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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Escala de independencia espacial de la mesofauna edáfica en un transecto bosque-pastizal del Jardín Botánico "Francisco Javier Clavijero"]]></article-title>
<article-title xml:lang="en"><![CDATA[Scale of Spatial Independence of Edaphic Mesofauna on a Pasture-Forest Transect at the Botanical Garden "Francisco Javier Clavijero"]]></article-title>
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</front><body><![CDATA[ <p align="justify"><font face="verdana" size="4"><b>Nota cient&iacute;fica</b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="4"><b>Escala de independencia espacial de la mesofauna ed&aacute;fica en un transecto bosque&#150;pastizal del Jard&iacute;n Bot&aacute;nico "Francisco Javier Clavijero"</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="3"><b>Scale of Spatial Independence of Edaphic Mesofauna on a Pasture&#150;Forest Transect at the Botanical Garden "Francisco Javier Clavijero"</b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2"><b>Diana Marcela RUEDA,<sup>1</sup> Simoneta NEGRETE YANKELEVICH<sup>2*</sup>y Carlos FRAGOSO GONZ&Aacute;LEZ<sup>2**</sup></b></font></p>     <p align="center"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i><sup>1 </sup>Departamento de Biolog&iacute;a, Pontificia Universidad Javeriana. Carrera 7 No. 43&#150;82, Edificio 53, Lab. 406B, Bogot&aacute;, D.C., Colombia.</i> E&#150;mail: <a href="mailto:drueda@javeriana.edu.co">drueda@javeriana.edu.co</a></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><i><sup>2 </sup>Instituto de Ecolog&iacute;a A.C. Km 25 Carretera Antigua a Coatepec #351, El Haya, Xalapa, Mexico, 91070. </i> E&#150;mail: * <a href="mailto:simoneta.negrete@inecol.edu.mx">simoneta.negrete@inecol.edu.mx</a>; ** <a href="mailto:carlos.fragoso@inecol.edu.mx">carlos.fragoso@inecol.edu.mx</a></font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="center"><font face="verdana" size="2"></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Recibido: 15/02/2010    <br>   Aceptado: 07/10/2010</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>ABSTRACT </b></font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">In order to evaluate the scale of spatial patterns in edaphic mesofauna in a pasture&#150;forest gradient, a collection of soil samples was obtained from a transect, followed by faunal extraction, counting and sorting. Only Sternorrhyncha (except Coccidae) and Coccidae geostatistical analysis showed spatial dependence within the scale 25&#150;500 cm. Results suggest a revision of the current methods of soil&#150;fauna sampling, in which sampling intensity and intervals could be optimized for each taxon.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">La diversidad y clasificaci&oacute;n de la mesofauna han sido estudiadas desde el punto de vista funcional; sin embargo, se conoce poco sobre el rol que juega el arreglo espacial de estos organismos en los patrones de abundancia y diversidad local (Negrete <i>et al. </i>2006). La escala espacio&#150;dependiente, es decir, el nivel en el que se distribuye espacialmente un grupo particular de fauna cobra particular relevancia para entender la funci&oacute;n ecosist&eacute;mica del suelo y los alcances del disturbio ed&aacute;fico. En los estudios en donde se han utilizado t&eacute;cnicas geoestad&iacute;sticas para detectar, modelar y estimar el patr&oacute;n espacial de organismos del suelo (Rossi <i>et al. </i>1992, Deca&euml;ns &amp; Rossi 2001, Chust <i>et al. </i>2003, entre otros) se ha encontrado que las distancias en las muestras en las que estos organismos est&aacute;n relacionadas var&iacute;an sustancialmente entre grupos y sistemas. Por ello, es relevante preguntarse si la distancia a las que se muestrea la mesofauna es la adecuada para cumplir con los supuestos de independencia para el an&aacute;lisis estad&iacute;stico de los datos. El estudio de la variabilidad espacial puede ser &uacute;til para entender la estructura y biodiversidad del suelo (Ettema &amp; Wardle 2002), y as&iacute; facilitar el dise&ntilde;o de muestreos y futuras investigaciones. Los estudios de la meso&#150;fauna han mostrado diferentes patrones espaciales en funci&oacute;n de las distancias entre muestras, e indican que puede existir relaci&oacute;n espacial de la abundancia de microartr&oacute;podos y la mesofauna en general (Rueda y Varela 2007); medida en un punto de muestreo con relaci&oacute;n a otro punto ubicado a una distancia menor a 1 m (Klironomos <i>et al. </i>1999); y distancias menores de 10 m en nem&aacute;todos (G&ouml;rres <i>et al. </i>1998), en las especies de Coleoptera <i>Sitophilus </i>spp., <i>Stegobium paniceum </i>(L.) y <i>Tribolium castaneum </i>(Herbst) (Nansen <i>et al. </i>2004); o hasta distancias mayores de 10 m en Collembola (Chust <i>et </i>al. 2003), y unas especies de Carabidae y Staphylinidae (Holland <i>et al. </i>2007). Lo anterior muestra la gran variabilidad en la distancias de muestreo que pueden utilizarse en estudios de edafofauna, cuando se requiere cumplir con la independencia espacial de las muestras.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Con el fin de evaluar la escala de independencia espacial en la distribuci&oacute;n de la mesofauna ed&aacute;fica en dos sistemas ecol&oacute;gicos contrastantes y contiguos, se traz&oacute; un transecto de aprox. 10 m &times; 10 cm en el Jard&iacute;n Bot&aacute;nico Francisco Javier Clavijero (Xalapa, M&eacute;xico; 19&deg; 30' 37" N 96&deg; 56' 36" W; 1250 msnm). El prop&oacute;sito fue realizar un estudio inicial para explorar la composici&oacute;n mesofaun&iacute;stica en un gradiente pastizal&#150;bosque y establecer la distancia &oacute;ptima que garantice una independencia espacial. El transecto se demarc&oacute; entre el borde de un remanente de bosque mes&oacute;filo (antiguo cafetal con &aacute;rboles para dar sombra a los cafetos) y un pastizal inducido hace cerca de 30 a&ntilde;os ya que se esperaba observar independencia espacial entre muestras a las distancias en las que las puntos comparados pertenecieran en su mayor&iacute;a a diferente cobertura. A lo largo del transecto se tomaron 40 muestras de suelo de 10 &times; 10 &times; 5 cm cada 25 cm, 16 en pastizal, y 24 en bosque. La extracci&oacute;n de la mesofauna se realiz&oacute; mediante embudos Berlese con una fuente de luz de 25 watts. En seguida, se contaron, separaron, identificaron y depositaron en la colecci&oacute;n del Departamento Biolog&iacute;a de Suelos, Instituto de Ecolog&iacute;a, A.C. (Xalapa, M&eacute;xico).</font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><font face="verdana" size="2">Para el an&aacute;lisis geoestad&iacute;stico se eligieron los grupos taxon&oacute;micos con una densidad mayor a 30 individuos/m<sup>2</sup> y para la abundancia de estos grupos se realizaron variogramas, teniendo en cuenta seis puntos con distancia de separaci&oacute;n entre 25 y 500 cm. Se utiliz&oacute; el programa Variowin 2.21 (Springer&#150;Verlag, N. York, 1996) para construir variogramas por cada tax&oacute;n. A los variogramas que mostraron autocorrelaci&oacute;n en el intervalo de distancias estudiadas se les ajust&oacute; un modelo que minimiz&oacute; la bondad de ajuste al calcular pendiente y <i>nugget </i>(Webster &amp; Oliver 2001). Los modelos ajustados fueron el gaussiano y el lineal debido a que explicaban mejor la relaci&oacute;n entre muestras.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se encontraron un total de 3349 individuos (1340 individuos/m<sup>2</sup>), 1008 individuos en pastizales (1008 individuos/m<sup>2</sup>) y 2341 en bosque (1561 individuos/m<sup>2</sup>). Estos individuos fueron separados en 29 grupos taxon&oacute;micos, de los cuales se seleccionaron 15 para su estudio geoestad&iacute;stico. De los grupos escogidos, Acari fue el grupo predominante en todas las muestras con 1099 individuos (33% del total, 440 individuos/ m<sup>2</sup>), seguido de Collembola con 515 individuos (19%, 206 individuos/m<sup>2</sup>). S&oacute;lo los variogramas de Sternorrhyncha (excepto Coccidae) y Coccidae fueron modelados ya que presentaron autocorrelaci&oacute;n a distancias menores a 5 metros. Nuestros resultados muestran que para la mayor&iacute;a de los grupos evaluados, la dependencia espacial est&aacute; estructurada a una escala diferente de las evaluadas durante el estudio, exhibiendo un efecto de <i>nugget </i>puro. Lo anterior indica que en este sistema se pueden dise&ntilde;ar muestreos a una distancia de 25 cm o m&aacute;s sin presentarse dependencia entre los puntos de muestreo. En el caso de los grupos modelados, los variogramas fueron construidos &uacute;nicamente con los datos de los puntos donde el grupo mostraba mayor abundancia, ya que los valores en la mayor&iacute;a de las muestras eran de cero. El realizar el variograma con estos valores, permiti&oacute; evitar que hubiera una alta autocorrelaci&oacute;n entre los puntos de muestreo en cero y que esto cubriera el patr&oacute;n de los organismos en las muestras colectadas. Debido a su h&aacute;bito alimentario, la agrupaci&oacute;n de estos grupos en el transecto podr&iacute;a estar relacionada con la presencia de alg&uacute;n recurso vegetal. Los dos grupos de Sternorrhyncha fueron los dos &uacute;nicos en los que se pudo observar dependencia espacial en las escalas estudiadas y por lo tanto se logro ajustar modelos de dependencia espacial. Para Sternorrhyncha (excepto Coccidae) el modelo que mejor ajust&oacute; fue un gaussiano <i>(nugget = </i>0.468, rango = 6.38, <i>sill = </i>0.212), mientras que para Coccidae el mejor modelo fue un potencial <i>(nugget = </i>1.488, potencia = 0.99, pendiente = 0.164). El modelo gaussiano mostr&oacute; claramente la distancia a la cual se estabiliza la curva (rango = 6.38), es decir, donde Sternorrhyncha (excepto Coccidae) empieza a ser espacialmente independiente. Por lo tanto, en un estudio en el que se busca independencia para estos organismos, los puntos de muestreo tendr&iacute;an que separarse por m&aacute;s de 6.4 metros. El modelo potencial ajustado a Coccidae mostr&oacute; que en las distancias evaluadas no se alcanz&oacute; la independencia de las muestras, por lo que es necesario un estudio dentro del bosque, donde &uacute;nicamente se encontraba este grupo, en el que se consideren transectos m&aacute;s largos. Los dos grupos a los que se les detecto dependencia espacial tienen una estrecha relaci&oacute;n con las plantas por lo que su distribuci&oacute;n reflejada en la detecci&oacute;n de la dependencia entre muestras puede deberse a la escala en la que se encuentre alg&uacute;n recurso vegetal, adem&aacute;s de su t&iacute;pico agrupamiento.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">Se concluye que la abundancia de algunos grupos mesofaun&iacute;sticos est&aacute; estructurada espacialmente a una escala menor de 25 cm, lo que respalda lo encontrado en otros estudios (Klironomos <i>et al. </i>1999, Negrete <i>et al. </i>2006; Rueda &amp; Varela 2007), en los cuales la fauna del suelo tiene una estructura espacial a peque&ntilde;a escala; es decir, menor a 1 m, 5 m y 2.5 m respectivamente. De esta manera, dichos resultados muestran que las distancias m&iacute;nimas entre una muestra y otra podr&iacute;an ser menores a las que com&uacute;nmente se utilizan en estudios sobre diversidad de fauna del suelo. As&iacute;, mientras que los m&eacute;todos de CSM&#150;BGBD (Swift &amp; Bignell 2001) y el citado por Huising <i>et al. </i>(2008) sugieren distancias m&iacute;nimas entre trampas pitfall y monolitos de 8 m y entre muestras de suelo para Berlese de alrededor de 4.5 m, nuestros resultados sugieren que para realizar un estudio en estos sistemas (bosque y pastizal) una distancia de unos pocos cent&iacute;metros ser&iacute;a suficiente, con un ahorro considerable en esfuerzo de muestreo y adem&aacute;s cumpliendo independencia entre muestras, requisito asumido en la mayor&iacute;a de las t&eacute;cnicas estad&iacute;sticas. En el caso de Coccidae; sin embargo, esto no se aplica porque su independencia espacial parece estar a escalas mayores a 6.4 m, lo que supera las distancias que se tiene entre muestras en los dise&ntilde;os de muestreo para mesofauna.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">A partir de estos resultados y de los resultados obtenidos en otros estudios que muestran la variabilidad temporal y entre sitios en el patr&oacute;n espacial de los organismos del suelo (Klironomos <i>et al. </i>1999, G&ouml;rres <i>et al. </i>1998, Chust <i>et al. </i>2003, Nansen <i>et al. </i>2004, Negrete <i>et al. </i>2006, Holland <i>et al. </i>2007, Rueda &amp; Varela 2007, entre otros), se sugiere realizar muestreos espaciales preliminares que permitan determinar la distancia &oacute;ptima de muestreo para cada grupo taxon&oacute;mico bajo estudio. Esto ser&aacute; de ayuda para optimizar la eficacia de muestreo, cumplir con los supuestos de independencia de las t&eacute;cnicas estad&iacute;sticas utilizadas y asegurar as&iacute; resultados confiables. En particular se debe considerar que tomar distancias fijas para todos los grupos y en todos los ecosistemas puede llevar a los investigadores a conclusiones inexactas.</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2">&nbsp;</font></p>     <p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>LITERATURA CITADA</b></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Chust, G., J. L. Pretus, D. Ducrot, A. Bedos  &amp; L. Deharveng. </b>2003. Response of soil fauna to landscape heterogeneity. <i>Conservation Biology, </i>17: 1712&#150;1723.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=377490&pid=S0065-1737201100010001500001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Deca&euml;ns, T. &amp; J.&#150;P. Rossi. </b>2001. Spatio temporal structure of earthworm community in a tropical pasture. <i>Ecography, </i>24: 671&#150;682.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=377492&pid=S0065-1737201100010001500002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Ettema, C. H. &amp; D. A. Wardle. </b>2002. Spatial soil ecology. <i>Trends in Ecology &amp; Evolution, </i>17: 177&#150; 183.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=377494&pid=S0065-1737201100010001500003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>G&ouml;rres, J. H., M. J. Dichiaro, J. B. Lyons &amp; J. A. Amador. </b>1998. Spatial and temporal patterns of soil biological activity in a forest and a old field. <i>Soil Biology and Biochemistry, </i>30: 219&#150;230.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=377496&pid=S0065-1737201100010001500004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Huising, E., R. Coe, J. Cares, J. Louzada, R. Zanetti, F. Moreira, F. Susilo, S. Konat&eacute;, M. van Noordwijk &amp; S. Huang. </b>2008. Sampling strategy and design to evaluate belowground biodiversity Pp. 17&#150;42. <i>In: </i>F. Moreira, E. Huising and D. Bignell (Eds). <i>Tropical Soil Biology. </i>Earthscan, Londres.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=377498&pid=S0065-1737201100010001500005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Holland, J. M., C. F. G. Thomas, T. Birkett  &amp; S. Southway. </b>2007. Spatiotemporal distribution and emergence of beetles in arable fields in relation to soil moisture. <i>Bulletin of Entomological Research, </i>97: 89&#150;100.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=377500&pid=S0065-1737201100010001500006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     <!-- ref --><p align="justify"><font face="verdana" size="2"><b>Klironomos, J. N., M. C. Rillig &amp; M. F. Allen. </b>1999. Designing below ground field experiments with the help of semivariance and power analysis. <i>Applied Soil Ecology, </i>12: 227&#150;238.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=377502&pid=S0065-1737201100010001500007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --></font></p>     ]]></body>
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