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Introducción
La demanda por los recursos hídricos en México se incrementa anualmente en función del crecimiento poblacional (Conagua, 2018); aunque no corresponde con la oferta de dichos recursos, debido a modificaciones en el ciclo hidrológico derivadas de cambios en el uso del suelo y a problemas de calentamiento global, que acorde a modelos de circulación general producirán reducciones significativas en la precipitación para 2030 (Riva, 2015). El volumen de agua per capita en el país ha disminuido; de tal manera que en 67 años (1950-2017), la disponibilidad se redujo 79 %, de 17 742 a 3 656 m3 habitante-1 año-1 (Conagua, 2018).
La evaluación cuantitativa de los recursos hídricos es una tarea difícil de completar, particularmente, por la limitada red de estaciones climáticas e hidrométricas existente, así como a su corta extensión y calidad de datos; lo anterior limita realizar inferencias acerca de su comportamiento histórico y sus tendencias. En este tenor, los anillos de crecimiento de árboles constituyen un “proxy” de alta resolución para analizar la variabilidad histórica de los escurrimientos (Woodhouse et al., 2006; Martínez-Sifuentes at al., 2020), dado que en sus bandas de crecimiento anual quedan registrados las condiciones ambientales imperantes durante su desarrollo (Schweingruber, 1996).
Las reconstrucciones dendroclimáticas, en particular las hidrológicas en el occidente de México, son muy limitadas (Villanueva et al., 2012; Cerano et al., 2013), pero muestran el potencial del desarrollo de series extensas que pueden contribuir a entender la variabilidad interanual y multianual del clima, y la influencia de forzantes climáticos que impactan la disponibilidad de recursos hídricos para fines productivos y de consumo humano (Villanueva et al., 2017).
La producción de agua en la porción sur-suroeste del estado de Jalisco impacta el bienestar de los asentamientos humanos ubicados en el área limítrofe de los estados de Jalisco, Colima y Michoacán, que dependen del agua producida en regiones hidrológicas como la de Armería-Coahuayana (INEGI, 1995; INEGI, 2000). Así, el objetivo del presente estudio fue generar una red de series de anillos de crecimiento distribuidos en la región hidrológica Armería-Coahuayana (RH16) y desarrollar una reconstrucción de los escurrimientos producidos en la cuenca Coahuayana de Jalisco, cuyos volúmenes de flujo se registran en las estaciones hidrométricas Quito y San Gregorio. La hipótesis de la investigación es que las series dendrocronológicas en la RH16 muestran una señal climática común, y que al integrarse en una serie de crecimiento regional permitirán extender hacia el pasado la estimación de volúmenes de flujo ocurridos en esa región hidrológica.
Materiales y Métodos
Área de estudio
La región hidrológica Armería-Coahuayana se localiza al sur de Jalisco, en las provincias Eje Neovolcánico y Sierra Madre del Sur; en el estado cubre una superficie de 12 581.5 km2, que representa 15.70 % del total de la entidad. El clima de la región es cálido subhúmedo con lluvias de verano, subtipos AW0 y AW1(w) (García de Miranda, 1989). La precipitación de la región varía de 800 a 1 200 mm anuales, con una temperatura media de 24 a 26 oC (INEGI, 2000). Esta región hidrológica se conforma por las subregiones ríos Coahuayana y Armería que drenan hacia el océano Pacífico.
La subregión río Coahuayana la integran cuatro cuencas hidrológicas: Quito, Coahuayana-Jalisco, Coahuayana-Colima y Coahuayana-Michoacán con una superficie total de 7 895 km2; se ubica al sur de Jalisco y se extiende hacia Colima y Michoacán. En el estado de Jalisco tiene una superficie de 4 487.6 km2, que equivale a 5.60 % de su superficie. El volumen precipitado en la cuenca Coahuayana es de 3 383 millones de m3 (Mm3), de los que drenan 281.0 Mm3 (INEGI, 2000).
Muestreo dendrocronológico y reconstrucción dendrohidrológica
Para la generación de series dendrocronológicas, se seleccionaron diversos parajes en comunidades de bosque de coníferas, en partes altas de las cuencas de la RH16, correspondiente al estado de Jalisco; los sitios fueron: Autlán de Navarro (AUT); Gómez Farías (GFA), Sierra de Quila (SQU), Terrero (TER), Tuxpan (TUX) y Bosque La Primavera (BLP) (Figura 1).
Figura 1 Distribución de los sitios de muestreo para el desarrollo de las series dendrocronológicas en la Región Hidrológica 16 Armería-Coahuayana en el estado de Jalisco (izquierda) y condición de sitio en un rodal de coníferas en Bosque La Primavera (derecha).
El muestreo incluyó diversas especies de pino: Pinus douglasiana Martínez (Pdou), Pinus oocarpa Schiede ex Schltdl. (Pooc), Pinus devoniana Lindl. (Pdev), Pinus lumholtzii B. L. Rob. & Fernald (Plum), Pinus durangensis Martínez (Pdur), Pinus maximinoi H. E. Moore (Pmax) y Pinus pseudostrobus Lindl. (Ppse), lo que permitió captar con mayor veracidad la variación hidroclimática que caracteriza al área de estudio (Cuadro 1).
Cuadro 1 Ubicación geográfica de los sitios de colecta y especies muestreadas en la región hidrológica 16 Armería-Coahuayana.
| Sitio | Latitud norte (grados) | Longitud oeste (grados) | Altitud (m) | Especies |
|---|---|---|---|---|
| AUT | 19.614 | 104.251 | 1 910 | Pdou, Pooc, Pdev, Plum |
| GFA | 19.869 | 103.395 | 2 202 | Pdur, Pmax |
| SQU | 20.300 | 104.064 | 2 029 | Pdou |
| TER | 19.457 | 103.929 | 2 401 | Ppse |
| TUX | 19.441 | 103.428 | 1 440 | Pooc |
| BLP | 20.645 | 103.586 | 1 821 | Pooc |
Se seleccionaron de 30 a 50 árboles por sitio. Las muestras dendrocronológicas se obtuvieron con una barrena de Pressler y de cada árbol se extrajeron de dos a tres incrementos radiales a la altura del pecho (1.35 a 1.40 cm). El número de núcleos totales extraídos por sitio fue de 90 para AUT, 87 para GFA, 130 para SQU, 90 para TER, 120 para TUX y 150 para el BLP.
Las muestras se procesaron acorde a técnicas dendrocronológicas convencionales (Stokes y Smiley, 1968); y con un sistema de medición Velmex, precisión 0.001 mm (Robinson y Evans, 1980) se hicieron las mediciones tanto del anillo total, como de las bandas de crecimiento de madera temprana y tardía. La calidad del fechado se realizó mediante el programa COFECHA (Holmes, 1983) y la base de datos de medición de anillo total, madera temprana y tardía de cada sitio, se estandarizó con el programa ARSTAN, al aplicar una curva exponencial negativa o recta de regresión de pendiente positiva o negativa y un “spline” que conserva 50 % de la varianza (Cook, 1987), que produjo tres versiones de la cronología: estándar, residual y arstan.
Para analizar la varianza común entre las series dendrocronológicas, se aplicó un Análisis de Componentes Principales (PCA, siglas en inglés), y con base en el primer componente principal se definieron los sitios por integrar en una base de datos de medición para generar una cronología regional; en la cual, la extensión útil de la cronología con fines de reconstrucción se determinó en función de la Señal Expresada de la Población (EPS), con un valor ≥ 0.85 (Wigley et al., 1984).
Del Banco Nacional de Datos de Aguas Superficiales de la Comisión Nacional del Agua (Bandas), se descargaron los registros de las estaciones hidrométricas presentes en la RH16 con las claves: 16041 Quito (18.525o N, 103.417o O), 6020 El Nogal (19.892o N, 103.8o O), 16021 San Gregorio (19.834o N, 103.35o O), 16031 Canoas (19.525o N, 103.884o O) y 16033 El Rosario (19.667o N, 103.992o O). Los volúmenes de escurrimiento producidos en la cuenca Coahuayana se consignan en las estaciones hidrométricas Quito y San Gregorio; mientras que, los volúmenes del río Armerías en las estaciones hidrométricas Canoas, El Nogal y El Rosario.
Los registros hidrométricos a nivel mensual y estacional se normalizaron al transformarlos a logaritmos base 10 y, posteriormente, se compararon con la serie dendrocronológica regional de madera temprana, tardía y de anillo total en sus versiones estándar y residual; con ello, se generó un modelo para una estación hidrológica individual o combinada con fines de reconstrucción de volúmenes de escurrimiento.
Los datos hidrométricos disponibles se calibraron tanto en la longitud total del periodo, como en dos subperiodos, correspondientes a la mitad de los registros; la verificación se realizó en la mitad de los mismos, mediante la Librería de Programas Dendrocronológicos de la Universidad de Arizona (DPL), con la subrutina “Verify”.
La ecuación de regresión estadísticamente calibrada y verificada, se utilizó para realizar una reconstrucción de volúmenes de escurrimiento estacional, a la cual se le ajustó una curva decenal flexible para resaltar eventos de baja frecuencia (Cook y Peters, 1981).
La presencia de años o periodos con bajo o alto escurrimiento estacional en la reconstrucción se determinó en función del valor de la mediana ±0.5 de la desviación estándar, en la que los valores por encima de este parámetro se clasificaron como eventos húmedos y por debajo, como secos.
Las frecuencias significativas en la serie regional dendrocronológica y, por ende, en los escurrimientos se calcularon con un Análisis Espectral de Potencia (Wilks, 1995), realizado con la Librería de Programas Dendrocronológicos en “R”, versión 1.6.7 (Bunn et al., 2018).
La variación interanual y multianual del clima en México está influenciada por diversos fenómenos océano-atmósfera; en este estudio, para determinar la mejor relación entre la cronología regional de madera temprana, tardía, de anillo total y fenómenos océano-atmósfera, se eligió la mejor asociación de estas cronologías con índices del Niño Oscilación del Sur (ENSO, por sus siglas en inglés), a través del Índice de Oscilación de Sur (SOI) reconstruido en el periodo noviembre previo a febrero del año actual de crecimiento (Stahle et al., 1998) y el Índice Multivariado (MEI, por sus siglas en inglés) (Wolter y Timlin, 2011); así como con índices de la Oscilación Decadal del Pacífico (PDO, por sus siglas en inglés) (Mantua et al., 1997) y Oscilación Multidecadal del Atlántico (AMO, por sus siglas en inglés) (Enfield et al., 2001).
La presencia de eventos húmedos y secos en la reconstrucción, se verificó con datos históricos documentados de sequías, períodos húmedos, producción de alimentos y reconstrucciones dendroclimáticas existentes (Cerano et al., 2013; Domínguez, 2016; Ortega-Gaucín, 2018; Villanueva et al., 2018).
Resultados
La extensión de las series dendrocronológicas fue diferente entre sitios, la más extensa fue la de Autlán de Navarro (1800-2014) y la más corta, la de Terrero (1935-2015). La intercorrelación entre series superó el valor crítico de 0.328 (p < 0.01) para un adecuado fechado y la sensibilidad media indicó que las series tienen potencial para las reconstrucciones hidroclimáticas (Cuadro 2).
Cuadro 2 Parámetros dendrocronológicos de las series de crecimiento y extensión de las cronologías generadas.
| Sitio | Especies | Intercorrelación entre series | Sensibilidad media | Extensión |
|---|---|---|---|---|
| AUT | Pdou, Pooc, Pdev, Plum | 0.544 | 0.379 | 1800-2014 |
| GFA | Pdur, Pmax | 0.495 | 0.219 | 1880-2014 |
| SQU | Pdou | 0.420 | 0.305 | 1850-2013 |
| TER | Ppse | 0.537 | 0.342 | 1935-2015 |
| TUX | Pooc | 0.523 | 0.349 | 1867-2014 |
| BLP | Pooc | 0.506 | 0.401 | 1850-2014 |
Las series dendrocronológicas evidenciaron un comportamiento similar en el periodo común (1935-2013), cuando la mayor asociación se determinó entre los sitios AUT y SQU (0.67, p < 0.01) y fue menor (0.35, 0.45), pero significativa (p < 0.01) con las otras cronologías.
El primer componente del PCA explicó 43.76 % de la varianza total, con las cronologías AUT, GFA, SQU, TUX y BPL; mientras que, la cronología del sitio TER mostró mayor varianza en el segundo componente (17.7 %) (Figura 2).
Figura 2 Comportamiento interanual de los índices de crecimiento de las series de anillo total para el período común (1935-2013) (izquierda) y comportamiento de las series analizadas mediante Componentes Principales (derecha).
La integración de las bases de medición originales de dichos sitios, excluyendo a la cronología del sitio TER, resultó en una serie de tiempo de 215 años (1800-2014), en la que el periodo con una Señal Expresada de la Población significativa (EPS ≥ 0.85) fue de 1860 a 2014 (155 años) con más de siete núcleos de crecimiento, por lo que para fines de reconstrucción de escurrimientos fue el periodo considerado en el análisis (Figura 3).
Figura 3 Cronología regional de madera temprana representativa de la subregión hidrológica Coahuayana.
La mejor respuesta entre la serie regional de crecimiento de madera temprana, tardía, de anillo total y los datos hidrométricos fue entre la cronología de madera temprana y los gastos registrados en la estación hidrométrica Quito (r = 0.62, p < 0.01, n = 54); por lo anterior, el análisis dendrohidrológico se limitó a esta cuenca, cuya estación hidrométrica registra 90 % del escurrimiento anual producido en la subregión hidrológica Coahuayana del estado de Jalisco.
Un análisis más detallado entre la serie de madera temprana y los registros de la estación hidrométrica Quito en los meses previos de junio a diciembre y durante el año de crecimiento (enero-diciembre) indicó que los volúmenes mensuales de enero a junio tuvieron una asociación significativa (p < 0.05) con los índices de madera temprana, tanto a nivel mensual como estacional (Figura 4).
Valores por encima o por debajo de las líneas punteadas son significativos (p < 0.05).
Figura 4 Correlaciones entre la cronología regional de madera temprana y registros hidrométricos mensuales de la estación hidrométrica Quito.
Al considerar el flujo acumulado enero-junio del período 1952-2005, la asociación se incrementó a 0.62 (p < 0.01) y al normalizar el flujo acumulado con log10, la correlación alcanzó un valor de 0.70 (p < 0.01).
Los resultados del proceso de calibración del modelo fueron significativos (p < 0.01), tanto en el período total de registros (1946-2005, r = 0.70, p < 0.01, n= 54) que explica 50 % de la variación en escurrimientos, como en los subperiodos 1946-1974 (r = 0.64, p < 0.01) y 1975-2005 (r = 0.74, p < 0.01). El proceso de verificación en ambos subperiodos resultó significativo para diversas pruebas estadísticas, como correlación, prueba de signos, prueba de “t” y primera diferencia significativa. El subperiodo de 1975 a 2005 se utilizó para generar el modelo de reconstrucción, el cual fue el siguiente:
Donde:
Y i = Volumen estacional enero-junio reconstruido en log10
X i = Índice de la cronología regional de madera temprana versión estándar
Los valores anuales en log10 se transformaron a unidades métricas para obtener volúmenes en miles de m3 (Figura 5).
Las líneas discontinuas representan los registros hidrométricos utilizados para la prueba de calibración (1975-2005) y verificación (1946-1974) del modelo de reconstrucción.
Figura 5 Volumen estacional reconstruido enero-junio para la cuenca Quito en la subregión hidrológica Coahuayana, Jalisco.
Con base en la mediana reconstruida y al considerar como eventos húmedos la mediana ±0.5 de la deviación estándar (24 039.4) para eventos húmedos y secos, respectivamente; se observó la dominancia de periodos húmedos. Las sequías más prolongadas correspondieron a los períodos: 1861-1867, 1869-1876, 1903-1906, 1932-1937, 1949-1953 y 1988-1991; la sequía más severa ocurrió de 1869 a 1876; y algunos de los eventos más húmedos tuvieron lugar en los periodos: 1888-1890, 1910-1916,1980-1981,1983-1984, 1992-1994 y 2012-2014.
La mayor influencia de los fenómenos atmosféricos en la serie de crecimiento regional en la variabilidad del clima de esta región, se atribuye al fenómeno ENSO durante el periodo invierno-primavera y principios de verano, cuando la cronología regional de madera temprana registró una correlación de -0.47 (p < 0.01, 1952-2014) y de 0.43 (p < 0.01, 1953-2014) con el SOI y con el MEI en los periodos enero-junio y noviembre-julio, respectivamente. Una asociación significativa también se observó con el PDO en el periodo estacional julio-febrero (0.38, p < 0.01, 1949-2011), pero la correlación con índices de AMO no fue significativa (p > 0.05) (Figura 6).
Figura 6 Comportamiento de los índices de fenómenos circulatorios (ENSO, AMO, PDO) con respecto al índice de madera temprana (línea sólida más obscura), representativa de la cuenca hidrológica Quito, subregión hidrológica Coahuayana.
El análisis espectral de potencia en la serie de crecimiento regional de madera temprana mostró la presencia de periodicidades significativas cada 11.58 y 3.21 años (Figura 7).
Discusión
Las cronologías individuales de anillo total fueron satisfactoriamente datadas, acorde a la intercorrelación entre series (0.42 a 0.544) que superó el valor de referencia (0.328, p < 0.01); mientras que, la sensibilidad media (0.219 a 0.401) se considera adecuada con fines de reconstrucción hidroclimática (Speer, 2010). Valores similares a los de este estudio se han referido con Abies guatemalensies Rehder, Abies religiosa (Kunth) Schltdl. et Cham. y Pinus strobiformis Engelm. en Michoacán y Oaxaca (Carlón-Allende et al., 2018; Aquino et al., 2019).
No obstante que las series dendrocronológicas se integraron por diversas especies de coníferas, la asociación entre cronologías fue significativa con valores de correlación entre 0.35 a 0.67, lo que implica la influencia de variables climáticas de impacto regional y una respuesta similar de las especies de coníferas presentes en esta región. Lo anterior se corroboró con el Análisis de Componentes Principales que integró todas las cronologías en el primer componente, excepto el sitio Terrero que a pesar de un correcto fechado, su variabilidad interanual presentó una señal climática distinta, probablemente, influenciada por cambios en el uso del suelo (INEGI, 2000).
La integración de una red de series dendrocronológicas compuesta por diversas especies ha permitido analizar en diversas regiones geográficas del continente la reconstrucción de índices de sequía (Cook et al., 2010; Stahle et al., 2016), índices de ENSO (Stahle et al., 1998) y de flujos en amplias regiones de Norteamérica (Woodhouse et al., 2006; Anderson et al., 2019) y de México (Villanueva et al., 2017; Martínez-Sifuentes et al., 2020).
La cronología regional de madera temprana registró una asociación significativa con los volúmenes acumulados del período enero-junio; esto indica que la precipitación ocurrida en las estaciones de invierno, primavera y principios de verano, de la cual dependen los volúmenes escurridos, define el crecimiento de la madera temprana en el occidente de México. En algunos estudios se ha señalado el efecto que tienen las condiciones de precipitación invierno-primavera para explicar el crecimiento de madera temprana y del anillo total en diversas especies de coníferas de bosques templados de México, como son Pinus douglasiana, Abies religiosa y Pinus pseudotrobus (Cerano et al., 2013; Carlón et al., 2016).
La reconstrucción de escurrimientos enero-junio en la cuenca Quito, caracterizada por la dominancia de periodos húmedos derivada de la presencia de fenómenos climáticos de amplia escala (Stahle et al., 2020), también sugiere la presencia de sequías prolongadas en los siglos XIX y XX; así, la de 1869 a 1876 afectó la recuperación del lago de Chapala (Villanueva et al., 2012), y en 1866 y 1876 hubo poco aporte clástico (indicativo de sequía). En un estudio de sedimentos realizado en un lago del occidente de Jalisco (Sosa-Nájera et al., 2010), lo mismo se detectó en reconstrucciones de precipitación invierno-primavera (enero-mayo) para la Sierra de Manantlán y el Bosque La Primavera, Guadalajara, Jalisco (Cerano et al., 2013; Villanueva et al., 2018). Las sequías en esta región del país, se tradujeron en escasez de alimentos para la población de Jalisco y Michoacán (Escobar, 1997).
En el siglo XX, las sequías de 1932 a 1937, 1949 a 1953 y 1988 a 1991 han sido bien documentadas en registros climáticos, hidrológicos y reconstrucciones dendroclimáticas, tanto por su impacto en la producción de alimentos como como por su efecto social y económico (Domínguez, 2016). La sequía de 1949-1953, fue la más severa del siglo XX en el norte de México y suroeste de los Estados Unidos de América (Seager et al., 2009), lo cual se refleja en reducidos escurrimientos en la cuenca del Conchos (Martínez-Sifuentes et al., 2020) y su efecto también, se corrobora en el sur de Jalisco.
La sequía de 1869 a 1876, presente en otras reconstrucciones de precipitación (Cerano et al., 2013), no tiene precedente en los registros hidrológicos de la estación hidrométrica Quito, y aunque la disponibilidad hídrica en esta cuenca parece no ser limitante con fines productivos, una baja disponibilidad de agua sí puede afectar procesos ecológicos de los ecosistemas forestales y riparios de la región, así como con fines de irrigación; por lo tanto, es importante considerar estos eventos y diseñar planes de manejo hídrico para mitigar sus efectos. Entre ellos, la tecnificación del riego en áreas irrigadas, uso de especies con menos requerimiento hídrico, manejo sustentable del bosque que favorezca la estabilidad hidrológica, entre otras acciones de conservación.
Los periodos húmedos detectados en la reconstrucción son similares a los registrados para la Sierra de Manantlán (Cerano et al., 2013) e implicaron mayores entradas de escurrimientos al Lago de Chapala, como fueron los períodos 1877-1879, 1938-1942, 1963-1970 y 1992-1994 (Villanueva et al., 2012).
Fenómenos de circulación general que muestran un impacto en el clima de México son ENSO, AMO y PDO, pero el grado de influencia es diferente en cada una de las regiones del país (Stahle et al., 2011). ENSO, a través de sus tele-conexiones, es el fenómeno que más impacta el clima de México (Magaña et al., 1999; Stahle et al., 2016); en la región norte del país, la fase cálida de este fenómeno (Niño) incrementa la precipitación en la época fría del año, pero la inhibe durante la fase fría (Niña), lo que produce condiciones de sequía y su efecto es contrario en el centro y sur de México (Méndez y Magaña, 2010).
En el presente estudio, la serie de madera temprana evidenció una correlación de -0.47 (p < 0.01) con el SOI enero-junio y de 0.43 con MEI, lo cual corrobora que ENSO ejerce una influencia positiva en la precipitación y en consecuencia, favorece los escurrimientos invierno-primavera en la subregión hidrológica Coahuayana del estado de Jalisco. La influencia de ENSO definió picos significativos de 2.21 y 11.58 años, en los que el de 2.21 años queda incluido en las frecuencias dominantes de ENSO (Bruun et al., 2017), mientras que el de 11.58 años puede asociarse a frecuencias dominantes del PDO (Mantua y Hare, 2002).
Por lo que respecta al PDO, la asociación positiva de julio del año previo a febrero del año actual de crecimiento hace suponer que este fenómeno afecta los escurrimientos en la región de estudio, aunque su efecto es más notorio en el norte de México en el período invernal y en el verano (Méndez et al., 2010); cuando tiene un comportamiento en fase con ENSO (Méndez y Magaña, 2010). La influencia de AMO no fue significativa como se describe para otras regiones de México (Stahle et al., 2020). La influencia positiva de ENSO y PDO no se ha estudiado para esta región del país y se desconoce el proceso físico que origina ese comportamiento. Investigaciones de interacciones ENSO-AMO se han llevado a cabo para la península de Yucatán, donde las sequías coinciden con la fase fría de AMO en periodicidades de 10 años (Mendoza et al., 2007).
Conclusiones
El desarrollo de una red dendrocronológica e integrada en una cronología representativa de la subregión hidrológica Armería-Coahuayana, conformada por diversas especies de coníferas, muestra una respuesta climática común, lo que proporciona una opción para extender en el tiempo el entendimiento de la variabilidad hidroclimática interanual y multianual.
De las series dendrocronológicas de madera temprana, tardía y anillo total, la madera temprana es la que responde con mayor significancia a los escurrimientos acumulados en el periodo estacional invierno-primavera y principios de verano; ello implica que la precipitación de este periodo y su relación directa con escurrimientos es la que más influye en el incremento anual de madera temprana de las coníferas en esta subregión hidrológica.
De los fenómenos océano-atmósfera (ENSO, PDO, AMO), ENSO es el que más explica la variabilidad hidrológica interanual y multianual de la subregión hidrológica Coahuayana.
