Báo cáo khoa học: "Effets des techniques de coupe sur la croissance et le nombre des rejets dans un taillis de châtaignier (Castanea sativa Mill.)"

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Article original Effets des techniques de coupe sur la croissance et le nombre des rejets dans un taillis de châtaignier (Castanea sativa Mill.) A Cabanettes L Pagès JP Château A Moreau INRA, station de sylviculture Ardon, 45160 Olivet, France le 26 septembre 1988; accepté le 1 février er (Reçu 1989) Résumé — Cette étude a pour objectif de comparer l’effectif et la croissance, en diamètre et en lon- gueur, de rejets de châtaignier au terme de leur première année de végétation, selon différentes modalités de coupe du peuplement initial. Ces modalités concernent 2 outils de coupe, la tronçonneuse et la hache, et, pour ce dernier, 2 hauteurs de coupe différentes (10 et 30 cm). Les résultats obtenus montrent qu’en ce qui concerne l’outil hache, la coupe haute tend à entraîner l’apparition de rejets de plus petit diamètre et, corrélativement, de plus petite longueur que la coupe basse. Pour une même hauteur de coupe, l’utilisation de la hache entraîne la croissance de rejets significativement plus longs (mais pas plus gros) que ceux obtenus après coupe à la tronçonneuse. L’effet spécifique de l’outil de coupe sur la seule longueur se retrouve au niveau de la relation statis- tique liant longueur et diamètre des rejets. Enfin, l’effectif des rejets âgés d’un an est surtout signifi- cativement diminué par l’utilisation de la tronçonneuse, par rapport au résultat obtenu à l’aide de la hache. On formule des hypothèses sur la nature et sur l’origine physiologique des phénomènes observés croissance / taillis / Castanea sativa / recépage / hache / tronçonneuse Summary — Effects of cutting techniques on growth and number of sprouts in a chestnut (Castanea sativa Mill.) coppice. This study was aimed at comparing the effect of the method of cutting the initial coppice on the growth (diameter and length) and number of one year old sprouts. The cutting methods were: 2 cutting tools, axe and chainsaw and 2 heights (10 and 30 cm) for the axe treatment (fig. 1). The results obtained showed that for axe treatment at 30 cm, the sprouts are smaller and thinner than for that at 10 cm. For low cutting, chestnut sprouts are significantly longer (but no larger) with an axe than with a chainsaw (table II). This effect is also visible on the statistical relationship between length and diameter of the sprouts (table IV). Finally, the number of one year old sprouts is chiefly lower in the chainsaw treatment (fig. 4). Biological and mechanical hypotheses are formulated to explain these results. growth / coppice / Castanea sativa / coppicing / axe / chainsaw Adresse actuelle: INRA, Station de recherches forestières, domaine de l’hermitage, Pierroton, 33610 Cestas, * France. ** Adresse actuelle: INRA, Station d’agronomie, domaine Saint-Paul, BP 91, 84140 Montfavet, France.
quée par le modèle (Bédéneau, 1988). Ce INTRODUCTION phénomène n’apparaît plus lorsque l’on s’adresse à une même région à pratiques Le régime forestier du taillis est caractéri- sylvicoles homogènes sur une espèce sé par la fréquence relativement élevée donnée (Pagès, 1986). des coupes successives qui ont lieu sur le Mais les modalités d’exploitation du même peuplement: les recépages sont taillis pratiquées en France varient à la effectués tous les 10 à 30 ans en moyen- fois spatialement et temporellement d’une ne, et concernent la totalité des individus manière très difficile à contrôler scientifi- dans le cas du taillis simple. De ce fait, les quement. Aussi est-il utile d’expérimenter modalités d’exploitation actuelles et pas- analytiquement, sur des périodes de sées (durée des rotations ou âge ou temps suffisantes, pour pouvoir en déceler dimension d’exploitation, saison, outil et et en mesurer les effets spécifiques hauteur de coupe, mode de récolte) revê- durables sur la croissance et la production tent une importance particulière dans ce des taillis, et en déduire d’éventuelles mode de sylviculture. Par leur influence conclusions pratiques. positive ou négative sur l’évolution spatia- Parmi les modalités d’exploitation, les le et temporelle de l’appareil racinaire per- effets de la hauteur de coupe, et surtout manent, des bourgeons dormants aériens, de la nature de l’outil de coupe sont beau- des liaisons tiges/racines et du sol, ces coup moins étudiés que ceux de la durée modalités contrôlent la densité d’ensou- de rotation, de la dimension et de l’âge chement, l’âge physiologique et l’efficacité d’exploitation et de la saison de coupe sur de fonctionnement des souches, et donc la repousse du taillis. De plus, les la production ligneuse aérienne pour une quelques références existantes font appa- espèce et un milieu naturel initial donnés. raître des résultats peu nets ou contradic- La synthèse de Blake et Raitanen (1981), toires (Parade, 1860; Blake et Raitanen, les résultats obtenus par Solomon et Blum 1981; Phillips, 1970; Crist et al, 1983; Har- (1967), Johnson (1975), ainsi que des tra- rington, 1984; Khan et Tripathi, 1986; El vaux plus récents (Riedacker et al, 1985; Houri Ahmed, 1977; Bélanger, 1979; Harrington, 1984) en témoignent large- Debell, 1972). plus, les bases physiologiques ment. De Aussi, l’étude présentée ici a-t-elle pour de ces effets commencent à être mises en objectif la mise en évidence d’éventuels lumière (Blake, 1981; Taylor et al, 1982; effets séparés sur la croissance et sur le Rinne et al, 1987). nombre de rejets de 2 modalités de coupe Aussi, dans un objectif de modélisation associées dans la gestion forestière: de la croissance des taillis, la prise en le type d’outil: la hache et la tronçonneu- - compte des modalités d’exploitation (ou scie à chaîne), qui diffèrent à la fois se actuelles et passées comme variables par l’effet direct sur le bois (fente ou d’entrée du modèle est une nécessité qui broyage) et des effets indirects (chauffa- apparaît lorsque l’on désire établir un ge, angle de la surface de coupe par rap- modèle au niveau peuplement basé sur un port à l’horizontale, ébranlement de la très échantillon souche); géographiquement variable. Les variables explicatives clas- la hauteur de coupe: 10 cm et 30 cm au- - dessus du sol; ces 2 niveaux sont situés siques de la production utilisées en futaie dans la gamme des variations pratiques (hauteur dominante, classe de production, courantes. Pour la tronçonneuse, dont la âge, et même densité de peuplement) se hauteur de coupe est plus maîtrisable, on révèlent alors insuffisantes, laissant sub- n’a expérimenté que la hauteur de 10 cm. sister une importante variabilité non expli-
coupe à blanc effectuée en décembre 1983. la concerné Après l’analyse qui a Les 3 traitements expérimentés sont: la coupe maître-rejet des «hauteur du variable à la hache à 30 cm, la coupe à la hache à 10 cépées» (Cabanettes et Pagès, 1986), cm, la coupe à la tronçonneuse à 10 cm. Le nous présentons ici les résultats obtenus dispositif est organisé selon 3 blocs (ou répéti- tions); dans chaque bloc, chaque traitement est lon- pour la croissance en diamètre et en pratiqué sur 2 placeaux de 200 m environ. 2 gueur de l’ensemble des rejets. Avant la coupe initiale de décembre 1983 ont été déterminés le nombre de tiges vivantes et le diamètre moyen au sol pour chaque cépée MÉTHODES MATÉRIEL ET du dispositif. Les mesures de la repousse d’un an ont porté sur la totalité des rejets de 24 cépées échantillons. Le choix de ces cépées a Les caractéristiques du dispositif ont été pré- été fait de façon aléatoire sous contraintes, les sentées en détail dans un précédent article contraintes étant d’obtenir 8 cépées par traite- (Cabanettes et Pagès, 1986). Rappelons seule- ment, également réparties dans les 2 classes ment ici qu’il est situé au c&oelig;ur de la châtaigne- de nombre initial de tiges par cépée situées de raie limousine, dans le secteur des «feuillar- part et d’autre de la moyenne (soit 15 tiges par diers» où le taillis de châtaignier est exploité à cépée), et d’avoir un minimum de 2 cépées par rotations de 6-10 ans. Le peuplement initial bloc (et par traitement). La contrainte de l’égale était un taillis de châtaigniers rigoureusement répartition des cépées selon le nombre initial de pur et équienne âgé de 11 ans. L’objet d’étude tiges à l’intérieur de chaque traitement a été est ici la repousse âgée d’un an issue d’une
respectée afin de mieux maîtriser un éventuel comparaison de ces modèles a été effectuée effet de cette variable sur la croissance des confrontant les sommes de carrés d’écarts en rejets, susceptible de se superposer ou d’inter- résiduels des modèles à l’aide d’un test F, selon agir avec les effets des modalités de coupe pra- la méthode décrite par Snedecor et Cochran tiquées. Le grand nombre de rejets à mesurer (1957). par cépées (tableau I) n’a toutefois pas permis de prendre en compte un nombre de cépées suffisant pour que le nombre initial de tiges RÉSULTATS puisse être inclus de manière efficace dans les modèles d’analyse des données. La répartition et les caractéristiques de l’échantillon sont indi- Croissance des rejets quées dans le tableau I. Sur chaque rejet vivant ont été mesurés le diamètre basal (au-dessus de l’empattement) au dixième de millimètre et la Analyse séparée des variables dia- longueur totale à partir de la naissance du rejet mètre et longueur sur la souche, au centimètre. L’analyse des données a consisté d’une part en une analyse de variance des 2 variables dia- Les résultats moyens concernant les mètre et longueur selon les niveaux des fac- de diamètre et de longueur des mesures teurs bloc et traitement de coupe, et d’autre rejets sont indiqués avec leur dispersion, part en une comparaison selon ces mêmes fac- par bloc et par traitement, dans la figure 1. teurs des liaisons statistiques existant entre les 2 variables. Les calculs d’analyse de variance Ces résultats suggérant un certain ont pu être effectués en prenant en compte le nombre de tendances, on a effectué sur caractère «déséquilibré et non-orthogonal» l’ensemble des données brutes une analy- (non-proportionnalité des effectifs de rejets d’un se de variance multivariable répondant à bloc à l’autre ou d’un traitement à l’autre) du plan d’expérience grâce au programme ANVARM du logiciel AMANCE (Bachacou et al, 1981).La construction des modèles statis- * Les distributions des variables étant intermédiaires tiques reliant le diamètre et la longueur des entre celles des lois normale et lognormale, cette rejets a été réalisée à l’aide du logiciel GENS- même analyse a été tentée également sur les valeurs TAT (Astier et al, 1982). Après vérification a logarithmiques des données. Les résultats ont été posteriori du caractère gaussien des résidus, la identiques.
sible de définir un effet traitement donné un modèle classique à deux facteurs croi- moyen pour l’ensemble des blocs. sés et à effets fixés*. Dans le tableau II La comparaison individuelle des effets sont indiqués les résultats globaux de blocs révèle qu’ils se distinguent davanta- l’analyse de variance (test F), ainsi que ge pour la longueur que pour le diamètre, les valeurs moyennes ajustées des effets avec dans ce dernier cas similitude des bloc et traitement et de l’interaction pour blocs 2 et 3; le classement est: bloc 3 > chaque couple traitement/bloc. Les bloc 2 > bloc 1. moyennes ont été comparées 2 à 2 à La comparaison individuelle des traite- l’aide du test du t-corrigé dit de Bonferroni ments fait apparaître, pour le diamètre, un (Bachacou et al, 1981; Dagnélie, 1970). effet de la hauteur de coupe pour l’instru- On constate que les effets traitement et ment hache (coupe basse > coupe bloc sont significatifs, le premier étant haute) et une absence d’influence de l’outil de moins important que le second, et tous 2 coupe, et, pour la longueur, une influence étant plus nets sur la longueur que sur le diamètre; il existe une interaction significa- conjointe de la hauteur de coupe (allant tive, surtout pour la longueur, qui signifie dans le même sens que pour le diamètre) et de l’instrument de coupe (effet positif de notamment qu’il n’est pas toujours pos-
la hache et effet plutôt dépressif de la tronçonneuse), le premier effet étant le plus important. Si l’on analyse l’interaction globale, on voit qu’elle concerne surtout le bloc 2, où se rencontrent les interactions les plus élevées pour les modalités tronçonneuse (diamètre et surtout longueur) et hache bas (longueur): les effets y sont principale- ment sous-évalués par le modèle, qu’ils soient globalement positifs (hache bas pour la longueur) ou globalement négatifs (tronçonneuse pour la longueur). Les interactions vont dans le même sens que les effets principaux. de la relation entre Analyse longueur et diamètre Au de l’étude séparée des 2 cours pu observer que la variables, nous avons ment à leur diamètre (D). La figure 2 sug- longueur était généralement l’objet d’effets relation de type linéaire entre gérant plus importants de la part des facteurs une les 2 variables, nous avons effectué une que ne l’était le diamètre. Du fait de la analyse du modèle de régression: forte corrélation globale existant entre ces deux variables (Fig. 2) et des tendances observables sur la figure 3, nous avons recherché s’il existait des effets spéci- selon les facteurs étudiés. Pour ce faire, le fiques des facteurs étudiés sur la seule modèle général (1) et les 5 modèles sui- longueur (L) des rejets, conditionnelle- vants ont été construits puis comparés, la
variance résiduelle étant stabilisée par IV les diverses pentes fournies par les 1/&jadnr;L: modèles (3), (4) et (6), calculées par le pondération une en logiciel GENSTAT, et les avons compa- L a*D où l’ordonnée à b est (2) l’origine = rées 2 à 2 à l’aide du test t de Student cor- nulle; rigé. On constate: L a où la pente dépend du bloc; (3) ·D bloc = que les effets bloc et traitement diffèrent - L a où la pente dépend du trai- (4) ·D trait = tous globalement 2 à 2, avec des pentes tement; classées dans l’ordre: (5) L (a + a où les effets bloc et bloc trait )·D = traitement sont pris en compte indépen- damment; hache bas > hache haut tronçonneuse; > L a où l’interaction bloc/trai- (6) ·D bloc,trait = tement est prise en compte. niveau de l’interaction, que le résultat au - Les résultats sont indiqués dans le global ne se retrouve pas toujours: 1 ) pour tableau III. On voit que la pente de la les blocs 1 et 2, les traitements hache régression linéaire liant la longueur au dia- haut et tronçonneuse ne diffèrent pas mètre dépend à la fois du bloc et du traite- significativement, 2) pour le bloc 3, les ment de coupe, le premier effet étant net- traitements hache bas et hache haut ne tement le plus important. Toutefois, il y a distinguent pas significativement; se interaction entre ces deux effets, ce qui que les résultats constant, retrouvé dans - signifie notamment qu’il n’est pas toujours les 3 blocs, est que la pente du traitement possible, pour un traitement donné, de hache bas est toujours significativement définir une pente moyenne indépendante supérieure à la pente du traitement tron- du bloc. Pour mieux cerner la nature et çonneuse, ce qui montre un effet significa- l’ordre de grandeur des effets et de l’inter- tif de l’instrument de coupe sur la lon- action, nous avons reporté dans le tableau gueur, conditionnellement au diamètre.
utilisé les 2 variables NET et ENC afin Nombre de rejets par étoc d’obtenir une estimation moyenne de NR indépendante des modalités de la derniè- La mise en évidence d’éventuels effets re coupe. Le modèle suivant, non linéaire des modalités de coupe sur le nombre de pondéré, s’est révélé le plus satisfaisant: rejets est facilitée si l’on parvient à expli- quer une partie de la variabilité de cette grandeur en utilisant les relations qui la 24 et coeffi- nombre d’individus avec: = lient à d’autres facteurs variant sur le dis- cient de corrélation = 0,96. positif d’étude. Au niveau de la cépée, le Ce modèle moyen a été appliqué aux nombre d’étocs est le plus évident de ces mêmes cépées échantillons, fournissant facteurs, mais il n’est pas le seul, le pour chacune d’elles un effectif moyen nombre de jeunes rejets de châtaigniers théorique de rejets, qui est confronté à portés par un étoc augmentant avec le l’effectif observé *: ces comparaisons, qui diamètre de celui-ci (Cabanettes, 1986). équivalent à analyser les résidus du Or, on observe que, pour un nombre modèle (7), sont récapitulées par bloc et d’étocs donné, l’écartement des étocs tend à augmenter avec leur diamètre moyen. Le tableauI montre ainsi une ten- * Du fait du trop petit nombre de cépées par bloc et dance moyenne du nombre de rejets par par traitement, et du caractère non licite des analyses de régressions calculées à partir de variables «effec- cépée (NR) à s’accroître avec l’encombre- tif», il n’a pas été possible ici d’effectuer une compa- ment (ENC) de la cépée, pour un nombre raison efficace de régressions comme au paragraphe d’étocs (NET) donné. Aussi avons-nous «Analyse de la relation entre longueur et diamètre».
les 3 modalités de coupe expérimentées - ont eu un effet significatif sur la croissance en diamètre et en longueur des rejets. Les interactions observées entre blocs et trai- tements ne remettent pas en cause les résultats globaux, mais l’effet de chaque traitement est modulé selon le bloc, le caractère significatif et le sens des diffé- rences observées n’étant pas modifiés. Pour le diamètre, seules les deux modali- tés de hauteur de coupe de l’outil hache se distinguent significativement l’une de l’autre, entraînant une réduction moyenne (coupe haute) ou une augmentation moyenne (coupe basse) de 0,8 mm (soit ± 9%) par rapport au diamètre de l’ensemble des rejets. Pour la longueur, d’une part un effet de la hauteur de on a coupe de même sens que pour le dia- mètre (+ 13,4 cm, soit + 18% pour la coupe basse; -10 cm, soit -13% pour la coupe haute) et d’autre part un effet, plus par traitement sur la figure 4. Les phéno- faible, de l’outil de coupe (-5,1 cm, soit mènes les plus marquants se situent au -7% pour la tronçonneuse); niveau des moyennes marginales. en ce qui concerne l’effet des modalités - pour les modalités de coupe, la compa- - sur le rapport longueur/diamètre, en raison des effectifs observés aux valeurs tenant compte de l’interaction bloc*traite- calculées montre que les effets traitement ment, on n’observe qu’un effet de l’outil de sur le nombre de rejets se classent dans coupe: pour un diamètre donné, l’outil bas > tronçon- l’ordre: hache haut > hache hache entraîne une augmentation signifi- neuse, où seule la modalité tronçonneuse cative moyenne de longueur de 5% alors a un effet négatif (effectif observé inférieur que l’utilisation de la tronçonneuse aboutit à l’effectif théorique); à une réduction de 7%; pour les blocs, les différences entre - pour le nombre de rejets, c’est principa- - effectifs observés et calculés sont relative- lement la coupe haute qui entraîne leur ment faibles; le classement par ordre augmentation (+9% par rapport au d’effet positif décroissant est le suivant: nombre moyen); à hauteur de coupe bloc 1 > bloc 2 > bloc 3. Le bloc 3 est le égale, la modalité tronçonneuse entraîne seul bloc où l’effectif observé est inférieur une diminution de -20%, contre une diffé- à l’effectif théorique. rence de seulement +5% pour la modalité hache bas. On remarquera dans l’ensemble, pour DISCUSSION - CONCLUSION la croissance des rejets, la prédominance des effets bloc sur les effets traitement. Il s’agit là d’un phénomène courant dans les Rappelons tout d’abord les principaux expérimentations effectuées en milieu résultats qui ont été obtenus lors de cette naturel, qui s’est trouvé accentué ici par le étude concernant la repousse âgée d’un fait que le dispositif est situé sur une an d’un taillis de châtaignier;
possible d’un effet limitant du l’existence avec étagement des blocs 1 (haut pente, pente), 2 (mi-pente) et 3 (bas de nombre de rejets par cépée (compétition de entre rejets) sur l’expression des effets pente). On peut assimiler dans notre cas des modalités de coupe, qui serait mini- il l’effet bloc à effet «fertilité», car cor- un dans le cas du bloc 2. respond toujours à un classement des mum Les résultats de la littérature concer- effets sur la longueur et sur le diamètre nant l’influence de la hauteur de coupe dans l’ordre décroissant: bloc3 > bloc2 > font apparaître un effet presque toujours bloc1, les différences entre ces effets nul de ce facteur sur la croissance en dia- étant presque toujours significatives. Au mètre ou en hauteur (El Houri Ahmed, contraire, la variable nombre de rejets est 1977, sur eucalyptus; Debell et Alford, beaucoup moins dépendante du bloc que 1972, sur peuplier; Bélanger, 1979, sur de la modalité de coupe. D’autre part, platane; Cabanettes et Pagès, 1986, sur pour les variables diamètre et longueur, rejets dominants de châtaignier); les seuls l’effet hauteur de coupe tend à primer sur effets constatés, qui vont dans le même celui de l’outil, alors que pour les variables que les nôtres, sont ceux obtenus longueur/diamètre et nombre de rejets sens Crist et al (1983) sur peuplier et par c’est plutôt l’inverse. par Harrington (1984) sur aulne rouge, et ne La sensibilité de la croissance en dia- sont observés que pour les 2 premières mètre des rejets à la seule hauteur de années de croissance. Par contre, l’effet coupe révèle sans doute la prédominance de la hauteur de coupe sur le nombre de des effets de concurrence entre rejets général (Khan Tripathi, rejets et est assez d’un même étoc, puisque la hauteur de 1986; El Houri Ahmed, 1977; Bélanger, coupe a un effet important sur l’effectif de 1979, Crist et al, 1983; Harrington, 1984). rejets, et qu’il est classique que la crois- En ce qui concerne l’influence de l’outil sance en diamètre soit relativement sen- de coupe, nous avons déjà observé sible à la concurrence (Assmann, 1970), y l’influence de ce facteur pour le même dis- compris dans les taillis (Trimble, 1974; positif sur la hauteur des maîtres rejets Lamson, 1983). des cépées (Cabanettes et Pagès, 1986). Les interactions constatées entre les Phillips (1971) observe une tendance peu effets bloc et traitement appellent plu- significative sur la longueur de rejets de sieurs remarques quant à leur interpréta- châtaignier, plutôt en faveur de l’outil tion biologique. L’observation des tableaux hache; en revanche, il trouve une influen- II et IV met en évidence que les effets trai- ce assez nette de l’outil sur le nombre de tement moyens, qu’ils soient positifs ou rejets, qui est au contraire plus élevé pour négatifs, tendent à être principalement la modalité scie lors de la première année diminués dans le bloc 1 et renforcés dans de croissance, la situation s’inversant le bloc 2. Le premier bloc étant le moins ensuite dès la seconde année. Crist et al favorable à la croissance des rejets (1983), comparant l’effet de la scie et du (tableaux II et IV), on peut interpréter sécateur sur de jeunes peupliers, ne l’interaction qui s’y manifeste par une notent aucun effet significatif sur la crois- moindre expression des effets des modali- sance ou le nombre de rejets. tés de coupe en conditions de milieu limi- Nous retiendrons de ces résultats leur tantes. En ce qui concerne le bloc 2, on complexité, intégrant la diversité biolo- remarque (tableau I) que les modalités à gique des espèces en cause (notamment plus forte interaction (hache bas et tron- en ce qui concerne le mode de répartition çonneuse) présentent le nombre de rejets sur la base des tiges et la fragilité et la par cépée le plus faible par rapport aux durée de vie des bourgeons dormants) et autres blocs. On peut donc penser à
Bachacou J, Masson JP, Millier C (1981) la diversité des modalités de coupe expé- Manuel de la programmathèque statistique rimentées dans chaque catégorie. Nos AMANCE 81. INRA, Station de biométrie, résultats obtenus sur jeunes rejets de châ- Nancy taignier suggèrent qu’une coupe haute (30 Croissance du taillis de Bédéneau M (1988) cm au-dessus du sol) a pour consé- France: premiers résultats. châtaignier en Ann Sci For 45, 3 (sous presse) quences la mise en jeu de plus nombreux Bélanger RP (1979) Stump management bourgeons dormants donnant naissance à increases coppice yield of sycamore. South une population surnuméraire de petits J Appl For 3, 101-103 rejets (dominance apicale partielle et/ou (1981) Dieback and stump senescen- Blake TJ début de concurrence) dont la présence ce following decapitation of eucalypts in rela- tion to auxin and phenols. Can J For Res 11, détermine une réduction des dimensions 2, 291-297 moyennes des rejets de la population tota- Blake TJ, Raitanen WE (1981) A summary of le. L’effet de l’outil de coupe, qui est tou- factors influencing coppicing. Int Energy jours un effet positif de la hache par rap- Agency Rep NE 1981. 22 Cabanettes A (1986) Distribution des rejets de port à celui de la tronçonneuse, pourrait taillis par bouton et par étoc, comparaison être lié à une hauteur de coupe pratiquée de 4 espèces et évolution entre 1 et 5 ans. un peu plus basse qu’avec l’outil tronçon- CR réunion du Groupe taillis, 20-21 mars neuse; il pourrait aussi dépendre d’un 1986, Orsay, France. pp. 42-48 moindre traumatisme (ou d’une stimula- Cabanettes A, Pagès L (1986) Effet des tech- niques de coupe sur la hauteur des cépées tion?) de la souche (et des racines) avec dans un taillis de châtaignier (Castanea la hache qu’avec la tronçonneuse (chauf- sativa Mill.) Can J For Res 16, 1278-1282 fage du bois, moindres vibrations). Crist JB, Mattson JA, Winsauer SA (1983) Effect of severing method and stump height En tout état de cause, il sera intéres- on coppice growth. In: Intensive Plantation sant de suivre l’évolution de ces phéno- Culture: 12 Years Research. (Hansen EA, stades ultérieurs de croissan- mènes aux ed.), US Dep Agric For Serv Gen Tech Rep le remarque très justement ce car, comme NC-91, 58-63 Johnson (1975), l’influence du milieu tend Dagnélie P (1970) Théorie et méthodes statis- tiques. Applications agronomiques. 2, Ducu- à prédominer avec l’âge du peuplement lot, Gembloux, Belgique forestier. DS, Alford LT (1972) Sprouting characte- Debell ristics and cutting practices evaluated for cottonwood. Tree Plant Notes, 23, 1-3 El Houri Ahmed A (1977) The effects of stump heights on the coppicing power of Eucalyp- REMERCIEMENTS tus microtheca. Sudan Sylva 3, 22, 90-105 Harrington CA (1984) Factors influencing initial Que M. R. Tandy, qui a permis l’installation du sprouting of red alder. Can J For Res 14, propriété et qui nous a laissé dispositif sur sa 357-361 toute liberté pour les interventions, soit ici vive- Johnson PS (1975) Growth and structural deve- ment remercié. lopment of red oak sprout clumps. For Sci 21, 413-418 Khan ML, Tripathi RS (1986) Tree generation in a disturbed sub-tropical wet hill forest of North-East India: effect of stump diameter RÉFÉRENCES and height on sprouting of four tree species. For Ecol Manage 17, 199-209 Lamson NI (1983) Precommercial thinning Assmann E (1970) The Principles of Forest increases diameter growth of Appalachian Yield Study. Pergamon Press, Oxford hardwood stumps sprouts. J Appl. Forestry Astier R, Bouvier A, Coursol J, Denis JB, Dervin 93-97 C, Jolivet E, Lesquoy E, Pons O, Tomasso- Parade A (1860) Cours élémentaire de culture ne R, Vila JP (1982) GENSTAT, un langage des bois. 4 ed., Grimblot-Raybois, Nancy e statistique. INRA, Station de biométrie, Paris
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