Carbono en suelos de ladera: factores que deben considerarse para determinar su cambio en el tiempo

Carbon in hillsides soil: factors that must be considered to determine its change over time

Lucila González–Molina*, Jorge D. Etchevers–Barra y Claudia Hidalgo–Moreno

* Edafología. Campus Montecillo. Colegio de Postgraduados. 56230. Montecillo, Estado de México. Autor responsable: (lucilaag@colpos.mx)

Resumen

Los factores que intervienen en la reproducibilidad de mediciones de carbono orgánico del suelo (COS) deben ser considerados para monitorear los cambios de C de los ecosistemas en el tiempo. Además de este aspecto puramente analítico, en regiones montañosas debe considerarse que la posición en la ladera puede determinar un patrón específico en la variación espacial de los contenidos de COS. El objetivo del presente trabajo fue analizar algunos factores que deben considerarse en la determinación de los cambios de COS en los terrenos de laderas de la Sierra Norte de Oaxaca. Las mediciones de COS fueron realizadas en muestras recolectadas en parcelas experimentales empleando un procedimiento de medición desarrollado ex profeso. Los factores que más afectaron las determinaciones de cambios de COS que ocurren en el suelo fueron la medición de la densidad aparente del suelo (Da) y la prolijidad con que fueron eliminados los residuos orgánicos de la muestra. No hubo diferencias significativas en la reproducibilidad de las mediciones analíticas instrumentales de COS entre las diferentes oportunidades de medición de las mismas muestras. Tampoco hubo diferencias en el COS acumulado de la parte superior o inferior de la pendiente en torno a un micrositio georeferenciado. Por tanto, para realizar estudios de cambios de COS en terrenos de laderas es preciso estandarizar la eliminación de los residuos orgánicos de la muestra antes del análisis así como la determinación de la Da para una alta reproducibilidad en periodos sucesivos de observación.

Palabras clave: Densidad aparente, medición de carbono en suelos, muestreo, posición en la ladera, pretratamiento de la muestra.

Abstract

Factors that intervene in the reproducibility of soil organic carbon (SOC) measurements must be considered to monitor changes in the ecosystem overall C over time. Aside from this purely analytical aspect, in mountainous regions position on the hillside can determine a specific pattern in the spatial variation of SOC contents. The objective of this study was to analyze some factors that must be considered in determining changes in SOC in hillside land in the Sierra Norte of Oaxaca. SOC measurements were taken in samples collected in experimental plots using a measurement procedure developed specifically for that purpose. The factors that most affected determinations of SOC changes occurring in the soil were measurement of bulk density (Db) and the diligence with which organic residues were eliminated from the sample. There were no significant differences in reproducibility in analytical laboratory measurements of SOC among the different measurement times in the same samples. Nor were there differences in accumulated SOC in the upper or lower part of the slope of a geo–referenced micro–site. Therefore, in conducting studies of changes in SOC in hillside land, it is necessary to standardize elimination of organic residues of the sample before analysis as well the determination of Db for high reproducibility in successive periods of observation.

Key words: Bulk density, soil carbon measurement, sampling, position on the slope, sample pre–treatment.

INTRODUCCIÓN

El carbono orgánico del suelo (COS) almacenado en los primeros 100 cm es 1462–1548 Pg de C (1 Pg=1 x 10¹⁵ g) en el mundo (Batjes, 1996). Este C forma uno de los principales compartimentos terrestres, mayor que el C biótico (550 Pg C) y que el atmosférico (760 Pg) (Eswaran et al., 1993). El COS es un indicador de la calidad de los suelos minerales y sirve para detectar los cambios de C en el tiempo (Janzen, 2003). Los cambios del COS son difíciles de cuantificar en pequeñas y grandes escalas (esto es, en parcelas, regiones o el mundo), debido a factores variables en el tiempo y en el espacio (Post et al., 2001).

Entre los factores que se deben considerar para la determinación cuantitativa de los cambios de los almacenes COS en el tiempo están: 1) la interacción de procesos geomórficos y bióticos (Ellert et al., 2001); 2) la historia de manejo del suelo (Smith, 2003); 3) la variabilidad espacial del COS (Janzen, 2003); 4) el tiempo transcurrido entre dos mediciones sucesivas (Ellert et al., 2001; Post et al., 2001); 5) la época (Skjemstad et al., 2003; Steeffen, 2003) y el diseño de muestreo (Post et al. 2001; Reeder, 2003); 6) la profundidad del suelo (Campbell et al., 2000; Smith, 2003); 7) la estratificación de la profundidad de muestreo (Izaurralde y Rice, 2006); 8) la densidad aparente (Da) (Lal y Kimble, 2001); 9) la presencia de raíces y fracciones rocosas (Reeder, 2003); 10) la pendiente y grado de erosión del suelo (Lal, 2005); 11) aspectos económicos, como los asociados con las acciones de transacción, monitoreo y auditoría de costos (Izaurralde y Rice, 2006); 12) el número de muestras recolectadas (Izaurralde y Rice, 2006; Etchevers et al., 2005); 13) la contaminación en muestras verticales sucesivas (Nortcliff, 1994); 14) la forma de obtención y comprobación de los datos de la muestra (Skjemstad et al., 2003); 15) la forma de almacenamiento de las muestras (Ellert et al., 2001); 16) los métodos de análisis (Izaurralde y Rice, 2006). No prestar atención a esos factores puede llevar a errores sistemáticos cuando se realizan mediciones o monitoreos de carbono (Post et al, 2001). Sin embargo, poco se sabe acerca de como algunos de esos factores cambian los resultados de las investigaciones para medir los almacenes y los cambios de COS, en especial en los paisajes de laderas (Smith, 2003; Monreal et al., 2005).

El Proyecto de Manejo Sostenible de Laderas (PMSL, 2003) realizó mediciones de COS en las laderas de la Sierra Norte de Oaxaca, México, pero algunos resultados no fueron conclusivos. En particular llamaron la atención las discrepancias, mayores a las reportadas por la literatura, en mediciones sucesivas realizadas en mismo micrositio, aunque no en idéntico punto de muestreo. En la presente investigación se analizaron los siguientes factores que pueden afectar los cambios de concentración y los almacenes del COS en terrenos de ladera: 1) la reproducibilidad de las determinaciones de C; 2) la determinación de la Da realizada en años sucesivos en el mismo micrositio, pero en puntos de muestreo distintos; 3) el cálculo de C acumulado (0–30 cm) cuando se usaron Da calculadas por dos procedimientos; 4) la reproducibilidad de determinaciones de COS en muestras donde inicialmente se retiraron residuos orgánicos; 5) la proporción de COS acumulado por aumento de profundidad de los años de medición 2000 y 2004; 6) el efecto de posición del punto de muestreo (parte alta o baja de la pendiente) con respecto al centro georeferenciado del micrositio.

MATERIALES Y MÉTODOS

El estudio se realizó en los sitios experimentales del PMSL (PMLS, 2003) en tres microcuencas de las regiones Mazateca, Cuicateca y Mixe de la Sierra Norte de Oaxaca, en laderas con pendientes mayores a 30% y con microclimáticas ligeramente diferentes. La región Mazateca se localiza a 18° 09' N y 96° 54' O entre 1380 y 1910 m, con precipitación anual mayor a 2000 mm; la Cuicateca a 17° 51' N y 96° 51' O entre 1700 a 2200 m, y de 500 a 700 mm de lluvia; y la región Mixe a 17° 01' N y 96° 53' O entre 1280 a 1520 m, y 1500 a 2000 mm de lluvia. Los suelos dominantes son Inceptisoles¹.

Las coberturas y sistemas de manejo en este estudio fueron: 1) vegetación forestal secundaria de liquidámbar (Liquidambar sp) y aile (Alnus sp) en la región Mazateca; 2) acahual de 6 años de edad (ACA6), con Liquidambar sp, Alnus sp, Quercus sp, Rapanea sp y Clethra sp dominantes en la región Mixe; 3) agrícola permanente, café (Coffea arabica L.) en la región Mixe y pradera en la región Mazateca; 4) agrícola anual, maíz (Zea mays L.), a veces intercalado con frijol (Phaseolus vulgaris L.) y alguna cucurbitácea (milpa), cultivados con labranza tradicional (LT) o labranza de conservación (LC); 5) agrícola mixtos o MIAF (Cortés et al., 2005), ésto es, maíz intercalado con hileras de durazno (Prunus persica L.) o café según la temperatura media del lugar y la altura.

El COS fue medido según el procedimiento de Monreal et al. (2005), en cinco etapas: 1) Diseño de muestreo. Los sistemas agrícolas fueron establecidos en tres parcelas de 10 m de largo y anchura de 8 a 10 m. Las parcelas (unidades experimentales) tenían tres posiciones de muestreo (relojes o micrositios) (Etchevers et al., 2005) (Figura 1). Cada posición tenía dos puntos de muestreo (hora del reloj o micrositio); en total, 18 muestras para cada aumento de profundidad (0–15, 15–30 y 30–45 cm) (Figura 2). En los sitios con vegetación forestal fueron instaladas cinco parcelas (25 X 4 m) con dos micrositios de muestreo en cada uno y dos puntos de muestreo por micrositio (20 muestras por sitio). 2) Obtención de la muestra. El muestreo fue realizado con barrenas de 4.18 cm o de 3.17 cm de diámetro, según la condición del suelo y la facilidad para introducirla. 3) Preparación de la muestra. Las muestras de suelo fueron secadas al aire y tamizadas a 2 mm; con unas pinzas se retiraron raíces, restos vegetales y animales y carbón vegetal. 4) Determinación analítica del carbono. De cada muestra homogeneizada fue tomada una submuestra de 5 g y de ésta una alícuota (100 a 300 mg) para medir la concentración en un analizador automático Shimadzu TOC 5000. 5) Cálculo del carbono. El COS se calculó con la fórmula donde, Da es la densidad aparente (g cm^–3), Pr es la profundidad del suelo (cm), C es el carbono orgánico del suelo (%). Las mediciones de COS en 2000 fueron obtenidas por Monreal et al. (2005) y las de 2004  durante el presente estudio.

Los factores analizados para determinar los cambios del COS en laderas fueron:

1) La reproducibilidad de las determinaciones de COS. Para confirmar los resultados analíticos de mediciones anteriores realizadas en el mismo laboratorio, se determinó por segunda ocasión el porcentaje de C de 28 y 23 muestras recolectadas en 2000 y 2004 respectivamente, almacenadas en un banco de suelos. Las muestras fueron tomadas al azar del banco de suelos y correspondieron a las diferentes coberturas y sistemas de manejo de las tres microcuencas del estudio. Con los resultados de estas determinaciones se hicieron las siguientes comparaciones: (i) Los resultados de las 28 muestras recolectadas y analizadas en 2000, se compararon con los resultados de las mismas muestras analizadas en 2005; (ii) las 23 muestras recolectadas y medidas ese mismo año, se compararon con los resultados de los análisis en las mismas muestras analizadas en 2005; (iii) los resultados de los análisis de diferentes submuestras de las 23 muestras recolectadas en 2004, (Serie 5) fueron comparados con los resultados de sus análisis en 2005 (Serie 4); (iv) los resultados de 23 muestras analizadas en 2004 fueron comparados con los análisis en 2005  en diferentes submuestras. En cada caso se determinó la media, desviación estándar de las muestras y se hizo una prueba de t para las series comparadas y de correlación.

2) La determinación de la Da. Setenta y nueve muestras (0–15 cm y 15–30 cm) provenientes de 40 puntos de muestreo en parcelas MIAF, LT y LC, de las tres microcuencas, cuya Da fue medida en 2000 y 2004, fueron medidas nuevamente en 2005. Las muestras del 2004  y 2005 se recolectaron en el mismo micrositio pero en un punto diferente de un círculo (reloj) (Etchevers et al., 2005), relacionado espacialmente con el punto de muestreo del 2000, según el diseño propuesto por Monreal et al. (2005) (Figura 2). Para las Da medidas en las mismas posiciones de muestreo en 2000, 2004 y 2005  y sus respectivos porcentajes de COS y COS acumulado se determinó la media y la desviación estándar, se calculó una correlación y una prueba de t.

3) Cálculo de COS acumulado (0–30 cm) con los procedimientos de determinación de Da de Etchevers et al. (2005) y Zinke y Stangenberger (2000). En el primero, la Da es el suelo mineral más el material humificado, íntimamente ligado a éste. El volumen de suelo se calculó descontando el volumen ocupado por piedras, raíces y restos orgánicos visibles al ojo desnudo. En el segundo procedimiento, la Da fue la relación de la masa del suelo (sin eliminar los restos orgánicos, piedras y raíces) y el volumen total de la barrena. Ambos procedimientos se aplicaron a todos los datos de las muestras obtenidas en 2004 (115 muestras) y se obtuvieron los estadísticos: media, desviación estándar y coeficiente de correlación.

5) La proporción de COS acumulado por incremento de profundidad de muestreo de los años de medición. Se hizo una prueba de regresión lineal simple con el COS de 2000 y 2004 con 22 pares de datos. Cada dato corresponde al COS promedio de 18 sitios de muestreo en cada sistema agrícola evaluado y 20 sitios de muestreo en el caso de la vegetación forestales. Las profundidades analizadas fueron 0–15 cm, 15–30 cm, 30–45 cm. Se obtuvo la proporción de COS acumulado por incremento de profundidad considerando 100% en la profundidad 0–45 cm.

6) El efecto de la posición (punto superior o inferior en la pendiente) en torno al centro micrositio de muestreo en la ladera. Con la prueba de Tukey (p<0.05) se compararon los valores del COS acumulado (0–30 cm) en las muestras recolectadas de un mismo año, en las dos posiciones de muestreo: parte superior y parte inferior de la ladera y en cada cobertura y sistema de manejo. En los sistemas agrícolas se analizaron 18 muestras y 20 en la vegetación forestal.

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Reproducibilidad de las determinaciones de COS

La media del porcentaje de C correspondiente a las 28 muestras del banco de suelos, recolectadas y medidas en 2000 (Serie 1, indicado como §1 en el Cuadro 1), fue 1.49% C, valor prácticamente igual a la media de las mediciones realizadas por segunda vez en muestras del mismo material, cuatro años más tarde (1.48% C, §2).

Algo similar ocurrió con el porcentaje medio de C en las 23 muestras correspondientes a las muestras recolectadas y medidas en 2004 (§3) y el análisis de las mismas muestras 2004 medidas en 2005 (§4). La media de estas series comparadas (§3 y §4) fue idéntica (2.49% C). Sin embargo, la media de las series §3 y §5, a pesar de dar valores diferentes no fueron estadísticamente diferentes (2.49 y 2.10% C). En todos los casos los coeficientes de correlación fueron altamente significativos, entre 0.97 y 1.0. La prueba de t (p<0.05) confirmó que los valores de las mediciones anteriores correspondían al mismo grupo de recolecciones. Con estos resultados se desecha la hipótesis de que el factor medición analítica de C en laboratorio fuese responsable de las discrepancias obtenidas en mediciones realizadas en muestras sucesivas recolectadas en 2000 y 2004, en el mismo micrositio, aunque no en idéntico punto, ya que la concentración de C de las muestras en distintas fechas fue la misma. Sin embargo, Janik et al. (2002) indican que una fracción significativa de los errores en las mediciones de COS proviene de problemas asociados con las mediciones analíticas en el laboratorio.

Determinación de la densidad aparente

Las medias y estadísticos asociados de las Da, porcentajes de COS y COS acumulado en las muestras recolectadas en los mismos micrositios pero en diferentes puntos de muestreo en las tres microcuencas, se presentan en el Cuadro 2. El porcentaje promedio de COS de las muestras recolectadas en 2004 a 0–15 cm (4.67 %C) y 15–30 cm (3.37 %C), con respecto a las muestras recolectadas en 2000 en los mismos micrositios tuvo un aumentó de 1.41% y 0.95%. Esto significa que esta variable aumentó 43 % y 28 %, en relación a la medición realizada en la misma posición de referencia (aunque no en el mismo punto) en el 2000. El porcentaje medio de COS medido en las muestras de 2004 fue superior al de 2005. En este último año el COS (%) disminuyó 0.56%, en promedio, respecto a 2004 en la profundidad 0–15 y 0.25% COS en la profundidad 15–30.

Con estos datos se calculó el cambio en COS acumulado en los primeros 15 cm del perfil, entre el 2000 y 2004; un aumento de 9.86 t ha^–1 (23.79%) y un decremento de 4.68 t ha^–1 en 2005 con respecto al 2004 (10.03%). El aumento en COS acumulado entre 2000 y 2004 fue atribuido a dos factores: un mayor porcentaje de C y un menor valor de la densidad aparente. Basaran et al. (2008) encontraron, con diferentes usos de suelo, que la Da disminuyó en sitios donde el COS fue alto.

En la profundidad 0–15 cm, donde ocurrieron los mayores cambios, el coeficiente de correlación (r) para porcentaje de C fue de 0.80 a 0.87 y en la profundidad 15–30 cm de 0.69 a 0.80. En contraste, r para la Da fue bajo en ambas profundidades (0.27 a 0.56). La Da fue una propiedad más variable en espacio y tiempo que el porcentaje de C, lo cual está documentado (Lal, 2006).

Los coeficientes de correlación de las variables asociadas (Cuadro 2) fueron más altos para los análisis correspondientes a los primeros 15 cm del perfil que para el incremento de 15–30 cm. Kimble et al. (2001) señalan que los cambios en concentración de C en los suelos agrícolas tienden a ser menos pronunciados y uniformes a pocos centímetros de la superficie porque ahí el suelo es más homogéneo.

Las tres variables señaladas en el Cuadro 2 difirieron significativamente (prueba de t) sólo entre las muestras recolectadas en 2000 y 2004, lo cual se puede explicar por la alta concentración de COS determinada en 2004.

Los porcentajes de C altos y las bajas Da obtenidos en 2004 y 2005 dieron como consecuencia valores altos de C acumulado en el suelo. Entonces, las discrepancias estarían relacionadas con la variabilidad espacial y temporal de la Da y el COS, y la presencia de residuos orgánicos en las muestras. La variabilidad espacial del COS es consecuente con la reportada por Vergara (2004) para las mismas parcelas.

COS acumulado (0–30 cm) considerando dos Da calculadas con procedimientos diferentes

El COS acumulado en el suelo (Cuadro 3) considerando los dos procedimientos para calcular la Da (Etchevers et al., 2005; Zinke y Stangenberger, 2000), estuvo altamente correlacionado en las tres microcuencas (r=0.98 a 0.99). Todas las medias de COS acumulado en el suelo calculadas con el primer método fueron mayores que con el segundo, pero la desviación estándar fue similar. Las diferencias promedio de COS en las microcuencas Mazateca, Cuicateca y Mixe calculado con el primer y segundo método fue 6.4, 14.65 y 3.98%.

Reproducibilidad de la cuantificación de residuos orgánicos

Después de una segunda limpieza de los residuos orgánicos, principalmente restos de raíces, en las 66 muestras (tomadas al azar) y de determinar su porcentaje de COS, se generó la relación y el modelo que se muestra en la Figura 3. Los residuos en la muestra después de la primera limpieza manual provocaron una sobreestimación de 17% del carbono. A mayor cantidad de residuos orgánicos, el peso neto y el volumen del suelo disminuyó y el porcentaje de COS aumentó. Reeder (2003) reportó que la remoción total de las raíces era imposible; cuando en una muestra de suelo permanecía 0.5 % de la masa de raíces, presentaba 12.2 mg C g^–1 de suelo y con 1% de éstas el COS aumentaba a 14.4 mg C g^–1 de suelo.

Proporción de COS acumulado por profundidad de muestreo

El COS acumulado en todos los sistemas estudiados, en 2000 y 2004, tuvo un comportamiento lineal directo en 2000 y 2004 tuvo un comportamiento lineal directo en relación con la profundidad (de 0–15 a 30–45 cm) (Figura 4). Generalmente el COS disminuye con la profundidad por la menor concentración de raíces y entrada de restos vegetales entre otros factores (Kimble et al., 2001). Pero, a pesar de las grandes diferencias de COS en el periodo 2000 y 2004, el procedimiento (Monreal et al., 2005) cuantifica una proporción similar de COS acumulado en ambos años de medición en cada incremento de profundidad: 44% en 0–15 cm, 31% en 15–30 cm y 25% 30–45 cm; esto es, 75% del carbono se acumula en los primeros 30 cm.

Efecto de la posición del punto de muestreo en los micrositios ubicados la en ladera

En la mayoría de los sistemas y coberturas hubo una tendencia a presentar mayor cantidad de COS en la posición inferior del micrositio de muestreo en la ladera, aunque éstas fueron estadísticamente significativas sólo en un caso (Cuadro 4). Cuando los sistemas presentaron decrementos de COS entre dos fechas consecutivas de medición, éstos eran generalmente mayores en las posiciones aguas arriba (posición superior del micrositio en la ladera), sitios que son donadores de suelo. Wairiu y Lal (2003) y Cambardella et al. (2004) encontraron que las posiciones bajas de la pendiente almacenaban más COS que las altas y medias. Lo anterior se debe a que en las posiciones bajas de la pendiente el mayor contenido de humedad y depósito del suelo determinaban un aumento de la producción de biomasa del cultivo y una menor descomposición del C depositado en el suelo.

CONCLUSIONES

El presente estudio analiza los factores que incluyen en las mediciones de los cambios del COS requeridos en los estudios de monitoreo del COS en terrenos de ladera. Estos factores fueron las diferencias en las densidades aparentes de muestras recolectadas sucesivamente en el mismo micrositio pero en puntos diferentes de muestreo, y la reproducibibilidad de la cuantificación de los residuos orgánicos de la muestra. No hubo efecto significativo de: 1) la reproducibilidad de las determinaciones de C en las mismas muestras pero realizadas en distintos tiempos; 2) el cálculo de C acumulado (0–30 cm) con dos procedimientos de determinación de Da; 3) el efecto de la posición del punto de muestreo en la parte superior o parte inferior de la pendiente; 4) la proporción del C acumulado por incremento de profundidad de muestreo.

Basaran, M., G. Erpul, A. E. Tercan, and M. R. Canga. 2008. The effects of land use changes on some soil properties in Indagi Mountain Pass – Cankiri, Turkey Environ. Monitoring and Assessment 136: 101–119.        [ Links ]

Batjes, N. H. 1996. Total carbon and nitrogen in the soils of the world. Eur. J. Soil Sci. 47: 151–163.        [ Links ]

Cambardella, C. A., T. B. Moorman, S. S. Andrews, and D. L. Karlen. 2004. Watershed–scale assessment of soil quality in the loess hills of southwest Iowa. Soil & Tillage Res. 78: 237–247.        [ Links ]

Campbell, C. A., R. P. Zentner, F. Selles, V.O. Biederbeck, B. G. McConkey, B. Blomert, and P.G. Jefferson. 2000. Quantifying short–term effects of crop rotations on soil organic carbon in southwestern Saskatchewan. Can. J. Soil Sc. 80: 193–202.        [ Links ]

Cortés, J. I., A. Turrent, P. Díaz, E. Hernández, R. Mendoza, y E. Aceves. 2005. Manual para el establecimiento y manejo del sistema milpa intercalada con árboles frutales (MIAF) en laderas. Colegio de Postgraduados. México. 27 p.        [ Links ]

Ellert, B. H., H. H. Janzen, and B.G. McConkey. 2001. Measuring and comparing soil carbon storage. In: Lal, R., J. M. Kimble, R. F. Follet, and B. A. Stewart. (eds).Assessment Methods for Soil Carbon. CRC Press LLC. Boca Raton Fl. pp: 131–146.        [ Links ]

Eswaran, H., E. Van Den Berg, and Reich P. 1993. Organic carbon soils of the world. Soil Sci. Soc. Am. J. 57:192–194.        [ Links ]

Etchevers, J. D., C. M. Monreal, C. Hidalgo, M. Acosta, J. Padilla, y R. M. López. 2005. Manual para la determinación de carbono en la parte aérea y subterránea de sistemas de producción en laderas. Colegio de Postgraduados. México. 29 p.        [ Links ]

Izaurralde, R. C., and C. W. Rice. 2006. Methods and tools for designing a pilot soil carbon sequestration project. In: Lal, R., C. C. Cerri, M. Bernoux, J. Etchevers, and E. Cerri (eds). Carbon Sequestration in Soils of America Latina. USDA New York. pp: 457–475.        [ Links ]

Janik, L., L. Spouncer, R. Correll, and J. Skjemstad. 2002. Sensitivity analysis of the Roth–C soil carbon model (ver. 26.3 Excel©). National Carbon Accounting System Technical Report No. 30. SIRO Land and Water and Mathematical and Information Sciences. The Australian Greenhouse Office is the lead Common wealth agency on greenhouse matters. Australia. 53 p.        [ Links ]

Janzen, H. H. 2003. Agricultural soils: their place in the global carbon cycle. In: Smith, S. (ed). Soil Organic Carbon and Agriculture: Developing Indicators for Policy Analyses. Agriculture and Agri–Food Canada, Ottawa and Organization for Economic Cooperation and Development, Paris, France. pp: 11–20.        [ Links ]

Kimble, J. M., R. B. Grossman, and S. E. Samson–Liebig. 2001. Methodology for sampling and preparation for soil carbon determinations. In: Lal, R., J. M. Kimble, R. F. Follet, and B. A. Stewart. (eds). Assessment Methods for Soil Carbon. CRC Press LLC. Boca Raton Fl. pp: 15–30.        [ Links ]

Lal, R., and J. M. Kimble. 2001. Importance of soil bulk density and methods of its importance. In. Lal, R., J. M. Kimble, R. F. Follet, and B. A. Stewart. (ed). Assessment Methods for Soil Carbon. CRC Press LLC. Boca Raton Fl. pp: 31–44.        [ Links ]

Lal, R. 2005. Soil erosion and carbon dynamics. Soil and Tillage Res. 81:137–142.        [ Links ]

Lal, R. 2006. Bulk density measurement for assessment of soil carbon pools. In: Lal, R., C. C. Cerri, M. Bernoux, J. Etchevers, and E. Cerri (eds).Carbon Sequestration in Soils of America Latina. USDA New York. pp: 491–513.        [ Links ]

Monreal, C. M., J. D. Etchevers, M. Acosta, C. Hidalgo, J. Padilla, R. M. López, L. Jiménez, and A. Veláquez. 2005. A method for measuring above– and below–ground C stocks in hillside landscapes. Can. J. Soil Sci. 85: 523–530.        [ Links ]

Nortcliff, S. 1994. Soils in the field. Chapter 1. In: Soil Sciencie: Rowell, D. L. Methods and Applications. (ed). Longman Group. U. K. pp: 1–15.        [ Links ]

PMLS–Proyecto Manejo Sostenible de Laderas. 2003. Proyecto Manejo Sostenible de Laderas. Quinta Reunión del Comité Técnico de Coordinación y Seguimiento. Colegio de Postgraduados, Montecillos, México. 200 p.        [ Links ]

Post, W. M., R. C. Izaurralde, L. K. Mann, and N. Bliss. 2001. Monitoring and verifying of changes of organic carbon in soil. Climatic change 51: 73–99.        [ Links ]

Reeder, J. 2003. Overcoming spatial variation in measuring soil carbon stocks and secuestration potential of native ragelands in the western U.S. In: Smith, S. (ed). Soil Organic Carbon and Agriculture: Developing Indicators for Policy Analyses. Agriculture and Agri–Food Canada, Ottawa and Organization for Economic Cooperation and Development, Paris, France. pp: 193–200.        [ Links ]

Skjemstad, J. O., N. J. Mckenzie, G.P. Richards, and A. A. Webb. 2003. Principles for monitoring soil–carbon change in Australian agricultural lands. In: Smith, S. (ed). Soil Organic Carbon and Agriculture: Developing Indicators for Policy Analyses. Agriculture and Agri–Food Canada, Ottawa and Organization for Economic Cooperation and Development, Paris, France. pp 65–72.        [ Links ]

Smith, S. (ed). 2003. Soil Organic Carbon and Agriculture: Developing Indicators for Policy Analyses. Agriculture and Agri–Food Canada, Ottawa and Organization for Economic Cooperation and Development, Paris. 329 p.        [ Links ]

Steffen, B. 2003. Measuring Agricultural Soil Organic Carbon–the Situation in Germany. In: Smith, S. (ed). Soil Organic Carbon and Agriculture: Developing Indicators for Policy Analyses. Agriculture and Agri–Food Canada, Ottawa and Organization for Economic Cooperation and Development, Paris, France. pp: 105–111.        [ Links ]

Vergara, S. M. A. 2004. Variabilidad del carbono orgánico en suelos de ladera del sureste de México. Terra 22: 359–367.        [ Links ]

Wairiu, M., and R. Lal. 2003. Soil organic carbon in relation to cultivation and topsoil removal on sloping lands of Kolombangara, Solomon Islands. Soil and Tillage Res. 70:19–27.        [ Links ]

Zinke, P. J., and A. G. Stangenberg. 2000. Elemental storage of forest soil from local to global scales. For. Ecol. and Manag. 138: 159–165.        [ Links ]

NOTA

¹ del Rayo Estrada I. 2007. Tesis de Maestría. especialidad de Edafología. Campus Montecillo. Colegio de Postgraduados. 56230. Montecillo, Estado de México (isa_eh@colpos.mx).        [ Links ] ]]> 2008 136 101-119 1996 47 151-163 2004 78 237-247 2000 80 193-202 2005 27 2001 131-146 1993 57 192-194 2005 29 2006 457-475 2002 30 53 2003 11-20 2001 15-30 2001 31-44 2005 81 137-142 2006 491-513 2005 85 523-530 1994 1-15 PMLS-Proyecto Manejo Sostenible de Laderas 2003 200 2001 51 73-99 2003 193-200 2003 65-72 2003 329 2003 105-111 2004 22 359-367 2003 70 19-27 2000 138 159-165 2007