Экологическое разнообразие и его измерение - Мэгарран Э.
Скачать (прямая ссылка):
11 со 3 2,6 0,1
? X2 = 7,35
Источник: Thomas M.R., Shattock R.C. (1986). Filamentous fungal associations in the phylloplane of LoUum perenne. Transactions of the British Mycological Society, 87, 255—286.
5. Модель разломанного стержня
Один из способов установления соответствия данных модели разломанного стержня включает нахождение ожидаемого числа особей i-ro по порядку обилия среди S видов (подробности см. гл. 2). Альтернативный способ, рассмотренный ниже, — вычисление ожидаемого числа видов в классе обилия с п особями. Это облегчает сравнение полученных ожидаемых величин с рассчитанными для лог-ряда и усеченного лог-нормального распределения. Модель разломанного стержня иллюстрируется данными, собранными Дрисколлом (Driscoll, 1977) по обилию видов птиц в сыром жестколистном лесу Австралии.
Вия Обилие
Какая; 103
Роэелда 115
Зимородок-хохотун 13
Лирохвост 2
Полосатый рамфомикрон 67
Бурый рамфомикрон 36
Белобровый крапивник 51
Пламенный меланодриас 8
Южный желтый меланодрнас 6
Серая веерохвостая мухоловка 61
Золотой свистун 10
Коллурицинкла 21
Австралийская трещотка 7
Белогорлая пишуха 65
Краснобровая пищуха 4
Желтолицый медосос 49
Белоухий медосос 92
Белобрюхий медосос 37
Тролидоринх 16
Вьюрок 6
JCyppaeoHr 23
Ворон 9
Рыжая весрохвостая мухоловка 2
Инд Обилие
Мухоловка 6
Рыжий свистун 5
Фалькункул 4
Парадалот 1
Белоглазка 3
Лунный медосос 1
Аканторинх 9
Сорока 2
Число видов (S) = 31 Обшее число особей (N) = 834
1. Как и в случаях лог-ряда и усеченного лог-нормального распределения, первый шаг — распределение наблюдаемых видов по классам обилия. В данном примере использованы log2-Knaccbi.
2. Далее следует вычислить число видов, для которых ожидается одна особь, две особи и т. д.
Это делается по формуле
S(n) = [S(S - 1)/N](1 - n/N)s“2,
где S(n) — число видов в классе обилия с п особями. Значит, можно ожидать следующее число видов, представленных одной особью:
[31 х 30/834] х (1 - 1/834)29 — 1,077.
Теперь можно построить таблицу S(n).
Число особей
Ожидаемое число видов
1 1,077
2 1,040
3 1,004
4 0,970
5 0,937
6 0,904
7 0,873
8 0,843
9 0,814
10 0,786
И 0,759
12 0,732
13 0,707
14 0,683
15 0,659
16 0,636
J
Е
2,117
1,974
3,557
5,776
Затем ожидаемые числа видов сравнивают с наблюдаемыми о logj-классах обилия и, как и раньше, рассчитывают х2*
Класс Верхняя гранцца Число видов х1
наблюдаемое ожидаемое
I 2,5 5 2,1 3,93
2 4,5 3 2,0 0,53
3 8,5 6 3,6 1,68
4 16,5 5 5,8 0,10
5 32,5 2 7,6 4,14
6 64,5 5 6,6 0,40
7 128,5 5 2,6 2,31
8 256,5 0 0,2 0,20
9 512,5 0 0,0 0,00
10 1024,5 0 0,0 0,00
n ОО 0 0,6 0,55
Число видов 31 31 ?х2= 13,84
Таблицы х2 показывают, что при 10 степенях свободы (число классов - 1) вероятность того, что ожидаемое и наблюдаемое распределения значимо различны, Р> 0,10. Поскольку последние четыре строки таблицы на практике пусты, более надежно было бы уменьшить число степеней свободы до 6. Тогда вероятность различия двух сравниваемых распределений становится Р < 0,05. Теперь ясно, что мы имеем дело с распределением видовых обилий, приближающимся к модели разломанного стержня.
Источник: Driscoll P.V. (1977). Comparison of bird counts from pine forests and indigenous vegetation. Australian Wildlife Research, 4, 281—288.
6. Q-статистика
Q-статистика соответствует межквартильному наклону кривой кумулятивного обилия видов (см. рис. 2.14). Это очень хорошая и полезная мера разнообразия, не требующая соответствия какой-либо модели распределения видовых обилий. Расчеты иллюстрируются данными по напочвенной флоре дубового леса в Брине, Северная Ирландия. Они получены по 50 точечным квадратам, заложенным случайным образом. Обилие соответствует числу касаний, или точек, на вид.
