PhylogÃ©nie Et Evolution Du Comportement Social Chez Les Blattes ...

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Ev o l u t i o n d u c o m p o r t e m e n t s o c i a lLa congruence entre les arbres comportementaux et morphologiques + moléculaires a ététestée à l’aide de la métrique de comparaison de triplets (Symmetric Difference of triplets,SDt plus bas) telle qu’elle est implémentée dans le logiciel Component v2.0 (Page, 1993).Plus la valeur calculée est faible, plus la congruence entre les arbres est forte. Cette valeurpeut être comparée avec une distribution nulle calculée après que toutes les topologies nonenracinées à cinq feuilles aient été générées (options « generate all » et « tree-to-tree / distances/ triplets / SD »). La statistique g1 et le test PTP indiquent que les données comportementalessont hautement structurées (jeu de données B : g1 = -1,406, P < 0,01 ; test PTP pour 1000réplications, P = 0,001). La comparaison des arbres obtenus lors des analyses B et D résulte enune valeur de SDt de 0,2. Comparée avec la distribution nulle, ce résultat suggère que ces deuxarbres (comportemental et morphologique + moléculaire) sont plutôt congruents. Seules 12comparaisons de paires d’arbres sur 105 montrent une valeur de SDt inférieure à 0,2.L’effort d’échantillonnage pour le comportement a été évalué de manière critique enfonction d’études comportementales réalisées sur les mêmes insectes et publiées précédemment(e.g., van Baaren et al., 2002). Des courbes d’accumulation représentant le nombre de transitionsen fonction du nombre d’observations ont été calculées pour voir si l’effort d’échantillonnageest suffisamment important pour pouvoir observer les transitions, fréquentes ou non, exécutéespar chaque espèce. Ces courbes montrent que le nombre total d’observations est suffisammentélevé pour que toutes les transitions réalisées par une espèce aient été observées. <strong>Les</strong> dernièressessions d’observation ne permettent pas d’échantillonner de nouvelles transitions puisqu’unplateau est d’ores et déjà atteint (e.g., pour Eublaberus distanti, Figure 2.14). Enfin, aucunecorrélation n’a été trouvée entre le degré d’activité et le nombre de transitions différentes parmiles cinq espèces (r = 0,70, P > 0,15). Ce résultat montre qu’il n’y a pas non plus de biais lié à unéchantillonnage dépendant de l’activité des espèces.L’indépendance des caractères a également été évaluée en vérifiant si les fréquences des90
II. Mat é r i e l s e t m é t h o d e stransitions impliquant un même acte comportemental ne sont pas corrélées. Ceci peut êtretesté aisément grâce à un test de « χ 2 goodness-of-fit » (Chatfield et Lemon, 1970; Zar, 1999) quivérifie si la fréquence d’une transition entre deux actes peut être déterminée par la fréquencetotale de chacun de ces deux actes. Ce test compare les valeurs attendues sous l’hypothèse decorrélation aux valeurs observées. Suivant Zar (1999), quelques données ont été regroupéesensemble afin d’avoir une moyenne de fréquence attendue d’au moins six, permettant ainsid’éviter des biais dans le calcul du χ 2 . <strong>Les</strong> matrices de transition montrent que beaucoup detransitions ne sont pas observées dans certaines espèces alors que d’autres sont fréquentes ourares. L’indépendance statistique entre les différentes transitions pour une même espèce serévèle très fortement significative (Eublaberus : χ 2 = 380,3 - ddl = 56 - χ 2 = 74,5 - P
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