WWW.DIS.KONFLIB.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

 
<< HOME
Научная библиотека
CONTACTS

Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 20 |

Пространственная структура и организация населения наземных позвоночных центрального алтая

-- [ Страница 5 ] --

Таким образом, в основу работы положены учёты, проводимые по амфибиям и мелким млекопитающим в 1977-78 гг., 1988-89 гг., 1996 г., 2000гг., а по рептилиям в 1980 г., 1988-89 гг., 2000-2001 гг. Общий объём материала, использованный для анализа территориальных отличий вариантов населения земноводных и мелких млекопитающих составляет 14000 ц/с (в 1977-78 гг. – 4525 ц/с, в 1988-89 гг. – 4650 ц/с, в 1996 г. – 1000 ц/с, в 2000гг. – 3771 ц/с), а общая протяжённость маршрута с подсчётом рептилий – 1941 км (в 1980 г. – 110 км, в 1988-89 гг. – 1155 км, в 2000-2001 гг. – км).

Для сопоставимости данных по всем классам позвоночных животных в шестой главе показатели обилия земноводных, приведённые в особях/ ц-с, умножены на 300, насекомоядных на 115 и грызунов на 145, тем самым значения приведены к особям/км2 (Равкин, Лукьянова, 1976).

Использованный материал собран в разные годы и сроки, различными исследователями, в разном объёме и с некоторыми отклонениями в методике.

Классификация по таким не совсем сопоставимым данным приводит к отклонениям отдельных проб от общих тенденций. Эти выпадающие варианты могут быть выделены в самостоятельные группы или случайно попадать в несвойственные им классы, искажая закономерные отличия. Для устранения этих недостатков проведено усреднение данных по всем группам животных по выделам рукописной карты экосистем Республики Алтай, составленной В.П. Седельниковым с соавторами. Полученная в результате классификации схема пространственной структуры населения пресмыкающихся плохо поддавалась интерпретации, имела много отклонений от неё, поэтому было целесообразно перейти на уровень более крупного ранга – типа ландшафтов. В виду низкой встречаемости земноводных при нулевых значениях для проведения расчётов в одно местообитание каждой экосистемы добавили бесконечно малую величину обилия остромордой лягушки (0.00001 особей/км2), наиболее вероятной для данного урочища. По результатам кластерного анализа выделено 4 варианта населения амфибий, 6 – рептилий и 19 – мелких млекопитающих.

Для выявления пространственной структуры населения использован один из методов кластеризации – качественного аналога метода главных компонент и факторного анализа (Трофимов 1976; Трофимов, Равкин, 1980).

В качестве меры сходства использован коэффициент Жаккара (Jaccard, 1902) для количественных признаков (Наумов, 1964), поскольку он имеет ряд преимуществ по сравнению с другими известными мерами сходства (Dzwonko, 1978; Шадрина, 1983). Суть метода в следующем. Информация о классифицируемых объектах была представлена в виде матрицы коэффициентов сходства между вариантами населения. С начала по этой матрице пробы объединяют так, чтобы доля дисперсии учтённой после такого объединения была наибольшей. Предварительно из коэффициентов сходства вычитается их среднее по всей матрице значение и все коэффициенты меньше среднего становятся отрицательными. После этого все коэффициенты переводят в ноль-единичную форму. Затем ищут пару вариантов с наибольшим сходством по числу нулей и единиц. Столбцы и строки коэффициентов, соответствующие найденной паре, поэлементно суммируют и процедура объединения повторяют до тех пор, пока доля учитываемой дисперсии возрастает. Это происходит, если объединяют варианты, где положительные коэффициенты поэлементно складывают с положительными, а отрицательные с отрицательными. В результате получают классификацию, объединяющую варианты населения по максимальному сходству в незаданное число классов для дальнейшей интерпретации полученных результатов. Основное назначение подобных эколого-географических классификаций – охарактеризовать взаимосвязи между признаками населения животных и факторами окружающей среды (Харвей, 1974; Hengeveld, 1990).

Далее проводят оценку дисперсии коэффициентов сходства, учтённой этой классификацией. Для этого все коэффициенты внутри найденных классов уменьшают на их средние, а коэффициенты сходства между классами увеличивают на абсолютную величину их среднего. В результате получают остаточную матрицу, дисперсия которой меньше, чем исходной.

Разница этих дисперсий, отнесённая к начальной, составляет объяснённую часть неоднородности населения. Эту же процедуру используют для снятия влияния сильно действующих факторов. В алгоритме предусмотрена последующая классификация на остаточной матрице. Это позволяет выявить более слабые факторы среды. По рассчитанной матрице межклассовых связей методом корреляционных плеяд (Терентьев, 1959) строят структурный граф сходства классов, при этом порог значимости связей определяют так, чтобы полученная схема наилучшим образом иллюстрировала выявленные тренды и её можно было построить в двухмерном пространстве. На полученном графе, анализируя переход от одних внутриклассовых природноантропогенных режимов к другим выявляют градиенты в населении, которые коррелируют с неоднородностью среды.

Сила связи пространственной неоднородности населения с факторами рассчитывают с помощью линейной качественной апроксимации (Равкин, Куперштох, Трофимов, 1977). По выявленному набору факторов строят линейную регрессионную модель зависимости общей матрицы сходства животных от матрицы сходства градаций проявлений по каждому фактору среды, задаваемого в качественном виде. Факторы, необъясненные этой системой, рассчитывают на «остаточной» матрице коэффициентов сходства.

Затем производят её качественный факторный анализ. Специалистинтерпретатор предлагает новые факторы, общие для вновь полученных групп. Процесс продолжают до тех пор, пока эксперт может объяснить какими-либо факторами или их сочетаниями полученные после снятия классификационные группировки. Результат считают удовлетворительным, если общий разброс значений «остаточной» матрицы, по сравнению с исходной, относительно не велик.

Этот метод – аналог качественного регрессионного анализа – отличается отсутствием ряда статистических ограничений в применимости.

Оценку силы и общности влияния факторов и режимов на неоднородность сообществ определяют по доле снятой (учтённой) дисперсии матрицы коэффициентов сходства также как при факторной классификации.

Необходимо отметить, что иерархия факторов среды может быть иной, чем полученная при анализе графа. Это связано с тем, что при выявлении пространственно-типологической структуры иногда выявляют более слабые факторы, но связанные с относительно длинными рядами различий (широта проявления факторов), а во втором случае не меньшее значение имеет локальная сила отличия одного или нескольких сообществ от всех остальных вариантов населения.

Для классификации видов животных по сходству распределения использованы те же алгоритм и программа. Подробное описание схемы расчётов приведены по монографии Ю.С. Равкина (1984). Результаты первого разбиения соответствуют группам, более высокого ранга (типам распределения). Типы той же программой разделяют на подтипы, классы и так далее, пока в полученные группы будет входить не более пяти видов и их распределение можно описать теми или иными характеристиками среды.

Если при очередном разбиении выявленные группы не возможно объяснить с предметной точки зрения, то входящие в их состав виды включаются в близкие по распределению группы.

Математическая обработка материала проведена с использованием программного обеспечения банка данных лаборатории зоологического мониторинга Института систематики и экологии животных СО РАН.

ГЛАВА 2. ЗЕМНОВОДНЫЕ

Очень редка в лесостепных экосистемах (0.02 особей/100 ц-с) и редко встречается в долине реки Эдиган (0.4). Больше на обследованной территории Центрального Алтая нигде не встречена, хотя указана для Уймонской степи (Красная книга Республики Алтай, 1996, Яковлев, 2007).

На Западно-Сибирской равнине встречена в западной части лесостепи и степи, где предпочитает внепойменные болота, сплавины, часто её ловили в посёлках (Равкин и др., 1998), а также под Новосибирском. В луговых степях и сосняках обычна. Не встречена в настоящих степях и полях.

Таким образом, зелёная жаба и на равнине и в горах предпочитает лесостепь, в Центральном Алтае она малочисленна.

Редка в горно-долинных берёзовых лесах (0.4 особей/100 ц-с) лесостепного пояса (в среднем по поясу 0.03). Нами больше нигде не встречена, но, судя по литературным источникам, в данной провинции отмечена по р. Быструха (Яковлев, 1999). На Западно-Сибирской равнине предпочитает сосняки (особенно с чередованием низинных болот) (Равкин и др., 1998). В северной лесостепи больше всего её в мелколиственных лесах и полях-перелесках. В степи не встречена. В равнинной и предгорнонизкогорной части Верхнего Приобья больше всего серой жабы в мелколиственных лесах северной лесостепи и низинных болотах южной (Борисович и др., 2002). Не встречена серая жаба в пойме Оби, в посёлках и осиново-пихтовой черни. В Северо-Восточном Алтае в целом серой жабы больше всего в сосново-боровых сильно разреженных лесах и пойменных ивняках низкогорья (Граждан, Торопов, Веряскина, 1999). Меньше её в берёзово-осиновых низкогорных лесах, а в темнохвойно-сосновых лесах и черневой тайге на встречена. По мнению авторов аннотированного атласа Северо-Восточный Алтай: животный мир и среда (2009) серая жаба так же предпочитает сильно разреженные леса, ивняки, луга и перелески.

местообитания, в частности мелколиственные леса, причём с увеличением абсолютных высот местности тяготеет к более сухим участкам.

Встречается от подгольцовья до лесостепи. В подгольцовом поясе (в среднем по поясу 0.05 особей/100 ц-с) в пределах пологого среднегорья редка на высокогорных лугах с кустарниками (0.5). В елово-кедровых лесах и редколесьях и гарях по елово-кедровым редколесьям не встречена. В лесном поясе редка (0.4). Здесь в лиственнично-берёзовых лесах эта лягушка обычна (4). В елово-кедрово-лиственничных и редколесьях, кедровых и берёзовых лесах таёжного типа и на гарях по лиственничникам не встречена.

Максимальное обилие её свойственно берёзовым горно-долинным лесам (9) в лесостепи (в среднем по поясу 0.5). В целом по поясам прослежено увеличение обилия этой лягушки с уменьшением абсолютных высот местности и соответствующим увеличением теплообеспеченности.

Таким образом, остромордая лягушка в центральной части Алтая предпочитает горно-долинные мелколиственные леса лесостепной зоны, где умеренно влажно и тепло. В среднем по провинции она редка (0.2).

На Западно-Сибирской равнине встречается повсеместно от субарктических тундр до степной зоны включительно (Равкин и др., 1995;

Равкин и др., 1998; Вартапетов, 1980). Предпочитает внепойменные открытые и облесённые низинные болота, в том числе осоково-тростниковые в лесостепи и степи. В сухих сосновых лесах и на участках под пологом темнохвойных пород (если нет низинных болот) встречается редко или её нет совсем. В равнинных и предгорно-низкогорных ландшафтах Верхнего Приобья остромордая лягушка почти везде многочисленна (Борисович и др., 2002). Больше её в южной лесостепи, где эта лягушка предпочитает низинные болота, поймы и надпойменные леса. Менее охотно селится в сосново-боровых и лесополевых местообитаниях. В Северо-Восточном Алтае предпочитает предгорные и низкогорные низинные и переходные болота (Северо-Восточный Алтай…, 2009). По среднеландшафтным показателям остромордая лягушка везде многочисленна или весьма многочисленна (Граждан, Торопов, Веряскина, 1999). На облесённых низинных болотах отмечено наибольшее её обилие. Несколько меньше этой лягушки в мелколиственных лесах с лугами. В сосново-берёзовых сильно разреженных лесах с близким расположением облесённых низинных болот остромордая лягушка тоже многочисленна. В темнохвойно-сосновых лесах и лугахзалежах обилие её мало.



Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 20 |
 


Похожие материалы:

« ТОКРАНОВ АЛЕКСЕЙ МИХАЙЛОВИЧ ОСОБЕННОСТИ БИОЛОГИИ ДОННЫХ И ПРИДОННЫХ РЫБ РАЗЛИЧНЫХ СЕМЕЙСТВ В ПРИКАМЧАТСКИХ ВОДАХ 03.00.10 – ихтиология Диссертация в виде научного доклада на соискание ученой степени доктора биологических наук Петропавловск-Камчатский – 2009 2 Официальные оппоненты: доктор биологических наук, член-корреспондент РАН Черешнев Игорь Александрович доктор биологических наук Долганов Владимир Николаевич доктор биологических наук, профессор Шунтов Вячеслав Петрович ...»







 
© 2013 www.dis.konflib.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.