• Главная
• Новое
• Популярное
• Поиск
• Карта
• Связь

Метод оценки сходства списков выделенных регионов

Экология морского бентоса / Биогеография — общие вопросы / Метод оценки сходства списков выделенных регионов

Страница 3

Если перечисленные выше допущения не соблюдаются (что, очевидно, всегда и происходит), то ни о каком «критическом» (теоретически выводимом) значении z говорить нельзя. Более того, в зависимости, например, от объёма выборок индекс Престона может принимать любое значение от 0 до 1, даже если эти выборки взяты из одной и той же совокупности видов. На такое обращал внимание ещё В.Н. Семёнов: «В действительности достоверность различия двух совокупностей таксонов не имеет никакого отношения к достоверности результатов измерения сходства или различия, полученных с использованием мер Престона. Достоверность этих результатов, как и при использовании других мер, зависит от объема и репрезентативности выборки» (Семёнов, 1982: 221).

Поясним это на простом, достаточно условном примере. Пусть у нас имеется совокупность из Stot видов, из которой мы дважды случайным образом выбираем выборки равного объема, по S видов каждая. Далее, пусть каждый вид имеет равную вероятность попасть в выборку*. Тогда ожидаемое число общих видов будет равно S2/Stot, а ожидаемое общее число видов в двух выборках 81+2 = (2S - S2/Stot). Отсюда ожидаемое значение ин-декса Престона по уравнению (1) будет равно log2(2 - S2/Stot), т.е. z прямо зависит от полноты изучения фауны: будет близким к 1 в случае плохо изученных биот и уменьшаться по мере увеличения полноты списка, в пределе стремясь к 0. При этом «каноническое» значение z = 0,263 достигается лишь при Sj+2 = 0,96 Stot, т.е. при условии, что наш сводный список содержит 96% от полной фауны региона. Многие ли данные могут похвастаться такой степенью полноты?

Подведём итог. По своим свойствам z — показатель различия: его значение стремится к нулю при полном сходстве обеих коллекций (видовых списков) и равно единице, если в списках нет общих видов. В этом качестве его в принципе можно использовать, хотя трудность вычисления и некоторые статистические свойства делают сомнительными его преимущества перед другими аналогичными показателями (Bullock, 1971; Песенко, 1982).

Вывод «критического значения» индекса общности Престона основан на целом ряде допущений, часть из которых труднопроверяема, часть — малореалистична, а часть в реальности вовсе невероятна, т. е. никогда, даже теоретически, не может наблюдаться в природе. В силу этого некритическое использования данного показателя для биогеографических построений необоснованно.

В реальности же неинформативно не только критическое, но и любое значение индекса Престона, поскольку его значение отражает не только, и, пожалуй, даже не столько различия сравниваемых биот, сколько полноту списков, численные соотношения видов, вероятность поимки разных видов (зависит от биологии видов, используемых методов сбора, обилия видов), различий в усилиях сбора и т. д. и т. п. Поэтому нельзя использовать некие, наперёд произвольно заданные значения индекса Престона для определения ранга биогеографического выдела, как это, к сожалению, иногда делают (Старобогатов, 1970; Виноградова, 1969; Зезина, 1971; и др.). А.И. Кафанов (2004) указывает также на связь параметров уравнения Аррениуса с таксономическим богатством территории, которое, в свою очередь, связано с широтой, температурой и т. д. Эта связь ещё более обесценивает значения индекса.