Printer Friendly

Study and modeling of the diameter growth in Pinus taeda L. stands under pruning and thinning in Argentina/ Estudo e modelagem do crescimento em diametro de povoamentos de Pinus taeda L. submetidos a podas e desbastes na Argentina.

INTRODUCAO

O diametro medio quadratico (dg) e a medida do diametro medio da arvore convencionalmente usado em silvicultura, em vez da media aritmetica do diametro. As razoes historicas e praticas para esta convencao foram apresentadas por Curtis e Marshall (2000) destacando o uso do diametro da arvore de area basal media no calculo do volume do povoamento e sua relacao com a area basal e o numero de arvores.

O diametro da arvore de area basal media (dg) e o numero de arvores por hectare sao variaveis de entrada para os diagramas de manejo de densidade dos povoamentos (DMD). Conhecendo o dg e numero de arvores/ha o Engenheiro Florestal pode usar os DMD para determinar o momento adequado para o desbaste do plantio. Por outro lado, o dg e usado para estimar a producao do povoamento e o custo de colheita da madeira. Conforme Finger (1992), o diametro da arvore de area basal media e muito empregado nas tabelas de producao e tarifas, e facil de ser estimado e apresenta alta correlacao com a arvore do volume medio do povoamento.

Ao existir uma clara relacao entre o dg e o diametro medio aritmetico (SCHNEIDER; SCHNEIDER, 2008) do povoamento, o dg pode ser usado para estimar o diametro medio do plantio e obter as frequencias por classe diametrica quando se conhece o desvio padrao. Estas informacoes sao usadas para determinar o volume de cada classe diametrica e gerar tabelas de producao. As funcoes que permitem estimar o dg no tempo sao de utilidade para conhecer os anos necessarios para atingir o diametro objetivo do povoamento, estimar o volume final e avaliar a rentabilidade.

No Mercosul, os plantios de Pinus taeda L. tem aumentado consideravelmente nas ultimas decadas. No Sul do Brasil, Nordeste da Argentina, Uruguai e Paraguai, as areas florestadas com Pinus sp. tem sido manejadas em geral para a producao de madeira como materia-prima para produzir celulose, compensados e produtos de aparencia ou estruturas de madeira solida processados em serrarias. Os produtos florestais de menores diametros sao utilizados em algumas ocasioes para gerar biocombustiveis e energia. Na Argentina, a especie mais utilizada em plantios florestais e Pinus taeda L. Conforme Elizondo (2009), a superficie plantada com Pinus sp. na provincia de Corrientes, Argentina, atingiu 262.940 hectares de plantios.

Os produtores florestais, como os de outras culturas, procuram maximizar a rentabilidade. Paises como Nova Zelandia e Chile sao exemplos claros nos quais o manejo dos plantios tem permitido agregar valor a producao florestal. Nesse contexto, as podas e os desbastes pre-comerciais e comerciais estao sendo executados durante a rotacao dos plantios de Pinus sp. no Sul do Brasil, no Nordeste argentino e em paises vizinhos.

As podas e os desbastes geram, em geral, diferencas de crescimento das arvores e, consequentemente, afetam a quantidade e qualidade da madeira. Conforme a qualidade, a madeira e utilizada na geracao de determinados produtos finais. Cada tora produzida normalmente e classificada pelo diametro na ponta fina, comprimento, forma e pelo fato de se foi ou nao podada, sendo tambem considerada a qualidade da poda, em algumas ocasioes. Em geral, para cada categoria sao definidos precos especificos.

Estudando o efeito dos desbastes em plantios de Pinus taeda de 21 anos de idade, Amateis e Burkhart (2005) concluiram que os desbastes apresentam seu maior impacto na distribuicao de produtos nas classes de diametros maiores. Tratamentos intensos de desbastes levaram todas as arvores destinadas para producao de polpa para as classes de diametros maiores. Por outra parte, nas arvores de classes diametricas intermedias, os desbastes tiveram uma pequena influencia na distribuicao dos produtos.

De acordo com Larson et al. (2001), o principal objetivo do desbaste e aumentar a taxa de crescimento promovendo a expansao da copa. Por outro lado, a poda de galhos vivos assegura um tamanho de no menor e um cilindro nodoso menor, mas a poda severa pode diminuir o crescimento, aumentar a proporcao de lenho tardio e a densidade da madeira na parte inferior do fuste.

Segundo Tassisa e Burkhart (1997), muitos plantios de Pinus taeda nos Estados Unidos sofrem desbastes para aumentar o crescimento em diametro das arvores selecionadas, procurando obter produtos de qualidade no menor tempo possivel. Os silvicultores normalmente usam simuladores de crescimento para avaliar cenarios de producao e determinar a melhor prescricao tecnica, por isso, e importante ter um claro entendimento do efeito dos desbastes na producao.

Costas et al. (2006) mencionam que, na provincia de Misiones e no Nordeste da provincia de Corrientes, na Argentina, nos ultimos 15 anos, tem se difundido e implementado sistemas intensivos de manejo florestal em plantios de coniferas. O controle da densidade e a realizacao de podas para aperfeicoar a quantidade e a qualidade da producao florestal tem mostrado serem ferramentas eficazes para satisfazer as demandas do mercado local e internacional.

No Nordeste da provincia de Corrientes, muitos produtores florestais, procurando produzir madeira de qualidade, estao realizando podas e desbastes sob diferentes modalidades. Nesse ambito, nao se tem clareza do efeito da intensidade das desramas e desbastes sobre o crescimento de um povoamento do Pinus taeda e consequentemente resulta dificil prognosticar a producao futura conforme diversos regimes de manejo aplicados.

Entender e quantificar a resposta em crescimento diametrico das arvores de Pinus taeda a tratamentos que podem reduzir a capacidade fotossintetica e comprometer o crescimento por competicao como sao as podas ou os desbastes podera contribuir para melhorar as tomadas de decisao pelos produtores florestais.

Assim, este trabalho foi concebido com o objetivo de estudar e modelar o crescimento em diametro da arvore de area basal media em plantios de Pinus taeda do nordeste Argentino em diferentes combinacoes de intensidades de desbastes precomerciais, intensidades de desrama e numero de desramas.

MATERIAL E METODO

O experimento

O experimento esta localizado na provincia de Corrientes, Departamento de Santo Tome, na fazenda "Pariopa", da empresa Forestal Bosques del Plata S.A. (BDP). As coordenadas geograficas do plantio em estudo sao 28[degrees]24'06" de latitude Sul e 56[degrees]00'58" de longitude Oeste, com uma altitude de 108 metros sobre o nivel do mar. O solo e classificado na regiao como profundo, argiloso vermelho, sendo o relevo suave com inclinacao inferior a 15%. Os solos da regiao sao caracterizados por formacoes de basalto, bem drenados, denominados solos vermelhos. Sua taxonomia, segundo o sistema de classificacao da Soil Taxonomy (UNITED STATES DEPARTMENT OF AGRICULTURE, 1999), corresponde a um Typic Kandihumults (Ultisoles). A serie de solo na classificacao Argentina e a Diaz de Vivar (ESCOBAR et al., 1996). O clima da regiao, segundo a classificacao de Koppen, e do tipo cfa, subtropical umido, descrito como temperado chuvoso, apresentando veroes muito quentes e umidos sem estacao seca (UNIVERSDAD NACIONAL DE ENTRE RIOS, 2010). Conforme os informes meteorologicos da empresa BDP, baseados em dados dos ultimos 17 anos, a temperatura media anual e de 21[degrees]C e a precipitacao media e de 1700 mm por ano.

O experimento foi conduzido num plantio comercial no ano 1993, com a especie Pinus taeda de origem Marion, procedente do Estado da Florida, Estados Unidos. O espacamento inicial entre plantas foi de 3 m x 2 m, gerando uma densidade inicial de 1666 arvores/ha. O preparo do solo foi de uma subsolagem ate 90 cm de profundidade; o controle de plantas daninhas na area foi realizado por dois anos apos o plantio e acompanhado de controle de formigas.

A area escolhida para o estabelecimento do experimento foi selecionada pelo INTA (Instituto Nacional de Tecnologia Agropecuaria) e BDP, considerando o resultado do inventario florestal realizado aos 3 anos de idade. A area de plantio selecionada para estabelecer os tratamentos de desbastes e podas foi homogenea em crescimento e sobrevivencia; o talhao apresentou 1630 arvores por hectare, uma area basal media de 6,6 [m.sup.2]/ha; um diametro medio de 7,2 cm e uma altura media de 4,8 m antes da aplicacao dos tratamentos.

A pesquisa foi instalada distribuindo os tratamentos sistematicamente (FASSOLA et al., 2002). As instituicoes responsaveis pela instalacao e medicao anual do experimento foram BDP e o INTA. Aos 3 anos de idade, foram estabelecidas as parcelas, com tamanho variavel entre 108 e 432 [m.sup.2], aumentando com a reducao do numero de arvores por hectare, conforme o descrito na Tabela 1.

A instalacao do experimento foi realizada entre os dias 12 e 21 de agosto de 1996, sendo as podas executadas com serrote e escada.

Descricao dos tratamentos

Os fatores principais considerados no experimento foram: Numero de arvores remanescentes (AR), percentagem de copa remanescente (CR) e numero de podas (NP). Os niveis do fator AR foram: 1666 arvores/ha (testemunha sem desbaste); 833 arvores/ha; 416 arvores/ha e 208 arvores/ha. Para o fator CR os niveis considerados foram: 100 (testemunha sem poda); 70 (poda de 30% da copa viva); 50 (poda de 50% da copa viva) e 30 (poda de 70% da copa viva). O terceiro fator foi o NP com os seguintes niveis: 1 (testemunha sem poda); 2 (duas podas de frequencia anual); 3 (tres podas de frequencia anual) e 4 (quatro podas de frequencia anual). Os tratamentos foram gerados a partir da combinacao parcial dos niveis dos tres fatores.

Por meio de desbastes seletivos, aos 3 anos de idade, geraram-se 4 faixas de distintas densidades: 1666, 833, 416 e 208 plantas/ha. Em cada uma, realizou-se a poda de galhos vivos, em subfaixas perpendiculares as anteriores, sendo usadas 4 intensidades de remocao de copa: 0; 30; 50 e 70% do comprimento da copa viva. As subfaixas, por sua vez, foram divididas em parcelas dentro das quais foram realizadas podas por 2, 3 ou 4 anos consecutivos. Dessa maneira, foram gerados 32 tratamentos com 5 repeticoes, a excecao dos tratamentos da faixa de 208 arvores/ha, que apresentaram 6 repeticoes. O numero de plantas por parcela foi variavel em funcao do tratamento de desbaste aplicado, oscilando entre 18 e 9 plantas. As faixas foram desenhadas com bordadura perimetral dupla entre si, e dentro de cada faixa de densidade as parcelas correspondentes a cada tratamento de poda apresentaram bordadura perimetral simples.

Na Tabela 1 estao, de forma resumida, as densidades (numero de arvores por hectare), o espaco disponivel por arvore individual, caracteristicas das parcelas e repeticoes dos tratamentos correspondentes a cada faixa de densidade.

Nos casos em que o numero de arvores observadas aos 3 anos de idade apresentou diferencas maiores a 17% com relacao ao valor teorico do tratamento, as parcelas foram retiradas da analise. Com essa metodologia foram selecionados 30 tratamentos para serem avaliados.

A descricao dos 30 tratamentos e apresentada no capitulo de resultados e discussao (Tabela 5) sendo exibido para cada tratamento o numero de arvores remanescentes apos o desbaste (AR); a percentagem de copa viva remanescente apos a realizacao da poda (CR) e o numero de podas (NP) executado segundo a seguinte descricao: 1 (sem poda, correspondente a testemunha); 2 (duas podas de frequencia anual); 3 (3 podas de frequencia anual) e 4 (maximo nivel de poda, sendo realizadas 4 podas de frequencia anual).

A partir da instalacao do experimento ate o ano 2008, foram realizadas anualmente no mes de julho medicoes do diametro a altura do peito (DAP) em todas as arvores das parcelas. Os dados foram fornecidos pela empresa BDP.

Modelagem do diametro da arvore de area basal media (dg)

Inicialmente, com os dados de cada parcela e para cada uma das idades avaliadas, foi calculado o diametro da arvore de area basal media. A modelagem foi realizada com programa estatistico SAS (Statistical Analysis System) (SAS INSTITUTE, 1999) e teve como forma geral Y = [b.sub.0] + [b.sub.1][X.sub.1] + [epsilon], sendo a variavel dependente o diametro da arvore de area basal media (dg), a variavel independente a idade (t), [b.sub.0] e [b.sub.1] os coeficientes da regressao e [epsilon] o erro estocastico. A homogeneidade de variancia foi avaliada pelo teste de aderencia de Qui-quadrado. A transformacao logaritmica foi utilizada para remover a heterogeneidade da variancia e melhorar a precisao da regressao. Foram testados seis modelos (Tabela 2) sendo a variavel independente transformada para a forma logaritmica, quadratica e inversa. Os modelos avaliados sao usados para ajustar crescimento ou producao em funcao da idade (SCHNEIDER; SCHNEIDER; MARTINELLI, 2009; BURKHART; TOME, 2012; SCHNEIDER et al., 2014). O modelo foi escolhido em funcao da precisao estatistica, considerando o coeficiente de determinacao ajustado ([R.sup.2]aj); o valor de F; o erro padrao ([S.sub.xy]) e o coeficiente de variacao expresso em percentagem (CV%) para a variavel dg.

Analise da covariancia (ANACOVA)

A analise da covariancia foi realizada para verificar a existencia ou nao de diferenca significativa de inclinacao entre as regressoes. Caso nao existisse diferenca de inclinacao, o segundo teste foi realizado para verificar a nao diferenca de niveis entre as regressoes (SCHNEIDER; SCHNEIDER; MARTINELLI, 2009). O teste foi realizado pelo procedimento GLM do SAS. O modelo geral usado para avaliar as inclinacoes foi:

Y = X + X * AR + X * AR * NP + X * AR * NPCR

E o modelo usado para avaliar os interceptos foi:

Y = X + AR + ARNP + AR * NP * CR

Sendo Y a variavel dependente e X a covariavel. Uma vez obtidas as regressoes dos 30 tratamentos avaliados, os resultados do dg em funcao da idade para as diferentes combinacoes de ARxNPxCR foram interpretados. Foi considerado adequado reestimar coeficientes quando o comportamento de alguns tratamentos apresentou desvios com relacao ao comportamento geral observado. Com o uso dos coeficientes das regressoes obtidos, foram geradas funcoes para estimar os coeficientes da funcao geral pelo metodo stepwise. Dessa maneira, obtiveramse 2 modelos que estimam os coeficientes da funcao geral em funcao do numero de arvores remanescentes apos o desbaste pre-comercial (AR), da percentagem de copa remanescente (CR) e do numero de podas (NP).

Validacao do modelo

A validacao do comportamento do modelo foi realizada com dados independentes daqueles usados na construcao do modelo, sendo estes provenientes de parcelas do experimento que nao foram consideradas na geracao do modelo, e dados de outro experimento, localizado num sitio similar ao do local do presente estudo. Foram considerados os dg (cm) obtidos durante o periodo de crescimento compreendido entre os 3 e 15 anos.

Os criterios estatisticos usados para validar o modelo de regressao foram apresentados em detalhe por Schneider, Schneider e Martinelli (2009). A metodologia empregada tem sido utilizada por pesquisadores como Vaccaro et al. (2003) e Dominguez, Bravo e Del Rio (2006). Os criterios estatisticos considerados foram: a) Tendencia absoluta (BIAS); b) Tendencia Relativa (BIAS%); c) Desvio medio (D); d) Desvio medio relativo (D%); e) Desvio medio absoluto em percentagem (e%) e f) Qui-Quadrado ([c.sup.2]). As estatisticas mencionadas foram calculadas para o diametro da arvore de area basal media (dg). Os dados independentes foram obtidos de parcelas com desbaste pre-comercial para 1296 arvores/ha e 3 desramas anuais do 50% da copa viva; parcelas com desbaste pre-comercial para 926 arvores/ha e 3 desramas anuais do 50% da copa viva e parcelas permanentes com 1323 arvores/ ha sem realizacao de desbastes, nem podas.

RESULTADOS E DISCUSSAO

Na Tabela 3 sao apresentados os coeficientes e os parametros estatisticos de cada equacao. O modelo selecionado foi o numero 1, o mesmo apresentou o maior coeficiente de determinacao (0,87) e o maior valor do F calculado (12838,1) dos modelos avaliados. Na analise da variancia, o baixo numero de coeficientes levou a obtencao de um alto valor dos quadrados medios da regressao. O modelo apresentou um elevado valor de F originado por um alto valor dos quadrados medios da regressao e baixo valor do quadrado medio do erro. Os valores de erro padrao da estimativa e coeficiente de variacao em percentagem para a variavel dg foram similares entre os modelos sendo de 4,58 e 19,82, respectivamente para o modelo escolhido.

Na Tabela 4 e apresentada a analise da covariancia da funcao escolhida, na qual se observa a existencia de interacao altamente significativa entre a inversa da idade, AR, NP e CR, indicando diferencas significativas nas inclinacoes das regressoes.

A matriz de (b0 e b1) coeficientes das regressoes dos 30 tratamentos estudados encontra se apresentada na Tabela 5. Pode-se observar que, na medida em que o numero de arvores por hectare diminui, o coeficiente b0 aumenta e o coeficiente b1 diminui.

Os modelos obtidos para estimar os coeficientes [B.sub.0] e [B.sub.1] do modelo geral (modelo de regressao aninhado) sao os seguintes: 1) [B.sub.0] = a + b lnAR + c CR; 2) [B.sub.1] = a + b /CR + c N[P.sup.2] + d lnAR. Os valores dos coeficientes e as estatisticas do modelo constam na Tabela 6.

Os coeficientes [B.sub.0] e [B.sub.1] foram calculados para as combinacoes correspondentes aos 30 tratamentos avaliados. Os resultados apresentados na Figura 1 mostram claramente como os valores de dg aumentaram dado que o numero de arvores por ha foi menor apos o desbaste pre-comercial (no sentido vertical da Figura 1). A variacao do dg encontrada, aos 15 anos, entre os tratamentos de 1666 arvores/ha e 208 arvores/ha sem poda, foi de 15,8 cm. Com relacao aos tratamentos de podas, pode ser observado que sendo a copa remanescente foi menor, o dg tambem foi menor e, porque aumentou o numero de podas de frequencia anual (no sentido horizontal da Figura 1), os diametros foram diminuindo. A reducao da capacidade fotossintetica das arvores causada pela poda afetou negativamente o crescimento em dg sendo a perda mais significativa na medida em que a desrama foi mais intensa e prolongada. Nas maiores densidades de arvores/ha observaram-se menores diferencas de crescimento em dg entre tratamentos podados e a testemunha sem poda (100% de copa remanescente) devido a poda natural da testemunha nessas condicoes. Com o acrescimo do peso do desbaste foram obtidas arvores de maiores dimensoes, sendo este resultado esperado devido a maior disponibilidade de agua, luz e nutrientes por arvore.

As diferencas em dg entre tratamentos sem poda e podados, obtidas aos 15 anos, variaram de 0,74 cm ate 3,90 cm. Os resultados poderiam ser explicados considerando que a remocao de copa viva por meio das podas produz uma reducao da capacidade fotossintetica da arvore e, consequentemente, isso se traduz em menor crescimento. Quando o numero de arvores/ha foi elevado (1666), as arvores nao podadas atingiram um comprimento de copa similar ao das arvores podadas a idades mais jovens, sendo este o motivo pelo qual as diferencas observadas em dg foram menores que aquelas observadas nos tratamentos com poucas arvores/ha, nos quais as arvores podadas demoraram mais tempo para atingir um comprimento de copa similar ao das nao podadas.

Os resultados obtidos com a remocao de copa viva podem ser comparados com os encontrados por Mowat (1947) em plantios de Pinus ponderosa nos Estados Unidos: apos 5 anos da realizacao da poda, o incremento diametrico foi diminuindo na medida em que a remocao da copa viva foi aumentando, atingindo diferencas de ate 1,9 cm em diametro entre o tratamento com poda de 75% da copa viva e a testemunha sem poda.

Schneider, Finger e Hoppe (1999), ao avaliarem o efeito da desrama em plantio de Pinus elliottii de 13 anos com densidade inicial de 2000 arvores por hectare e desbastado aos 11 anos, obtiveram, apos 4 anos da realizacao das desramas, diferencas de 1,17 cm de diametro medio entre a testemunha e o tratamento com desrama de 60% da altura total da arvore. Estes efeitos foram similares aos alcancados no presente estudo, para as podas realizadas na densidade de 1666 plantas/ha.

Resultados semelhantes aos obtidos para os tratamentos de poda e desbaste foram apresentados por Keller, Fassola e Pachas (2004), ao avaliarem tratamentos de podas com 3 intervencoes de frequencia anual e remocao da copa viva em percentagens de 30, 50 e 70%, em um experimento de Pinus taeda, de 11 anos de idade, localizado na provincia de Misiones, Argentina. Os resultados indicaram que o aumento de remocao de copa viva diminuiu o crescimento. Quando a poda foi de 70%, as diferencas observadas foram da ordem de 2 ate 5 cm do DAP, aumentando as diferencas quando a densidade de arvores por hectare foi menor. Os desbastes estudados foram realizados aos 3 anos de idade, partindo de uma densidade de 1960 plantas por hectare, remanescendo 980, 490 e 245 arvores/ ha. Variacoes proximas a 4, 10 e 16 cm foram encontradas nos tratamentos sem poda quando comparados com a testemunha (1960 arvores/ha).

Masatoshi e Velez Mesa (1992), estudando o efeito da poda realizada aos 3,5 anos de idade em plantios de Pinus patula na Colombia, encontraram, apos 4 anos, que o tratamento com 70% de remocao da copa viva apresentou um volume inferior a 40% com relacao ao tratamento de 30% de remocao de copa viva. Segundo os autores, o volume estava diretamente relacionado ao dg, sendo constatado que as arvores podadas mostraram, da mesma maneira que no presente estudo, menores dg que as nao podadas.

O efeito de diferentes intensidades do desbaste pre-comercial no crescimento em dg ao longo do tempo foi simulado e representado na Figura 2, na qual pode ser observado como, na medida em que as densidades de arvores/ha foram maiores, os dg foram menores, gerando uma diferenca diametrica cada vez maior ao longo do tempo entre densidades.

A informacao gerada a partir dos modelos e de utilidade para conhecer o dg no tempo para uma densidade escolhida e definir o momento do proximo desbaste usando valores de area basal critica ou diagramas de manejo de densidade proprios da especie como ferramentas.

As diferencas crescentes observadas na Figura 2 podem ser explicadas pelos diferentes niveis de concorrencia existentes entre as arvores, sendo maior nas densidades maiores. Os valores do dg alcancados, aos 15 anos de idade, variaram de 25,9 cm (1600 arvores/ha) ate 41,8 cm (200 arvores/ha). A diferenca obtida entre esses valores foi 61,4% sobre o valor de dg de 1600 arvores/ha.

Resultados similares aos encontrados neste estudo foram obtidos por Crechi et al. (2005) para Pinus taeda, aos 15 anos de idade, na provincia de Misiones, Argentina, que, ao avaliarem diversos tratamentos de desbastes, obtiveram que a testemunha sem desbaste e densidade inicial de 1736 arvores/ha apresentou um diametro medio de 24,4 cm. Ja os tratamentos com desbastes realizados a cada 2 anos, removendo 33 e 66% da area basal, apresentaram diametros de 30,3 cm e de 46,1 cm, respectivamente. Os tratamentos com desbastes contavam com 462 e 100 arvores/ha aos 15 anos de idade. Tambem foi apresentado que o tratamento com desbaste de 66% da area basal e desbastes realizados a cada 6 anos apresentou 189 arvores/ha aos 15 anos de idade e um diametro medio de 39,3 cm, sendo as respostas do Pinus taeda a diferentes graus de competicao muito similares no presente estudo.

Comparando-se os resultados obtidos com a citacao realizada no paragrafo anterior foi possivel observar que, embora as diferencas maximas atingidas em dg (cm) tenham sido elevadas, seria possivel atingir maiores valores se o numero de arvores/ha fosse inferior a 208 plantas, consequentemente, pode-se inferir que as 208 plantas/ha estavam competindo por recursos, tais como luz, agua e nutrientes.

O estudo realizado por Sayer et al. (2004) em um plantio de Pinus taeda de 17 anos no estado de Louisiana, nos Estados Unidos, permitiu observar que os tratamentos sem desbaste (2990 arvores/ha) apresentaram um DAP de 15 cm, enquanto o tratamento com desbastes realizados aos 7 (749 arvores remanescentes/ha) e 14 anos (31% do maximo valor de Indice de densidade de Reineke para Pinus taeda) apresentou um DAP medio de 23 cm. Os desbastes foram efetivos em mover a distribuicao diametrica para as maiores classes, gerando produtos para serraria, enquanto, no tratamento sem desbastes, os produtos obtidos foram para a polpa. Ao serem comparados esses resultados com os do presente estudo, pode-se inferir que, alem das diferencas nas respostas aos desbastes, os diferentes locais e tempos de execucao dos desbastes influem nas respostas de crescimento em diametro.

Tendencias similares foram apresentadas por Leite, Gilciano e Moreira (2006), ao avaliarem o efeito do espacamento no crescimento de Pinus taeda ate os 14 anos de idade, no estado de Santa Catarina. Os autores verificaram que, quando a densidade foi de 1333 arvores/ha, o dg alcancou um valor de 24,1 cm sendo este valor inferior em 10,4% com relacao ao dg simulado no presente estudo para 14 anos e 1300 arvores/ha. Os pesquisadores observaram, como neste trabalho que a estagnacao do crescimento em diametro iniciou mais cedo nos menores espacamentos, uma vez que esse crescimento foi substancialmente afetado pela densidade. As maiores taxas de crescimento foram obtidas nos espacamentos mais amplos.

Tambem, as respostas de Pinus taeda a diferentes espacamentos foram estudadas por Harms, Whitesell e Debell (2000) no Hawaii, onde foram observadas tendencias similares as apresentadas neste estudo para o crescimento em dg. Aos 20 anos de idade, os diametros medios obtidos foram de 24,9 cm para uma densidade inicial de 1615 arvores por hectare e de 32,7 cm para 746 arvores/ha.

Os pesquisadores Sanquetta et al. (2003), estudando o crescimento e a producao de Pinus taeda com 12 anos de idade sob diferentes espacamentos iniciais de plantio, concluiram que os maiores espacamentos conferem um aumento acentuado no DAP. Para as densidades de 1428 e 909 arvores/ha, os valores medios de DAP foram de 20,7 e 24,0 cm, respectivamente. Essa variacao foi semelhante, mas inferior a encontrada no presente estudo entre as densidades de 1666 e 833 arvores/ ha sendo provavel que a causa disto seja a maior variacao de arvores/ha.

Os modelos apresentados poderao ser usados pelos produtores para avaliar diferentes manejos, conforme os objetivos de producao (celulose, madeira para serraria, laminacao) e estimar a rentabilidade de diferentes regimes para a selecao do mais conveniente. Ao se conhecer o efeito do desbaste e das podas no crescimento em diametro sera possivel saber qual e a rotacao necessaria para lograr o diametro objetivo com diversos regimes de manejo, por exemplo, um plantio de Pinus taeda com 833 arvores/ha de Pinus taeda e desbaste precomercial para 416 arvores/ha com podas de 50% de remocao de copa viva durante 3 anos permitira obter produtos para serraria e laminacao em rotacoes de 15 anos de idade com diametros medios superiores a 30 cm.

Validacao do modelo

Os resultados do teste de validacao presentes na Tabela 7 indicam que os valores de [c.sup.2] foram todos nao significativos, indicando nao haver diferenca estatistica significativa com 99% de confiabilidade na distribuicao dos valores observados na amostra de validacao e dos valores estimados pelo modelo.

Os valores obtidos de BIAS; BIAS%; D; D% e e%, apresentados na Tabela 7, indicaram que os modelos podem ser usados devido a sua elevada precisao, sendo o maior valor de desvio medio absoluto em percentagem de 5,71.

Da analise do D%, pode-se observar que, nos cenarios 1 e 3, o modelo subestimou, enquanto no caso do cenario 2, o modelo superestimou.

CONCLUSOES

a) Os desbastes pre-comerciais afetam positivamente o crescimento do diametro da arvore de area basal media, enquanto as podas o afetam de maneira negativa.

b) O crescimento em dg diminui com o aumento da percentagem de remocao de copa viva e do numero de podas.

c) As diferencas de crescimento em diametro medio geradas pelo desbaste sao crescentes no tempo e aumentam como o peso do desbaste.

d) As podas tem uma menor influencia no crescimento em dg quando as densidades de arvores/ha sao elevadas (1666 arvores/ha).

e) Os modelos obtidos na presente pesquisa apresentaram boa precisao (desvio medio absoluto em percentagem igual a 5.71) podendo ser usados para estimar o dg de plantios de Pinus taeda no nordeste de Argentina.

f) O produtor florestal podera usar os modelos obtidos para estimar o tempo necessario para atingir um diametro medio objetivo e usar essa informacao para avaliar a rentabilidade de diferentes cenarios de manejo. Tambem, os modelos poderao ser usados para estimar o dg no tempo para uma densidade de arvores por hectare e determinar o momento oportuno para desbastar o povoamento usando diagramas de manejo de densidade (DMD) da especie.

AGRADECIMENTOS

Os autores agradecem a Forestal Bosques del Plata S.A. e ao Instituto Nacional de Tecnologia Agropecuaria pela concessao de dados dendrometricos e ao Ing. A. Hernandez pela colaboracao na instalacao do experimento, conducao e medicao das arvores. Os autores agradecem a Capes e ao CNPq pela colaboracao na realizacao do presente trabalho.

REFERENCIAS BIBLIOGRAFICAS

AMATEIS, R. L.; BURKHART, H. The influence of thinning on the proportion of peeler, sawtimber, and pulpwood tress in Loblolly pine plantations. South African Journal of Applied Forestry, Durban, v. 29, n 3, p. 158-162. 2005.

BURKHART, H. E.; TOME, M. Modeling Forest Trees and Stands. New York: Springer, 2012. 457 p.

UNIVERSDAD NACIONAL DE ENTRE RIOS. Facultad de Ciencias Agropecuarias. Catedra de Climatologia Agricola. Clasificaciones climaticas. 2010. Disponivel em: <http://www.cicyttp.org.ar/climatologiafca/docencia/apuntes/tema8.pdf>. Acesso em: 2 abr. 2010.

COSTAS, R. et al. Modelos de la produccion de Pinus taeda empleando variables vinculadas con las podas. Bosque, Valdivia, v. 27, n. 2, p. 98-107, 2006.

CRECHI, E. H. et al. Efectos del raleo en Pinus taeda. Idia XXI, Buenos Aires, v. 5, n. 8, p. 43-47, 2005.

CURTIS, R. O.; MARSHALL, D. D. Why Quadratic Mean Diameter? Western Journal of Applied Forestry, Maryland, p. 137-139, 2000.

DOMINGUEZ, M. D.; BRAVO, F.; DEL RIO, M. Modelos de copa de Pinus sylvestris L. em bosques del centro de Espana. Interciencia, Caracas, v. 31, n. 3, p. 168-175, 2006.

ELIZONDO, M. Primer inventario forestal de la Provincia de Corrientes. Provincia de Corrientes: Consejo Federal de Inversiones, 2009. 69 p.

ESCOBAR, J. et al. Mapa de suelos de la provincia de Corrientes. Corrientes: Gobierno de la provincia de Corrientes; Instituto Nacional de Tecnologia Agropecuaria (INTA), 1996. 429 p.

FASSOLA, H. et al. Evolucion de las principales variables de arboles de Pinus taeda L. sometidos a diferentes tratamientos silviculturales en el nordeste de la provincia de Corrientes, Argentina. Ciencia Florestal, Santa Maria, v. 12, n. 2, p. 51-60, 2002.

FINGER, C. A. Fundamentos de biometria florestal. Santa Maria: [s. n.], 1992. 269 p. HARMS, W.; WHITESELL, C.; DEBELL, D. Growth and development of loblolly pine in a spacing trial planted in Hawaii. Forest Ecology and Management, Amsterdam, v. 126, p. 13-24, 2000.

KELLER, A.; E.; FASSOLA, H. E.; PACHAS, N. Efecto de la poda y raleo sobre el crecimiento de Pinus taeda L. a los 11 anos de edad en el departamento de Iguazu, Misiones. In: JORNADAS TECNICAS FORESTALES Y AMBIENTALES, 11., Eldorado, Anais ... Eldorado: FCF, UNAM, EEA Montecarlo INTA, 2004. 8 p.

LARSON, P. R. et al. Formation and properties of juvenile wood in southern pines. A synopsis. [s. l.]: USDA Forest Service, 2001. 42 p. (General Technical report, 129).

LEITE, H. G.; GILCIANO, S. N.; MOREIRA, A. Efeito do espacamento e da idade sobre variaveis de povoamentos de Pinus taeda L. Arvore, Vicosa, MG, v. 30, n. 4, p. 603-612, 2006.

MASATOSHI, E.; VELEZ MESA, G. Results of a pruning trial with Pinus patula in Colombia. IPEF International, Piracicaba, v. 2, p. 45-49, 1992. MOWAT, E. Effect of pruning on growth of Ponderosa pine. Forest research notes, Oregon, v. 38, n. 3, 1947.

SANQUETTA, C. et al. Producao de madeira livre de nos em povoamentos de Pinus taeda em funcao da densidade de plantio. Cerne, Lavras, v. 9, n. 2, p. 129-140, 2003.

SAS INSTITUTE. SAS/STAT User's guide. Version 8 (computer manual). Cary: SAS Institute, 1999.

SAYER, M. A. S. et al. Long-term trends in Loblolly pine productivity and stand characteristics in response to thinning and fertilization in the West Gulf region. Forest ecology and management, Amsterdam, v. 192, p. 71-96, 2004.

SCHNEIDER, P. R. et al. Crescimento em diametro do Pinus elliottii e Pinus taeda em areas arenizadas e degradadas no Oeste do Rio Grande do Sul. Ciencia Rural, Santa Maria, v. 44, n. 9, p. 1561-1567, 2014.

SCHNEIDER, P. R.; FINGER, C. A.; HOPPE, J. M. Efeito da intensidade de desrama na producao de Pinus elliottii Engelm implantado em solo pobre, no estado do Rio Grande do Sul. Ciencia Florestal, Santa Maria, v. 9, n. 1, p. 35-46, 1999.

SCHNEIDER, P. R. ; SCHNEIDER, P. S. P. Introducao ao manejo florestal. Santa Maria: FACOS-UFSM, 2008. 566 p.

SCHNEIDER, P. R. ; SCHNEIDER, P. S. P. ; MARTINELLI, C. A. S. Analise de regressao aplicada a Engenharia Florestal. 2. ed. Santa Maria: FACOS-UFSM, 2009. 294 p.

TASSISA, G.; BURKHART, H. Modeling thinning effects on rings width distribution in loblolly pine (Pinus taeda). Canadian Journal of Forest Research, Canada, n. 27, p. 1291-1301, 1997.

UNITED STATES DEPARTMENT OF AGRICULTURE. Soil Taxonomy--a basic system of soil classification for making and interpreting soil surveys. 2. ed. Washington, DC: USDA, 1999. 870 p.

VACCARO, S. et al. Incremento em area basal de arvores de uma floresta estacional decidual, em tres fases sucessionais, no municipio de Santa Tereza, RS. Ciencia Florestal, Santa Maria, v. 13, n. 2, p.131-142, 2003.

Raul Vicente Pezzutti (1) Frederico Dimas Fleig (2) Cesar Augusto Guimaraes Finger (3) Paulo Renato Schneider (4)

(1) Engenheiro Florestal, Dr., Subgerente de Silvicultura de Forestal Bosques del Plata S.A., Av. Juan Manuel Fangio, 3873, Barrio San Isidro, CEP 3300, Posadas (Misiones), Argentina. rpezzutti@cmpc.com.ar

(2) Engenheiro Florestal, Dr., Professor Adjunto do Departamento de Ciencias Florestais, Centro de Ciencias Rurais, Universidade Federal de Santa Maria, Av. Roraima, 1000, CEP 97015-900, Santa Maria (RS), Brasil. fdfleig@smail.ufsm.br

(3) Engenheiro Florestal, Dr., Professor Titular do Departamento de Ciencias Florestais, Centro de Ciencias Rurais, Universidade Federal de Santa Maria, Av. Roraima, 1000, CEP 97015-900, Santa Maria (RS), Brasil. finger@smail.ufsm.br

(4) Engenheiro Florestal, Dr., Professor Titular do Departamento de Ciencias Florestais, Centro de Ciencias Rurais, Universidade Federal de Santa Maria, Av. Roraima, 1000, CEP 97105-900, Santa Maria (RS), Brasil. paulors@smail.ufsm.br

Recebido para publicacao em 3/11/2012 e aceito em 10/03/2015

Caption: FIGURE 1: Diametric growth in function of age for 4 densities of trees/ha with a check without pruning and annual pruning for two, three and four years with different % of remnant crown for Pinus taeda in the northeast of Corrientes, Argentina.

FIGURA 1: Crescimento diametrico em funcao da idade para 4 densidades de arvores/ha com a testemunha sem poda e podas de frequencia anual por dois, tres e quatro anos e diferentes % de copa remanescente para Pinus taeda no nordeste de Corrientes, Argentina.

Caption: FIGURE 2: Dg (cm) growth simulation in function of age (years) for different densities (trees/ha) originated by pre-commercial thinning at 3 year old, without pruning for Pinus taeda in the northeast of Corrientes, Argentina.

FIGURA 2: Simulacao do crescimento em dg (cm) em funcao da idade (anos) para diferentes densidades de arvores/ha originadas pela realizacao de um desbaste pre-comercial, aos 3 anos de idade, sem podas, para Pinus taeda no nordeste de Corrientes, Argentina.
TABLE 1: Characteristics of the blocks with the evaluated tree
density (number of trees per hectare) on the trial of Pinus taeda
established in Corrientes province, Argentina.

TABELA 1: Caracteristicas das faixas de densidade de arvores por
hectare avaliadas no experimento de Pinus taeda estabelecido na
provincia de Corrientes, Argentina.

Faixas           Espaco        No.      Tamanho da    Repeticoes/
(Arvores       disponivel    arvores/   parcela de    tratamento
[ha.sup.-1])   ([m.sup.2]/   parcela      medicao
                 arvore)                ([m.sup.2])

1666                6           18          108            5
833                12           18          216            5
416                24           15          360            5
208                48           9           432            6

TABLE 2: Regression models tested for the selection of an equation
of the variable dg in function of t variable.

TABELA 2: Modelos de regressao testados para a selecao de uma
equacao da variavel dg em funcao da variavel t.

Numero   Modelo

1        ln (dg) = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1/t)
2        ln (dg) = [b.sub.0] + [b.sub.1] t + [b.sub.2] (1/t)
3        ln (dg) = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln (t) + [b.sub.2] [t.sup.2]
4        ln (dg) = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1/[t.sup.2])
5        ln (dg) = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1/[t.sup.2]) + [b.sub.2] t
6        ln (dg) = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln (t) + [b.sub.2]
           [(ln (t)).sup.2]

Em que: ln = logaritmo neperiano; dg = diametro da arvore de area
basal media; t = idade; [b.sub.0], [b.sub.1] e [b.sub.2] os
coeficientes da regressao.

TABLE 3: Evaluated regression models and statistics parameters to
describe the quadratic mean diameter (dg) in function of age (t) for
Pinus taeda in the northeast of Corrientes, Argentina.

TABELA 3: Modelos de regressao e parametros estatisticos testados
para descrever o diametro da arvore de area basal media (dg) em
funcao da idade (t) para Pinus taeda no nordeste de Corrientes,
Argentina.

N.   Modelo                                          [b.sub.0]

1    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / t)            3,8455
     Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] t + [b.sub.2]      1,2526

2    (1 / t)

3    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] Ln t               0,7087
     + [b.sub.2] [t.sup.2]

4    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])    3,4216

5    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])    2,9098
     + [b.sub.2] t

6    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln t +             -0,0674
     [b.sub.2] [ln.sup.2] t                             ns

N.   Modelo                                          [b.sub.1]

1    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / t)            -5,5879
     Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] t + [b.sub.2]      0,3379

2    (1 / t)

3    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] Ln t               1,2616
     + [b.sub.2] [t.sup.2]

4    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])   -14,0698

5    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])    -9,5684
     + [b.sub.2] t

6    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln t +             2,31032
     [b.sub.2] [ln.sup.2] t

N.   Modelo                                          [b.sub.2]

1    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / t)
     Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] t + [b.sub.2]      -0,0129

2    (1 / t)

3    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] Ln t               -0,003
     + [b.sub.2] [t.sup.2]

4    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])

5    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])    0,0441
     + [b.sub.2] t

6    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln t +            -0,36989
     [b.sub.2] [ln.sup.2] t

N.   Modelo                                          [R.sup.2.sub.aj]

1    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / t)                 0,87
     Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] t + [b.sub.2]           0,85

2    (1 / t)

3    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] Ln t                    0,87
     + [b.sub.2] [t.sup.2]

4    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])         0,82

5    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])         0,86
     + [b.sub.2] t

6    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln t +                  0,87
     [b.sub.2] [ln.sup.2] t

N.   Modelo                                          [S.sub.xy]

1    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / t)              4,58
     Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] t + [b.sub.2]        4,57

2    (1 / t)

3    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] Ln t                 4,56
     + [b.sub.2] [t.sup.2]

4    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])      5,15

5    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])      4,63
     + [b.sub.2] t

6    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln t +               4,57
     [b.sub.2] [ln.sup.2] t

N.   Modelo                                          CV (%)      F

1    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / t)           19,82    12838,1
     Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] t + [b.sub.2]     19,75    5702,73

2    (1 / t)

3    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] Ln t              19,68    6359,91
     + [b.sub.2] [t.sup.2]

4    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])   22,49    8874,37

5    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] (1 / [t.sup.2])   20,04    6247,06
     + [b.sub.2] t

6    Ln dg = [b.sub.0] + [b.sub.1] ln t +            19,76    6487,49
     [b.sub.2] [ln.sup.2] t

Em que: N. = Numero do modelo; Ln dg = Logaritmo neperiano do
diametro da arvore de area basal media (cm); t = Idade (anos);
[b.sub.0] = Coeficiente linear; [b.sub.1] e [b.sub.2] = Coeficientes
angulares; [R.sup.2.sub.aj] = Coeficiente de determinacao ajustado;
[S.sub.xy] : Erro padrao da estimativa; CV (%) = Coeficiente de
variacao em percentagem; F = Valor de F calculado; ns = Nao
significativo pelo teste de t.

TABLE 4: Covariance analyses of the function ln (dg) = [B.sub.0] +
[B.sub.1] [t.sup.-1] , in relation with the number of remnant trees
after pre commercial thinning, number of punning and percentage of
remnant crown for Pinus taeda in the Argentinean northeast.

TABELA 4: Analise da covariancia da funcao ln (dg) = [B.sub.0] +
[B.sub.1] [t.sup.-1], em funcao do numero de arvores remanescentes
apos desbaste pre-comercial, numero de podas e percentagem de copa
remanescente para Pinus taeda no nordeste Argentino.

Fonte Variacao                 GL       SQ erro Tipo I      QM

Modelo                         30          373,6155      12,4538
[t.sup.-1]                      1          359,8433      359,8433
[t.sup.-1] * AR                 3           7,3106        2,4369
[t.sup.-1] * AR * NP           12           2,6082        0,2173
[t.sup.-1] * AR * NP * CR      14           3,8533        0,2752
Erro                          1932         40,7046        0,0211
Total corrigido               1962         414,3201
[R.sup.2] = 0,90            CV(%)=4,7

Fonte Variacao                 F      Prob. > F

Modelo                      591,11      <,0001
[t.sup.-1]                  17079,6     <,0001
[t.sup.-1] * AR             115,66      <,0001
[t.sup.-1] * AR * NP         10,32      <,0001
[t.sup.-1] * AR * NP * CR    13,05      <,0001
Erro                                    <,0001
Total corrigido
[R.sup.2] = 0,90

Em que: [t.sup.-1] = inverso da idade (anos); AR = numero de arvores
remanescentes apos o desbaste; NP = numero de podas; CR= percentagem
de copa viva remanescente apos a realizacao da poda; [B.sub.0] =
intercepto; [B.sub.1] = Coeficiente angular; GL = Graus de
liberdade; SQ = Soma de quadrados; QM= Quadrado medio; F = valor de
F calculado para a variavel dependente; Prob. > F = nivel de
probabilidade do erro; [R.sup.2] = Coeficiente de determinacao.

TABLE 5: Matrix of the regression coefficients (b0 e b1) for the 30
studied treatments.

TABELA 5: Matriz de coeficientes (b0 e b1) das regressoes dos 30
tratamentos estudados.

T     AR    NP   CR      b0       b1

1    1666   1    100   3,5003   -4,1900
2    1666   2    70    3,4843   -4,1900
3    1666   3    70    3,4812   -4,1900
4    1666   4    70    3,4825   -4,1900
5    1666   2    50    3,4680   -4,1900
6    1666   3    50    3,4617   -4,1900
7    1666   4    50    3,4643   -4,1900
8    833    1    100   3,7394   -4,8695
9    833    2    70    3,7058   -4,8695
10   833    3    70    3,7146   -4,8695
11   833    4    70    3,6802   -4,8923
12   833    2    50    3,6811   -4,8695
13   833    3    50    3,6891   -4,8695
14   833    4    50    3,6173   -4,9184
15   416    1    100   3,9289   -5,5173
16   416    2    70    3,9284   -5,7106
17   416    3    70    3,9276   -5,8062
18   416    4    70    3,9289   -6,0973
19   416    2    50    3,9289   -5,9192
20   416    3    50    3,9289   -6,1305
21   416    4    50    3,9289   -6,3944
22   208    1    100   4,1085   -5,9422
23   208    2    70    4,1078   -6,1504
24   208    3    70    4,1085   -6,2652
25   208    4    70    4,1085   -6,5370
26   208    2    50    4,1085   -6,3763
27   208    3    50    4,1085   -6,8347
28   208    4    50    4,1085   -7,2178
29   208    2    30    4,1085   -6,8061
30   208    3    30    4,1085   -7,5804

Em que: T = Tratamento; AR = numero de arvores remanescentes apos o
desbaste; NP = numero de podas; CR = percentagem de copa viva
remanescente apos a realizacao da poda; b0 = intercepto; b1 =
coeficiente angular. realizadas na densidade de 1666 plantas/ha.

TABLE 6: Coefficients and statistics parameters obtained to estimate
[B.sub.0] and [B.sub.1] coefficients of the general model for dg
(cm) estimation in Pinus taeda stands in the northeast of
Corrientes, Argentina.

TABELA 6: Coeficientes e parametros estatisticos obtidos para
estimar os coeficientes [B.sub.0] e [B.sub.1] do modelo geral para
avaliar o dg (cm) para povoamentos de Pinus taeda no nordeste de
Corrientes, Argentina.

N.      a          b          c        d      [R.sup.2]   CV (%)

1     5,7312    -0,3080    0,0005      --       0,99       0,54
2    -12,0219   -33,3441   -0,0188   1,1510     0,95       4,34

N.     F

1    2039,3
2    169,5

Em que: N. = Numero do modelo; lnAR = logaritmo neperiano do numero
de arvores remanescentes/ha; CR = percentagem de copa viva
remanescente apos a realizacao da poda; NP = numero de podas; a =
Coeficiente linear; b, c, d = Coeficientes angulares; [R.sup.2] =
Coeficiente de determinacao; CV (%) = Coeficiente de variacao em
percentagem; F = Valor de F calculado.

TABLE 7: Results of the validation tests of the general model (lndg
= [B.sub.0] + [B.sub.1] [t.sup.-1]) for dg (cm) estimation in 3
management situations for Pinus taeda plantations in the northeast
of Corrientes, Argentina.

TABLE 7: Results of the validation tests of the general model (lndg
= [B.sub.0] + [B.sub.1] [t.sup.-1]) for dg (cm) estimation in 3
management situations for Pinus taeda plantations in the northeast
of Corrientes, Argentina.

Cenario     Descricao     Tendencia   Tendencia   Desvio    Desvio
                          absoluta    relativa    medio     medio
                           (BIAS)      (BIAS%)     (D)     relativo
                                                             (D%)

1         1296-CR30-2NP     -0,47       -2,58     -0,03     -3,23
2         926-CR30-2NP      0,94        4,86       0,04      4,14
3         1323-sem poda     -0,74       -3,85     -0,04     -3,54

Cenario   Desvio medio   Quiquadrado
          absoluto em    ([c.sup.2])
          percentagem
              (e%)

1             2,86         0,44 ns
2             5,65         0,95 ns
3             5,71         0,78 ns

Em que: [B.sub.0] = 5,7312 - 0,3080lnAR + 0,00053CR; [B.sub.1]
= - 12,0219 -33,3441-CR -0,0188[NP.sup.2] + 1,151lnAR; dg = diametro da
arvore de area basal media (cm); t = idade (anos); ns = nao
significativo.
COPYRIGHT 2016 Universidade Federal de Santa Maria
No portion of this article can be reproduced without the express written permission from the copyright holder.
Copyright 2016 Gale, Cengage Learning. All rights reserved.

 
Article Details
Printer friendly Cite/link Email Feedback
Title Annotation:texto en portugues/ingles
Author:Pezzutti, Raul Vicente; Fleig, Frederico Dimas; Finger, Cesar Augusto Guimaraes; Schneider, Paulo Re
Publication:Ciencia Florestal
Date:Oct 1, 2016
Words:7853
Previous Article:The use of continuous, temporary immersion bioreactor system and semisolid culture medium for the production of Eucalyptus camaldulensis clones/Uso...
Next Article:Taper models for Pinus taeda L. based on form change points/Modelos de afilamento para Pinus taeda L. baseados em pontos de mudanca de forma.
Topics:

Terms of use | Privacy policy | Copyright © 2018 Farlex, Inc. | Feedback | For webmasters