ESTIMATING REPRODUCTIVE TIMING AND

ESTIMATING REPRODUCTIVE TIMING AND FREQUENCY
We assessed the reproductive status of females of both species
using visual observations of colour-marked individuals. Sloths
provide maternal care for a single young several months following
parturition, and juveniles are readily observed clinging to
their mothers (Taube et al. 2001). We estimated the timing of
birth as the midpoint between the last date a female was observed
without a juvenile and the first date she was observed with a
juvenile. We estimated the timing of juvenile independence as the
midpoint between the last date a female was observed with a
juvenile and the first date she was observed without a juvenile.
We limited these calculations to instances where ≤2 weeks elapsed
between consecutive observations such that the average error in
timing was likely ≤1 week. We considered an adult female to
have successfully reproduced if she was observed with a juvenile
on a single occasion. We used somewhat different criteria to identify
adult females that did not breed for the two species because
(i) C. hoffmanni reared young throughout the annual cycle,
whereas B. variegatus reared young over a considerably shorter
period (see below) and (ii) B. variegatus females were easier to
locate than C. hoffmanni females. As a result, we considered an
adult female B. variegatus to not have reproduced if it was
observed without young on at least five occasions from January
to June (in May 2012), with at least 1 week elapsing between
consecutive observations. For C. hoffmanni, we considered an
adult female to not have bred in a given year if she was not
observed caring for a juvenile at least once in each of the four
annual quarters (i.e. 3-month periods). Choloepus hoffmanni not
meeting this criterion, or that were observed for

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ประมาณเวลาสืบพันธุ์และความถี่เราประเมินสถานะการสืบพันธุ์ของหญิงทั้งสองชนิดใช้สังเกตภาพของบุคคลที่ถูกทำเครื่องหมายสี สลอธการดูแลมารดาเดียวหนุ่มหลายเดือนต่อไปparturition และสัตว์มีพร้อมข้อสังเกตยึดมั่นกับแม่ (Taube et al. 2001) เราประมาณการระยะเวลาในการเกิดเป็นจุดกึ่งกลางระหว่างวันที่สุดท้ายหญิงถูกตรวจสอบโดยมีเยาวชนและวันแรกเธอสังเกตด้วยการเด็กและเยาวชน เราประเมินเวลาของเยาวชนเป็นอิสระเป็นการจุดกึ่งกลางระหว่างวันที่สุดท้ายตัวเมียสังเกตด้วยการเยาวชนและวันแรกเธอถูกสังเกต โดยเด็กและเยาวชนเราจำกัดการคำนวณเหล่านี้อินสแตนซ์ที่ ≤2 สัปดาห์ผ่านไประหว่างสังเกตต่อเนื่องซึ่งโดยเฉลี่ยในเวลาถูกโอกาส≤ 1 สัปดาห์ เราถือว่าเป็นผู้ใหญ่เพศหญิงให้สำเร็จได้ห้ามถ้าเธอสังเกต ด้วยเป็นเยาวชนในโอกาสเดียวกัน เราใช้เกณฑ์ที่แตกต่างในการระบุหญิงผู้ใหญ่ที่ไม่ได้ผสมพันธุ์สำหรับสองสายพันธุ์เนื่องจาก(i) C. hoffmanni เลี้ยงหนุ่มตลอดรอบปีในขณะที่ B. variegatus เลี้ยงหนุ่มช่วงสั้นมาก(ดูด้านล่าง) และ (ii) B. variegatus หญิงได้ง่ายขึ้นค้นหากว่า C. hoffmanni ตัวเมีย ดังนั้น เราถือว่าการผู้ใหญ่หญิง B. variegatus เพื่อไม่ได้ห้ามว่าเป็นสังเกตไม่ มีหนุ่มน้อยห้าครั้งตั้งแต่มกราคมto June (in May 2012), with at least 1 week elapsing betweenconsecutive observations. For C. hoffmanni, we considered anadult female to not have bred in a given year if she was notobserved caring for a juvenile at least once in each of the fourannual quarters (i.e. 3-month periods). Choloepus hoffmanni notmeeting this criterion, or that were observed for <6 months in agiven year, were considered to be of unknown reproductive status.We limited estimates of the proportion of breeders to 2010and 2011 (i.e. not 2012) for C. hoffmanni because this speciesbreeds throughout the year and sampling ended in May 2012.ESTIMATING SURVIVAL RATESWe used information from radiocollared males to estimate adultsurvival rates because preliminary analyses indicated that smallsample sizes of colour-collared B. variegatus females and captureheterogeneity in colour-collared C. hoffmanni females made estimationof adult female survival with mark–recapture modelschallenging. Specifically, we estimated survival rates for radiocollaredadults using known fates models, as individual fates (aliveor dead) were readily determined during relocation (Pollock et al.1989). Survival rates were estimated over 1-month intervals fromFebruary 2010 through May 2012, and analyses were implementedin program MARK (White & Burnham 1999). We onlyconsidered a time constant model {φ.} for both species. We estimatedannual survival rates by raising monthly estimates to theพลังงาน 12 และสุ่มตัวอย่างจากการคำนวณผลต่างกับ deltaวิธีการ (Seber, 1982 Oehlert 1992)เราประเมินอัตรารอดประจำปีสำหรับสัตว์และ subadultsร่วมกันใช้รูปแบบเครื่องหมายคืน Cormack – จอลลี่ – Seber ดำเนินการโปรแกรมทำเครื่องหมาย และแจ้ง recaptures บุคคลทำเครื่องหมาย ด้วยแท็ก PIT การวิเคราะห์ตามB. variegatus เริ่มทำเครื่องหมายเป็นสัตว์ (n = 23) และ subadults(n = 13), และ C. hoffmanni ทำเครื่องหมายเป็นสัตว์แรก (n = 36)และ subadults (n = 47) เรากำหนดของเราระยะเวลาเก็บตัวอย่างจากกุมภาพันธ์ถึงพฤษภาคม 2555 การวิเคราะห์ สั้นลง windowsส่งผลให้น่าจะถ่ายต่ำเราถือสองเครื่องหมาย – คืนรุ่น {φage การแข่งขันp. } และ {φage(JS,A), p. } สำหรับทั้งสองชนิดนี้ รุ่นแรกตั้งสมมติฐานการอยู่รอดที่แตกต่างระหว่างสัตว์ subadults และผู้ใหญ่ ประมาณผู้ใหญ่รอดจาก subadults ที่ทำเครื่องหมายใน2010 ที่ถูกเปลี่ยนเป็นผู้ใหญ่ระยะในปี 2554 และได้รับการรักษาเป็นพารามิเตอร์รำคาญตั้งแต่ประมาณมากอย่างทนทานใช้นั้นรู้จักวิเคราะห์อธิบายข้างต้น ครั้งที่สองแบบตั้งสมมติฐานว่าสัตว์ และ subadults รอดที่นี้อัตราเดียวกันและการอยู่รอดที่ผู้ใหญ่แตกต่างจากเยาวชนและ subadultอยู่รอด เราสันนิษฐานว่าน่าจะคืนคงผ่านวัยและเวลาเรียนได้เนื่องจากอินสแตนซ์เดียวเท่านั้นที่ 'พลาด'พบ (เช่นการพบประวัติ '101') ถูกตรวจสอบในC. hoffmanni และไม่พบไม่ผิดสำหรับB. variegatus

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ประมาณค่าต่อระบบสืบพันธุ์ระยะเวลาและความถี่
เราประเมินสถานะการสืบพันธุ์ของเพศหญิงทั้งสองชนิด
โดยใช้การสังเกตภาพของบุคคลสีที่ทำเครื่องหมายไว้ sloths
ให้การดูแลมารดาสำหรับหนุ่มโสดหลายเดือนต่อไป
คลอดและเยาวชนจะสังเกตเห็นได้อย่างง่ายดายยึดมั่นกับ
แม่ของพวกเขา (Taube et al. 2001) เราประมาณการระยะเวลาของการ
เกิดเป็นจุดกึ่งกลางระหว่างวันสุดท้ายหญิงถูกสังเกตเห็น
ได้โดยไม่ต้องเด็กและเยาวชนและวันแรกที่เธอพบว่ามี
เด็กและเยาวชน เราประมาณการระยะเวลาของการเป็นอิสระของเด็กและเยาวชนเป็นที่
จุดกึ่งกลางระหว่างวันที่ผ่านมาพบว่าเพศหญิงมี
เด็กและเยาวชนและวันแรกที่เธอก็สังเกตเห็นได้โดยไม่ต้องเด็กและเยาวชน.
เรา จำกัด การคำนวณเหล่านี้เพื่อกรณีที่≤2สัปดาห์ที่ผ่านไป
ระหว่างการสังเกตดังกล่าวติดต่อกันว่าค่าเฉลี่ยของ ข้อผิดพลาดใน
ช่วงเวลาที่มีแนวโน้ม≤1สัปดาห์ เราถือว่าเป็นผู้ใหญ่เพศหญิงที่จะ
ได้ประสบความสำเร็จในการทำซ้ำถ้าเธอพบว่ามีเด็กและเยาวชน
ในโอกาสเดียว เราใช้เกณฑ์ที่แตกต่างกันบ้างในการระบุ
ผู้ใหญ่เพศหญิงที่ไม่ก่อให้เกิดทั้งสองสายพันธุ์เนื่องจาก
(i) ซี hoffmanni เลี้ยงหนุ่มตลอดวงจรประจำปี
ในขณะที่บี variegatus เลี้ยงหนุ่มสาวกว่ามากสั้นกว่า
ระยะเวลา (ดูด้านล่าง) และ (ii) บี variegatus หญิงก็ง่ายต่อการ
ค้นหากว่าซีหญิง hoffmanni เป็นผลให้เราถือว่าเป็น
ผู้ใหญ่เพศหญิงบี variegatus ไม่ต้องทำซ้ำถ้ามันเป็นที่
สังเกตเห็นได้โดยไม่ต้องหนุ่มอย่างน้อยห้าครั้งตั้งแต่เดือนมกราคม
ที่จะมิถุนายน (พฤษภาคม 2012) โดยมีอย่างน้อย 1 สัปดาห์ elapsing ระหว่าง
ข้อสังเกตต่อเนื่อง สำหรับซี hoffmanni เราถือว่าเป็น
ผู้ใหญ่เพศหญิงที่จะไม่ได้รับการอบรมในปีถ้าเธอไม่ได้
สังเกตเห็นการดูแลเด็กและเยาวชนอย่างน้อยหนึ่งครั้งในแต่ละแห่งที่สี่
ไตรมาสประจำปี (เช่นระยะเวลา 3 เดือน) Choloepus hoffmanni ไม่
ประชุมเกณฑ์นี้หรือที่ถูกตั้งข้อสังเกตสำหรับ <6 เดือนใน
ปีที่ได้รับได้รับการพิจารณาให้เป็นสถานะของระบบสืบพันธุ์ที่ไม่รู้จัก.
เรา จำกัด การประมาณการของสัดส่วนของพ่อพันธุ์แม่พันธุ์ 2010
และ 2011 (คือไม่ 2012) สำหรับซี hoffmanni เพราะสายพันธุ์นี้
สายพันธุ์ตลอดทั้งปีและการสุ่มตัวอย่างสิ้นสุดลงในเดือนพฤษภาคม 2012
การประเมินอัตราการรอดตาย
เราใช้ข้อมูลจากเพศ radiocollared ผู้ใหญ่เพื่อประเมิน
อัตราการรอดตายเพราะการวิเคราะห์เบื้องต้นชี้ให้เห็นว่าขนาดเล็ก
ขนาดตัวอย่างของสีจับหญิงบี variegatus และจับ
ความแตกต่างใน colour- คอซีหญิง hoffmanni ทำประมาณค่า
ของการอยู่รอดผู้ใหญ่เพศหญิงที่มีรูปแบบเครื่องหมายรำลึก
ความท้าทาย โดยเฉพาะเราประมาณการอัตราการรอดตายสำหรับ radiocollared
ผู้ใหญ่ที่รู้จักกันโดยใช้แบบจำลองชะตากรรมเช่นเดียวกับชะตากรรมของแต่ละบุคคล (ยังมีชีวิตอยู่
หรือตาย) ได้รับการพิจารณาอย่างง่ายดายในระหว่างการย้ายถิ่นฐาน (Pollock et al.
1989) อัตราการรอดตายได้ประมาณกว่าช่วงเวลา 1 เดือนจาก
กุมภาพันธ์ 2010 ถึงเดือนพฤษภาคม 2012 และการวิเคราะห์ถูกนำมาใช้
ในโปรแกรม MARK (White & อัม 1999) เรา
ถือว่าเป็นเวลาคงรูปแบบ {φ.} สำหรับทั้งสองชนิด เราประมาณการ
อัตราการรอดตายประจำปีโดยเพิ่มประมาณการรายเดือนเพื่อ
อำนาจ 12 และคำนวณแปรปรวนสุ่มตัวอย่างกับเดลต้า
วิธี (Seber; 1982 Oehlert 1992).
เราประมาณการอัตราการรอดตายประจำปีสำหรับหนุ่มสาวและ subadults
ร่วมกันโดยใช้แมคค์-Jolly-Seber รุ่นเครื่องหมายรำลึกดำเนินการ
มาร์คโปรแกรมและแจ้งจาก recaptures ของบุคคล
ที่มีเครื่องหมายแท็ก PIT การวิเคราะห์เหล่านี้อยู่บนพื้นฐานของ
บี variegatus แรกทำเครื่องหมายว่าเป็นหนุ่มสาว (n = 23) และ subadults
(n = 13) และ C hoffmanni ทำเครื่องหมายแรกเป็นหนุ่มสาว (n = 36)
และ subadults (n = 47) เรากำหนดระยะเวลาการสุ่มตัวอย่างของเราจาก
กุมภาพันธ์-พฤษภาคมในปี 2012 สำหรับการวิเคราะห์เหล่านี้; หน้าต่างสั้น
ส่งผลให้ความน่าจะจับภาพต่ำ.
เราได้พิจารณาสองการแข่งขันรุ่นเครื่องหมายรำลึก {φage,
พี.} และ {φage (JS, A) พี.} สำหรับทั้งสองชนิด รุ่นแรกที่ตั้งสมมติฐาน
ว่าการอยู่รอดแตกต่างระหว่างหนุ่มสาว subadults และ
ผู้ใหญ่ ความอยู่รอดของผู้ใหญ่ได้รับการประเมินจากการทำเครื่องหมายใน subadults
2010 ที่เปลี่ยนไปเวทีผู้ใหญ่ในปี 2011 และได้รับการรักษา
เป็นพารามิเตอร์รำคาญเพราะมันเป็นที่คาดกันมากขึ้นทนทาน
ใช้ชะตากรรมที่รู้จักกันวิเคราะห์กล่าวไว้ข้างต้น ที่สอง
รูปแบบการตั้งสมมติฐานว่าหนุ่มสาวและ subadults รอดชีวิตใน
อัตราเดียวกันและว่าการอยู่รอดผู้ใหญ่แตกต่างไปจากเด็กและเยาวชนและ subadult
อยู่รอด เราสันนิษฐานว่าน่าจะยึดคงที่ตลอด
เวลาและทุกเพศทุกวัยเรียนเพราะเพียงหนึ่งตัวอย่างของ 'พลาด'
เผชิญหน้า (เช่นประวัติพบของ '101') พบว่าใน
ซี hoffmanni และไม่มีการเผชิญหน้าพลาดเกิดขึ้น
บี variegatus