Распределение частоты присутствия - Occupancy frequency distribution

В макроэкология и общественная экология, распределение частот занятости (OFD) - распределение количества видов, занимающих разное количество ареалов.[1] Впервые об этом сообщил в 1918 году датский ботаник. Кристен К. Раункиэр в своем исследовании растительных сообществ. OFD также известен в литературе как распределение размеров по ареалу видов.[2][3]

Бимодальность

Типичная форма OFD - это бимодальное распределение, указывая разновидность в сообществе встречается либо редко, либо широко, известное как закон распределения частот Раункиера.[4] Таким образом, с каждым видом, отнесенным к одному из пяти 20% -ных классов заселенности, закон Раункиера предсказывает бимодальное распределение в однородных формациях растений с режимы в первом (0-20%) и последнем (81-100%) классах.[4] Хотя закон Раункиера долгое время считался показателем однородности растительного сообщества,[5] метод использования классов занятости для построения OFD все еще широко используется как для растительных, так и для животных сообществ. Генри Глисон прокомментировал этот закон в 1929 г. Экология статья: "В заключение мы можем сказать, что закон Раункиера является просто выражением того факта, что в любой ассоциации существует больше видов с несколькими особями, чем со многими, что закон наиболее очевиден, когда квадраты выбираются наиболее подходящего размера, чтобы показать частоту, и что она не видна или теряется, если квадраты слишком большие или слишком маленькие ".[6] Очевидно, в литературе встречаются различные формы OFD. Токеши сообщил, что примерно 46% наблюдений имеют наклоненный вправо одномодальная форма, 27% бимодальных и 27% униформа.[7] Недавнее исследование подтверждает около 24% двухрежимных ОФД среди 289 реальных сообществ.[8]

Факторы

Как указал Глисон,[6] разнообразие форм OFD можно в значительной степени объяснить размером интервала выборки. Например, МакГеоч и Гастон (2002)[1] показывают, что количество видов-спутников (редких) уменьшается с увеличением количества зерен для отбора проб, но количество основных (общих) видов увеличивается, демонстрируя тенденцию от бимодального OFD к одномодальному распределению со смещением вправо. Это потому что видовой диапазон, измеряемая как занятость, сильно зависит от пространственного масштаба и его совокупной структуры,[9] часто известный как масштабирование занятости. Такая масштабная зависимость занятости оказывает глубокое влияние на другие макроэкологические модели, такие как соотношение загруженности и изобилия.

Другие факторы, которые, как было предложено, могут влиять на форму OFD, включают степень неоднородности среды обитания,[10][11] видовая специфика,[12] продуктивность ландшафта,[13] положение в географическом ареале,[14] способность к расселению видов[15] и динамика вымирания-колонизации.[16]

Механизмы

Были предложены три основные модели для объяснения бимодальности в распределении частот занятости.

Результаты отбора проб

Случайная выборка людей из любого логнормальный или же бревенчатая серия ранговые распределения численности (где случайный выбор особи из данного вида был пропорционален его частоте) могут давать бимодальные распределения занятости.[4][17] Эта модель не особенно чувствительна или информативна в отношении механизмов, генерирующих бимодальность в распределении частот заселенности, поскольку механизмы, генерирующие логнормальное распределение численности видов, все еще остаются предметом серьезных дискуссий.

Гипотеза ядра-спутника

Бимодальность может быть вызвана динамикой метапопуляции колонизации-вымирания, связанной с сильным спасательный эффект.[16][18] Эта модель подходит для объяснения ареала сообщества, на которое влияют процессы метапопуляции, такие как расселение и локальное вымирание.[19] Однако он не является надежным, потому что форма распределения частоты присутствия, созданная с помощью этой модели, очень чувствительна к параметрам иммиграции и исчезновения видов.[7][20] Модель метапопуляции также не объясняет масштабную зависимость в распределении частот занятости.

Переход вероятности занятости

Третья модель, описывающая бимодальность в распределении частот занятости, основана на масштабирование занятости под самоподобный предположение о распределении видов (так называемая модель перехода вероятности занятости [OPT]).[21][22] Модель OPT основана на схеме деления пополам Харте и др.[23] (хотя и не в их правиле вероятности) и рекурсивной вероятности занятости в разных масштабах. Было показано, что модель OPT поддерживает два эмпирических наблюдения:[21]

  1. Эта бимодальность преобладает в межвидовых распределениях частот занятости.
  2. что количество видов-спутников в распределении увеличивается в сторону более мелких масштабов.

Модель OPT демонстрирует, что зернистость выборки исследования, адекватность выборки и распределение коэффициентов насыщенности видов (мера фрактальной размерности распределения видов) в сообществе вместе в значительной степени способны объяснить закономерности, обычно обнаруживаемые в эмпирической занятости. раздачи. Хуэй и McGeoch (2007) далее показывают, что самоподобие в распределении видов нарушается в соответствии со степенным соотношением с пространственными масштабами, и поэтому мы принимаем допущение степенного масштабирования для моделирования распределений занятости видов.[22] Бимодальность в распределении частот занятости, которая является общей для видовых сообществ, подтверждается результатом для определенных математических и статистических свойств распределения вероятности занятости. Таким образом, результаты демонстрируют, что использование метода деления пополам в сочетании с предположением о масштабировании по степеням больше подходит для моделирования распределения видов, чем использование предположения самоподобия, особенно на мелких масштабах. Эта модель еще больше вызывает дебаты между Хартом и Маддуксом: Harte et al.[23] продемонстрировал, что сила закона форма взаимосвязь видов и ареалов может быть получен из раздробленного, самоподобного ландшафта и правила вероятности на уровне сообщества.[24] Однако Maddux[25][26] показали, что эта модель самоподобия порождает биологически нереалистичные прогнозы. Хуэй и МакГеоч (2008) разрешают дебаты Харта-Мэддукса, демонстрируя, что проблемы, выявленные Мэддуксом, являются результатом предположения о том, что вероятность появления вида в одном масштабе не зависит от вероятности его появления в следующем, и дополнительно иллюстрируют важность рассмотрения моделей совместного присутствия видов и того, как модели обитания видов меняются в зависимости от масштаба при моделировании распределения видов.[27]

Смотрите также

Рекомендации

  1. ^ а б МакГеоч, Мелоди А .; Кевин Дж. Гастон (август 2002 г.). «Распределение частот занятости: закономерности, артефакты и механизмы». Биологические обзоры. 77 (3): 311–331. Дои:10.1017 / S1464793101005887. PMID  12227519.
  2. ^ Гастон, Кевин Дж. (Май 1996 г.). «Распределение размеров ареала видов: закономерности, механизмы и последствия». Тенденции в экологии и эволюции. 11 (5): 197–201. Дои:10.1016/0169-5347(96)10027-6. PMID  21237808.
  3. ^ Гастон, Кевин Дж. (Февраль 1998 г.). «Распределение размеров ареала вида: продукты видообразования, исчезновения и трансформации». Философские труды Королевского общества B: биологические науки. 353 (1366): 219–230. Дои:10.1098 / rstb.1998.0204. JSTOR  56474. ЧВК  1692215.
  4. ^ а б c Папп, Ласло; Янош Ижак (май 1997 г.). «Бимодальность в классах встречаемости: прямое следствие логнормального или логарифмического ряда распределения численности: численное экспериментирование». Ойкос. 79 (1): 191–194. Дои:10.2307/3546107. JSTOR  3546107.
  5. ^ Макинтош, Роберт П. (июль 1962 г.). Закон частоты "Раункиера"'". Экология. 43 (3): 533–535. Дои:10.2307/1933384. JSTOR  1933384.
  6. ^ а б Глисон, Х.А. (Октябрь 1929 г.). «Значение закона частоты Раункиера». Экология. 10 (4): 406–408. Дои:10.2307/1931149. JSTOR  1931149.
  7. ^ а б Токеши, Муцунори (1992). «Динамика распространения в сообществах животных: теория и анализ» (PDF). Исследования по экологии населения. 34 (2): 249–273. Дои:10.1007 / BF02514796.
  8. ^ Хуэй, К. (2012). «Эффект масштаба и бимодальность в частотном распределении заселенности видов». Общественная экология. 13 (1): 30–35. Дои:10.1556 / ComEc.13.2012.1.4.
  9. ^ Хуэй, Цан; Руан Вельдтман; Мелоди А. МакГеоч (февраль 2010 г.). «Меры, восприятие и модели масштабирования агрегированного распределения видов». Экография. 33 (1): 95–102. Дои:10.1111 / j.1600-0587.2009.05997.x.
  10. ^ Раункиер, Кристен К. (1934). Жизненные формы растений и статистическая география растений: сборник статей К. Раункира. Хамфри Гилберт-Картер и др., Переводчики. Оксфорд: Clarendon Press.
  11. ^ Браун, Джеймс Х. (август 1994 г.). «О связи между численностью и распространением видов» (PDF). Американский натуралист. 124 (4): 255–279. Дои:10.1086/284267. JSTOR  2461494. Получено 2010-08-10.
  12. ^ Браун, Джеймс Х .; Дэвид У. Мельман; Джордж С. Стивенс (октябрь 1995 г.). «Пространственная изменчивость численности». Экология. 76 (7): 2028–2043. Дои:10.2307/1941678. JSTOR  1941678.
  13. ^ Маурер, Брайан А. (июнь 1990 г.). «Взаимосвязь между распределением и изобилием в неоднородной среде». Ойкос. 58 (2): 181–189. Дои:10.2307/3545425. JSTOR  3545425.
  14. ^ Уильямс, Пол Х. (май 1988 г.). «Среда обитания шмелей (Бомбус spp.) ". Экологическая энтомология. 13 (2): 223–237. Дои:10.1111 / j.1365-2311.1988.tb00350.x.
  15. ^ Коллинз, Скотт Л .; Сьюзан М. Гленн (май 1997 г.). «Влияние масштабирования организмов и расстояний на анализ распределения и численности видов». Экологические приложения. 7 (2): 543–551. Дои:10.1890 / 1051-0761 (1997) 007 [0543: EOOADS] 2.0.CO; 2. JSTOR  2269519.
  16. ^ а б Хански, Илкка (март 1982). «Динамика регионального распространения: гипотеза основных и спутниковых видов» (PDF). Ойкос. 38 (2): 210–221. Дои:10.2307/3544021. JSTOR  3544021.
  17. ^ Ни, Ричард Д. Грегори; Роберт М. Мэй (октябрь 1991 г.). «Основные и спутниковые виды: теория и артефакты». Ойкос. 62 (1): 83–87. Дои:10.2307/3545450. JSTOR  3545450.
  18. ^ Хански, Илкка; Матс Гилленберг (июль 1993 г.). «Две общие модели метапопуляции и гипотеза основных спутников». Американский натуралист. 142 (1): 17–41. Дои:10.1086/285527. JSTOR  2462632.
  19. ^ Сторч, Дэвид; Арношт Л. Шизлинг (август 2002 г.). «Образцы общности и редкости у центральноевропейских птиц: надежность гипотезы ядра-спутника в большом масштабе» (PDF). Экография. 25 (4): 405–416. Дои:10.1034 / j.1600-0587.2002.250403.x. JSTOR  3683551.
  20. ^ Scheiner, Samuel M .; Хосе М. Рей-Бенаяс (1997). «Установление эмпирических ограничений на модели метапопуляции наземных растений». Эволюционная экология. 11 (3): 275–288. Дои:10.1023 / А: 1018464319460.
  21. ^ а б Хуэй, Цан; Мелоди А. МакГеоч (февраль 2007 г.). «Модель самоподобия для распределения частот занятости». Теоретическая популяционная биология. 71 (1): 61–70. Дои:10.1016 / j.tpb.2006.07.007. PMID  16979203.
  22. ^ а б Хуэй, Цан; Мелоди А. МакГеоч (декабрь 2007 г.). «Моделирование распределения видов, нарушая предположение о самоподобии». Ойкос. 116 (12): 2097–2107. Дои:10.1111 / j.2007.0030-1299.16149.x.
  23. ^ а б Харт, Джон; Энн Кинзиг; Джессика Грин (апрель 1999 г.). «Самоподобие в распространении и численности видов» (PDF). Наука. 284 (5412): 334–336. Bibcode:1999Научный ... 284..334H. Дои:10.1126 / science.284.5412.334. PMID  10195901.
  24. ^ Остлинг, Аннетт; Джон Харт; Джессика Л. Грин; Энн П. Кинзиг (апрель 2004 г.). «Самоподобие, форма степенного закона отношения видов и ареалов и правило вероятности: ответ Мэддуксу». Американский натуралист. 163 (4): 627–633. Дои:10.1086/382663. JSTOR  3473306. PMID  15122508.
  25. ^ Мэддакс, Роберт Д. (апрель 2004 г.). «Самоподобие и взаимосвязь вида и ареала» (PDF). Американский натуралист. 163 (4): 616–626. CiteSeerX  10.1.1.7.809. Дои:10.1086/382660. JSTOR  3473305. PMID  15122507.
  26. ^ Maddux, Роберт Д.; Кришна Атрейя (1999). «О распространении и численности видов». Наука. 286 (5445): 1647a – 1647. Дои:10.1126 / science.286.5445.1647a.
  27. ^ Хуэй, Цан; Мелоди А. МакГеоч (октябрь 2008 г.). «Приводит ли модель распространения самоподобных видов к нереалистичным прогнозам?». Экология. 89 (10): 2946–2952. Дои:10.1890/07-1451.1. PMID  18959331.