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AUTO-ACLAREO Y GUÍAS DE DENSIDAD PARA Pinus patula ...

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AGROCIENCIA, 1 de enero - 15 de febrero, 2013<br />

78<br />

mAteRIAles y métodos<br />

Área de estudio y datos dasométricos<br />

Los datos usados en este estudio provienen de tres medicio-<br />

nes realizadas periódicamente en 42 parcelas permanentes de<br />

muestreo de forma cuadrada de 400 m 2 , localizadas en rodales<br />

puros y coetáneos de P. <strong>patula</strong> en el ejido La Mojonera, al su-<br />

reste del municipio de Zacualtipán de Ángeles, en el estado de<br />

Hidalgo, México. Se usó el número de árboles (NA), la altura<br />

total (A) y el diámetro normal (D) de todos los árboles vivos<br />

dentro de cada parcela para estimar las siguientes variables de es-<br />

tado del rodal: área basal (AB, m 2 ha 1 ), número de árboles (NA<br />

ha 1 ), diámetro cuadrático (Dq, cm): Dq<br />

VOLUMEN 47, NÚMERO 1<br />

40000 AB<br />

= ×<br />

π NA<br />

volumen (V, m 3 ha 1 ). Considerando el volumen y el número de<br />

árboles por hectárea, se obtuvo el volumen promedio por árbol<br />

(Vp, m 3 ): VpV/NA. En la relación limitante densidad-tamaño<br />

o auto-aclareo se emplearon el NA vs. Dq y el Vp vs. NA para el<br />

modelo de Reineke y el de Yoda.<br />

Modelos de mínimos cuadrados ordinarios (MCO)<br />

El número de árboles por hectárea para una densidad com-<br />

pleta varía dependiendo del diámetro promedio del rodal. Para<br />

determinar la densidad del rodal, es necesario tener una curva<br />

que muestre el número de árboles por hectárea para todos los<br />

diámetros promedio. Esta curva puede ser representada por la<br />

Ecuación 1(Reineke, 1933; Pretzsch, 2009):<br />

NADq (1)<br />

Al linealizar (1) se obtiene el modelo de Reineke para estimar la<br />

línea del auto-aclareo:<br />

ln(NA)ln(Dq) (2)<br />

( )<br />

εiid N 0 σε 2<br />

,<br />

El modelo de auto-aclareo de Yoda corresponde al modelo lineal<br />

de la forma (Yoda et al., 1963; Bi et al., 2000; Montero et al.,<br />

2007):<br />

ln(Vp)ln(NA) (3)<br />

( )<br />

εiid N 0 σε 2<br />

,<br />

donde NA es el número de árboles por hectárea, Dq es el diá-<br />

metro cuadrático por hectárea, Vp es el volumen promedio por<br />

y<br />

the volume and number of trees per hectare, we obtained the<br />

average volume per tree (Vp, m 3 ): VpV/NA. In the limiting<br />

size-density relationship or self-thinning we used NA vs. Dq and<br />

Vp vs. NA for both the Reineke and Yoda models.<br />

Ordinary least square models (OLS)<br />

The number of trees per hectare for full density varies with<br />

the mean stand diameter. To determine the stand density, it is<br />

necessary to develop a curve showing the number of trees per<br />

hectare for all mean diameters. This curve can be represented by<br />

Equation 1 (Reineke, 1933; Pretzsch, 2009):<br />

NADq (1)<br />

By linearizing (1) we obtained the Reineke’s model to estimate<br />

the self-thinning line:<br />

ln(NA)ln(Dq) (2)<br />

( )<br />

εiid N 0 σε 2<br />

,<br />

The self-thinning Yoda model corresponds to the linear model<br />

of the form (Yoda et al., 1963, Bi et al., 2000; Montero et al.,<br />

2007):<br />

ln(Vp)ln(NA) (3)<br />

( )<br />

εiid N 0 σε 2<br />

,<br />

where NA is the number of trees per hectare, Dq is the quadratic<br />

mean diameter per hectare, Vp is the mean volume per tree, ln<br />

indicates the natural logarithm, and are parameters to be<br />

estimated, and is the error term in the model.<br />

Stochastic frontier regression models (SFR)<br />

The frontier regression models estimate the extreme values of<br />

a data set, rather than the mean or a function’s quantiles. In the<br />

stochastic approach, the frontier itself is a random variable, so<br />

that each observation has its own frontier function that deviates<br />

from the general function. The advantage of this approach is<br />

that it considers that the frontier can be the result of external<br />

factors that are not measured. The stochastic boundary model<br />

divides the error component in: 1) an error component associated<br />

with the measurement of individual observations (v i ) and 2) an<br />

error component which is assumed to account for data technical<br />

inefficiency (u i ) (Kumbhakar and Lovell, 2000; Cummings et<br />

al., 2001).

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