(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 3
1 kg when it was captured at 18 months
of age, and given that B. variegatus can breed at 3
7 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 2
0
and 3
0 years in B. variegatus. We set AFB to 2
5 and 3
5 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 0
10 (in increments of 0
01). 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

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

(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. variegatusประเมินอัตราการเติบโตของประชากรเราใช้แบบจำลองเมตริกซ์สามขั้นระดับพารามิเตอร์ด้วยอัตราการอยู่รอดและระบบสืบพันธุ์การประเมินประชากร asymptoticอัตราการเติบโต (k) สำหรับ B. variegatus และ C. hoffmanni(ตารางที่ 1) สามชั้นเรียนอายุถือว่าเป็นสัตว์ subadultsและ ผู้ใหญ่ ที่ผู้ใหญ่เท่านั้นสามารถผลิตลูกหลานเราสันนิษฐานว่าแบบจำลองเกิดชีพจร variegatus B. เป็นหนุ่มมากที่สุดผลิตจากกุมภาพันธ์-เมษายนในสายพันธุ์นี้ และ birthflowแบบสำหรับ hoffmanni C. ตั้งแต่หนุ่มสาวอาจจะผลิตตลอดทั้งปีในสายพันธุ์นี้ เราปฏิบัติตามวิธีการอธิบายไว้ใน Doak (2002) และมอร์ริสเมื่อพารามิเตอร์องค์ประกอบที่สืบพันธุ์แบบจำลองเมตริกซ์สำหรับทั้งสองชนิด อายุครั้งแรกของการ เพาะพันธุ์ (โร) ไม่แน่นอนสำหรับทั้งสองชนิด แต่ได้ประมาณ 2-3 ปีในเคราขาวซิของทั้งสองเพศ (Lara-Ruiz และ Chiarello 2005) ข้อมูลสนับสนุนการประเมินนี้เป็นหนึ่งB. variegatus น้ำหนัก 3 กก.เมื่อมันถ่ายใน 18 เดือนอายุ และที่ B. variegatus สามารถผสมพันธุ์ได้ 3 กก. เราสงสัยว่าว่า พันธุ์นี้สามารถเข้าถึงขนาดผู้ใหญ่ โดยอายุ 2 – 3 ปีดังนั้น ในการวิเคราะห์แยก เราสันนิษฐานว่า โรเป็น 2 03 ปี 0 ใน B. variegatus เราตั้งโรปี 2 5 3 5ใน C. hoffmanni อิงค.ของ ร่างกายมากกว่า 20% มวล (แซงต์พอลิและ peery 2012); ทำเช่นนั้นได้อำนวยความสะดวก โดยความจริงที่การเกิดกระแสส่วนรุ่นสันนิษฐานว่า หนุ่มสาวทั้งหมดที่ผลิตที่จุดกึ่งกลางของช่วงเวลาระหว่างเหตุการณ์สุ่ม (มอร์ริสและ Doak 2002)เมื่อพารามิเตอร์กับประมาณการอัตราการอยู่รอดที่แท้จริงคืออพยพไม่ถือเป็นความสูญเสียประชากร),เมทริกซ์รุ่นผลประเมินของ k ที่สะท้อนถึงขอบเขตที่บุคคลตัวอย่างจะเปลี่ยนตัวเอง demographically(เช่นว่าอัตราเกิดสมดุลอัตราตาย) โดยไม่คำนึงถึงแพร่กระจายเคลื่อนไหว (Peery, Becker และ Beissinger 2006) เมื่อพารามิเตอร์ มีการประเมินอัตรารอดภายใน รูปแบบเมตริกซ์ผลการประเมินของ k ที่สะท้อนถึงขอบเขตที่บุคคลสูญเสียทางชีวิตและประเทศจะถูกแทนที่โดยการถ่ายภาพและตรวจคนเข้าเมือง (เช่นอัตราการเปลี่ยนแปลงประชากรขนาดภายในขอบเขตพื้นที่การศึกษา) อย่างไรก็ตาม การประเมินหลังของ k จะลำเอียงต่ำหากไม่ได้พิจารณาคนเข้าเมืองและ เป็นผล รูปแบบเมทริกซ์สามารถประเมิน k < 1 ในประชากรมีเสถียรภาพ (Peery, Becker และ Beissinger 2006) ที่นี่ เราใช้อัตราอยู่รอดภายในการประเมินประชากร k โดยประมาณเจริญเติบโตในการขาดของตรวจคนเข้าเมือง และกำหนดวิธีตรวจคนเข้าเมืองมากจะต้องรักษาประชากรคงเราประเมิน k ใช้อัตราอยู่รอดที่แท้จริงสำหรับ radiomarkedผู้ใหญ่เพื่อตรวจสอบว่า ซิตอนแรกทำเครื่องหมายในการศึกษา พื้นที่ที่แทนตัวเอง demographicallyเราลักษณะผลเป็นไปได้ของตรวจคนเข้าเมืองการประเมินของท้องถิ่น k โดยใช้ช่วงของอัตราการตรวจคนเข้าเมืองประจำปีจาก0-10 0 (ในที 0 01) อัตราการตรวจคนเข้าเมืองประจำปีกำหนดหมายเลขของผู้อพยพในปีหารด้วยการขนาดประชากรรวมในปี 1 เราถือว่าที่ทุกคนเข้าเมืองเกิดขึ้นในระดับเวที subadult ตั้งแต่ ยกเว้น(ดูด้านล่าง), ผู้ใหญ่ของทั้งสองสายพันธุ์รักษาบ้านที่กำหนดไว้ช่วงภายในขอบเขตพื้นที่ศึกษา (แซงต์พอลิ & Peery 2012 Peeryและ 2012 แซงต์พอลิ) เราประเมิน k จาก eigenvalue ขวาโดดเด่นของรูปแบบเมตริกซ์สำหรับแต่ละชุดแฟกพันธุ์โรและศักยภาพในการตรวจคนเข้าเมืองอัตรา (Morris และ Doak 2002)เราประเมินรูปแบบสุ่มที่เกี่ยวข้องกับ k ใช้มอนแบบจำลอง Carlo (Alvarez Buylla และ Slatkin 1993)ผลิตภัณฑ์อาจมีผลกระทบต่อตรวจคนเข้าเมืองเราประเมินว่าสวตรวจคนเข้าเมืองในพื้นที่ของเราเกิดขึ้นโดยใช้วิธีประสบทางพันธุกรรมที่สุด(Palsbøll 1999 Peery et al. 2008) จำนวนของหลัก –ลูกคู่ในตัวอย่างของบุคคลควรจะค่อนข้างต่ำเมื่อเข้าเมืองราคาสูง ดังนั้น เราตั้งสมมติฐานsubadults ที่ไม่ควรมีผู้ปกครองในการ popu

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

(n = 13) และซี hoffmanni ทำเครื่องหมายแรกเป็นหนุ่มสาว (n = 36)
และ subadults (n = 47) เรากำหนดระยะเวลาการสุ่มตัวอย่างของเราจากกุมภาพันธ์-พฤษภาคมในปี 2012 สำหรับการวิเคราะห์เหล่านี้; หน้าต่างที่สั้นลงส่งผลให้ความน่าจะจับภาพต่ำ. เราได้พิจารณาสองการแข่งขันรุ่นเครื่องหมายรำลึก {φage, พี.} และ {φage (JS, A) พี.} สำหรับทั้งสองชนิด รุ่นแรกที่ตั้งสมมติฐานว่าการอยู่รอดแตกต่างกันระหว่างหนุ่มสาว subadults และผู้ใหญ่ การอยู่รอดของผู้ใหญ่ได้รับการประเมินจาก subadults ทำเครื่องหมาย2010 ที่เปลี่ยนไปยังเวทีผู้ใหญ่ในปี 2011 และได้รับการรักษาเป็นพารามิเตอร์รำคาญเพราะมันเป็นที่คาดกันมากขึ้นทนทานใช้ชะตากรรมที่รู้จักกันวิเคราะห์กล่าวไว้ข้างต้น ที่สองรูปแบบการตั้งสมมติฐานว่าหนุ่มสาวและ subadults รอดชีวิตในอัตราเดียวกับผู้ใหญ่และความอยู่รอดที่แตกต่างไปจากเด็กและเยาวชนและsubadult อยู่รอด สันนิษฐานว่าน่าจะเป็นเรารำลึกคงที่ตลอดเวลาและทุกเพศทุกวัยเรียนเพราะเพียงหนึ่งตัวอย่างของ 'พลาด' พบ (เช่นประวัติศาสตร์การเผชิญหน้าของ '101') พบว่าในซี hoffmanni และไม่มีการเผชิญหน้าพลาดที่เกิดขึ้นสำหรับบี variegatus. ประมาณค่าอัตราการเติบโตของประชากรเราใช้เมทริกซ์สามเวทีระดับรูปแบบการแปรกับการอยู่รอดและอัตราการเจริญพันธุ์ในการประมาณประชากรasymptotic อัตราการเจริญเติบโต (k) สำหรับทั้งบีและซี variegatus hoffmanni (ตารางที่ 1) สามชั้นอายุถือว่าเป็นหนุ่มสาว subadults และผู้ใหญ่ที่ผู้ใหญ่เท่านั้นก็สามารถที่จะผลิตลูกหลาน. เราสันนิษฐานว่ารูปแบบการเกิดการเต้นของชีพจรสำหรับบี variegatus เป็นหนุ่มสาวส่วนใหญ่มีการผลิตตั้งแต่เดือนกุมภาพันธ์ถึงเดือนเมษายนในสายพันธุ์นี้และbirthflow แบบจำลองสำหรับ ซี hoffmanni ตั้งแต่เด็กมีแนวโน้มที่จะได้รับการผลิตตลอดทั้งปีในสายพันธุ์นี้ เราใช้วิธีการที่อธิบายไว้ในมอร์ริสและบ๊อบบี้โด๊ (2002) เมื่อ parameterizing องค์ประกอบสืบพันธุ์ของรุ่นเมทริกซ์สำหรับทั้งสองชนิด อายุของพันธุ์แรก (AFB) มีความไม่แน่นอนสำหรับทั้งสองชนิด แต่ได้รับการคาดว่าจะมีประมาณ2-3 ปีใน sloths เคราของทั้งสองเพศ (Lara- รุยซ์และ Chiarello 2005) ข้อมูลของเราสนับสนุนประมาณนี้เป็นหนึ่งในบี variegatus ชั่งน้ำหนัก 3 1 กิโลกรัมเมื่อมันถูกจับที่ 18 เดือนของอายุและระบุว่าบีvariegatus สามารถขยายพันธุ์ที่ 3 หรือไม่? 7 กิโลกรัมเราสงสัยว่าสายพันธุ์นี้สามารถเข้าถึงขนาดผู้ใหญ่โดย2-3 ปี. ดังนั้นใน การวิเคราะห์แยกเราสันนิษฐานว่า AFB 2 0 3 0 ปีในบี variegatus เราตั้ง AFB 2 5 และ 3? 5 ปีในC. hoffmanni ขึ้นอยู่กับคของพวกเขา 20% มวลกายมากขึ้น (Pauli และ Peery 2012); การทำเช่นนั้นได้รับการอำนวยความสะดวกโดยความจริงที่ว่ารูปแบบการเกิดการไหลเวียนของลูกจ้างสันนิษฐานว่าทุกคนหนุ่มสาวที่มีการผลิตที่จุดกึ่งกลางของช่วงเวลาระหว่างเหตุการณ์การสุ่มตัวอย่าง(มอร์ริสและบ๊อบบี้โด๊ 2002). เมื่อแปรกับประมาณการของอัตราการรอดตายที่แท้จริง (เช่นอพยพยังไม่ได้พิจารณาเป็นความเสียหายที่เกิดจากประชากร) รุ่นเมทริกซ์ผลผลิตประมาณการของ k ที่สะท้อนให้เห็นถึงขอบเขตที่ตัวอย่างบุคคลที่จะแทนที่ตัวเองdemographically (คือไม่ว่าจะเป็นอัตราการเกิดอัตราการตายความสมดุล) โดยไม่คำนึงถึงการกระจายการเคลื่อนไหว(Peery เบกเกอร์และ Beissinger 2006) เมื่อแปรกับประมาณการของอัตราการรอดชีวิตในท้องถิ่นรูปแบบเมทริกซ์ผลผลิตประมาณการของk ที่สะท้อนให้เห็นถึงขอบเขตที่บุคคลที่หายไปผ่านความตายและการอพยพจะถูกแทนที่ด้วยท้องถิ่นสืบพันธุ์และการตรวจคนเข้าเมือง(เช่นอัตราการเปลี่ยนแปลงในประชากรขนาดภายในขอบเขตพื้นที่ศึกษา) อย่างไรก็ตามประมาณการหลังของ k จะลำเอียงต่ำถ้าตรวจคนเข้าเมืองจะไม่ถือว่าเป็นและเป็นผลให้รูปแบบเมทริกซ์สามารถให้ผลผลิตประมาณการของk <1 ในประชากรที่มีเสถียรภาพ(Peery เบกเกอร์และ Beissinger 2006) ที่นี่เราคาด k โดยใช้อัตราการอยู่รอดของท้องถิ่นในการประมาณการประชากรการเจริญเติบโตในกรณีที่ไม่มีการตรวจคนเข้าเมืองและมุ่งมั่นแล้วว่าตรวจคนเข้าเมืองมากจะต้องรักษาประชากรที่มีเสถียรภาพ. นอกจากนี้เรายังคาด k โดยใช้อัตราการรอดตายจริงสำหรับ radiomarked ผู้ใหญ่ที่จะตรวจสอบว่า sloths ทำเครื่องหมายในขั้นต้นในเขตพื้นที่การศึกษาถูกแทนที่ตัวเอง demographically. เราโดดเด่นในผลกระทบที่เป็นไปได้ของการอพยพประมาณการของ k ท้องถิ่นโดยใช้ช่วงของอัตราการตรวจคนเข้าเมืองประจำปีจาก 0 ที่จะ 0 10 (ในการเพิ่มขึ้นของ 0? 01) อัตราการตรวจคนเข้าเมืองประจำปีถูกกำหนดเป็นจำนวนผู้อพยพในปีที่ t หารด้วยจำนวนประชากรรวมในปีที่t? 1 เราคิดว่าการอพยพทั้งหมดที่เกิดขึ้นลงในระดับเวที subadult เพราะด้วยการยกเว้น (ดูด้านล่าง) ผู้ใหญ่ของทั้งสองชนิดต่างๆจะมีการกำหนดไว้ที่บ้านช่วงในเขตพื้นที่การศึกษา(Pauli และ Peery 2012; เพียรและPauli 2012) เราคาด k จากขวาโดดเด่นค่าเฉพาะของรูปแบบเมทริกซ์สำหรับแต่ละรวมกันปัจจัยของสายพันธุ์, AFB และอัตราการตรวจคนเข้าเมืองที่มีศักยภาพ (มอร์ริสและบ๊อบบี้โด๊ 2002). เราคาดการเปลี่ยนแปลงการสุ่มตัวอย่างที่เกี่ยวข้องกับ k ใช้ Monte จำลองติคาร์โล (อัลวาเร-Buylla และ Slatkin 1993) . CHARACTERISING ผลกระทบของการตรวจคนเข้าเมืองเราประเมินว่าตรวจคนเข้าเมืองเฉื่อยชาลงไปในพื้นที่การศึกษาของเราที่เกิดขึ้นโดยใช้วิธีการเครือญาติทางพันธุกรรมที่พัฒนาขึ้นเมื่อเร็วๆ นี้(Palsbøll 1999. Peery et al, 2008) จำนวน parent- คู่ลูกหลานในตัวอย่างของบุคคลที่ควรจะค่อนข้างต่ำเมื่ออัตราการอพยพสูง ดังนั้นเราจึงตั้งสมมติฐานว่า subadults ไม่กี่ควรมีผู้ปกครองอยู่ในอป