CC BY
61
Науковий вкник НЛТУ Украши, 2017, т. 27, № 1
ISSN 1994-7836 (print) ISSN 2519-2477 (online)
УДК 574.3(477) Article info Received 03.02.2017
ДОСЛ1ДЖЕННЯ ВЗАЕМОЗВ'ЯЗКУ М1Ж ЧИСЕЛЬН1СТЮ ОМЕЛИ Б1ЛО1 (VISCUM ALBUM L.) ТА ОМЕЛЮХА (BOMBYCILLA GARRULA L.)
У М1СЬКОМУ ЛАНДШАФТ1
I. О. Рибалка, Ю. I. Вергелес
Харювський НУмгського господарства ím. О. М. Бекетова, м. Хартв, Украша Наведено результата дослщження взаемозв'язку мiж чисельшстю омели бшоТ (Viscum album L.) та омелюха (Bombycilla garrulus L.) у мюькому ландшафт^ Дослiдження проведено в перiод Í3 1989 по 2010 рр. на територп Центрального парку культури i ввдпочинку ím. Горького, м. Харюв (УкраТна). Спостереження за омелою та омелюхом здiйснено за оригiнальними методиками. Шд час аналiзування часових рядiв враховано результати моделювання сценарй'в еволюцп популяцiТ омели бшот в ретроспективу та результати дендрохронолопчного аналiзу ходу росту дерев-живителiв омели (на прикладi клена срiблястого (Acer saccharinum L.)). Ретроспективний аналiз проведено iз засто-суванням матричнот моделi динамки чисельностi популяцй' омели бшот. Для визначення взаемозв'язку мiж дослiджуваними часовими рядами застосовано параметричнi методи аналiзу (ко-ефiцieнтами парноТ кореляцп Шрсона). Обгрунтовано, що чисельнiсть омели бшоТ позитивно коре-люе з чисельшстю птахiв, якi поширюють насшня рослини-нашвпаразига.
Ключовi слова: омела бша, омелюх, мiський ландшафт, аналiз часових рядiв.
Вступ. Омела бiла (Viscum album L.) - це Bi4H03e-лений кулястий нашвпаразитний "кущ" родини рем-нецвiтих. Воду i мшеральш речовини вона отримуе вiд дерева-живителя, на якому оселяеться, а оргашчш речовини синтезуе самостiйно. В умовах помiрного клiмату рослина-напiвпаразит виростае до 100-120 см у дiаметрi. Плщ омели бшо! - соковита ягода з клейкою м'якоттю, яка спочатку зелена (жовто-зелена, нашвпрозора), а шд час дозр1вання (взимку) - бша. Поширюють насшня омели птахи, що живляться ii плодами в зимовий перюд року: дрозди - омелюх (Turdus viscivorus L.) та, набагато меншою мiрою, -чикотень (T. pilaris L.), а також, головним чином, -омелюх (Bombycilla garrulus L.). Насiння омели, яке пройшло через травну систему птаха, збергае схо-жiсть, залишаеться клейким i легко прилипае до плок дерев. Природний ареал поширення омел бшо1, австршсько! та ялицево! в бврош простягаеться вiд 10° зх. д. до 80° сх. д. i вщ 60° пн. ш. до 35° пд. ш. Ль мiтувальним чинником, який обмежуе поширення омели у швтчному та схвдному напрямках, е се-редньомiсячна температура счня (Zuber, 2004; Zuber, & Widmer, 2009).
На сьогодш, через змши клiмату, ареали поширення багатьох видгв змiнюються, не винятком е й омела бiла. Якщо кiлька десятилiть тому в УкраМ вона пошкоджувала переважно окремi дерева, то зараз не-рiдко уражеш цiлi деревостани. Тобто нинi омела увшшла в розряд активних ^азшних рослин (Ivchen-ko et al., 2014). Вiд ii впливу потерпають насадження мiсть (Ки1в, Харкiв, 1вано-Франювськ, Бiла Церква, Володимир-Волинський, Полтава, Умань, Черкаси, Юровоград й iн.) (Vasylenko et al., 2013; Ivchenko et al., 2014; Levon, 2003; Lysenko, 2007; Nikitenko, 2004; Radova, 2013; Rybalka, Vergeles, & Koval, 2012; Ro-govskyj, & Ryzhov, 2014; Rogovskyj, 2008), старовин-них парюв iз щнною рiдкiсною дендрофлорою (Нащ-ональний ботанiчний сад iм. М. М. Гришка НАН Украши, дендропарк "Олександрiя" НАН Украши, Нащ-
ональний дендрологiчний парк "Софивка" НАН Украши й íh.), захисш смуги вздовж дорiг (повсюдно), про що свщчать численнi публшацп у популярнш та на-уковiй лиератур^
Вважають, що омела спричиняе попршення саш-тарного стану (передчасна суховерхiвковiсть, рiзке зниження енерги росту й урожайносп) та естетичного вигляду деревних рослин. Особливо сприятливi умови для розвитку популяцш омели складаються у мктах, де насадження бiльш ослабл^ пор1вняно з природни-ми, через значне антропогенне навантаження.
Василенко I. Д. та íh. (Vasylenko, Filipova, & Fuchylo, 2013) зазначають, що досить важливу роль у процес росту чисельносп омели вiдiграють птахи-по-ширювачi li насiння, 1хня чисельшсть та активнiсть. Д. Цубер iз цього приводу у сво1й публшацп наголо-шуе (Zuber, 2004), що птахи е тшьки вектором поширення омели у ландшафт^ а корелящя мiж чисельшс-тю нашвпаразита та птахiв-поширювачiв його насiння не е суворою. Тобто данi щодо характеру взаемозв'язку мiж чисельшстю омели бшо! та птахiв-поширюва-ч1в ii насiння е суперечливими.
Одним iз ключових видiв, якi забезпечують поширення омели на територп Украши, е омелюх. Ареал цього птаха в бвразп простягаеться ввд Фiнляндi! до Камчатки, а в Америщ охоплюе Аляску, швшчно-за-хвдш штати США, а також центральш та захiднi про-вшцп Канади. Омелюхи ведуть кочовий спосiб життя: у листопадi вони прилiтають до мкць зимiвлi (зокре-ма i в Украшу), а у березш - квiтнi повертаються на швшч до гнiздового ареалу. Вони не уникають людсь-ких поселень: трапляються у парках, садах, вуличних насадженнях мiсть тощо. В антропогенних ландшафтах Харкова омелюхи е основним агентом поширення омели бшо! (Vergeles, 2009), тож визначення взаемозв'язку мiж чисельшстю омели бшо! та птахiв цього виду е актуальним на цей час.
Мета дослщження - визначити взаемозв'язок мiж чисельшстю омели бшо! та птахш-поширювачш ii на-
Citation APA: Rybalka, I., & Vergeles, Y. (2017). The Study of Interrelation Between the Number of White Mistletoe (Viscum Album L.) and Waxwings (Bombycilla Garrula L.) in Urban Landscape. Scientific Bulletin of UNFU, 27(1), 73-78. Retrieved from http://nv.nltu.edu.ua/index.php/journal/article/view/167
Науковий вкник НЛТУ сшня (на прикладi омелюха) в урбанiзованих ландшафтах.
Матерiали та методи дослiдження. Дослвдження проведено на територй Харкова. За ландшафтним районуванням вона належить до Харювсько! схилово-височинно! областi Середньорусько! лкостепово! про-вшцп Схвдноевропейсько! равнинно! ландшафтно! кра!ни i розташована на поденному заходi Середньо-Русько! височини. Кшмат помiрний, Í3 середньорiч-ною кiлькiстю опадiв 500-570 мм i середшми температурами сiчня - -8 °С, лишня - понад 20 °С. Основнi ге-нетичш типи rрунтiв - чорноземи (як утворилися на лесах рiзного мехашчного складу) i сiрi опiдзоленi ль совi грунти, якi на територй' мкта зазнали гётотно! антропогенно! трансформаци (Stolberg, 2000).
Дiлянки, на яких проводили дослiдження, розта-шоваш на територп Центрального парку культури i вiдпочинку 1м. Горького (ЦПЮВ) та на вододiлах у твшчно-схвднш частинi Харкова. Натурнi спостере-ження за омелою бiлою проведено у травш - червнi 2011 р. за методикою, яку опублшовано у стат-тi (Rybalka, Vergeles, & Koval, 2012). Польовi спосте-реження за омелюхом здiйснено за методикою, яку подано в робот (Vergeles, 2009). Вона передбачала визначення штегрального показника чисельностi омелюха (NR) у перiод спостережень, який визначали комбiнацieю трьох iндексiв: iндексом рясносп NA, ш-дексом поширення особин виду на дослвджуванш територй (Nd) i частотою, з якою особини виду трапля-лись за перюд спостережень (iндекс постiйностi NF).
Враховуючи, що багаторiчний монiторинг поширення омели бшо! на територп Харкова не проводили, а також беручи до уваги той факт, що виявлено пози-тивнi кореляци мiж радiальним приростом дерев-жи-вителгв та чисельнiстю омели (Rybalka, Vergeles, & Koval, 2012), у цьому дослвдженш також використано результати дендрохронолопчного аналiзу ходу росту дерев-живител1в омели бшо! (на прикладi клена срiб-лястого (Acer saccharinum L.)).
Дендрохронолопя займаеться датуванням рiчних кiлець, як протягом росту дерева акумулюють шфор-мац1ю про явища у природному середовищi (ктма-тичнi змiни, антропогенний вплив тощо) i зберiгають !х протягом необмеженого часу; вивченням впливу еколопчних чинник1в на величину приросту дереви-ни; анатомiчну структуру рiчних шар1в та !х хiмiчний склад; аналiзом шформацп в рiчних кшьцях з метою реконструкцп умов природного середовища. Дендрох-ронологiчнi методи дають змогу за вщносно короткий термш оцiнити реакцiю радiального приросту дерев на еколопчш змiни в екосистемах як у часовому, так i у просторову аспектах. На ввдмшу вщ звичайних ме-тод1в мошторингу, якi полягають у спостереженнi за тим чи iншим впливом на лiсовi екосистеми, дендрох-ронологiя дае змогу встановити змши в насадженнях за кiлька десятилiть i навиь столiть (Koval, 2006; 2011). Методику ввдбору кернiв деревини та оброб-лення зiбраного матерiалу наведено у (Rybalka, Vergeles, & Koval, 2012).
Враховуючи, що на кожному окремому деревьжи-вителi спгввщношення юветльних рослин, рослин 1-
Укра'ши, 2017, т. 27, № 1 го i 2-го генеративного вжу та сеншьних значно змь нювалося (на одних деревах омела тшьки-но з'яви-лась, на iнших - ll популяцiя вже досягла стабiльного стану), з метою уникнення хибних кореляцш i виснов-к1в, на шдготовчому етапi роботи iз застосуванням матрично! моделi динамiки чисельностi популяцй омели бшо!, що представлена у робот (Barannik, Vergeles, & Rybalka, 2010), було запроваджено ретроспективы сценари еволюцп популяцй омели. Це дало змогу визначити часовий штервал, в якому ввдбулося за-селення деревних рослин омелою, що й стало одним iз фактор1в впливу на радiальний прирiст.
Так, максимальний час Т (у роках) розвитку популяцй омели ввд моменту появи перших особин у рощ t визначено за формулою
ln (a-1)
т = —rV+1,
ln(q) '
(1)
де: q - сп1ввщношення чисельностi омел i -го i i +1 -го роюв розвитку, яке розраховуеться методом послвдов-них наближень як
q =
1
1 + M (1 - q*)
M3y '
1/12
(2)
де at - кшьюсть омел однолiтнього вiку у рощ t, що обчислюють як
= M 2-(1 - q )
q
h -
(1 -
q
(3)
Символами My, M2,t, M3,t позначено чисельностi омели в межах груп "молодих", "зр1лих" i "старих" особин вiдповiдно (визначено на основi натурних спостережень для кожного дерева-живителя iз застосуванням шдексу чисельностi за формулою середньо-го геометричного); символами I1, E2 (визначають як i2 = Е2 - i1) i E3 (i3 = Е3 - i2 вiдповiдно) - максимальний вш омели, за яким ц може бути ввднесено до гру-пи "молодих", "зриих" i "старих" особин (Barannik, Vergeles, & Rybalka, 2010).
Для визначення взаемозв'язку мiж динамшою змь ни радiального приросту та чисельностi птахiв-поши-рювач1в насiння омели (на прикладi омелюха) проана-лiзовано часовi ряди. Аналiз проведено в кiлька ета-п1в: на першому етапi перевiрено гiпотезу щодо неви-падковостi даних у часових рядах, на другому еташ -здiйснено очищення часових рядгв вiд шуму, на третьому - проведено аналiз на !х стацiонарнiсть, на четвертому - перевiрено нормальнiсть розпод1лу спостережень, на п'ятому - зктавлено один з одним.
Так, спочатку з'ясували природу часових рядiв, а саме, чи не е в« !х коливання чисто випадковим сто-хастичним процесом. Таке стохастичне варговання значень ряду називають "бшим шумом". Для цього застосували автокореляцiйний критерiй: оцiнювання зв'язку мiж величинами одного i того ж ряду зi зру-шенням один вщносно одного у часi передбачае роз-рахунок коефiцiентiв автокореляцп (ra). Очевидно, що у припущеннi про випадковкть характеру коливань спостережень у дослвджуваному часовому рядi (Н0) зв'язку мiж !хшми р1внями бути не повинно. Альтер-
Науковий вкник НЛТУ нативна rinoTe3a (Hj) допускае залежнiсть величини послiдовних значень одне вщ одного, або, шшими словами, не випадковiсть часового ряду. Коефщент автокореляцй розраховували за формулою
rYtyt_=(YYZ-Y-YZ) / (s st, (4)
де: Y i Yt-t - середнi арифметичш вiдповiдних рядiв,
а Y,Y,-t - середне арифметичне значення ряду ix пар-них добуткiв; aYt i aYt - стандартнi ввдхилення ввд-повiдниx рядiв.
Значущiсть коефщенпв автокореляцй оцiнювали шляхом порiвняння з табличними значениями, якi запропонував Р. Андерсон (Nikitin, & Sosunova, 2003). Сукупшсть послiдовниx значень ra на рiзниx порядках (або лагах) представляе собою автореляцiйну фун-кцiю. Вважають, що коректним е розрахунок ra порядку автокореляцiйноi функцп, який не перевищуе вели-чини ввдношення и/4, де n - довжина дослвджуваного часового рядку. Коливання ra з бiльш високим лагом не мають брати до уваги (Nikitin, & Sosunova, 2003). Якщо значення коефщентгв автокореляцй' ряду на всш цiй вiдстанi не виходило за рамки довiрчиx штер-валiв, то дослвджуваний ряд вважали "бiлим шумом" (аналiз здiйснено засобами програмного пакету MS Excel 2013). З метою очищення часового ряду з шдек-сами чисельносп омелюха вiд шуму використано трьоxрiчну ковзну.
На наступному еташ проаналiзували ряди на стащ-онарнiсть iз застосуванням методу послвдовного гру-пування i порiвияния груп. Ряд вважають стацюнар-ним, якщо в ньому вщсутш нециклiчнi тренди, а ам-плiтуда коливань дослвджуваного параметра приблиз-но однакова на будь-якш його вiдрiзку. Оцiнювания стацюнарносп ряду методом послiдовного групуван-ня е порiвияниям його параметрiв, згрупованих для початку, середини i кшця ряду. Розбивши ряд на три групи (вибiрки), для кожно'' iз них вираховують середне арифметичне i дисперсiю, пiсля чого щ пара-метри порiвнюють для окремих вiдрiзкiв виxiдного ряду. Для встановлення факту стацiонарностi ряду вiдносно його центрально'' тенденци (вiдсутностi не-ци^чного тренду) порiвияния середнix арифметич-них вибiрок здiйснюють за t-критерiем (критерш Ст'юдента) за формулою
Yj-Y2
t=
s2(nj - j) +s2(nj - J) _ IJ + J_
Укра'ши, 2017, т. 27, № 1 них часових рядах (за винятком "биого шуму"). Для цього застосовано критерп Колмогорова-Смiрнова (з виправленням Лилефорса), Шапiро-Уiлка (визначено засобами програмного пакету Statistica 10.0), а також визначено ввдношення розмаху мшливосп в кожному дослiджуваному часовому рядi до його стандартного ввдхилення за формулою
С= |Р /а |, (6)
де: Р - розмах коливань, тобто значення, отримане шляхом вщшмання мiнiмального спостереження iз максимального; а - стандартне вщхилення ряду (роз-раховано iз застосуванням програми MS Excel 2013).
Гшотезу щодо нормальностi розподiлу приймають як робочу, якщо тест Колмогорова-Смiрнова (з вип-равленням Лiллефорса) мае р1вень значущостi р > 0,2, тест Шашро-Ушка - р > 0,5 та якщо величина С зна-ходиться в межах довiрчиx штервалгв, якi наведено у публiкацii (Nikitin, & Sosunova, 2003).
Шсля перевiрки дослiджуваниx часових рядiв на нормальшсть iз застосуванням трьох тестiв, перевiри-ли гiпотезу про наявнiсть взаемозв'язку мiж iндексами чисельностi омелюха та радiальним приростом, впо-рядкованими за часом i за ступенем ураження дерев-живителiв омелою. Для цього застосували парамет-ричш методи аналiзу - коефiцiент парно'' кореляци Пiрсона (r) (розраховують тшьки для стацiонарниx, нормального розподiлениx рядгв). Помилку емшрич-ного коефiцiента кореляци ввдносно свого генерального параметру оцшено за формулою
(7)
n - 2
де: n - загальна кiлькiсть парких спостережень або об'ем дишрно'' вибiрковоi сукупностi; r - емпiричний коефiцiент кореляци (розраховано iз застосуванням програми MS Excel 2013).
Значимкть коефiцiента кореляци оцшено за формулою (Lakin, 1990)
n - 2 ^ 1Ф = ^ - t".
(8)
(5)
nJ + nJ - 2 n2
де: Y i Yt-t - середш арифметичнi; n1 i n2 - число спостережень; а1 i а2 - стандартш вiдxиления вщпо-ввдно для першого i другого рядiв.
Якщо розраховане t менше ввд табличного (тобто вiдмiнностi мiж середшми окремих вiдрiзкiв вихвдно-го часового ряду е нектотними), нуль-гiпотезу про стацюнаршсть ряду вiдносно його центрально'' тенденци приймають як робочу (Nikitin, & Sosunova, 2003).
На наступному крощ перевiрили гшотезу щодо нормальносп розподшу спостережень у дослвджува-
Результати дослвдження та обговорення. Дендро-лопчний аналiз дав змогу визначити щорiчний радь альний прирiст у деревних рослин iз 1987 по 2010 рр. (24 роки). Польовi спостереження за омелюхами проводив Ю. I. Вергелес iз 1989 по 2010 рр. (21 рш).
Враховуючи, що натурнi спостереження за омелою проведено у 2011 р., на основi розрахунку величини Т за формулою (1), можна зробити висновок, що на де-ревах-живителях з шдексами чисельностi "3" i "4" омела з'явилась у 1988 р., з шдексом чисельностi "5" -не шзшше 1973р., а з шдексом чисельносп "6" - не шзшше 1954 р. Для дерев iз iндексами чисельностi "0" та " 1" встановлено, що омела на них з'явилася приб-лизно в 2010 р., тож iз подальших дослiджень 'х вилу-чили (особливо враховуючи, що навиь якщо омела i з'явилась на дерев^ то iстотного впливу на радiальний прирiст деревно'' рослини вона одразу не нестиме). Тодi для дерев-живителiв, якi входять до груп 2 i 3, оцшених iндексами ураження "3" i "4", репрезента-
Науковий вкник НЛТУ тивнi часовi ряди мають обмежуватися перiодом у 23 роки ^з 1988 по 2011 рр.), для групи 4, оцшено1 ш-дексом ураження "5" - у 38 роюв (iз 1973 по 2011 рр.), а для групи 5, ощнено! шдексом ураження "6" - у 57 роюв ^з 1954 по 2011 рр.). З урахуванням ретроспективного анашзу, а також беручи до уваги результата дендролопчного анашзу, дослiджуванi часовi ряди обмежили: для дерев-живителiв, якi входять до груп 2 i 3, перiодом у 23 роки (тобто iз 1988 по 2010 рр.), для груп 4 i 5 - у 24 роки ^з 1987 по 2010 рр.).
Автокореляцшний аналiз п'яти дослвджуваних ча-сових ряд1в дав змогу виявити лаги, на яких значення автокорелящйноi функци виходили за межi довiрчих iнтервалiв навколо нульового значення коефщента кореляцп (при цьому виконувалося вiдношення и/4). Так, для часового ряду з шдексами чисельносп оме-люха (позначимо його умовно "ЧР-ом.1") на 2-му лазi (перюд у 19 рокiв iз 1991/1992 рр. по 2009/2010 рр.) коефщент автокореляцп становив 0,314 (за Ккр = 0,305 на рiвнi значущосп р < 0,05), для часового ряду з радiальним приростом дерев-живител1в, якi входять до групи 2 ("ЧР-гр.2"), на 2-му лазi (22 роки, 1989-2010 рр.) коефщент автокореляцп становив 0,752 (за Ккр = 0,418, р < 0,01), для часового ряду з ра-дiальним приростом дерев-живител1в, якi входять до групи 3 ("ЧР-гр.3") на 2-му лазi (22 роки, 19892010 рр.) коефщент автокореляцп становив 0,701 (за Ккр = 0,418, р < 0,01), для часового ряду з радiальним приростом дерев-живителiв, як входять до групи 4 ("ЧР-гр.4") на 2-му лазi (23 роки, 1988-2010 рр.) ко-ефiцieнт автокореляцп становив 0,294 (за Ккр = 0,285, р < 0,05), для часового ряду з радiальним приростом дерев-живител1в, якi входять до групи 5 ("ЧР-гр.5") на 2-му лазi (23 роки, 1988-2010 рр.) коефщент автокореляцп становив 0,469 (за Ккр = 0,412, р < 0,01). Це вказувало на те, що поданi у них даш не е випадкови-ми стохастичними коливаннями.
Перевiрка на стащонаршсть дослiджуваних часо-вих рядiв. Результати оцiнювання стацiонарностi п'яти дослвджуваних рядiв за методом послiдовного групування подано у табл. 1, як свiдчать, що ввдмш-ностi мiж середнiми окремих вiдрiзкiв дослiджуваних ЧР е нектотними, тому нуль-гiпотезу про стащонаршсть рядiв вiдносно сво!х центральних тенденцiй приймають як робочу.
Табл. 1. Результати оцшювання стацiонарностi часових рял1в методом послiдовного групування
Досл1джуваний часовий ряд (умовне позна-чення) Число ступе-шв свободи (А/ =«1+и2-2) 1фЛ 1ф2
ЧР-ом.1 9 4,16 4,78**** 3,06 3,25***
ЧР-гр.2 13 2,65 3,01*** 0,99 1,77*
ЧР-гр.3 13 3,83 4,22**** 0,77 1,77*
ЧР-гр.4 13 1,17 1,17* 1,07 1,77*
ЧР-гр.5 13 0,78 1,77* 2,09 2,16**
* ...
Приштки: - зв'язок достовфний на р1вн1 значущост1
р < 0,1; - зв'язок достов1рний на р1вт р < 0,05; - зв'язок достов1рний на р1вт р < 0,01, - зв'язок достов1рний на р1вш р < 0,001.
краши, 2017, т. 27, № 1
Перевiрка на нормальнiсть розподiлу спостере-жень у дослвджуваних часових рядах. Результати виз-начення критерив Колмогорова-Смiрнова (з виправ-ленням Лiллефорса) та Шашро-Ушка, а також розра-хунку величини С (6) наведено у табл. 2.
За результатами трьох проведених тест1в гiпотезу щодо нормальностi розподшу спостережень у досль джуваних часових рядах прийнято як робочу.
Табл. 2. Ошнювання нормальност розполiлу _спостережень у часових рядах_
Часовий ряд Тест Колмогорова-См1рнова (з виправленням Лшлефорса) Тест Шаш-ро-Ушка С Тест на нормаль-шсть
ЧР-ом.1 р < 0,20* р = 0,37225 3,31*
ЧР-гр.2 р < 0,20* р = 0,01308 3,49*
ЧР-гр.3 р < 0,20* р = 0,44462 3,50*
ЧР-гр.4 р < 0,20* р = 0,47955 3,86* II II
ЧР-гр.5 р < 0,20* р = 0,91029* 3,97* II II
Приштки: - гшотезу щодо нормальносп розподшу приймають як робочу; "+" - позитивний; "-" - негативний.
Пор1вняння часових ряд1в i виявлення зв'язку мiж ними. Враховуючи, що дослвджуваш часовi ряди е стащонарними та що спостереження у них демонстру-ють нормальний розпод1л, у цьому випадку для порiв-няння часових ряд1в застосовано параметричнi методи аналiзу, до яких належить коефщент парно! кореляцii Пiрсона. Результати розрахунку коефщенпв кореля-цii наведено у табл. 3.
Табл. 3. Результати вимiрювання зв'язку мiж рядами
ЧР-ом.1 ЧР-гр.2 ЧР-гр.3 ЧР-гр.4 ЧР-гр.5
ЧР-ом.1 1,000 - - - -
ЧР-гр.2 0,470 1,000 - - -
ЧР-гр.3 0,567* 0,830* 1,000 - -
ЧР-гр.4 0,203 0,527* 0,643* 1,000 -
ЧР-гр.5 0,062 0,824* 0,626* 0,557* 1,000
Прим1тки: зв'язок достов1рний на рщш значущосп
р < 0,05.
Зпдно з даними табл. 3, виявлено зв'язок мiж часо-вими рядами з шдексами чисельносп омели i радiаль-ним приростом дерев-живител1в омели, яю входять до групи 3. Помилка емпiричного коефiцiента кореляци вiдносно свого генерального параметра, ощнена за формулою (7), становить 0,228. Розрахований коефь цiент кореляцii е статистично значущим: величина /ф, розрахована за формулою (8), становить /ф = 2,67 >
дор1внюе 2,13 на рiвнi значущосп р < 0,05). Отже, гшотезу про наявшсть взаемозв'язку мiж чисельшстю омели бiлоi та птах1в-поширювач1в и насiння (на прикладi омелюха) на основi наявних даних не може бути ввдхилено.
Низькi коефiцiенти кореляцп, якi встановлено внаслiдок зiставлення часових рядiв з iндексами чи-сельносп омели i радiальним приростом дерев-живи-телiв омели, якi входять до груп 2, 4 i 5 (г2 становив 0,470, 0,203 i 0,062 вiдповiдно) можна пояснити тим, що омела бiла е тшьки одним iз факторiв, якi вплива-ють на радiальний прирiст клена. З шшого боку, чи-сельшсть птахiв - це тiльки один iз фактор1в, якi впливають на чисельшсть омели бiлоl на деревах. З шшого боку, для подiбного роду дослщжень потрiбно
HayKOBHH bîchhk H^TY
Mara 3Ha^Ho öintme gaHux 3 pi3Hux nacraH apeany no-mupeHHa oMenu ôinoï.
Bhchobok. 3a pe3yntTaTaMu gocnig»eHHa Ha piBHi 3Hany^ocri p < 0,05 BumneHo no3HTHBHHH B3aeMo-3b'»30k Mi» pagiantHuM npopocTOM gepeB-^uBHTeniB OMenu, aKi BxogaTt go rpyn 3, i HucentmcTro nraxiB-no-muproBaniB HaciHHa oMenu. OT»e, rinoTe3y npo HaaB-HicTt B3aeMO3B'»3Ky Mi» nucentmcTro oMenu ôinoï Ta maxiB-nornuproBaniB ïï HaciHHa (Ha npuKnagi oMenroxa) Ha ocHoBi HaaBHux gaHux He Mo»e öyra BigxaneHo. no-gantmi gocnig»eHHa MaroTt öyra cnpaMoBam Ha po3-poöneHHa eKonorraHo oörpyHTOBaHux peKoMeHga^H ^ogo ynpaBnaHHa nonyna^ero oMenu ôinoï b ypöoeKo-cucTeMax.
noflHKH. ÂBTopu BucnoBnroroTt ^upy BgaqmcTt B.O. EapaHHiKy 3a Kopucm nopagu, HagaHi nig nac nig-roTyBaHHa cTaTTi go nyôniKa^ï, Ta A.C. Haa^ 3a ynacTt y geaKux nontoBux cnocTepe»eHHax, a TaKo» I.M. Ko-Bant 3a öeзцiннy gonoMory y npoBegeHHi geHgponorra-Horo aHani3y.
nepe^ÏK BHKopHCTaHHX g^epe.n
Barannik, V. O., Vergeles, Yu. I., & Rybalka, I. O. (2010). Matrychna model prognozu dynamiky populjacii omely biloi u miskomu landshafti. Nauk. — tehn. zb. Harkivskoi nacionalnoi akademii miskogo gospodarstva. Kommunalnoe hozjajstvo goro-dov, 93 (series Tehnichni nauky j arhitektura), pp. 392-396. [in Ukrainian].
Ivchenko, A. I., Bozhok, O. P., Patsura, I. M., Koljada, L. B., & Bozhok, V. O. (2014). On the Issue of an Organization of Effective Fight against White Mistletoe. Scientific Bulletin of UNFU, 24(5), pp. 12-18. Retrived from: http://nltu.edu.ua/nv/Archi-ve/2014/24_5/4.pdf. [in Ukrainian]. Koval, I. M. (2006). Dendrohronologija v Ukraini: retrospektyva i perspektyvy rozvytku. Lisove gospodarstvo, lisova, paperova i derevoobrobnapromyslovist, 31, pp. 221-227. [in Ukrainian]. Koval, I. M. (2011). Response of pine radial growth to change of climate and recreational load in forest-steppe of Ukraine. Scientific Bulletin of UNFU, 21(2), pp. 63-70. Retrived from: http://nltu.edu.ua/nv/Archive/2011/21_2/63_Kow.pdf. [in Ukrainian].
Lakin, G. F. (1990). Biometrija. Мoscow: Vyssh. shk., p. 352. [in Russian].
Levon, F. M. (2003). Creation of green plantings in conditions of the urbanized environment: the requirements limiting factors, ways of optimization. Scientific Bulletin of UNFU, 13(5), pp. 157-162. Retrived from: http://nltu.edu.ua/nv/Archi-ve/2003/13_5/157_Lewon_13_5.pdf. [in Ukrainian].
YKpai'HH, 2017, t. 27, № 1
Lysenko, M. (2007). Zeleni nasadzhennja v urbanizovanomu sere-dovyshhi mista Ivano-Frankivska. Visnyk Prykarpatskogo naci-onalnogo universytetu imeni V. Stefanyka, 7(series Biology), pp. 236-240. [in Ukrainian].
Nikitenko, L. (2004). Omela dereva zamela. Retrieved March 21, 2016, from http://www.umoloda.kiev.ua/number/181/116/6274. [in Russian].
Nikitin, A. Ya., & Sosunova, I. A. (2003). Analiz i prognoz vre-mennyh rjadov v jekologicheskih nabljudenijah i jeksperimentah. Irkutsk: Irkutskij gosudarstvennyj pedagogicheskij universitet, p. 88. [in Russian].
Radova, V. (2013). Poshyrennja omely v Umani vyvchatyme speci-alna komisija. Retrieved March 21, 2016, from http://uman.in-fo/ua/news/poshyrennya-omely-v-umani-vyvchatyme-spetsialna-komisiya--3011. [in Ukrainian].
Rogovskyj, S. V. (2008). Features of introduction of optimization of recreation landscape on territory of sanatorium "Kvitka Polonu-nu". Scientific Bulletin of UNFU, 18(12), pp. 50-59. Retrived from: http://nltu.edu.ua/nv/Archive/2008Z18_12/50_Ro-
gowski_18_12.pdf. [in Ukrainian].
Rogovskyj, S. V., & Ryzhov, A. M. (2014). Old-Growth Trees in Green Plantations of Bi-la Tserkva and their Role in the Modern Urban Image Formation. Scientific Bulletin of UNFU, 24(5), pp. 46-51. Retrived from: http://nltu.edu.ua/nv/Archi-ve/2014/24_5/ 10.pdf. [in Ukrainian].
Rybalka, I. O., Vergeles, Yu. I., & Koval, I. M. (2012). Effect of White Mistletoe (Vis-cum album L.) on dynamics of radial increment of silver maple (Acer sacchari-num L.) in the Forest-Steppe zone of Ukraine. Scientific Bulletin of UNFU, 22(15), pp. 57-63. Retrived from: http://nltu.edu.ua/nv/Archi-
ve/2012/22_15/57_Ryb.pdf. [in Ukrainian].
Stolberg, F. V. (Ed.) (2000). Jekologija goroda. Kyiv: Libra, p. 464. [in Russian].
Vasylenko, I. D., Filipova, L. M., & Fuchylo, Ya. D (2013). A fight is against mistletoe on trees of poplar in green zone of Bila Tserkva city. Scientific Bulletin of UNFU, 25(12), pp. 31-38. Retrived from: http://nltu.edu.ua/nv/Archi-ve/2013/23_12/31_Was.pdf. [in Russian].
Vergeles, Yu. I. (2009). Ocenka obilija i haraktera mnogoletnej di-namiki vidov ptic v sezonnyh arealah (na primere sviristelja, Bombycilla garrulus, v g. Harkove i Harkovskoj oblasti). Materi-aly mezhdunarodnoj nauchnoj konferencii, posvjashhennoj 80-le-tiju so dnja rozhdenija professora A.P. Krapivnogo, pp. 107-112. Harkiv, december 4-5. [in Ukrainian].
Zuber, D. (2004). Biological flora of Central Europe: Viscum album L. Flora, 199, pp. 181-203.
Zuber, D., & Widmer, A. (2009). Phylogeography and host race differentiation in the European mistletoe (Viscum album L.). Molecular Ecology, 18, pp. 1946-1962.
И. А Рыбалка, Ю. И. Вергелес
ИССЛЕДОВАНИЕ ВЗАИМОСВЯЗИ МЕЖДУ ЧИСЛЕННОСТЬЮ ОМЕЛЫ БЕЛОЙ (VISCUM ALBUM L.) И СВИРИСТЕЛЯ (BOMBYCILLA GARRULUS L.) В ГОРОДСЬКОМ ЛАНДШАФТЕ
Представлены результаты исследования взаимосвязи между численностью омелы белой (Viscum album L.) и свиристеля (Bombycilla garrulus L.) в городськом ландшафте. Исследования проведены в период с 1989 по 2010 гг. на территории Центрального парка культуры и отдыха им. Горького, г. Харьков (Украина). Наблюдения за омелой и свиристелями проведены по оригинальным методикам. При проведении анализа временных рядов учитывали результаты моделирования сценариев эволюции популяции омелы белой в ретроспективу и результаты дендрохронологических анализа хода роста деревьев-хозяев омелы (на примере клена серебристого (Acer saccharinum L.)). Ретроспективный анализ проведен с применением матричной модели динамики численности популяции омелы белой. При определении взаимосвязи между исследуемыми временными рядами применены параметрические методы анализа (коэффициент парной корреляции Пирсона). Обоснованно, что численность омелы белой положительно коррелирует с численностью птиц, которые распространяют семена растения-полупаразита.
Ключевые слова: омела белая, свиристель, городськой ландшафт, анализ временных рядов.
Науковий вкник НЛТУ Украши, 2017, т. 27, № 1
I. O. Rybalka, Yu. I. Vergeles
THE STUDY OF INTERRELATION BETWEEN THE NUMBER OF WHITE MISTLETOE (VISCUM ALBUM L.) AND WAXWINGS (BOMBYCILLA GARRULA L.) IN URBAN LANDSCAPE
White mistletoe (Viscum album L.) is an evergreen hemiparasitic dwarf shrub which is known to cause deterioration of tree health. In anthropogenic landscapes of Kharkiv waxwings are the main agent distributing white mistletoe, so the definition of the relationship between the number of white mistletoe and birds of this species is relevant at this time. Thus, the aim of the study was to determine relationship between the number of the white mistletoe and its frugivoruos birds (the Waxwings) in urban landscapes. The authors carried the field survey in the city of Kharkiv (Ukraine). In this study we applied the results of dendrochronological analysis of radial increment of the Silver Mapple (Acer saccharinum L.) model trees. The changes in number of mistletoe shrubs over time and their distribution by age in retrospect were identified on the base of field data and by the application of matrix model of Viscum album population dynamic. The analysis of time series was conducted in order to determine relationships between radial growth of trees and the abundance of the Mistletoe's avian dispersers. In this study we applied parametric methods of analysis (Pearson coefficient of correlation). In the case of the city of Kharkiv, the white mistletoe number depends on the waxwing's seasonal abundance. We have got the following results. Firstly, white mistletoe sub-populations with semi-quantitative indexes "3" and "4" appeared on the host trees no later than in 1988, with semi-quantitative index "5" - no later than 1973, and with semi-quantitative indexes "6" -no than in 1954. Secondly, the autocorrelation analysis of the mistletoe and the waxwing time series proved the reliability of data. It is found that the white mistletoe number weakly relates to the abundance of the waxwing. To conclude, white mistletoe number depends on the waxwing's seasonal abundance. Further research should be directed to the developing of environmentally sound recommendations on the white mistletoe population management in urban ecosystems.
Keywords: white mistletoe; waxwing; urban landscape; time series analysis.
1нформащя про aBTopiB:
I. О. Рибалка, асистент, Харювський НУ мюького господарства ¡м. О.М. Бекетова, м. Харюв, УкраТна.
E-mail: [email protected] Ю. I. Вергелес, ст. викладач, Харювський НУ мюького господарства iM. О.М. Бекетова, м. Харюв, УкраТна.
E-mail: [email protected]
