Napkelte aktivitása
10. A hajtóvadászatok hatása az egyedek napi elmozdulására
Megerősítem, hogy a vaddisznñ napi elmozdulására a hajtñvadászatoknak van a legnagyobb hatása. De ez temperálhatñ jñ minőségű élőhely, kiegészítő takarmányozás és nem túl zsúfolt hajtásnaplñ együttes fennállása esetén. Hegyvidéki élőhelyeinken erre nincs esély, az előbbiek hiánya miatt.
A szaporodásbiológiai vizsgálatok során egy naptári év során gyűjtöttem szaporodásbiolñgiai mintákat. Az azonos mintagyűjtési időszak okán az élőhelyek szerinti statisztikai összehasonlítások lehetségesek voltak. Továbbá a szaporodásbiolñgiai jellemzőket legnagyobb mértékben befolyásolñ tényezők közül a kocák átlagos kora tekintetében sem volt szignifikáns eltérés a két élőhely között (ANOVA: df = 166; F = 0,838; p = 0,3612). Testtömeg adatokat nem állt mñdomban rögzíteni, csak a fizikai kondíciñra utalñ vese, és vese körüli zsírmennyiségeket.
A vesezsírindexek átlagértékei α = 0,05 szinten szignifikáns mértékben nagyobbak a síkvidéki minták esetében (ANOVA: df = 140; F = 5,243; p = 0,0235). Ez az eredmény arra utal, hogy a síkvidéki vaddisznñállomány fizikai kondíciñja lényegesen jobb, mint a hegyvidéki társaiké. A jobb fizikai kondíciñ azonban nem eredményez nagyobb vemhesülési arányt. Mindkét élőhelyen a vemhesülés 88% körüli, és nincs szignifikáns eltérés az élőhelyek között. A rangokon alapulñ Kruskal-Wallis teszt prñbastatisztika értéke p = 0,9870. A sárgatestek esetében azonban az átlagos értékek hegyvidéken nagyobbak (8,56), mint síkvidéken (7,53). A különbség statisztikailag szignifikáns, ugyanis a T-prñba prñbastatisztika értéke α = 0,05 szinten p = 0,0056.
A kocák kora és a sárgatestek száma között mindkét élőhelyen pozitív szignifikáns összefüggés van (13. ábra). A korreláciñs értékek viszonylag kicsik (r = 0,56 hegyvidéken és r = 0,47 síkvidéken), de a prñbastatisztika p-értékei erőteljesen szignifikánsak α = 0,05 szinten: p <0,001, illetve p = 0,0015.
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 108
A kocák kora és a magzatszám között is pozitív szignifikáns összefüggést tapasztaltam mindkét élőhelyen (14. ábra). Hegyvidéki minták esetében a korreláciñs együtthatñ r = 0,65, míg síkvidéken r = 0,56. A prñbastatisztika p-értékei mindkét élőhelyen p<0,001.
A két élőhelyen tapasztalt átlagos magzatszám között azonban szignifikáns eltérés nincs.
Hegyvidéken 6,69 (n = 66) és síkvidéken 6,72 (n = 39). A T-prñba prñbastatisztika értéke α = 0,05 szinten p = 0,9335.
A két élőhelyen tapasztalt azonos átlagos magzatszámot, a sárgatestek számának szignifikáns eltérése dacára, a méhen belüli elhullások magyarázzák. Hegyvidéken a méhen belüli mortalitás 19,45% (n=66), míg síkvidéken 10,39% (n=39). Statisztikailag a két élőhelyen tapasztalt embrionális mortalitás átlagértéke közötti különbség szignifikáns α = 0,05 szinten (ANOVA: df = 104; F = 6,5522; p = 0,0119). A két élőhelyen tapasztalt eltérő arányú embrionális mortalitást nem magyarázza a szignifikáns mértékben eltérő vesezsírindexekből származtatott fizikai kondíciñ. Hegyvidéken a vesezsírindexek az embrionális mortalitások varianciájának csak 3,9%-át magyarázzák (r = 0,197). Eredményeim alapján, alacsonyabb értékkel jellemezhető 3,9%-átlagos kondíciñ esetében nagyobb arányúak az embrionális mortalitások, de a gyengébb fizikai kondíciñ és a kisebb alomszám egyaránt következmény, pedig nem ok-okozati kapcsolat. Feltételezésem szerint a nagymértékű embrionális elhullások a hegyvidéken gazdálkodñ vadászatra jogosultak gazdálkodási és vadászati hasznosítási mñdszereire vezethetők vissza.
Az egy kocára számított átlagos magzatszám az embrionális mortalitások következtében a két élőhely között kiegyenlítődik. Az egy kocára eső átlagos magzatszám hegyvidéken 6,69 (n = 66), míg síkvidéken 6,72 (n = 39). A vadászati idény vége és a szaporodási időszak csúcsa környékén – január 15 - február 15 időszakban – hegyvidéken az átlagos magzatszám 7,17 (n=34), míg síkvidéken 6,95 (n=21) volt. Ezek az értékek a teljes vizsgálati időszakok adataihoz képest nagyobbak, de a január 15 – február 15 időszakban, és az említett időszakon kívül elejtett kocák átlagos magzatszáma között nem mutatkozott statisztikailag szignifikáns különbség sem hegyvidéken (ANOVA: df = 65; F = 3,1094; p = 0,0826), sem pedig síkvidéken (ANOVA: df = 38; F = 0,9308; p = 0,3409). Síkvidéki minták esetében egyértelmű, hogy a kocánkénti átlagos magzatszám nem függ a mintagyűjtési időszaktñl. Ez elhúzñdñ szaporodási időszakra utal.
Hegyvidéken azonban a kocánkénti 1,02 magzat különbség a két mintagyűjtési időszakban, valamint a p – prñbastatisztika közel szignifikáns különbséget mutatñ értéke (p = 0,0826) erőteljesen szinkronizált, egycsúcsú szaporodási időszakra utal.
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 109
A születési szám az egy kocára eső megszületett malacok átlagos számát kellene tükrözze. Ezért a születési szám meghatározására egycsúcsú, szinkronizált szaporodási időszak esetén a teljes mintagyűjtési időszak átlagos kocánkénti magzatszámát figyelembe kell venni. Amennyiben a vadászati idény végén elejtett kocák átlagos magzatszáma alapján kíséreljük megbecsülni a kocánként megszületendő malacszámot, a szaporulatot felülbecsüljük.
Elhúzñdñ szaporodási időszak esetében nincs szignifikáns eltérés a kocánkénti magzatszámban a mintagyűjtés időszakának függvényében. Ugyanakkor, január 15 – február 15 időszakban gyűjtött minták alapján elhúzñdñ szaporodási időszak esetén is némiképp magasabb az átlagos kocánkénti magzatszám. Következésképpen, a kocánként megszületett malacok számának pontos becslésére célszerű élőhelytől függetlenül a teljes mintagyűjtési időszak átlagos magzatszámát figyelembe venni. Így a 2014-es naptári évben, a mintáim alapján, átlagosan kocánként hegyvidéken 6,69, míg síkvidéken 6,72 malac lehetett a realizált reprodukciñ.
A magzati ivararány hegyvidéken 1:1,1 volt a kocák javára, síkvidéken 1:0,8 a kanok javára. Az eredményeim arra utalnak, hogy a hegyvidéki vaddisznñállományok magas reprodukciñs potenciállal rendelkeznek, és populáciñ szinten nem működnek limitálñ önszabályozñ mechanizmusok, ugyanis a születéskori ivararány a nőnemű egyedek javára van eltolñdva.
Ugyanakkor, a hegyvidéki állományok esetében a magzati ivararány nem tér el szignifikánsan az 1:1-től. A magas arányú embrionális mortalitások a magasabb vemhesülési aránnyal kompenzálñdnak.
Síkvidéken viszont a magzati ivararány szignifikáns mértékben a kanok javára van eltolñdva. Ez arra utal, hogy az állomány egyedszáma közel lehet az élőhely eltartñ-képességéhez, és a populáciñk önszabályozñ mechanizmusai életbe léphettek. Ennek ellentmondanak azonban a magasabb vesezsírindex értékek és a születéskori ivararány egyik évről a másikra történő változásai azonos területen belül.
Mindkét élőhelyen erőteljesen szinkronizált szaporodási időszak jellemző (15. ábra). Síkvidéken egy hñnappal korábban (már januárban) elkezdődnek az ellések és tapasztalhatñ a szaporodási időszak elhúzñdása az ellések kb. 10%-ának egy második augusztus – szeptemberi előfordulásával. A nyári ellések esetében a kocánkénti átlagos magzatszám nem különbözik szignifikánsan a január 15 – február 15 időszakban gyűjtött mintáktñl.
A szaporodási jellemzők vizsgálatának céljainál feltett kérdésekre a következő válaszok adhatñk:
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 110
1. A síkvidéki élőhelyekről származñ kocák vesezsírindexekből származtatott átlagos fizikai kondíciñja szignifikáns mértékben jobb, mint a hegyvidéki kocák esetében (ANOVA: df
= 140; F = 5,243; p = 0,0235).
2. A vemhesülési arányban nem mutatkozik eltérés a két élőhely között. Hegyvidéken 87,5%-os, míg síkvidéken 88,6%-os vemhesülési arányt tapasztaltam. A statisztikai prñba p-értéke 0,9870. Tehát a két vizsgálati terület vaddisznñállományának vemhesülési arányszáma azonos, 88% körüli.
3. Hegyvidéki élőhelyen átlagosan nagyobb a sárgatestek száma 8,56 (n=98), mint a síkvidéken 7,53 (n=43). A prñbastatisztika értéke α = 0,05 szinten p = 0,0056, tehát hegyvidéken a magasabb sárgatestszám szignifikáns mértékben tér el a síkvidéken tapasztalttñl. A magzatok száma hegyvidéken 6,69 (n = 66) és síkvidéken 6,72 (n = 39). A T-prñba prñbastatisztika értéke α = 0,05 szinten p = 0,9335. Tehát a két élőhelyen tapasztalt átlagos magzatszám között szignifikáns eltérés nincs.
4. Mindkét élőhelyen pozitív szignifikáns összefüggés van a koca kora és a sárgatestek száma között. A korreláciñs értékek viszonylag kicsik (r = 0,56 hegyvidéken és r = 0,47 síkvidéken), de a prñbastatisztika p-értékei erőteljesen szignifikánsak α = 0,05 szinten p
<0,001, illetve p = 0,0015. A magzatok száma a koca korának függvényében a sárgatesteknél tapasztaltakhoz hasonlñképpen alakult. Hegyvidéki minták esetében a korreláciñs együtthatñ r = 0,65, míg síkvidéken r = 0,56. A prñbastatisztika p-értékei mindkét élőhelyen p<0,001.
5. A teljes mintaszámra vonatkoztatott embrionális mortalitás hegyvidéken 19,45% (n=66), míg síkvidéken 10,39% (n=39). Az összehasonlítás eredményeként a két élőhelyen tapasztalt embrionális mortalitás átlagértéke közötti különbség szignifikáns α = 0,05 szinten (ANOVA: df = 104; F = 6,5522; p = 0,0119). Tehát hegyvidéken a méhen belüli mortalitás szignifikáns mértékben nagyobb arányú, mint síkvidéken.
6. Mivel a január 15 – február 15 időszakban, és az említett időszakon kívül elejtett kocák átlagos magzatszáma között nem mutatkozott statisztikailag szignifikáns különbség sem hegyvidéken (ANOVA: df = 65; F = 3,1094; p = 0,0826), sem pedig síkvidéken (ANOVA: df = 38; F = 0,9308; p = 0,3409), a teljes vizsgálati periñdusra számított kocánkénti átlagos magzatszámot a kocára eső megszületett malacok számával
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 111
egyenértékűnek fogadtam el. Így az egy kocára eső megszületett malacok száma hegyvidéken 6,69 (n = 66) és síkvidéken 6,72 (n = 39).
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 112
7. ABSTRACT
I studied home ranges, movements, habitat use and reproductive performances of wild boar in two different areas regarding habitat quality, agricultural lands, climate, and predators. The first habitat was a typically high-hilly area with an average of 600 m altitude above sea level (ASL), located in Eastern Carpathian Mountains, covered in 40% by forests and abundant in protected large carnivore species. The other habitat was situated in the Southern part of Romania, in the river-flats of the Olt River. The forest cover was about 21% and the agricultural arable land above 50%. The top predator of the studied area was the golden jackal (Canis aureus).
For studying the spatial ecology, I trapped, and after chemical immobilization, I fitted with GPS collars 5 wild boars. Two individuals were collared on the high-hilly area, 3 in flatlands. All the collared individuals were relocated at 10 to 15 km distance from the trapping zone. I have received 737 to 9065 GPS locations in a period of 37 to 380 days. Data reception was influenced mainly by GSM coverage. In order to establish vulnerable buffer zones regarding crop damages I studied the use of agricultural areas in five buffer zones near forests where I found main resting places for the boars. The minimal distance of each agricultural area was also determined. In addition I calculated the mean dimension of each agricultural area, in order to find relation between their dimension and the intensity of use.
For the study of reproductive parameters, I collected reproductive tracts (uterus and ovaries) the mandibula or premolar teeth for ageing and one of the kidneys and the kidney fat to study the body condition of 167 female wild boars shot during hunts. 114 samples were collected in Carpathians while 53 in the southern study area.
I found that the seasonal, and yearly home ranges are bigger than in previous European study results. I found the biggest yearly home range in flatland area (4000 ha with MCP method), which is inconsistent with the hypothesis of bigger home ranges in mountainous areas. Related to habitat use, my results show that the wild boar avoid the artificial areas, water bodies and agricultural areas. Habitat use is strongly connected to forests and in some cases, is liable to urbanization. If we focus on agricultural land use close to forest zones we can state that the most intense activity takes place in a 100-250m buffer zone near the forest but this activity is in strong relation with minimum distance of the agricultural area and there is no relation between activity and mean dimension of the agricultural area. The serious problem of habituation was studied and
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 113
stated than the phenomenon seems to be shown only by one exemplar which was captured from an enclosed game reserve and released on mentioned habitat. The monthly activity in agricultural areas make the KHR of each individual bigger in summer and autumn period than in winter and spring. Between these variables I found a strong statistical relation. I studied also the dispersion of exemplars during the drive hunting season, particularly in relation with other disturbing agents.
I found that the relation between daily dispersion of individuals and drive hunting is a strong significant relation.
The study of reproductive parameters show highly synchronized reproduction periods at population level in mountainous areas and the same synchrony of farrowing in lowlands with a second period of births at 10% of sows in August to September. There are no habitat related differences between the prevalence of pregnancies and the numbers of fetuses, but the numbers of corpora lutea were significantly higher in mountain habitats than in lowlands. These results show a higher reproductive performance of the populations living in higher altitudinal zones, but at the same time the embryonic mortalities are also higher in these habitats. The reproductive output of wild boar in studied areas is about 6.70 piglets per sow (6.69, n=66 in Carpathians; 6.72, n=39 in lowlands).
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 114
8. IRODALOMJEGYZÉK
Abaigar T. (1992) Paramètres de la reproduction chez le sanglier (Sus scrofa) dans le sud-est de la péninsule ibérique. Mammalia 56:245–250. doi: 10.1515/mamm-1992-0208
Ahmad E., Brooks JE., Hussain I. & Khan MH. (1995) Reproduction in Eurasian wild boar in central Punjab , Pakistan. Acta Theriol (Warsz) 40:163–173.
Aitken R.J. (1975) Cementum layers and tooth wear as criteria for ageing roe deer (Capreolus capreolus). J Zool 175:15–28. doi: 10.1111/j.1469-7998.1975.tb01387.x
Andrzejewski R. & Jezierski W. (1978) Management of a Wild Boar Population and its Effects on Commercial Land. Acta Theriol (Warsz) 23:309–339. doi:
10.4098/AT.arch.78-23
Aumaître A., Morvan C., Quere J.P., et al (1982) Productivité potentielle et reproduction hivernale chez la laie (Sus scrofa scrofa) en milieu sauvage. Journées Rech. Porc. en Fr.
14:109–124.
Aumaître A., Quere J.P. & Peiniau J. (1984) Influence du milieu sur reproduction hivernale et la prolificité de la laie. In: Spitz F, Pépin D (eds) Symposium International sur le Sanglier. Les Colloques de l’INRA, Touluse, France, pp 71–78
Baber D.W. & Coblentz B.E. (1986) Density, home range, habitat use, and reproduction in feral pigs on Santa Catalina Island. J Mammal 67:512–525. doi: 10.2307/1381283
Barasona J.A., Ramñn Lñpez-Olvera J., Beltrán-Beck B., et al (2013) Trap-effectiveness and response to tiletamine- zolazepam and medetomidine anaesthesia in Eurasian wild boar captured with cage and corral traps. BMC Vet Res 9:1. doi: 10.1186/1746-6148-9-107
Barnier F., Valeix M., Duncan P., et al (2014) Diet quality in a wild grazer declines under the threat of an ambush predator. Proc R Soc B Biol Sci 5. doi: 10.1098/rspb.2014.0446
Baubet E., Brandt S. & Touzeau C. (1998) Effet de la chasse sur les stratégies d’occupation de l’espace des sangliers (Sus scrofa). Analyses préliminaires. Gibier Faune Sauvag 15:655–658.
Baubet E., Brandt S., Vassant J. & Gendner J. (2004) Can wild boar be surveyed using GPS ? Mem Natl Inst Polar Res 188–195.
Berde L.G., Sin T., Gazzola A., et al (2016) Biologia, ecologia și etologia lupului.
Agenția pentru Protecția Mediului Covasna, Sfântu Gheorghe
Bieber C. & Ruf T. (2005) Population dynamics in wild boar (Sus scrofa): ecology, elasticity of growth rate and implications for the management of pulsed resource consumers. J Appl Ecol 42:1203–1213. doi: 10.1111/j.1365-2664.2005.01094.x
Bleier N., Lehoczki R., Újváry D., et al (2012) Relationships between wild ungulates density and crop damage in Hungary. Acta Theriol (Warsz) 57:351–359. doi:
10.1007/s13364-012-0082-0
Bodnárné Skobrák E. (2012) A vadaskerti tartás hatása a vaddisznñ testösszetételére.
Debreceni Egyetem
Boitani L., Mattei L., Morini P. & Zagarese B. (1992) Experimental release of captivity reared wild boar (Sus scrofa). In: Ongulés/Ungulates 91. Proceedings of the International Symposium, Toulouse. pp 413–417
Boitani L., Mattei L., Nonis D. & Corsi F. (1994) Spatial and Activity Patterns of Wild Boars in Tuscany, Italy. J Mammal 75:600–612. doi: 10.2307/1382507
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 115
Boitani L., Trapanese P. & Mattei L. (1995) Demographic patterns of a wild boar ( Sus scrofa L .) population in Tuscany, Italy. IBEX J Mt Ecol 197–201.
Briedermann L. (1971) Zur reproduktion des Schwarzwildes in der Deutschen Demokratischen Republik. Tag-Ber Akad Landwirtsch-Wiss Berlin 113:169–186.
Briedermann L. (1990) Schwarzwild, 2nd edn. VEB Deutscher Landwirtschaftsverlag, Berlin, Germany
Cahill S., Llimona F., Cabaðeros L. & Calomardo F. (2012) Characteristics of wild boar (Sus scrofa) habituation to urban areas in the Collserola Natural Park (Barcelona) and comparison with other locations. Anim Biodivers Conserv 35:221–233.
Calenge C., Maillard D., Fournier P. & Fouque C. (2004) Efficiency of spreading maize in the garrigues to reduce wild boar (Sus scrofa) damage to Mediterranean vineyards. Eur J Wildl Res. doi: 10.1007/s10344-004-0047-y
Calenge C., Maillard D., Vassant J. & Brandt S. (2002) Summer and hunting season home ranges of wild boar (Sus scrofa) in two habitats in France. Game Wildl Sci 19:281–301.
Caley P. (1997) Wildlife Movements, Activity Patterns and Habitat Use of Feral Pigs (Sus scrofa) in a Tropical Habitat. Wildl Res 24:77–87. doi: 10.1071/WR94075
Capua I., Fico R., Banks M., et al (1997) Isolation and characterisation of an Aujeszky ’s disease virus naturally infecting a wild boar (Sus scrofa). Vet Microbiol 55:141–146. doi:
10.1016/S0378-1135(96)01304-1
Caughley G. & Sinclair A.R.E. (1994) Wildlife ecology and management. Blackwell Scientific Publications, Oxford, UK
Cellina S. (2008) Effects of supplemental feeding on the body condition and reproductive state of wild boar Sus scrofa in Luxembourg. Diss Univ of Sussex 141. doi:
10.13140/2.1.5077.6642
Chapman D.I. (1974) Reproductive Physiology in Relation to Deer Management. Mamm Rev 4:61–74. doi: 10.1111/j.1365-2907.1974.tb00348.x
Chardonnet P., des Clers B., Fischer J., et al (2002) The value of wildlife. Rev Sci Tech 21:15–51.
Christianson D. & Creel S. (2010) A nutritionally mediated risk effect of wolves on elk.
Ecology 91:1184–1191. doi: 10.1890/09-0221.1
Cockburn A., Lee A.K. & Martin R.W. (1983) Macrogeographic Variation in Litter Size in Antechinus (Marsupialia : Dasyuridae). Evolution (N Y) 37:86–95. doi:
10.2307/2408177
Conaway C.H., Sadler K.C. & Hazelwood D.H. (1974) Geographic variation in litter size and onset of breeding in cottontails. J Wildl Manage 38:473–481. doi: 10.2307/3800878
Cotta V. & Bodea M. (1969) Vînatul României [Románia Vadvilága]. Editura Agrosilvica, Bucuresti
Cotta V., Bodea M. & Micu I. (2008) Vânatul şi vânătoarea în România: tehnica ocrotirii şi recoltării vânatului [Vad és vadászat Romániában: a vad védelmének és hasznosításának gyakorlata]. Ceres, Bucuresti
Cousse S., Spitz F., Hewison M. & Janeau G. (1994) Use of space by juveniles in relation to their postnatal range, mother, and siblings - an example in the wild boar, Sus scrofa L.
Can J Zool Can Zool 72:1691–1694. doi: Doi 10.1139/Z94-227
Creel S., Christianson D., Liley S. & Winnie J.A.J. (2007) Predation risk affects reproductive physiology and demography of elk. Science (80- ) 315:960. doi:
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 116
10.1126/science.1135918
Creel S., Winnie J.A. & Christianson D. (2013) Underestimating the frequency, strength and cost of antipredator responses with data from GPS collars: an example with wolves and elk. Ecol Evol 3:5189–5200. doi: 10.1002/ece3.896
Creel S., Winnie J.A.J., Maxwell B., et al (2005) Elk alter habitat selection as an antipredator response to wolves. Ecology 86:3387–3397. doi: 10.1890/05-0032
Csányi S. (2007) Vadbiolñgia. Mezőgazda Kiadñ, Budapest
Cumming G.S., Gaidet N. & Ndlovu M. (2012) Towards a unification of movement ecology and biogeography: Conceptual framework and a case study on Afrotropical ducks. J Biogeogr 39:1401–1411. doi: 10.1111/j.1365-2699.2012.02711.x
Cutler R.S., Molitor T.W., Leman A.D. & Sauber T.E.(1982) Effect of porcine parvovirus serostatus on the reproductive performance of mated gilts in an infected herd. Am J Vet Res 43:935–7.
Dardaillon M. (1986) Seasonal variations in habitat selection and spatial distribution of wild boar (Sus Scrofa) in the Camargue, Southern France. Behav Processes 13:251–268.
doi: 10.1016/0376-6357(86)90088-4
Dascălu M. (2016) Observatorul Astronomic „Amiral Vasile Urseanu”. In:
http://www.astro-urseanu.ro/. http://www.astro-urseanu.ro/. Accessed 11 Nov 2016
Dehn M.M., Ecology S.B. & Dehn M.M. (1990) Vigilance for Predators : Detection and Dilution Effects. Behav Ecol Sociobiol 26:337–342. doi: 10.1007/BF00171099
Dexter N. (1996) The effect of an intensive shooting exercise from a helicopter on the behaviour of surviving feral pigs. Wildl Res 23:435–441. doi: 10.1071/WR9960435
Dinter U. (1991) Das Raum-Zeitverhalten von Schwarzwild im Grunewald in den Sommermonaten unter besonderer Berücksichtigung menschlicher Störungen. Ludwig-Maximilian-Universität München
Ditchkoff S.S., Jolley D.B., Sparklin B.D., et al (2012) Reproduction in a population of wild pigs (Sus scrofa) subjected to lethal control. J Wildl Manage 76:1235–1240. doi:
10.1002/jwmg.356
Douaud J.F. (1983) Utilisation de l’espace et du temps et ses facteurs de modulation chez le sanglier, Sus scrofa, en milieu forestier ouvert (Massif des Dhuits, Haute-Marne).
Durio P., Gallo Orsi U., Macchi E. & Perrone A. (1995) Structure and monthly birth distribution of a wild boar population living in mountainous environment. IBEX J Mt Ecol 3:202–203.
Dzięciołowski R., Clarke C. & Frampton C. (1992) Reproductive characteristics of feral pigs in New Zealand. Acta Theriol (Warsz) 37:259–270.
Faragñ S. (1997) Vadászati állattan és etolñgia. Soproni Egyetem, Erdőmérnöki Kar, Vadgazdamérnöki Szak, Sopron
Faragñ S. (1999) Gerinces állatrendszertan. Nyugat-magyarországi Egyetem, Erdőmérnöki Kar, Sopron, Hungary
Faragñ S. & Náhlik A. (1997) A vadállomány szabályozása, 2nd edn. Mezőgazda Kiadñ, Budapest
Fernández-Llario P. (1996) Ecología del jabalí en Doðana: parámetros reproductivos e impacto ambiental. University of Extremadura, Cáceres
Fernández-Llario P. (2005) The sexual function of wallowing in male wild boar (Sus scrofa). J Ethol 23:9–14. doi: 10.1007/s10164-004-0121-7
Fodor Jñzsef-Tamás: A vaddisznñ mozgáskörzetének és szaporodási jellemzőinek vizsgálata romániai élőhelyen 117
Fernández-Llario P. & Carranza J. (2000) Reproductive performance of the wild boar in a
Fernández-Llario P. & Carranza J. (2000) Reproductive performance of the wild boar in a