Məlumat

Çox saytlı, cinsi spesifik cormack-jolly-seber modelindən istifadə edərək yenidən əldə edilən məlumatlardan cinsi spesifik sağ qalmağı təxmin edirsiniz?

Çox saytlı, cinsi spesifik cormack-jolly-seber modelindən istifadə edərək yenidən əldə edilən məlumatlardan cinsi spesifik sağ qalmağı təxmin edirsiniz?


We are searching data for your request:

Forums and discussions:
Manuals and reference books:
Data from registers:
Wait the end of the search in all databases.
Upon completion, a link will appear to access the found materials.

Cinsə görə sağ qalma nisbətlərini təyin etməklə maraqlanıram. Məndə bir çoxalma koloniyasından fərdi olaraq qeyd olunan quşların uzunmüddətli məlumat dəsti var. Bunlardan genetik olaraq bir alt dəstə cinsi əlaqədə ola bilirəm. Bundan əlavə, mənim yaxınlıqdakı heyvandarlıq koloniyaları haqqında qeyd-geri götürmə məlumatlarına çıxışım var və buna görə də hədəf yetişdirmə koloniyamdan mühacirəti təxmin edə bilərəm. Bununla belə, mən yalnız fokuslu heyvandarlıq koloniyamdakı fərdlərlə cinsi əlaqə qura bilirəm.

Tədqiqat layihəm həm sağ qalma, həm də dağılma (daimi mühacirət) ilə bağlıdır. Buna görə də bunları mümkün qədər ayırmaq və cinsiyyətin təsirlərinə baxmaq istərdim. Bir yanaşma yalnız cinsi əlaqə qura bildiyim quşların alt qrupunu modelləşdirməkdir. Başqa bir yanaşma naməlum cins də daxil olmaqla bütün fərdləri modelləşdirmək və Nichols et al. (2004) cinsi bilinməyən quşlara "erkək və ya dişi" ehtimalını tətbiq etmək (bunu pis yekunlaşdıra bilərəm).

Yalnız bir koloniyada qeyd olunmuş şəxsləri daxil etsəm, lakin digər koloniyalara daimi emiqrasiya üçün məlumatım olsa, çox saytlı modeldən istifadə edə bilərəmmi? Bütün koloniyalardan olan bütün fərdlərlə çox saytlı bir model istifadə etmək, ancaq bir koloniyadan olan cinsi məlumatlara sahib olmaq məntiqli olarmı?

Əvvəlcədən təşəkkürlər!

Nichols, J.D., Kendall, W.L., Hines, J.E. və Spendelow, J.A. 2004. Cinsiyyət həmişə məlum olmadıqda, ələ keçirmə-geri qaytarma məlumatlarından cinsi spesifik sağ qalmanın qiymətləndirilməsi. Ekologiya 85(12):3192-3201.


Çox saytlı, cinsi spesifik cormack-jolly-seber modelindən istifadə edərək yenidən əldə edilən məlumatlardan cinsi spesifik sağ qalmağı təxmin edirsiniz? - Biologiya

Verilənlər bazalarımızdan seçilmiş məzmunun maşın tərcüməsini tələb etdiniz. Bu funksionallıq yalnız sizin rahatlığınız üçün təmin edilib və heç bir şəkildə insan tərcüməsini əvəz etmək üçün nəzərdə tutulmayıb. Nə BioOne, nə də məzmun sahibləri və nəşrçiləri tərcümə xüsusiyyətinin funksionallığı və ya dəqiqliyi və ya tamlığı ilə əlaqədar heç bir məhdudiyyət qoymadan hər hansı bir açıq və ya zəmanət verən açıq və ya zəmanət vermirlər və açıq şəkildə rədd edirlər. tərcümələr.

Tərcümələr sistemimizdə saxlanmır. Sizin bu funksiyadan və tərcümələrdən istifadəniz BioOne vebsaytının İstifadə Qaydaları və Şərtlərində olan bütün istifadə məhdudiyyətlərinə tabedir.

İşarələmə məlumatlarını istifadə edərək Fitness Səthlərinin Təxmini və Vizualizasiyası

Olivier Gimenez, 1,2 Arnaud Grégoire, 1,3 Thomas Lenormand 1,4

1 1Centre d 'Ecologie Evolutive et Fonctionnelle, UMR 5175, 1919 Route de Mende, 34293 Montpellier, Ced
2 2E-poçt: [email protected]
3 3E-poçt: [email protected]
4 4E-poçt: [email protected]

Mövcud olduqda PDF və HTML daxildir

Bu məqalə yalnız mövcuddur abunəçilər.
Fərdi satış üçün mövcud deyil.

Seçmənin bir sıra fenotipik əlamətlər üzərində necə işlədiyini başa düşmək təkamül biologiyasının mərkəzidir. Çox vaxt, fərdlərin hərtərəfli təqib oluna bilməyəcəyi üçün təbii populyasiyalar üçün əldə etmək çətin ola biləcək sağ qalmanın (və ya fitneslə əlaqəli digər həyat tarixi xüsusiyyətlərinin) qiymətləndirilməsini tələb edir. Bu qeyri-kamil aşkarlama probleminin öhdəsindən gəlmək üçün mark-recapture məlumatlarının istifadəsini müdafiə edirik və həm xətti, həm də qeyri-xətti seçim qradiyentlərinin qiymətləndirilməsi və fitness səthlərinin vizualizasiyası üçün ümumi bir çərçivə təqdim edirik. Seçim gücünün kəmiyyətini müəyyən etmək üçün standart ikinci dərəcəli çoxhədli reqressiya metodu işarənin geri götürülməsi modellərinə inteqrasiya olunur. Seçim formasını təsəvvür etmək üçün çox dəyişkən fenotiplərə təsir edən seçimi ən çevik şəkildə göstərmək üçün spline istifadə edirik. Model parametrlərini qiymətləndirmək, xüsusiyyətlərin uyğunluğunu qiymətləndirmək və hamarlaşdırmanın optimal miqdarını hesablamaq üçün Bayesian çərçivədə Markov zəncirinin Monte Karlo nümunəsindən istifadə edirik. Adi qara quşların vəhşi populyasiyasından alınan məlumatlardan istifadə edərək yanaşmamızı təsvir edirik (Turdus merula) morfoloji xüsusiyyətlərlə əlaqədar olaraq sağ qalmağı araşdırmaq və yeni metodologiyadan istifadə edərək korrelyasiya seçiminə dair sübutlar təqdim etmək. Bütövlükdə, təklif etdiyimiz çərçivə təbii seçmənin öyrənilməsi üçün işarələmə məlumatlarının tam potensialını araşdırmağa kömək edəcəkdir.

© 2009 Təkamülü Araşdırma Cəmiyyəti.

Olivier Gimenez , Arnaud Grégoire və Thomas Lenormand "Estimating and Visualizing Fitness Surfaces Use Mark-Recapture Data," Evolution 63(12), 3097-3105, (1 dekabr 2009). https://doi.org/10.1111/j.1558-5646.2009.00783.x

Alınma tarixi: 26 noyabr 2008 Qəbul tarixi: 1 may 2009 Buraxılış tarixi: 1 dekabr 2009


Giriş

Köpəkbalığı dəniz ekosistemlərinin yuxarıdan aşağıya tənzimlənməsində mühüm rol oynayır (Ferretti et al., 2010 Estes et al., 2011). Ağ köpək balığı (Carcharodon carcharias) okeanik və neritik ekosistemlərdə ən çox istehlakçıdır. Hal-hazırda, böyük pelagik yırtıcıların öyrənilməsinə xas olan problemlər səbəbindən bu növün həyati nisbətlərini və ya populyasiya dinamikasını qiymətləndirmək üçün az empirik məlumat mövcuddur. Ağ köpəkbalığı uzunömürlüdür, yetişməyə gecdir və onları həddindən artıq istismara qarşı həssas edən bir neçə bala yetişdirir (Cailliet et al., 1985 Francis, 1996 Chapple and Botsford, 2013 Andrews and Kerr, 2015 Hamady et al., 2014). Ağ köpəkbalığı nəsli kəsilməkdə olan Növlərin Beynəlxalq Ticarətinə dair Konvensiyaya (CITES, Əlavə II) uyğun olaraq beynəlxalq səviyyədə qorunur və Ümumdünya Təbiəti Mühafizə İttifaqının Qırmızı Siyahısına (IUCN, Kateqoriya VU A1cdưcd) (Dulvy et al., 2008) uyğun olaraq həssas olaraq siyahıya alınır.

Son genetik tədqiqatlar göstərdi ki, şimal-şərq Sakit Okean (NEP) ağ köpəkbalığı populyasiyası Cənubi Afrika, Avstraliya-Yeni Zelandiya, Şimal-Qərbi Sakit Okean, Şimal-Qərbi Atlantik və Aralıq dənizindəki digər məlum ağ köpəkbalığı populyasiyalarından genetik cəhətdən fərqlənir (Pardini et al., 2000 Qubili). et al., 2010, 2012 Jorgensen et al., 2010 Tanaka et al., 2011). Elektron etiketlər göstərdi ki, NEP yetkinlik yaşına çatmayanlar (köpək balığının ümumi uzunluğu (TL), lakin yetkin deyil) və yetkin ağ köpəkbalığı [dişi > 4.5 m TL (Francis, 1996) və kişilər > 3.8 m TL (Pratt, 1996)] hər il Kaliforniya Cərəyanındakı iki əsas yerdə toplanır: Kaliforniyanın mərkəzi, ABŞ (Klimley, 1985 Klimley və Anderson, 1996) və Guadalupe Adası, Meksika (Domeier və Nasby-Lucas, 2008). Pop-up peyk arxiv etiketlərində (PAT) qeydə alınan zaman seriyası məlumatlarından əldə edilən treklər göstərir ki, hər iki qrup subtropik girdə “White Shark Café” kimi tanınan coğrafi əraziyə oxşar və proqnozlaşdırıla bilən dəniz miqrasiyaları edir (Weng et al., 2007a Jorgensen et al., 2010) Baja yarımadasının şimal hissəsindən təxminən 2200 kilometr qərbdə yerləşir (Domeier və Nasby-Lucas, 2008 Jorgensen et al., 2010). Bundan əlavə, NEP neritik yem sahələrində etiketlənmiş ağ köpəkbalığı, Hawaii Takımadaları qədər qərbə doğru səyahət edir (Boustany et al., 2002 Weng et al., 2007a Domeier və Nasby-Lucas, 2008 Jorgensen və digərləri, 2010). Bu günə qədər, köpəkbalıqlarının Şimali Amerika sahillərindəki hər iki sahil aqreqasiya sahəsinə baş çəkdiyini göstərən az sayda məlumat var, lakin bəzi miqrasiya mübadiləsi akustik etiket məlumatlarından aydın görünür (Jorgensen et al., 2012b).

Peyk etiketləməsi mərkəzi Kaliforniya toplama saytlarında akustik etiketləmə məlumatları ilə birləşdirilib və bu məlumatlar birlikdə ağ köpəkbalıqlarının quruda və dənizdə faza daxil olmaqla bu illik miqrasiyasının proqnozlaşdırıla bilən və təkrarlana biləcəyini aşkar edib. Kişilər, Kaliforniyanın mərkəzindəki sahil birləşmə sahələrindən White Shark Caf é və/və ya Hawaii və arxaya qədər illik “to və ” illik miqrasiya göstərir. Bunun əksinə olaraq, qadınlar dənizdə daha çox vaxt keçirirlər, kişilər tərəfindən istifadə edilənlərə nisbətən daha çox cənub sahili yerləri əhatə edən daha geniş diapazona malikdirlər (Klimley, 1985 Jorgensen et al., 2012a). Köpək balığı dənizdə hərəkət etdikdən sonra, etiketləmə məlumatları hər iki cinsin köpək balığının Kaliforniyanın mərkəzinə qayıtdığını göstərir (Jorgensen et al., 2010). Bu miqrasiya davranışı sahilyanı ərazilərdə əhalinin parametrlərinin qiymətləndirilməsi üçün işarənin geri alınması çərçivəsinin istifadəsini dəstəkləyir (Chapple et al., 2011). Bir neçə araşdırma, ağ köpək balığının ilk dorsal üzgəcinin arxa kənarındakı naxışın uzun illər ərzində sabit olduğunu və fərdlərin tanınması vasitəsi olaraq istifadə edilə biləcəyini, yəni təbii “mark ” (Gubili et al. , 2009 Anderson et al., 2011 Towner et al., 2013). Cənubi Kaliforniyada ilin balaca ağ köpəkbalıqlarının vahid əməyə görə tutma məlumatlarının təfsirləri daha kiçik uzunluq siniflərində (ς m) artan tendensiyanı təklif etmək üçün götürülsə də, populyasiya tendensiyası mərkəzi Kaliforniyada naməlum olaraq qalır (Lowe et al. , 2012).

Kaliforniyanın cari toplama yerlərində Markın yenidən tutulması tədqiqatları (Chapple və digərləri, 2011 Sosa-Nishizaki və digərləri, 2012), Kaliforniyanın mərkəzindəki sahil birləşmə yerlərində, yetkinlik yaşına çatmamış və yetkin ağ köpəkbalığının cins nisbətinin yəqin ki, kişilərə doğru əyildiyini göstərir. və Guadalupe Adası. Chapple və başqaları. (2011) 3.6: 1 (69 kişi: 19 qadın) nisbətini müşahidə etmişdir. Qeyd etmək lazımdır ki, əlavə 42 fərd müşahidə edilmiş, lakin 3 illik tədqiqat zamanı cinsi təyin edilə bilməmişdir ki, bu da faktiki nümunə cins nisbətini dəqiq qiymətləndirmək üçün əlavə təhlil olmadan qeyri-mümkündür. Bu qeyri-müəyyənlik xüsusilə maraqlıdır, nəzərə alsaq ki, Sosa-Nishizaki et al. (2012), 9 illik bir araşdırmada, nümunə məlumatlarında naməlum cinsi heyvanlar olmadığı halda, Guadalupe Adasında 1.5: 1 (67 kişi: 46 qadın) nisbətində daha bərabər cins nisbətini müşahidə etmişdir. Kaliforniyada mövcud olan ağ köpəkbalıqlarının son bolluğu (Dewar və digərləri, 2013) cins nisbətinin 1:1 olduğunu fərz etdi, baxmayaraq ki, mərkəzi Kaliforniya və ya Qvadalupe adalarından heç bir empirik məlumat dəsti bunun doğru olduğunu göstərmir. Doğuş zamanı müşahidə edilən ߡ: 1 cinsiyyət nisbətinin xaricində (Uchida et al., 1996), bərabər sayda yaşlı (yetkinlik yaşına çatmamış və böyüklər) kişi və qadınları təklif edən məlumatlar yoxdur. Çirklənmiş bir nisbət əslində doğru ola bilər, əhali araşdırmaları üçün kritik bir fikir. Birincisi, qadınların sayını bərabər kişilərə nisbətdə artırmaq yalançı populyasiyanı artıra bilər (məlumat dəstində göründüyündən daha çox qadın olmasını tələb edir) və qərəzin əsas davranış və fizioloji səbəblərini (idarəetmə və mühafizə səylərinə təsir edən) göz ardı edə bilər. Həmçinin, qadınlar kişilərə nisbətən populyasiya meyli və həyat qabiliyyəti üçün daha vacib demoqrafik olduğundan, kişilərlə bərabərlik yaratmaq üçün qadınların sayını süni şəkildə həddən artıq şişirtmək əhalinin reproduktiv potensialını və pozğunluqlara qarşı dayanıqlığını həddindən artıq qiymətləndirə bilər. Bu səbəbdən həm Kaliforniyanın mərkəzində, həm də Guadalupe adasında müşahidə edilən əyri cinsiyyət nisbətinin gerçək olub olmadığını müəyyən etmək vacib olacaq.

Kaliforniya populyasiyasındakı köpək balıqlarının müşahidə edilən cins nisbəti çox fərqli iki prosesin nəticəsi ola bilər. Birincisi, cinsiyyətə xas davranış fərqləri qadınları nümunə götürmə ehtimalını azalda bilər ki, bu da müşahidə edilən cinsiyyət nisbətini əsl nisbətdən uzaqlaşdırar. İkincisi, qadınlar üçün ölüm nisbəti daha yüksək olarsa, demoqrafik fərqlər əyri cinsiyyət nisbətindən ən azı qismən məsul ola bilər. Məsələn, miqrasiya fərqləri qadınları daha böyük ölüm risklərinə məruz qoya bilər. Aydındır ki, cinsiyyət nisbətində müşahidə olunan əyilmənin nə dərəcədə aydın olduğunu (davranış fərqləri səbəbindən) və ya real (sağ qalma fərqləri səbəbindən) ağ köpəkbalığı populyasiyasının dinamikasını və idarəçiliyini qiymətləndirməyimiz üçün çox vacibdir.

Ağ köpək balığının yavaş bir həyat tarixçəsi olduğu üçün yetkin köpək balığının sağ qalmasının populyasiyanın davamlılığı üçün əhəmiyyətli olacağı gözlənildiyindən, kişilərdə və qadınlarda fərqli ölümlərin əhali səviyyəsində əhəmiyyətli nəticələri ola bilər və bu qrupun idarə olunmasına və qiymətləndirilməsinə təsir göstərə bilər. Bu günə qədər mövcud olan yeganə sağ qalma nisbəti təxminləri ilə hazırlanmışdır ad hoc üsulları (Smith et al., 1998 Cortés, 2002) və cinslər arasında ölüm nisbətlərindəki potensial fərqlər haqqında heç nə məlum deyil. Aydındır ki, sağ qalma nisbətlərini əldə etmək və ciddi qiymətləndirmə metodları və çoxillik empirik məlumatlardan istifadə edərək cinslər arasındakı fərqləri yoxlamaq lazımdır. İllik sağ qalma anlayışı, bu populyasiyanın dayanıqlılığını təmin etmək üçün əhəmiyyətli bir addım ola bilər və statusu qiymətləndirmək üçün proqnozlaşdırıcı modellərdə istifadə edilə bilər (yəni, əhalinin canlılıq təhlili). Bundan əlavə, sağ qalma nisbətləri mərkəzi Kaliforniyadakı ağ köpəkbalığı üçün cari qoruyucu tədbirlərin effektivliyi ilə bağlı mövcud idarəetmə strategiyasını məlumatlandıra bilər.

İllik görünən sağ qalma nisbətləri orta hesabla 1 ildən sonrakı dövrə qədər sağ qalacaq əhalinin nisbətini təxmin edir. Görünən sağ qalma nisbətinin tamamlayıcısı (yəni 1 – görünən sağ qalma nisbəti), ölüm və daimi mühacirət və ya bir il ərzində əhalinin hansı hissəsinin orta hesabla itirildiyini ehtiva edir. Bununla birlikdə, sağ qalma nisbətləri qiymətləndirilərkən, nümunə götürmə rejimləri diferensial aşkarlanma ehtimalını açıq şəkildə əks etdirmirsə, sağ qalmaqda cinsi əsaslı fərqlər gizlədilə bilər (Lebreton və digərləri, 1992). Ağ köpəkbalıqları, erkəklərdə qısqacların mövcudluğunu və ya dişilərdə qısqacların olmamasını qeyd edərək, bir toplama yerində vizual olaraq müşahidə edildikdə cinsiyyətə aid edilə bilər. Bununla belə, cinsin təyin edilməsi ehtimalı qeyri-bərabərdir, çünki onların yoxluğunu təsdiqləməkdənsə, onların varlığını müsbət müəyyən etmək daha asandır (Chapple et al., 2011). Nichols və s. (2004), qeyri -kamil cinsiyyət təyinatı nümunə götürmə zamanı baş verdikdə, cinslər arasında görünən sağ qalma fərqlərini yoxlamaq üçün bir model hazırladı, taksilər arasında istifadə edilə bilən bir model. Əlavə olaraq, bu model, ehtimal olunan cinsi bilinməyən heyvanlara cins təyin etdikdən sonra nümunə əhalinin cinsiyyət nisbətini təxmin edir.

Bu araşdırmada, bu qrup ağ köpəkbalığına xas olan görünən sağ qalma nisbətlərini təxmin etmək üçün Kaliforniyanın mərkəzi toplama yerlərində 6 ildən bəri empirik işarələmə məlumatlarını istifadə etdik. Yeni model, Kaliforniyanın mərkəzi sahillərindəki sahil aqreqasiya sahələrində müşahidə edilən əyri cins nisbətinin, qeyri-kamil aşkarlanma və qeyri-kamil cinsi təyinatı nəzərə alaraq, fərqli görünən sağ qalma nisbətlərinin nəticəsi olub olmadığını sınamağa imkan verdi.


1. GİRİŞ

Qoruma kontekstində, əhali sayındakı meylləri müəyyən etmək üçün monitorinq, vəhşi heyvan populyasiyalarının qiymətləndirilmələrini məlumatlandırmaq üçün çox vacibdir (məsələn, IUCN, 2017). Bir tendensiyanın səbəbi, məsələn, insan tərəfindən törədilən ölümlə bağlı biliklərdən başa düşülə bilər, lakin digər hallarda səbəb o qədər də asanlıqla aşkar edilə bilməz. Belə hallarda, doğuş və sağ qalma hesablamaları, həyat tarixinin hansı element (lər) inin əhali sayının dəyişməsindən məsul ola biləcəyini anlamaqda əhəmiyyətli rol oynaya bilər (məsələn, Gaillard, Festa-Bianchet, & Yoccoz, 1998 Currey et al. ., 2011).

Uzunmüddətli fərdi əsaslı tədqiqatlar, fərdlərin zamanla təkrar-təkrar ələ keçirilə biləcəyi diskret populyasiyalardan populyasiya parametrlərini qiymətləndirmək üçün təsirli bir vasitədir (Clutton-Brock və Sheldon, 2010) və uzunömürlü növlər üçün xüsusilə vacibdir. demoqrafik parametrlərdəki dəyişiklikləri aşkar etmək üçün onilliklər ərzində məlumat tələb oluna bilər. Fərdi əsaslı məlumatların ələ keçirilməsinin yenidən əldə edilməsi analizləri ekologiyada (Burnham, Anderson, White, Brownie, & Pollock, 1987 Cormack, 1964) sağ qalma ehtimallarını qiymətləndirmək üçün geniş istifadə edilmişdir (məsələn, Gaillard və digərləri, 1998 Altwegg və digərləri, 2008). Cetacean populyasiyalarında sağ qalma ehtimallarının etibarlı hesablamalarını əldə etmək çətin olaraq qalır və yaşa və cinsə spesifik sağkalımın təxminləri azdır (məsələn, Bradford və digərləri, 2006 Currey və digərləri, 2009 Ramp, Bérubé, Palsboll, Hagen, & Sears, 2010).

Burada diqqətimizi Şotlandiyanın şərq sahilində butulka burunlu delfin (Tursiops truncatus) 1989-cu ildən bəri uzunmüddətli foto tanıma monitorinqinin, xüsusən 2000-ci illərdən bəri artdığını göstərən əhalinin sayı (Şəkil 1) (Cheney, Graham, Barton, Hammond & Thompson, 2018 Wilson, Hammond & Thompson, 1999 Wilson, Reid, Grellier, Thompson və Hammond, 2004). 1990-cı illərdən 2000-ci illərin əvvəllərinə qədər toplanmış səkkiz (Sanders-Reed, Hammond, Grellier və Thompson, 1999) və 13 (Corkrey et al., 2008) illik məlumatlardan istifadə etməklə bu əhali üçün sağ qalma nisbətləri təxmin edilmişdir. Hər iki araşdırma üçün məlumatlar, artımdan daha çox əhalinin azalma ehtimalını göstərir. Bununla belə, bu əhali 1990-cı illərdə yayılma diapazonunu genişləndirdi (Wilson et al., 2004), yəni bu təxmin edilən azalmaların müvəqqəti emiqrasiya ilə qarışdırılması ehtimalı var (Corkrey et al., 2008).

Burada, biz bu kiçik, diskret şüşə burunlu delfin populyasiyasında yaşa və cinsiyyətə görə sağ qalma nisbətlərindəki dəyişiklikləri araşdırmaq üçün 27 illik fərdi tutma tarixçələrindən istifadə edirik. Biz yetkinlik yaşına çatmayanların/böyüklərin sağ qalmasında dəyişikliklərin populyasiyanın sayında müşahidə olunan artımı izah etməyə kömək edib-etmədiyini araşdırırıq və buzovların sağ qalmasında variasiyanı araşdırırıq. Biz ilk növbədə müvəqqəti emiqrasiyanın qiymətləndirilməsini, o cümlədən zamanla tendensiyaya dəstəyin qiymətləndirilməsini özündə birləşdirən möhkəm dizayn tutma-yenidən tutma modellərindən istifadə edərək yetkinlik yaşına çatmayan/yetkin delfinlərin illik sağ qalmasını təxmin edirik. Daha sonra çoxsaylı dövlətlərin ələ keçirmə-yenidən ələ keçirmə modellərindən istifadə edərək cinsi spesifik yaşamaq üçün sübutların olub olmadığını araşdırırıq. Biz yaşa görə spesifik modellərdən istifadə edərək doğum ilindən sonra izlənilən delfinlərin bir hissəsi üçün həyatın ilk 3 ili ərzində buzovların sağ qalmasını təxmin edirik və ilk doğulan buzovların sağ qalmasının sonradan doğulan buzovlardan fərqli olub-olmadığını araşdırırıq.


Giriş

Seks, əksər orqanizmlərdə həyat tarixi xüsusiyyətlərini formalaşdıran əsas fərdi xüsusiyyətlərdən biridir. Demoqrafiya və əhali dinamikası üçün əhəmiyyətli nəticələr verən sağ qalma, dağılma, işə qəbul və digər həyat tarixi parametrlərinə təsir etdiyi bilinir (Greenwood 1980 Stearns 1992 Gowaty 1993 Clobert və s. 2001). Beləliklə, ekoloji və təkamül tədqiqatlarında cinsin potensial təsirlərini qiymətləndirmək vacibdir (Krebs 2001). Bununla birlikdə, bu araşdırmalara cinsiyyətin daxil edilməsi, cinsiyyəti dəqiqliklə təyin etmək qabiliyyətindən asılıdır. Sahədə uzaqdan izlənilən monomorf və ya bir qədər dimorfik növləri öyrənərkən və gonadal müayinə, biometrik və ya akustik ayrı -seçkilik və ya molekulyar cinsiyyət üçün birbaşa manipulyasiya mümkün olmadıqda, sahə bioloqları tez -tez cinsi davranışa güvənirlər. məsələn, kişiliyi qadınlardan ayırmaq üçün tanışlıq, kopiya) (məsələn, Moynihan 1955 Bustnes və s. 2000). Bu hallarda, bir zamanlar kişi olaraq qeydə alınan bir heyvanın sonradan dişi və ya əksinə adlandırılması baş verə bilər (Pradel və s. 2008). Bunun səbəbi, sahədə istifadə olunan bəzi davranış meyarlarının səhvən tamamilə etibarlı olduğu və ya bəzi meyarların sahə müşahidə səhvlərinə daha çox meylli olmasıdır. Bu cür potensial qərəzlər aşkar edildikdə, sahə bioloqları ya cinsə aid parametrləri qiymətləndirməkdən imtina etməyə, ya da yalnız cinsiyyəti ağlabatan dərəcədə əminliklə müəyyən edilmiş fərdləri təhlil etməyə meyllidirlər və bununla da qərəzli seçmələrə yol açır (məsələn, cinsiyyətin müəyyən edilməsinin dəqiqliyi heyvan yaşına və ya vəziyyətinə görə dəyişir). Bununla birlikdə, ikinci vəziyyətdə, məlumat dəstinə daxil olan bir çox şəxs atılmalıdır (məsələn, Pradel və s. 2008-ci ildə cinsi təyinatları ilə bağlı qeyri-müəyyənlik səbəbindən ümumi məlumat dəstinin 80%-ə qədəri atıldı (Nichols və s. 2004). Başqa bir seçim üçüncü qrup kimi cinsləndirilməmiş heyvanlardan istifadə etməkdir, lakin bu yanaşma iki cins qrupu üçün qərəzli (yəni həddən artıq qiymətləndirilmiş) demoqrafik parametrlər verir, çünki bu qruplara təyin edilmiş heyvanların daha uzun müddət sağ qalma ehtimalı var (yəni daha çox hallarda müşahidə olunur) (bax Oro, Pradel & Lebreton 1999 Nichols və s. 2004 Pradel və s. 2008). Bu qərəzliyi aradan qaldırmaq üçün, Oro və Pradel (2000) cinsi naməlum şəxslərin sağ qalmasının qeyri-müəyyən heyvanlar arasında erkək və dişi nisbətlərini əks etdirən çəkilərlə iki cinsin sağ qalmasının çəkili ortalaması kimi qəbul edilməsini təklif etdi. seks. Ancaq bu üsul populyasiyada müəyyən bir cins nisbətinin olmasını ehtimal edir və sahə müşahidələrindən əldə edilən bütün məlumatları istifadə etmir. Nəhayət, Nikols və s. (2004), tanınmış cinsdən olan heyvanlar üçün sağ qalma təxminlərinin pozitiv qərəzli olduğunu aşmaq üçün naməlum cinsdən bilinən cinsə ehtimallı keçidləri olan etibarlı çoxmərtəbəli bir model yanaşması təklif etdi.

Nichols və s. (2004) göstərdi ki, cinsin bütün fərdlər üçün məlum olmadığı halda sağ qalma kimi cinsi spesifik demoqrafik parametrləri qiymətləndirmək mümkündür. Buna baxmayaraq, bu müəlliflər həm də metodlarının heyvanların müəyyən bir cinsə dəqiqliklə təyin edildiyi fərziyyəsinə əsaslandığını qəbul etdilər. Bundan əlavə, əksər hallarda cinsiyyət təyin edilməsinin əminliyi fərdin təkrar ələ keçirildiyi və ya yenidən düşündüyü sayı ilə artır və beləliklə, cinsiyyət daimi olaraq dağılmayan fərdlər və ya daha uzun ömür sürənlər üçün daha yüksək dərəcədə əminliklə tanınır ( bax Nikolas və s. 2004). Pradel və s. (2008) cinsiyyətin qiymətləndirilməsindəki qeyri -müəyyənliyi nəzərə almaq üçün ilk ələ keçirmə -yenidən sağalma modelini hazırladı: parametrlərin ixtisar edilməsini və ən az etibarlı cinsiyyət ipuçlarını birləşdirməyin faydalılığını və yalnız bir neçə şəxs üçün cinsiyyətin genetik təyinini araşdırdılar. optimallaşdırma alqoritminin səmərəliliyinin artırılması vasitələri (həmçinin Conn & Cooch-un (2009) xəstəliklərin modelləşdirilməsinə tətbiqinə bax). Səmərəliliyinin sübut edildiyini nəzərə alaraq, burada bir çox demoqrafik parametrlərdə, yəni sağ qalma və keçidlilikdəki cinsi fərqləri araşdırmaq, habelə populyasiyadakı cinsiyyət nisbətini təhlil etmək üçün bu çox hadisəli ələ keçirmə-yenidən tutma modelləşdirməsini daha da inkişaf etdiririk. Başqa sözlə, burada biz yeni parametrləşdirməni formalaşdırırıq və Pradel (2005) tərəfindən təsvir edilən çoxhadisə modelini genişləndiririk. Nikolsun əksinə və s. (2004) , biz cinsi fərdlər üçün istifadə olunan meyarlarda etibarlılıq problemini hər bir sahədə cinsiyyət meyarları üçün səhv ehtimalını, həmçinin zamanla mühakimə (cinsi təyin etmə) ehtimalını qiymətləndirərək həll edirik. Əlavə olaraq, araşdırma növlərinin reproduktiv mövsümündə cinsi davranışlarını araşdırırıq. Bu məqsədlər üçün biz Audouin qağayısı üçün böyük, uzunmüddətli tutma-yenidən tutma məlumat dəstindən istifadə etdik. Larus audouinii, dünyanın damazlıq populyasiyasının 65% -nin yaşadığı Aralıq dənizinin qərbindəki Ebro deltasında yetişən monomorf bir növ. Baxmayaraq ki, bu əhalinin demoqrafiyası və əhali dinamikası dərindən öyrənilmişdir (məsələn, Oro & Pradel 1999, 2000 Oro, Pradel & Lebreton 1999 Oro & Ruxton 2001 Cam. və s. 2004 -cü il və s. 2004 Tavekkiya və s. 2007), az sayda belə analizlər (Oro, Pradel və Lebreton 1999 istisna olmaqla), cins quşların cinsiyyətini ayırmaqda çətinlik çəkdikləri üçün cinsiyyətin potensial təsirlərini heç vaxt nəzərə almamışdır.


TƏŞƏKKÜRLƏR

Faydalı təkliflərə görə M. Bjorklund, E. Cooch və K. Theodorou-ya WinBUGS və R kodlarının bitlərini təqdim etdiyinə görə C. Crainiceanu-ya, hesablama resursları və dəstəyi təmin etdiyi üçün E. Kazakuya və Ege Universitetində Ətraf Mühit Məktəbinə təşəkkür edirik ( Yunanıstan) qonaqpərvərlik üçün. CRBPO, Ministère de l'Environnement, Ville de Dijon və Jardin Botanique şirkətlərinə lisenziyalar və təhsil sahəsinə giriş üçün təşəkkür edirik. Sahə işlərində əməyi olan bütün könüllülərə minnətdarıq.


SI Materialları və Metodları

Mark -Recapture Survival Analizi.

Gündəlik cücə sağ qalmasını (DCS) qiymətləndirmək üçün 1 günlük qarşılaşma fasilələri ilə Cormack-Jolly-Seber modellərindən istifadə etdik. Çiyələklərdə DCS -ə güclü xətti olmayan yaş təsiri olduğu üçün (73, 74), dizayn matrisalarımıza cinsiyyət və il faktorları olan kvadratik bir kovariat (yəni 2 yaş) olaraq cücə yaşı daxil edildi. Beləliklə, yumurtadan çıxmağa qədər sağ qalma ehtimalı, DCS-in yaşa xas bütün 25 qiymətləndirməsinin məhsulu kimi hesablanmışdır. Eyni şəkildə, biz yeniyetmə və böyüklərin sağ qalmasını qiymətləndirmək üçün Cormack-Jolly-Seber modellərindən istifadə etdik, lakin 1 illik qarşılaşma intervalları ilə. Yetkinlik yaşına çatmayanlar və yetkinlik yaşına çatma modelləri, cinsiyyət, il və mərhələni faktor olaraq ehtiva edən dizayn matrislərindən qurulmuşdur.

Sağ qalmağın mərhələyə və cinsə xas olan təxminləri ilə maraqlandığımız üçün, bütün modellər, yetkinlik yaşına çatmayanlar və yetkinlər üçün ϕ ∼ cinsi × mərhələ komponenti və ya cücə analizləri halında ϕ ∼ cinsiyyət × yaş 2 komponentini ehtiva edirdi. Qarşılaşma ehtimalının modelləşdirilməsi üçün bütün dəyişənlər arasında ikitərəfli qarşılıqlı əlaqə qiymətləndirilmişdir. R paketi "RMark" (75) və MARK (76) proqramında tətbiq olunan maksimum ehtimal ilə təxmin edilən demoqrafik parametrləri olan sağ qalma modelləri qurduq. Məlumatlarımızın lazımi şəkildə səpələndiyini qiymətləndirdik (29) (yəni, c-şapka ≤ 3) MARK (76) proqramında "orta c-şapka" uyğunluğu yaxşı yükləmə simulyasiyasından istifadə edərək.

Yumurtadan çıxma cins nisbətinin təxmin edilməsi.

Cücə mərhələsindən əvvəl yaranan potensial cinsi yanlılıqları (yəni cinsiyyət bölgüsünü) hesablamaq üçün, yumurtlama cinsi nisbətinin binomial xətaya və logit funksiyasına uyğun ümumi xətti qarışıq effektli modeldən istifadə edərək paritetdən əhəmiyyətli dərəcədə kənara çıxıb getmədiyini qiymətləndirdik (R paketi "lme4" ) (77). Bu modeldə cavab dəyişəni cücə cinsi idi və bacı-qardaşların müstəqil olmamasına nəzarət etmək üçün bala identifikatoru təsadüfi amil kimi daxil edilmişdir. Əhəmiyyət α = 0,05 ilə kəsilmə təxminindən çıxarıldı. Plover cücələrinin erkən qocalma xüsusiyyətinə görə, yumurtadan sonra balaların qarışması baş verə bilər. Nəticədə, yumurtadan çıxma cinsi nisbətini təhlil etmək üçün məlumat bazamızda, yalnız eyni gündə yuvada tutulan tam bala (yəni itkin bala yoxdur) daxil idi.

ASR qeyri -müəyyənliyinin qiymətləndirilməsi.

Nümunə götürmə və sağ qalma parametrlərimizdə prosesin dəyişməsi nəticəsində yaranan ASR-nin təxminində qeyri-müəyyənliyi qiymətləndirmək üçün hər bir yükləmə kəmərinin (i(ii) yuxarıda təsvir edilən sağ qalma analizlərini apardı, (iii) ən aşağı düzəldilmiş Akaike məlumat meyarına (AICc) malik model əsasında aşkar sağ qalmanın mərhələ və cinsə xas təxminləri, (iv) bu təxminlərin matris modelini qurdu, (v) 1000 zaman addımının simulyasiyası ilə sabit mərhələ paylanmasını əldə etdi və (vi) son mərhələnin paylanmasından ASR hesablanır. Bu yanaşma matrisa daxilində parametr korrelyasiyalarının hər bir yükləmə xətti üçün saxlanmasını və qeyri-xətti cütləşmə funksiyasının tarazlığa çatmasını təmin etdi. Biz 1000 yükləmə kəmərini işə saldıq və onun yüklənmiş paylanmasının 95% etibarlılıq intervalını təyin etməklə ASR təxminimizin düzgünlüyünü qiymətləndirdik.

Bootstrap prosedurumuz göstərdi ki, yetkinlik yaşına çatmayanların qarşılaşma ehtimalının dəyişməsi ən yaxşı şəkildə cins, il və mərhələ [model p ∼ il + mərhələ × cinsiyyət : median △ AICc = 0 (95% CI = 0-7,58), orta w i = 0,43 (95% CI = 0,02-0,99)] (Şəkil S2). Bunun əksinə olaraq, cücələrin qarşılaşma ehtimalı kişilər və qadınlar üçün eyni idi, lakin illər arasında dəyişdi və yaşın kvadratik bir funksiyası olaraq [model p ∼ il × yaş 2 : median △ AICc = 0 (95% CI = 0–1.97), ortalama w i = 0.94 (95% CI = 0.18-1)]] (Şəkil S2). İşarəni geri götürmə məlumatımız həddən artıq dağılmadı [median c-papaq = 1,36 (95% CI = 1,11-1,62)].


Mücərrəd

Bir çox heyvan populyasiyasında sağ qalma və işə götürülmə kimi demoqrafik parametrlər, tutma ehtimalı kimi nümunə götürmə ilə bağlı parametrlər yaşa görə əhəmiyyətli dərəcədə dəyişir. Bu cür dəyişkənliyi nəzərə almamaq əhali səviyyəsində nisbətlərin qərəzli qiymətləndirilməsi ilə nəticələnə bilər. Ancaq yaşdan asılı olaraq sağ qalma nisbətlərinin hesablanması çətin ola bilər, çünki doğum zamanı etiketləmə aparılmadıqda fərdlərin yaşları nadir hallarda məlum olur. Bir çox növ üçün, yaşa görə ölçmək mümkündür. Bu cür növlərin tutulması-yenidən tutulması tədqiqatlarında fərdlərin ilk tutulma zamanı yaşını müəyyən etmək üçün böyümə modelindən istifadə etmək mümkündür. Yaşdan asılı olaraq sağ qalma ehtimallarının bir tutma-yenidən tutma işində əldə edilən məlumatlara əsaslanaraq ələ keçirmə işarəsi-yenidən tutma modelinə necə qurulacağını göstəririk. Biz əvvəlcə uzunluq artımlarına əsaslanan yaş təxminlərinin qəti qocalma üsullarına əsaslananlarla necə sıx uyğunlaşdığını göstəririk. Simulyasiya edilmiş təhlillərdə biz göstəririk ki, həm fərdi yaşlar, həm də simulyasiya edilmiş məlumatlardan təxmin edilən yaşa bağlı sağ qalma nisbətləri həqiqi dəyərlərə yaxından uyğun gəlir. Bu yanaşma ilə, Avstraliyanın Murray çayında Murray və alabalıq codunun yaşa uyğun görünən sağ qalma nisbətlərini təxmin edə bilirik. Bizim model strukturumuz sağ qalmanın yaşa görə necə dəyişdiyinin müxtəlif aspektlərini araşdırmaq üçün çevik çərçivə təqdim edir və yaşın ölçüyə əsasən qiymətləndirilə biləcəyi heyvanların ekoloji tədqiqatlarının geniş diapazonunda genişlənmələrə malikdir.


Məkan tutma-təkrar tutma, axın amfibiyalarında yaşa və cinsə xas olan sağ qalmağı və hərəkəti ortaya qoyur

Həyat tarixi məlumatları ekologiya və qorunma tələbləri haqqında anlayışımızın əsasını qoyur. Bir çox növ üçün sağ qalma və hərəkət kimi əsas demoqrafik nisbətlər üçün belə bu məlumatlar yoxdur. Sağ qalma və hərəkət təxminləri mövcud olduqda, onlar çox vaxt qarışıq demoqrafik qruplardan alınır və həyat mərhələləri və ya cinslər arasındakı fərqləri nəzərə almır, bu kritikdir, çünki həyat mərhələləri və cinslər çox vaxt əhalinin dinamikasına diferensial şəkildə töhfə verir. Məkan tutma -işarələmə -yenidən tutma məlumatları ilə məlumatlandırılan iyerarxik modellərdən istifadə etdik Ascaphus montanus (Rocky Mountain quyruqlu qurbağa) beş axında və A. doğru (sahil quyruğu qurbağası), ölçüsü ilə təmsil olunan cinsiyyət və yaşa görə sağ qalma və hərəkət dəyişikliyini təxmin etmək üçün bir axında. Yaşamağı və hərəkəti vahid bir modeldə birləşdirərək, hər iki parametri məhdud qərəzlə qiymətləndirə bildik. İllik sağ qalma cinslər arasında oxşar idi A. montanus [qadınlar = 0,885 (95% CI 0,614-1), kişilər = 0,901 (0,657-1)], lakin qadınlar üçün bir qədər yüksək idi A. doğru [0.836 (0.560-0.993)]] kişilərə nisbətən [0.664 (0.354-0.962)]. Sağ qalma A. montanus orta yaşda zirvəyə çatdı, bu, gənc və aktuar qocalmanın daha aşağı sağ qalmasının əhalinin demoqrafik göstəricilərinə təsir göstərə biləcəyini göstərir. Modellərimiz daha gənc olduğunu göstərir A. montanus yaşlı fərdlərdən daha uzağa hərəkət etdi və hər iki növdə dişilər kişilərdən daha uzaqlaşdı. Nəticələrimiz həyat tarixi strategiyalarının mühüm elementləri olan və əhalinin artımını modelləşdirmək və mühafizə tədbirlərini təyin etmək üçün vacib olan yaşa və cinsin spesifik sağ qalma və hərəkət nisbətlərinə dair qeyri-adi məlumat verir.

Bu, abunə məzmununun, qurumunuz vasitəsilə girişin önizləməsidir.


Materiallar və metodlar

Növləri öyrənmək

Meleager Mavi Polyommatus daphnis (Denis & Schiffermüller, 1775), qanadı təxminən 33-37 mm olan nisbətən böyük bir licaenid kəpənəkdir (Lepidoptera, Lycaenidae). Bu, heyrətamiz cinsi dimorfizm göstərir, kişilər solğun parlaq mavi, dişilər isə daha az parlaq rəngdədir və iki əsas formada olur, məsələn, geniş tünd haşiyələri olan solğun göy-mavi və tünd boz-qəhvəyi (f. steeveni). Üstəlik, dişilər adətən bir qədər kiçik olurlar və arxa qanadların 47 dərin qapaqlı xarici kənarına malikdirlər.

Polyommatus daphnis İspaniyanın şimal-şərqindən Cənubi və Mərkəzi Avropaya qədər S Ural, Zaqafqaziya və İrana qədər uzanan Ponto-Aralıq dənizi bölgəsinə malikdir 47. Növ qida baxımından zəif çəmənliklərdə, adətən əhəngli torpaqlarda, çox vaxt dəniz səviyyəsindən 2000 m hündürlükdə olan təpələrdə və dağ yamaclarında yaşayır. Saytlardakı bitki örtüyü tez-tez kollarla zəbt edilir və saytlar adətən meşəliklərlə əhatə olunur. Avropa çeşidi boyunca, P. daphnis adətən yerli və bol deyil, Balkan yarımadası istisna olmaqla. Bu univoltine kəpənək yaşayış yerinin enindən və hündürlüyündən asılı olaraq iyunun ortalarından avqustun sonuna qədər qanadda olur. Tırtıllar qidalanır Securigera varia (L.) Lassen və/və ya Hipokrepis komozası L. Onlar fakultativ mirmekofildirlər, iştirak edirlər Lasius, FormikaTapinoma qarışqalar Kəpənək yumurta və ya gənc sürfə kimi qışlayır 47 , lakin Polşada yalnız əvvəlki mərhələ 48 bildirilir .

Təhsil saytı

Tədqiqat Narew Milli Parkının yaxınlığındakı Uhowo kəndi yaxınlığında, Podlasie bölgəsində (Norveç Polşa) ərazidə (N53°02′ E22°55′, təqribən 120 m a.s.l.) aparılmışdır. Biotop nisbətən heterojen idi və müxtəlif ot bitkiləri və bəzi kol bitkiləri olan quru və mesik çəmənlikləri əhatə edirdi. P. daphnis was encountered on an area of about 5 ha (i.e. half of the regularly explored area during sampling), but the highest density was within the vicinity of patches of S. varia (the only larval food plant in Central Europe) and along dirt roads where the vegetation was generally shorter and rich in nectar plants. The site was bordered by a forest and arable fields, and it had been unmanaged in at least the last five years before the study. The population was located close to the northern limit of the species’ distribution in Poland 48 . We assumed that it was an isolated population since we did not find any other occurrence of the butterfly in the vicinity (i.e. in the radius of about 3 km) and no observations were reported from the surrounding area.

Məlumatların toplanması

The population was sampled using mark-release-recapture (MRR) on 38 days between 3 July and 18 August 2014. We aimed to cover the entire flight period of P. daphnis, and started sampling when only a few males were on wing yet. The site was visited almost every day, weather permitting, except at the end of the flight period when the frequency of visits was lower. The weather conditions were generally favourable and stable. The vast majority of days during the flight period were sunny with temperatures 22–32 °C and only in the beginning there were three rainy days (July 5, 11, and 12) that did not allow sampling. Each time, 1–3 people were engaged in sampling, and spent five hours per day on the site on average. Butterflies were captured by an entomological net, marked on the underside of their hind-wings with unique numbers (Fig. S1d) using a fine-tipped pen with waterproof, non-toxic ink, and released at the place of capture. Date, time and GPS coordinates of each (re)capture, as well as the sex of the individuals were recorded. Sampling was finished when only a single worn individual was captured during a two-hour sampling session on 18 August. Moreover, on the following day weather conditions became unfavourable for a longer period. Additionally we mapped all patches -nin S. varia at the site using GPS.

Məlumatların təhlili

Mark-recapture data were analysed using Cormack–Jolly–Seber (CJS) and Jolly–Seber (JS) models. The CJS model has two parameters, apparent survival rate (..) and recapture probability (səh). Apparent survival (..) is the probability that a marked individual that is alive at occasion i will be alive and present in the population at occasion i + 1, hence this parameter applies to sampling intervals. (In single-site MRR studies, we cannot distinguish between emigration and death of individuals, therefore we estimate apparent survival, i.e. the probability that an individual survived and did not emigrate. However, in isolated populations such as our study population, apparent survival is reasonably a very good proxy of true survival.) Recapture probability means the probability that a marked individual that is present alive in the population at occasion i will be captured, and it applies to sampling occasions. In the formulation that we used, known as POPAN, the JS model includes two additional parameters: size of a ‘superpopulation’ (N.), i.e. the number of all individuals that were in the population (and available for capture) during any of the sampling occasions, and probability of entry (pent), which represents the probability that individuals of this hypothetical ‘superpopulation’ enter the population and become available for capture between occasion ii + 1 49 . The JS model assumes that survival and capture probabilities are equal for both marked and unmarked individuals of a population, thus it enables estimation of the population size 50 . We analysed the data on males and females separately, and in the case of females, we also involved wing colour type (blue vs. brown) as a grouping factor.

We tested the dependency of model parameters from covariates such as time, age and cohort, by constructing a set of 35 CJS models: (i) a parameter could be constant, i.e. it had the same value for all sampling occasions/intervals (‘

1’) (ii) a parameter could change with time, i.e. it could have different values at each sampling occasion/interval (‘

time’) (iii) a parameter could change during the sampling period linearly (‘

Time_lin’) (iv) a parameter could linearly change with cohorts (a cohort is the group of individuals marked on the same sampling occasion) (‘

Cohort’) and (v) a parameter could change with the time elapsed after marking (‘

Age’) (see also 17 ). We can consider the latter one as an ‘Age’-model if we assume that all individuals were marked soon after eclosion. Given our high sampling intensity this assumption is likely not violated. We built three ‘Age’-models for apparent survival. In the logistic model, the logit-transformed survival changed linearly with age (time since marking), in the Gompertz-model the loglog-transformed survival changed with age, while in the Weibull-model the loglog-transformed survival changed with ln(age) linearly 51 . For recapture probability, we used the logistic model only. In ‘

Cohort’ models (iii & iv), the logit-transformed parameters (survival .. and recapture probability səh) were related linearly with time and cohort number, respectively. In all these models (iii, iv & v) an intercept and a slope are estimated for each demographic parameter.

Since marked and unmarked animals are not distinguished in JS models, here ‘Age’ and ‘Cohort’ models are not applicable. In JS models, three parameters can be constrained (.., səhpent N. is constant), so we fitted twenty-seven models to each dataset. We performed a model selection based on AICc values 52,53 . We carried out ‘Goodnes of Fit’ (GOF) tests on the CJS models using different approaches (‘RELEASE’ and bootstrap). We estimated the overdispersion parameter ĉ and adjusted the model estimates with it when it was necessary (see the description of methods and results of GOF-tests in Supplementary information). Model construction was conducted using the ‘RMark’ package version 2.2.7 54 within the R statistical software 3.6.3 55 , which provides a flexible R-like interface to the core routines of MARK 9.0 software 49 that performs model fitting and estimations. GOF-tests were performed in MARK 9.0.

Based on the estimates of apparent survival rate (..) of the CJS models, we calculated mean life span and plotted life span distribution for males and females. In the case of a constant survival rate, life span follows an exponential distribution, and mean life span can be estimated as (1−..) −1 −0.5 56 . In the case of age-dependent survival, we calculated the probability of death at a certain age for each round number of days between 0 and 50, and used this distribution to calculate mean life span. In the case of cohort-dependent survival, we calculated an average survival weighted by the number of individuals belonging to each cohort. In all calculations, the day of marking was the zero day of life.


Təşəkkürlər

We wish to thank all those who assisted in the field seasons referred to in this work and who contributed to photo-id studies. This work was funded by NERC through core funding to SMRU and grants NER/A/S/2000/00368 and NE/G008930/1, and by the Esmée Fairburn Foundation. The Northern Lighthouse Board, Scottish Natural Heritage and the Coastguard Agency provided assistance in each field season. We also thank Sophie Smout for her valuable comments during the preparation of this manuscript.



Şərhlər:

  1. Aten

    Bu gün şəxsi göndərmək?

  2. Kazidal

    So far, so good.

  3. Gogore

    Bundan nə nəticə çıxarır?

  4. Musar

    Aramızda, mənim fikrimcə, bu, bəllidir. Google.com-da sualınıza cavab axtarmağı məsləhət görürəm

  5. Dalkree

    Wonderful, helpful post



Mesaj yazmaq