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Revista Agrária Acadêmica

agrariacad.com

doi: 10.32406/v9n1/2026/66-74/agrariacad

 

Efeito da época de poda na produção e tamanho de fruto do Caqui Kyoto comum e do Caqui Kyoto chocolatão (Diospyros kaki L.). Effect of pruning time on the production and fruit size of common Kyoto persimmon and chocolate Kyoto persimmon (Diospyros kaki L.).

 

Marco Aurélio de Freitas Fogaça¹, Renato André Benvenutti²

 

^1– Professor Doutor em Produção Vegetal – Instituto Federal de Educação, Ciência e Tecnologia do Rio Grande do Sul – IFRS  – Campus Bento Gonçalves. Av. Osvaldo Aranha, 540 – Bento Gonçalves – RS, Brasil, CEP 95700-206. E-mail: marco.fogaca@bento.ifrs.edu.br

^2– Tecnólogo em Horticultura – Instituto Federal de Educação, Ciência e Tecnologia do Rio Grande do Sul – IFRS  – Campus Bento Gonçalves. Av. Osvaldo Aranha, 540 – Bento Gonçalves – RS, Brasil, CEP 95700-206. E-mail: renatobenvenuti5@gmail.com

 

Resumo

 

O objetivo do trabalho foi avaliar a produção e tamanho de frutos do caqui Kyoto comum (Kc) e Kyoto chocolatão (Kch), em Bento Gonçalves – RS. O experimento foi realizado ao longo do ciclo 2023, com plantas adultas, enxertadas sobre caqui comum (Diospyrus kaki), com 666,7 plantas.ha^-1, conduzidas em taça. Tratamentos: Duas variedades de Caqui (Kc e Kch), e dois tipos de para Kyoto chocolatão (floração e dormência). O Delineamento foi blocos ao acaso com 3 tratamentos e 5 plantas por tratamento, e um total de 15 plantas avaliadas. Variáveis analisadas: número de frutos, produção por planta e ha, peso e classificação de fruto (extra grande – EG, grande – G, Médio – M e pequeno – P). A variedade Kc, apresentou maior produção que a variedade Kch, independente da época de poda, considerando produção por planta e hectare e número de frutos. Com relação a peso de frutos, a variedade Kch chocolatão apresentou maior calibre de frutos, sendo 77,18% EG, 18,12% G e 5,47 P a Kch, que atingiu 60,9% frutos G, 25% frutos M e 401% P. A poda tardia realizada no Kch, não aumentou da produção nas condições em que foram realizados o experimento, no entanto, a esta variedade por ser precoce e produzir frutos de elevado calibre e boa coloração, não ter custo com o raleio e menor custo com a colheita, atinge valores de rentabilidade similares a variedade Kc.

Palavras-chaves: Fruticultura. Sistemas de condução. Qualidade de fruto. Floração.

 

 

Abstract

 

The objective of this study was to evaluate the production and fruit size of common Kyoto persimmon (Kc) and chocolate Kyoto persimmon (Kch) in Bento Gonçalves, Rio Grande do Sul, Brazil. The experiment was conducted throughout the 2023 growing season with adult plants grafted onto common persimmon (Diospyrus kaki) rootstock, totaling 666.7 plants ha⁻¹, trained in a goblet system. Treatments: Two persimmon varieties (Kc and Kch) and two types of chocolate Kyoto persimmon (flowering and dormancy). The experimental design was a randomized block design with 3 treatments and 5 plants per treatment, for a total of 15 plants evaluated. Variables analyzed: number of fruits, production per plant and hectare, fruit weight and classification (extra large – EG, large – G, medium – M, and small – P). The Kc variety showed higher production than the Kch variety, regardless of the pruning time, considering production per plant and hectare and number of fruits. Regarding fruit weight, the Kch “chocolatão” variety presented a larger fruit size, with 77.18% large (EG), 18.12% large (G), and 5.47% small (P) compared to Kch, which reached 60.9% large fruits, 25% medium (M), and 4% small (P). Late pruning performed on Kch did not increase production under the conditions in which the experiment was conducted; however, this variety, being early-maturing and producing fruits of large size and good color, having no thinning costs and lower harvesting costs, achieves profitability values ​​similar to the Kc variety.

Keywords: Fruit growing. Training systems. Fruit quality. Flowering.

 

 

Introdução

 

A cultura do caquizeiro (Diospyros kaki L.) tem origem na Ásia continental, nativo da China que possui 71,88% da produção mundial, primeiro país a produzi-lo de forma comercial no mundo, sendo o país que possui a maior área plantada e produção (FAO, 2020). Espécie de frutífera rústica que em climas adequados pode atingir até 10m de altura, sendo adaptada ao clima tropical e temperado (GIORDANI et al., 2015).

Introduzida no Brasil no final do século XIX (PENTEADO, 1986) fato que provavelmente está relacionado à excelente adaptação, planta o clima subtropical e boa ao clima temperado, entretanto, a expansão da cultura no Brasil só foi possível em 1920, com a chegada de imigrantes japoneses com outras cultivares e técnicas adequadas de manejo (SATO; ASSUMPÇÃO, 2002).

Atualmente o Brasil possui 8160 has, na safra 2024 produziu 177,110 t, com média nacional de 21.900 t.ha^-1 (IBGE, 2024), sendo o quarto maior produtor mundial, ficando atrás apenas da China, Coreia e Japão.

Neste mesmo ano, o caqui obteve um aumento nas exportações no estado de São Paulo, maior produtor do Brasil, com a produção de 71.550 t (Instituto de Economia Agrícola da Secretaria de Agricultura e Abastecimento (SAA). No tocante às exportações, houve um incremento de 31,3%, em relação ao ano de 2023, obtendo uma receita de US$ 805 mil. Os principais países importadores são o Canadá, Estados Unidos e Países Baixos (SANTOS, 2025).

O estado do RS é o segundo maior produtor, com uma área de 2458 has e produção de 41.659 t e rendimento médio de colheita de 18.458 kg.ha^-1, sendo Caxias do Sul o município com maior produção no estado (IBGE, 2024).

De acordo com Brackmann et al. (1997), a colheita de caquis nas regiões tradicionalmente produtoras (Sul e Sudeste do Brasil) ocorre nos meses de fevereiro a maio, aumentando a oferta no mercado e reduzindo o valor da fruta. Nos últimos anos vem sendo cultivado subespécies do cultivar Kyoto no Rio Grande do Sul.

Quanto ao tipo de fruto, temos os taninosos, também chamados de caqui moles, que apresentam taninos independente da presença de semente ou não (Kakimel, Taubaté, Coração de Boi, Pomelo), os Caquis doces não apresentam taninos, mesmo com sementes, a doçura é sua característica mais marcante (Fuyu, Fuyu Hana, Jirô), e temos os Caqui variáveis que sua adstringência está relacionada com a presença ou não de sementes, apresenta polpa escura, sendo café ou chocolate, por isso seu nome, quando possui sementes e amarela e taninosa, sendo essa coloração da polpa variou em função do número de sementes, sendo a coloração escura pode se concentrar apenas ao redor da semente sendo as cultivares que apresenta estas características o Rama-Forte, Giombo e o Kyoto (BIASI, 2020).

Dentre as várias subespécies do Kyoto o que se destaca o Chocolatão, que tem como pontos negativos a floração irregular o que reduz a produção, no entanto, por ser uma fruta de ciclo precoce, com polpa de alta firmeza e níveis de tanino variáveis e elevado tamanho de fruto (Figura 1b e 1c), o que lhe confere boa comercialização, compensando em parte sua baixa produtividade.

Várias práticas de manejo são empregadas ao longo do cultivo das frutíferas como, adubação, tratamento fitossanitário, controle de plantas concorrentes, raleio de frutos, sendo que nas frutíferas caducifólias como o caqui, a poda seca, feita no período de dormência, é uma das mais importantes. Esta prática tem a função adequar o número de produtores a capacidade da planta, e selecionar os ramos com maior capacidade produtiva (vigor, comprimento, diâmetro, nível de maturação) (GIORDANI et al., 2015).

 

Figura 1 – Fruto do Caqui Kc (a) e Kch (c), maduros (maturação tecnológica) e Kc (b) colhidos na maturação fisiológica (ponto de colheita para armazenamento na câmara fria) na mesma data do Kch colhidos na maturação tecnológica. Pinto Bandeira/RS, safra 2023. Fonte: autor.

 

Segundo Campos et al. (2015), as características reprodutivas do Caqui são muito complexas, plantas monoicas (apenas flores femininas na planta), dioicas (flores femininas e masculinas) e hermafroditas (flores completas). Em uma mesma árvore é possível encontrar somente flores femininas, femininas e masculinas e os três tipos de flores, esse complexo floral afeta a quantidade, qualidade e o tipo de fruto produzido (GIORDANI et al., 2015).

Botelho et al. (2006) cita que a necessidade de frio invernal pouco afeta as características de produção do Caqui e que atingiram boas produções do Caqui com número baixo de horas de frio (HF), variando entre 162 e 169. Mowat (1995) cita que o caquizeiro pode superar a dormência (iniciar a brotação) sem a ocorrência de horas de frio. No ciclo 2023, obteve-se 225 horas de frio entre os meses de maio e setembro (EMBRAPA, 2023), valor abaixo da média da Serra Gaúcha que é de 410,20 HF (CZERMAINSKI; ZAT, 2011).

Considerando as características fisiológicas e morfológicas, o caqui é uma planta exigente em poda, tendo a sua produção nas gemas formadas no ciclo anterior (Figura 2a), no mesmo momento que temos o desenvolvimento da frutificação e da estrutura vegetativa, essas gemas se diferenciam em menor ou maior grau, de acordo com o nível de carboidratos fornecidos pela área cortina foliar (GIORDANI et al., 2015). O manejo inadequado, como, raleio deficiente ou intempéries climáticas (como estresse hídrico), podem reduzir a diferenciação floral para o próximo ano, por consequência a frutificação.

Outro fator a considerar, é o sistema gemário do Caqui, que apresenta gemas vegetativas e mistas, desenvolvidas no final da primavera do ciclo anterior à produção. Quando as condições não forem adequadas (excesso de carga, nutrição, deficiente, estresse hídrico) ao crescimento e desenvolvimento da planta, podemos ter mais gemas vegetativas do que mistas afetando a produção (GEORGE et al., 1997).

A variedade Kyoto chocolatão apresenta irregularidade na emissão de gemas floríferas, atingindo percentuais muito baixos de frutificação, o que dificulta o processo de poda, pois, o fruticultor no momento da poda, estágio de dormência (Figura 3a), não consegue identificar os ramos de um ciclo, com gemas mistas (gema vegetativas e floríferas), que apresentam capacidade de emitir frutos, diferente das demais variedades de Kyoto, que apresentam um alto índice de floração nos ramos. Esta condição gera necessidade de pesquisa em estratégias para sanar esse problema, sendo a época de poda uma das opções, pois, esse problema reduz a produtividade na planta (BIASI, 2020).

 

Figura 2 – Época de poda do caqui T1 e T2 ramos com gemas dormentes e T3 – ramos em estágio de floração. Pinto Bandeira 2024. Fonte: autor.

 

Figura 3 – Distribuição da produção dos frutos de Caqui Kyoto chocolatão (Kch) e de Caqui Kyoto comum (Kc), segundo o % de produção dentro das classes de tamanho EG, GG, M e P. Pinto Bandeira/RS, safra 2023.

 

O objetivo do trabalho foi avaliar duas épocas de poda, na dormência e na floração, na produção e qualidade Kyoto Chocolatão e comparar com as características produtivas desta variedade Kyoto comum, na Serra Gaúcha, Bento Gonçalves – RS.

 

Material e métodos

 

O experimento foi realizado na safra 2023/2024, no município de Pinto Bandeira/RS, Serra Gaúcha, em uma propriedade rural com área de 41 has de caqui, de coordenadas geográficas 29°04’23.6″S e 51°26’30.2″E, a 640 metros de altitude, com “clima subtropical e pluviosidade média anual de 1696 mm, 410, horas de frio e temperatura média de 18 °C” (EMBRAPA, 2021). No ano de 2023, ocorreram 225 horas de frio e a precipitação foi de 2025 mm (EMBRAPA, 2023). As variedades utilizadas foram a Kyoto e Kyoto Chocolatão, com plantas com 15 anos de idade, uniformes em vigor e desenvolvimento, enxertadas sobre porta enxerto caqui comum (Diospyros kaki), com espaçamento de 5m x 3m, formando uma densidade de 666,7 plantas.ha^-1, conduzidas em sistema de taça, com aproximadamente 65 ramos produtores por planta. Os tratamentos consistiram avaliar duas épocas de poda, na dormência (T2a) e na floração (T2b), na produção e qualidade Kyoto Chocolatão e comparar suas características produtivas com a variedade Kyoto comum (T1).

A poda de inverno foi realizada em 2 de agosto para T1 e T2a e em 10 de outubro de 2023 para T2b (Figura 3). Na poda seca foram deixados em média 65 ramos frutíferos por planta e alguns ramos do ano sem frutificação, para produção de produtores para próxima safra.

A poda verde em ambos o tratamento se realizou a partir do início de dezembro e o raleio no dia 15 de dezembro, quando os frutos atingiram cerca de 2cm, a variedade chocolatão em função da baixa capacidade de fixação de frutos não foi necessário realizar raleio.

Os frutos foram colhidos na maturação fisiológica de forma manual e levados para o packing house, para seleção e classificação o Kyoto chocolatão foi colhido em 10 de fevereiro e o Kyoto comum em 21 de março.

O delineamento experimental foi blocos acaso, com 2 tratamentos com parcelas subdivididas (T1 – variedade Kyoto comum e T2a – variedade Kyoto chocolatão poda em agosto e T2b – Kyoto chocolatão podado na floração e 5 plantas por tratamento, e um total de 15 plantas avaliadas. As variáveis analisadas: o número de frutos estimado por planta (contados diretamente na planta em 15 de dezembro), número de frutos colhidos por planta (contados na colheita), a produção.planta^-1 (pesado em balança eletrônica de precisão), a massa média dos frutos (produção.planta^-1, dividido pelo número de frutos), produção.ha^-1 (produção.planta^-1 (kg) multiplicado pelo número de plantas.ha^-1.

A classificação dos frutos foi feita, segundo o peso individual de cada fruto, realizado pelo classificador de frutos da marca “de Rossi”, código MFCR, no momento da colheita, com 4 classes de tamanho: extra grande (EG), grande (G), médio (M) e pequeno (P). Sendo, respetivamente, EG acima de 220g, G entre 150 a 220 g, M de 120 a 150g e P abaixo de 120g. Valores médios de preço por kg do caqui pago ao produtor por atacadistas, para T1, temos para classificação G, M e P, valores do kg de fruto: 5,0 a 6,0 R$, 3,0 a 4,0 R$ e 1,5 a 1,0 R$, respetivamente, e para T2, classificação EG, GG, M: 8,0 R$, 6,0 R$ e 4 R$ e 2,0 R$, respetivamente.

Excetuando a aplicação da poda em diferentes épocas e variedade analisadas todas as demais práticas de manejo foram realizadas da mesma maneira e na mesma época em ambos os tratamentos. Dados foram submetidos à análise de variância, e as médias comparadas pelo teste Tukey, a 5% de significância, utilizando o programa SASM – Agri (CANTERI et al., 2001).

 

Resultados e discussão

 

As análises estatísticas dos dados demonstraram, que os tratamentos de poda na dormência e na floração, realizadas no Kyoto chocolatão, não deferiram entre si, baseado nesse resultado, analisou-se mais especificamente os aspectos produtivos e qualitativos obtidos entre as variedades, considerando a média dados obtidos para T2a e b, comparando-se com T1 (Tabela 1).

 

Tabela 1 – Dados de produção e classificação de frutos da variedade Kyoto comum e Kyoto chocolatão, submetida a diferentes épocas poda: Kyoto comum (T1) e Kyoto chocolatão poda na dormência (T2a) e Kyoto chocolatão (T2b) poda na plena floração. Pinto Bandeira/RS, safra 2023.

Variáveis analisadas	T1	T2a	T2b	CV* %
Número de produtores Massa média dos frutos.planta-1 (kg) Massa de fruto (g) Número de frutos por planta – estimado Número de frutos por planta – real Produção por ha (t) Renda bruta por ha (R$ 1.000)	69a 74,03a 144,05b 516a 509,02a 46,53a 186,13a	61a 19,11b 216,88a 143b 89b 21,21b 148,46a	65a 20,06b 211,23a 118,8b 75,8b 17,14b 119,65a	9,15 24,62 12,69 39,2 39,22 23,41 21,94

Médias seguidas de mesma letra na linha letra com minúscula e na coluna com letra maiúscula, não diferem estatisticamente pelo teste Duncan, com 5% de significância.

*CV: coeficiente de variação.

 

O Kc (T1), apresentou uma produção de 46,5 t.ha^-1, em detrimento dos médios 19,17 t.ha^-1 para T2ab, produtividade similar à média da cultura do caqui no Brasil, que atinge 22,4 t ha^-1, pouco superior à média da safra 2023 do RS de 18,6 t.ha^–1 (IBGE, 2024) e abaixo da média do maior produtor do país, o estado de São Paulo, que apresenta a maior produtividade (28,5 tn/ha), resposta da alta tecnologia adotada no cultivo dessa frutífera (TECCHIO et al., 2019). A produção por planta atingiu 70 kg, para T1 e 19,58 kg para média de T2ab, que não se diferenciam entre para a variáveis produtivas (massa de fruto, de planta e t.ha^-1), independente da época de poda utilizada (Tabela 1).

Em comparação com T1, o fator qualidade, do caqui Kch apresentou peso de fruto superior, atingindo 214,06g em média, distribuídos em três tamanhos, sendo 77,18 classe EG, 18,12% G e 5,47% Médio, em detrimentos do Kc que apresentou peso médio e fruto de 144g, sendo classificados em 60,90% G, 25% M e 15.01% como pequeno (Figura 3). A competição entre os frutos pelos fotoassimilados da fotossíntese é menor nas plantas que apresentaram menor número de ramos floríferos, e por consequência apresentam baixa frutificações (PETRI et al., 2017; LINK, 2000). Além desta questão, o tamanho de fruto é favorecido, pois, a planta já inicia o crescimento do fruto com baixa carga, antes do término da divisão celular, que ocorre nas plantas nas primeiras semanas (semana 5-6) após a floração, no período de fixação dos frutos jovens (DAL CIN et al., 2009). Redução da competição até esta fase, que torna mais eficiente o aproveitamento dos fotoassimilados, propiciando um número de células maior por fruto, aumentando o seu calibre (PETRI et al., 2001).

Esse alto % de frutos extra grande e grande, propicia melhor retorno financeiro para o produtor (GIOVANAZ et al., 2016). Essas afirmações são corroboradas pelos resultados, onde o tratamento T1, que apresenta alta taxa de fixação de frutos, 516 frutos.planta^-1, em detrimento dos 130,9 frutos.planta^-1 de T2ab, mesmo sofrendo raleio, não atingiu os mesmos valores de peso de fruto que T2, mas altos % de frutos EG e G, importante em frutos comercializados in natura. (Figura 1a). Outro fator a considerar é o valor estimado do número de frutos.planta^-1, que foram avaliados na mesma época que foi realizado o raleio do Kyoto (15/12), demonstra que esta variedade, continuou dispensando frutos, com perda média de 37,3%, entre a avaliação realizada em dezembro e a feita na colheita, acentuando a diferença de frutificação entre as variedades (Tabela 1).

A alta fixação de frutos de Kyoto comum, gera necessidade de raleio, uma das grandes limitações de muitas culturas que possuem alta taxa de fixação de frutos, como no caso do Kyoto comum. Para Raseira et al. (2022), o raleio manual de um grande número de plantas demorado, exigindo muitas horas de trabalho em um curto período de tempo, e de custo elevado, representando cerca de 30% das despesas anuais (DUNCAN, s.d.), um dos fatores é a grande dificuldade de obtenção de mão de obra qualificada para sua realização.

No entanto, essa prática permite ajustar a carga, a capacidade de planta possibilitando colheitas regulares e com qualidade de frutos ao longo das safras, como demonstra os valores de peso de fruto e produção por ha do Kyoto comum.

No caso do Kch, é comum algumas plantas não apresentarem produção, mesmo com a poda em diferentes épocas, mostrando que os outros fatores influenciam no processo de fixação de frutos, sendo uma limitação ao aumento das áreas de produção desta variedade. Um dos fatores que se relacionam com essa dificuldade, seria a complexidade estrutural de floração do Caqui, bem como a ausência da produção de pólen ou viabilidade de algumas espécies (CAMPOS et al., 2015, GIORDANI et al., 2015). Outro fator que influencia na fixação do fruto é temperatura onde valores dia/noite situando-se 17 ºC e 12 ºC, atingem bons níveis de polinização e valores com temperaturas diurnas de 27 e noturnas de 22 reduzem drasticamente a polinização (GEORGE et al., 1997).

Tetsumura et al. (2019) obteve resposta para a fixação e desenvolvimento de frutos estudando dois porta enxertos na variedade Japonesa Tiushuu, no caso dessa cultura, a enxertia é feita no porta enxerto propagados clonalmente no Caqui comum, demonstrando que apenas a mudança na maneira de produzir o porta enxerto pode aumentar a eficiência da fixação de fruto para o Kch.

A técnica usada de podar tardiamente, foi feita com objetivo de visualmente identificar os ramos de produção, que estavam com florescimento (Figura 2), diferente da poda em gema dormente, porém, os resultados mostraram que essa prática não resultou em aumento da frutificação (Tabela 1), observou-se também, que algumas plantas do experimento não apresentaram frutificação, o que demonstra o alto nível da alternância do Kyoto chocolatão, demonstrando a pouca adaptação a cultivar a região.

Considerando a lucratividade média, o Kc, atingiu uma renda bruta em reais por hectare, superior em 30,11% a do Kch, no entanto, essa diferença é reduzida se consideramos, o custo menor da colheita (menor produção), na redução dos tratamentos fitossanitários por ser colhido 4 antes do Kc, que somado ao custo da não realização do raleio, vem a equilibrar a relação custo-benefício, além de estender o período de colheita que não se concentra em uma única variedade.

A produção e efetividade de floração parece estar ligada a fatores fisiológicos da planta, que afetam a emissão de gemas floríferas, responsáveis pela frutificação, como foi citado pela bibliografia, vários fatores interferem na efetividade da fixação e desenvolvimento dos frutos, alguns intrínsecos às condições do meio como temperatura, luminosidade, fotoperíodo, disponibilidade hídrica e outros relacionados com fatores internos da planta como balanço hormonal, nível de carboidratos, minerais, método e tipo de propagação e a genética da planta que ao que parece, apresenta pouca adaptabilidade às condições em que ocorre o cultivo. Portanto, mais pesquisas devem ser realizadas para minimizar a questão, pois, a variedade apresenta boa aceitação no mercado pelas características qualitativas e pela precocidade de entrada no mercado (Figura 1c).

 

Conclusão

 

As épocas de poda não tiveram efeito sobre fixação de frutos e por consequência na produção e qualidade de frutos para variedade Kyoto chocolatão. A variedade Kyoto comum apresentou valores superiores de produção, mas menor tamanho de fruto que a variedade chocolatão. Considerando o tamanho do fruto, o Kyoto chocolatão atingiu média de 75,5% de frutos extra grande e 24,5% grande, o Kyoto comum, atingiu 70% tamanho grande, 26% médio e 4% pequeno. Os valores atingidos e rentabilidade foram similares entre as duas variedades.

 

Conflito de interesses

 

Não houve conflito de interesses entre os autores.

 

Contribuição dos autores

 

Marco Aurélio de Freitas Fogaça e Renato André Benvenutti – proposta do projeto, instalação do experimento, coleta e interpretação dos dados, redação e revisão do manuscrito.

 

Referências bibliográficas

 

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Recebido em 16 de dezembro de 2025

Retornado para ajustes em 3 de fevereiro de 2026

Recebido com ajustes em 24 de fevereiro de 2026

Aceito em 2 de março de 2026

Revista Agrária Acadêmica

agrariacad.com

doi: 10.32406/v9n1/2026/56-66/agrariacad

 

Padrões territoriais da diversificação produtiva municipal em Mato Grosso do Sul – evidências a partir de Random Forest Regression. Territorial patterns of municipal agricultural diversification in Mato Grosso do Sul – evidence from Random Forest Regression.

 

Rafael Rossi¹

 

^1- Docente e Pesquisador no Programa de Pós-Graduação em Recursos Naturais, Universidade Federal de Mato Grosso do Sul – UFMS , Campus Campo Grande/MS – Brasil. E-mail: r.rossi@ufms.br

 

Resumo

 

O presente artigo é instrumento por meio do qual investigamos os padrões territoriais da diversificação produtiva municipal em Mato Grosso do Sul a partir da análise de seis culturas alimentares tradicionais (banana, batata-doce, feijão, mandioca, melancia e milho) com dados da Pesquisa Agrícola Municipal (IBGE, 2024). A diversidade foi mensurada por meio do Índice de Shannon, enquanto os regimes produtivos dominantes foram identificados a partir da maior contribuição padronizada (z-score) entre as culturas. Aplicou-se análise de Contingência Bayesiana para avaliar a associação entre regime dominante e níveis de diversificação, além de Random Forest Regression (RFR) para modelar a estrutura multivariada da diversidade produtiva. No âmbito espacial, utilizou-se o modelo BYM2 para estimar o efeito espacial latente do Shannon e o Moran’s I Global para avaliar autocorrelação dos valores preditos. Conclui-se que a diversificação produtiva municipal se conforma em fenômeno estruturalmente organizado, cuja compreensão se beneficia da integração entre modelagem estatística multivariada e territorialização cartográfica.

Palavras-chave: Diversificação agrícola. Estatística Geográfica Inferencial. Ciências Agrárias.

 

 

Abstract

 

This article investigates the territorial patterns of municipal agricultural diversification in the state of Mato Grosso do Sul, Brazil, based on the analysis of six traditional food crops (banana, sweet potato, beans, cassava, watermelon, and maize) using data from the Municipal Agricultural Survey (IBGE, 2024). Diversification was measured through the Shannon Index, while dominant productive regimes were identified based on the highest standardized contribution (z-score) among the analyzed crops. Bayesian contingency analysis was applied to assess the association between dominant regime and levels of diversification, and Random Forest Regression (RFR) was employed to model the multivariate structure of productive diversity. From a spatial perspective, the BYM2 model was used to estimate the latent spatial effect of the Shannon Index, and Global Moran’s I was calculated to evaluate spatial autocorrelation of predicted values. It is concluded that municipal agricultural diversification constitutes a structurally organized phenomenon, whose understanding benefits from the integration of multivariate statistical modelling and cartographic territorialization.

Keywords: Agricultural diversification. Inferential Geographic Statistics. Agrarian Sciences.

 

 

Introdução

 

Um dos desafios contemporâneos à pesquisa no âmbito das Ciências Agrárias, e também, na Geografia, diz respeito à identificação e compreensão de diversos regimes produtivos alimentares em nível municipal. Nesse sentido, é importante reconhecermos que cada técnica quantitativa ou método teórico apresenta sempre as suas potencialidades, mas, igualmente, os seus limites.

A análise estatística, junto com o conhecimento científico geográfico, apresenta potencialidades para desvendar padrões, tendências, rupturas, agrupamentos ou fragmentações. Por isso mesmo, abordagens que se predisponham a traduzir tendências essenciais de dinâmicas agrárias, podem se beneficiar de análises como a Contingência Bayesiana e a Regressão Random Forest.

A abordagem Bayesiana tem sido cada vez mais utilizada em análises agrícolas e territoriais por permitir avaliar evidência probabilística de associação entre variáveis categóricas e estruturais (KRUSCHKE, 2015; MCELREATH, 2020). No que se refere à diversidade, aplicamos o índice de Shannon, comumente, utilizado para avaliar diversidade e estrutura produtiva por permitir capturar simultaneamente riqueza e equitabilidade dos componentes de um sistema (SHANNON, 1948; MAGURRAN, 2013).

A Contingência Bayesiana é um modelo probabilístico que avalia a associação entre duas variáveis categóricas estimando a força da evidência a favor da dependência ou independência entre elas, por meio do Fator de Bayes. Diferentemente do teste qui-quadrado clássico, ela não se limita a rejeitar ou não uma hipótese nula; ela quantifica o quanto os dados favorecem um modelo de associação em relação a um modelo de independência. Isso permite avaliar, por exemplo, se determinados regimes produtivos dominantes estão estruturalmente associados a níveis específicos de diversificação, sem reduzir a interpretação a um simples p-valor. Trata-se de uma leitura probabilística da organização territorial das categorias produtivas.

A análise de Contingência Bayesiana tem sido utilizada como alternativa probabilística aos testes clássicos de independência, permitindo avaliar a evidência de associação entre variáveis categóricas por meio de fatores de Bayes e probabilidades posteriores (KRUSCHKE, 2015; WAGENMAKERS et al., 2018).

Já a Regressão Random Forest é um método de aprendizado de máquina baseado na combinação de múltiplas árvores de decisão (ensemble learning), que estima uma variável contínua a partir de relações potencialmente não lineares e interativas entre preditores. Sua principal força é capturar estruturas complexas sem impor forma funcional prévia (como linearidade), além de fornecer métricas de importância das variáveis e valores preditos, município a município (BREIMAN, 2001; JAMES et al., 2013).

O objetivo, com o presente artigo, foi investigar os padrões territoriais de seis culturas alimentares tradicionais nos municípios de Mato Grosso do Sul: banana, batata-doce, feijão, melancia, mandioca e milho. Nesse aspecto, o estudo pode contribuir com trabalhos futuros para modelar a diversificação produtiva ou outros indicadores estruturais como resultado emergente de combinações produtivas, revelando hierarquias latentes e possibilitando posterior territorialização das predições.

 

Material e métodos

 

Os dados utilizados neste estudo foram obtidos na Pesquisa Agrícola Municipal (PAM) do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), disponíveis no Sistema IBGE de Recuperação Automática – SIDRA. A PAM fornece informações anuais sobre área plantada, área colhida, quantidade produzida e valor da produção agrícola para todos os municípios brasileiros. Para este trabalho, foram selecionadas as culturas alimentares de banana, batata-doce, feijão, mandioca, melancia e milho, referentes ao ano de 2024, considerando sua relevância estrutural na composição produtiva municipal e sua representatividade territorial no estado analisado (IBGE, 2024).

As variáveis de produção municipal foram transformadas por meio da função logarítmica natural na forma ln(x + 1), procedimento amplamente utilizado para reduzir assimetria, estabilizar variâncias e minimizar a influência de valores extremos em distribuições tipicamente não normais (OSBORNE, 2002). Posteriormente, as variáveis foram padronizadas via escore-z (z-score), permitindo comparabilidade entre culturas com diferentes magnitudes produtivas e evitando que variáveis de maior escala dominassem as análises multivariadas subsequentes (FIELD, 2013). Essa dupla transformação assegura maior robustez estatística na modelagem inferencial.

Para cada município, foi identificado o regime produtivo dominante, definido como a cultura com maior valor padronizado (z-score) entre as seis analisadas. Esse procedimento permite classificar os municípios segundo sua especialização relativa, preservando comparabilidade estatística entre variáveis previamente normalizadas. A estratégia está alinhada à literatura sobre especialização produtiva regional, que utiliza critérios de predominância relativa para identificar padrões estruturais territoriais (KRUGMAN, 1991). O regime dominante foi posteriormente utilizado como variável categórica em análises probabilísticas.

A diversidade produtiva municipal foi mensurada por meio do Índice de Shannon, originalmente desenvolvido na teoria da informação (SHANNON, 1948) e amplamente aplicado em estudos ecológicos e econômicos para mensurar diversidade estrutural. O índice foi calculado a partir da proporção relativa de cada cultura no conjunto produtivo municipal, permitindo capturar simultaneamente riqueza (número de culturas presentes) e equitabilidade (distribuição relativa entre elas). Em contexto produtivo, valores mais elevados de H’ indicam maior diversificação agrícola municipal.

Com o objetivo de investigar a associação probabilística entre regime produtivo dominante e níveis de diversificação agrícola (Shannon categorizado em quartis), foi aplicada uma análise de Contingência Bayesiana. Diferentemente da abordagem frequentista tradicional, a inferência Bayesiana permite quantificar evidência relativa entre modelos por meio do Fator de Bayes (Bayes Factor), fornecendo medida contínua de suporte à hipótese de dependência entre as variáveis categóricas (KASS; RAFTERY, 1995). O procedimento possibilita avaliar se determinados regimes produtivos apresentam maior probabilidade de associação com níveis específicos de diversificação municipal.

Para modelar a relação entre as culturas agrícolas e o índice contínuo de Shannon, foi aplicada uma Random Forest Regression (RFR), método de aprendizado de máquina baseado em agregação de múltiplas árvores de decisão construídas sobre amostras bootstrap e seleção aleatória de preditores (BREIMAN, 2001). A RFR permite capturar relações não lineares e interações complexas sem impor pressupostos paramétricos estritos, sendo particularmente adequada para estruturas produtivas potencialmente heterogêneas. O objetivo foi estimar a capacidade preditiva das culturas sobre o nível de diversificação municipal e identificar sua importância relativa na estrutura produtiva.

No âmbito da investigação dos padrões espaciais, foram produzidos dois mapas. O primeiro, utilizando a técnica BYM2 (Besag–York–Mollié reparametrizado), uma formulação Bayesiana hierárquica para dados areais que decompõe a variação espacial em dois componentes: um estruturado (dependente da vizinhança, geralmente modelado por um CAR – Conditional Autoregressive) e outro não estruturado (efeito aleatório i.i.d.). Na parametrização BYM2, esses dois componentes são combinados por meio de um parâmetro de mistura (φ) que controla a proporção da variância atribuída à estrutura espacial, permitindo interpretação mais estável e comparável entre modelos. Quando se mapeia o efeito espacial latente, o que se representa é a tendência territorial acima ou abaixo do padrão médio, isto é, uma estrutura espacial não observável diretamente nos dados brutos, mas inferida pelo modelo como padrão residual persistente no território (RIEBLER et al., 2016; SIMPSON et al., 2017).

O segundo mapa elaborado diz respeito ao valor predito da diversificação (Shannon) estimado pela RFR. A cartografia, nesse contexto, não constitui etapa exploratória isolada, mas sim instrumento de interpretação espacial das estruturas produtivas estimadas, permitindo visualizar padrões territoriais derivados da modelagem preditiva.

 

Resultados e discussão

 

A partir da identificação do regime produtivo dominante em cada município e, também, da divisão em quartis do Índice Shannon, elaboramos uma tabela de Contingência Bayesiana. Os resultados estão apresentados na tabela 1.

 

Tabela 1 – Contingência Bayesiana

		Q_Shannon
Regime		1	2	3	4	Total
Banana	Contagem	1.00	1.00	0.00	0.00	2.00
	%	5.00 %	5.26 %	0.00 %	0.00 %	2.53 %
Mandioca	Contagem	11.00	6.00	4.00	1.00	22.00
	%	55.00 %	31.58 %	20.00 %	5.00 %	27.85 %
Melancia	Contagem	1.00	0.00	0.00	0.00	1.00
	%	5.00 %	0.00 %	0.00 %	0.00 %	1.27 %
Milho	Contagem	7.00	12.00	16.00	19.00	54.00
	%	35.00 %	63.16 %	80.00 %	95.00 %	68.35 %
Total	Contagem	20.00	19.00	20.00	20.00	79.00
	%	100.00 %	100.00 %	100.00 %	100.00 %	100.00 %

 

A tabela 1 evidencia uma distribuição assimétrica do regime produtivo dominante ao longo dos quartis de diversificação (Q_Shannon), sendo que os quartis 1 e 2 representam os níveis mais altos de diversidade, enquanto 3 e 4 indicam menor diversidade. Observa-se que, nos quartis superiores (1 e 2), há presença expressiva de municípios dominados por mandioca (55% no Q1 e 31,58% no Q2), enquanto o milho, embora ainda relevante (35% no Q1 e 63,16% no Q2), não é hegemônico nos níveis mais altos de diversidade.

Destaca-se que as culturas de batata-doce e feijão não aparecem como regimes produtivos dominantes na tabela 1, pois, embora estejam presentes na base de dados, não constituíram a principal cultura em nenhum dos municípios analisados segundo o critério de dominância adotado. Como a tabela apresenta apenas os regimes produtivos dominantes, essas culturas não foram incluídas na estrutura de contingência. Essa ausência não indica inexistência produtiva, mas apenas que essas culturas não representaram a maior participação relativa dentro da estrutura produtiva municipal.

Isso sugere que, nos territórios mais diversificados, a estrutura produtiva tende a ser relativamente mais equilibrada ou associada a gêneros alimentares como a mandioca, que historicamente se integra a sistemas agrícolas mais heterogêneos e policulturais.

Em contraste, nos quartis inferiores (3 e 4), que representam menor diversificação, a dominância do milho torna-se praticamente absoluta (80% no Q3 e 95% no Q4), enquanto a mandioca perde participação relativa (20% no Q3 e apenas 5% no Q4). Esse padrão indica uma associação territorial consistente entre especialização em milho e redução da diversidade produtiva municipal.

Os dados sugerem que a especialização cerealista se vincula a estruturas produtivas mais concentradas, ao passo que regimes baseados em mandioca aparecem mais frequentemente nos estratos superiores de diversidade. Trata-se, portanto, de uma evidência empírica coerente com a hipótese central desse artigo: os regimes produtivos dominantes organizam diferencialmente os níveis territoriais de diversificação. A figura 1 apresenta o mapa BYM2 do Índice Shannon.

 

Figura 1 – Mapa BYM2 do Índice Shannon.

 

O mapa da figura 1 apresenta o efeito espacial latente do Índice de Shannon estimado pelo modelo BYM2, ou seja, uma estrutura territorial inferida a partir da dependência espacial entre municípios, separando a variação estruturada (associada à vizinhança) da variação não estruturada. As áreas em azul indicam tendência territorial acima do padrão médio, enquanto as áreas em vermelho revelam tendência territorial abaixo do padrão médio estadual, não como reflexo direto dos valores observados, mas como padrão residual persistente captado pelo modelo.

Essa abordagem dialoga com a tradição da análise espacial que compreende que processos socioeconômicos e produtivos tendem a apresentar interdependência espacial sistemática, exigindo modelagem explícita dessa estrutura (ANSELIN, 1988; BESAG; YORK; MOLLIE, 1991). No contexto da produção do conhecimento, essa leitura permite compreender a diversificação produtiva como fenômeno territorialmente organizado, e não apenas como atributo isolado de cada unidade administrativa.

O uso do BYM2 reforça a incorporação de métodos quantitativos espacialmente estruturados na análise das transformações agrárias, ampliando a capacidade de identificar regimes produtivos regionalizados, continuidades espaciais e zonas de transição agrária. Ao evidenciar padrões latentes persistentes, o modelo contribui para a compreensão das dinâmicas de especialização e diversificação agrícola sob uma perspectiva relacional do espaço, na qual as configurações territoriais resultam de processos históricos e econômicos interdependentes (GOODCHILD, 2004; WARD; BROWN, 2009).

Pode-se observar tendências territoriais acima do padrão médio (em tons de azul) concentradas sobretudo na porção leste e sudeste do estado, enquanto padrões abaixo do padrão médio (em tons de vermelho) se destacam com maior intensidade na região central e em parte do norte, formando blocos espaciais relativamente contínuos; o valor médio de φ = 0,69 indica que cerca de 69% da variância do efeito latente é explicada pela componente espacial estruturada, evidenciando forte predominância da dependência territorial na organização da diversificação produtiva. Assim, o mapa não implica causalidade, mas oferece uma representação inferencial da organização espacial da diversificação produtiva, potencialmente útil para análises comparativas e planejamento territorial.

Nesse sentido, no prosseguimento de nossas análises, elaboramos uma Random Forest Regression (RFR) estimada com 300 árvores e divisão treino-teste (64 observações para treino e 15 para teste), apresentando estabilidade interna conforme indicado pelo erro out-of-bag. As métricas de desempenho, apresentadas na tabela 2. Inserimos o Índice Shannon como variável resposta e as culturas analisadas enquanto variáveis dependentes.

 

Tabela 2 – Métricas de performance

	MSE	MSE	RMSE	MAE / MAD	MAPE	R2
Valores	0.083	0.496	0.288	0.222	183.39%	0.539

 

De acordo com os dados da tabela 2, percebemos que a RFR indicou capacidade explicativa moderada (R² = 0,539), com erro quadrático médio (MSE = 0,083) e RMSE = 0,288. Esses valores sugerem que mais da metade da variação do Índice de Shannon é explicada pela composição produtiva municipal, evidenciando que a diversificação agrícola não ocorre de maneira aleatória, mas apresenta estrutura estatisticamente captável. Conforme Breiman (2001), a agregação de múltiplas árvores reduz variância e melhora a robustez preditiva, permitindo modelar relações não lineares típicas de sistemas produtivos territoriais. A tabela 3 explicita as métricas de importância da RFR de cada variável utilizada.

 

Tabela 3 – Métricas de importância das variáveis

	Redução média da acurácia	Aumento total da pureza dos nós	Perda média por omissão da variável
Milho	0.036	0.867	0.247
Mandioca	0.022	0.679	0.221
Melancia	0.009	0.470	0.191
Banana	0.004	0.227	0.171
Batata	8.843×10-4	0.221	0.163
Feijao	0.002	0.199	0.168

 

A tabela 3 apresenta as métricas de importância das variáveis, evidenciando o milho como principal preditor da diversificação produtiva, seguido pela mandioca. O milho apresenta os maiores valores tanto na redução média de acurácia quanto no aumento total da pureza dos nós, indicando que sua remoção implicaria maior perda de desempenho do modelo. Esse resultado é relevante, pois indica que determinadas culturas estruturantes ocupam posição central na organização produtiva municipal. Atividades com maior peso econômico podem funcionar como eixos estruturadores do território, articulando diferentes escalas de produção e condicionando arranjos produtivos locais (SANTOS, 1996).

A mandioca, por sua vez, embora com menor magnitude preditiva que o milho, também exerce influência relevante, enquanto culturas como batata-doce e feijão apresentam contribuição marginal na explicação da variabilidade do Índice de Shannon. Esse padrão indica que a diversificação produtiva não depende apenas da presença numérica de culturas, mas da posição estrutural que determinadas atividades ocupam no sistema produtivo.

Conforme argumenta Krugman (1991), efeitos de escala e organização espacial podem gerar complexificação econômica mesmo em contextos de aparente especialização. Assim, a importância relativa das culturas revela uma dinâmica territorial na qual especialização e diversidade não são categorias necessariamente opostas. A figura 2 apresenta o gráfico da correlação preditiva entre os ranks preditos verificados com a RFR e os ranks do próprio Índice Shannon.

 

Figura 2 – Gráfico de correlação Bayesiana.

 

A correlação Bayesiana é uma medida da associação entre duas variáveis estimada a partir da distribuição posterior do coeficiente de correlação, permitindo quantificar a magnitude do efeito e, também, a evidência probabilística a favor ou contra a existência de associação. A correlação Bayesiana entre o Índice de Shannon observado e os valores estimados pela Random Forest Regression (RFR) apresentou Kendall’s τ = 0,732, com BF₁₀ = 3,887 × 10¹⁸, indicando associação monotônica forte e evidência decisiva a favor da hipótese de correlação. Isso pode ser visualizado na figura 2, pois os pontos estão fortemente alinhados à linha reta indicam elevada concordância entre os rankings do Shannon observado e do predito pela RFR, sugerindo forte associação monotônica e consistência preditiva do modelo.

Importante esclarecer que os ranks da figura 2 são ordenação dos municípios do menor para o maior valor das variáveis (Shannon observado e Shannon predito pela RFR). Esse resultado nos demonstra que a ordenação municipal produzida pelo modelo preditivo reproduz de forma consistente a hierarquia observada de diversificação produtiva. O Fator de Bayes extremamente elevado reforça que a relação não é produto de flutuação amostral, mas reflete estrutura sistemática capturada pela modelagem. Assim, a RFR demonstra não apenas capacidade explicativa (R² já explicitado anteriormente), mas também coerência ordinal robusta entre valores previstos e observados, justificando sua utilização como instrumento válido para inferência preditiva e posterior territorialização dos resultados, como apresentado na figura 3.

 

Figura 3 – Mapa da diversificação produtiva.

 

Com o objetivo de verificar a autocorrelação espacial sobre os valores preditos pela RFR, realizamos um Moran´s I Global. Obtivemos um valor de I = 0,057, indicando uma autocorrelação espacial positiva muito fraca, sugerindo que os valores preditos pela Random Forest Regression (RFR) apresentam apenas um leve padrão de similaridade entre municípios vizinhos definidos pela matriz Queen de ordem 2. O pseudo p-valor obtido por 999 permutações (p = 0,076) não atinge o nível convencional de significância estatística de 5%, o que implica que não há evidência robusta para rejeitar a hipótese nula de aleatoriedade espacial.

Esse resultado significa que a distribuição territorial dos valores preditos pelo modelo RFR não apresenta dependência espacial estatisticamente confirmada, estando mais próxima de um arranjo espacial aleatório do que de um cluster estruturado. O uso do procedimento de permutação reforça essa interpretação, pois o pseudo p-valor deriva da comparação entre o índice observado e a distribuição empírica gerada por rearranjos aleatórios dos dados no espaço, conforme proposto por Anselin (1995). Assim, embora haja um leve sinal de associação espacial positiva, ele é fraco e marginalmente significativo, recomendando cautela na interpretação de padrões espaciais globais.

O mapa da figura 3, por sua vez, explicita a diversificação produtiva estimada pela RFR evidenciando a distribuição territorial dos níveis previstos de Shannon em três classes, revelando contrastes espaciais significativos entre municípios de baixa, média e alta diversificação. Observamos a presença de extensas áreas com níveis mais baixos de diversificação, intercaladas por corredores e núcleos de maior intensidade estimada, sugerindo que a diversidade produtiva não se distribui de forma homogênea no território estadual.

Diferentemente do mapa BYM2 que explicitou a estrutura espacial latente do Índice Shannon, o mapa da figura 3 traduz uma estrutura inferida pelo modelo estatístico RFR, isto é, a intensidade estimada da diversificação a partir da combinação das culturas analisadas. A territorialização do valor predito permite visualizar como a estrutura produtiva, capturada estatisticamente, se materializa espacialmente, reforçando a importância da integração entre modelagem quantitativa e interpretação geográfica. Nesse sentido, o mapa não representa apenas dados observados, mas a espacialização de uma regularidade estrutural inferida, aproximando estatística preditiva e análise territorial em perspectiva complementar.

Percebemos que a classe de menor diversificação (vermelho) concentra-se predominantemente na porção oeste e centro-oeste do estado, enquanto a classe de maior diversificação (azul) apresenta maior presença no sul e em áreas do leste, com a classe intermediária distribuindo-se de forma mais fragmentada na faixa central e nordeste.

A análise conjunta dos resultados (contingência Bayesiana, BYM2, Random Forest Regression, correlação ordinal robusta e territorialização cartográfica) indica que a diversificação produtiva municipal em Mato Grosso do Sul não se configura como fenômeno aleatório, mas como expressão de uma estrutura produtiva organizada. A associação decisiva entre regimes dominantes e níveis de Shannon, aliada à capacidade explicativa moderada da RFR (R² = 0,539) e à forte correlação entre valores observados e previstos (τ = 0,732), revela coerência sistêmica entre especialização relativa e diversidade estrutural.

Esse padrão dialoga com a literatura que interpreta os territórios como sistemas complexos, nos quais especialização e diversificação podem coexistir de forma complementar, dependendo da escala, da inserção em mercados e da organização produtiva regional (ILBERY, 1998; MARSDEN, 1998). Assim, a evidência estatística e espacial sugere que culturas estruturantes, como o milho, não necessariamente restringem a diversidade, podendo integrar arranjos produtivos multifuncionais.

Além disso, a integração entre modelagem estatística e leitura espacial reforça abordagens contemporâneas que defendem o uso de métodos quantitativos para revelar regularidades estruturais na organização agrária (WOODS, 2011). A Random Forest, ao captar relações não lineares e hierarquias de importância entre culturas, evidencia que a diversificação emerge da posição estrutural que determinadas atividades ocupam no sistema produtivo, e não apenas da simples contagem de culturas. A territorialização dos valores preditos amplia essa leitura ao demonstrar que padrões estatísticos globais possuem expressão espacial concreta.

Nesse sentido, os resultados contribuem para a pesquisa agrária ao demonstrar empiricamente que a análise integrada entre inferência estatística e cartografia permite compreender como estruturas produtivas se organizam, se distribuem e se articulam territorialmente, oferecendo base analítica mais robusta para interpretação dos regimes agrícolas contemporâneos.

 

Considerações finais

 

Os resultados demonstram que a diversificação produtiva municipal em Mato Grosso do Sul não se distribui de maneira aleatória, mas expressa uma organização estrutural associada aos regimes produtivos dominantes. A evidência probabilística fornecida pela Contingência Bayesiana reforça que determinados regimes, — especialmente a dominância do milho, se associam, de modo sistêmico, a níveis inferiores de diversificação, enquanto a mandioca aparece com maior frequência nos estratos superiores de diversidade. Essa configuração sugere que especialização e diversidade não constituem categorias mutuamente excludentes, mas podem organizar-se de forma diferenciada no território.

Do ponto de vista metodológico, a integração entre Random Forest Regression, análise Bayesiana e modelagem espacial (BYM2) evidencia o potencial da Estatística Geográfica Inferencial para revelar estruturas produtivas latentes e hierarquias territoriais. O efeito espacial latente identificado (φ = 0,69) indica predominância da dependência territorial na organização da diversidade, enquanto a fraca autocorrelação dos valores preditos sugere que a estrutura multivariada captada pela RFR não se traduz automaticamente em clusterização espacial global. Assim, o artigo contribui ao demonstrar que a articulação entre inferência estatística robusta e leitura espacial permite compreender com maior precisão a dinâmica dos regimes agrícolas contemporâneos, ampliando o repertório analítico sem recorrer a pressupostos causalistas indevidos.

 

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Recebido em 25 de fevereiro de 2026

Retornado para ajustes em 11 de março de 2026

Recebido com ajustes em 11 de fevereiro de 2026

Aceito em 12 de março de 2026