Nativa, Sinop, v. 10, n. 4, p. 539-546, 2022.
Pesquisas Agrárias e Ambientais
DOI: https://doi.org/10.31413/nativa.v10i4.13874 ISSN: 2318-7670
Padrão espacial e valor financeiro de populações de copaíba na Flona do Tapajós
Diego dos Santos VIEIRA1*, Bruno Oliveira LAFETÁ2,
Marcio Leles Romarco OLIVEIRA1, João Ricardo Vasconcellos GAMA3
1Universidade Federal dos Vales do Jequitinhonha e Mucuri, Diamantina, MG, Brasil.
2Instituto Federal de Educação, Ciência e Tecnologia de Minas Gerais, São João Evangelista, MG, Brasil.
3Instituto de Biodiversidade e Florestas, Universidade Federal do Oeste do Pará, Santarém, PA, Brasil (In memorian).
*E-mail: diegovieir4@gmail.com
(ORCID: 0000-0003-3780-1189; 0000-0003-2913-6617; 0000-0002-8097-1135; 0000-0002-3629-3437)
Submetido em 24/05/2022; Aceito em 05/12/2022; Publicado em 20/12/2022.
RESUMO: O objetivo dessa pesquisa foi avaliar a estrutura diamétrica, padrão espacial e potencial econômico
da copaíba na Flona Tapajós, estado do Pará. Os dados foram coletados nas áreas A, B, C e D, onde foram
medidas apenas árvores com DAP ≥ 30 cm. A estrutura diamétrica e o padrão espacial foram analisados por
meio de histogramas e da função K de Ripley, respectivamente. O valor econômico foi calculado por meio da
multiplicação da abundância de árvores, produtividade e preço. As abundâncias foram baixas, mas iguais entre
as áreas. As estruturas diamétricas exibiram tendência normal, enquanto o padrão espacial foi aleatório. O valor
econômico das áreas teve alta variação. As maiores receitas foram estimadas quando a simulação de venda do
óleo-resina foi realizada para Altamira, a saber: A - R$ 3.173,83; B - R$ 2.333,70; C- R$ 5.414,18 e D - R$
6.160,97. A considerar todas as áreas seria possível obter receitas totais de R$ 17.082,68, R$ 12.757,66, R$
5.933,59, R$ 12.812,56, R$ 12.132,90 para Altamira, Belém, Breves, Gurupá e Santarém, respectivamente. O
potencial econômico foi baixo, por isso recomenda-se que os extrativistas se organizem em cooperativas para
melhorar o poder de barganha no mercado, receber melhores preços e, consequentemente, aumentar os lucros.
Palavras-chave: distribuição diamétrica; potencial econômico; óleo-resina; Copaifera sp.
Spatial pattern and economic value of populations of copaíba
in Flona Tapajós, Pará
ABSTRACT: The objective of this research was to evaluate the diametric structure, spatial pattern, and
economic potential of copaíba in the Tapajós Flona, Pará State. Data were collected in areas A, B, C and D,
where only trees with DBH ≥ 30 cm were measured. Diametric structure and spatial pattern were analyzed
using histograms and Ripley's K function, respectively. Economic value was calculated by multiplying tree
abundance, productivity, and price. Abundances were low but equal among areas. Diametric structures showed
a normal trend, while the spatial pattern was random. The economic value of the areas had high variation. The
highest revenues were estimated when the oil-resin sales simulation was performed for Altamira, namely: A -
R$ 3,173.83; B - R$ 2,333.70; C - R$ 5,414.18 and D - R$ 6,160.97. Considering all the areas it would be possible
to obtain total revenues of R$ 17,082.68, R$ 12,757.66, R$ 5,933.59, R$ 12,812.56, R$ 12,132.90 for Altamira,
Belém, Breves, Gurupá and Santarém, respectively. The economic potential was low, so it is recommended that
extractivists organize into cooperatives to improve bargaining power in the market, receive better prices and
consequently increase profits.
Keywords: diametric distribution; economic potential; oil-resin; Copaifera sp.
1. INTRODUÇÃO
As florestas tropicais são formadas de espécies arbóreas
que proveem diversos benefícios econômicos. Os que
usufruem desses benefícios, geralmente enfatizam os
produtos madeireiros e com raras exceções, os não
madeireiros, como raízes, cascas, sementes e óleo-resina.
Esses produtos muitas vezes são desvalorizados
economicamente por várias razões, principalmente por sua
baixa oferta, mas exibem versatilidade e variabilidade quanto
ao emprego, que vão desde o alimentício, cosmético ao
fitoterápico (KLAUBERG et al., 2016; GUIMARÃES et al.,
2018). Além disso, são matéria-prima de muitas indústrias,
movimentando mercados regionais, internacionais e
aumentando a renda mensal de populações tradicionais na
Amazônia (PINHEIRO et al., 2019). Além dos benefícios
econômicos e sociais, possui também o ambiental,
proporcionando a conservação da biodiversidade florestal,
solo, água e clima (KLAUBERG et al., 2016; GUIMARÃES
et al., 2019).
A copaíba - Copaifera sp. - é uma das espécies florestais
não madeireiras mais importante no cenário nacional e
internacional (VASCONCELOS et al., 2020). Mas, o
paradoxo de qualquer produto não madeireiro é
caracterizado pela discrepância entre sua aparente
abundância e a dificuldade de executar uma colheita que seja
econômica e ecologicamente sustentável. Avaliações
pioneiras demostraram altas densidades de recursos vegetais
com valor de utilidade, mas não levaram em conta os muitos
Padrão espacial e valor financeiro de populações de copaíba na Flona do Tapajós
Nativa, Sinop, v. 10, n. 4, p. 539-546, 2022.
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fatores ecológicos, sociais e econômicos que, em conjunto,
determinam o potencial para utilização comerciais
sustentáveis na Amazônia. As restrições ecológicas incluem a
abundância, distribuição diamétrica e padrão espacial,
enquanto as socioeconômicas incluem a acessibilidade física
do recurso pelos extrativistas, potencialidade econômica,
oportunidades de colheita e características dos mercados
locais (NEWTON et al., 2012b).
A abundância de árvores em um determinado local é um
fator importante a ser considerado, pois pode refletir várias
características, a saber: estratégia de vida da espécie,
preferência por um ou outro habitat e quantificação do
recurso não madeireiro, o que consequentemente permite a
avaliação da viabilidade da colheita e a definição do potencial
econômico (HERRERO-JÁUREGUI et al., 2012; NEVES
et al., 2016). Mas, somente a abundância não é suficiente para
determinar todos essas características, é necessário
complementar a análise com outros parâmetros, como a
distribuição diamétrica e padrão espacial das árvores de uma
população. Apesar dos fatores que controlam esses
parâmetros variarem em diferentes florestas (competição,
processo de regeneração, perturbações e condições
ambientais), eles podem sugerir princípios gerais subjacentes
(HERRERO-JÁUREGUI et al., 2012). Por exemplo,
distribuições diamétricas com poucas árvores nas classes de
diâmetro iniciais indicam problemas de regeneração natural,
cujo motivos podem ser antrópicos ou naturais.
Essa constatação sugeriria a necessidade de criação de
estratégias de manutenção, recuperação e conservação da
espécie, de maneira que a população não sofra grandes
distúrbios ecológicos. Em casos de áreas que historicamente
o produto não madeireiro foi colhido, esse comportamento
poderia indicar altos níveis de coleta de semente. Por outro
lado, padrões espaciais auxiliam na determinação de árvores
matrizes, no planejamento de inventários florestais e colheita
de produtos não madeireiros, minimizando os custos de
locomoção de equipamentos e frente de trabalho. Por
exemplo, árvores distribuídas de forma agregada facilita sua
localização e a coleta e transporte de produtos não
madeireiros, pois essas atividades seriam concentradas nos
aglomerados. Em contrapartida, a aleatoriedade tornaria
essas atividades dispersas, dificultando a logística e
maximizando os custos operacionais. Além desses dois
parâmetros, a avaliação do potencial econômico dos PFNMs
também é uma importante ferramenta para o bom manejo
florestal (PINHEIRO et al., 2019; SILVA et al., 2021).
A avaliação do potencial financeiro permite a previsão de
receitas possíveis de serem obtidos com o comércio dos
PFNMs e gera coeficientes técnicos para análise da
viabilidade econômica do manejo de PFNMs (PINHEIRO
et al., 2019). Assim, pode-se afirmar que o conhecimento da
abundância, distribuição diamétrica, padrão espacial e
potencial financeiro são fundamentais para o manejo florestal
sustentável, tanto do ponto de vista ecológico quanto
econômico. A partir desse contexto, o objetivo desse estudo
foi avaliar a estrutura diamétrica, padrão espacial e o potencial
financeiro de quatro populações de copaíba na Floresta
Nacional do Tapajós. Quatro hipóteses nortearam essa
pesquisa, a saber: hipóteses nulas, as populações apresentam
baixa abundância, estruturas diamétricas em J-invertido,
padrões espaciais aleatórios e elevado potencial econômico;
hipótese alternativa, rejeita-se as hipóteses nulas.
2. MATERIAL E MÉTODOS
2.1. Área de estudo
O estudo foi realizado em quatro áreas de floresta nativa
inexplorada localizadas na Floresta Nacional de Tapajós, nos
domínios do município de Belterra, estado de Pará (Figura 1).
As áreas A, B, C e D possuem 600, 400, 1.000 e 1.486
hectares, respectivamente. O clima da região, de acordo com
a classificação Köppen, é do tipo Ami. A temperatura e a
precipitação anuais são de 25,5 °C e 1.820 mm,
respectivamente (ALVARES et al., 2013). O relevo é
ligeiramente acidentado e apresenta uma topografia variando
de amena a ondulada. O solo predominante é o Latossolo
Amarelo. A vegetação dominante é a Floresta Ombrófila
Densa, caracterizada pelo domínio de árvores de grande
porte e pela abundância de cipós lenhosos, palmeiras e
epífitas.
Figura 1. Localização das áreas A, B, C e D na Floresta Nacional do
Tapajós, oeste do estado do Pará.
Figure 1. Location of areas A, B, C and D in the Tapajós National
Forest, western Pará state.
2.2. Coleta de dados
Os dados foram coletados por meio de um censo
florestal, com mapeamento, em coordenadas cartesianas, de
todas as árvores de Copaifera sp. (copaíba) com diâmetro a
1,30 m do solo igual ou superior a 30 cm (DAP≥ 30 cm).
Todas as áreas foram divididas em subáreas, nas quais foram
abertas picadas paralelas na direção N-S, distantes 50 m entre
elas. Em cada picada foram instaladas balizas a cada 25 m,
com a respectiva metragem em relação à origem, para
posterior registro da coordenada Y das árvores. A
coordenada X árvores foi obtida por meio da distância entre
a árvore e a respectiva linha da picada. Ao final de cada
picada, movia-se para a seguinte e executava-se a mesma
rotina de trabalho, e assim sucessivamente, até completar a
última picada. As informações coletadas foram o DAP e a
altura comercial (Hc), além das coordenadas X e Y.
Vieira et al.
Nativa, Sinop, v. 10, n. 4, p. 539-546, 2022.
541
2.3. Análise de dados
O número de árvores por hectare (N ha-1) e média
aritmética do DAP (D
) foram calculados para as áreas A, B,
C e D. Essas variáveis foram submetidas à prova de Scott-
Knott, a 95% de probabilidade, para avaliar a existência de
diferenças significativas. A distribuição diamétrica foi
avaliada por meio de histogramas, os quais foram construídos
para intervalos de 10 cm. A prova F de Graybill foi usada
para compará-las. Ademias, foram ajustadas duas funções de
densidade probabilística (FDP), a saber: Normal e
Exponencial. A aderência das FDPs à distribuição de
diâmetros foi avaliada por meio da prova de F de Graybill.
Os parâmetros das funções foram obtidos pelo método da
máxima verossimilhança. O método de otimização usado foi
o Nelder-Mead.
O padrão espacial foi determinado pela função K(s) de
Ripley (RIPLEY, 1977). Essa função foi calculada para um
círculo com raio (r) de 25 m centrado em cada árvore, em que
o número de vizinhos presentes na área desse círculo foi
contado. Variando o raio s a uma distância máxima, detectou-
se o padrão espacial da espécie em diferentes escalas de
distância. A distância máxima considerada foi a metade do
maior eixo das áreas. Alguns casos particulares ocorreram
quando as árvores estavam próximas às bordas da área, uma
vez que, por ser a função K acumulativa e computar todas as
distâncias entre todos os eventos, as árvores próximas à
borda de raio s maior que o limite do mapa não poderiam ser
interpretados como se não houvesse vizinhos.
Os vizinhos existiam, mas por estarem fora dos limites da
área não foram computados. Consequentemente, o número
de árvores vizinhas a árvores próximas aos limites do mapa
seria mais baixo do que para as demais, ocasionando um viés
no cálculo do estimador da função K(r) de Ripley. À vista
disso, utilizou-se o estimador da função K(s) com correção
isotrópica de bordadura (Equação 1) (RIPLEY, 1977).
K(r)= 1
λ
n∑ ∑ 1
WI
n
i=1
n
i=1 xi, xjIxi-xj<s (01)
em que: n = número de árvores na área; Xi e Xj são as coordenadas
dos pontos; Xi-Xj = distância euclidiana entre a localização Xi e
Xj; r = vetor arbitrário de distância; WI I(Xi, Xj) = função de
correção para efeito de borda, que representa a proporção da
circunferência com centro em Xi e com raio Xi-Xj que está fora
da área; λ
=n/|A| = número de árvores dividido pela área do
castanhal, sendo um estimador não viciado da intensidade do
processo; e I(U) = função indicadora que assume valor 1 sempre
que a condição U for verdadeira e zero quando for falsa.
Além disso, foram construídos envelopes de confiança
por meio de 1.000 simulações Monte Carlo, sob a hipótese
de completa aleatoriedade espacial (CAE). Em seguida, foi
calculada a função K(r) para os resultados das simulações,
armazenando-se os valores mínimos e máximos da estimativa
de K(r), utilizados para gerar intervalos de confiança, a 99%
de probabilidade. Os valores de K(r) foram transformados
para L(r), de acordo com a equação abaixo (Equação 2) e
distribuídos em função das distâncias s acumuladas
(RIPLEY, 1977).
L(r) = K(s)
π-r (02)
em que: K(r) = vetor de valores da função K(r); e r = vetor arbitrário
de distância.
O envelope de confiança, formado por duas linhas limites
pontilhadas, uma positiva e outra negativa, permitiu avaliar o
padrão espacial. Se os valores observados de L(r),
identificados por uma linha contínua, estiverem dentro do
envelope construído, o padrão espacial é aleatório, caso
contrário rejeita-se a hipótese nula de CAE e assume-se que
padrão espacial é agregado, quando passar do limite superior
do envelope, e regular, quando passar do limite inferior
(RIPLEY, 1977).
Na Flona Tapajós a copaíba não é derrubada, portanto a
valoração foi realizada apenas para o óleo-resina. O valor
monetário para a primeira coleta de óleo-resina da copaíba
foi calculado com base na metodologia descrita na Instrução
Normativa Nº 8/GABIN/ICMBIO, de 28 de setembro de
2021 (Equação 3) Nesse caso, considerou-se 40% das árvores
com DAP ≥ 35 cm. As demais, 60%, foram consideradas
improdutivas ou com presença de oco. Esses percentuais
foram calculados por meio da média dos percentuais de
outras pesquisas científicas realizadas na Amazônia
(NEWTON et al., 2011; NEWTON et al., 2012b; MARTINS
et al., 2013; GEBARA et al., 2016). A produtividade de óleo-
resina considerada foi de 0,60 L arvore-1 (NEWTON et al.,
2011).
VMPFNM = N × PA × PC (03)
em que: VMPFNM = valor monetário do produto florestal não
madeireiro, em reais; N = número absoluto de árvores produtoras
de óleo-resina; PA = produtividade média por árvore, em litros; e
PC = preço do óleo-resina, em R$ L-1.
Os preços (R$ L-1) foram obtidos a partir da Lista de
Preços de Produtos da Floresta do Instituto do Homem e
Meio Ambiente da Amazônia, de abril de 2021. Os valores
foram atualizados por meio do Índice Nacional de Preço ao
Consumidor Amplo (IPCA) de 01/2011 até o mês anterior à
valoração (01/2022). Nesse caso, foram considerados os
preços dos municípios de Altamira - PA (R$ 155,58 L-1),
Belém - PA (R$ 116,69 L-1), Breves - PA (R$ 54,045 L-1),
Gurupá - PA (R$ 116,69 L-1) e Santarém - PA (R$ 110,50 L-
1).
3. RESULTADOS
As áreas A, B, C e D apresentaram 0,14, 0,15, 0,14 e 0,11
árvores ha-1, respectivamente (Tabela 1). A maior e menor
média aritmética do diâmetro (D
) foi anotada para as áreas D
e B, as quais apresentaram 66,2 cm e 55,2 cm,
respectivamente. A área D registrou ainda a árvore de maior
diâmetro (108,2 cm). As médias do número de árvores (N)
foram iguais (p > 0,05), mas as diferenças nas médias de
diâmetro (D
) foram significativas (p < 0,05), a área B
apresentou valor de D
menor que as demais (Tabela 1). Isso
mostra que, localmente não existe variação significativa na
abundância de árvores de copaíba, porém a média de
diâmetro variou entre locais.
As estruturas diamétricas apresentaram tendência à
normalidade, isto é, baixo número de árvores nas classes de
diâmetro menores e elevada densidade nas classes
intermediárias, com redução acentuada no sentido das
maiores classes (Figura 2). Essa tendência foi corroborada
pela aderência da função Normal à estrutura diamétrica de
todas as áreas, pois os valores de DCALC foram menores que
os de DTAB, a 95% de probabilidade. A função Exponencial
Padrão espacial e valor financeiro de populações de copaíba na Flona do Tapajós
Nativa, Sinop, v. 10, n. 4, p. 539-546, 2022.
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não aderiu a nenhuma das estruturas diamétricas (DCALC >
DTAB). Ainda que as tendências tenham sido semelhantes, a
estrutura diamétrica da área D foi diferente (p > 0,05)
daquelas calculadas para as áreas B e C (Tabela 2). A área A
foi significativamente igual (p > 0,05) a todas as áreas.
Tabela1. Abundância e média aritmética dos diâmetros de quatro
populações de copaíba na Flona Tapajós, Pará.
Table1. Abundance and arithmetic mean of diameters of four
copaiba populations in Flona Tapajós, Pará.
Estatísticas
N (ha
-1
)
D
(cm)
A
0,14 ± 0,05 a
61,9 ± 16,2 a
B
0,15 ± 0,02 a
55,2 ± 13,3 b
C
0,14 ± 0,07 a
60,6 ± 14,5 a
D
0,11 ± 0,04 a
66,2 ± 15,7 a
em que: N = número de árvores, em hectare; e D
= média aritmética dos
diâmetros à 1,30 m do solo. * médias seguidas por uma mesma letra, em cada
coluna, não diferem estatisticamente (Scott-Knott, p > 0,05).
Figura 2. Estrutura diamétrica e funções de densidade probabilística
das populações de copaíba na Flona Tapajós, Para. As linhas azuis
e vermelhas representam as funções normal e exponencial,
respectivamente.
Figure 2. Diametric structure and probability density functions of
copaiba populations in Flona Tapajós, Para. The blue and red lines
represent the normal and exponential functions, respectively.
Tabela 2. Teste F de Graybill para as distribuições diamétricas das
populações copaíba na Flona Tapajós, Pará.
Table 2. Graybill's F test for the diameter distributions of copaíba
populations in Flona Tapajós, Pará.
Áreas A B C D
A -
B 0,73 [ns] -
C 0,10 [ns] 1,73 [ns] -
D 5,52 [*] 12,6 [*] 9,32 [*] -
em que: [*] e [ns] = diferenças significativas e não significativas, a 95% de
probabilidade, respectivamente.
As árvores de copaíba nas áreas A, B e D apresentaram-
se distribuídas de forma completamente aleatória (Figura 3).
Nessas áreas, a função K de Ripley mostrou que a hipótese
de aleatoriedade foi aceita, a 99% de probabilidade, pois os
valores de K mantiveram-se dentro da região de completa
aleatoriedade espacial (CAE). A área C não teve todos os
valores de K dentro da região CAE, mostrando que o padrão
espacial variou em função da distância s. Nesse caso, as
árvores apresentaram distribuição aleatória para distâncias
menores que ± 325 m, passando para leve agregação até ±
650 m, e a partir daí a distribuição dessas árvores foi aleatória.
Figura 3. Função K(s) de Ripley para as populações de copaíba na
Flona Tapajós, Pará. As linhas azuis contínuas e pretas tracejadas
representam a função K e o envelope de completa aleatoriedade
espacial.
Figure 3. Ripley's K(s) function for copaiba populations in Flona
Tapajós, Pará. The solid blue and black dashed lines represent the
K function and the envelope of complete spatial randomness.
A produção de óleo-resina estimada variou de 16,3 a 42,9
litros. A maior produção foi registrada para a área D. A
expectativa de renda com a venda óleo-resina de copaíba
entre os municípios teve alta variação. Em todas as áreas, a
maior expectativa de renda foi obtida quando o preço
considerado foi o de Altamira, seguida dos municípios de
Gurupá, Belém, Santarém e Breves. A área D, por exemplo,
com 66 árvores e produtividade de 0,6 L árvore-1, apresentou
receita anual de R$ 6.160,97, R$ 4.601,12, R$ 2.139,98, R$
4.620,92 e R$ 4.375,80 para Altamira, Belém, Breves, Gurupá
e Santarém, respectivamente (Tabela 3). A expectativa de
renda para esses mesmos municípios, respectivamente, se
todas as populações de copaíba fossem coletadas, seria R$
17.082,68, R$ 12.757,66, R$ 5.933,59, R$ 12.812,56 e R$
12.132,90.
4. DISCUSSÃO
A abundância de copaíba nas quatro áreas foi coerente
com outras pesquisas realizadas na Flona Tapajós (Tabela 4).
Os valores dessa e outras pesquisas sugerem que se trata de
uma espécie rara, pois todas as áreas apresentaram menos de
uma árvore por hectare. Além disso, constatou-se que não
existe variabilidade regional significativa na abundância, pois
elas foram iguais. A uniformidade na abundância é
corroborada ainda por meio de outros censos florestais
realizados em áreas vizinhas, distantes até 2.000 m (Tabela 4).
Ainda que tenhamos incluído apenas árvores com DAP ≥ 30
cm, acredita-se que se diâmetros menores fossem
inventariados, provavelmente as abundâncias manter-se-iam
abaixo de uma árvore ha-1. Em regiões próximas às áreas
dessa pesquisa, ainda na Flona Tapajós, foi constatado que
Vieira et al.
Nativa, Sinop, v. 10, n. 4, p. 539-546, 2022.
543
árvores de copaíba com DAP ≥ 15 cm apresentaram
abundâncias que variam de 0,21 - 0,51 árvores ha-1
(HERRERO-JÁUREGUI et al., 2012). Na Flona Saracá-
Taquera, próxima à Flona Tapajós, foram obtidas 0,55 e 0,45
árvores ha-1 de copaíba com DAP ≥ 10 cm, em uma área de
encosta e vale, respectivamente (GEBARA et al., 2016).
Tabela 3. Valor monetário (R$ UPA-1) do óleo-resina de populações de copaíba para as áreas A, B, C e D, considerando os municípios de
Altamira, Belém, Breves e Santarém.
Table 3. Monetary value (R$ UPA-1) of oil-resin from copaiba populations for areas A, B, C and D, considering the municipalities of
Altamira, Belém, Breves and Santarém.
Áreas N Produção (L) Altamira Belém Breves Gurupá Santarém
A 34 22,1 R$ 3.173,83 R$ 2.370,28 R$ 1.102,42 R$ 2.380,48 R$ 2.254,20
B 25 16,3 R$ 2.333,70 R$ 1.742,85 R$ 810,60 R$ 1.750,35 R$ 1.657,50
C 58 37,7 R$ 5.414,18 R$ 4.043,41 R$ 1.880,59 R$ 4.060,81 R$ 3.845,40
D 66 42,9 R$ 6.160,97 R$ 4.601,12 R$ 2.139,98 R$ 4.620,92 R$ 4.375,80
Total 183 119 R$ 17.082,68 R$ 12.757,66 R$ 5.933,59 R$ 12.812,56 R$ 12.132,90
em que: N = número de árvores produtivas.
Tabela 4. Número de árvores por hectare registrado em outras regiões da Amazônia.
Table 4. Number of trees per hectare recorded in other regions of the Amazon.
Localização
Local
Área (ha)
Nível de
i
nclusão
N (ha
-1
)
D
Fonte
Paragominas, P
A
IFT
1.220
DAP
≥ 45 cm
0,21
-
Herrero
-
Jáuregui et al. (2012)
Flona Tapajós, P
A
Ambé
865
DAP
≥ 45 cm
0,12
-
Herrero
-
Jáuregui et al. (2012)
Flona Tapajós, P
A
Dendrogene
500
DAP
≥ 45 cm
0,17
-
Herrero
-
Jáuregui et al. (2012)
Flona Tapajós, P
A
UPA
-
4
800
DAP
≥ 35 cm
0,15
59,1
Cruz (2009)
Flona Tapajós, P
A
UPA
-
7
1.000
DAP
≥ 35 cm
0,17
53,1
Cruz (2012)
Flona Tapajós, P
A
UPA
-
8
1.000
DAP
≥ 35 cm
0,18
65,6
Santos et al. (2013)
Flona Tapajós, P
A
UPA
-
11
1.589,5
DAP
≥ 35 cm
0,06
64,2
Morais e Oliveira (2016)
Flona Sacará
-
Taquera, P
A
Encosta
99,8
DAP
≥ 30 cm
0,33
41,6
Gebara et al. (2016)
Flona Sacará
-
Taquera, P
A
Vale
134,6
DAP
≥ 30 cm
0,25
42,9
Gebara et al. (2016)
Flona Tapajós, P
A
A
600
DAP
≥ 30 cm
0,14
61,9
Esse
estudo
Flona Tapajós, P
A
B
400
DAP
≥ 30 cm
0,15
55,2
Esse estudo
Flona Tapajós, P
A
C
1.000
DAP
≥ 30 cm
0,14
60,2
Esse estudo
Flona Tapajós, P
A
D
1.486
DAP
≥ 30 cm
0,11
66,2
Esse estudo
em que: N (ha-1) = número de árvores por hectare; e DAP = diâmetro à 1,30 m do solo.
A abundância de árvores com DAP ≥ 10 cm encontradas
por Herrero-Jáuregui et al. (2012) e Gebara et al. (2016)
foram próximas às encontradas nesse e outros estudos
realizados na Flona Tapajós que utilizaram níveis de inclusão
maiores (Tabela 4), sugerindo que o número de árvores de
copaíba com diâmetro de 10-30 cm é baixo. A baixa
abundância dessas árvores é provavelmente ocasionada pela
alta taxa de mortalidade de plantas recém-brotadas e mudas
de copaíba (HERRERO-JÁUREGUI et al., 2011;
KLAUBERG et al., 2017) e pela baixa eficiência de
estabelecimento dessas (GEBARA et al., 2016; HERRERO-
JÁUREGUI et al., 2011). Normalmente, apenas 1,3 e 30% de
plântulas e mudas de copaíbas, respectivamente, atingem
DAP ≥ 10 cm (GEBARA et al., 2016). Devido ser uma
espécie clímax exigente de luz, suas mudas não conseguem
sobreviver longos períodos suprimidas no sub-bosque.
Assim, por serem áreas em estágio de sucessão clímax e de
dossel fechado, acredita-se que o baixo número de árvores
nas classes diamétricas iniciais seja decorrência disso.
O acúmulo de árvores nas classes intermediárias, por sua
vez, é provavelmente decorrência do ritmo de crescimento
das árvores, pois quanto mais velha a árvore de copaíba, mais
lento é o crescimento (GEBARA et al., 2016). Além disso, a
diferença no crescimento da copaíba ao longo de sua história
de vida indica que árvores com o mesmo diâmetro podem ter
idades diferentes. À medida que as árvores crescem, ocorre o
autodesbaste. Isso faz com que poucas árvores alcancem os
maiores diâmetros, explicando o declínio de árvores nas
classes diamétricas maiores (ARAÚJO et al., 2014). Assim,
considerando o ciclo de vida da copaíba, esperar-se-ia uma
estrutura bimodal com pico de alta densidade nas classes que
envolveriam indivíduos recém-germinados e mudas, e outro
de menor densidade nas classes entre 50-80 cm de DAP. As
menores abundâncias seriam associadas às árvores jovens
(entre 5 e 30 cm de DAP) e senescentes (a partir de 80 cm).
Estruturas diamétricas tendendo à normalidade também têm
sido descritas para outras espécies clímax exigentes de luz, a
saber: andiroba e castanha-do-pará (GUARINO et al., 2014;
VIEIRA et al., 2017).
Além de abundâncias baixas e iguais, a maioria das
populações possuem média de DAP e distribuições
diamétricas iguais. As médias de diâmetro são coerentes com
outras pesquisas realizadas na Flona Tapajós e maiores que
os descritos na Flona Saracá-Taquera (Tabela 4). Trata-se de
uma espécie estruturalmente semelhante nas áreas da Flona
Tapajós e que possui DAP relativamente baixo para
vegetações tropicais. Isso traz implicações importantes para
o manejo florestal de uso múltiplo dessa espécie, a saber:
ponderando que as médias estão próximas ao diâmetro
mínimo de corte (50 cm) determinado pelos órgãos
ambientais e que as árvores mais produtivas se encontram na
faixa de 50-70 cm de diâmetro (BENATHAR et al., 2021;
PLOWDEN, 2003), pode-se prever que ao se cortar árvores
com DAP ≥ 50 cm, estar-se-ia eliminando as árvores que
produzem mais óleo-resina. Isso impactaria negativamente a
produção de óleo-resina e a expectativa de renda. O ideal
seria permitir que somente árvores a partir de 70 cm de
diâmetro fossem exploradas para fins madeireiros, pois a
quantidade de óleo-resina nessas árvores é considerada
insignificante (PLOWDEN, 2003).
O padrão espacial da copaíba foi predominantemente
aleatório, contrariando a agregação frequentemente
Padrão espacial e valor financeiro de populações de copaíba na Flona do Tapajós
Nativa, Sinop, v. 10, n. 4, p. 539-546, 2022.
544
encontrada para espécies arbóreas na Amazônia e o
conhecimento o tradicional dos extrativistas. Mas, houve um
intervalo de distância cuja agregação foi detectada na área C.
Em outras áreas da Flona Tapajós e no município de
Paragominas - PA, também foram encontrados padrões
espaciais aleatórios e esporádicos pontos de agregação a
curtas distâncias para árvores com DAP ≥ 45 cm
(HERRERO-JÁUREGUI et al., 2012). A aleatoriedade
parece ser característica de copaíbas adultas, enquanto as
mudas, plântulas, varetas e indivíduos com DAP < 10 cm
provavelmente distribuem-se de forma agregada. A síndrome
de dispersão barocórica e zoocórica parece influenciar o
padrão espacial apenas de indivíduos mais jovens. Algumas
pesquisas notaram tendências a agregação e aleatoriedade
para plântulas e árvores com DAP ≥ 10 cm, respectivamente
(HERRERO-JÁUREGUI et al., 2012; GEBARA et al.,
2016). Isso mostra que provavelmente a distribuição espacial
da copaíba muda ao longo de seu ciclo de vida.
Os processos de dispersão e germinação determinam um
padrão espacial agregado de plântulas a curtas distâncias, mas
cujos agregados se distribuem aleatoriamente a maiores
distâncias. Inicialmente, atingem-se altas densidades de
indivíduos jovens nas imediações da árvore-mãe.
Posteriormente, a competição intraespecífica, mortalidade
dependente da densidade e o autodesbaste reduz o número
de indivíduos, favorecendo as plântulas mais distantes e
fazendo com que poucas árvores alcancem os maiores
diâmetros (ARAÚJO et al., 2014). Ao longo desse processo
a intensidade da agregação juvenil associada a cada árvore-
mãe sumiria, enquanto o padrão espacial de árvores adultas
se tornaria aparente. A transição de agregado para aleatório
provavelmente ocorre quando os indivíduos são plântulas,
pois Gebara et al. (2016) e Herrero-Jáuregui et al. (2012), na
Flona Tapajós e entornos, mostraram que árvores de
copaíbas com DAP ≥ 10 cm possuem distribuições aleatórias
ou tendendo à agregação.
A aleatoriedade pode ser causada também pelo tamanho
da área amostral (CONDIT et al., 2000). Espera-se que
quanto maior a área, maior a probabilidade de incluir a
heterogeneidade ambiental, e por tanto detectar agregação.
Mas, as áreas variaram de 400 a 1.486 hectares, sendo muito
maiores que a maioria das pesquisas e dando maior suporte e
significância em nível populacional a aleatoriedade da
copaíba. Isso mostra que o tamanho da área amostral não
influencia o padrão espacial dessa espécie. A aleatoriedade
tem implicações negativas, pois as atividades de coleta de
óleo-resina ou madeira não serão concentradas. A distância
entre as árvores aumenta, fazendo com que poucas árvores
sejam visitadas e perfuradas por dia e que a distância de
deslocamento aumente. Isso diminui a eficiência da coleta e
a viabilidade econômica processo de coleta de óleo-resina
(NEWTON et al., 2012a). No contexto madeireiro, a
derrubada de árvores de copaíba força os polinizadores e
dispersores naturais a percorrer distâncias maiores que as
naturalmente impostas, o que prejudicaria sua reprodução
(MIRON et al., 2021).
A expectativa de renda com a comercialização do óleo-
resina de copaíba por área e município foi baixa, uma vez que
outros produtos não madeireiros têm gerado receitas
maiores, a saber: castanha-do-pará e andiroba. Isso é
consequência da baixa abundância de árvores, característica
da espécie, da produtividade de óleo-resina e da incerteza de
que uma árvore será produtiva ou não. Mas, é possível que
sejam encontradas árvores superprodutivas, o que
aumentaria a receita. Existem casos em que apenas uma
árvore produziu 18 litros de óleo-resina (RIGAMONTE-
AZEVEDO et al., 2006), o que é maior que toda a produção
estimada para a área B. As maiores receita foram obtidas
quando a produção das áreas foi comercializada para
Altamira, enquanto as menores foram associadas a Breves.
Isso mostra que a produção não deve ser comercializada para
Breves, pois com a inclusão dos custos de produção
(determinação do potencial da área, mapeamento das árvores,
beneficiamento, transporte, embalagens, insumos,
equipamentos, infraestrutura e mão-de-obra) não haveria
lucros significativos.
As melhores opções de comercialização seriam Altamira
e Santarém, que são mais próximos às áreas e possuem preços
atraentes. Os custos de transporte são proporcionais à
distância. Assim cidades como Belém e Gurupá, que são mais
distantes das áreas de produção, embora tenham preços
próximos aos de Santarém apresentam maiores custos de
transporte. Apesar disso, a expectativa de renda adquirida
com a venda do óleo-resina é um incentivo aos comunitários
e populações tradicionais, por meio da complementação da
renda mensal, e aos investimentos em pesquisas e tecnologias
que visem melhor aproveitamento e manejo florestal da
copaíba (PINHEIRO et al., 2019). Além disso, embora a
expectativa de renda seja baixa acredita-se que a
comercialização do óleo-resina de copaíba por meio de
cooperativas traria maiores retornos aos comunitários. Isso
porque cooperativas mitigam o papel de intermediários na
comercialização direta com o extrativista, aumentam o poder
de barganha no mercado e possibilitam o armazenamento da
produção para comercialização na entressafra, quando o
preço aumenta.
A adoção de cooperativas implica também na
possibilidade da colheita contígua de outros produtos não
madeireiros, tais como andiroba e castanha-do-pará. Nesse
caso, a expectativa de renda aumentaria, pois são espécies
altamente produtivas e cujo óleo e amêndoas possuem de
preço de comercialização altos. Além disso, resolveria o
problema da queda de produção de óleo-resina e
consequente redução da expectativa de renda após o primeiro
ano de sua colheita (NEWTON et al., 2012b). O ciclo de
colheita ótimo para o óleo-resina de copaíba é de três anos
(KLAUBERG et al., 2014). Além da multiplicidade de
produtos, cooperativas podem receber a certificação, o que
agrega valor e ao mesmo tempo incentiva o manejo
sustentável dos recursos florestais. Óleo-resina rotulada e
marcada de fontes confiáveis geram receitas cinco vezes
maiores do que as quantidades equivalentes vendidas
informalmente (NEWTON et al., 2012b). A venda informal
é atrativa se o interesse for individual, pois contribuir
significativamente para a renda de algumas famílias.
Extraindo mensalmente dois litros de óleo-resina, uma
família arrecadaria 18% do salário-mínimo atual (R$
1.212,00) se o produto fosse comercializado em Santarém.
5. CONCLUSÕES
A copaíba apresentou baixa abundância, distribuição
diamétrica com tendência normal e padrão espacial aleatório.
Portanto, rejeita-se apenas as hipóteses nulas de alta
abundância e distribuições diamétrica em J-invertido. O valor
econômico das áreas teve alta variação e a melhor alternativa
de comercialização é para Altamira.
Vieira et al.
Nativa, Sinop, v. 10, n. 4, p. 539-546, 2022.
545
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