2000).
Devido a grande extensão algumas regiões de florestas no Brasil são pouco estudadas. Esses estudos
propiciam o conhecimento e a manutenção da biodiversidade, assim como para que se viabilize a exploração de
seus produtos, bens e ou serviços provenientes de forma planejada e racional, para garantir o fluxo contínuo
desses recursos (AUSTREGÉSILO et al., 2004).
Uma das ferramentas que auxiliam na elaboração de planos de manejo e de conservação das diferentes
tipologias florestais é o estudo da estrutura diamétrica e também da altimétrica de remanescentes de floresta,
principalmente os que sofreram intervenções. A estrutura de uma floresta, resumidamente, baseia-se na
distribuição de árvores e de suas dimensões em relação à unidade de área, resultado das características do seu
crescimento e dos fatores ambientais (MIGUEL et al., 2010).
O diâmetro e a altura são variáveis importantes no meio florestal, ambas estão relacionadas ao manejo
florestal. O entendimento da distribuição diamétrica e altimétrica auxilia, em diferentes proporções, no
planejamento florestal, visando à orientação das atividades do manejador a respeito do volume de madeira nas
diferentes idades da floresta.
Para conhecer a estrutura da vegetação de uma determinada área, é necessário realizar uma avaliação da
estrutura horizontal e vertical. De acordo com Borém e Ramos (2001), tanto a análise da estrutura horizontal
como da estrutura vertical permite avaliar o estágio de desenvolvimento da vegetação estudada, com base na
distribuição dos indivíduos nas diferentes classes de tamanho.
A análise da distribuição diamétrica permite avaliar em que faixa ou estágio se encontra a comunidade
estudada (FERREIRA et al., 1998). Segundo Santana (2002) a análise da distribuição de alturas pode fornecer
informações relativas a tendências de desenvolvimento da floresta.
Pelo exposto, o objetivo desse trabalho é analisar a estrutura diamétrica e altimétrica em duas áreas de
Cerrado, que sofreram intervenção antrópica, localizadas no município de Parnarama, Maranhão – Brasil.
MATERIAL E MÉTODOS
Área de estudo
O estudo foi desenvolvido em duas fazendas, Canabrava 1 (CB1) com 8.194,72 ha e Canabrava 2 com
área total de 1.577,67 ha, ambas localizadas no município de Parnarama, Maranhão, na região leste pertencente à
microrregião de Caxias, situado entre os municípios de Matões e Buriti Bravo, as coordenadas geográficas das
áreas são, respectivamente, 5°31'14.31"S 43°12'3.58"O e 5º35’9” S 43º21’ 47,8” O (Figura 1). A sua vegetação
pertence ao bioma Cerrado.
Figura 1: Localização das áreas de estudo em Parnarama, Maranhão, Brasil
Figure 1: Location of the study areas in Parnarama, Maranhão, Brazil
O clima predominante da região é do tipo As’ segundo a classificação de Köppen: tropical com estação
seca do inverno. As temperaturas médias mensais são maiores que 18 ºC com chuvas no verão (IBGE, 1992).
575
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Ambas as fazendas apresentam um nível de intervenção antrópica elevado, uma vez que estas áreas eram
utilizadas quase que em sua totalidade para a criação de gado. Atualmente, as áreas estão em diferentes estágios
de regeneração.
Coleta e análise dos dados
O processo amostral utilizado nesse estudo foi o aleatório utilizando o método de área fixa, sendo
instaladas 41 parcelas de 20 x 30 m (600 m²) sendo que na CB1 foram instaladas 24 parcelas e na CB2 apenas 17
parcelas.
Dentro das parcelas foram amostrados todos os indivíduos com CAP (circunferência a altura do peito) ≥
31,4 cm e as suas respectivas alturas com o auxílio de uma régua graduada, com módulos de 2 m. Para efeito da
mensuração, árvores com dois ou mais fustes abaixo do CAP foram consideradas um indivíduo cada fuste. Todas
as árvores amostradas foram identificadas a nível de espécie.
Para a análise da estrutura diamétrica e altimétrica foram traçados histogramas de frequência obervada,
para cada classe de diâmetro e altura com intervalos de 5 cm e 5 m, respectivamente, com auxílio de planilhas
EXCEL 2007.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Na CB1 foram mensurados 279 indivíduos pertencentes a 43 espécies distintas. O diâmetro mínimo e
máximo encontrado foi de 12,1 cm e 102,2 cm, respectivamente. Foi possível observar que cerca de 48 % dos
indivíduos amostrados apresentam diâmetros menores que 30 cm, 34 % apresentam diâmetros entre 30 cm e 60
cm e apenas 18 % apresentam diâmetros maiores que 60 cm.
Foram descritas 19 classes de diâmetros com intervalos de 5 cm cada. Na Figura 2 estão representadas
graficamente as frequências observadas para cada classe de diâmetro, onde pode-se observar que a distribuição
diamétrica dessa área apresentou uma configuração multimodal (vários pontos de máxima frequência), diferente
da forma geralmente encontrada em áreas de florestas nativas.
A primeira classe apresentou poucos indivíduos arbóreos o que caracteriza espécies com dificuldade de
regeneração ou que sofreram alguma intervenção. Esta intervenção pode ser devido à presença de gado no
passado que poderia ter se alimentado da regeneração natural. Já nas classes entre 30 e 55 cm a irregularidade
pode ser atribuída a uma perturbação antrópica, com corte, por exemplo, para a exploração madeireira dessas
árvores.
Segundo Weber (2011), nas florestas nativas, quatro são os fatores que podem levar a formação de
modas: distúrbios naturais, intervenção antrópica, características inerentes à espécie e eventos aleatórios em que
não se consegue determinar com precisão o motivo de suas ocorrências.
Figura 2. Distribuição diamétrica das árvores de duas áreas (CB1 e CB2) de Cerrado localizadas em Parnarama,
Maranhão – Brasil
Figure 2. Diameter distribution of trees in two areas (CB1 e CB2) of Cerrado located in Parnarama, Maranhão
– Brazil
576
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Para a área 2 (CB2) foram descritos 161 indivíduos arbóreos pertencentes a 32 espécies distintas, sendo
que o diâmetro mínimo e máximo encontrados foram de 12,7 e 124,1 cm, respectivamente. Nota-se que o
número de indivíduos foi menor que a CB1, mas a amplitude diamétrica foi maior.
Foram descritas 23 classes diamétricas, sendo que 14 % das árvores amostradas apresentam diâmetros
menores que 30 cm, 42 % apresentam de 30 a 60 cm e 44 % apresentam diâmetros maiores que 60 cm. A CB2
apresentou em sua distribuição diamétrica uma tendência à estrutura com configuração unimodal (Figura 2),
mostrando que as espécies dessa área estão também com dificuldade de regeneração e sofrendo intervenções, ao
longo do tempo, que interferem em seu desenvolvimento.
As distribuições altimétrica das duas áreas estão exemplificadas na Figura 3, onde a CB1 apresentou
distribuição unimodal, sendo que as alturas variaram de 5 a 26 m. Foi possível observar que 20,4 % dos
indivíduos amostrados possuem altura menor que 10 m, aproximadamente 60,9 % possuem altura entre 10 e 20
m e 18,6 % apresentam altura maior que 20 m. As alturas da CB2 variaram de 2,7 a 27 metros e sua distribuição
também mostra uma estrutura com tendência unimodal onde cerca de 6,2 % apresentam altura menor que 10 m,
35,4% com altura entre 10 e 20 m e 58, 4 % com alturas maiores que 20 m.
Figura 3. Distribuição das alturas das árvores em duas áreas (CB1 e CB2) de Cerrado localizadas na cidade de
Parnarama, Maranhão – Brasil.
Figure 3. Distribution of the heights of trees in two areas (CB1 e CB2) of Cerrado in Parnarama, Maranhão –
Brazil.
De uma forma geral a estrutura da CB1 se apresentou mais desenvolvida e semelhante a uma formação
florestal secundária do que a CB2. A primeira poderá atingir o padrão típico de florestas nativas (J-invertido)
antes da segunda área se sua regeneração natural se estabelecer e essa não sofrer mais intervenções
indiscriminadas ou mediante critérios de manejo. Segundo Scolforo (2006) a distribuição diamétrica em Jinvertido é característica de tipos florestais, onde a regeneração é contínua que é o caso da maioria das florestas
nativas de composição variada em espécie e idade.
Pela distribuição altimétrica, observa-se que as distribuições de alturas das áreas estudadas
caracterizam-se por um delineamento de padrão unimodal. Esse padrão, de acordo com Marimon et al. (2001) é
uma característica natural das estruturas vegetacionais do cerrado, principalmente com intervenções antrópicas.
Importante ressaltar que as áreas, mediante a diminuição das atividades antrópicas, tenderão a se
desenvolver de forma mais rápida recuperando seu padrão natural.
CONCLUSÃO
Com base nos resultados obtidos pode-se concluir que:
 Na CB1 a distribuição diamétrica apresentou padrão multimodal e a distribuição em altura
unimodal;
 Na CB2 tanto a distribuição diamétrica quanto a altimétrica apresentaram padrão unimodal;
 Pelas distribuições diamétricas e altimétricas analisadas nas duas áreas conclui-se que a CB1 se
encontra mais desenvolvida e semelhante estruturalmente a uma formação florestal secundária
577
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
do que a CB2, mas ambas as áreas, mediante a erradicação das atividades antrópicas, tenderão
a se desenvolver de forma mais rápida recuperando seu padrão natural.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
AUSTREGÉSILO, S. L.; FERREIRA, R. L. C.; SILVA, J. A. A.; SOUZA, A. L.; MEUNIER, I. M. J.;
SANTOS, E. S.; Comparação de métodos de prognose da estrutura diamétrica de uma floresta estacional
semidecidual secundária. Revista Árvore, Viçosa, v. 28, n. 2, p. 227-232, 2004.
BORÉM, R. A. T.; RAMOS, D.P. Estrutura fitossociológica da comunidade arbórea de uma topossequência
pouco alterada de uma área de Floresta Atlântica, no município de Silva Jardim – RJ. Revista Árvore, Viçosa,
v.25, n.1, p.131 - 140, 2001.
FERREIRA, R.L.C., SOUZA, A.L., JESUS, R.M. Dinâmica da estrutura de uma floresta secundária de
transição. Revista Árvore, Viçosa, v.22, n.3, p.331-344, 1998.
INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA (IBGE). Manual técnico da vegetação
brasileira. Rio de Janeiro, 1992. 94 p.
MARIMON, B.S.; FELFILI, J. M.; LIMA, E. S.; RODRIGUES, A. J. Distribuições de circunferências e alturas
em três porções da mata de galeria do Córrego Bacaba, Nova Xavantina-MT. Revista Árvore, v.25, n.3, p.335343. 2001.
MIGUEL, E.P.; MACHADO, S.A.; FILHO, A.F.; ARCE, J.E. Using the Weibull function for prognosis of yield
by diameter class in Eucalyptus urophylla stands. Cerne, Lavras, v.16, n.1, p. 94-104, 2010.
MYERS, N.; MITTERMEIER, R.A.; MITERMEIER, C.G.; FONSECA, G.A.; KENT, J. Biodiversity hotspots
for conservation priorities. Nature, v. 403, p. 853-858, 2000.
OLIVEIRA-FILHO, A.T.; RATTER, J.A. Vegetation physiognomies and woody flora of the Cerrado Biome. In:
OLIVEIRA, P. S.; MARQUIS, R. J. eds. The Cerrados of Brazil: Ecology and Natural History of a
Neotropical Savanna. New York, Columbia University. p.91-120, 2002.
SANTANA, C. A. A. Estrutura e florística de fragmentos de florestas secundárias de encosta no município
do Rio de Janeiro. 147 f. Dissertação (Mestrado em Ciências Ambientais). Universidade Federal Rural do Rio
de Janeiro. Rio de Janeiro, 2002.
SCOLFORO, J. R. S. Biometria Florestal: Modelos de crescimento e produção florestal. Lavras:
UFLA/FAEPE, 2006, 393 p.
WEBER, S.H. Desenvolvimento de uma função densidade de probabilidade multimodal aplicável à ciência
florestal. 132 f. Tese (Doutorado em Engenharia Florestal) - Universidade Federal do Paraná, Curitiba, 2011.
578
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
INVENTÁRIO FLORESTAL QUANTITATIVO EM PLANTIO DE Pinus
elliottii
Jordana Georgin1, Jean Brun Eloy2, Joane Maggioni3, Magda Lea Bolzan Zanon4
Resumo
O presente trabalho foi realizado em um plantio de Pinus elliottii Eng. var. elliottii localizado no município de
Ronda Alta, Região Norte do Estado do Rio Grande do Sul. Este teve como objetivo o levantamento de dados,
por meio de um inventário florestal, para gerar subsídios para a intervenção silvicultural, visando um aumento na
qualidade e quantidade da produtividade florestal. Para a realização do levantamento quantitativo de Pinus foram
instalados doze parcelas amostrais de 625 (m²) metro quadrado, distribuídos de forma aleatória em 2 áreas. Na
área 1 foi obtido um volume médio total de 318,0524 (m3/ha) metro cúbico por hectare, e um volume médio
comercial de 256,5693 m3/ha, já na área 2 obteve-se um volume médio total de 352,6891 m3/ha, e um volume
médio comercial de 281,0295 m3/ha.
Palavras-chave: Produtividade florestal; Parcelas amostrais; Levantamento de dados.
Abstract
QUANTITATIVE INVENTORY FOREST IN THE PLANTING PINUS ELLIOTTII.
This work was performed in a Pinus elliottii Eng. var. elliottii in the city of Ronda Alta, Northern Region of Rio
Grande do Sul This aimed to survey data, through a forest inventory to generate subsidies for silvicultural
intervention, aiming at an increase in quality and productivity quantity of forest. To perform the quantitative
survey of Pinus were installed twelve sample plots 625 (m²) square meters, divided randomly into two areas. 1
was obtained in the volume average total 318.0524 (m3/ha) cubic meter per hectare and an average volume
commercial 256.5693 m3/ha, in area 2 yielded a total average volume of 352 6891 m3/ha and an average volume
commercial 281.0295 m3/ha.
Keywords: Forest productivity; sample plots; levy data.
INTRODUÇÃO
A política brasileira de incentivos fiscais em 2003 proporcionou à implantação de cerca de 1,8 milhões
de hectares com espécies de Pinus, cuja distribuição está fortemente concentrada nos Estados de São Paulo,
Paraná, Santa Catarina e Rio Grande do Sul.
O objetivo inicial da produção madeireira destas florestas era abastecer o setor de papel e celulose.
Entretanto, com as reservas de florestas naturais se esgotando ou sendo incluídas em áreas de preservação,
aumentou-se a demanda de reflorestamentos para a produção de madeira serrada e de lâminas.
1
Autor(a): Acadêmico(a) do curso de Engenharia Florestal, UNIVERSIDADE FEDERAL DE SANTA MARIA /UFSM- Centro de
Educação Superior do Norte RS/CESNORS – Campi de Frederico Westphalen - [email protected]
2
Co-autor: Acadêmico do curso de Engenharia Florestal, UNIVERSIDADE FEDERAL DE SANTA MARIA /UFSM- Centro de Educação
Superior do Norte RS/CESNORS – Campi de Frederico Westphalen – [email protected]
3
Co-autores(a): Acadêmicos(a) do curso de Engenharia Florestal, UNIVERSIDADE FEDERAL DE SANTA MARIA /UFSM- Centro de
Educação Superior do Norte RS/CESNORS – Campi de Frederico Westphalen – [email protected]
4
Orientador (a), Engenheira Florestal, Dr. – Professor (a) Adjunta do Departamento de Engenharia Florestal da UNIVERSIDADE
FEDERAL DE SANTA MARIA /UFSM- Centro de Educação Superior do Norte RS/CESNORS – Campi de Frederico Westphalen [email protected]
579
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
A existência desta extensão de área plantada com Pinus, aliada à diversificação das possibilidades de
utilização da matéria prima, bem como às variações de preços de madeira e custos envolvidos na produção e
exploração, justificam o desenvolvimento de métodos de gerenciamento e planejamento florestais que
possibilitem a análise de informações, e tomados de decisão em função das condições de mercado ou da
demanda da empresa Uniplant.
Proveniente da América do Norte (EUA) Estados Unidos da América, o Pinus elliottii é uma espécie
muito plantada em toda a região sul. Grande produtora em quantidade de resina possui também boa qualidade de
seus produtos derivados (terebintina e breu). Além da goma resina, também é apreciada na serraria pelas
características de sua madeira, sendo hoje plantada para fins comerciais por indústrias da serraria, objetivando a
produção de chapas e compensados, de laminas, postes e móveis.
Para fábricas de celulose, a sua madeira de fibras longas oferece vantagens que são visadas na produção
de celulose e papel, principalmente papéis de embalagem. É mais indicada para a fabricação de celulose kraft, já
que as resinas podem até mesmo dar origem a um sub-produto ("tall oil" ou sabão de espuma).
Esta espécie apresenta muitas vantagens econômicas, também se sobressaindo em relação às espécies
nativas de nossa região, pelo rápido crescimento e alta tolerância ao frio e a solos de baixa fertilidade ou
degradados. Manejos adequados, incluído os de evitar sua disseminação como plantas invasoras deveriam ser
incentivadas, para gerar produtos finais em maior qualidade e quantidade, minimizando os impactos negativos ao
meio ambiente (FOELKEL, 2008).
Segundo Montagna et al. (1993), a madeira dessa conífera pode apresentar problemas quanto à
qualidade. Um defeito comum é a presença de nós que a depreciam, restringindo seu aproveitamento para fins
mais nobres e mais bem remunerados, isto é, para serraria e laminação. O nó diminui a maioria das propriedades
mecânicas em virtude de a madeira limpa ser substituída pelo nó, as fibras ao redor do nó por serem distorcidas
causam grã transversal e a descontinuidade das fibras leva a concentração de tensões, assim como,
freqüentemente, ocorrem fendas nos nós durante a secagem.
O inventário florestal é a base para o planejamento do uso dos recursos florestais, através dele é
possível à caracterização de uma determinada área e o conhecimento quantitativo e qualitativo das espécies que a
compõem.
Os objetivos do inventário são estabelecidos de acordo com a utilização da área, no caso das florestas
com fins madeireiros, o inventário florestal visa principalmente á determinação ou a estimativa de variáveis
como peso, área basal e volume.
Cunha (2004) afirma que inventários florestais são instrumentos básicos utilizados para avaliar
estatisticamente as reais potencialidades e capacidades produtivas dos recursos florestais de determinada área.
Afirmam também que são utilizados em vários tipos de levantamentos para fins de reconhecimentos, diagnóstico
e avaliações no campo florestal, como avaliações de estoque de madeira, estudos de viabilidade, planejamento e
preparação de talhões de exploração, e ainda análises pós-exploratórias.
Uma das técnicas usuais de inventário florestal é a amostragem aleatória simples, sendo que cada
amostra é selecionada aleatoriamente de uma população, considerando que cada indivíduo da população tem a
mesma chance ou probabilidade de ser escolhido (CUNHA, 2004).
Para Schneider (2008), um povoamento florestal conduzido em espaçamento reduzido estimula a
desrama natural, tendo como conseqüência o aumento da qualidade de madeira pela formação de madeira sem
nós. Entretanto este processo é lento. Na maioria das espécies, os galhos mortos permanecem por longo período
aderido ao tronco, fator desfavorável à qualidade do lenho dada a inclusão no tronco de grande parte da
ramificação lateral, vindo a formar os nós mortos, negros ou soltadiços.
Em virtude da região sul do Brasil, possuir fatores climáticos favoráveis ao crescimento de espécies
florestais, o Pinus vem sendo uma alternativa de geração de renda para os agricultores do município de Ronda
Alta. Cidade localizada a 300 (km) quilômetros da capital Porto Alegre tem como principal fonte de renda a
agricultura, sendo cada vez mais freqüente a existência de pequenas áreas de plantios efetivos de Gêneros de
espécies florestais tais como Pinus e Eucalipto. Na Figura a seguir a localização do município no Estado do Rio
Grande do Sul.
580
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Figura 1 – Localização de Ronda Alta ao extremo norte do Estado do Rio Grande do Sul.
Figure 1 - Location of Ronda Alta in the far north of Rio Grande do Sul.
As áreas que contem os plantios efetivos de Pinus elliottii estão localizadas na zona rural de Ronda Alta
com cerca de 17 anos, e com espaçamento médio de 2x2 (m) metro. Visando um melhor desenvolvimento dos
indivíduos locais, para assim se obter um maior volume de matéria prima futura, foi realizado um inventário
florestal nas duas áreas.
MATERIAL E MÉTODOS
O trabalho de pesquisa foi realizado em uma área de plantio Pinus elliottii localizado no interior do
município de Ronda Alta, sendo que a área 1, (Figura 2) encontra-se entre as coordenadas 27°46’47,99’’ de
Latitude Sul e 52°50’13,67’’ de Longitude Oeste, e a área 2 entre as coordenadas 27°55’30’’ (S) sul e
55°51’18’’ (W) oeste, na região Norte do Estado do Rio Grande do Sul.
O plantio de Pinus da área em estudo apresenta espaçamento adensado de 2x2 (m), e original de plantio
em algumas parcelas, porém também existem talhões que sofreram desbaste em linhas e entre linhas.
A Figura 2 apresenta uma imagem aérea real das áreas contendo o plantio de Pinus elliottii.
Figura 2 – Visão aérea das áreas contendo plantio de Pinus elliottii. fonte – google earth.
Figure 2 - Aerial view of areas containing Pinus elliottii. source - google earth.
581
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
A área selecionada para a realização do estudo faz parte do município de Ronda Alta, (RS) Rio Grande
do Sul. Com aproximadamente 6,7 hectares de plantio de Pinus elliottii, sendo que a área 1 é de 3,4 hectares e a
área 2 de 3,3 hectares, estas fazem divisa com áreas de plantio de grãos tais como; o milho e a soja podendo-se
observar alguns fragmentos de floresta nativa. Para a realização do levantamento quantitativo da espécie foram
instaladas doze parcelas de 625 m², dispostos aleatoriamente nas duas áreas.
Para o levantamento dos dados necessários para a realização das análises propostas no trabalho, isto é, a
coleta dos dados a campo, fez-se necessária a participação de dois colaboradores que percorreram toda a área
referente ás parcelas amostrais. Os dados levantados a campo foram os seguintes: circunferência das árvores
(cap) circunferência a altura do peito 1,30 m do solo e posteriormente transformada em (dap) diâmetro a altura
do peito 1,30 m do solo, (hc) altura comercial e (h) altura total de todos os indivíduos existentes na parcela.
Na realização do inventário florestal utilizou-se o processo de amostragem aleatória simples, pois alem
de ser a amostragem probabilística mais utilizada, dá exatidão e eficácia à amostragem, sendo também o
procedimento mais fácil a ser aplicado. É bastante preciso e apresenta todos os elementos da população com
probabilidade conhecida de serem escolhidos para fazer parte da amostra. O processo consiste em selecionar
uma amostra (n) unidade de amostra a partir de uma (N) unidade de população. Geralmente a seleção é feita sem
reposição e cada amostra é feita de unidade a unidade até que se atinja o número pré-determinado.
Foi utilizado o método de amostragem de área fixa um dos métodos mais antigos, neste a seleção das
árvores ocorre com probabilidade proporcional á área, pois todas as árvores que se situarem no interior de uma
unidade de amostra serão medidas. Sendo assim foram realizadas doze unidades amostrais quadradas com
tamanho de 25 x 25 m cada, resultando em parcelas com área de 625 m². Na unidade amostral foram mensurados
todos as cap dos Pinus existentes na parcela, com a utilização de fita métrica, e posteriormente transformada em
dap e altura de todos os indivíduos existentes na parcela, com o auxílio da prancheta dendrométrica e as medidas
anotadas nas fichas de campo. A primeira parcela foi instalada a 50 m da lateral, para minimizar a influência das
áreas adjacentes, as quais apresentam diferentes usos do solo.
Para efeito de cálculos volumétricos foram definidas as seguintes categorias: Volume comercial: porção
do fuste que represente a altura comercial, sendo que a metodologia utilizada para a altura comercial foi á
medição até a inserção do primeiro galho significativo. Volume de resíduo: porção acima da inserção do
primeiro galho, galhos, parte aproveitável para outras finalidades, como para energia. Volume total: corresponde
á porção desde a base do tronco ao ápice da árvore. O cálculo de volume foi realizado conforme Brena e Péllico
Netto e a partir da fórmula: v = g.h.f (onde: v = volume; g = área basal; h: altura; e f = fator de forma 0,50). O
fator de forma 0,50 é geralmente utilizado para a espécie de Pinus elliottii, devido á forma cônica do tronco.
Drescher et al. (2001) constataram no seu estudo, que árvores de Pinus elliottii, com diâmetros
inferiores a 5 (cm) centímetro, apresentaram fatores de forma maiores que 0,6, e diminuíram com o aumento do
diâmetro, até permanecerem aproximadamente constantes em 0,5 nos maiores diâmetros, comprovando, assim, a
tendência das árvores que com o tempo começam a incrementar em diâmetro, adquirindo uma forma mais
cilíndrica.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Resultados do inventário do Pinus elliottii (área 1)
A maior parte da área dos talhões apresenta espaçamento original de plantio de 2x2 m, mas em algumas
áreas nota-se que houve a ocorrência de desbaste entre linhas e em linhas. A desrama ocorreu de maneira natural,
ou seja, ao longo do tempo conforme fatores genéticos, fenômenos naturais e densidade do plantio, os galhos
acabaram secando e caindo naturalmente, não sendo muito eficiente em plantio de Pinus este tipo de desrama.
Foi estabelecido um limite de erro de 15 (%) por cento para á espécie exótica Pinus elliottii.
Para o inventário da área número 1 de 3,4 hectares, composto por Pinus elliottii de 17 anos de idade, o erro
relativo apresentou o valor de 11,35%, situando-se dentro dos 15% de limite de erro estabelecido. Conforme os
cálculos de suficiência amostral, constatou-se que na área 1, as 6 parcelas de 625 m² amostradas foram
suficientes para representar as variações existente no povoamento.
f  0,9375 < 0,98  população finita
t = (0,05;5)= 2,01505
E = (0,1 * 19,88) = 1,9882
n= 5,3435 ~ 6 unidades amostrais
A intensidade amostral foi considerada suficiente estabilizando em 6 amostras. As variações das parcelas
foram analisadas de maneira individual, ou seja: média, variância, desvio padrão e coeficiente de variação, de
582
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
modo que para estes parâmetros estatísticos foram encontrados os seguintes valores médios: 19,88207 (m³)
metro cúbico.0,0625 (ha-1)hectare, 47,55 m³.0,0625 ha-1, 6,89 m³.0,0625 ha-1 e 14,6 %, respectivamente.
Pôde-se observar a presença de uma quantidade de indivíduos com a copa danificada por fenômenos
naturais, como o vento, o que gerou uma maior variabilidade entre as parcelas levantadas, como por exemplo, a
diferença entre as parcelas 4 e 6, nas quais apresentaram uma diferença de 17,86 m³ de volume, contraste gerado
devido as árvores de tiveram suas copas retiradas pelo vento acabaram por apodrecer não sendo assim
consideradas na parcela. Contudo, procedeu-se com a análise estatística, dentre elas, a realização das estimativas
para o estoque volumétrico da área em questão.
A média volumétrica total (volume comercial e de resíduos) encontrada para o talhão foi de 318,0524
m³/ha, com intervalo de confiança variando entre 257,9415 (m³.ha -1) metro cúbico por hectare e 378,2847 m³.ha 1
, considerando uma probabilidade de confiança de 95%. A área 1 do povoamento apresentou em média 1460
árvores por hectare, área basal de 43,8594 (m²/ha) metro quadrado por hectare e volume comercial de 256,5693
m³/ha.
Também pode-se observar que o povoamento apresenta área basal de 43,8594 m²/ha a média
volumétrica total (volume comercial e de resíduos) encontrada para o talhão foi de 318,0524 m³/ha, com
intervalo de confiança variando entre 257,9415 m³.ha -1 e 378,2847 m³.ha-1 e volume comercial de 256,5693
m³/ha, considerando um intervalo de confiança de 95%.
O povoamento apresenta uma variabilidade significativa de diâmetro, devido ao fato de algumas áreas
terem sofrido desbastes tanto por linha como nas entre linhas, e outras não terem sofrido nenhuma interferência
silvicultural, sendo assim procedeu-se com a classificação destas para obter o número de árvores, somatório de
volumes e de área basal para as respectivas classes.
Analisando-se os dados obtidos por meio do inventário florestal realizado na área 1, podemos concluir
que a melhor intervenção a ser realizada é o desbaste seletivo, retirando as árvores com diâmetro inferior a 15
cm para assim não causar um grande impacto local visto que até 20 cm de diâmetro encontra-se a maior parte
dos indivíduos da área, bem como as árvores doentes, danificadas por fenômenos naturais, bifurcadas ou com
qualquer problema de sanidade para assim se obter a área basal desejada de aproximadamente 28 (m².ha -1) metro
quadrado por hectare.
Após a intervenção por desbaste será realizado nos indivíduos remanescentes uma desrama artificial
com o auxilio de facões até uma altura média de 7 m, com a finalidade de melhorar a qualidade da madeira,
gerando um material livre de nós, isto é, uma madeira limpa aumentando assim o seu valor no mercado
madeireiro, além de proporcionar um melhor desenvolvimento dos indivíduos.
Resultados do inventário do Pinus elliottii (área 2)
Para o inventário realizado na área número 2 com 3,3 hectares, composto por Pinus elliottii de 17 anos
de idade, o erro relativo apresentou o valor de 12,6%, situando-se dentro do limite de erro estabelecido.
Conforme os cálculos de suficiência amostral, constatou-se que na área 2, das 6 parcelas instaladas com área de
625 m² nos 3,3 hectares, 5 já eram suficientes para representar as variações existentes no povoamento, porem a
sexta parcela não foi descartada dos cálculos mantendo-a no inventário.
f  0,8863 < 0,98  população finita
t = (0,05;5)= 2,01505
E = (0,1 * 22,0431) = 2,204
n= 4,69 ~ 5 unidades amostrais
Foram analisadas: variância, desvio padrão e coeficiente de variação, de modo que para estes
parâmetros estatísticos foram encontrados os seguintes valores médios: 19,88207 m³. 0,0625 ha -1, 47,55 m². 0,06
ha-1, 6,89 m³.0,06 ha-1 e 14,6 %, além do erro padrão da estimativa, erro absoluto e erro relativo, para estes
foram encontrados dos seguintes valores médios: 1,38 m³. 0,0625 ha -1, 2,78 m³. 0,0625 ha-1 e 12,6 %
respectivamente.
O povoamento apresentou uma área basal de 48,4815 m²/ha a média volumétrica total (volume
comercial e de resíduos) encontrada para o talhão foi de 352,6891 m³/ha, com intervalo de confiança variando
entre 308,1157 m³.ha-1 e 397,2624 m³.ha-1 e volume comercial de 281,0259 m³/ha, considerando uma
probabilidade de erro de 5%. Considerando que o talhão possui uma área de 3,3 ha, o volume total de madeira
está entre 1016,78 e 1310,97 m³.ha-1.
Analisando-se os dados obtidos por meio do inventário florestal realizado na área 2, podemos concluir
que igual a área 1 a melhor intervenção a ser realizada é o desbaste seletivo, desbastando indivíduos com
diâmetro inferior a 15 cm, para assim não ser retirado um número muito alto o qual iria gerar um grande impacto
ao plantio, alem das árvores doentes, danificadas, bifurcadas ou com qualquer problema de sanidade para assim
583
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
se obter a área basal desejada de aproximadamente 28 m².ha -1 como visto na área 1. O número de árvores a
serem retiradas será de 429 árvores, que representa um peso de desbaste de 25,8%.
Após a intervenção por desbaste, será realizada nos indivíduos remanescentes uma desrama artificial,
sendo uma alternativa viável para a obtenção de madeira e produtos de alta qualidade visto que proporciona um
melhor desenvolvimento do individuo, alem de gerar um material livre de nós, para assim gerar um maior lucro
futuro visto que o produto será vendido para serrarias da própria região.
Este procedimento será realizado ao longo do fuste da árvore até uma altura aproximada de 7 m, feita
com o auxílio de facões.
CONCLUSÕES
Com a realização deste inventário florestal, estima-se que o volume médio de madeira estocada para a
área 1 de 3,4 hectares, foi de 318,0524 m³.ha -1 , porem o volume comercial é de 256,5693 m³.ha -1. O total de
número de indivíduos existente na área é de 1460, a qual possuiu uma altura média de 13,79 m e altura comercial
média de 11,65 m.
Pelo fato de existir uma grande heterogeneidade quanto ao espaçamento dos indivíduos presentes na
área 1, devido ao fato de algumas parcelas terem sofrido algum tipo de interferência silvicultural tanto em linha
como nas entre linhas, recomenda-se um tipo de desbaste seletivo objetivando assim realizar diferentes
intensidades de desbaste, aonde serão retirados um maior numero de indivíduos mais aglomerados e onde possuí
uma maior competição por espaço e nutrientes visando assim um melhor desenvolvimento dos mesmos, e nas
áreas que já possuem algum tipo de desbaste será feito somente a retirada dos indivíduos doentes, danificadas
por fenômenos naturais, bifurcadas ou com qualquer problema de sanidade.
Outra intervenção que será realizada no povoamento é a poda ou desrama artificial, dos indivíduos
remanescentes até uma altura média de 7 metros, visando á obtenção de madeira limpa e produtos de alta
qualidade, aumentando o seu valor no mercado madeireiro visto que este material visa abastecer as serrarias da
própria região.
Já para a área de 2 de 3,3 hectares pode-se estimar que o volume médio de madeira estocada foi de
352,6891 m³.ha-1 , porem o volume comercial foi de 281,0259 m³.ha -1. O total de número de indivíduos existente
na área é de 1664, a qual possuiu uma altura média de 13,7 m e uma altura comercial media de 10,73 m.
As interferências silviculturais que serão realizadas na área 2 serão idênticas as da área 1, visto que os
plantios entre as duas áreas possuem a mesma idade (17 anos), o mesmo espaçamento e sofreram as mesmas
interferências silviculturais ao longo destes anos, sendo assim apresentam praticamente os mesmos problemas de
manejo bem como as mesmas características de altura e diâmetros heterogênios, além de que, terão a mesma
finalidade, a qual trata-se de produzir madeira em grande volume e qualidade para abastecer a indústria
madeireira da região.
REFERÊNCIAS
CUNHA, U. S.; Dendrometria e Inventário Florestal. Série técnica: Escola Agrotécnica Federal de Manaus.
Manaus, 2004. 61p.
DRESCHER, R.; SCHNEIDER P. R.; FINGER, C. A. G.; QUEIROZ, F. L. C. Fator de forma artificial de Pinus
elliottii Engelm., para a região da serra do sudeste do estado do Rio Grande do Sul. Ciência Rural, Santa Maria,
v.31, n. 1, p. 37-42, jan/fev. 2001.
FOELKEL, C. Biorefinarias: quem necessita delas e para quê? X Congresso Florestal Estadual de Nova
Prata.
Apresentação
em
PowerPoint:
50
slides.
(2008)
Disponível
em:
<http://www.celsofoelkel.com.br/artigos/Palestras/Biorefinarias> Acesso em: 24, mai, 2012.
MONTAGNA, G. R; FEMANDES, S.P; ROCHA, T.F; FLORSHEIM, B.M.S; COUTO, H.T.Z. Influência da
desrama artificial sobre o crescimento e a densidade básica da madeira de Pinus elliottii var. elliottii. Série
Técnica IPEF, Piracicaba, v.9, n.27, p.35 – 46, Ago.1993.
SCHNEIDER, P. R. Introdução ao Manejo Florestal. Santa Maria: ED. UFSM, 2008. 566p.
584
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
MODELAGEM DA BIOMASSA INDIVIDUAL DE Merostachys skvortzovii
SEDULSKI
Felipe Scheibe Dallagnol1; Francelo Mognon2; Rodrigo Medeiros Ribeiro3; Alexandre Behling4; Ana
Paula Dalla Corte5; Carlos R. Sanquetta6.
Resumo
O bambu é uma planta sinônimo de sustentabilidade e tem sido utilizado para os mais diversos fins, sendo
importante opção para a produção de biomassa, devido a grande tendência para utilização para produção de
papel e energia. A espécie Merostachys skvortzovii Sendulski é conhecida como taquara que ocorre nos subbosque de florestas plantadas e nativas no sul do Brasil, sendo que possui ciclo entre uma floração e outra, de
aproximadamente 30 anos. O presente trabalho teve como objetivos a avaliação da correlação entre as variáveis
de fácil medição na espécie e a quantificação da biomassa seca total individual visando a modelagem matemática
para se obter o peso total seco. No mesmo contexto, buscou-se a relação das variáveis de fácil obtenção no
campo, em razão de estimativas para encontrar o valor de biomassa seca de forma indireta. A avaliação baseouse na separação dos compartimentos da biomassa sua pesagem e secagem, a modelagem foi realizada baseandose no peso total dos indivíduos, sendo testados dez modelos onde se relacionaram diferentes variáveis de fácil
obtenção para estimativa do peso seco. Neste trabalho foi observado que a biomassa acima do solo para esta
espécie corresponde a cerca de 90% da biomassa total, com relação a modelagem, os modelos simples foram os
mais eficazes.
Palavras chave: Bambu, Biomassa, Modelagem.
Abstract
INDIVIDUAL BIOMASS MODELING OF Merostachys skvortzovii SEDULSKI.
The bamboo is well known and has been used for several uses, it is a important choice for biomass production
due to the great tendency for paper production and energy. The species Merostachys skvortzovii is a baboo
species that dominates the understorey of native and planted forests of Paraná, which has a cycle between
flowering approximately 30 years. The present study aimed at evaluating the correlation between variables of
easy measurement and quantification of this species for the individual biomass seeking the mathematical model
to obtain the total dry weight. In the same context, was sought the relationship of the variables easy to obtain in
the field, because of estimates to find the value of dry biomass indirectly. The evaluation was based on the
separation compartments of the biomass being weighed and drying, modeling was performed based on the total
weight of the individuals being tested ten models related where different variables can be readily obtained for
estimating the dry weight. In this study it was observed that the above ground biomass for this species is about
90% of the total biomass, with respect to shaping, the simple models more effective.
Keywords: Bamboo, Biomass, Modeling.
INTRODUÇÃO
Pertencente à família Poaceae e subfamília Bambusoideae (SCURLOCK et al., 2000), o bambu tem
acompanhado o desenvolvimento humano desde o princípio do desenvolvimento tecnológico, fornecendo abrigo,
alimento, utensílios domésticos e outros artefatos. O bambu é uma planta conhecida e tem sido utilizada para os
1
Engenheiro Florestal, Mestre em Manejo Florestal na UFPR ([email protected])
Biólogo, Mestre e Doutorando em Manejo Florestal pela UFPR ([email protected]);
3
Graduando do curso de Engenharia Florestal da UFPR ([email protected]);
4
Engenheiro Florestal, Mestrando em Manejo Florestal na UFPR ([email protected]);
5
Engenheira Florestal, Doutora e Professora do Departamento de Ciências Florestais da UFPR ([email protected]);
6
Engenheiro Florestal, Doutor e Professor do Departamento de Ciências Florestais da UFPR ([email protected]).
2
585
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
mais diversos fins, principalmente nos países asiáticos (CASAGRANDE e UMEZAWA, 2004) sendo conhecida
como a planta dos mil usos. Outra característica relevante é a facilidade de utilização e a multiplicidade de
produtos provenientes de bambus, pois são importantes produtos florestais não madeiráveis, de agricultura de
subsistência e estão associados a diversas necessidades comerciais, econômicas, sociais e ambientais
(SCHWARZBACH, 2008). Leva pouco tempo para ser renovado, produzindo colmos assexuadamente durante
anos sem necessidade de replantio. (RIBAS, 2009). Os bambus, presentes em boa parte do planeta, constituintes
do ambiente florestal e da sucessão ecológica, ocupam na América Latina uma área estimada em 11 milhões de
hectares (SANTOS, 2008).
Segundo Pereira (2001), o bambu é pouco exigente com relação ao solo e ao clima. Desenvolve-se
melhor em solo arenoso e leve, de boa drenagem, profundo e de nível médio de fertilidade. São encontrados
desde o nível do mar até elevações alpinas. Distribuem-se naturalmente dos trópicos às regiões temperadas com
maior ocorrência nas zonas quentes e com chuvas abundantes das regiões tropicais e sub-tropicais da Ásia,
África e América do sul.
O mesmo autor ainda cita que bambus nativos brotam em todos os continentes, exceto na Europa,
sendo que 62% das espécies são nativas da Ásia, 34% das Américas e 4 % da África e Oceania. Possuindo cerca
de 50 gêneros e 1250 espécies são vários os tipos de bambu, existindo desde espécies pequenas, com até um
metro de comprimento, até espécies gigantes que chegam a atingir cerca de 35 metros.
Ribas (2009) afirma que de um ponto de vista agrícola, a cultura do bambu é economicamente
compensadora, por ser perene e produzir colmos assexuadamente, ano após ano, sem necessidade de replantio e
com grande rendimento anual por unidade de área. O emprego do bambu apresenta, em comparação com a
madeira, uma série de vantagens, seu rápido crescimento, baixo custo e diversidade na utilização pode em muitos
casos substituir a utilização de madeiras nativas. O bambu pode ser considerado a madeira do século XXI. Por
ser altamente renovável e com diversas possibilidades de utilização sustentável vem ganhando espaço no cenário
ambientalmente correto, assim no Brasil.
O bambu é uma planta de grande utilidade industrial, sendo importante opção para a produção de
biomassa, particularmente para o Brasil, país que intensamente utiliza essa espécie para produção de papel e
energia (BRITTO et al., 1997), o papel feito com fibras de bambu tem a mesma qualidade que o papel feito com
as fibras de madeira, oferecendo seis vezes mais celulose que o pinheiro. O Brasil é o único país das Américas a
ter uma indústria de papel de bambu, com uma grande plantação (aproximadamente 40 mil ha de Bambusa
vulgaris) no Estado do Maranhão. (RIBAS, 2009).
Segundo Rodriguez (2005), aproximadamente 55 espécies de bambus ocorrem de forma natural nas
Américas Central e do Sul, sendo a espécie Merostachys skvortzovii nativa do sul do Brasil. É uma espécie que
domina o sub-bosque de florestas plantadas e nativas do Meio-Oeste do Estado do Paraná, sendo que possui um
ciclo entre uma floração e outra, de aproximadamente 30 anos. Após sua floração e produção de sementes, a
taquara seca, torna-se um substrato altamente inflamável, que em caso de combustão é capaz de gerar incêndios
horizontais e verticais de grandes proporções (SANTOS, 2008).
De forma à reiterar a necessidade de informação concernente sobre a planta em questão e em razão de
todas suas utilidades, o presente trabalho teve como objetivos a avaliação da correlação entre as variáveis de
fácil medição na espécie e a quantificação da biomassa seca total individual. No mesmo contexto, buscou-se a
relação das variáveis de fácil obtenção no campo, em razão de estimativas para encontrar o valor de biomassa
seca de forma indireta.
MATERIAL E MÉTODOS
A área estabelecida para o estudo está situada no município de General Carneiro – PR, onde se
encontra fragmentos de Floresta Ombrófila Mista (FOM) associados com a espécie Merostachys skvortzovii,
(figura 1).
586
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Figura 1: localização do município de General Carneiro no Estado do Paraná
Figure 1: Site location in General Carneiro, Paraná - Brazil.
Neste estudo foi avaliada a biomassa da espécie do gênero Merostachys, M. skvortzovii da qual foram
tomados vinte indivíduos, que foram abatidos e pesados empregando-se o método destrutivo, destas 20 amostras
de cada compartimento foram coletadas, também foram efetuadas medidas diretas de diâmetro a altura do peito
(dap) e diâmetro do colo (dcolo). Posteriormente, abateram-se os indivíduos para a determinação da altura total
(ht). Para quantificação da biomassa vegetal, utilizou-se a metodologia sugerida por Sanquetta e Balbinot (2004),
desenvolvida para determinação de biomassa florestal, adaptando-a para a análise em diferentes compartimentos
desta espécie, ou seja, compartimentos de biomassa verde: rizoma, folhas ou folhagem, galhos (verdes ou secos)
e colmo (superior e inferior).
De cada compartimento, foram retiradas para determinações de laboratório amostras com cerca de 500
gramas de biomassa verde. Para a pesagem da biomassa dos rizomas foi necessário abrir uma trincheira para
circundar a planta e possibilitar a retirada da mesma, evitando-se perdas de material radicial no processo de
escavação. Todas as amostras foram acondicionadas em sacos de papel, identificadas e trazidas para o
laboratório de Inventário Florestal da Universidade Federal do Paraná, para posterior secagem em estufa (70°C),
até atingir peso constante, visando à obtenção da biomassa seca.
Análises de correlação e ajuste de equações alométricas
Inicialmente, após os dados terem sido passados para planilhas eletrônicas, onde foram realizadas as
análises estatísticas básicas como médias, variâncias e desvios padrão, além da dispersão gráfica dos dados de
dap, ht, dcolo e o peso seco de todos os compartimentos do bambu, foram realizadas as análises de correlação
entre as variáveis propostas para a medição nas plantas abatidas.
Em um segundo momento, foi eleita como de importante relevância a estimativa da variável Biomassa
Seca, em função dos objetivos deste trabalho, a partir de um calculo que poderia ser realizado indiretamente por
meio de modelos matemáticos posteriormente ajustados para o caso em questão. As variáveis que entraram nesse
cálculo de estimativa da biomassa seca também foram: dap, ht, dcolo.
Os 10 modelos matemáticos que foram testados para a estimativa da biomassa seca são descritos na
Tabela 1.
587
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Tabela1: Modelos testados para a estimativa da biomassa seca total (ps) de Merostachys skvortzovii.
Table 1: Mathematical models to estimate the total dry biomass (ps) of Merostachys skvortzovii.
Nº
Modelo
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
Logo após iniciado o tratamento dos dados para os ajustes dos modelos matemáticos, foi observada
uma tendência não interessante para com os valores de importância estatística. Assim, dois valores (o maior e o
menor valor de biomassa seca) foram retirados da análise, pelo fato de serem discrepantes dos demais valores e
tornar o ajuste menos eficiente.
Segundo metodologia definida por Thiersch (1997) citado por Hess e Sheneider (2010), foi realizada a
avaliação de desempenho dos ajustes das equações pelas estatísticas: coeficiente de determinação ajustado
(R²aj.ust), erro padrão da estimativa (Syx), Coeficiente de variação (CV%) e Fator F calculado. Em suma, a partir
dessas estatísticas foram definidos valores ou pesos para cada um desses padrões estatísticos dentro de cada
equação, de acordo com sua eficiência dada pelos indicadores estatísticos. Iniciando em peso 1 a melhor equação
e seguindo em ordem crescente para a pior. Logo, cada equação obteve um valor ponderado final (partindo da
soma do peso para cada variável estatística), onde a melhor foi eleita por possuir o menor valor entre todas as
outras. O valor ponderado de uma equação é obtido pela multiplicação do número de vezes quantificado para
cada colocação pelo seu respectivo peso, sendo expressa por:
(1)
Sendo: Pi = peso da iésima colocação; Nri = número de registros que obtiveram a iésima colocação;
VP = valor ponderado da equação. A equação selecionada foi a que apresentou o menor valor ponderado
dos escores estatísticos determinados conforme Thiersch (1997) citado por Hess & Sheneider (2010).
RESULTADOS E DISCUSSÃO
A alocação de biomassa em M. skvortzovii esta majoritariamente localizada no colmo desta espécie,
principalmente no colmo inferior que corresponde em média a 50,48% da biomassa total da espécie que
juntamente com o colmo superior é responsável por 62,62% em média da biomassa desta espécie, na Figura 2
são apresentadas as porcentagens dos pesos secos obtidos por compartimento analisado. Um dos fatos
importantes de se destacar é de que os pesos secos encontrados para a biomassa dos indivíduos avaliados
encontram-se entre 0,61 e 1,45 kg no total. Também é valido destacar que dos indivíduos avaliados em média
90,08% da biomassa encontra-se acima do solo.
588
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Figura 2: constituição do peso médio da biomassa seca de M. skvortzovii
Figure 2: Weight constitution of M. skvortzovii
Em razão das variáveis descritivas de medição direta no campo utilizadas durante todo o trabalho, a
Tabela 2 apresenta de forma resumida os resultados. Sendo elas: dap, altura total , diâmetro do colo, foram
qualificadas a partir de padrões estatísticos usuais como desvio padrão, variância e média.
Tabela 2: Estatísticas descritivas para dap, dcolo e ht para M. skvortzovii.
Table 2: Descriptive statistics of dbh (dap), dcolo, ht for M. skvortzovii.
Estatística
Mínimo
Máximo
Média
dap (cm)
ht (m)
dcolo (cm)
2,87
4,3
3,62
7,1
10,8
8,49
2,97
4,46
3,84
0,41
0,16
1,02
1,04
0,41
0,16
Desvio padrão
Variância
A partir das correlações entre as três variáveis escolhidas, foi obtida uma alta relação entre o dap e o
dcolo, seguida de uma relação média entre a ht e o dap. Por fim, diâmetro do colo não segue um padrão muito
relacionado aos valores em altura. Esses valores podem ser apoiados pela biologia de crescimento do bambu,
onde o diâmetro inferior do mesmo pode possuir variações devido as transições dos tecidos.
Os ajustes dos modelos foram realizados na planilha de cálculos Microsoft Excel e os resultados estão
apresentados na Tabela 3.
Tabela 3: resultado dos ajustes dos modelos selecionados e seus respectivos parâmetros estatísticos de ajuste
para a biomassa individual de M. skvortzovii.
Table 3: Results of selected models and their statistical parameters for individual biomass of M. skvortzovii.
Coeficientes
Indicadores
Modelo
b0
b1
b2
b3
R² aj.
Syx
CV%
F
1
-0,284
0,215
-
-
0,538
0,199
14,251
20,766
2
-0,260
0,497
-
-
0,437
0,219
12,998
14,181
3
0,656
0,007
-
-
0,577
0,190
14,710
24,180
4
0,756
0,007
-
-
0,621
0,180
15,214
28,909
5
-0,908
0,307
0,157
-
0,664
0,169
15,909
17,824
6
0,451
0,203
-0,067
15,823
10,700
-1,179
1,243
-
0,011 0,631
0,475
0,177
7
8
-2,138
0,543
-
9
-2,605
0,307
-0,583
10
-0,554
0,396
-
0,143
33,943
16,403
0,658
0,115
39,295
33,757
0,874 0,659
0,455
0,115
40,459
11,954
0,146
33,302
15,206
-
589
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Em que: b0, b1, b2, b3 representam os coeficientes ajustados; R²aj. equivale ao coeficiente de
determinação ajustado; Syx equivale ao erro padrão da estimativa; CV% refere-se ao coeficiente de variação em
porcentagem; F informa o valor de significância na análise de variância.
O modelo 5, foi o que se destacou com relação ao coeficiente de determinação ajustado (0,664) pois
apresenta valores próximos a unidade, indicando um boa correlação entre o modelo ajustado e os dados
utilizados para o ajuste. Uma relação boa comparada entre os outros modelos para o erro padrão foi observada no
modelo 9 sendo que seu valor comparado com os demais modelos foi baixo entretanto foi o modelo 2 que
apresentou os menores valores para o coeficiente de variação, o modelo 8 pelo teste de F, apresenta ser o modelo
que representa melhor estatisticamente as variações entre a biomassa de M. skvortzovii, entre as variações de
resultado é valido destacar a metodologia utilizada nesse estudo e empregada para melhor selecionar o modelo
que representa este conjunto de dados, para tal o ranking dos indicadores presente na Tabela 4, foi de
fundamental importância para estabelecer um critério igual entre os modelos com a indicação do melhor.
Tabela 4: Ranking das equações segundo a metodologia definida por Thiersch (1997) e indicação do melhor
modelo para a estimativa da biomassa individual de M. skvortzovii.
Table 4: Ranking of equations according to the methodology defined by Thiersch (1997) and indicate the best
model for estimating the biomass of individual M. skvortzovii.
Modelo
Ranking dos Indicadores
Valor ponderado
R² aj.
Syx
CV%
F
1
7
9
2
4
22
2
10
10
1
8
29
3
6
8
3
3
20
4
5
7
4
2
18
5
1
5
6
5
17
6
4
6
5
10
25
7
8
3
8
6
25
8
3
2
9
1
15
9
2
1
10
9
22
10
9
4
7
7
27
O modelo que melhor representou o conjunto de dados foi o modelo 8, pois de acordo com a
metodologia apontada por Thiersch (1997), em que leva em consideração o valor ponderado entre os indicadores
estatísticos, o menor valor é o que corresponde ao melhor modelo, ou seja, aquele que melhor representa o
conjunto de dados analisado. Portanto para a estimativa da biomassa de M. skvortzovii a equação
pode ser utilizado respeitando os parâmetros apontados para a estimativa da
biomassa total, podendo ser empregados as porcentagens médias de biomassa para a estimativa do peso seco
entre os compartimentos igualmente analisados, ou seja, colmo (inferior e superior), folhas, rizoma, galhos
(vivos e secos).
CONCLUSÕES
A alocação de biomassa nos indivíduos da espécie em questão foi majoritariamente nos colmos, com
detecção de algumas diferenças interespecíficas. A biomassa acima do solo representou pelo menos 90% da
biomassa total dos bambus estudados.
A biomassa seca individual se correlaciona fortemente com variáveis biométricas da espécie em
questão, como dap, altura e diâmetro de colo, sendo que a primeira é de mais fácil medição e tem alto poder
preditivo da biomassa seca individual total.
Modelos simples, levando apenas em consideração o dap e a altura total como variáveis
independentes, se ajustam bem para expressar a biomassa seca individual total como variável dependente. Podese empregar apenas o dap em tais modelos, sem prejuízos à qualidade das estimativas.
590
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
REFERÊNCIAS
BRITTO, J. O.; TOMAZELLO FILHO, M.; SALGADO, A. L. B. Produção e caracterização do carvão vegetal
de espécies e variedades de bambu. Instituto de Pesquisas Florestais – IPEF, Piracicaba, n. 36, p. 13-17, 1997.
CASAGRANDE, E.F; UMEZAWA H. A. Projeto Bambu- Sequestro de carbono, tecnologia social e
sustentabilidade (IDS, Cefet, Ecoplan, UFPR) In: Sanquetta et al.,. Fixação de Carbono: Atualidades, Projetos e
Pesquisas. Curitiba, Brasil, 2004.
PEREIRA, M. A. dos R. Bambu espécies, características e aplicações [Apostila]. FEB-UNESP, Bauru, 2001.
58 p.
RIBAS, R.P. Bambu: Planta de Grande Potencial no Desenvolvimento Sustentável. Disponível em: <
http://www3.mg.senac.br/NR/rdonlyres/ebct4snas56ztfg4uufDAPm2vk7fmedw5tdeoexhuj2k5v77xsp7xt6xu7gla
xgju6xxmoub3ihqbl/Rodrigo%2BPinheiro%2BRibas%25 2e8.pdf>. Acesso em: Jun. 2011
RODRÍGUEZ, G. R. C. Los bambúes nativos de México. México: Laboratório de Botânica, Instituto
Tecnológico de Chetumal, 2005.
SANQUETTA, C. R.; BALBINOT, R. Metodologias para determinação de biomassa florestal. In:
SANQUETTA C. R. et al., Fixação de Carbono: Atualidades, Projetos e Pesquisas. Curitiba: editado pelos
autores, p.77 – 93, 2004.
SANTOS, K. Impacto do Controle Mecânico de Taquaras (BAMBUSOIDEAE) sobre a Regeneração de
uma Área de Floresta Ombrófila Mista. 127 f. Dissertação (Mestrado em Engenharia Florestal) - Universidade
Federal do Paraná, 2008.
SCHWARZBACH, L. L. C.; Bambus e taquaras: avaliação e perspectivas de uso sustentável, Dissertação
(Mestrado em Engenharia Florestal), Universidades Federal do Paraná, Curitiba. 60 p. 2008.
SCURLOCK, J.M.O., DAYTONB, D.C.; HAMESB, B.; Bamboo: an overlooked biomass resource? Biomass
and Bioenergy n. º 19, p. 229-244, 2000.
HESS, A.F; SCHNEIDER, P.R. Crescimento em volume de Araucaria angustifolia (bertol.) kuntze em três
regiões do Rio Grande do Sul, Brasil. Ciência Florestal, Vol. 20, Núm. 1, Janeiro - março, 2010, pp. 107-122
Universidade Federal de Santa Maria.
591
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
PROJEÇÃO DA ESTRUTURA DIAMÉTRICA DA ESPÉCIE Araucaria
angustifolia (Bertol.) Kuntze EM FRAGMENTO DE FLORESTA
OMBRÓFILA MISTA NO SUL DO BRASIL
Francisco de Souza Weber7; Solon Jonas Longhi8; Gerson dos Santos Lisboa9; Thiago Floriani Stepka10;
Gustavo Martins Uberti11; Lucas Donato Toso12
Resumo
O presente estudo teve por finalidade projetar a estrutura diamétrica da espécie Araucaria angustifolia (Bertol.)
Kuntze através do modelo de simulação da matriz de transição a fim de comparar os resultados obtidos para os
anos de 2006 e 2009 com sua estrutura real. Foram utilizados 10 conglomerados com área de um ha cada,
instaladas no ano de 2000 e medidas anualmente até 2009. Foram selecionados todos os indivíduos com CAP ≥
30 cm. A análise foi realizada em quatro medições utilizando classes de DAP com 10 cm de amplitude. Partindo
dos dados de 2000 e 2003 projetou-se a estrutura para o ano de 2006 e com os dados de 2003 e 2006, projetou-se
a estrutura para o ano de 2009. Utilizou-se o teste de aderência de Kolmogorov-Smirnov para avaliar se há
diferença significativa entre as frequências observadas e estimadas. O emprego do método de matriz de transição
apresentou resultados satisfatórios na projeção da estrutura diamétrica da Araucária para os anos 2006 e 2009,
onde os valores estimados se mostraram próximos aos valores reais observados. Ambas as projeções
apresentaram estimativas aderentes às observações reais segundo o teste de Kolmogorov-Smirnov.
Abstract
PROJECTION DIAMETER STRUCTURE SPECIES Araucaria angustifolia (Bertol.) Kuntze IN FRAGMENT
BETWEEN MIXED OMBROPHYLOUS FOREST IN SOUTHERN BRAZIL
The present study aimed at designing the diameter structure of the species Araucaria angustifolia (Bertol.)
Kuntze through the simulation model of the transition matrix in order to compare the results obtained for the
years 2006 and 2009 with its real structure. We used 10 permanent parcels with an area of 1 ha each, installed in
2000 and measures annually until 2009. We selected all patients with CBH ≥ 30 cm. The analysis was performed
in four classes of measurements using DAP 10 cm wide. Based on data from 2000 and 2003 designed the
structure for the year 2006 and with data from 2003 and 2006, designed the structure for the year 2009. We used
the adhesion test of Kolmogorov-Smirnov test to assess whether there are significant differences between the
observed and estimated frequencies. The use of transition matrix method showed good results in the projection
of the diameter structure of Araucaria for the years 2006 and 2009, where the estimated values are shown next to
the actual values observed. Both projections were estimates adhering to the actual observations according to the
Kolmogorov-Smirnov test.
INTRODUÇÃO
No Estado do Rio Grande do Sul, as florestas atualmente encontram-se alteradas pela exploração
madeireira no passado, em estágio secundário de desenvolvimento, as quais ainda podem ser bastante produtivas
1
Acadêmico do Curso de Engenharia Florestal pela Universidade Federal de Santa Maria (UFSM). E-mail:
[email protected];
2
Professor Titular Dr. do Departamento de Ciências Florestais na Universidade Federal de Santa Maria (UFSM). E-mail:
[email protected].
9
Mestre em Engenharia Florestal pela Universidade do Centro Oeste (UNICENTRO), Doutorando pelo Programa de Pós-Graduação em
Engenharia Florestal da Universidade Federal de Santa Maria (UFSM). E-mail: [email protected]
10
Doutor em Engenharia Florestal pela Universidade Federal do Paraná (UFPR). E-mail: [email protected]
11
Acadêmico do Curso de Engenharia Florestal pela Universidade Federal de Santa Maria (UFSM). E-mail: [email protected]
12
Acadêmico do Curso de Engenharia Florestal pela Universidade Federal de Santa Maria (UFSM). E-mail: [email protected]
592
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
e, geralmente, contêm espécies de rápido crescimento, com madeiras de boa qualidade, bem aceitas no mercado
local madeireiro, além de poderem oferecer produtos não madeireiros como frutos, plantas medicinais e
ornamentais (LONGHI, 2011).
A Floresta Ombrófila Mista ou Floresta com Araucária é uma das formações florestais típicas da região
do planalto sul-brasileiro, ocupando regiões situadas acima de 500 metros de altitude nos estado do Paraná,
Santa Catarina e Rio Grande do Sul (FORMENTO et al., 2004). Essa formação florestal não foi respeitada ao
longo do processo de colonização do sul do Brasil, sofrendo uma redução drástica de sua ocorrência, restando
apenas mosaico em distintas fases de desenvolvimento (LONGHI et al., 2011). No estado do Rio Grande do Sul,
a Floresta Ombrófila Mista ocupa uma área de 919.565 hectares, correspondentes a 3,25 % da superfície do
estado e 18,64% do total de área coberta com florestas naturais (RIO GRANDE DO SUL, 2001).
Segundo Narvaes et al. (2005), a Floresta Ombrófila Mista constitui um ecossistema regional complexo
e variável, com algumas espécies endêmicas, com a característica única de abrigar a conífera mais expressiva da
vegetação brasileira, a Araucaria angustifolia.
A Araucária é a espécie mais importante que caracteriza a Floresta Ombrófila Mista, por apresentar um
caráter dominante na vegetação, representando uma grande porcentagem dos indivíduos do estrato superior e
ocorrendo como espécie emergente, alcançando grandes alturas e diâmetros (LONGHI, 1980; LEITE & KLEIN,
1990; NASCIMENTO et al., 2001). Apresenta regeneração natural escassa na floresta onde vive. Como não
tolera sombra, o crescimento se mostra lentíssimo e as plantas que se estabelecem são raquíticas. Por outro lado,
frequentemente coloniza os campos, oferecendo condições adequadas para outras diversas espécies se
estabelecerem sob seu domínio, permanecendo nessas formações como emergente até que se complete seu ciclo
vital, desaparecendo em vista da ausência de regeneração no ambiente sóbrio da floresta, cedendo lugar a
comunidades latifoliadas (RIZZINI, 1971; SOARES, 1975). Sanqueta & Mattei (2002) complementam que, a
alta taxa de mortalidade da Araucária no dossel de florestas antigas, combinada com a baixa regeneração no subdossel, traz incertezas no processo regenerativo da espécie.
Para a efetiva preservação das principais espécies presentes da Floresta Ombrófila Mista, não basta
apenas o enrijecimento das leis ambientais, mas também gerar conhecimento acerca da estrutura dos
remanescentes dessas formações florestais, auxiliando assim, a elaboração de novas técnicas de manejo que
permitam conservar e utilizar racionalmente esses recursos (SCHAAF et al., 2006).
Existem variados métodos para a predição da estrutura diamétrica de uma floresta. Pulz et al. (1999)
utilizaram o método de matriz de transição para realizar a projeção de uma floresta inequiâneas, a partir de três
períodos de medições, localizada na Reserva Florestal da Universidade Federal de Lavras (UFLA), município de
Lavras, MG. Foi testada a acuracidade do método de matriz de transição comparando-o com o método da razão
de movimentação e o método de Wahlenberg, detectando que o método de matriz de transição e razão de
movimentação são eficientes para a projeção da estrutura diamétrica de uma comunidade florestal, porém, não
são recomendados para projeções para um período superior a 20 anos.
Austregésilo et al. (2004) avaliaram a acuracidade da predição da distribuição diamétrica de uma
floresta estacional semidecidual secundária sem intervenção, nos municípios de Rio Vermelho e Serra Azul de
Minas, MG. As medições ocorreram entre 1986 a 1996 sendo medidas de dois em dois anos. Compararam-se os
métodos da razão de movimentação, de Wahlenberg e da matriz de transição para a prognose da estrutura
diamétrica por meio de métodos de predição. O método da matriz de transição, como os demais métodos foram
eficientes para a prognose do número médio de árvores, mas não foi eficiente para distribuição diamétrica da
floresta como um todo.
Stepka (2008) avaliou a dinâmica do incremento em diâmetro e em área basal, do ingresso e da
mortalidade da floresta Ombrofila Mista na Flona de Irati, PR, no período entre os anos de 2002 e 2008,
realizando a prognose da distribuição diamétrica por meio de matriz de transição e razão de movimentação, a fim
de projetar a distribuição diamétrica e comparar os valores estimados para 2008 com valores observados na
medição das parcelas permanentes. As projeções para o ano de 2008 realizadas se mostraram estatisticamente
aderentes à estrutura diamétrica observada.
O uso da matriz de transição pode ser um valioso instrumento ao manejador florestal, pois tal modelo
pode produzir simulações satisfatórias da distribuição diamétrica, além de apresentar a possibilidade de
desenvolvimento com apenas duas medições consecutivas (SANQUETA et al., 1996, STEPKA et al., 2010).
Além disso, tal modelo pode apresentar simulações satisfatórias da estrutura diamétrica de florestas inequiâneas,
apresentando estimativas precisas e constituindo-se assim, como uma ferramenta de grande valia para buscas de
soluções referentes ao manejo e preservação de remanescentes florestais.
Devido à importância ecológica e econômica da espécie Araucaria angustifolia em remanescentes de
Floresta Ombrófila Mista no estado do Rio Grande do Sul, o presente estudo teve por finalidade aplicar o
modelo de simulação com base na matriz de transição, a fim de projetar a estrutura diamétrica da espécie e
comparar os resultados obtidos com sua estrutura real.
593
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
MATERIAL E MÉTODOS
Caracterização da área de estudo
O presente estudo foi conduzido na Floresta Nacional de São Francisco de Paula, administrada pelo
Instituto Chico Mendes de Conservação da Biodiversidade (ICMBio). Está localizada no Rincão dos Kröeff,
interior do município de São Francisco de Paula, na região dos Campos de Cima da Serra, nordeste do estado do
Rio Grande do Sul. Localiza-se entre as coordenadas 29°23’ e 29°27’ de latitude sul e 50°23’ e 50°25’ de
longitude oeste, com altitude média de 930 m. Segundo Kanieski (2010), a área possui um total de 1.606,69 ha,
dos quais 901,9 ha são ocupados por floresta nativa, aproximadamente 600 ha por florestas plantadas e o restante
por áreas como campos, lagoas e infra-estrutura.
Conforme a classificação climática de Köppen, o clima da região é do tipo Cfb, correspondendo ao
Mesotérmico Úmido ou Superúmido, com verões brandos registrando-se a ocorrência de geadas e nevoeiros
(MORENO, 1961; BRASIL, 1973; BRASIL, 1986). As precipitações pluviométricas são bem distribuídas
durante o ano não havendo déficit hídrico expressivo em nenhuma época do ano. Apresentam médias variando
entre 1.500 e 1.700 mm, podendo atingir valores de até 2.500 mm em algumas sub-regiões (BRASIL, 1986;
BECKER, 2008; BOLDRINI et al., 2009).
Conforme Horbach et al. (1986), predominam as rochas efusivas da formação Serra Geral, originados a
partir de derrames sucessivos de lavas ocorridos principalmente entre 120 e 135 milhões de anos no período
Juro-Cretácio. Nas imediações do município de São Francisco de Paula, predominam rochas de caráter mais
ácido dessa formação, tais como dacitos e riodacitos felsíticos, riolitos felsíticos, basaltos pórfiros e fenobasaltos
vítreos. Boldrini et al. (2009) afirmam que essas rochas apresentam maior resistência ao intemperismo devido a
maior concentração de sílica, ocorrendo geralmente em relevo tabular cuja continuidade é interrompida apenas
junto ao leito dos rios que circundam o Planalto dos Campos Gerais. De acordo com Streck et al. (2002), o
relevo do local varia de suave ondulado a forte ondulado.
Os solos encontrados na Floresta Nacional de São Francisco de Paula são dos tipos Cambissolo Húmico
Alumínico, Chernossolo Argilúvico Férrico e Neossolo Litólico Eutrófico (EMBRAPA, 1999; STRECK et al.,
2002; KANIESKI, 2010).
METODOLOGIA DE AMOSTRAGEM
Utilizou-se a estrutura amostral do Projeto Ecológico de Longa Duração – PELD/CNPq – Conservação
e Manejo Sustentável de Ecossistemas Florestais, composta por 10 conglomerados de dimensões 100 x 100
metros, totalizando dez hectares. Cada conglomerado é formado por 100 unidades amostrais de dimensões 10 x
10 metros.
Todas as árvores com circunferência à altura do peito (CAP) maior ou igual a 30 cm foram mensuradas
e numeradas. Medições anuais foram realizadas no período de 2000 a 2009, tendo sido computadas as árvores
que ingressaram e que morreram entre as remedições.
Todos os indivíduos foram identificados em níveis de família, gênero e espécie. Para espécies não
identificadas em campo, foram coletados materiais botânicos e encaminhados para posterior identificação ao
Herbário do Departamento de Ciências Florestais (HDCF) da Universidade Federal de Santa Maria. A
identificação das famílias botânicas seguiu o sistema de classificação Angiosperm Phylogeny Group (APG III,
2009), seguindo nomenclatura de nomes botânicos e seus respectivos autores através dos sites do Missouri
Botanical Garden e Lista de espécies da flora do Brasil. No presente estudo, selecionaram-se apenas os
indivíduos de A. angustifolia encontrados no fragmento.
Projeção da distribuição diamétrica
Na presente pesquisa foi realizada uma análise dos dados referentes à espécie Araucaria angustifolia,
em quatro medições realizadas nos dez conglomerados amostrados (2000, 2003, 2006 e 2009), utilizando classes
de DAP com 10 cm de amplitude. O método de matriz de transição foi utilizado para projetar a distribuição
diamétrica dos indivíduos de Araucária presentes na floresta.
Matriz de transição
Conforme recomendado por Azevedo et al. (1995), a probabilidade de transição para cada intervalo de
medição foi obtida por meio da divisão do número de indivíduos que morreram, mudaram de classe ou
permaneceram na mesma classe pelo número de indivíduos daquela classe no início do período de medição.
594
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Desse modo, a distribuição diamétrica da população a ser projetada do tempo t para t + θ e a situação no tempo t
e pelo ingresso ocorrido no intervalo de tempo em que se usou o modelo em forma matricial, assim representado:
Em que: G= matriz de probabilidade de transição; in= i-ésima classe de diâmetro; ai , bi , ci= probabilidades de
uma árvore viva permanecer na mesma classe diamétrica (a i), mudar para a classe diamétrica subseqüente (b i),
ou ainda mudar duas classes (ci); e mi= probabilidade das árvores que morreram no período estudado.
Segundo Buongiorno e Michie (1980), a estrutura diamétrica da floresta no tempo futuro é o resultado
da multiplicação da matriz de probabilidade de transição pelo número de árvores no período atual, somado ao
número de árvores ingressas, como segue:
Em que: Yt+ t= número de árvores projetadas; G= probabilidade de transição por classe diamétrica; Y it= número
de árvores por classe de diâmetro no período atual; I it= número de árvores ingressas ou recrutadas.
A forma matricial da expressão 1 segue abaixo:
=
A projeção da distribuição diamétrica da Araucária foi efetuada para períodos equivalentes aos
intervalos de anos anteriormente estabelecidos, ou seja, períodos de três anos. Neste caso, iniciou-se a partir dos
dados obtidos nos anos de 2000 e 2003, onde projetou-se a distribuição diamétrica para o ano de 2006 e com os
dados dos anos de 2003 e 2006, projetou-se para 2009.
Para a realização da projeção foi necessário à estimativa do ingresso ocorrente no local a fim de projetálo para os anos subsequentes, conforme citado no modelo matricial acima. Para isso foi utilizado um vetor que é
o número de árvores ingressas por hectare ocorrido no período de 2000-2003 e 2003-2006. Os dados projetados
permitiram comparar as distribuições diamétricas projetadas com as distribuições diamétricas reais, obtidas nas
remedições de 2006 e 2009.
Estatística empregada para avaliações das projeções
A partir das projeções da distribuição diamétrica da Araucária pelo método da matriz de transição,
comparou-se as estruturas diamétricas estimadas para os anos de 2006 e 2009 com as estruturas diamétricas reais
observadas a partir dos dados coletados nas remedições de 2006 e 2009. Para verificar se há diferença
significativa entre as frequências observadas e estimadas, utilizou-se o teste de aderência de KolmogorovSmirnov (K-S).
De acordo com Stepka et al. (2010), se duas distribuições cumulativas amostrais estão muito grandes
em qualquer ponto, isso sugere que as amostras vêm de populações diferentes. A equação empregada para medir
as possíveis discrepâncias entre proporções observadas e esperadas segue abaixo:
595
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Em que: Fo(x)= freqüência observada acumulada para cada classe; F e(x)= freqüência estimada acumulada para
cada classe; D= o ponto de maior divergência é o valor D de K-S.
O menor valor para D entre as duas distribuições indicará o melhor ajuste. A conclusão de significância
do teste é dada pela seguinte fórmula:
Em que: D= valor de maior divergência da distribuição; N= número total de árvores.
Se Dcalc for ≥ Dn: rejeita-se o H0 (distribuições não são aderentes);
Se Dcalc for ≤ Dn: aceita-se o H0 (distribuições são aderentes).
Nessa pesquisa utilizou-se um nível de α ≤ 0,01 de significância para Dn.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Características observadas na floresta
No ano de 2009, a floresta apresentava 9.170 árvores nos 10 hectares amostrados (917 árvores ha -1) e
área basal de 47,6 m2 ha-1. A Araucária é uma das espécies mais importantes da floresta por apresentar
indivíduos com grande potencial econômico, sendo que, do total de árvores amostradas no último ano, 1.037
(103,7 indivíduos ha-1) pertencem a essa espécie, ou seja, 11,3% do total de indivíduos amostrados no fragmento.
Também, apresenta área basal de 16,88 m2 ha-1, o que corresponde a 35,46% da área basal total da floresta em
2009.
Pode-se analisar que a distribuição diamétrica dos indivíduos observada em quatro ocasiões é
concentrada principalmente nas primeiras classes de diâmetro com decréscimo gradativo nas demais classes,
apresentando a forma de exponencial negativa ou “J” invertido (Figura 1), constatando-se a existência de poucas
árvores com mais de 90 cm de diâmetro. A presença de poucos indivíduos nas classes diamétricas de tamanhos
superiores é um indicativo de que o número de indivíduos capazes de atingir esses diâmetros é limitado.
Figura 1. Distribuição diamétrica da espécie Araucaria angustifolia nos anos 2000, 2003, 2006 e 2009.
Para Longhi (1980), a forma de exponencial negativa é um indicativo de que a espécie possui a
capacidade de auto-regeneração e manutenção dos níveis atuais de densidade, tendendo à substituição de
indivíduos dominantes e perpetuação das mudanças na estrutura da floresta local. Machado et al. (2010)
complementam que distribuição decrescente em forma de “J” invertido é característica da maioria das florestas
596
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
nativas. Além disso, verifica-se que o número de indivíduos amostrados sofreu um acréscimo significativo no
segundo ano de avaliação, decrescendo nos anos de avaliação subsequentes.
Em relação ao ingresso e mortalidade, foi possível observar 4,8 árvores ha -1 (0,53% ano-1) e 3,6 árvores
-1
ha (0,4% ano-1). Houve uma considerável variação no número de árvores ingressas e mortas desta espécie nos
diferentes períodos de medições, o que pode ser visualizado na Figura 2. Esta variação denota que a projeção da
estrutura da população de Araucária pode não contemplar mudanças cíclicas do ingresso e mortalidade, fato que
pode gerar estimativas pouco confiáveis para períodos longos.
Figura 2. Número de indivíduos de Araucaria angustifolia ingressos e mortos nos anos 2003, 2006 e 2009.
A maior incidência de mortes pode ser visto nos indivíduos presentes nas duas primeiras classes
diamétricas (entre 10-20 cm e 20-30 cm de diâmetro), representando 86% do total de indivíduos que morreram
no período de monitoramento. Esse fato possivelmente ocorre devido à baixa tolerância da espécie em locais
sombreados, onde o seu crescimento é lento e as plantas que se estabelecem geralmente não conseguem atingir o
estrato superior da floresta. Já em relação aos ingressos, 95,83% das árvores que ingressaram estão na primeira
classe diamétrica (entre 10-20 cm) e o restante na segunda classe de diâmetro (entre 20-30 cm).
Projeção da estrutura diamétrica
As matrizes de probabilidade de transição elaborada a partir dos dados obtidos nas medições de 20002003 e 2003-2006 podem ser observadas nas Tabelas 1 e 2, onde estão representadas as probabilidades de
transição das árvores que avançaram uma classe, duas classes e que morreram.
Com a matriz de probabilidade de transição elaborada a partir dos dados obtidos nos anos de 2000-2003
(Tabela 1) foi possível observar que em oito das quatorze classes ocorreu a transição de uma pequena
porcentagem das árvores para a classe seguinte, sendo que a maioria permaneceu na classe original. Em relação
às classes 95, 105, 115, 135 e 145, ocorreu a probabilidade de 100 % das árvores permanecerem na mesma
classe em períodos futuros. Outro aspecto importante pode ser visto nas classes 65 e 75, onde a matriz indicou
que uma pequena porcentagem das árvores dessas classes avançaram duas classes diamétricas no período de três
anos.
A partir da matriz de probabilidade de transição construída com base nos dados de 2003-2006 (Tabela
2) foi possível observar que em seis das quatorze classes ocorreu o avanço de uma pequena porcentagem de
indivíduos para a classe seguinte. Nas classes 75, 85, 95, 105, 115, 125, 135 e 145 foi possível observar a
probabilidade de permanência de indivíduos na mesma classe diamétrica igual a 100%. Neste caso, não foi
possível observar árvores que avançaram duas classes diamétricas.
Na diagonal principal da primeira matriz (Tabela 1) foi possível observar que nas classes de 75 e 125
ocorre a probabilidade zero, denominada de estado adsorvente. O mesmo pode ser observado nas classes 115 e
125 da segunda matriz (Tabela 2).
597
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Tabela 1. Matriz de probabilidade de transição com base nos dados coletados em 2000 e 2003.
Classe 2000
Classes 2003
15
25
35
45
55
65
75
85
95
105
115
125
135
145
15
0,948
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
25
0,036
0,904
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
35
0
0,096
0,929
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
45
0
0
0,063
0,913
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
55
0
0
0
0,087
0,901
0
0
0
0
0
0
0
0
0
65
0
0
0
0
0,092
0,926
0
0
0
0
0
0
0
0
75
0
0
0
0
0
0,064
0
0
0
0
0
0
0
0
85
0
0
0
0
0
0,011
0,915
0,958
0
0
0
0
0
0
95
0
0
0
0
0
0
0,085
0,042
1
0
0
0
0
0
105
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
0
0
0
0
115
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
0
0
0
125
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
135
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
0
145
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
Mortas
0,02
0
0,004
0
0,004
0
0
0
0
0
0
0
0
0
Percentual de árvores que permaneceram na mesma classe
Percentual de árvores que moveram uma classe
Percentual de árvores que moveram duas classes
Percentual de árvores mortas.
Tabela 2. Matriz de probabilidade de transição com base nos dados coletados em 2003 e 2006.
Classe 2003
Classe 2006
15
25
35
45
55
65
75
85
95
105
115
125
135
145
15
25
0,927
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0,020
0,954
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
35
0
0,012
0,950
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
45
0
0
0,043
0,942
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
55
0
0
0
0,050
0,960
0
0
0
0
0
0
0
0
0
65
0
0
0
0
0,040
0,990
0
0
0
0
0
0
0
0
75
0
0
0
0
0
0,010
1
0
0
0
0
0
0
0
85
0
0
0
0
0
0
0
1
0
0
0
0
0
0
95
0
0
0
0
0
0
0
0
1
0
0
0
0
0
105
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
0
0
0
0
115
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
125
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
0
0
0
135
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
0
145
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
1
Mortas
0,052
0,035
0,007
0,008
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
Percentual de árvores que permaneceram na mesma classe
Percentual de árvores que moveram uma classe
Percentual de árvores que moveram duas classes
Percentual de árvores mortas.
Segundo Stepka et al. (2010), quando a estrutura da população ou comunidade é projetada, não há
transição de árvores desta classe para a classe subsequente. De acordo com os autores, o estado adsorvente é uma
598
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
desvantagem do método matriz de transição. O estado adsorvente também pode ser observado em trabalhos de
Scolforo et al. (1996), Pulz et al. (1999), Austregésilo et al. (2004) e Stepka (2008).
Os valores observados e projetados pela matriz de transição podem ser visualizados na Tabela 3.
Tabela 3. Distribuições diamétricas observadas e projetadas para os anos de 2006 e 2009.
N/ha 2006
N/ha 2009
Classe de Dap
Observado
Projetado
Observado
Projetado
15
23,6
24,71
22,4
22,39
25
17,1
17,45
16,7
16,79
35
13,4
15,16
13,6
12,92
45
12,1
12,45
11,5
11,97
55
14,1
14,14
14,4
14,11
65
10,6
10,92
11,1
11,09
75
5,7
0,76
5,7
5,43
85
3,1
8,29
3,2
3,47
95
0,8
1,32
1,1
0,80
105
0,2
0,20
0,2
0,20
115
0
0,10
0
0,00
125
0,1
0,00
0,1
0,00
135
0,1
0,10
0
0,10
145
0,1
0,10
0,1
0,10
Total
101
105,69
100,1
99,37
Em geral, as projeções para as classes de diâmetro apresentaram valores bastante próximos para ambos
os anos avaliados (Figura 3 e 4).
Figura 3. Distribuições diamétricas observada e projetada para o ano de 2006.
Figura 4. Distribuições diamétricas observada e projetada para o ano de 2009.
599
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Em relação ao ano de 2006, percebe-se que os valores projetados são superiores as estruturas
observadas, com exceção às classes 75 e 125, que apresentaram valores projetados inferiores aos valores reais. Já
em relação aos valores projetados para 2009, o número de árvores total é inferior ao número real observado,
havendo uma ligeira subestimativa quando comparado aos valores reais observados.
Esta tendência aqui observada é decorrente da variação das taxas de ingresso e mortalidade. Fato este
corrobora a hipótese de que projeções para períodos longos de tempo podem acarretar estimativas pouco
confiáveis devido às fases cíclicas dos ingressos e mortalidades de comunidades naturais.
Os resultados do teste Kolmogorov-Smirnov para detectar diferenças estatísticas entre os dados
observados e projetados nos dois anos de avaliação podem ser observados na Tabela 4. O teste de KolmogorovSmirnov detecta o ponto onde houve maior divergência e compara-o com um valor tabelado a um nível de
significância. Mesmo gerando estimativas superiores em ambos os períodos avaliados, ambas as projeções
apresentaram aderência segundo o teste de Kolmogorov-Smirnov com nível de significância α ≤ 0,01. Na
projeção para o ano de 2006 o valor Dcalc. foi de 0,05139 enquanto o valor de Dcalc. para o ano de 2009 foi de
0,00676.
Os resultados encontrados foram inferiores aos valores tabelados (D n tabelado) igual a 0,1621 e 0,1629
respectivamente para 2006 e 2009 com α ≤ 0,01. Hipóteses: H0: Não há diferença entre as frequências
observadas e esperadas das categorias da variável (F (X) = Sn (X)); H1: Há diferença entre as frequências
esperadas e as frequências observadas, (Fo (x)
Sn(x) ou Fo(x) > Sn(x) ou Fo(x) < Sn(x). Desta maneira, aceitase a hipótese da nulidade, constatando-se então que as projeções para os anos de 2006 e 2006 são aderentes aos
valores reais observados.
o
Tabela 4. Diferença entre valores observados e projetados pelo método matriz de transição
Classe de DAP
2006
2009
15
-1,1100
0,0129
25
-0,3500
-0,0851
35
-1,7600
0,6771
45
-0,3500
-0,4726
55
-0,0400
0,2908
65
-0,3200
0,0092
75
4,9400
0,2688
85
-5,1900
-0,2738
95
-0,5200
0,3000
105
0
0
115
-0,1000
0
125
0,1000
0,1000
135
0
-0,1000
145
0
0
Dcalc.
0,05139
0,00676
CONCLUSÕES
O emprego do método de matriz de transição apresentou resultados satisfatórios na projeção da
estrutura diamétrica da Araucária para os anos de 2006 e 2009, onde os valores estimados se mostraram bastante
próximos aos valores reais observados. Houve uma ligeira superestimativa no número total de árvores por
hectare na projeção do ano de 2006 e subestimativa no número total de árvores na projeção seguinte.
Ambas as projeções apresentaram estimativas aderentes às observações reais segundo o teste de
Kolmogorov-Smirnov.
O uso da matriz de transição apresenta grande vantagem por ser facilmente construída, apresentando a
possibilidade de desenvolvimento a partir de duas medições sucessivas. Tal modelo pode produzir simulações
satisfatórias da estrutura diamétrica de comunidades naturais, onde apresenta estimativas muito precisas em
relação à estrutura real.
600
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
APG III. Angiosperm Phylogeny Group. Na update of the Angiosperm Phylogeny Group classification for the
ordens na families of flowering plants. Botanical Jounal of the Linnean Society, London, v.161, p.105-121,
2009.
AUSTREGÉSILO, S. L., FERREIRA, R. L. C., SILVA, J. A. A., SOUZA, A. L,. MEUNIER, I. M. J.,
SANTOS, E. S. Comparação de métodos de prognose da estrutura diamétrica de uma Floresta Estacional
Semidecidual secundaria. Árvore, Viçosa-MG, v. 28, n. 2, p. 227-232, 2004.
AZEVEDO, C. P.; SOUZA, A. L.; JESUS, R. M. Um modelo de matriz de transição para prognose do
crescimento de um povoamento natural remanescente não manejado de mata Atlântica. Árvore,Viçosa-MG, v.
19, n. 2, p. 187-199, 1995.
BECKER, E. L. S. Solo do Rio Grande do Sul e sua relação com o clima. 99 f. Tese (Doutorado em Ciência
do Solo) – Universidade Federal de Santa Maria, Santa Maria, 2008.
BOLDRINI, I. I. Biodiversidade dos Campos do Planalto das Araucárias. Brasília: Ministério do Meio
Ambiente; Série Biodiversidade, 2009. v. 30. 240 p.
BRASIL. Ministério da Agricultura. Departamento Nacional de Pesquisa Agropecuária. Divisão de Pesquisa
Pedológica. Levantamento de Reconhecimento dos Solos do Estado do Rio Grande do Sul. Recife, 1973.
431p. (Boletim Técnico, 30).
BRASIL. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Levantamento de Recursos Naturais. v. 33, Folha SH
22, Porto Alegre e parte das folhas SH 21 e SI 22 Lagoa Mirim. Capítulo 2. Rio de Janeiro, 1986, 796p.
BUONGIORNO, J.; MICHIE, B. R. A matrix model of uneven-aged forest management. Forest Science,
Washington, v. 26, n. 4, p. 609-625, Dec. 1980.
EMBRAPA. Sistema brasileiro de classificação de solos. Rio de Janeiro: EMBRAPA Solos, 1999. 412 p.
FORMENTO, S.; SCHORN, L. A.; RAMOS, R. A. B. Dinâmica estrutural arbórea de uma floresta Ombrófila
Mista em Campo Belo do Sul, SC. Cerne, Lavras, v. 10, n. 2, p. 196-212, 2004.
HORBACH, R.; KUCK, L.; MARIMON, R. G.; MOREIRA, H. L.; FUCK, G.F; MOREIRA, M. L. O.;
MARIMON, M. P. C; PIRES, J. L.; VIVIAN, O.; MARINHO, D. A.; TEIXEIRA, W. Geologia. 1986 In:
BRASIL. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Levantamento de Recursos Naturais. Vol. 33, Folha SH
22, Porto Alegre e parte das folhas SH 21 e SI 22 Lagoa Mirim. Capítulo 1. Rio de Janeiro, 796p.
KANIESKI, M. R. Caracterização florística, diversidade e correlação ambiental na Floresta Nacional de
São Francisco de Paula, RS. 99 f. Dissertação (Mestrado em Engenharia Florestal) – Universidade Federal de
Santa Maria, Santa Maria, 2010.
LEITE, P.F.; KLEIN, R.M. Vegetação. In: IBGE.Geografia do Brasil: Região Sul. Rio de Janeiro, 1990. p. 113150.
LONGHI, R. V.; SCHNEIDER, P. R.; LONGHI, S. J.; BOENI, A. F. Efeitos de diferentes intensidades de corte
sobre a estrutura de uma Floresta Ombrófila Mista secundária. Simpósio Latino-americano sobre Manejo
Florestal, 5. Anais eletrônicos. Santa Maria: UFSM, 2011.
LONGHI, R. V. Manejo experimental de uma Floresta Ombrófila Mista secundária no Rio Grande do Sul.
83 f. Dissertação (Mestrado em Engenharia Florestal) – Universidade Federal de Santa Maria, Santa Maria,
2011.
LONGHI, S. J. A estrutura de uma floresta natural de Araucaria angustifolia (Bert.) O. Ktze., no sul do
Brasil. 198 f. Dissertação (Mestrado em Engenharia Florestal) – Setor de Ciências Agrárias, Universidade
Federal do Paraná, Curitiba, 1980.
601
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
MACHADO, S. A.; SANTOS, A. A. P.; NASCIMENTO, R. G. M.; AUGUSTYNCZIK, A. L. D.; ZAMIN, N.
T. Modelagem da distribuição diamétrica de quatro espécies de Lauraceae em fragmento de Floresta Ombrófila
Mista. Ciências Exatas e Naturais, v. 12, n. 1, 2010.
MORENO, J. A. Clima do Rio Grande do Sul. Porto Alegre: Secretaria da Agricultura, 1961. 42p.
NARVAES, I. S.; BRENA, D. A.; LONGHI, S. J. Estrutura da regeneração natural em Floresta Ombrófila Mista
na Floresta Nacional de São Francisco de Paula, RS. Ciência Florestal, v. 15, n. 4, p. 331-342, 2005.
PULZ, F. A., SCOLFORO, J. R. S, OLIVEIRA, A. D.,MELLO, J. M., OLIVEIRA FILHO, A. T. Acuracidade
da predição da distribuição diamétrica de uma floresta ineqüiânea com a matriz de transição. Cerne, Lavras, v.5,
n.1, p.1-14, 1999.
RIO GRANDE DO SUL. Secretaria Estadual do Meio Ambiente. Relatório Final do Inventário Florestal
Contínuo do Rio Grande do Sul. Porto Alegre: SEMA, 2001. 706 p.
RIZZINI, C. T. Árvores e madeiras úteis do Brasil. São Paulo: E. Blücher, 294 p. 1971.
SANQUETTTA, C. R.; BRENA D. A.; ÂNGELO, H.; MENDES, J. B. Matriz de transição para simulação da
dinâmica de florestas naturais sob diferentes intensidades de corte. Ciência Florestal, Santa Maria, v. 6, n. 1, p.
65-78, 1996.
SANQUETTA, C. R.; MATTEI, E. Manejo racional da Floresta de Araucária. Meio Ambiente Santa
Catarina, Florianópolis, v. 2, p. 58, 2002.
SCHAAF, L. B., FIGUEIREDO FILHO, A.; GALVÃO, F.; SANQUETTA, C. R.; LONGHI, S. J. Modificações
florístico-estruturais de um remanescente de floresta Ombrófila Mista Montana no período entre 1979 e 2000.
Ciência Florestal, v. 16, n.3, p. 271-291, 2006.
SCOLFORO, J. R. S., PULZ, F. A., MELLO, J. M. de., OLIVEIRA FILHO, A. T. Modelo de produção para
floresta nativa como base para o manejo sustentado. Cerne, Lavras, v.2, n.1, 1996.
SOARES, R. V. Possibilities of the use of fire in the forests of the state of Paraná. Floresta, Curitiba, v. 6, n. 2,
p. 46-56, 1975.
STEPKA, T. F. Modelagem da dinâmica e prognose da estrutura diamétrica de uma Floresta Ombrófila
Mista por meio de matriz de transição e razão de movimentação. 138 f. Dissertação (Mestrado em
Engenharia Florestal) – Setor de ciências Agrárias e Ambientais, Universidade Estadual do Centro-Oeste, Irati,
2008.
STEPKA, T. F., DIAS, A. N., FIGUEIREDO FILHO, A., MACHADO, S. A., SAWCZUK, A. R. Prognose da
estrutura diamétrica de uma Floresta Ombrófila Mista com os métodos razão de movimentos e matriz de
transição. Pesquisa Florestal Brasileira, Colombo, v. 30, n. 64, p.227-235, 2010.
STRECK, E. V.; KÄMPF, N.; DALMOLIN, R. S. D.; KLAMPT, E.; NASCIMENTO, P. C.; SCHNEIDER, P.;
GIASSON, E.; PINTO, L. F. S. Solos do Rio Grande do Sul. Porto Alegre: Universidade Federal do Rio
Grande do Sul, 2002. 126 p.
602
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
RELAÇÃO HIPSOMÉTRICA EM CLONES DE Eucalyptus spp. E
SEMENTES DE Eucalyptus urograndis NA REGIÃO SUL DO TOCANTINS
Maria Cristina Bueno Coelho 1; José Imaña-Encinas2, Francisco de Paula da Silva Ramos3, Suellen Goergen4,
Pierre Farias de Souza5
Resumo
O tempo empregado nos inventários florestais para medir a altura das árvores afeta significativamente
no custo total do procedimento. O uso de equações hipsométricas em inventários tem sido cada vez mais
freqüente, tornando-o mais econômico e, na maioria das vezes, tão preciso quanto ao realizado medindo-se a
altura de todas as árvores do povoamento. O trabalho seleciona a melhor equação hipsométrica para quatro
clones de eucalipto (VM58, GG100, VE04 e VE07) e semente de Eucaliptus urograndis no sul do Tocantins em
povoamento com 30 meses de idade. A definição das parcelas na área foi feita de forma estratificada por talhão.
Cada talhão teve a estratificação por clone e por semente, onde foi medido o CAP (circunferência a altura do
peito) expresso em centímetros e altura total expressa em metros, das dez primeiras árvores de cada unidade
amostral. No total foram amostradas 27 unidades amostrais no talhão I e 32 unidades amostrais no talhão II . A
unidade amostral teve um tamanho de 24m x 25 m perfazendo uma área de 600 m 2 constando de 77 árvores
úteis em cada unidade amostral. Foram ajustados 10 modelos matemáticos de regressão, por clone e por
sementes , para descrever a relação hipsométrica. A seleção dos modelos foi baseada nos critérios: coeficiente de
determinação ajustado em porcentagem (R2aj %), erro-padrão da estimativa em porcentagem (Sy.x%), e analise
gráfica da distribuição dos resíduos. Dos modelos testados o modelo log h = b0+b1.d+b2.d2+b3.d3, foi o indicado
para representar a relação altura/diâmetro das seguintes variedades, VM 58 do Talhão I, sementes urograndis
tanto para o talhão I como para o talhão II, e também para a variedade VE04 do talhão II. A equação log (h 1,30) = b0 + b1 . log d, foi a mais indicada para a variedade VM 58 do talhão II. A equação log (h - 1,30)= b0 +
b1.1/d,foi a que melhor representou a relação altura/diâmetro da variedade GG 100 do talhão I. A variedade
VE07 foi melhor representada pela equação Log h= b0+b1.log d. Não foi mostrada uma equação comum, que
representasse todas as variedades.
Palavras-chaves: Cálculo de regressão, biometria florestal
Abstract
HYPSOMETRIC RELATION IN CLONES OF Eucalyptus spp. Eucalyptus urograndis AND SEEDS IN
SOUTHERN TOCANTINS
The time, which is used in forest inventories in order to measure the height of the trees, affects
meaningfully the total cost of the procedure. The use of hypsometric equations in inventories has been oftener
and oftener, turning them out into being more economic and, most times, as accurate as the one which has been
accomplished, by measuring the height of all the trees of the population. This work selects the best hypsometric
equation for four clones of eucalyptus which are (VM58, GG100, VE04 and VE07) as well as seed of Eucaliptus
urograndis in the South of Tocantins in population who is 30 months old. The definition of the portions in the
area has been done in a stratified way by plot. Each plot has had its stratification by clone and by seed, where the
CAP (circumference at the height of the chest) has been measured and expressed in centimeters, and the total
height expressed in meters. This has been taken from the ten first trees of each sample unity. In the total 27
1
Professora Assistente III do curso de Engenharia Florestal da Universidade Federal do Tocantins-UFT. Gurupi-TO. Rua Badejos, chácaras
69 e 72, lt.07-Zona Rural. Cx. Postal 66- CEP:77404-907, Guurupi,TO,Brasil email: [email protected]
2
Professor do programa de pós-graduação em ciências florestais,Universidade de Brasília- UnB
3
Acadêmico do curso de Engenharia Florestal da Universidade Federal do Tocantins – UFT
4
Acadêmica do curso de Engenharia Florestal da Universidade Federal do Tocantins – UFT
5
Aluno do curso de Pós-graduação em Ciências Florestais, Universidade de Brasília-UnB
603
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
sample unities in the plot I and 32 sample unities in the plot II have been done. The sample unity has had a 24 m
x 25 m size, taking an area out of 600 m2, consisting of 77 useful trees in each sample unity. 10 mathematical
regression models have been adjusted by clone and by seeds in order to describe the hypsometric relation. The
selection of the models has been based in the criteria: determination coefficient which is adjusted in (R2aj %)
percentage, standard-mistake of the estimate in (Sy.x %) percentage, and graphic analysis of the residues
distribution. Out of the tested models, the log h = bo+bi.d+b2.d2+b3.d3 model has been the indicated one to
represent height/diameter relation of the following varieties: VM 58 of the Plot I, urograndis seeds as much to
the plot I as to the plot II, as well as to the VE04 variety of the plot II. The log (h - 1,30) = b0 + bl . log d
equation has been the most indicated one to the VM 58 variety of the plot II. The log (h - 1,30)= b0 + bl.l/d
equation has been the one which best represented the height/diameter relation of the GG 100 variety of the plot I.
The VE07 variety has been the best represented one by the Log h= bo+bj.log d equation. A common equation,
which could represent all varieties, has not been showed.
Keywords: Regression calculation, forest biometrics.
INTRODUÇÃO
Atualmente o eucalipto é a principal espécie plantada no Brasil destinado principalmente produção de
madeira, indústria de papel e celulose e compensados, carvão vegetal com finalidade de alimentar o setor
siderúrgico do país ( FAO, 2001).O Brasil conta atualmente com 4.754.334 ha de eucalipto plantados, sendo que
os maiores plantios concentram-se nos estados de Minas Gerais com 1.400.000 ha, São Paulo 1.044.813 ha e
Paraná 631.464 ha (ABRAF, 2011).
O estado do Tocantins possui 47.542 ha implantados com a espécie, embora apresente um grande
potencial no setor florestal, pois disponibiliza de uma grande quantidade de terras agricultáveis para a cultura e
clima favorável, o que vem atraindo grandes investidores do setor para a região (ABRAF, 2011).
Tendo conhecimento da importância da espécie de eucalipto, e a necessidade de programar o
planejamento florestal, é indispensável a utilização de relações biométricas, dentre elas, a relação hipsométrica é
bastante utilizada, pois possibilita determinar com precisão a altura das árvores indiretamente, economizando
tempo e custo no levantamento dos dados para a realização do inventário florestal (Caldeira, et. all. 2002).
O uso de equações hipsométricas no inventário tem sido cada vez mais freqüente, tornando-o mais
econômico e, na maioria das vezes, tão preciso quanto ao realizado medindo-se a altura de todas as árvores da
parcela (Machado et al., 1993).O sucesso de utilização da relação hipsométrica está inteiramente relacionado
com a uniformidade do povoamento, sendo que quanto maior for essa uniformidade, maior será a correlação
entre o diâmetro-altura (Loetsch et al 1973). De acordo com Finger (1992), no inventário florestal, esta relação é
usada para fornecer as alturas de árvores que tiveram apenas o diâmetro medido, e a partir de um ajuste de
relação hipsométrica, é gerada uma equação matemática que estime a altura das demais árvores dentro das
parcelas, que não foram medidas suas alturas em campo.
Nesse sentido o emprego da relação hipsométrica é de grande significado prático e um aspecto
importante a ser considerado no sistema de coleta de informações. O tempo despendido em medir a altura das
árvores representa parcela significativa no custo total de medição, dada a grande dificuldade em realizar tal
operação. Então, a partir do estabelecimento de uma relação hipsométrica, as alturas das árvores de uma
determinada área ou povoamento florestal podem ser estimadas a partir do DAP, variável esta de fácil
mensuração (Azevedo et al.,1999).
O presente trabalho foi desenvolvido com a finalidade de selecionar equações hipsométricas para quatro
clones de eucaliptos, sendo os clones; VM58, GG100, VE04 e VE07, e sementes de E. urograndis em função do
diâmetro medido a altura do peito para a região sul do Tocantins.
MATERIAL E MÉTODOS
O estudo provém de um inventário florestal realizado em um povoamento de eucalipto dividido em dois
talhões localizado na fazenda Thara, município de Aliança-TO, compreendida entre as coordenadas 11°21’43”
Sul, e longitude 49°03’37,00” oeste a 280 m de altitude. O inventário foi realizado no inicio de agosto ao final
de novembro de 2011. A caracterização climática local é de clima tropical úmido com pequena deficiência
hídrica, conforme a classificação de Tornthwaite (Tocantins, 2005).
O solo do talhão I foi caracterizado como Latossolo Vermelho – Amarelo distrófico, textura média, e o
talhão II como Latossolo Vermelho distrófico.
604
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Coleta dos dados
A área do plantio corresponde a 237,6 hectares divididos entre dois talhões, no qual para a realização do
inventário foram levantados 2% da área total. Sendo 27 unidades amostrais no talhão I e 32 unidades amostrais
no Talhão II, com dimensões de 24m x 25m e 77 árvores úteis em cada unidade amostral.
Para cada talhão foi amostrado um total de 2% e sua área plantada (Tabela 1). As unidades amostrais
foram alocadas de forma sistemática, onde foram medidos os dados de CAP (esta foi transformado em DAP para
sua correspondente interpretação) expresso em centímetros e altura total expressa em metros das dez primeiras
árvores de cada unidade amostral. O número de parcelas para amostrar a população ficou definido por 24 no
talhão I e 22 no II, nesse sentido o inventário piloto passou a ser o definitivo. O povoamento apresentou na
época de medição uma idade de 2 anos e 4 meses. As mudas foram produzidas em tubetes plásticos em viveiro,
O plantio a campo obedeceu um espaçamento de 2,5m x 4,0m totalizando a media de 1000 árvores por hectare.
Tabela 1. Relação das espécies estabelecidas nos talhões.
Table 1. List of species established in the plots.
Nome
Nome de
Talhão
Hibridação
comum
identificação
E.urophylla x
VM 58
Camaldulensis
I
Eucalipto
E.urophylla x E.grandis
GG100
E.urophylla x E.grandis
Sementes Urograndis
E.urophylla x E.grandis
Sementes Urograndis
urophylla x camaldulensis
VM 58
II
Eucalipto
E.urophylla x E.grandis
VE07
E.urophylla x E.grandis
VE04
Data do
plantio
Área
plantada/ha
47,9
Abril/2009
36,6
24,5
50,5
6,8
39,9
31,4
Modelos testados
Foram avaliados 10 modelos matemáticos usados frequentemente na área florestal, conforme dispostos
na tabela 2, visando identificar um modelo com ajuste mais adequado para cada uma das variedades estudadas.
Tabela 2. Modelos testados para descrever a relação entre a altura e o diâmetro de árvores de eucalipto.
Table 2. Models tested for describing the relationship between height and diameter of eucalyptus trees.
Equação
Modelo
Autor
01
02
h= b0+(b1 .d)
Schneider (1986) modificado
h= b0+b1 .d+b2 .d
2
2
Schneider (1986) modificado
3
03
h= b0+b1.d+b2.d +b3.d
04
h= b0+b1.1/d
Curtis
05
Log h= b0+b1.log d
Stoffels
06
Schneider (1986) modificado
=b0 + b .1/d
Schneider (1986) modificado
07
log (h - 1,30)= b0 + b1 .1/d
Schneider (1986) modificado
08
log h = b0 + b1.1/d
Curtis
09
log (h - 1,30) = b0 + b1 . log d
2
3
Schneider (1986) modificado
log h = b0+b1.d+b2.d +b3.d
10
Schneider (1986) modificado
h = altura total em metros,d = diâmetro à altura do peito em centimetros (DAP),log = logaritimo na base 10
b0, b1 ,b2 e b3 = coeficientes de regressão
605
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
A seleção dos modelos foi baseada nos seguintes critérios: coeficiente de determinação ajustado em
porcentagem (R²aj%), erro-padrão da estimativa em porcentagem (Syx %), análise gráfica da distribuição dos
resíduos, seguindo a recomendação de Imaña-Encinas et. al.(2009)
O coeficiente de determinação ajustado em porcentagem (R²aj%) representa o percentual da variação
dos dados observados em torno da média. Quanto mais próximo de 100, maior será a precisão da equação.
Porém, de acordo Machado et al. (2008), essa estatística não pode ser recomendada para comparação de
modelos com variáveis dependentes diferentes, sendo necessário, portanto, um reajuste, utilizando uma
estatística semelhante ao R² chamada de Índice de Schlaegel, que possui a equação:
 n  1   Sq.res 
.

R² aj  1  
n

p
Sq
.
tot



em que: n = número de dados observados; p = número de coeficientes do modelo; Sq.res = soma dos quadrados
dos resíduos para a variável de interesse;Sq.tot = soma dos quadrados total para a variável de interesse.
O erro padrão da estimativa mede a dispersão média entre os valores observados e estimados ao longo
da linha da regressão. O mesmo indica a precisão do ajuste do modelo matemático, e somente deve ser utilizado
como comparador quando as variáveis dependentes apresentarem a mesma unidade de medida (Thomas, 2006).
Syx  QMres
em que:Syx = erro padrão da estimativa;QMres = quadrado médio do resíduo.
Caso os ajustes logarítmicos, apresentarem uma discrepância, devido à transformação matemática ao se
efetuar a operação inversa para se obter a variável de interesse, a correção dessa discrepância é feita
multiplicando-se a altura encontrada pelo fator de correção de Meyer (F CM), e só depois desse procedimento
pode ser efetuar o recálculo do Syx recalculado.
Syxrecalculado 
 (h  h )²
0
e
n p
em que: e = 2,718281828; Syx = Erro padrão da estimativa (m).; h0 = Altura real; he = altura estimada
Desta forma, o erro-padrão da estimativa em porcentagem (S yx%) foi dado pela equação:
Syx % 
Syx
.100
h
em que: ho = altura observada (m); he = altura estimada pela equação (m); = média aritmética das alturas; n =
úmero de dados observados; p = número de coeficientes do modelo.
Conforme Bussab e Morettin (2002), a análise de resíduos consiste em estudar o comportamento do
modelo usando o conjunto de dados observados, notadamente as discrepâncias entre os valores observados e os
valores ajustados pelo modelo. O resíduo é expresso pela diferença entre os valores reais observados os valores
estimados pela equação:
Êi  Yi  Yˆi
em que:
ajustada.
Êi = i-ésimo resíduo; Yi = i-ésimo valor real observado; Yˆ = i-ésimo valor estimado pela equação
i
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Nas tabelas 3 a 7 são apresentadas as estimativas dos coeficientes de regressão (b 0, b1, b2, b3),
coeficiente de determinação (R2aj.%), e erro padrão da estimativa em percentagem da média (Syx%), dos
modelos testados para descrever a relação hipsométrica das variedades de eucalipto testadas.
606
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Tabela 3. Estimativas dos coeficientes de regressão e de determinação (R 2aj %), e erro padrão da estimativa em
percentagem da média (Syx%), da variedade VM 58.
Table 3. Estimates of regression coefficients and determination (R2aj%), and standard error in percentage of the
mean (Syx%) of 58 MV range.
Coeficientes
Equação
Talhão
R²aj.
Syx %
b0
b1
b2
b3
I
3,8447
0,7069
13,3785 14,8907
1
II
5,2703
0,6036
57,8943
4,8311
I
4,3496
0,6047
0,00512
12,6337 14,9546
2
II
-1,6860
2,0214
0,07143
57,6547
4,8449
I
106,3291 32,0522
3,4366
0,1185 14,7516 14,7722
3
II
82,6234
23,5287
2,4773
0,0837 59,1329
4,7595
I
17,4051
64,1207
12,4290 14,9721
4
II
17,1152
57,4367
59,5718
4,7339
I
0,3606
0,6723
13,4688
3,2345
5
II
0,5151
0,5385
60,5292
2,6274
I
0,2039
1,2207
12,7586
4,3586
6
II
0,2213
0,9457
62,0878
2,7434
I
1,2910
-3,1291
12,7388
3,2326
7
II
1,2577
-2,5595
61,3268 10,7194
I
1,3069
-2,7215
12,7217
3,2597
8
II
1,2805
-2,2571
61,1393
2,6138
I
0,2028
0,7733
13,4950
3,4895
9
II
0,3899
0,6105
60,6844
0,2053
I
5,1497
-1,3784
0,1474
0,0051 15,3027
2,6522
10
II
3,5320
-0,8297
0,0882
0,0030 60,3868
2,5449
Pelos dados dos parâmetros estatísticos acima descritos para o clone VM 58, as equações que
apresentaram as melhores estatísticas foram a equação 10 para o talhão I e a equação 9 para o talhão II.
Tabela 4. Estimativas dos coeficientes, de determinação (R 2aj %), e erro padrão da estimativa em percentagem da
média (Syx%), da variedade GG 100.
Table 4. Estimates of the coefficients of determination (R 2aj%), and standard error in percentage of the mean
(Syx%), the variety GG 100
Coeficientes
Equação
R²aj.
Syx %
b0
b1
b2
b3
1
7,8935
0,6313
26,3544
8,6642
2
0,2300
2,3345
-0,09154
30,2746
8,4304
3
-0,6690
2,6688
-0,1302
0,0014
29,4387
8,4808
4
19,0773
19,0773
30,7752
8,4001
5
0,6826
0,4688
33,8125
1,2437
6
0,2129
0,6546
39,5303
1,7916
7
1,2991
-1,8627
36,4735
1,3185
8
1,3208
1,3208
35,8376
1,6255
9
0,5837
0,5253
34,3537
1,3518
10
0,5643
0,1127
-0,0064
0,0001
34,3537
3,2326
Para o clone GG 100, a equações que apresentaram a melhor estatística foi a equação 7.
607
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Tabela 5. Estimativas dos coeficientes de regressão e de determinação (R2aj %), e erro padrão da estimativa em
percentagem da média (Syx%), para os talhões de sementes.
Table 5. estimates and regression coefficients of determination (R 2aj%) and standard error of estimate of
average percentage ( Syx%) stands for the seed.
Coeficientes
Equação
Talhão
R²aj.
Syx %
b0
b1
b2
b3
I
7,6431
7,6431
24,0642
11,9641
1
II
5,3206
0,5733
43,6563
14,4045
I
4,0223
1,2501
-0,05012
26,2354
11,7918
2
II
2,2477
1,2182
-0,03183
45,0969
14,2192
I
-2,5823
3,9614
-0,3957
0,0138
27,6405
11,6790
3
II
-0,1076
2,0289
-0,1175
0,0028
44,8441
14,2519
I
13,6625
-22,5272
28,6870
11,5942
4
II
15,5669
-41,7125
43,2436
14,4572
I
0,7388
0,3180
32,3145
1,9214
5
II
0,5007
0,5418
49,9213
2,7227
I
0,2688
0,4641
40,4596
2,766
6
II
0,2289
0,9099
54,3996
3,713
I
1,1186
-1,1548
36,5355
2,2028
7
II
1,2146
-2,1972
51,2881
2,9877
I
1,1555
-0,9963
35,4970
2,0392
8
II
1,2375
-1,8784
50,2391
2,7671
I
0,6369
0,3672
32,9995
2,097
9
II
0,3562
0,6304
50,4178
2,9365
I
0,3894
0,1899
-0,0188
0,0006
34,9304
1,2026
10
II
0,3872
0,1352
-0,0092
0,0002
50,0838
1,9088
Em relação as áreas plantadas com sementes de sementes Urograndis, a equação que melhor se adaptou
foi o modelo 10, para ambos os talhões.
Tabela 6. Estimativas dos coeficientes de regressão e de determinação (R2aj %), e erro padrão da estimativa em
percentagem da média (Syx%), da variedade VE 07.
Table 6. Estimates of regression coefficients and determination (R2aj%), and standard error in percentage of the
mean (Syx%), variety of VE 07.
Coeficientes
Equação
R²aj.
Syx %
b0
b1
b2
b3
1
6,3997
0,5443
22,8015
14,6826
2
5,4328
0,7516
-0,01068
22,1361
14,7458
3
8,2617
-0,2350
0,0982
-0,0038
21,4449
14,8111
4
16,1165
-40,6502
21,0456
14,8487
5
0,5998
0,4704
25,0993
2,966
6
0,2322
0,7748
25,5904
4,0
7
1,2187
-1,9567
24,4846
3,3768
8
1,2438
-1,6935
24,0830
3,0032
9
0,4760
0,5422
25,3831
3,3351
10
0,7930
0,0260
0,0009
-0,0001
23,7339
0,8382
Dados os parâmetros estatísticos acima descritos para o clone VE 07, a equação que se adequou de
acordo com a estatística foi o modelo 5, para o talhão II.
608
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Tabela 7. Estimativas dos coeficientes, coeficiente de determinação (R2aj %), e erro padrão da estimativa em
percentagem da média (Syx%), da variedade VE 04.
Table 7. Estimates of coefficients, coefficient of determination (% R2aj) and standard error of the mean estimate
in percentage (% Syx) of the VE range 04.
Coeficientes
Equação
R²aj.
Syx %
b0
b1
b2
b3
1
7,0729
0,4532
20,4368
12,7416
2
9,9259
-0,2295
0,03870
20,9673
12,6990
3
31,0951
-9,1272
1,1674
-0,0448
32,3469
11,7492
4
13,4194
-17,4540
9,4626
13,5919
5
0,7459
0,3163
17,7753
2,6358
6
0,2785
0,3503
11,1922
3,8324
7
1,0971
-0,8668
10,8882
3,0512
8
1,1375
-0,7459
10,7351
2,8341
9
0,6431
0,3666
17,9110
2,8448
10
1,8578
-0,3796
0,0490
-0,0019
34,6420
2,9866
Dados os parâmetros estatísticos acima descritos para o clone VE 04, a equação que se adequou de
acordo com a estatística foi o modelo 10, para o talhão II.
Na tabela 8 encontram-se as equações selecionadas para os dados coletados. Observou-se que as
equações selecionadas apresentaram um coeficiente de determinação ajustado (R²aj.) em torno de 0,60 o que
demonstra que houve uma correlação significativa dos dados.
Tabela 8. Seleção das melhores equações para todas as variedades.
Table 8. Selection of the best equations for all varieties
Coeficientes
Equação
Variedade
Talhão
b0
b1
b2
10
I
5,1497
-1,3784
0,1474
VM 58
9
II
0,3899
0,6105
7
GG 100
I
1,2991
-1,8627
I
0,3894
0,1899
-0,0188
Semente
10
Urograndis
II
0,3872
0,1352
-0,0092
5
VE 07
II
0,5998
0,4704
10
VE 04
II
1,8578
-0,3796
0,0490
b3
0,0051
0,0006
0,0002
-0,0019
R²aj.%
Syx %
15,3027
60,3868
36,4735
34,9304
50,0838
25,0993
34,6420
2,6522
2,5449
1,3185
1,2026
1,9088
2,966
2,9866
A seleção do melhor modelo para cada tratamento foi realizada em uma primeira etapa baseada nos critérios
R2aj e Syx%%. Mesmo que todos os estimadores de ajuste sejam bons indicadores para a escolha do melhor
modelo, a análise gráfica de resíduos foi decisiva, pois permitiu detectar se houve ou não tendenciosidade na
estimativa da variável dependente ao longo de toda a linha de regressão, verificando se os resíduos foram
independentes, e se houve homogeneidade de variância. Como a avaliação gráfica foi visual, evita-se envolver
alguma subjetividade, por isso foi usada em conjunto com as estatísticas citadas anteriormente. Nas figuras 1, 2 e
3 encontram-se as distribuições de resíduos dos modelos selecionados.
Figura 1. Distribuição dos resíduos em metros em função do diâmetro para o modelo 10 e 09 para a variedade
VM 58 dos talhões I e II.
Figure 1. Distribution of residuals in meters depending on the diameter to the emplate to 10:09 range MV 58 of
the blocks I and II .
609
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Figura 2. Distribuição dos resíduos em metros em função do diâmetro para o modelo 10 para as variedades de
sementes de Urograndis para o talhão I e II.
Figure 2. Distribution of residuals in meters depending on the diameter to the template 10 for seed varieties
urograndis stand for I and II.
Figura 3. Resíduos em metros em função do DAP para o modelo 07 para a variedade GG 100 do Talhão
I,distribuição dos resíduos em metros em função do DAP para o modelo 05 da variedade VE07 do talhão II e
distribuição dos resíduos em metros em função do DAP para o modelo 10 para a variedade VE04 do talhão II.
Figure 3. Residuals in meters depending on the DAP to the template 07 on the stand 100 GG variety I and
distribution of waste in meters depending on the DAP of the model 05 VE07 range of the field distribution of the
residuals and II in meters depending on the DAP for the model 10 for the compartment range VE04 II.
Foi observado que o modelo 10 para a VM 58 foi o que apresentou maior coeficiente de determinação
ajustado (R²aj.) superior a 0,60. Os modelos apresentaram erros padrão da estimativa (Syx%) baixos com
destaque para o modelo 10 para sementes de urograndis. Schimidt (1997) ao determinar modelos de relação
hipsométrica para pinus taeda encontrou um erro médio de 4%. Os diferentes modelos testados para as diferentes
variedades mostram que não houve tendências nas estimativas das alturas.Os resultados apresentados nas Figuras
610
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
4,5 e 6 mostram, ainda, uma grande variação nas equações ajustadas não sendo possível indicar um único
modelo para os clones de eucalipto avaliados. Este resultado também foi encontrado por Couto, Bastos (1987).
Nas figuras 4, 5, e 6 estão os dados observados e ajustados para as diferentes variedades e semente nos
diferentes talhões.
14
18
16
12
14
10
Altura (m)
Altura (m)
12
8
Altura Observada
Altura Ajustada
6
10
8
Altura Observada
Altura EStimada
6
4
4
2
2
0
0
0
2
4
6
8
10
12
14
0
2
4
6
8
DAP (cm)
10
12
14
16
DAP (cm)
Figura 4: Alturas observadas e alturas estimadas para a variedade VM 58 dos talhões I e II respectivamente
Figure 4: Heights observed and estimated times for the variety MV 58 of the blocks I and II respectively
18
16
14
Altura (m)
12
10
8
6
Altura Observada
Altura Estimada
4
2
0
0
2
4
6
8
10
12
14
16
DAP (cm)
Figura 5- Alturas observadas e alturas estimadas para a variedade VE 07 modelo 05
Figure 5 - Alturas observed and estimated heights for the 07 model range VE 05
18
16
16
14
14
12
12
Altura (m)
Altura (m)
18
10
8
Altura Observada
Altura Estimada
6
10
8
6
4
4
2
2
0
Altura Observada
Altura Estimada
0
0
2
4
6
8
10
12
14
0
DAP (cm)
2
4
6
8
10
12
DAP (cm)
Figura 6: Alturas observadas e alturas estimadas para semente de urograndis nos talhões I e II modelo 10.
Figure 6: observed heights and heights estimated for seed urograndis in plots I and II model 10.
611
14
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
Verifica-se que não podemos usar um modelo único para descrever a relação hipsométrica dos clones e
variedade testado. Couto, Bastos (1987) afirma que não se pode escolher um único modelo para espécie, local,
rotação e idade, pois os parâmetros são específicos para cada condição. Portanto na seleção do modelo de relação
hipsométrica devem-se analisar cuidadosamente cada área individualmente, considerando as características
peculiares de espécie, de sítio, e de idade.
CONCLUSÃO
De acordo com os resultados obtidos neste trabalho, pode-se concluir que:
-Dos modelos testados o modelo log h = b0+b1.d+b2.d2+b3.d3, foi o indicado para representar a relação
altura/diâmetro das seguintes variedades, VM 58 do Talhão I, sementes Urograndis tanto para o talhão I como
para o talhão II, e também para a variedade VE04 do talhão II.
-A equação log (h - 1,30) = b0 + b1. log d, foi a mais indicada para a variedade VM 58 do talhão II. A
equação log (h - 1,30)= b0 + b1 .1/d, foi a que melhor representou a relação altura/diâmetro da variedade GG
100 do talhão I.
-A variedade VE07 foi melhor representada pela equação Log h= b0+b1.log d.
- Não foi possível selecionar uma equação comum, que representasse todas as variedades, porem a
equação 10 representou a relação hipsométrica dos VM 58 tanto do talhão I e II, Sementes para o talhão I e II e
também a variedade VE 04. As melhores observações conclusivas foram possibilitadas pelo exame da
significância dos coeficientes de regressão e pela análise gráfica dos resíduos.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
Anuário estatístico da ABRAF.Ano base 2011.
AZEVEDO, C. P.; MUROYA, K.; GARCIA, L. C.; LIMA, R. M. B.; MOURA, J. B.; NEVES, E. J. M. Relação
hipsométrica para quatro espécies florestais em plantio homogêneo e em diferentes idades na amazônia
ocidental. Boletim de Pesquisa Florestal, Colombo, n. 39, p.5-29, jul./dez. 1999.
BUSSAB, W. O.; MORENTTI, P. A. Estatística básica. São Paulo: Saraiva 5.ed. 2002. 526p.
CALDEIRA, M. V. W.: SCHUMACHER, M. V.; SCHEEREN, L. W.; BARRICHELLO,L.
R.;WATZLAWICK, L. F. Relacao hipsometrica para Acacia mearnsii com diferentes idades. Boletim de
Pesquisa Florestal, Colombo, n. 45, jul./dez. 2002, p.57-58.
COUTO, H. T. Z.; BASTOS, N. L. M. Modelos de equações de volume e relações hipsométricas para plantações
de eucalyptus no estado de São Paulo. IPEF, n. 37, p. 33-44, 1987.
CURTIS, R. O. Height diameter and height diameter age equations for second growth Douglas-fir.Florest
Science, Washington, v. 13, n.4, p. 365-375, 1967.
FAO. State of the World Forests. 2001. Rome: FAO Forestry, 2001.
FINGER, C.A.G. Fundamentos de Biometria Florestal. Santa Maria: UFSM/CEPEF/FATEC. 1992. 269p.
IMANÃ-ENCINAS J.; SANTANA, O. A.; PAULA, J. E. de; IMAÑA C. R. Equações de volume de madeira
para o cerrado de planaltina de Goiás. Revista Floresta. V 39, n.1. p 107-116 .2009
LOETSCH, F.; ZOEHRE, F,; HALLER, K.E. Forest inventory, Munchen: BLV, Verlagsgesellschaft, v.2,
1973. 469.
MACHADO, S.A.; BASSO, S.F.; BEVILACQUA JUNIOR, V.G. Teste de modelos matemáticos para o ajuste
da relação hipsometrica em diferentes sítios e idades para plantações de Pinus elliottii no Estado do Parana. In:
CONGRESSO FLORESTAL BRASILEIRO, 7., 1993, Curitiba. Anais. São Paulo: Sociedade Brasileira de
Silvicultura, 1993. v.2, p.553-556.
MACHADO S.A.; FIGUEIREDO FILHO A. Dendrometria. 2a Ed. Guarapuava, UNICENTRO, 2008.
612
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
SCHNEIDER, P. R. et al. Estruturação da produção de Pinus taeda L. manejados em sistema de alto
fuste, na KLABIN S.A., em Telêmaco Borba. Pr.SantaMaria:UFSM,KLABIN.1997.
SCHIMIDT, P.B. Determinação indireta da relação hipsométrica para povoamentos de Pinus taeda, L. Floresta.
Piracicaba, v. 8, n. 1, p.24-27, 1977.
TOCANTINS, Secretaria de planejamento e Meio Ambiente. Atlas do Tocantins: subsídio ao planejamento e
gestão territorial. Palmas: Seplan,2005. 54 p.
THOMAS, C.; ANDRADE, C. M.; SCHNEIDER, P. R.; FINGER, C. A. G. Comparação de equações
volumétricas ajustadas com dados de cubagem e análise de tronco. Revista Ciência Florestal, Santa Maria,
v. 16, n. 3, 2006.
613
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
MANEJO FLORESTAL
TRABALHOS RESUMOS
614
ANAIS DO 11º CONGRESSO FLORESTAL ESTADUAL DO RS E 2º SEMINÁRIO MERCOSUL DA CADEIA MADEIRA
Nova Prata, RS - 24 a 26 de setembro de 2012
MODELOS PARA DETERMINAR A ALTURA TOTAL DE Pinus
elliottii Engelm. NA FLORESTA NACIONAL DE PASSO FUNDO, RS
Fernanda Laís Ril1, Daian Tiago Kerkhoff¹, Diego Oro¹, Dionéia Felippe¹, Ricardo Maihack¹, Fabiano de
Oliveira Fortes2
Resumo
Para aumentar a eficiência de inventários florestais, reduzindo o tempo e os custos, busca-se estimar
através de relações hipsométircas, a variável de difícil acesso, como a altura, em função da mais fácil e de
rápida medição, como o diâmetro. Este trabalho teve por objetivo determinar o melhor modelo para
determinação da altura total para a espécie Pinus elliottii Engelm. na Floresta Nacional de Passo Fundo,
RS. Para isso, foram utilizadas variáveis dendrométricas (d-diâmetro a altura do peito e h-altura total) de
16 árvores. Analisaram-se as seguintes equações: h=b0+b1.d; lnh=b0+b1.lnd; lnh=b0+b1.(1/d);
h=b0+b1.(1/d); h=b0+b1.d+b2.(1/d); h=b0+b1.d+b2.d²; h=b0+b1.(1/d)+b2.d²; h=b0+b1.d+b2.(1/d)+b3.d².
Na análise estatística dos modelos, foi selecionado o mais eficiente com base no critério de seleção do
valor dos escores dos parâmetros estatísticos. A equação que estimou a altura total com uma maior
precisão é expressa por: h=98,01805-0,70461.d-1545,34.(1/d). O coeficiente de determinação ajustado
(R²aj.) deste modelo foi igual a 0,3526, o erro padrão da estimativa (Syx) igual a 2,677, o coeficiente de
variação (CV%) igual a 8,7614% e o valor de F da análise de variância igual a 6,1745.
Palavras-chave: diâmetro; relação hipsométrica; precisão.
Abstract
MODELS TO DETERMINE THE TOTAL HEIGHT OF Pinus elliottii Engelm. IN NATIONAL FOREST
OF PASSO FUNDO, RS
To increase the efficiency of forest inventory, reducing time and cost, it is intended by estimating
hipsométircas relationship, variable access is difficult, as the height, due to the easy and quick
measurement, as the diameter. This study aimed to determine the best model for determining the total
height for the species Pinus elliottii Engelm. National Forest of Passo Fundo, RS. To this, were used
dendrometric variables (d-diameter at breast and h-total height) of 16 trees. We analyzed the following
equations: h=b0+b1.d; lnh=b0+b1.lnd; lnh=b0+b1.(1/d); h=b0+b1.(1/d); h=b0+b1.d+b2.(1/d);
h=b0+b1.d+b2.d²; h=b0+b1.(1/d)+b2.d²; h=b0+b1.d+b2.(1/d)+b3.d². Statistical analysis of models, we
selected the most efficient based on the selection criterion of the value of the scores of statistical
parameters. The equation which estimates the total height with greater accuracy is expressed as:
h=98,01805-0,70461.d-1545,34.(1/d). The adjusted coefficient of determination (R²adj.) of this model
was equal to 0,3526, the standard error of estimate (Syx) equal to 2,677, the coefficient of variation
(CV%) equal to 8,7614% and the F value analysis variance equal to 6,1745.
Keywords: diameter; hypsometric relation; accuracy.
1
Acadêmico (a) do Curso de Engenharia Florestal, Universidade Federal de Santa Maria - Centro de Educação Superior Norte do
Rio Grande do Sul (CESNORS), Frederico Westphalen, RS, Brasil. E-mail: [email protected];
[email protected]; [email protected]; [email protected]; [email protected]
2
Engenheiro Florestal, Professor Doutor do Departamento de Engenharia Florestal, Universidade Federal de Santa Maria - Centro
de Educação Superior Norte do Rio Grande do Sul (CESNORS), Frederico Westphalen, RS, Brasil
615