Индикация состояния экосистем методами детерминационного анализа*

В.Н.Максимов, Г.Ф.Милованова, Н.Г.Булгаков, А.П.Левич

Кафедра общей экологии Биологического факультета

Московского государственного университета им. М.В.Ломоносова.

119899, Москва, Воробьевы горы. (095)939-5560. E-mail:

1. ТPУДНОСТИ.СТАТИСТИЧЕСКОГО АНАЛИЗА МАССОВЫХ ДАННЫХ ЭКОЛОГИЧЕСКО-ГО МОНИТОРИНГА

Фундаментальные знания о закономерностях функционирования естественных надорганизменных систем добывают не только в специально организованных и спланированных экспериментах, но и путем анализа данных экологического мониторинга, полученных с помощью стандартных методик. Эти данные накапливаются десятилетиями, могут охватывать большие территории, но не всегда удовлетворяют требованиям метрологии, статистической воспроизводимости и другим условиям, которые позволили бы обоснованно использовать для их анализа традиционные методы математической статистики.

Анализ экологической литературы последних лет (Будилова и др., 1995) показывает, что при анализе многомерных массивов данных, получаемых в ходе исследования природных экосистем, чаще всего применяются либо классические статистические методы, такие как дисперсионный и регрессионный анализ, либо методы, лишь формально относящиеся к статистическим: факторный анализ, кластер-анализ, многомерное шкалирование. Благодаря тому, что для всех этих методов в настоящее время имеются пакеты прикладных вычислительных программ (например SYSTAT, SPSS, STATISTICA и др.), эти методы стали доступны для широкого круга экологов, как правило не имеющих адекватной математико-статистической подготовки. Между тем применимость указанных методов к анализу данных экологических наблюдений (экологического мониторинга), относящихся к категории т.н. "пассивных экспериментов", представляется достаточно проблематичной.

Известно, в частности, что регрессионный и дисперсионный анализ базируются на ряде довольно жестких предпосылок, из которых назовем 3 наиболее важных: 1) результаты наблюдений должны быть независимыми случайными величинами, распределенными нормально; 2) выборочные оценки наблюдений должны быть однородны, т.е. не должны зависеть от величины результатов наблюдений; 3) ошибки в определении независимых переменных должны быть в идеальном случае равны нулю или, по крайней мере, пренебрежимо малы по сравнению с ошибкой в определении величины результатов наблюдений.

Многолетний опыт работы с данными экологического мониторинга убеждает в том, что для них ни одна из этих предпосылок не выполняется. Однако если затруднения, связанные с первыми двумя предпосылками, можно преодолеть путем "нормализующих" преобразований величины результатов наблюдений, то выполнение 3-го требования практически неосуществимо, поскольку погрешности в определении таких переменных, как численности видов, концентрации биогенных элементов и т.п. - связаны не столько с несовершенством методик, сколько с неоднородностью ("пятнистостью") распределения этих показателей в пространстве реальных биотопов.

К этому следует также добавить, что даже при выполнении всех вышеперечисленных предпосылок статистические модели вообще и регрессионные модели в частности не могут быть использованы для установления или доказательства наличия причинно-следственных связей в изучаемой системе.

 

В кажущейся простоте использования стандартных статистических программ заключена и немалая опасность, поскольку далеко не всегда исходные данные удовлетворяют тем, довольно жестким, требованиям, которые предъявляют к ним статистические методы. В учебниках по статистике эти требования, естественно, всегда оговариваются. Важнейшие из них — нормальность распределений переменных, однородность дисперсий, устойчивость частот. Однако ни в одном из таких учебников мы не видели указаний на то, к чему приводит нарушение этих требований.

Необходимо также заметить, что традиционные статистические подходы часто не приспособлены к обработке данных, сочетающей числовые и нечисловые (качественные) переменные, к совместному анализу данных по объектам разной природы и разных уровней описания, к анализу нелинейных и неквазилинейных взаимосвязей переменных, хотя именно нелинейные связи преобладают в реальных экосистемах.

Многие недостатки традиционной статистики не свойственны методу детерминационного анализа (ДА), который оперирует лишь условными частотами многомерных событий, не обращаясь к коэффициентам корреляции или ковариации, к мерам близости и связи, т.е. к обычному инструментарию математической статистики, которая налагает слишком жесткие требования на исходные данные.

К настоящему моменту накоплен достаточный опыт применения детерминационного анализа в гуманитарных науках, в частности, в социологических исследованиях (Чесноков, 1982). Кроме того, авторами предприняты первые шаги для адаптации метода в биологических исследованиях (Замолодчиков и др., 1992; Булгаков и др., 1992; Левич и др., 1996).

2. ТЕОРЕТИЧЕСКИЕ ОСНОВЫ ДЕТЕРМИНАЦИОННОГО АНАЛИЗА ЭКОЛОГИЧЕСКИХ ДАННЫХ

Причинно-следственные закономерности обычно описываются суждениями вида "если X, то Y". Например, в экосистемах X может быть совокупностью значений некоторого комплекса факторов, а величина Y - характеризовать состояния экосистемы. Одна из особенностей функционирования сложных систем состоит в том, что подобные суждения имеют условный характер: в ряде случаев суждение оказывается истинным, в ряде - ложным. Степень достоверности суждения, очевидно, определяется частотой E, с которой состояние Y встречается в эмпирических данных среди всех случаев, когда исследуемый комплекс факторов имеет значение X, и частотой C, с которой совокупность значений факторов X встречается в эмпирических данных среди всех случаев, когда экосистема имеет состояние Y. E носит название точности, а C - полноты суждения "если X, то Y". Эти величины являются условными частотами события (X,Y) (Чесноков, 1982). Условные суждения представляют собой способ описания, частным случаем которого являются строгие и однозначные функциональные зависимости Y(X), имеющие место при изучении "хорошо организованных" (обычно лабораторных) экспериментов (точность и полнота таких зависимостей стопроцентны).

Таким образом, метод детерминационного анализа оперирует лишь условными частотами многомерных событий, не обращаясь к коэффициентам корреляции или ковариации, к мерам близости и связи, т.е. к обычному инструментарию математической статистики, которая налагает слишком жесткие требования на исходные данные.

Точность и полнота правила "если X, то Y" может характеризовать значимость взаимной сопряженности событий X и Y. Представляет интерес и исследование приращений условных частот при изменении набора факторов. Такие приращения могут характеризовать существенность факторов и их комплексов в исследуемых закономерностях. Техника анализа условных частот легко позволяет проводить межмассивную обработку данных, а именно - рассчитывать истинность правила "если X, то Z", когда известны истинности правил "если X, то Y" и "если Y, то Z", а массив экспериментальных данных, включающий переменные X и Z одновременно, отсутствует.

Предлагаемый анализ условных частот и их приращений позволяет эффективно решать задачи распознавания образов в многомерных пространствах данных: строить кластеры, типологии, таксоны; конструировать агрегированные переменные, интегральные показатели и т.п. (дополняя тем самым метод главных компонент, факторный анализ, многомерное шкалирование и другие подобные методы многомерной статистики).

В области экологических исследований анализ точности, полноты, существенности взаимосвязей между характеристиками экосистем, кроме стандартной задачи проверки гипотез о взаимном влиянии переменных, позволяет с помощью процедуры оптимизации отыскивать границы области нормального функционирования в пространстве экологических факторов и вычислять экологически допустимые уровни (ЭДУ) абиотических факторов, влияющих на экологическое состояние биотических компонентов экосистем (Левич, 1994; Левич, Терехин, 1997; Maximov et al., 1999). Найденные ЭДУ могут использоваться в задачах экологического нормирования, районирования и прогноза как региональные нормативы воздействий, нарушающих экологическое благополучие.

3. ДЕТЕРМИНАЦИОННЫЙ АНАЛИЗ ВЛИЯНИЯ ФАКТОРОВ СРЕДЫ НА ЭКОЛОГИЧЕСКОЕ СОСТОЯНИЕ БИОТЫ

В работе были использованы данные по гидрохимии, гидрологии (1-й массив) и гидробиологии (численность видов зоопланктона, 2-й массив) на трех участках р. Суры — собственно река, Сурское водохранилище и приплотинный участок водохранилища (Максимов и др., 2000). Пробы отбирали в течение пяти лет (1993-1997) в реке и водохранилище только в летние месяцы (несколько проб в месяц), в приплотинном участке — раз в месяц в течение всего года. Всего было проведено 199 наблюдений.

1-й массив включал числовые значения следующих абиотических переменных: БПК5, концентрации железа, марганца, аммония, нитритов, нитратов, фосфатов, углеводородов, фенолов, растворенного кислорода, взвешенных веществ, а также температуру воды и pH.

Из массива гидробиологических данных были отобраны 11 видов и 3 личиночные стадии зоопланктона, которые встречались не менее, чем в 20% наблюдений: Bosmina coregoni, Bosmina longirostris, Chydorus sphaericus, Daphnia cucullata, Daphnia longispina, Epistylis sp., Euchlanis dilatata, Eudiaptomus sp., Eudiaptomus gracilis, Keratella quadrata, Mesocyclops leuckarti, личинки копепод, личинки диаптомусов, науплии копепод. Каждая из 14 групп была разделена на два класса: “мало” (низкая численность) и “много” (высокая численность). Нулевые значения численностей не были исключены из анализа, а также включены в класс “мало”, поскольку в действительности значение численности, равное нулю, совсем не обязательно говорит о его отсутствии в пробе. При существующих методиках измерения численности вполне вероятно, что ни один экземпляр вида с низким обилием просто не попадет в поле зрения исследователя. Таким образом, введение качественной переменной в ДА позволяет не задумываться над тем, как относиться к нулевым значениям — действительно ли их приравнивать к нулю или считать пропущенными. В нашем случае, поскольку доля наблюдений с нулевыми численностями практически для всех видов превышала 50%, классы “мало” и “много” сильно отличались по наполненности. Так как в класс “мало” попали, кроме нулевых, значения численности менее 0.15´ 103 кл/л, он оказался примерно в 3 раза больше по числу наблюдений, чем класс “много”.

При помощи процедуры оптимизации выясняли, влияют ли колебания гидрохимических и гидрологических показателей на численность отдельных видов. Для оценки такого влияния устанавливали, какой интервал на шкале значений абиотических переменных наиболее достоверно объясняет высокие численности видов. При этом предполагалось, что БПК, концентрация Fe, Mn, углеводородов, фенолов и взвешенных веществ может приводить к снижению численности только в области высоких значений, поэтому при оптимизации задавали верхний уровень искомого интервала. Для содержания кислорода ситуация обратная — только снижение этого показателя может приводить к неблагоприятным последствиям для зоопланктона, поэтому фиксировали нижнюю границу интервала. Что касается концентраций аммония, нитритов, нитратов, фосфатов, температуры и pH, то заранее не накладывали никаких условий на возможные границы, поскольку как слишком высокие, так и слишком низкие значения этих переменных могут вызывать отклонения от благополучного состояния организмов. Так как исследуемые классы объясняемых переменных (высокие численности видов) получились малонаполненными (для большинства видов — 25-30% от общего числа проб), а количество наблюдений в пределах оптимизируемого диапазона абиотических факторов, наоборот, было большим (как правило, более 50%) нельзя было рассчитывать на высокую точность исследуемых правил: как правило, она не превышает 30-40%. Поэтому при оптимизации задавали нижнюю границу полноты (51%), после чего максимизировали точность. С помощью графиков зависимости полноты от точности (рис. 1) легко можно увидеть, на какой максимум точности можно рассчитывать в пределах заданного порога полноты.

Проведенные расчеты (табл. 1) показывают, что из 14 видов и возрастных групп зоопланктона 11 (Bosmina coregoni, Bosmina longirostris, Chydorus sphaericus, Daphnia cucullata, Daphnia longispina, Eudiaptomus sp., Keratella quadrata, Mesocyclops leuckarti, личинки копепод, личинки диаптомусов, науплии копепод демонстрируют, как правило, однородность по отношению к значениям безопасных диапазонов абиотических факторов. Безопасность в данном случае понимается как состояние организма, при котором его численность остается в пределах выбранных нами высоких значений,. Здесь численность отдельных видов и личиночных стадий зоопланктона является индикатором экологического состояния биоценоза, в силу чего полученные диапазоны можно называть экологически допустимыми уровнями (ЭДУ) (Левич, 1994; Maximov et al., 1999) воздействующих на биоценоз факторов. Если же взглянуть на отклики 3-х не попавших в указанную группу видов, то заметно, что по отношению ко многим факторам они более толерантны, то есть ЭДУ этих факторов имеют более широкие границы. Для Epistylis sp. это относится к концентрациям Fe, Mn, O2, аммония (верхний уровень), нитритов (нижний уровень), фенолов, фосфатов (верхний уровень); для Euchlanis dilatata — к БПК, концентрациям Fe, O2, Mn, аммония (верхний уровень), нитритов (верхний уровень), углеводородов, фосфатов (верхний уровень), взвешенных веществ, pH (нижний уровень), температуре (верхний уровень); для Eudiaptomus gracilis — к концентрации нитритов (нижний уровень), нитратов (верхний уровень), pH (нижний уровень), фосфатов (верхний уровень), температуре (нижний уровень). Вместе с тем, по большинству показателей найденные для этих 3-х видов ЭДУ существенно различаются, что, видимо, говорит об особом положении каждого из них в сообществе зоопланктона. Любо-

Табл. 1. Экологически допустимые уровни факторов среды (в.у. — верхний уровень; н.у. — нижний уровень; обозначения переменных см. в тексте)

Вид, возраст-

ЭДУ

ная стадия

БПК, мг/л (в.у.)

Fe, мг/л (в.у.)

O2, мг/л (н.у.)

Mn, мг/л (в.у.)

NH4, мг/л

(н.у.; в.у.)

NO2, мг/л

(н.у.; в.у.)

NO3, мг/л

(н.у.; в.у.)

Углеводороды, мг/л (в.у.)

pH

(н.у.; в.у.)

Фенолы, мг/л (в.у.)

PO4, мг/л

(н.у.; в.у.)

Температура, 0C

(н.у.; в.у.)

Взвешенные вещества, мг/л (в.у.)

Bosmina coregoni

2.6

0.72

8

0.09

0.2; 0.555

0.034; 0.08

0.02; 0.52

0.034

8.07; 9.5

0.0058

0; 0.24

21; 27

11.5

Bosmina longirostris

3.9

0.48

8.4

0.07

0.2; 0.76

0.046; 0.36

0.02; 0.68

0.52

7.93; 9.56

0.004

0.15; 1.14

19; 30

20.5

Chydorus sphaericus

5.04

0.8

6

0.06

0.13; 0.65

0.035; 0.13

0.02; 0.49

0.122

8; 9.2

0.003

0; 0.12

22; 27

22.5

Daphnia cucullata

2.6

0.64

8.4

0.04

0.2; 0.555

0.036; 0.08

0.07; 0.68

0.35

8.05; 9.45

0.0071

0.19; 1.14

21; 27

11

Daphnia longispina

4.56

0.84

7.7

0.06

0.2; 0.75

0.042; 0.124

0.3; 0.87

0.034

8.12; 9.5

0.009

0; 0.095

20; 25

12

Eudiaptomus sp.

12.16

0.84

8.4

0.09

0.2; 0.66

0.042; 0.124

0.36; 0.97

0.036

8.2; 9.45

0.0071

0.06; 0.26

21; 25

11

Keratella quadrata

7.04

0.43

7.7

0.05

0.2; 0.555

0.029; 0.08

0.02; 0.76

0.093

7.76; 9.45

0.004

0.06; 0.26

20; 26

6.5

Mesocyclops leuckarti

4.32

1.32

8.56

0.06

0.4; 2.9

0.042; 0.13

0.16; 0.84

0.037

7.98; 9.45

0.016

0; 0.12

19; 25

14

Личинки диаптомусов

2.56

0.84

8.4

0.04

0.2; 0.555

0.042; 0.196

0.27; 0.97

0.037

8.07; 9.45

0.009

0.06; 0.26

19; 25

5.8

Личинки копепод

4.8

0.87

8.08

0.07

0.6; 2.4

0.035; 0.16

0.02; 1.03

0.52

7.7; 9.56

0.0071

0; 0.22

20; 30

19

Науплии копепод

3.9

0.69

8.16

0.06

0.2; 0.93

0.044; 0.36

0.02; 0.68

0.066

7.76; 9.56

0.016

0.06; 0.26

19; 26

16.5

Epistylis sp.

3.2

1.21

4.9

0.14

0.508; 0.97

0.025; 0.057

0.52; 1.04

0.053

8.07; 9.5

0.009

0.14; 0.6

20.5; 23

9.6

Euchlanis dilatata

7.44

1.5

4.8

0.42

0.83; 2.2

0.05; 0.89

0.12; 0.65

0.69

6.5; 7.8

0.0028

0.21; 2.4

20; 30

26

Eudiaptomus gracilis

1.92

0.34

7.7

0.05

0.24; 0.84

0; 0.064

0.76; 6.5

0.053

7.5; 8.36

0.0037

0; 0.1.94

0; 20.5

5

ПДК

3

0.3

4

0.1

0.5

3.3

45

 

6.5-8.5

0.001

   

0.25

пытно сравнить полученные ЭДУ с государственными хозяйственно-питьевыми ПДК, также представленными в табл. 1. По большинству показателей (кроме концентраций марганца,нитритов,нитратов,содержания кислорода) полученные нами границы оказываются шире стандартных нормативов. Так что можно утверждать, что зоопланктонное сообщество р. Суры достаточно устойчиво к действию внешних факторов, а определенные в лабораторных условиях ПДК не вполне отражают его адаптационный потенциал.

Причины исключительного положения трех отмеченных видов вероятно кроются в их особом экологическом статусе. Так, известно, что E. dilatata и E. gracilis представляют собой эврибионтные виды, легко приспосабливающиеся к обитанию в самых широких пределах факторов среды. Отсюда и их пределы толерантности, по большинству показателей самые широкие среди всех видов.

4. ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Полученные результаты показали, что детерминационный анализ может быть достаточно эффективным средством нахождения связей между различными компонентами экосистемы, в частности, для поиска и вычисления значений факторов, влияющих на биотические индикаторы качества природных экосистем. Дальнейшие перспективы применения метода связаны с возможностью более широкого использования многофакторного подхода (когда в качестве объясняющей переменной в анализе участвуют одновременно несколько факторов), например, при анализе связей между биотической и абиотической частями экосистемы. С помощью процедуры ДА, называемой введением контекста, можно изучать любые связи в пределах любого выделенного фрагмента из общего массива данных (например, при исследовании одного гидрографического района проводить анализ отдельно для составляющих его крупных рек).

Следует отметить, что научные задачи, к которым приложим предлагаемый подход, крайне актуальны. В частности, требует новых методических подходов задача анализа взаимосвязей факторов в сложных многофакторных системах. Задача поиска причин экологического неблагополучия приобретает особо важное значение в связи с неудовлетворительным обоснованием существующих систем экологического контроля (Maximov et al., 1999). С помощью ДА облегчается задача поиска региональных ЭДУ факторов среды, несущих потенциальную опасность для различных биотических компонентов экосистем.


*Работа поддержана грантами РФФИ № 98-04-48054 и № 00-04-49325

 

ЛИТЕРАТУРА

Будилова Е.В., Дрогалина Ж.А., Терехин А.Т. Основные направления современной экологии и ее математический аппарат: анализ публикаций // Журнал общей биологии, 1995, т.56. №2. - С.179-190.

Замолодчиков Д.Г., Булгаков Н.Г., Гурский А.Г., Левич А.П., Чесноков С.В. К методике применения детерминационного анализа для обработки экологических данных // Биологические науки, 1992, №7. - С.116-133.

Левич А.П. Биотическая концепция контроля природной среды //Доклады РАН, 1994, т.337, 2. - C.257-259.

Левич А.П., Терехин А.Т. Метод расчета экологически допустимых уровней воздействия на экосистемы // Водные ресурсы, 1997, №3. - С.328-335.

Левич А.П., Булгаков Н.Г., Замолодчиков Д.Г. Оптимизация структуры кормовых фитопланктонных сообществ. Под ред. проф. В.Н.Максимова. - М.: Товарищество научных изданий КМК, 1996.- 136 с.

Максимов В.Н., Левич А.П., Булгаков Н.Г., Милованова Г.Ф. Детерминационный анализ в экосистемах: сопряженности для биотических и абиотических компонентов // Известия РАН. Сер. биол., 2000, №4 (в печати).

Maximov V.N., Bulgakov N.G., Levich A.P. Quantitative methods of ecological control: diagnostics, standardization, and prediction // Environmental indices: Systems analisys approach. - London: EOLSS Publishers, 1999. - Pp.363-381.