and were classified by their ENSO s

and were classified by their ENSO status in Niño/Niña/neutral,
using the Southern Oscillation Index (SOI) values (Kiladis and van
Loon, 1988) provided by the Argentinean meteorological service
(Servicio Meteorológico Nacional, www.smn.gov.ar). The SOI is a
standardized index based on the observed sea level pressure differences
between Tahiti and Darwin, Australia. The SOI is one measure
of the large-scale fluctuations in air pressure occurring
between the western and eastern tropical Pacific during El Niño
and La Niña episodes. Three months sustained negative values of
the SOI below 8 often indicate El Niño episodes while sustained
positive values of the SOI above +8 are typical of La Niña episodes
(Trenberth, 1997). Monthly mean values for discharge and rainfall
were provided by Prefectura Naval Argentina (www.prefecturanaval.
gov.ar) and the Argentinean meteorological service
respectively.
Samples collected in November 2005, February 2007, March
2009, and May 2012 corresponded to neutral cycles; samples collected
in September and December 2009, March 2010 and
September 2012 corresponded to El Niño cycles; and samples collected
in November 2007, May 2008, October 2010 and March
2011 corresponded to La Niña cycles.
Subsurface water samples (125 mL) for the analysis of phytoplankton
were collected in triplicate at each sampling site during
ebb tide. They were preserved with formalin (final concentration,
2% [v/v]).
Temperature, pH, conductivity, turbidity and dissolved oxygen
were measured in the field with an Horiba U-50 multiparametric
sensor. Subsurface water samples for dissolved nutrient analysis
(200 mL) and for chlorophyll-a analysis (1 L) were collected,
promptly filtered through glass fiber filters (Whatman GF/C,
1.2 lm pore) and transported refrigerated to the laboratory for
analysis.
2.3. Phytoplankton analysis
Phytoplankton counts were carried out using an inverted
microscope Olympus IX51 at 400X and 600X, using 5 mL sedimentation
chambers, which were left to settle at least twelve hours.
The amount of fields counted depended on the frequency of the
species present, since it is recommended that at least 100 individuals
of the most present species are counted. Algal density was
expressed in cell mL1 according to the equation (Lund et al.,
1958; Clesceri et al., 1998; Elosegui and Sabater, 2009):
Cells mL1 ¼ CAt=Ac Tc V
being C: number of counted organisms
At: total area of the chamber (mm2)
Tc: total number of counted fields
V: volume of sedimented sample (mL)
Specific keys were used for taxonomic identification of
phytoplankton.
The species diversity was calculated by the Shannon–Wiener
index H0 = R (Pi  log2Pi), where Pi = ni/N. Results were expressed
in bits ind1, since the base of the logarithm in the equation is
two (Shannon and Weaver, 1949).
2.4. Analytical methods
Soluble reactive phosphorus, nitrite and ammoniacal nitrogen
were determined colorimetrically; nitrate was reduced to nitrite
before colorimetric measurement (Mackereth et al., 1978).
Chlorophyll a was determined spectrophotometrically using a
Labomed spectrophotometer. Chlorophyll-a extraction was conducted
using 90% [v/v] aqueous acetone as solvent (Clesceri
et al., 1998) and its final concentration calculated according to
Lorenzen (1967).
2.5. Statistical analysis
Nonparametric Kruskal–Wallis ANOVA was used to find significant
differences between neutral, La Niña and El Niño cycles, and
Dunn’s method was used as the a posteriori test.
A Canonical Correspondence Analysis (CCA) was employed to
explore the relationship between the species density and the environmental
variables. For this analysis only those species with a frequency
greater than 10% and a relative abundance greater than 1%
in at least one sample were taken into account. The exclusion of
rare taxa is a common practice since it complicates the output of
the analysis, masking any possible effects on the more abundant
taxa, due to random chance. (Marchant, 2002). Since the gradient
length in standard deviation units in a preliminary Detrended
Correspondence Analysis (DCA) was close to 4 units, unimodal species
response model could be expected and a CCA is recommended
(ter Braak and Smilauer, 1998). Only the environmental variables
with a variance inflation factor

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

และได้ไปตามสถานะของ ENSO ในซันโตนิ โญ/Niña/กลางโดยใช้ค่าดัชนีสั่นใต้ (ซอย) (Kiladis และรถตู้ลูนโชวฮาชาว 1988) โดยบริการอุตุนิยมวิทยาเชี่ยว(Servicio Meteorológico Nacional, www.smn.gov.ar) ปากซอยจะมีตามความแตกต่างความดันระดับน้ำทะเลพบดัชนีมาตรฐานระหว่างตาฮิติและดาร์วิน ออสเตรเลีย ปากซอยเป็นวัดหนึ่งของการเปลี่ยนแปลงขนาดใหญ่ในอากาศความดันเกิดขึ้นระหว่างตะวันออก และตะวันตกเขตร้อนแปซิฟิกระหว่างซันโตเอลนิโญและ La Niña ตอน สามเดือนยั่งยืนค่าลบของซอยด้านล่าง 8 มักแสดงตอนซันโตเอลนิโญในขณะที่ยั่งยืนค่าบวกของซอยข้าง + 8 เป็นของ La Niña ตอน(Trenberth, 1997) ค่าเฉลี่ยรายเดือนสำหรับการจำหน่ายและปริมาณน้ำฝนได้จาก Prefectura กองทัพอาร์เจนตินา (ส่วน www.prefecturanavalgov.ar) และบริการอุตุนิยมวิทยาเชี่ยวตามลำดับตัวอย่างที่เก็บรวบรวมในเดือนพฤศจิกายนปี 2005, 2007 กุมภาพันธ์ มีนาคม2552 และ 2555 พฤษภาคม corresponded การรอบกลาง ตัวอย่างที่เก็บรวบรวมในเดือนกันยายนและเดือนธันวาคมพ.ศ. 2552 มีนาคม 2010 และ2555 กันยายน corresponded กับซันโตเอลนิโญรอบ และรวบรวมตัวอย่างพฤศจิกายน 2550, 2551 พฤษภาคม 2553 ตุลาคมและมีนาคม2011 corresponded กับ La Niña รอบตัวอย่างน้ำ subsurface (125 มล.) สำหรับการวิเคราะห์ของ phytoplanktonถูกรวบรวมไว้ใน triplicate ที่สุ่มตัวอย่างแต่ละช่วงน้ำลง พวกเขาถูกรักษา ด้วย formalin (ความเข้มข้นสุดท้าย2% [v/v])อุณหภูมิ pH นำ ความขุ่น และออกซิเจนละลายมีวัดในฟิลด์ด้วยตัว Horiba U-50 multiparametricเซนเซอร์ ตัวอย่างน้ำ subsurface สำหรับวิเคราะห์ธาตุอาหารที่ละลาย(200 มล.) และ (1 L) คลอโรฟิลล์ได้วิเคราะห์รวบรวมทันทีที่ถูกกรองผ่านแก้วใยกรอง (Whatman GF/Cรูขุมขน lm 1.2) และขนส่งรเออร์เพื่อห้องปฏิบัติการวิเคราะห์2.3. phytoplankton วิเคราะห์จำนวน phytoplankton ได้ดำเนินการโดยใช้การกลับกล้องจุลทรรศน์ IX51 โอลิมปัสที่ 400 X 600 X ใช้ตกตะกอน 5 mLแชมเบอร์ส ซึ่งที่เหลือจะชำระอย่างน้อย 12 ชั่วโมงจำนวนเขตข้อมูลนับ depended บนความถี่ของการนำเสนอสายพันธุ์ ตั้งแต่แนะนำที่อย่างน้อย 100 คนพันธุ์ส่วนใหญ่ปัจจุบันจะนับ มีความหนาแน่น algalแสดงในเซลล์ mL 1 ตามสมการ (ลุนด์ et al.,1958 Clesceri และ al., 1998 Elosegui และ Sabater, 2009):เซลล์ mL 1 แมว¼ = Ac Tc Vมี c:จำนวนนับสิ่งมีชีวิตใน: พื้นที่ทั้งหมดของหอการค้า (มม 2 ได้ภาย)Tc: จำนวนฟิลด์ตรวจนับV คัมภีร์:ปริมาตร sedimented ตัวอย่าง (mL)ใช้คีย์เฉพาะสำหรับรหัสอนุกรมวิธานของphytoplanktonคำนวณความหลากหลายสปีชีส์ โดยแชนนอน-Wienerดัชนี H0 = R (พี่ log2Pi), ซึ่งพาย = ni/N. ผลลัพธ์ถูกแสดงในบิต ind 1 ตั้งแต่ฐานของลอการิทึมในสมการคือสอง (แชนนอนและช่างทอผ้า 1949)2.4 การวิเคราะห์วิธีไนไตรต์ ฟอสฟอรัสละลายปฏิกิริยา และไนโตรเจน ammoniacalกำหนด colorimetrically ถูกลดไนเตรตไนไตรต์ก่อนการประเมินเหมือน (Mackereth et al., 1978)คลอโรฟิลล์ a ถูกกำหนดโดยใช้ spectrophotometrically เป็นเครื่องทดสอบกรดด่าง Labomed คลอโรฟิลล์ที่สกัดได้ดำเนินใช้ 90% [v/v] อควีอะซีโตนเป็นตัวทำละลาย (Clesceriและ al., 1998) และความเข้มข้นสุดท้ายที่คำนวณตามLorenzen (1967)2.5. สถิติวิเคราะห์ใช้วิเคราะห์ความแปรปรวนของ Kruskal – วาลลิ nonparametric หาสำคัญความแตกต่างระหว่างกลาง La Niña และซันโตเอลนิโญรอบ และใช้วิธีของดันน์เป็นตัว posteriori ทดสอบมีจ้างเป็นมาตรฐานสื่อสารวิเคราะห์ (CCA)สำรวจความสัมพันธ์ระหว่างความหนาแน่นของพันธุ์และในสิ่งแวดล้อมตัวแปร สำหรับการวิเคราะห์นี้เฉพาะชนิด ด้วยความถี่มากกว่า 10% และความสัมพันธ์ที่มากกว่า 1%ในตัวอย่างน้อยหนึ่งถูกนำมาพิจารณา การแยกออกtaxa ที่หายากเป็นการทั่วไปเนื่องจากมัน complicates ของการวิเคราะห์ กำบังใด ๆ ได้ผลมากขึ้นtaxa เนื่องจากมีโอกาสสุ่ม (Marchant, 2002) ตั้งแต่ระดับสีความยาวในหน่วยส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานใน Detrended เบื้องต้นวิเคราะห์รูปแบบการติดต่อ (DCA) อยู่ใกล้หน่วย 4 พันธุ์ unimodalแบบจำลองการตอบสนองอาจจะคาด และ CCA แนะนำ(เธอ Braak และ Smilauer, 1998) เฉพาะตัวแปรสิ่งแวดล้อมด้วยปัจจัยเงินเฟ้อต่าง < 10 ถูกเก็บไว้ในการวิเคราะห์เนื่องจากค่าที่มากกว่าจะระบุว่า multicolinearity ระหว่างตัวแปร (เธอ Braak และ Verdonschot, 1995) ความสำคัญโดยรวมการอบรมและความสำคัญของแกนแรกได้ทดสอบทดสอบ (p < 0.01) การเรียงสับเปลี่ยน Carlo มอนที่ใช้ไม่จำกัดสับเปอร์เซ็นต์ของความคล้ายคลึงกันระหว่างชุมชนใช้ในการวิเคราะห์ assemblages ในรอบระยะเวลาต่าง ๆ คำนวณการสูตรที่เสนอ โดย Whittaker (1952 สตีเวนสันและ Bahlsที่ 0% ระบุว่า ไม่มีความคล้ายคลึงกันระหว่างกลุ่ม 1999), และ100% สูงสุดคล้าย3. ผลลัพธ์3.1 การด้านชลศาสตร์ อุตุนิยมวิทยา และทางกายภาพเคมีความผันผวนของค่าซอยสังเกตช่วงภายใต้การตรวจสอบพบว่าค่าลบสูงสุด 10.6 สอดคล้องรอบระยะเวลาของซันโตนิโญเอล 2553 ในขณะสูงสุดค่าซอยบวกในรอบระยะเวลาสุ่มได้ 21.4

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

และได้รับการจำแนกตามสถานะของพวกเขาใน ENSO Niño / Niña /
เป็นกลางโดยใช้ดัชนีภาคใต้ความผันผวน(ซอย) ค่า (Kiladis และรถตู้
Loon, 1988) โดยให้บริการอุตุนิยมวิทยาอาร์เจนตินา
(Servicio Meteorológicoชาติ www.smn.gov.ar) . ซอยเป็นดัชนีมาตรฐานอยู่บนพื้นฐานของความแตกต่างของระดับน้ำทะเลดันสังเกตระหว่างตาฮิติและดาร์วินออสเตรเลีย ซอยเป็นหนึ่งในตัวชี้วัดของความผันผวนของขนาดใหญ่ในความดันอากาศที่เกิดขึ้นระหว่างตะวันตกและตะวันออกของมหาสมุทรแปซิฟิกเขตร้อนในช่วงเอลนีโญและลานีญาตอน สามเดือนที่ยั่งยืนค่าลบของซอยด้านล่าง 8 มักจะแสดงให้เห็นตอนที่เอลนีโญในขณะที่ยั่งยืนค่าในเชิงบวกของซอยข้างต้น 8 เป็นปกติของพลานีญา (Trenberth, 1997) ค่าเฉลี่ยรายเดือนสำหรับการปล่อยและปริมาณน้ำฝนมีให้โดย Prefectura เรืออาร์เจนตินา (www.prefecturanaval. gov.ar) และบริการอุตุนิยมวิทยาอาร์เจนตินาตามลำดับ. ตัวอย่างที่เก็บรวบรวมได้ในเดือนพฤศจิกายนปี 2005 กุมภาพันธ์ 2007 มีนาคม2009 และพฤษภาคม 2012 ตรงกับรอบที่เป็นกลาง; ตัวอย่างที่เก็บรวบรวมได้ในเดือนกันยายนและเดือนธันวาคม 2009 มีนาคม 2010 และกันยายน2012 ตรงกับรอบเอลนีโญ; และตัวอย่างที่เก็บรวบรวมได้ในเดือนพฤศจิกายนปี 2007 เดือนพฤษภาคม 2008 ตุลาคม 2010 และมีนาคม 2011 ตรงกับ La Niñaรอบ. ดินตัวอย่างน้ำ (125 มิลลิลิตร) สำหรับการวิเคราะห์ของแพลงก์ตอนพืชถูกเก็บไว้ในเพิ่มขึ้นสามเท่าที่เว็บไซต์ของการสุ่มตัวอย่างในแต่ละช่วงน้ำลดลง พวกเขาถูกเก็บรักษาไว้กับฟอร์มาลิน (ความเข้มข้นสุดท้าย2% [v / V]). อุณหภูมิ, pH การนำความขุ่นและออกซิเจนที่ละลายอยู่ในวัดสนามกับHoriba U-50 multiparametric เซ็นเซอร์ ดินตัวอย่างน้ำสำหรับการวิเคราะห์สารอาหารที่ละลายในน้ำ(200 มิลลิลิตร) และคลอโรฟิลวิเคราะห์ (1 ลิตร) ถูกเก็บกรองทันทีผ่านตัวกรองใยแก้ว(Whatman GF / C, 1.2 LM รูขุมขน) และการขนส่งตู้เย็นไปยังห้องปฏิบัติการสำหรับการวิเคราะห์. 2.3 . การวิเคราะห์แพลงก์ตอนพืชนับแพลงก์ตอนพืชที่ถูกนำออกมาใช้คว่ำกล้องจุลทรรศน์โอลิมปัIX51 ที่ 400X และ 600X โดยใช้ 5 มิลลิลิตรตกตะกอนห้องซึ่งถูกทิ้งให้ชำระไม่น้อยกว่าสิบสองชั่วโมง. ปริมาณของฟิลด์นับขึ้นอยู่กับความถี่ของสายพันธุ์ในปัจจุบันเพราะมันขอแนะนำว่าอย่างน้อย 100 คนของสายพันธุ์ในปัจจุบันส่วนใหญ่จะถูกนับ ความหนาแน่นของสาหร่ายถูกแสดงในเซลล์มิลลิลิตร 1 ตามสมการ (ลุนด์, et al,. 1958; Clesceri et al, 1998; Elosegui และ Sabater 2009.)? เซลล์มิลลิลิตร 1 ¼ cat = Ac Tc V เป็น C: จำนวน สิ่งมีชีวิตนับที่: รวมพื้นที่ห้อง (mm2) Tc: จำนวนสาขานับV: ปริมาณของตัวอย่างตกตะกอน (มิลลิลิตร) ปุ่มเฉพาะถูกนำมาใช้ในการจำแนกหมวดหมู่ของแพลงก์ตอนพืช. ความหลากหลายสายพันธุ์ที่คำนวณได้จากนอนส์-Wiener ดัชนี H0 R = (Pi? log2Pi) ซึ่ง Pi = พรรณี / N ผลลัพธ์ที่ได้แสดงในตัวบิต 1 เนื่องจากฐานของลอการิทึมในสมการที่เป็นสอง(แชนนอนและประกอบ 1949). 2.4 วิธีการวิเคราะห์ฟอสฟอรัสละลายปฏิกิริยาไนไตรท์และไนโตรเจนแอมโมเนียถูกกำหนดcolorimetrically; ไนเตรตลดลงเป็นไนไตรท์ก่อนที่จะวัดสี (Mackereth et al., 1978). คลอโรฟิลถูกกำหนด spectrophotometrically ใช้spectrophotometer Labomed คลอโรฟิลสกัดได้ดำเนินการโดยใช้ 90% [v / V] อะซีโตนน้ำเป็นตัวทำละลาย (Clesceri et al., 1998) และความเข้มข้นสุดท้ายคำนวณตามLorenzen (1967). 2.5 การวิเคราะห์ทางสถิติไม่อิงพารามิเตอร์ Kruskal-Wallis ANOVA ถูกใช้ในการค้นหาอย่างมีนัยสำคัญแตกต่างระหว่างเป็นกลางลานีญาและรอบเอลนีโญและวิธีการของดันน์ถูกใช้เป็นทดสอบposteriori. การวิเคราะห์จดหมายยอมรับ (CCA) ถูกจ้างมาเพื่อสำรวจความสัมพันธ์ระหว่างสายพันธุ์ความหนาแน่นและสิ่งแวดล้อมตัวแปร สำหรับการวิเคราะห์สายพันธุ์นี้เท่านั้นผู้ที่มีความถี่สูงกว่า 10% และความอุดมสมบูรณ์มากขึ้นกว่า 1% อย่างน้อยหนึ่งตัวอย่างที่ถูกนำเข้าบัญชี ยกเว้นของแท็กซ่าที่หายากเป็นหลักปฏิบัติทั่วไปเพราะมันมีความซับซ้อนการส่งออกของการวิเคราะห์ผลกระทบที่กำบังที่เป็นไปได้ในความอุดมสมบูรณ์มากขึ้นแท็กซ่าเนื่องจากโอกาสสุ่ม (ชานท์, 2002) ตั้งแต่การไล่ระดับความยาวในหน่วยส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานใน Detrended เบื้องต้นการวิเคราะห์ความสอดคล้อง(DCA) ใกล้เคียงกับ 4 หน่วยชนิด unimodal รูปแบบการตอบสนองอาจจะคาดหวังและมะเร็งท่อน้ำดีเป็นที่แนะนำ(ตรี Braak และ Smilauer, 1998) เฉพาะตัวแปรด้านสิ่งแวดล้อมที่มีปัจจัยเงินเฟ้อแปรปรวน <10 ถูกเก็บไว้ในการวิเคราะห์การเพราะมูลค่าที่เพิ่มขึ้นจะแสดงให้เห็นmulticolinearity หมู่ตัวแปร(ตรี Braak และ Verdonschot, 1995) อย่างมีนัยสำคัญโดยรวมของการบวชและความสำคัญของแกนแรกที่ถูกทดสอบด้วยการทดสอบการเปลี่ยนแปลงคาร์โลMonte (p <0.01) โดยใช้แบบไม่ จำกัดพีชคณิต. ร้อยละของความคล้ายคลึงกันระหว่างชุมชนถูกนำมาใช้เพื่อวิเคราะห์ assemblages ในช่วงเวลาที่แตกต่างกันโดยคำนวณจากสูตรที่เสนอโดย Whittaker (1952 ในสตีเวนสันและ Bahls, 1999) ที่ 0% แสดงให้เห็นความคล้ายคลึงกันระหว่างกลุ่มและไม่มี100% คล้ายคลึงกันสูงสุด. 3 ผล3.1 อุทกวิทยาอุตุนิยมวิทยาทางกายภาพและทางเคมีความผันผวนสังเกตในซอยค่าในช่วงเวลาภายใต้การทบทวนพบว่ามีค่าติดลบสูงสุดของ? 10.6 สอดคล้องกับระยะเวลาของเอลนีโญในเดือนมีนาคม2010 ในขณะที่สูงสุดมูลค่าซอยในเชิงบวกในระยะเวลาการสุ่มตัวอย่างเป็น 21.4,

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

จำแนกตามสถานภาพ และปรากฏการณ์ของพวกเขาในเมือง o / N ผม 15 / เป็นกลาง
ใช้ดัชนีในซีกโลกใต้ ( ซอย ) ค่า (
kiladis และแวนลูน , 1988 ) โดยอาร์เจนตินาอุตุนิยมวิทยาบริการ
( servicio meteorol ó Immodom Nacional www.smn , . gov.ar ) ซอยเป็น
ดัชนีมาตรฐานตามสังเกตระดับน้ำทะเลความดันความแตกต่าง
ระหว่างตาฮิติและดาร์วิน , ออสเตรเลีย เป็นซอยวัดหนึ่ง
ของการเปลี่ยนแปลงขนาดใหญ่ในความดันอากาศเกิดขึ้น
ระหว่างตะวันตกและตะวันออกมหาสมุทรแปซิฟิกเขตร้อนใน El Ni á o
และ ชาวชวาตอน สามเดือนจากค่าลบของ
ซอยด้านล่าง  8 มักจะแสดง El Ni á o เอพในขณะที่ยั่งยืน
บวกค่าซอยเหนือ 8 เป็นตามแบบฉบับของชาวชวาตอน
( trenberth , 1997 ) รายเดือน หมายความว่า ค่าปลด
และปริมาณน้ำฝนมีให้โดย prefectura กองทัพเรืออาร์เจนตินา ( www.prefecturanaval .
gov.ar ) และอาร์เจนตินาอุตุนิยมวิทยาบริการ

ตามลำดับ การเก็บตัวอย่างในเดือนพฤศจิกายน 2005 กุมภาพันธ์ 2007 มีนาคม
2552 และ พ.ค. สอดคล้องกับรอบกลาง ; การเก็บตัวอย่าง
ในเดือนกันยายนและธันวาคม 2009 , มีนาคม 2010 และ
กันยายน 2555 ตรงกับเอล ni á n รอบ และการเก็บตัวอย่าง
ในเดือนพฤศจิกายน 2007พฤษภาคม 2008 ตุลาคม 2553 และเดือนมีนาคม
2011 ของชาวชวารอบ
ตัวอย่างน้ำใต้ดิน ( 125 มล. ) สำหรับการวิเคราะห์ของแพลงก์ตอนพืช
ครั้งนี้ทั้งสามใบในแต่ละตัวอย่างเว็บไซต์ในระหว่าง
กระแสน้ำลง พวกเขาถูกเก็บรักษาไว้กับฟอร์มาลิน ( สุดท้ายสมาธิ ,
2 [ % v / v ] )
อุณหภูมิ ค่า pH ความขุ่นและออกซิเจนละลาย
ที่วัดในเขตที่มี horiba u-50 multiparametric
เซ็นเซอร์ ดินน้ำตัวอย่าง
วิเคราะห์สารอาหารละลาย ( 200 มล. ) และการวิเคราะห์คลอโรฟิลล์ ( 1 ลิตร ) รวบรวม
ทันทีกรองผ่านใยแก้วกรอง ( whatman GF / C ,
1.2 LM รูขุมขน ) และขนตู้เย็น เพื่อการตรวจวิเคราะห์
.
2.3 แพลงก์ตอนพืชแพลงก์ตอนพืชการวิเคราะห์
นับได้ทดลองใช้กล้องจุลทรรศน์ Olympus ที่คว่ำ
ix51 400x 600x และ ,ใช้ 5 ห้องตกตะกอน
มิลลิลิตร ซึ่งเหลือที่จะจ่ายอย่างน้อย 12 ชั่วโมง
จํานวนสาขานับขึ้นอยู่กับความถี่ของ
ชนิดปัจจุบัน เพราะมันเป็น แนะนำว่าอย่างน้อย 100 บุคคล
ของสายพันธุ์ ปัจจุบันส่วนใหญ่จะนับ ความหนาแน่นของสาหร่ายเป็น
แสดงออกในเซลล์  1 มิลลิลิตร ตามสมการ ( Lund et al . ,
1958 ; clesceri et al . , 1998 ; elosegui และ sabater , 2009 ) :
เซลล์ ml  1 ¼แมว = AC TC v
เป็น C : จำนวนนับสิ่งมีชีวิต
: พื้นที่ทั้งหมดของห้อง ( แน่น )
TC : จํานวนนับฟิลด์
v : ปริมาตร ( มิลลิลิตร )
sedimented ตัวอย่างคีย์เฉพาะถูกใช้สําหรับการระบุหมวดหมู่

ความหลากหลายเป็นแพลงก์ตอนพืช . คำนวณโดยแชนนอน–ไส้กรอก
ดัชนี H0 = R ( PI  log2pi ) ที่ฉัน / N Pi = ผลลัพธ์ที่ได้แสดงออก
ในบิต IND  1เนื่องจากฐานของลอการิทึมในสมการ
2 ( แชนนอน และวีเวอร์ 1949 ) .
2.4 . วิธีการวิเคราะห์ปริมาณฟอสฟอรัสและปฏิกิริยา

ไนโตรเจน , ไนไตรท์ ชั้น เป็น colorimetrically ; ไนเตรทลดลงไปไน
ก่อนการวัด 7.4 ( mackereth et al . , 1978 ) .
คลอโรฟิลล์ถูกกำหนดนี้ใช้
labomed วัสดุการสกัดคลอโรฟิลล์ดำเนินการ
ใช้ 90% [ / v ] สารละลายอะซิโตนเป็นตัวทำละลาย ( clesceri
et al . , 1998 ) และความเข้มข้นสุดท้ายคำนวณตาม

lorenzen ( 1967 ) 2.5 สถิตินอนพาราเมตริก Kruskal –วอล
) ที่ใช้ในการค้นหาความแตกต่าง
ระหว่างกลาง ชาวชวาและ El Ni á o
ดันรอบ และวิธีที่ใช้ในการทดสอบจากผลไปสู่เหตุ .
การวิเคราะห์การยอมรับ ( CCA ) มีวัตถุประสงค์เพื่อศึกษาความสัมพันธ์ ระหว่างสายพันธุ์

ความหนาแน่นและสิ่งแวดล้อมตัวแปร สำหรับการวิเคราะห์นี้เฉพาะชนิดที่มีความถี่
มากกว่า 10% และญาติมากมายมากกว่า 1 %
อย่างน้อยหนึ่งจำนวนที่ถ่ายลงในบัญชี ยก
หายากและเป็นหลักปฏิบัติทั่วไปเนื่องจากมันมีความซับซ้อนของ
การวิเคราะห์ผลกระทบที่เป็นไปได้ใด ๆบนกระดาษกาวผลาหาร
เพิ่มเติม เนื่องจากการสุ่มโอกาส ( มาร์แชนท์ , 2002 ) ตั้งแต่ลาด
ความยาวในหน่วยส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานในเบื้องต้น detrended
จดหมายการวิเคราะห์ ( DCA ) ปิด 4 หน่วย unimodal ชนิด
ตอบสนองรูปแบบอาจจะคาดหวังและ CCA แนะนํา
( ter Braak และ smilauer , 1998 ) แต่สิ่งแวดล้อม
กับอัตราเงินเฟ้อ ปัจจัยความแปรปรวน < 10 ถูกเก็บไว้ในการวิเคราะห์
เพราะมูลค่ามากขึ้นจะแสดงค่าของตัวแปร multicolinearity
( Braak ตรี และ verdonschot , 1995 ) โดยความสำคัญ
ของการบวชและความสำคัญของแกนแรก
ทดสอบกับการทดสอบการเปลี่ยนแปลง Monte Carlo ( P < 0.01 ) ใช้

อย่างชุลมุนเปอร์เซ็นต์ของความคล้ายคลึงกันระหว่างชุมชนใช้
วิเคราะห์ทะเลของทะเลในช่วงเวลาที่แตกต่างกัน ที่คำนวณจากสูตรที่เสนอโดย Whittaker
( 1952 ในสตีเวนสัน และ bahls
, 1999 ) ที่ 0 % ระบุไม่มีความคล้ายคลึงกันระหว่างกลุ่ม และความเหมือน 100% สูงสุด
.
3 ผลลัพธ์
3.1 . อุทกวิทยาและอุตุนิยมวิทยา
ทางกายภาพเคมีการเปลี่ยนแปลงที่พบในซอยค่าในช่วงระยะเวลา
ภายใต้การทบทวนมีมูลค่าสูงสุดลบ  10.6 ที่
ให้เป็นระยะเวลา El Ni á o , มีนาคม 2010 ในขณะที่สูงสุด
บวกค่าในตัวอย่างซอยลดลง 24.5%
,