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

Сравнение регионов

Экспериментальная генетика и физиология / Характеристика флуктуирующей асимметрии листа двух видов берез в карелии / Сравнение регионов

Страница 2

Более обоснованное заключение о сходстве или различии реакции разных видов на условия существования может дать коэффициент корреляции между показателями асимметрии для всех признаков. Однако непосредственно нельзя включать эти показатели в состав двух массивов, по которым будут рассчитываться корреляции, поскольку все признаки имеют разную степень флуктуирующей асимметрии. Для этого их нужно либо нормировать, либо (что проще) использовать их ранги для последующего расчета коэффициента корреляции Спирмена (Ивантер, Коросов, 2003). Ранги всех показателей асимметрии представлены в табл. 4, где также рассчитаны медианные ранги по всем признакам для каждого региона. Коэффициент корреляции между уровнем асимметрии видов по рангам первых показателей составил /(1) = -0,04, а по рангам вторых - /(1) = 0,002; обе величины значимо от нуля не отличаются. Судя по учтенным показателям, в реакции берез на факторы среды нет никакой согласованности. Видимо, общее антропогенное воздействие в изученных районах не столь велико, как в окрестностях более крупных источников выбросов (Каїіау et а1., 1996).

Сравнение показателей флуктуирующей асимметрии

Как показывает анализ, традиционный показатель оказывается слишком чувствительным к присутствию в выборках относительно редких отклоняющихся вариант. Частные отличия выборок на разных сторонах распределений разности билатеральных промеров '(L - благодаря модулю объединяются и обеспечивают значимые различия между совокупностями в тех случаях, когда генеральные тенденции (форма и ширина основания распределений) одинаковы. По этой причине он не годится для исследования фоновых проявлений флуктуирующей асимметрии и работоспособен только в условиях достаточно сильного негативного (антропогенного) воздействия. При анализе показателей асимметрии (табл. 2) бросается в глаза и тот факт, что их оценки для разных признаков иногда отличаются на порядок. Так, для березы пушистой из окрестностей Сенной Губы /ї?і(і) = 0,027 в три раза меньше, чем /а3(1) = 0,1; для березы повислой из-под Сегежи /^1(2) = 0,174 в 5,8 раз меньше, чем /а3(2) = 1.014. Это означает, что в величину интегрального индекса наибольший вклад будут вносить те признаки, которые имеют максимальную флуктуирующую изменчивость, поглощая тем самым информацию об уровне асимметрии сравниваемых объектов по другим, менее изменчивым признакам. Такой суммативный подход не вполне корректен, поскольку повышенная изменчивость одних признаков по сравнению с другими зависит не только от стабильности их развития (биологических аспект проблемы), но и от абсолютной величины самих показателей (статистический аспект). Как известно, чем больше орган, тем больше его изменчивость, на этом соображении основан принцип нормировки в первом показателе. Однако названное правило действует далеко не всегда (например, изменчивость генеративных органов существенно ниже, чем соматических) и его реализацию следует специально доказывать, что существенно усложнило бы процедуру оценки флуктуирующей асимметрии. Выход следует искать в более корректном учете величины относительной изменчивости билатеральных признаков, например, в рамках дисперсионного анализа или с помощью информационных показателей биоразнообразия.

Рис. 4. Уровни традиционного (1) и нормированного (2) интегральных индексов флюктуирующей асимметрии листьев березы пушистой (А) и повислой (Б)

Таблица 4. Ранги районов исследований относительно показателей асимметрии для всех признаков

Частота

Рис. 5. Распределения двух интегральных показателей флуктуирующей асимметрии березы повислой в четырех пунктах Карелии (1-4, см. рис. 1): А - /а, (1), Б - /а, (2).