Dimorfismo sexual con respecto a dimensiones morfométricas de tres especies de onicóforos en Costa Rica y Chile.

Guevara, G., Orias, E., Phillips, A., Ulloa, M. J.

12 de noviembre de 2019

Universidad Nacional de Costa Rica, Heredia, Costa Rica, Facultad de Ciencias Exactas y Naturales, Escuela de Ciencias Biologicas.

Resumen

Los onicóforos son invertebrados conocidos como gusanos u orugas aterciopelados que se consideran fósiles vivientes, ya que se encuentran entre el eslabón perdido de artrópodos y anélidos. Estos organismos son susceptibles a la desecación por lo que es difícil encontrarlos. Los onicóforos más estudiados se encuentran en Costa Rica, lo cual podría representar nuevas investigaciones en otras localidades para hallar nuevas especies y morfoespecies no descritas. Este trabajo pretende contribuir mediante mediciones de parámetros morfométricos la existencia de dimorfismo sexual para los onicóforos de Costa Rica; Peripatus solorzanoi y Epiperipatus biolleyi (Peripatidae) como para los de Chile; Metaperipatus blainvillei (Peripatopsidae). Para esto, se realizó una revisión bibliográfica de literatura de Chile, se recolectaron datos para estandarizarlos con los de Costa Rica. En función del laboratorio, se realizaron mediciones morfométricos preservados y vivos de los individuos, se identificaron por sexos y cantidad de patas. Se realizaron análisis estadísticos, demostrando que los parámetros morfométricos fueron determinantes para la existencia del dimorfismo sexual entre las tres especies, siendo mayormente significativo entre Peripatus solorzanoi y menos significativo entre Metaperipatus blainvillei. Es importante realizar más estudios morfométricos para completar los datos existentes en el proceso de identificación y caracterización de nuevas especies.

Palabras claves: Parámetros morfométricos, dimorfismo sexual, M. blanvillei, P. solorzanoi, E. biolleyi.

Introducción

Los onicóforos son invertebrados terrestres que reciben el nombre de gusanos u orugas aterciopelados, este término se debe a su aspecto, ya que se consideran el ‘‘eslabón perdido entre los anélidos y los artrópodos’’ (Monge y Xianguang, 1999). Debido a su alta sensibilidad a la desecación, los onicóforos se encuentran en ambientes tropicales y subtropicales, normalmente se pueden hallar entre la hojarasca, la madera en descomposición o también enterrados en el suelo. (Barquero et al., 2016). Estos organismos se dividen en 206 especies y sólo 186 han sido registradas, el restante siguen en estudio debido a su inconsistente taxonomía. (Contreras, Montiel, Cupul y Pérez 2018). La familia Peripatidae se localiza principalmente en la zona ecuatorial de las Antillas, México, América Central, África ecuatorial occidental, región norte de América del Sur y Sudeste de Asia, mientras que la familia Peripatopsidae se encuentra en una distribución al sur de África del Sur, Chile y Australasia (Jérez y Bernal 2009).

Las características principales que distinguen los dos taxones incluyen la posición de la abertura genital entre el último par de patas para Peripatopsidae o el penúltimo par de patas para Peripatidae y el número de pares de patas que van de 13 a 29 en Peripatopsidae y de 19 a 43 en Peripatidae. (Mayer, 2007) Al distribuirse en diferentes zonas, Costa Rica se halla entre los países que más ha estudiado estos organismos tanto taxonómicamente como en fisiología, ecología, comportamiento, anatomía, biofísica, bioquímica, genética y genómica, además de tafonomía, filogeografía y zooantropología. (Contreras, et al., 2018) Esto radica en la importancia de ser un grupo poco conocido, debido a la dificultad de encontrarlos e identificarlos, por lo que podrían representar nuevas investigaciones en localidades de morfoespecies y especies poco recolectadas que aún no han sido reportadas. (Barquero et al., 2016).

Este trabajo tiene el propósito de contribuir con nuevos datos a las discusiones sobre la existencia del dimorfismo sexual en Onychophora, a partir de diferentes parámetros morfométricos, proporcionando una clave de identificación tanto para los onicóforos de Costa Rica como para los de Chile.

Objetivos

Objetivo general:

Analizar la variación morfométrica respecto al tamaño y el número de patas en tres especies de Onychophora de los géneros Peripatus y Epiperipatus (Peripatidae) de Costa Rica y del género Metaperipatus de Chile para determinar la existencia de dimorfismo sexual.

Objetivos específicos:

  1. Estimar la relación entre parámetros morfométricos (longitud) de especímenes vivos y preservados que permita estandarizar los datos con aquellos de la literatura científica sobre Onychophora de Chile y de Costa Rica.

  2. Determinar la variación intraespecífica en los parámetros morfométricos (longitud, ancho, peso y volumen) en función del sexo de tres especies de los géneros Peripatus, Epiperipatus y Metaperipatus de acuerdo a la literatura de Chile y Costa Rica así como en la práctica.

  3. Comparar el posible dimorfismo sexual a nivel interespecífico con respecto al tamaño y el número de patas en tres especies de los géneros Peripatus, Epiperipatus y Metaperipatus.

Materiales y métodos

Se realizó una revisión bibliográfica de la materia de interés y se recolectaron datos morfométricos de las especies Epiperipatus biolleyi y Metaperipatus blainvillei.

Se estudiaron las especies Peripatus solorzanoi, Epiperipatus biolleyi pertenecientes a Costa Rica y Metaperipatus blainvillei de Chile, en función de la disponibilidad de especímenes en el Laboratorio de Sistemática, Genética y Evolución de la Universidad Nacional. Para los especímenes vivos de Costa Rica se calculó una regresión lineal para estandarizarlos con los datos de la literatura.

Para los especímenes vivos de P.solorzanoi y E. biolleyi de Costa Rica se tomaron las medidas de la longitud del cuerpo, la longitud de las antenas y el ancho del dorso. Posterior a preservarlos en alcohol se midieron el peso y el volumen. Para los especímenes de M.blainvillei de Chile, se realizaron las mismas mediciones anteriores, únicamente preservados.

Para algunos especímenes vivos de P.solorzanoi pertenecientes de Costa Rica, se usaron fotografías con una escala (mm). Para obtener las medidas correspondientes de la longitud del cuerpo, antenas y ancho dorsal corporal se utilizó el programa de Image J.

Mientras que para las mediciones de los especímenes preservados de Costa Rica y Chile disponibles en el laboratorio, se utilizó un vernier (mm) para la longitud del cuerpo, la longitud de las antenas y para el ancho del dorso del cuerpo.

Se calculó el volumen de cada espécimen mediante el desplazamiento de etanol al 70% en una probeta de 10 ó 25 ml, dependiendo del tamaño del individuo. Seguidamente se secó el exceso de alcohol de cada individuo en un papel filtro y se pesaron utilizando una balanza electrónica (de 0.0001 incertidumbre).

Se identificaron los sexos de los especímenes por la forma del gonoporo. Además, se cuantificó el número de patas de cada individuo, por ambos lados del cuerpo para confirmar que fueran simétricos; en ambos procedimientos se utilizó un estereoscopio.

Para las pruebas estadísticas se verificó la normalidad según los parámetros morfométricos de cada especie utilizando la prueba de Shapiro. También se determinó la varianza de cada parámetro según la especie utilizando la prueba estadística de homocedasticidad de varianzas. Se estimaron las longitudes en estado vivo y preservado de las especies de CR aplicando regresiones lineales simples. Se realizaron correlaciones con los parámetros morfométricos: longitud, ancho, peso y volumen entre las especies de Costa Rica. Se utilizó un T.student y wilcoxon, para comparar sexos con longitud, peso, volumen, ancho y cantidad de patas. Se aplicó un análisis de varianza (ANDEVA) de una vía entre las tres especies con el sexo, este respecto a la cantidad de patas, longitud y ancho para determinar el dimorfismo sexual entre ellas.

Resultados

library(lmtest)
library(car)
library(ggplot2)
library(PerformanceAnalytics)
library(outliers)

longitudbio<-read.csv("longitudesbiolleyi.csv",sep = ";", dec = ".")
longitudbio2<-read.csv("longitudesbiolleyi.csv",sep = ";", dec = ".")
solorzanoiregresion1<-read.csv("solorzanoireg.csv", sep = ";", dec = ".")
biolleyi<-read.csv("biolleyi_final.csv",sep = ";", dec = ".")
biolleyi$longitud_alcohol<-as.numeric(biolleyi$longitud_alcohol)
biolleyi$longitud_alcohol<-as.numeric(biolleyi$longitud_alcohol)
solorzanoi<-read.csv("solorzanoi_final2.csv",sep = ";", dec = ".")
blanvillei<-read.csv("blanvillei_final.csv",sep = ";", dec = ".")
anova1<-read.csv("Libro_final.csv",sep = ";",dec = ".")
anova1$longitud_en_alcohol<-as.numeric(anova1$longitud_en_alcohol)
anova2<-read.csv("Libro_final.csv",sep = ";",dec = ".")
anova3<-read.csv("Libro_final.csv",sep = ";",dec = ".")

Para los resultados, los modelos de regresión lineal en E. biolleyi obtenidos a partir de la variable independiente; longitud preservado en alcohol y las variables dependientes; longitud de los individuos vivos comprimidos y vivos estirados, muestran que, si bien, las medidas presentaron diferencias significativas (p<0.05), la longitud cuando se encuentran comprimidos (p-value<0.05) (Figura 1B) fue la que mejor explicó la relación, ya que presentó los valores más altos del Coeficiente de Determinación (R2= 0.8041) y la ecuación de la recta y=0.50836x+1.27731. Mientras que la longitud de los peripatos estirados (p-value<0.05) (Figura 1A) viene explicada por la ecuación y=0.6968x-0.2149 y se obtuvo un Coeficiente de Determinación de R2=0.7077.

modelo1<- lm(longitudbio$longitud_en_alcoho_manual~longitudbio$longitud_estirado_manual)
dwtest(modelo1)
## 
##  Durbin-Watson test
## 
## data:  modelo1
## DW = 2.4567, p-value = 0.8284
## alternative hypothesis: true autocorrelation is greater than 0
shapiro.test(modelo1$residuals)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  modelo1$residuals
## W = 0.93576, p-value = 0.3667
ncvTest(modelo1)
## Non-constant Variance Score Test 
## Variance formula: ~ fitted.values 
## Chisquare = 1.38152, Df = 1, p = 0.23984
summary(modelo1)
## 
## Call:
## lm(formula = longitudbio$longitud_en_alcoho_manual ~ longitudbio$longitud_estirado_manual)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -4.2370 -2.5430 -0.4159  0.8299  6.6795 
## 
## Coefficients:
##                                      Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
## (Intercept)                           1.27731    3.89359   0.328    0.749
## longitudbio$longitud_estirado_manual  0.50836    0.07244   7.018  1.4e-05
##                                         
## (Intercept)                             
## longitudbio$longitud_estirado_manual ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 3.375 on 12 degrees of freedom
##   (1048502 observations deleted due to missingness)
## Multiple R-squared:  0.8041, Adjusted R-squared:  0.7877 
## F-statistic: 49.25 on 1 and 12 DF,  p-value: 1.4e-05
modelo2<- lm(longitudbio2$longitud_en_alcoho_manual~longitudbio2$lontitud_comprimido_manual)
dwtest(modelo2)
## 
##  Durbin-Watson test
## 
## data:  modelo2
## DW = 2.5222, p-value = 0.8577
## alternative hypothesis: true autocorrelation is greater than 0
shapiro.test(modelo2$residuals)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  modelo2$residuals
## W = 0.93636, p-value = 0.3737
ncvTest(modelo2)
## Non-constant Variance Score Test 
## Variance formula: ~ fitted.values 
## Chisquare = 0.6016691, Df = 1, p = 0.43794
summary(modelo2)
## 
## Call:
## lm(formula = longitudbio2$longitud_en_alcoho_manual ~ longitudbio2$lontitud_comprimido_manual)
## 
## Residuals:
##    Min     1Q Median     3Q    Max 
## -6.142 -3.325  1.100  2.175  7.767 
## 
## Coefficients:
##                                         Estimate Std. Error t value
## (Intercept)                              -0.2149     5.3237   -0.04
## longitudbio2$lontitud_comprimido_manual   0.6968     0.1293    5.39
##                                         Pr(>|t|)    
## (Intercept)                             0.968458    
## longitudbio2$lontitud_comprimido_manual 0.000163 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 4.123 on 12 degrees of freedom
##   (1048502 observations deleted due to missingness)
## Multiple R-squared:  0.7077, Adjusted R-squared:  0.6833 
## F-statistic: 29.05 on 1 and 12 DF,  p-value: 0.0001628
library(gridExtra)

longitudbio<-read.csv("longitudesbiolleyi.csv",sep = ";", dec = ".")
modelo1<- lm(longitudbio$longitud_en_alcoho_manual~longitudbio$longitud_estirado_manual)

grafico1<-ggplot(longitudbio,aes(x=longitudbio$longitud_en_alcoho_manual, y=longitudbio$longitud_estirado_manual))+geom_point(shape=1)+geom_smooth(method = lm)+labs(x="Longitudes de E. biolleyi preservados (mm) ",y="Longitudes de E. biolleyi estirados (mm)") 

longitudbio2<-read.csv("longitudesbiolleyi.csv",sep = ";", dec = ".")
modelo2<- lm(longitudbio2$longitud_en_alcoho_manual~longitudbio2$lontitud_comprimido_manual)

grafico2<-ggplot(longitudbio2,aes(x=longitudbio2$longitud_en_alcoho_manual, y=longitudbio2$lontitud_comprimido_manual))+geom_point(shape=1)+geom_smooth(method = lm)+labs(x="Longitudes de E. biolleyi preservados (mm) ",y="Longitudes de E. biolleyi comprimidos (mm)")

grid.arrange(grafico1,grafico2,ncol=2)

Figura 1. Regresión lineal de longitudes preservados (mm) vs longitudes estirados (mm) (A) y longitudes preservados (mm) vs longitudes comprimidos (mm) (B) de E. biolleyi.

Para los individuos de la especie P. Solorzanoi, se utilizaron variables preservados en alcohol y vivos estirados, estas mediciones fueron obtenidas de las fotografías utilizando el programa Image J (Figura 2). Presentando diferencias significativas con un p-value<0.05, el modelo demostró tener uno de los valores más altos analizados de las especies de Costa Rica con un Coeficiente de Determinación de R2=0.9345 y una ecuación de la recta de y=0.640x-2.30337.

preservados<-solorzanoiregresion1$alcohol
estirados<-solorzanoiregresion1$vivos
modelo3<-lm(preservados~estirados)
dwtest(modelo3)
## 
##  Durbin-Watson test
## 
## data:  modelo3
## DW = 1.5675, p-value = 0.3033
## alternative hypothesis: true autocorrelation is greater than 0
shapiro.test(modelo3$residuals)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  modelo3$residuals
## W = 0.95731, p-value = 0.7988
ncvTest(modelo3)
## Non-constant Variance Score Test 
## Variance formula: ~ fitted.values 
## Chisquare = 0.04001055, Df = 1, p = 0.84146
summary(modelo3)
## 
## Call:
## lm(formula = preservados ~ estirados)
## 
## Residuals:
##       1       2       3       4       5       6 
##  -6.175 -10.874   1.361   8.190  -3.407  10.905 
## 
## Coefficients:
##             Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)   
## (Intercept) -2.30337   10.12174  -0.228  0.83114   
## estirados    0.63995    0.08471   7.555  0.00164 **
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 9.432 on 4 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.9345, Adjusted R-squared:  0.9181 
## F-statistic: 57.08 on 1 and 4 DF,  p-value: 0.001645
grafico3<-ggplot(solorzanoiregresion1,aes(x=preservados, y=estirados))+geom_point(shape=1)+geom_smooth(method = lm)+labs(x="Longitudes de P. solorzanoi preservados (mm) ",y="Longitudes de P. solorzanoi estirados (mm)")
grafico3

Figura 2. Regresión lineal de longitudes preservados (mm) vs longitudes estirados (mm) de P. solorzanoi.

En cuanto a los resultados de correlaciones realizados en todas las especies, se busca encontrar que exista una asociación para la variable longitud del cuerpo preservados en alcohol con respecto a cada uno de los parámetros: volumen, ancho corporal y peso, de forma que los resultados que interesan cuantificar van a ser únicamente aquellos que presenten mayor intensidad de relación, considerando específicamente que se hallen diferencias significativas. Para aquellas correlaciones entre los parámetros morfométricos (volumen, ancho y peso) solamente se tendrán en cuenta como observaciones generales.

De acuerdo a la prueba de Shapiro, solo la variable de longitud preservado en alcohol (mm) fue normal (p-value>0.05) y las variables de volumen (ml), peso (g) y ancho (mm) no fueron normales (p-value<0.05).

Se puede observar que para los individuos E. biolleyi hay una correlación positiva muy fuerte entre longitud y ancho (rho=0.78) con una diferencia significativa (p-value<0.05), al igual que para la correlación entre longitud y peso. Por otro lado, la relación entre longitud y volumen es moderada (rho=0.54) con significancia estadística (p-value<0.05) (Figura 3).

shapiro.test(biolleyi$longitud_alcohol)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  biolleyi$longitud_alcohol
## W = 0.94175, p-value = 0.1479
shapiro.test(biolleyi$volumen)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  biolleyi$volumen
## W = 0.78263, p-value = 0.0001552
shapiro.test(biolleyi$peso)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  biolleyi$peso
## W = 0.84221, p-value = 0.001572
shapiro.test(biolleyi$ancho_alcohol)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  biolleyi$ancho_alcohol
## W = 0.88356, p-value = 0.006849
cor.test(biolleyi$longitud_alcohol,biolleyi$ancho_alcohol, method = "spearman")
## 
##  Spearman's rank correlation rho
## 
## data:  biolleyi$longitud_alcohol and biolleyi$ancho_alcohol
## S = 648.25, p-value = 2.841e-06
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
##       rho 
## 0.7783759
cor.test(biolleyi$longitud_alcohol,biolleyi$volumen,method = "spearman")
## 
##  Spearman's rank correlation rho
## 
## data:  biolleyi$longitud_alcohol and biolleyi$volumen
## S = 1048.6, p-value = 0.005987
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
##       rho 
## 0.5440948
cor.test(biolleyi$longitud_alcohol,biolleyi$peso, method = "spearman")
## 
##  Spearman's rank correlation rho
## 
## data:  biolleyi$longitud_alcohol and biolleyi$peso
## S = 329.42, p-value = 9.104e-08
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
##       rho 
## 0.8567726
Peso<-biolleyi$peso
Ancho<-biolleyi$ancho_alcohol
Volumen<-biolleyi$volumen
Longitud<-biolleyi$longitud_alcohol
volumen_final1<-data.frame(Longitud,Volumen,Ancho,Peso)
chart.Correlation(volumen_final1,method ="spearman")
## Warning in cor.test.default(as.numeric(x), as.numeric(y), method = method):
## Cannot compute exact p-value with ties

## Warning in cor.test.default(as.numeric(x), as.numeric(y), method = method):
## Cannot compute exact p-value with ties

## Warning in cor.test.default(as.numeric(x), as.numeric(y), method = method):
## Cannot compute exact p-value with ties

## Warning in cor.test.default(as.numeric(x), as.numeric(y), method = method):
## Cannot compute exact p-value with ties

## Warning in cor.test.default(as.numeric(x), as.numeric(y), method = method):
## Cannot compute exact p-value with ties

## Warning in cor.test.default(as.numeric(x), as.numeric(y), method = method):
## Cannot compute exact p-value with ties

Figura 3. Correlación de E. biolleyi preservados.

De acuerdo a la prueba de Shapiro, ninguna las variables de P. solorzanoi fueron normales (p-value<0.05).

Con respecto a los resultados de las correlaciones de los individuos preservados en alcohol, todas las relaciones entre longitud con ancho, peso y volumen, presentaron una correlacion fuerte (rho>0.70) y una diferencía estadística significativa (p-value<0.05) (figura 4).

shapiro.test(solorzanoi$longitud_alcohol)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  solorzanoi$longitud_alcohol
## W = 0.86959, p-value = 0.003497
shapiro.test(solorzanoi$ancho_alcohol)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  solorzanoi$ancho_alcohol
## W = 0.91791, p-value = 0.04018
shapiro.test(solorzanoi$volumen)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  solorzanoi$volumen
## W = 0.66663, p-value = 1.913e-06
shapiro.test(solorzanoi$peso)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  solorzanoi$peso
## W = 0.58431, p-value = 1.959e-07
cor.test(solorzanoi$longitud_alcohol,solorzanoi$ancho_alcohol, method = "spearman")
## 
##  Spearman's rank correlation rho
## 
## data:  solorzanoi$longitud_alcohol and solorzanoi$ancho_alcohol
## S = 809.21, p-value = 2.975e-05
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
##      rho 
## 0.723348
cor.test(solorzanoi$longitud_alcohol,solorzanoi$peso, method = "spearman")
## 
##  Spearman's rank correlation rho
## 
## data:  solorzanoi$longitud_alcohol and solorzanoi$peso
## S = 396.14, p-value = 1.238e-08
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
##       rho 
## 0.8645691
cor.test(solorzanoi$longitud_alcohol,solorzanoi$volumen, method ="spearman")
## 
##  Spearman's rank correlation rho
## 
## data:  solorzanoi$longitud_alcohol and solorzanoi$volumen
## S = 502.05, p-value = 1.746e-07
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
##       rho 
## 0.8283587
Longitud<-solorzanoi$longitud_alcohol
Peso<-solorzanoi$peso
Ancho<-solorzanoi$ancho_alcohol
Volumen<-solorzanoi$volumen
volumen_final2<-data.frame(Longitud,Volumen,Ancho,Peso)
chart.Correlation(volumen_final2,method = "spearman")

Figura 4. Correlación P. solorzanoi preservados.

De acuerdo a la prueba de Shapiro, las variables de longitud (mm), ancho (mm) y peso (g) fueron normales (p-value>0.05) y la variable de volumen (ml) no fue normal (p-value<0.05).

Para la prueba en la especie M.blanvillei se puede notar que el valor de correlación entre la longitud del cuerpo y el volumen (Figura 5) es similar al valor de correlación entre longitud del cuerpo y el peso (Figura 6). Es necesario analizar aquellas medidas que presentaron diferencias significativas, resultando que la mejor relación de variables se muestran en las medidas de longitud y volumen, obteniendo una correlación entre moderada y fuerte (rho=0.66), utilizando Spearman y siendo estadísticamente significativa (p-value<0.05). Para la prueba entre longitud y el peso se obtuvo una correlación también entre moderada y fuerte (R=0.65), utilizando Pearson y resultando tener diferencias significativas (p-value<0.05). Mientras que para la relación entre longitud y ancho, la correlación fue débil (R=0.09) y siendo estadísticamente no significativo (p-value>0.05)

shapiro.test(blanvillei$longitud_alcohol)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  blanvillei$longitud_alcohol
## W = 0.97181, p-value = 0.9071
shapiro.test(blanvillei$ancho_alcohol)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  blanvillei$ancho_alcohol
## W = 0.86809, p-value = 0.09496
shapiro.test(blanvillei$peso)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  blanvillei$peso
## W = 0.90715, p-value = 0.262
shapiro.test(blanvillei$volumen)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  blanvillei$volumen
## W = 0.76391, p-value = 0.005272

Debido a la normalidad de las variables, se realizaron pruebas de correlacion para resultados normales con el coeficiente de correlación Pearson (cor) y para los que no son normales, se utilizó el coeficiente de correlación de Spearman (rho).

cor.test(blanvillei$longitud_alcohol,blanvillei$ancho_alcohol)
## 
##  Pearson's product-moment correlation
## 
## data:  blanvillei$longitud_alcohol and blanvillei$ancho_alcohol
## t = 0.26272, df = 8, p-value = 0.7994
## alternative hypothesis: true correlation is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
##  -0.5703523  0.6823769
## sample estimates:
##        cor 
## 0.09248686
cor.test(blanvillei$longitud_alcohol,blanvillei$peso)
## 
##  Pearson's product-moment correlation
## 
## data:  blanvillei$longitud_alcohol and blanvillei$peso
## t = 2.4502, df = 8, p-value = 0.03992
## alternative hypothesis: true correlation is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
##  0.04277758 0.90946090
## sample estimates:
##       cor 
## 0.6547684
cor.test(blanvillei$longitud_alcohol,blanvillei$volumen, method = "spearman")
## 
##  Spearman's rank correlation rho
## 
## data:  blanvillei$longitud_alcohol and blanvillei$volumen
## S = 56.005, p-value = 0.0376
## alternative hypothesis: true rho is not equal to 0
## sample estimates:
##       rho 
## 0.6605783
longitud<-blanvillei$longitud_alcohol
volumen<-blanvillei$volumen
blanvilleicor<-data.frame(longitud,volumen)
chart.Correlation(blanvilleicor,method = "spearman")

Figura 5. Correlación M. blanvillei preservados entre volumen (ml) y longitud (mm), de acuerdo a su normalidad (spearman).

Longitud_<-blanvillei$longitud_alcohol
Peso_<-blanvillei$peso
Ancho_<-blanvillei$ancho_alcohol
volumen_final<-data.frame(Longitud_,Ancho_,Peso_)
chart.Correlation(volumen_final)

Figura 6. Correlación M. blanvillei preservados entre longitud (mm), ancho (mm) y peso (g), de acuedo a su normalidad (pearson).

Para la comparación interespecífica entre las dos especies de Costa Rica, E. biolleyi y P. solorzanoi, se determinó la normalidad de acuerdo a la prueba de Shapiro (Cuadro 1 y Cuadro 2). De acuerdo a la normalidad (p-value<0.05), se realizó la prueba de Wilcoxon para determinar la diferencia entre ambas especies.

Cuadro 1. Pruebas de normalidad de E. biolleyi.

                      | Volumen (mL)  |  Peso (g)  |  Cantidad de patas  | Ancho (mm) | Longitud (mm) |
 Prueba de normalidad |  0.0001552    |  0.001572  |      0.01348        |  0.006849  |    0.06097    |
 (p-value)            |               |            |                     |            |               |

Cuadro 2. Pruebas de normalidad de P. solorzanoi.

                      | Volumen (mL)  |  Peso (g)  |  Cantidad de patas  | Ancho (mm) | Longitud (mm) |
 Prueba de normalidad |     <0.05     |    <0.05   |        0.0062       |   0.0691   |    0.0050     |
 (p-value)            |               |            |                     |            |               |

Basándose en los resultados de la prueba de Wilcoxon (Cuadro 3), hay diferencias significativas (p-value<0.05) entre las longitudes (mm), ancho (mm), cantidad de patas y el peso (g) de E. biolleyi y P. solorzanoi. En cuanto al volumen (ml), no hay diferencia significativa (p-value>0.05).

Cuadro 3. Comparación de cada variable de ambas especies utilizando la prueba de Wilcoxon.

        | Volumenes (mL) |  Pesos (g)  |  Cantidad de patas  | Anchos (mm) |  Longitudes (mm) |
      W |       235      |    174      |        21.5         |    233.5    |        158       |
p-value |     0.0834     |   0.0048    |       <0.05         |    0.0346   |       0.0006     |

Se compararon las tres especies; E. biolleyi y P. solorzanoi de Costa Rica y M. blanvillei de Chile, para determinar las diferencias intraespecíficas entre ellas.

Al determinar la normalidad mediante la prueba de Shapiro, se diferenció entre la prueba de T-student (p-value>0.05, es decir, normal y sin varianza conocida) y la prueba de Wilcoxon (p-value<0.05, es decir, no normal y sin varianza conocida). La prueba de normalidad para las longitudes de los E. biolleyi fue p-value>0.05 (normal), por lo que se realizó una prueba de T-student (T=4.5456, Gl=16.231, p-value<0.05). También fue normal para las longitudes (T=0.2172, Gl=2.2268, p-value>0.05 ), anchos (T=0.36226, Gl=1.4214, p-value>0.05) y volúmenes (T=-0.49643, Gl=1.3522, p-value>0.05) de los M. blanvillei.

Para las demás comparaciones de variables entre sexo, la prueba de Shapiro no dio normal (p-value<0.05), por lo que se utilizó la prueba de Wilcoxon (Cuadro 4).

Al realizar las pruebas de T-student y de Wilcoxon, las variables que presentaron un p-value>0.05, no reflejan diferencias significativas y las variables con un p-value<0.05, sí reflejan diferencias significativas entre sexos (Cuadro 4).

Cuadro 4. Comparación de medidas morfométricas por sexo en tres especies de Onicóforos de Costa Rica y Chile.

  Especie    |         Variable          |    T* o W   |         Gl          |   p-value   |  
 ____________|___________________________|_____________|_____________________|_____________|
             |  Longitud preservado (mm) |   4.5456 *  |       16.231        |  0.0003197  |    
             |                           |             |                     |             |       
             |   Ancho preservado (mm)   |     122     |         -           |   0.04429   |  
             |                           |             |                     |             |      
  E.biolleyi |     Cantidad de patas     |    141.5    |         -           |  0.002752   |       
             |                           |             |                     |             |  
             |       Volumen (ml)        |     116     |         -           |  0.008848   |   
             |                           |             |                     |             |      
             |        Peso (g)           |    104.5    |         -           |   0.04525   |  
                        
             |  Longitud preservado (mm) |    111.5    |         -           |    0.1022   |    
             |                           |             |                     |             |       
             |   Ancho preservado (mm)   |    106.5    |         -           |    0.1695   |  
             |                           |             |                     |             |      
P.solorzanoi |     Cantidad de patas     |     144     |         -           |  0.0006856  |     
             |                           |             |                     |             |  
             |       Volumen (ml)        |     105     |         -           |    0.1965   |      
             |                           |             |                     |             |      
             |        Peso (g)           |     110     |         -           |    0.1109   |  
 
             |  Longitud preservado (mm) |   0.2172 *  |       2.2268        |    0.8464   |    
             |                           |             |                     |             |       
             |   Ancho preservado (mm)   |   0.36226 * |       1.4214        |    0.7637   |  
             |                           |             |                     |             |      
M.blanvillei |     Cantidad de patas     |      26     |         -           |    0.3941   |       
             |                           |             |                     |             |  
             |       Volumen (ml)        |  -0.49643 * |       1.3522        |    0.6882   |      
             |                           |             |                     |             |      
             |        Peso (g)           |      8      |         -           |      1      |

Para el análisis de la varianza entre longitud y las tres especies según el sexo, se evaluó la normalidad de los residuos (utilizando la prueba de Shapiro) y la homocedasticidad (con la Prueba de Cochran), por lo tanto se escogió realizar el ANOVA no-paramétrico Kruskal Wallis. Se encontró que la longitud media en los peripatos preservados fue mayor en los individuos de P. solorzanoi hembra (60.07±33.21, n=17), seguido de P. solorzanoi macho (37.07±20.75, n=10), E. biolleyi hembra (35.35±10.08, n=13), E. biolleyi macho (21.51±4.31, n=13) de manera significativa (KW= 37.396, df = 5, p-value<0.05). Se realizó una prueba posterior de LSD-Pareado de Wilcoxon, donde se encontró la diferencia más significativa entre P. solorzanoi hembra y M. blanvillei macho ya que tiene un p-value<0.05 y la diferencia menos significativa fue entre M. blanvillei macho y M. blanvillei hembra, por tener un p-value>0.05 (Figura 7).

modelolongitud<-aov(anova1$longitud_en_alcohol~anova1$categorica)
shapiro.test(modelolongitud$residuals)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  modelolongitud$residuals
## W = 0.8398, p-value = 9.549e-07
tapply(anova1$longitud_en_alcohol,anova1$categorica,length)
## sp1h sp1m sp2h sp2m sp3h sp3m 
##   13   13   13    3   17   10
longitud<-anova1$longitud_en_alcohol
categoria<-anova1$categorica
cochran.test(longitud~categoria,inlying=F)
## 
##  Cochran test for outlying variance
## 
## data:  longitud ~ categoria
## C = NA, df = 11.5, k = 6.0, p-value = NA
## alternative hypothesis: Group  has outlying variance
## sample estimates:
##       sp1h       sp1m       sp2h       sp2m       sp3h       sp3m 
##  101.80769   18.54308         NA         NA 1103.00596  430.56678
modelo2<-kruskal.test(anova1$longitud_en_alcohol~anova1$categorica)
modelo2
## 
##  Kruskal-Wallis rank sum test
## 
## data:  anova1$longitud_en_alcohol by anova1$categorica
## Kruskal-Wallis chi-squared = 37.396, df = 5, p-value = 4.987e-07
pairwise.wilcox.test (anova1$longitud_en_alcohol,anova1$categorica, p.adj= "none", exact=F) 
## 
##  Pairwise comparisons using Wilcoxon rank sum test 
## 
## data:  anova1$longitud_en_alcohol and anova1$categorica 
## 
##      sp1h    sp1m    sp2h    sp2m    sp3h   
## sp1m 0.00024 -       -       -       -      
## sp2h 0.00097 0.01353 -       -       -      
## sp2m 0.07350 0.14593 0.89612 -       -      
## sp3h 0.05410 4.1e-06 8.4e-05 0.02839 -      
## sp3m 0.82770 0.01411 0.01455 0.16259 0.07881
## 
## P value adjustment method: none
boxplot(anova1$longitud_en_alcohol~anova1$categorica, col = "white", xaxt = "n",
        xlab = "", ylab =  "Longitud preservado en alcohol (mm)",par(mar = c(9, 5, 4, 2)+ 0.1),las=2)

# x axis with ticks but without labels
labels <- paste(c("E.biolleyi hembra","E. biolleyi macho","M. blanvillei hembra", "M. blanvillei macho","P. solorzanoi hembra","P. solorzanoi macho"))
axis(1, labels = FALSE)

# Plot x labs at default x position
text(x =  seq_along(labels), y = par("usr")[3] - 0, srt = 30, adj = 1,
     labels = labels, xpd = TRUE)

Figura 7. ANOVA del largo del cuerpo entre los sexos de cada especie.

Para el análisis de la varianza, entre cantidad de patas y las tres especies según el sexo, se evaluó la normalidad de los residuos (utilizando la Prueba de Shapiro) y la homocedasticidad (con la Prueba de Cochran), por lo tanto se escogió realizar el ANOVA no-paramétrico de Kruskal Wallis. Se encontró que la cantidad media de patas en los peripatos preservados fue mayor en los individuos de P. solorzanoihembra (39.06±2.95, n=17), seguido de P. solorzanoimacho (35.00±3.20, n= 10), E. biolleyihembra (29.77±1.01, n=13), E. biolleyi macho (28.31±1.03, n=13) de manera significativa (KW= 60.571, df = 5, p-value<0.05). Se realizó una prueba posterior de LSD-Pareado de Wilcoxon, indicando que la diferencia más significativa fue entre P. solorzanoi hembra y M. blanvillei hembra por tener un p-value<0.05 y la diferencia menos significativa fue entre M. blanvillei hembra y M. blanvillei macho por tener un p-value>0.05 (Figura 8).

modelopatas<-aov(anova2$cantidad_de_patas~anova2$categorica)
shapiro.test(modelopatas$residuals)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  modelopatas$residuals
## W = 0.846, p-value = 5.823e-07
tapply(anova2$cantidad_de_patas,anova2$categorica,length)
## sp1h sp1m sp2h sp2m sp3h sp3m 
##   13   13   13    3   17   10
patas<-anova2$cantidad_de_patas
categoria<-anova2$categorica
cochran.test(longitud~categoria,inlying=F)
## 
##  Cochran test for outlying variance
## 
## data:  longitud ~ categoria
## C = NA, df = 11.5, k = 6.0, p-value = NA
## alternative hypothesis: Group  has outlying variance
## sample estimates:
##       sp1h       sp1m       sp2h       sp2m       sp3h       sp3m 
##  101.80769   18.54308         NA         NA 1103.00596  430.56678
modelo3<-kruskal.test(anova2$cantidad_de_patas~anova2$categorica)
modelo3
## 
##  Kruskal-Wallis rank sum test
## 
## data:  anova2$cantidad_de_patas by anova2$categorica
## Kruskal-Wallis chi-squared = 60.571, df = 5, p-value = 9.263e-12
pairwise.wilcox.test (anova2$cantidad_de_patas,anova2$categorica, p.adj= "none", exact=F) 
## 
##  Pairwise comparisons using Wilcoxon rank sum test 
## 
## data:  anova2$cantidad_de_patas and anova2$categorica 
## 
##      sp1h    sp1m    sp2h    sp2m    sp3h   
## sp1m 0.00275 -       -       -       -      
## sp2h 1.3e-05 1.2e-05 -       -       -      
## sp2m 0.00832 0.00733 0.39407 -       -      
## sp3h 4.5e-06 3.5e-06 3.4e-06 0.00710 -      
## sp3m 0.00093 0.00028 4.9e-05 0.01145 0.00248
## 
## P value adjustment method: none
boxplot(anova2$cantidad_de_patas~anova2$categorica, col = "white", xaxt = "n",
        xlab = "", ylab =  "Longitud preservado en alcohol (mm)",par(mar = c(9, 5, 4, 2)+ 0.1),las=2)

# x axis with ticks but without labels
labels <- paste(c("E.biolleyi hembra","E. biolleyi macho","M. blanvillei hembra", "M. blanvillei macho","P. solorzanoi hembra","P. solorzanoi macho"))
axis(1, labels = FALSE)

# Plot x labs at default x position
text(x =  seq_along(labels), y = par("usr")[3] - 0, srt = 30, adj = 1,
     labels = labels, xpd = TRUE)

Figura 8 ANOVA de la cantidad de patas entre los sexos de cada especie.

Para el análisis de la varianza, entre ancho y las tres especies según el sexo, se evaluó la normalidad de los residuos (utilizando la Prueba de Shapiro) y la homocedasticidad (con la Prueba de Cochran), por lo tanto se escogió realizar el ANOVA no-paramétrico de Kruskal Wallis. Se encontró que el ancho en los peripatos preservados fue mayor en los individuos de P. solorzanoi hembra (4.96±2.77, n=17), seguido de P. solorzanoi macho (3.40±1.45, n= 10), E. biolleyi hembra (3.19±0.96, n=13), E. biolleyi macho (2.60±0.59, n=13) de manera significativa (KW= 21.609, df= 5, p-value<0.05). Se realizó una prueba posterior de LSD-Pareado de Wilcoxon, indicando que la diferencia más significativa fue entre P. solorzanoi hembra y M. blanvillei hembra por tener un p-value<0.05 y la diferencia menos significativa fue entre M. blanvillei hembra y M. blanvillei macho por tener un p-value>0.05 (Figura 9)

modeloancho<-aov(anova3$ancho_alcohol~anova3$categorica)
shapiro.test(modeloancho$residuals)
## 
##  Shapiro-Wilk normality test
## 
## data:  modeloancho$residuals
## W = 0.96074, p-value = 0.04241
tapply(anova3$ancho_alcohol,anova3$categorica,length)
## sp1h sp1m sp2h sp2m sp3h sp3m 
##   13   13   13    3   17   10
ancho<-anova3$ancho_alcohol
categoria<-anova3$categorica
cochran.test(ancho~categoria,inlying=F)
## 
##  Cochran test for outlying variance
## 
## data:  ancho ~ categoria
## C = NA, df = 11.5, k = 6.0, p-value = NA
## alternative hypothesis: Group  has outlying variance
## sample estimates:
##      sp1h      sp1m      sp2h      sp2m      sp3h      sp3m 
## 0.9157692 0.3550000        NA        NA 7.7053618 2.0933333
modelo4<-kruskal.test(anova3$ancho_alcohol~anova3$categorica)
modelo4
## 
##  Kruskal-Wallis rank sum test
## 
## data:  anova3$ancho_alcohol by anova3$categorica
## Kruskal-Wallis chi-squared = 21.609, df = 5, p-value = 0.0006211
pairwise.wilcox.test (anova3$ancho_alcohol,anova3$categorica, p.adj= "none", exact=F) 
## 
##  Pairwise comparisons using Wilcoxon rank sum test 
## 
## data:  anova3$ancho_alcohol and anova3$categorica 
## 
##      sp1h   sp1m   sp2h   sp2m   sp3h  
## sp1m 0.0443 -      -      -      -     
## sp2h 0.0028 0.0234 -      -      -     
## sp2m 0.0512 0.1170 0.8958 -      -     
## sp3h 0.0812 0.0075 0.0020 0.0536 -     
## sp3m 0.7510 0.2569 0.0124 0.1065 0.1187
## 
## P value adjustment method: none
boxplot(anova3$ancho_alcohol~anova3$categorica, col = "white", xaxt = "n",
        xlab = "", ylab =  "Longitud preservado en alcohol (mm)",par(mar = c(9, 5, 4, 2)+ 0.1),las=2)

# x axis with ticks but without labels
labels <- paste(c("E.biolleyi hembra","E. biolleyi macho","M. blanvillei hembra", "M. blanvillei macho","P. solorzanoi hembra","P. solorzanoi macho"))
axis(1, labels = FALSE)

# Plot x labs at default x position
text(x =  seq_along(labels), y = par("usr")[3] - 0, srt = 30, adj = 1,
     labels = labels, xpd = TRUE)

Figura 9 ANOVA del ancho (mm) entre los sexos de cada especie.

Discusión

Contracción corporal de Onicóforos preservados:

Para las hembras de P. solorzanoi de Costa Rica se muestra en promedio que el tamaño corporal se reduce del estado vivo un 22.95% en el momento que son preservados en alcohol. En el caso de los machos al ser preservados en alcohol, se comprimen en mayor medida que las hembras, ya que en promedio se reducen al ser preservados un 45.45% de la longitud promedio de los especímenes vivos. Dichos porcentajes pueden apoyar la suposición de Monge-Nájera y Morera (1944), que la relación de mayor superficie y volumen reducen la absorción de alcohol del organismo al ser preservado.

En E. biolleyi las hembras al ser preservadas en alcohol presentan menor porcentaje de contracción que los machos al preservarlos usando el mismo método. Las hembras preservadas en alcohol tienen la longitud media de 38.50 mm, 26% más cortas que las hembras vivas, mientras que los machos en alcohol (longitud media de 22.78 mm), son 41% más cortos que los especímenes vivos. (Monge-Nájera y Morera 1994).

El inesperado resultado de que los machos sufren una mayor contracción podría significar que los individuos más grandes (es decir, las hembras) están menos afectados ante la compresión, debido a su menor relación superficie / volumen, lo que posiblemente reduce la cantidad de alcohol que puede penetrar la pared de su cuerpo. (Monge-Nájera y Morera 1994)

En la familia Peripatopsidae de Chile es comprobable que los individuos de M. blanvillei se contraen en promedio 60% al pasar de vivos a preservados lo que concuerda con los datos presentados por Joseph en 1928, quien aseguró que esta especie tenía la capacidad de comprimirse voluntariamente un aproximado del 50% de la medida de su cuerpo, mientras que preservados se podían comprimir ⅔, lo que equivale a 66% del tamaño vivos.

Relación entre las medidas morfométricas de Onicóforos.

Los especímenes de P. solorzanoi presentaron mayor número de patas y una longitud considerablemente mayor que los especímenes de E. biolleyi y estos a su vez presentaron mayor número de patas y mayor longitud que los especímenes de M. blanvillei, lo que fue explicado en las conclusiones de Monge-Nájera y Morera (1994) de que los animales más largos necesitan más patas para una distribución constante del peso por pata (Ghiselin 1974), debido a la falta de un esqueleto rígido. Las hembras más grandes pueden ser colonizadores más exitosos de nuevos hábitats porque tienen más hijos. Las hembras más grandes pueden tiener descendientes individuales más grandes con más patas, pero hay excepciones (Lavall ar d y Campiglia 1973).

En las dos especies de Costa Rica, fue posible demostrar que existe dimorfismo sexual en base a las mediciones morfométricas. En el caso de los especímenes de E. biolleyi anteriormente se habían señalado estas diferencias. En comparación con los machos, las hembras tienen 8 % más pares de patas, y son 24 % más largas y 50 % más pesadas. (Monge-Nájera y Morera 1994).

Las diferencias significativas entre los dimorfismos identificados en los especímenes de la familia Peripatidae, se relacionan con el hecho de que P. solorzanoi es la especie de mayores dimensiones conocidas en los onicóforos, mientras que E. biolleyi se puede considerar de tamaño medio como otras especies de la familia. A pesar de que en los M. blanvillei el dimorfismo sexual por el número de patas mediante los análisis estadísticos no fueron significativos, al realizar la toma de datos se observó que las hembras presentaban mayor número de pares de patas que los machos, por lo que se confirma el dimorfismo sexual en este caso. Dichas observaciones son consistentes con otras especies de la familia Peripatopsidae, como lo presentado por Mayer.G (2007) al documentar un número fijo de patas en M. inae, 20 pares de patas en machos y 22 pares de patas en las hembras, a pesar de no existir diferencias significativas por análisis estadísticos en esta especie, si se demuestra un claro dimorfismo sexual por número de patas.

Conclusiones

En la familia Peripatidae, en E. biolleyi y en P. solorzanoi, se demostró un marcado dimorfismo sexual relacionado a las medidas morfométricas como la longitud del cuerpo, número de patas y peso. En ambas especies las hembras mostraron mayor tamaño que el macho en todas las medidas.

Se concluyó que entre las familias si existen diferencias morfométricas muy marcadas en el dimorfismo sexual, demostrando que las mayores diferencias morfométricas entre machos y hembras se encuentra en la familia Peripatidae de Costa Rica. Mientras que en la familia Peripatopsidae de Chile el dimorfismo sexual es más difícil de percibir por las pocas diferencias estadísticas.

Finalmente se acordó que para la familia Peripatopsidae de Chile, en la especie M. blanvillei, es necesario experimentar con otros métodos y aumentar el número de muestra para clarificar el dimorfismo sexual, e incluso identificar si existe un rango de patas determinado en cada sexo de esta especie por medio de otras características como ya se ha identificado en otras especies de esta familia.

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