Fragm. Min. Pal. 4. 147.1.

A kagylósrákok (Ostracoda) kagylóinak variabilitásáról

B E R I N K L Y László — F A R K A S H e n r i k T e r m é s z e t t u d o m á n y i M ú z e u m Ál lat tára . Budapest

ABSTRACT: The v a r i a b i l i t i e s of some measurements of two d i f f e r e n t Ostracoda species ( C y p r i s pubera 0 . P. Müller and Notodromas monacha 0 . P. Müller) i n v e s t i g a t e d by the authors. They conclude t h a t measurements of the s h e l l s are s u i t a b l e f o r the separa t i o n of species.

Vizsgálataink során a r r a a kérdésre igyekeztünk választ k a p n i , hogy a kagylósrákok kagylóinak méretadatai milyen mértékben használhatók f e l taxonómiai célokra? E kérdésnek a kagylósrákok esetében különös fontossága van. Ugyanis az Ostracoda-kutatá-sokra jellemző, hogy a zoológusok főként a lágyrészek alapján határozzák meg a f a j o k a t , s a kagylókat csak másodlagosan hasz­nálják f e l taxonómiai célokra. I g y azután a kagylókat csak f e ­lületesen irják l e , rajzban i s csak kezdetlegesen ábrázolják. Többnyire csak az egyik o l d a l i kagylóról tesznek emlitést, gyakran figyelmen kivül hagyják a him kagylóit, h o l o t t azok nem egyeznek meg a nőstényével. A lárvák kagylóit g y a k o r l a t i l a g so­hasem irják l e , vagy ábrázolják.

A kagylók hiányos leirása a paleontológusok munkájában okoz sok nehézséget, h o l o t t az Ostracodák paleontológiái szempontból i -gen jelentősek; elsősorban paleo-ökológiai kérdések eldöntésére alkalmasak. Mivel a mélytengerekben, sekélytengerekben, a p a r t ­menti zónákban, félsósvizben és édesvizben egyaránt élnek és éltek a földtörténet során, jól j e l z i k a múltban bekövetkezett környezetváltozásokat. Pontosságukat nagymértékben emeli az a körülmény, hogy kagylóik tömegesen kerülnek elő a próbákból. A recens f a j o k kagylóinak hiányos leirása paleontológiái szem­pontból több nehézséget i s okoz; ezek közül csupán azt a tényt

emiitjük meg,hogy a recens, vagy a hozzájuk igen közel álló f a ­jo k a legkülönbözőbb korú rétegekből kerülnek elő, I g y az Ost-racoda-kutatás terén j e l l e g z e t e s e n "határterületi" vizsgálatok­ra van szükség. Bármily meglepő i s , i l y e n kutatások igen cse­kély mértékben f o l y n a k .

A kagylók alapján történő f a j határozás esetében lényegében két lehetőség, i l l e t v e ezek kombinációja áll fe n n . Az egyik - ré­gebbi irányzat követői elsősorban a kagylók külső alakját v e t ­ték figyelembe. A századforduló utáni évtizedekben működő k u t a ­tók ezzel szemben a kagylók "finomszerkezetére" hivták f e l a f i g y e l m e t (peremöv, likacscsatornák, izombenyomátok). Igy azu­tán a kagylók külső alakjáról meglehetősen elterelődött a f i ­gyelem; konkrét vizsgálatok nélkül elfogadást n y e r t ez a nézet, hogy a kagylósrákok kagylója nagyon változékony, i g y igen ke­véssé alkalmas pontosabb taxonómiai vizsgálatokra.

E kérdés persze nem dönthető e l s p e k u l a t i v u t o n ; vizsgálatokra van szükség. Természetszerű, hogy az alábbiakban i s m e r t e t e t t vizsgálataink csupán az előzetes tájékozódást szolgálják, a probléma megoldását valamennyi - legalábbis valamennyi gyako­r i b b - f a j o n végzett adatfelvételek j e l e n t i k majd. Az első tisztázandó kérdés nyilvánvalóan az, hogy milyen mértékben va­riábilisak - f a j o n belül - az Ostracodák kagylói? Ha v a r i a b i l i ­tásuk meghalad egy bizonyos mértéket, akkor előfordulhat az az eset, hogy az egymáshoz nagymértékben hasonlitó f a j o k - kagyló­i k alapján - nem különithetőek e l egymástól. Ezzel szemben, ha a kagylók variabilitása nem halad meg egy bizonyos mértéket, akkor a méretadatoknak - elsősorban a százalékos arányoknak -sokkal nagyobb szerepük l e h e t a f a j o k meghatározásában, mint a-hogy azt j e l e n l e g t a p a s z t a l h a t j u k . J e l e n l e g ugyanis a k l a s s z i ­kusnak t e k i n t e t t határozókönyvek s z i n t e egyáltalában nem a l k a l ­maznak méretadatokat. Úgyszólván kivétel nélkül megadják ugyan a "legnagyobb hosszúság" és a "legnagyobb magasság" méreteit, azonban többnyire kivételesen nagy és kivételesen k i c s i n y pél­dányokat mérnek,a kagylók magasságának méreteit pedig gyakran a "felénél kevéssel több", vagy ehhez hasonló körülírások h e l y e t ­t e s i t i k .

Vizsgálati módszerünk az ocular-mikrométerrel való mérés v o l t . Minden példányon négy méretadatot vettünk f e l : l ) t e l j e s hosz-szuság, 2) legnagyobb magasság, 3) peremtávolság - azaz a belső peremtől "in n e r margin"-tól a külső peremig mért távol­ság, 4) a kagyló elejétől a legnagyobb magasság vonalában e-melt merőlegesig mért távolság. A "peremtávolság" mérését azért határoztuk e l , mivel amennyiben ez az adat erősen variál, j e ­lentősen befolyásolja a test-hosszuság és a testmagasság ará­nyát. A 4-el j e l z e t t méretadat felvételével azt a kérdést v e t ­tük vizsgálat alá, hogy a testhossz bizonyos százalékában t a ­lálható "legnagyobb magasság" helye m i l y e n mértékben variábi­l i s .

Tájékozódó jellegű vizsgálatainkhoz két f a j t választottunk k i : a Cypris pubera 0. P. MÜLLER, valamint a Notodromas monacha 0. P. MÜLLER f a j o k a t . Mindkét f a j i g e n j e l l e g z e t e s formájú, megha­tározásuk tehát a lágyrészek hiánya esetén sem okoz nehézséget. Vizsgálati célra azonban több szempontból i s alkalmasak.

A Cypris pubera egyike a l e g v a r i a b i l i s a b b Ostracoda-faj oknak. Ez abból a tényből i s nyilvánvalóvá válik, hogy számos alfaját irták l e . Ezek elkülönítése a jobb kagyló hátulsó pereméről k i ­induló tüskék száma és mérete alapján történt. Noha a populá­ciók rendkívüli mértékben különböznek, az ujabb munkák nem i s ­merik e l az a l f a j o k r a való tagolást. A tüskézettségben meg n y i l ­vánuló különbségek fennállnak ugyan, de a tökéletes átmenetet jelentő formák i s megtalálhatóak. A tüskézettség terén mutatko­zó nagyfokú variabilitás oka nem tisztázott kellőképpen. Nem t u d j u k , hogy a környezeti hatások következtében beálló f e n o t i -p i kus módosulások-e, avagy pedig g e n o t i p i k u s j e l l e g e k . E kérdé­sek a jövőben nyilván tenyésztési kisérletek révén dőlnek e l . E bizonytalanság azonban j e l e n vizsgálatunk esetében nem döntő fontosságú; a tüskézettség nagyfokú variabilitása fennáll, s mi azt a kérdést vizsgáltuk, hogy ennek mértékével arányos-e a kagylók méreteinek variabilitása?

A Cypris pubera populációinak nagyfokú variabilitására l e h e t e t t - elméleti uton - következtetni abból a tényből, hogy a f a j

parthenogenetikus uton szaporodik; a populációk között tehát ni n c s génkicserélődés, melynek általában f o n t o s szerepet t u l a j ­donítunk a f a j stabilitásának megőrzésében. A Cypris pubera e-setében tehát minden populáció tökéletesen "izolált".

A Notodromas monacha esetében az elmondottaknák s z i n t e pontosan a fordítottja érvényes. I t t - t a p a s z t a l a t a i n k s z e r i n t - a himek vannak többségben. E fajról tehát feltételezhetjük, hogy kagy­lóinak a l a k j a , mérete igen s t a b i l . Erre nem csupán a himek j e ­lenléte következtében fennálló állandó és folyamatos génkicse­rélődés alapján l e h e t g o n d o l n i ; e f a j erősen specializálódott, kagylóinak a l a k j a szélsőségesen módosult a v i z felületi hártyán való tartózkodáshoz. Hazánkban és Európa túlnyomó részében ge­nusának csupán egyetlen f a j a i s m eretes, közelrokon f a j a - a No­ todromas p e r s i c a p e r s i c a GUERNSY és annak a l f a j a a Notodromas p e r s i c a dalmatina PETKOVSKI hozzánk legközelebb Jugoszlávia dé­l e b b i részeiről ismert.Kagylóinak stabilitására vonatkozóan i -rodal m i adatok i s ismertek; ezek s z e r i n t mind a három f a j nős­tényeinek legnagyobb magassága a hosszúság 73 %-a. Hangsúlyozni k i v a n j u k , hogy a f e n t i e k b e n e m i i t e t t feltevésekre vizsgálataink megkezdése előtt j u t o t t u n k , főként azért teszünk említést ró­l u k , mert ismeretük hozzá t a r t o z i k az eredmények megítéléséhez.

A két f a j esetében a példányok száma (ivaronként) és populáci­ónként 3 0 , i l l e t v e 20 v o l t . Ez az anyag s t a t i s z t i k a i szempont­ból már értékelhető. Az egyes populációk között levő eltérések mértékének megállapítására s t a t i s z t i k a i módszereket alkalmaz­tunk. A STUDENT-féle t . próba - amint az ismeretes - a minták közötti s z i g n i f i k a n c i a megáilapitására szolgál. Kiszámítottuk továbbá a szignifikáns differenciát, valamint a középértékek k o n f i d e n c i a határait. Ez utóbbi megmutatja, hogy a középértékek milyen határok között változhatnak ha a populációból többször, ismételten veszünk mintát.

A szignifikáns s t a t i s z t i k a i eredmények csak azt bizonyítják, hogy az észlelt eltérések oka nem a véletlen (a véletlen szere­pét kellően k i c s i n y n e k tekinthetjük). A s z i g n i f i k a n c i a értékes adat, mert ha a két minta eltérése nem szignifikáns, akkor igen ÓS

nagy a valószínűsége annak, hogy a megállapított eltérés csak a véletlen következménye. A STUDENT-féle t . próba tehát jó mód­sz e r t nyújt a populációk közötti különbségek megítéléséhez.

A Cypris pubera négy különböző populációját vizsgáltuk, a kö­vetkező lelőhelyekről:

I . Dabas, 1972. május 7. I I . Kecskemét, 1972. május 12.

I I I . Szeged, 1972. június 8. IV. Agárd, 1972. június 14.

Az 1. táblázat tünteti f e l a jobb kagyló legnagyobb magasságá­nak a d a t a i t a t e l j e s hosszúság százalékában. Amint azt a táblá­zat a d a t a i alapján látjuk, az I . , a I I . és a I I I . populációk átlagai nagymértékben hasonlóak. A I I . és a I I I . populációk át­l a g a i pedig meglepő módon - g y a k o r l a t i l a g azonosak. Ezzel szem­ben a IV. populáció átlaga észrevehetően kevesebb. E különbség - mintegy 2 % - valójában nem sok; a szokásos morfológiai v i z s ­gálatok során nem érzékelhető a különbség, csupán a mérések a-lapján állapitható meg, hogy e populáció példányai kevéssel megnyúltabbak, mint a vizsgálatban szereplő másik három populá­ció egyedei. G y a k o r l a t i szempontból tehát t e l j e s e n elegendő v o l t a I I I . és a IV. populáció összehasonlítása. A vizsgálati módszert a két populáció összehasonlítása során mutatjuk be.

Amint azt a táblázatból láthatjuk, valamennyi populáció eseté­ben meglehetősen nagy a variációs szélesség, de ennek ellenére a középérték körül erősen tömörülnek az adatok.

A t . próba kiszámítása a következő lépésekben történik:

I I I . 59.6 s 2 1 2.67 n 1 = 30

2.89 n 2 = 20

Az eltérésnégyzetösszegek értékei: SS 82 59

1. táblázat

A jobb kagyló magassága a t e l j e s hosszúság százalékában:

I . I I . I I I . IV. 54.5 50.1 56.6 54.2 56.9 51.0 67.6 54.2 58.2 55.6 57.7 55.6 58.3 55.6 58.1 57.1 58.4 55.6 58.6 57.4 58.7 56.3 58.6 57.7 58.8 56.6 58.7 57. 8 58.9 56.8 58.7 57.8 58.9 60.0 58.8 58.0 58.9 60.8 59.1 58.1 58.9 60.8 59.2 58.7 58.9 60.8 59.6 58.8 58.9 60.8 60.0 58.8 59.0 60.9 60.0 58.8 59.0 61.1 60.0 58.8 59.1 61.2 60.8 59.0 59.1 61.3 60.8 59.3 59.2 61.9 60.8 59.8 59.5 61.9 60.8 59.8 59.5 61.9 60.8 61.0 59.6 62.0 60.8 59.7 62.1 61.0 59.7 62.1 61.1 1160.7 60.0 62.7 61.1 60.0 62.9 61.2 X = 58.04 60.2 62.9 61.8 60.2 63.1 62.1 61.1 63. 2 62.3 61.1 63. 2 62.3 63. 3 63. 3 62.6

776.5 1798.5 1801.6 59.21 X = 59.95 X = 60.03

a középérték különbségének szórását megkapjuk

= 0.4832

és a t . értéke lesz

t = X l " X 2 2.06

0. 4832 4.2632

A k a p o t t érték 0.1 % szintű 3.2 9 táblázati értéknél jóval maga­sabb, i g y az eredményt szignifikánsnak k e l l t e k i n t e n i , s e mé­ret b e n az összehasonlitott két populáció s t a t i s z t i k a i l a g elkü­löníthető. Kiszámítottuk a szignifikáns differenciát: ez a s t a ­t i s z t i k a i próbákban az a legkisebb érték, mely már értékelhető­nek tekinthető. A számitást a következő képlet alapján végez­tük:

Szd = tp£.. s d = 3.49 • 0.4832 = 1.79

Mint láthatjuk, a kiszámított t . értéke ennél jóval magasabb.

Elvégeztük a középértékek konfidencia-határainak kiszámítását

i s . Ehhez i s m e r n i k e l l a középértékek szórását. Ezt megkapjuk:

SS

Jn . (n-1)

A konfidencia-határok értéke pedig

T t v • s-X

Ezek alapján a két középérték szórása

sx- = 0.3069 s- = 0 . 3939 x 2

Akkor a konfidencia-határok 1 % s z i n t e n

59.6 + 0.8440 = 58.76 - 60.44

57.54 + 1.1187 = 56 . 42 - 58.66

A szélső értékek - amint az látható - nagyon közel állnak egy­máshoz, de nem f e d i k egymást.

A f e n t i e k alapján megállapíthatjuk, hogy a Cypris pubera popu­lációk - e fontos méretadat szempontjából meglehetős egyezést mutatnak; meg k e l l állapitanunk, hogy a feltételezett nagyfokú variabilitást - legalábbis vizsgálataink során - nem t a p a s z t a l ­tuk. A nagyobbmértékü általánosítástól PZónban óvakodnunk k e l l : a IV. populáció a r r a u t a l , hogy a hosszúság-magasság arányok terén mutatkozhat szignifikáns eltérés. A IV. populáció "többi­ektől eltérő" voltára engednek következtetni az abszolút, tehát mikronban mért hosszuság-adatok átlagai i s . A IV. populáció .t a g j a i nem csupán a leginkább megnyúltak, hanem a leghosszabbak i s .

A következő vizsgált méret a kagyló elejétől a legnagyobb ma­gasságig mért távolság - a t e l j e s hosszúság százalékában. E mé­r e t e t i s a jobb kagylón vettük f e l . A négy populáció átlagai között e méretben számottevő eltérések mutatkoznak. Bár az első és ?• harmadik populáció átlagai lényegileg megegyezőek, de a harmadik és a negyedik populáció átlagai ugy egymástól, mint az előző két populációtól különböznek. Ezért a t . próbát az I . és a I I . , valamint a I I I . és a IV. populációk v i s z o n y l a t a i b a n vé­geztük.

Amint az összesitő táblázatból kitűnik, az I . és a I I . populá­ció átlagai közötti különbség 2 . 3 7 . Szórásnégyzeteik mérsékel­t e k , a kiszámított t . értéke 6 . 9 5 - tehát szignifikáns ered­mény. A szignifikáns d i f f e r e n c i a értéke 1.18 - tehát lényegesen alacsonyabb a k a p o t t értéknél. E megállapításokat erősitik meg a k o n f i d e n c i a határok kiszámított értékei i s . A szélső értékek i s távol vannak egymástól.

A I I I . és a IV. populáció esetében a variabilitás mértéke lé­nyegében az előző két populációhoz hasonló értéket mutat. A szélső értékek a következők: I = 4 3 . 2 - 4 8 . 2 , I I = 4 5 . 9 - 5 0 . 0 , I I I = 4 3 . 3 - 4 7 . 6 , IV = 4 2 . 0 - 4 6 . 6 .

Az összesitó" táblázatból láthatjuk, hogy a minták átlagai kö­zötti különbség nem nagy, 1.3. A szórásnégyzetek i s alacsonyak, a t . próba eredménye ezért szignifikáns: 4.34. A szignifikáns d i f f e r e n c i a értéke 0.80. A kiszámitott konfidencia-határok szélső értékei nagyon közel vannak egymáshoz, de még nem f e d i k egymást.

E f a j sajátos jellegzetessége a jobb kagyló hátulsó szegélyé­ről kinyúló tüske - vagy sorban elhelyezkedő tüskék. A tüskék száma és hossza - amint azt már emiitettük - erősen variál. A vizsgált populációk esetében a tüskék száma 1-3 között váltako­z o t t ; meg k e l l azonban emliténünk, hogy csupán a 4 mikronnál hosszabbakat tekintettük "tüskének" - mig a kisebbeket nem szá­moltuk. A k i s e b b , dudorszerü tüskék megszámolása l e h e t e t l e n , mivel a legkisebbek összemosódnak, n i n c s határozott a l a k j u k . Az általunk számolt tüskék jól elkülönülnek a dudorszerü kiemelke­désektől. A tüskék számának megoszlása o l y egyszerű, hogy nem szükséges táblázatba foglalásuk, ezért populációnként adjuk meg: I = 30 példány, valamennyi példányon 2 tüske; I I = 25 pél­dány 3 tüskével és 5 példány 2 tüskével; I I I = 30 példány, va­lamennyi 1 tüskével; IV = 20 példány közül 15 példány 1 tüské­v e l , 1 példány 2 tüskével, 4 példány 3 tüskével. Amint láthat­j u k , a tüskék száma alapján - elméletileg - igen jól elkülönít­hetők a populációk; amihez még az i s hozzájárul, hogy a tüskék hossza i s jellemző a populációkra. A képet azonban erősen za­v a r j a a IV. populáció, melynek keretében valamennyi előforduló kombináció megtalálható.

A Cypris pubera j e l l e g z e t e s sajátossága, hogy a kagylók elülső részéről kisebb tüskék nyúlnak előre. Vizsgálatunk során a b a l kagylón levőket számoltuk. Elöljáróban meg k e l l jegyeznünk,hogy e tüskék értékelése nem valósitható meg t e l j e s biztonsággal. U-gyanis ezek esetében i s csupán a valóban számolható, azaz. meg­számolható tüskéket vettük a l a p u l . I t t azonban már elmosódottabb a határ a "dudorszerü", határozatlan alakú, elmosódott k i e m e l ­kedés és a tüske között. E tüskék száma nem csupán populáción­ként, hanem példányonként i s erősen változik; e j e l l e g l a b i l i s voltát b i z o n y l t j a a tüskék elhelyezkedése i s . Fürészfogakhoz

hasonlóan sorban állnak, o l y k o r azonban egy-egy "kimarad", vagy a szokottnál jóval nagyobb sima rész található két tüske kö­zött. Az alábbiakban megadjuk a tüskék számának le g k i s e b b és legnagyobb számát, valamint a populáción belül számított átlag­értéket :

I = 7-12, átlag: 9.7; I I - 7-10, átlag: 8.03; I I I = 8-13, át­l a g : 9.6; IV = 8-14, átlag: 10.6.

A legnagyobb különbség a I I . és a IV. populáció átlagai között mutatkozik, ezért ezekre vonatkozó s t a t i s z t i k a i számitást vé­geztünk. Az I . és a I I I . populációk esetében ez nem v o l t szük­séges, m i v e l a t l a g a i k g y a k o r l a t i l a g t e l j e s e n azonosak. Amint az összesitő táblázatból látható, a két minta a t l a g a i n a k különbsé­ge 2.55, ami meglehetősen magas érték, s érdemes felfigyelnünk ar r a i s , hogy a valóságos szélső értékek i g e n távol állnak egy­mástól. A IV. populáció szórásnégyzete igen nagy: 3.63, mig a I I . populációé k i c s i n y : 0.72 értékű. A t . próba eredménye 7.85, i g y a két minta szignifikánsan különbözik egymástól. A s z i g n i ­fikáns d i f f e r e n c i a értéke: 1.13. "A k o n f i d e n c i a határok szélső értékei i s távol vannak egymástól. E morfológiai j e l l e g elmosó­d o t t v o l t a m i a t t a s t a t i s z t i k a i eredmények taxonómiai szempont­ból csekély értékűek.

Rendkivül meglepő v o l t a peremtávolság méretadatai esetében a variabilitás s z i n t e t e l j e s hiánya. A legeltérőbb tüskeszámot mutató populációk és példányok esetében i s g y a k o r l a t i l a g azonos v o l t a belső szegélytől a peremig mérhető távolság. A Cypris pubera méretadataiból levonható következtetésekre cikkünk végén még kitérünk; a következőkben a másik vizsgált f a j t tárgyaljuk.

A Notodromas monacha két különböző populációját vizsgáltuk:

I . Kecskemét, 1972. május 12. = 30 nőstény, 20 him I I . Agárd, 1972. június 28. = 20 nőstény, 20 him

Az első vizsgált méretadat a legnagyobb magasság a hosszúság százalékában; ezeket a 2. táblázat tar t a l m a z z a . Ezt tanulmá-

2 . táblázat

A jobb kagyló magassága a t e l j e s hosszúság százalékában:

I . (him) I I . (nőstény) I I I . (him) IV. (nőstény) 6 7 . 8 7 0 . 5 6 7 . 0 6 9 . 8 6 8 . 2 7 2 . 0 6 7 . 0 7 0 , 0 6 8 . 2 7 2 . 2 6 7 . 1 7 1 . 1 6 8 . 2 7 2 . 2 6 7 . 2 7 1 . 1 6 8 . 2 7 2 . 5 6 7 . 8 7 1 . 1 6 8 . 4 7 2 . 9 6 8 . 4 7 1 . 1 6 8 . 4 7 2 . 9 6 8 . 4 7 1 . 2 6 9 . 1 7 3 . 0 6 8 . 4 7 1 . 2 6 9 . 2 7 3 . 0 6 8 . 5 7 1 . 2 6 9 . 2 7 3 . 1 6 8 . 8 7 1 . 2 6 9 . 6 7 3 . 2 6 9 . 2 7 1 . 2 6 9 . 8 7 3 . 2 6 9 . 5 7 1 . 6 6 9 . 9 7 3 . 2 7 0 . 0 7 2 . 4 6 9 . 9 7 3 . 2 7 0 . 2 7 2 . 4 7 0 . 0 7 3 . ' 2 7 0 . 6 7 2 . 4 7 0 . 0 7 3 . 6 7 1 . 1 7 2 . 4 7 0 . 0 7 3 . 6 7 1 . 3 7 2 . 5 7 0 . 0 7 3 . 6 7 1 . 3 7 2 . 8 7 1 . 5 7 3 . 9 7 2 . 1 7 2 . 8 7 2 . 2 7 4 . 1 7 3 . 8 7 3 . 2

7 4 . 5 7 4 . 9

1 3 8 7 . 8 7 4 . 9 1 3 8 7 . 7 1 4 3 2 . 7 _ 7 4 . 9 _ _ X = 6 9 . 3 9 7 5 . 0 X = 6 9 . 3 8 X = 7 1 . 6 4

7 5 . 0 7 5 . 1 7 5 . 4 7 5 . 5 7 5 . 7

2 2 1 0 . 0

T = 7 3 . 6 6

nyozva megállapíthatjuk, hogy a himek százalékos értékei a l a ­csonyabbak mint a nőstényeké. A két populáció himjeinek átlagai t e l j e s e n megegyezőek, mig a nőstények esetében jelentősebb kü­lönbség mutatkozik. Ezért s t a t i s z t i k a i próbákat csak a nősté­nyekre vonatkozóan végeztünk. Amint azt az összesitő táblázat­ból megéllapithatjuk, a két populáció átlagai közötti eltérés 2 . 0 3 , ami meglehetősen jelentős különbség. Az I . populáció szó­rásnégyzete jóval magasabb, mint amilyen a I I . populáció eseté­ben tapasztalható. A t.próba eredménye 6 .76 , tehát szignifikáns különbség, i g y e két populáció nőstényei e méret révén s t a t i s z ­t i k a i l a g elkülönülnek egymástól.A szignifikáns d i f f e r e n c i a 1.05 v o l t . A t . próba eredményét erősitik meg a k o n f i d e n c i a határok értékei i s , melyek szélső értékei távol esnek egymástól.

A Notodromas monacha esetében i s vizsgálat tárgyává tettük a jobb kagyló elejétől a legnagyobb magasságig mért távolságot, a testhossz százalékában k i f e j e z v e . Az alábbiakban megadjuk popu­lációk és i v a r o k s z e r i n t i megoszlásban a minimum és maximum ér­tékeket, valamint a populáción belül számit o t t átlagokat:

I . (him) I . (nőstény) I I . (him) I I . (nőstény)

20 példány, 30 példány, 20 példány, 20 példány,

min: 5 5 . 1 min: 55.6 min: 55.2 min: 57.3

max: 57 .8 max: 62.7 max : 6 1 . 2 max: 63*4

átlag: 56.52 átlag: 60.12 átlag: 57.32 átlag: 59.2

Ebben az esetben i s megnyilvánul az e f a j r a jellemző i v a r i két-alakuság; azaz a himek esetében a legnagyobb magasság előbbre tolódott. Az I . és I I . populációk himjeinél az átlagok közötti különbség lényegében a nőstények átlagai közötti különbséghez hasonló értéket mutat. Próbaképpen a nőstényekre vonatkozóan végeztük e l a t.próbát. A két minta a t l a g a i n a k különbsége 0 . 77 , a szórásnégyzet pedig mindkét esetben meglehetősen magas érté­kű. A t . próba eredménye 1 .63, ami - t e k i n t v e , hogy a szabad­ságfoknak megfelelő táblázati t . érték 1.65 - a k a p o t t eredmény nem tekinthető szignifikánsnak.

Utolsó testméretként a peremtávolságot vizsgáltuk. Ez a l a t t -

Összesitő táblázat - Table o f measurements

measure­ments

Sample X 2 s t . c o n f i d ence

i n t e r v a l s A. C . p . I I I .

C.p. IV.

59.60 57.54 2. 06

2.6675 2.8936 4.2632

58.76 - 60.44 56 . 4 2 - 58.66

B. C.p. I I .

C.p. I .

47.50 45. Iß 2.37

1.6466 1.8450 6.9501

46.81 - 48.19 4 4 . 4 5 - 45.82

B. C . p . I I I .

C.p. IV.

45.20 43.90 1.3

1.1324 1.0426 4.4491

44.65 - 45.74

43.25 - 44.55

C. C.p. IV.

C.p. I I . 10.55 8.0 2.55

3.5315 0.72 41 7.8461

9.34 - 11.76

7.57 - 8.43

A. N.m. 1 . 9

N.m.II.9

72.73 70.70 2. 03

1.4443 0 . 7 5 2 0 6.7620

72.11 - 73.35 70.12 - 71.28

B. N.m. 1.5 N.m.II.3

59.57 58.80 0.77

3.1599 2.3810 1.625

A = magasság a hosszúság százalékában - h i g h t i n the percen­tage of the l e n g t h .

B = a kagyló elejétől a legnagyobb magasságig mért távolság a testhossz százalékában - l e n g t h from the f o r e p a r t to the p o i n t o f the highest cross-cut i n the percentage o f the f u l l l e n g t h .

C = a kagyló elülső részén levő tüskék száma. - number of the p i n s on the f o r e p a r t o f the s h e l l .

C.p. = Cypris pubera. N.m. = Notodromas monacha.

akár a Cypris pubera esetében - a belső peremtől (."inner mar­g i n " ) a kagyló széléig mérhető távolság értendő. Az alábbiakban megadjuk populációk és i v a r o k s z e r i n t i megoszlásban a minimum és maximum értékeket, valamint a populáción belül számitott át­lagokat :

I . (him) I . (nőstény) I I . (him) I I . (nőstény)

20 példány, 30 példány, 20 példány, 20 példány,

min: 16.0 min: 18.2 min: 16.7 min: 19.3

max: 17.7 max: 21.2 max: 18.7 max: 20.5

átlag: 17.2 átlag: 19.7 átlag: 17.7 átlag: 19.9

Összefoglalva az eredményeket, a következőket kívánjuk megálla­pítani :

a Cypris pubera kagylóinak feltételezhető nagyfokú variabilitá­sa nem áll fenn. I g y p l . a "magasság a hosszúság százalékában" méretadat vonatkozásában az I . , a I I . és a I I I . populációk s z i n t e t e l j e s e n azonosaknak mutatkoztak, mig ugyanezen populá­ciók nagymértékben különböztek egymástól egy másik j e l l e g : a kagylók hátulsó végén levő tüskézettség vonatkozásában. Ezek s z e r i n t a tüskék számának és hosszának nagyfokú variabilitása m e l l e t t a kagyló a l a k j a meglehetősen s t a b i l n a k m u t a t k o z o t t . A "magasság a hosszúság százalékában" méretadat terén csupán a IV. populáció v o l t szignifikánsan elkülönülő. Az I . , a I I . és a I I I . populáció a méretadatok többsége esetében igen egységes v o l t , mig a IV. populáció az első háromtól több méretadat t e ­kintetében i s jelentősen különbözött.

A Notodromas monacha esetében a vizsgált két populációnál a h i ­mek átlagai t e l j e s e n megegyezőek, mig a nőstények esetében u-gyanezen méretadat - a "hosszúság a magasság százalékában" át­l a g a i - különböznek egymástól. A t . próba eredménye s z i g n i f i ­kánsnak tekinthető értéket m u t a t o t t . Vizsgálataink megerősítik azt a feltevést, hogy a Notodromas monacha meglehetősen csekély variabilitásu f a j n a k tekinthető, hi s z e n az összes vizsgált mé­re t e k közül csupán a "magasság a hosszúság százalékában" méret­adat terén mu t a t k o z o t t különbség a két populáció között, s o t t i s csupán a nőstények esetében.

Mindkét vizsgált f a j vonatkozásában megállapitható, hogy a po­pulációk méretadatainak átlagai a legtöbb esetben megegyezőek, i l l e t v e egészen közel álló eredményeket mutatnak. Viszonylag kevés esetben t a p a s z t a l h a t u n k olyan különbséget, mely az elvég­z e t t t . próba során szignifikanciát m u t a t o t t . Természetszerű a-zonban, hogy e s z i g n i f i k a n c i a nem j e l e n t taxonómiai szempontból elhatároló jellegű különbséget, hanem csupán annak jelét k e l l látnunk ebben, hogy a megadott méretadat variabilitásának mér­téke erősebb, a fennállása nem tekinthető a véletlen következ­ményének. De ezen különbségek sem j e l e n t i k a z t , hogy ezen mére­tek i n t e r s p e c i f i k u s összehasonlításra ne lennének alkalmasak. A populációk variabilitásának mértéke kisebb a f a j o k között mu­tatkozó különbségeknél.

B E K I N K E Y , L . — F A K K A S , H . : U b e r die Variabi l i tät der S c h a l e n der Ost rácodén

Abmessungen verschiedener Ostracoden-Arten ( C y p r i s pubera O.P. Müller und Notodromas monacha 0 . F. Müller) werden von den Au­t o r e n u n t e r s u c h t . Sie bestätigen, dass d i e Masse der Schalen für die Trennung e i n z e l n e r Arten geeignet i s t .

Irodalom - References

DADAY, J. ( 1 9 O O ) : A magyarországi kagylósrákok magánrajza. -Budapest (pp. 3 2 0 )

KAESLER, R. L. ( 1 9 6 9 ) : Numerical Taxonomy of Selected Recent B r i t i s h Ostracoda, by J. W. Neale ( 2 1 - 4 7 )

PETKOVSKI, T. K . ( 1 9 5 9 ) : Süsswasserostracoden aus Jugoslavien, V I . - Acta Musei Macedonici S c i e n t i a r i u m N a t u r a l i u m , 6, ( 5 3 - 5 7 )

Manuscript r e c e i v e d : January 5, 1973.

Dr. László Berinkey -Dr. Henrik Parkas

Hungarian N a t u r a l H i s t o r y Museum Z o o l o g i c a l Department 1088 Budapest, Baross u. 13.