(n = 13), and C. hoffmanni initially marked as juveniles (n = 36)and s การแปล - (n = 13), and C. hoffmanni initially marked as juveniles (n = 36)and s ไทย วิธีการพูด

(n = 13), and C. hoffmanni initiall

(n = 13), and C. hoffmanni initially marked as juveniles (n = 36)
and subadults (n = 47). We defined our sampling period from
February to May in 2012 for these analyses; shorter windows
resulted in low capture probabilities.
We considered two competing mark–recapture models {φage,
p.} and {φage(JS,A), p.} for both species. The first model hypothesized
that survival differed between juveniles, subadults and
adults. Adult survival was estimated from subadults marked in
2010 that transitioned to the adult stage in 2011 and was treated
as a nuisance parameter since it was estimated more robustly
using the known fates analyses described above. The second
model hypothesized that juveniles and subadults survived at the
same rate and that adult survival differed from juvenile and subadult
survival. We assumed constant recapture probabilities over
time and ages classes because only one instance of a ‘missed’
encounter (i.e. an encounter history of ‘101’) was observed in
C. hoffmanni and no missed encounters occurred for
B. variegatus.
ESTIMATING POPULATION GROWTH RATES
We used a three-stage-class matrix model parameterized with
survival and reproductive rates to estimate the asymptotic population
growth rate (k) for both B. variegatus and C. hoffmanni
(Table 1). The three age classes considered were juveniles, subadults
and adults, where only adults were able to produce offspring.
We assumed a birth-pulse model for B. variegatus as most young
are produced from February to April in this species, and a birthflow
model for C. hoffmanni since young are likely to be
produced year-round in this species. We followed the approach
described in Morris & Doak (2002) when parameterizing the
reproductive elements of the matrix models for both species. Age
of first breeding (AFB) is uncertain for both species but has been
estimated to be 2–3 years in maned sloths of both sexes (Lara-
Ruiz & Chiarello 2005). Our data support this estimate as one
B. variegatus weighed 31 kg when it was captured at 18 months
of age, and given that B. variegatus can breed at 37 kg, we suspect
that this species can reach adult size by 2–3 years of age.
Therefore, in separate analyses, we assumed that AFB was 20
and 30 years in B. variegatus. We set AFB to 25 and 35 years
in C. hoffmanni based on their c. 20% greater body mass (Pauli
& Peery 2012); doing so was facilitated by the fact that the
employed birth-flow model assumes that all young are produced
at the midpoint of the interval between sampling events (Morris
& Doak 2002).
When parameterized with estimates of true survival rates (i.e.
emigrants are not considered as losses from the population),
matrix models yield estimates of k that reflect the extent to which
sampled individuals are replacing themselves demographically
(i.e. whether birth rates balance death rates) regardless of dispersal
movements (Peery, Becker & Beissinger 2006). When
parameterized with estimates of local survival rates, matrix models
yield an estimate of k that reflects the extent to which individuals
lost via death and emigration are replaced by local
reproduction and immigration (i.e. the rate of change in population
size within study area boundaries). However, the latter estimate
of k will be biased low if immigration is not considered
and, as a result, matrix models can yield estimates of k < 1 in
stable populations (Peery, Becker & Beissinger 2006). Here, we
estimated k using local survival rates to estimate population
growth in the absence of immigration and then determined how
much immigration would be required to maintain a stable population.
We also estimated k using true survival rates for radiomarked
adults to determine whether sloths initially marked
within the study area were replacing themselves demographically.
We characterized the possible effects of immigration on estimates
of local k using a range of annual immigration rates from
0 to 010 (in increments of 001). The annual immigration rate
was defined as the number of immigrants in year t divided by the
total population size in year t1. We assumed that all immigration
occurred into the subadult stage class, since, with one exception
(see below), adults of both species retain defined home
ranges within study area boundaries (Pauli & Peery 2012; Peery
& Pauli 2012). We estimated k from the dominant right eigenvalue
of the matrix model for each factorial combination of species,
AFB and potential immigration rate (Morris & Doak 2002).
We estimated sampling variation associated with k using Monte
Carlo simulations (Alvarez-Buylla & Slatkin 1993).
CHARACTERISING THE POTENTIAL IMPACTS OF
IMMIGRATION
We assessed whether sloth immigration into our study area
occurred using a recently developed genetic kinship approach
(Palsbøll 1999; Peery et al. 2008). The number of parent–
offspring pairs in a sample of individuals should be relatively
low when immigration rates are high. Thus, we hypothesized
that few subadults should have a parent present in the popu
0/5000
จาก: -
เป็น: -
ผลลัพธ์ (ไทย) 1: [สำเนา]
คัดลอก!
กว่าหญิงผู้ใหญ่หรือคนหนุ่มสาวเนื่องจาก radiocollars ของพวกเขาดำเนินงานทั้งหมดนี้เป็นกำหนด และได้รับอนุญาตจากโพรโทคอล IACUC A01424 ที่ MZP ออก โดยมหาวิทยาลัยวิสคอนซินแมดิสัน และเครดิตให้คำแนะนำสำหรับการใช้งานเลี้ยงลูกด้วยนมในการวิจัยที่กำหนด โดยสมาคมอเมริกันMammalogistsประมาณเวลาสืบพันธุ์และความถี่เราประเมินสถานะการสืบพันธุ์ของหญิงทั้งสองชนิดใช้สังเกตภาพของบุคคลที่ถูกทำเครื่องหมายสี 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 มีหนุ่มน้อยห้าครั้งตั้งแต่มกราคมมิถุนายน (ใน 2555 พฤษภาคม), กับ elapsing ระหว่างอย่างน้อย 1 สัปดาห์สังเกตกัน C. hoffmanni เราถือว่าการหญิงผู้ใหญ่จะไม่มีพันธุ์ในปีที่กำหนดถ้าไม่สังเกตดูแลสำหรับเยาวชนในสี่น้อยไตรมาสประจำปี (เช่นระยะเวลา 3 เดือน) Choloepus hoffmanni ไม่ประชุมเกณฑ์นี้ หรือว่าข้อสังเกตสำหรับ < 6 เดือนในการกำหนดปี การพิจารณาว่าเป็นสถานะที่ไม่รู้จักสืบพันธุ์เราจำกัดการประเมินสัดส่วนของพ่อพันธุ์แม่พันธุ์การ 2010และ 2554 (เช่นไม่ 2012) สำหรับ C. hoffmanni เนื่องจากสายพันธุ์นี้สายพันธุ์ตลอดทั้งปีและสุ่มตัวอย่างสิ้นสุดพฤษภาคม 2012ประเมินอัตราการอยู่รอดเราใช้ข้อมูลจาก radiocollared ชายประมาณผู้ใหญ่อัตราอยู่รอดเนื่องจากการวิเคราะห์เบื้องต้นระบุว่า เล็กตัวอย่างขนาดของไฟสี variegatus B. เมียและจับheterogeneity ในเพศหญิงไฟสี hoffmanni C. ทำการประเมินผู้ใหญ่หญิงรอดแบบเครื่องหมาย – คืนสิ่งที่น่าท้าทาย เฉพาะ ที่เราประมาณการอยู่รอดและ radiocollared ราคาพิเศษผู้ใหญ่ใช้รุ่นนั้นรู้จัก บุคคลนั้น (มีชีวิตอยู่หรือตาย) พร้อมกำหนดในระหว่างการย้าย (Pollock et al1989) อัตราการอยู่รอดได้ประมาณ 1 เดือนช่วงจาก2553 กุมภาพันธ์ถึง 2555 พฤษภาคม และวิเคราะห์ถูกนำมาใช้โปรแกรมทำเครื่องหมาย (สีขาวและดาว 1999) เราเท่านั้นถือว่าเป็นเวลาคงรุ่น {φ} สำหรับทั้งสองชนิด เราประเมินอัตรารอดปีเลี้ยงดูรายเดือนประเมินเพื่อการพลังงาน 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
การแปล กรุณารอสักครู่..
ผลลัพธ์ (ไทย) 2:[สำเนา]
คัดลอก!
มากกว่าเพศหญิงผู้ใหญ่หรือบุคคลหนุ่มเนื่องจากการ radiocollars ของพวกเขา.
การทำงานทั้งหมดในที่นี้ได้ดำเนินการตามที่กำหนดไว้และได้รับอนุญาตจาก
IACUC โปรโตคอล A01424 ออกให้ MZP จากมหาวิทยาลัยวิสคอนซินแมดิสันและปฏิบัติตามคำแนะนำสำหรับการใช้เลี้ยงลูกด้วยนมในการวิจัยที่กำหนดไว้โดยสังคมอเมริกันMammalogists. ประมาณค่า TIMING ต่อระบบสืบพันธุ์และความถี่เราประเมินสถานะการสืบพันธุ์ของเพศหญิงของทั้งสองชนิดโดยใช้การสังเกตภาพของบุคคลที่มีการทำเครื่องหมายสี sloths ให้การดูแลมารดาเป็นเวลาหลายเดือนหนุ่มเดียวต่อไปคลอดและหนุ่มสาวจะสังเกตเห็นได้อย่างง่ายดายยึดมั่นกับแม่ของพวกเขา(Taube et al. 2001) เราคาดระยะเวลาของการเกิดเป็นจุดกึ่งกลางระหว่างวันที่ผ่านมาหญิงก็สังเกตเห็นได้โดยไม่ต้องเด็กและเยาวชนและวันแรกที่เธอได้รับการตั้งข้อสังเกตกับเด็กและเยาวชน เราคาดระยะเวลาของการเป็นอิสระของเด็กและเยาวชนที่เป็นจุดกึ่งกลางระหว่างวันที่ผ่านมาพบว่าหญิงที่มีเด็กและเยาวชนและวันแรกที่เธอได้รับการตั้งข้อสังเกตโดยไม่ต้องเด็กและเยาวชน. เรา จำกัด การคำนวณเหล่านี้จะ≤2กรณีที่สัปดาห์ที่ผ่านไประหว่างการสังเกตติดต่อกันดังกล่าวว่าค่าเฉลี่ยข้อผิดพลาดในช่วงเวลาที่มีแนวโน้ม≤1สัปดาห์ เราถือว่าเป็นผู้ใหญ่เพศหญิงที่จะได้ประสบความสำเร็จในการทำซ้ำถ้าเธอพบว่ามีเด็กและเยาวชนในโอกาสเดียว เราใช้เกณฑ์ที่แตกต่างกันบ้างในการระบุผู้ใหญ่เพศหญิงที่ไม่ก่อให้เกิดทั้งสองสายพันธุ์เนื่องจาก(i) ซี hoffmanni เลี้ยงหนุ่มตลอดวงจรประจำปีในขณะที่บีvariegatus เลี้ยงหนุ่มสาวในช่วงสั้นมากระยะเวลา(ดูด้านล่าง) และ (ii) หญิงบี variegatus ได้ง่ายต่อการค้นหากว่าซีหญิงhoffmanni เป็นผลให้เราถือเป็นผู้ใหญ่เพศหญิงบี variegatus ไม่ได้ทำซ้ำถ้ามันเป็นที่สังเกตได้โดยไม่ต้องสาวอย่างน้อยห้าครั้งตั้งแต่เดือนมกราคมที่จะมิถุนายน(หน่วยพฤษภาคม 2012) โดยมีอย่างน้อย 1 สัปดาห์ elapsing ระหว่างการสังเกตติดต่อกัน สำหรับ hoffmanni ซีเราถือว่าเป็นผู้ใหญ่เพศหญิงที่จะไม่ได้รับการอบรมในปีถ้าเธอไม่ได้สังเกตเห็นการดูแลเด็กและเยาวชนอย่างน้อยหนึ่งครั้งในแต่ละแห่งที่สี่ในสี่ประจำปี(เช่นระยะเวลา 3 เดือน) Choloepus hoffmanni ไม่ได้ประชุมเกณฑ์นี้หรือที่ถูกตั้งข้อสังเกตสำหรับ<6 เดือนในปีที่กำหนดได้รับการพิจารณาให้เป็นสถานะของระบบสืบพันธุ์ที่ไม่รู้จัก. เรา จำกัด ประมาณการของสัดส่วนของพ่อพันธุ์แม่พันธุ์ 2010 และ 2011 (คือไม่ 2012) สำหรับซี hoffmanni เพราะสายพันธุ์นี้สายพันธุ์ตลอดทั้งปีและการสุ่มตัวอย่างสิ้นสุดในเดือนพฤษภาคม2012 ประมาณการอัตราการอยู่รอดเราใช้ข้อมูลจากเพศ radiocollared ผู้ใหญ่ในการประมาณการอัตราการรอดตายเพราะการวิเคราะห์เบื้องต้นชี้ให้เห็นว่าขนาดเล็กขนาดตัวอย่างของสีจับหญิงvariegatus บีและจับความแตกต่างในcolour- คอซีหญิง hoffmanni ทำให้การประมาณค่าของการอยู่รอดผู้ใหญ่เพศหญิงที่มีรูปแบบเครื่องหมายรำลึกความท้าทาย โดยเฉพาะเราคาดอัตราการรอดตาย radiocollared สำหรับผู้ใหญ่โดยใช้แบบจำลองชะตาที่รู้จักกันเป็นชะตากรรมของแต่ละบุคคล(ยังมีชีวิตอยู่หรือตาย) ได้รับการพิจารณาอย่างง่ายดายในระหว่างการย้ายถิ่นฐาน (Pollock et al. 1989) อัตราการรอดตายประมาณมากกว่าช่วงเวลา 1 เดือนจากกุมภาพันธ์2010 ถึงเดือนพฤษภาคม 2012 และถูกนำมาใช้วิเคราะห์ในMARK โปรแกรม (White & อัม 1999) เราถือว่าเป็นรูปแบบคงที่เวลา {φ.} สำหรับทั้งสองชนิด เราคาดอัตราการรอดตายประจำปีโดยเพิ่มประมาณการรายเดือนเพื่อพลังงาน12 และความแปรปรวนของการสุ่มตัวอย่างคำนวณกับเดลต้าวิธี(Seber; 1982 Oehlert 1992). เราคาดอัตราการรอดตายประจำปีสำหรับหนุ่มสาวและ subadults ร่วมกันโดยใช้แมคค์-Jolly-Seber เครื่องหมายรำลึกดำเนินการรูปแบบใน MARK โปรแกรมและแจ้งจาก recaptures ของบุคคลที่มีการทำเครื่องหมายที่มีแท็กPIT การวิเคราะห์เหล่านี้อยู่บนพื้นฐานของบี variegatus ครั้งแรกที่ระบุว่าเป็นหนุ่มสาว (n = 23) และ subadults
























































การแปล กรุณารอสักครู่..
 
ภาษาอื่น ๆ
การสนับสนุนเครื่องมือแปลภาษา: กรีก, กันนาดา, กาลิเชียน, คลิงออน, คอร์สิกา, คาซัค, คาตาลัน, คินยารวันดา, คีร์กิซ, คุชราต, จอร์เจีย, จีน, จีนดั้งเดิม, ชวา, ชิเชวา, ซามัว, ซีบัวโน, ซุนดา, ซูลู, ญี่ปุ่น, ดัตช์, ตรวจหาภาษา, ตุรกี, ทมิฬ, ทาจิก, ทาทาร์, นอร์เวย์, บอสเนีย, บัลแกเรีย, บาสก์, ปัญจาป, ฝรั่งเศส, พาชตู, ฟริเชียน, ฟินแลนด์, ฟิลิปปินส์, ภาษาอินโดนีเซี, มองโกเลีย, มัลทีส, มาซีโดเนีย, มาราฐี, มาลากาซี, มาลายาลัม, มาเลย์, ม้ง, ยิดดิช, ยูเครน, รัสเซีย, ละติน, ลักเซมเบิร์ก, ลัตเวีย, ลาว, ลิทัวเนีย, สวาฮิลี, สวีเดน, สิงหล, สินธี, สเปน, สโลวัก, สโลวีเนีย, อังกฤษ, อัมฮาริก, อาร์เซอร์ไบจัน, อาร์เมเนีย, อาหรับ, อิกโบ, อิตาลี, อุยกูร์, อุสเบกิสถาน, อูรดู, ฮังการี, ฮัวซา, ฮาวาย, ฮินดี, ฮีบรู, เกลิกสกอต, เกาหลี, เขมร, เคิร์ด, เช็ก, เซอร์เบียน, เซโซโท, เดนมาร์ก, เตลูกู, เติร์กเมน, เนปาล, เบงกอล, เบลารุส, เปอร์เซีย, เมารี, เมียนมา (พม่า), เยอรมัน, เวลส์, เวียดนาม, เอสเปอแรนโต, เอสโทเนีย, เฮติครีโอล, แอฟริกา, แอลเบเนีย, โคซา, โครเอเชีย, โชนา, โซมาลี, โปรตุเกส, โปแลนด์, โยรูบา, โรมาเนีย, โอเดีย (โอริยา), ไทย, ไอซ์แลนด์, ไอร์แลนด์, การแปลภาษา.

Copyright ©2025 I Love Translation. All reserved.

E-mail: