censuses. Pairwise comparisons were

censuses. Pairwise comparisons were realized with a z-statistic
(Buckland et al., 2001):
z ¼ jY
c1 Y
c2 j ffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffi
ðvarðY
c1 Þ þ varðY
c2 ÞÞ q ð1Þ
where Y
c1 = WLG density estimated for Census 1 in Distance;
varðY
c1 Þ = variance of the estimation of Y
c1 . The variance of Distance
analysis is estimated by:
r ¼ ðSEÞ
2 ð2Þ
We compared hunting pressure between censuses with gener-
alized linear models (GLM) adjusted to encounter rates of human
presence indices, with a Poisson distribution and a log link func-
tion. A Chi-square test was applied to assess the significance of
the fixed factor ‘‘Census” by comparison with the function ‘‘anova”
of the model including the factor ‘‘number of human presence
indices” and the model without this factor.
2.3.2. Characterization of habitat use and nesting behavior
Habitat preferences for nesting were investigated with Chi-
square tests comparing habitat availability and the distribution
of nest sites among habitat types and the determination of
adjusted Wald-Bonferroni confidence intervals (CI) (Agresti and
Coull, 1998; Neu et al., 1974). Comparisons of habitat type avail-
ability, habitat use for nesting, and frequency of construction of
different nest types among censuses were made using Chi-square
tests of independence and adjusted Wald-Bonferroni CI (Agresti
and Coull, 1998). Grouping patterns between censuses, deduced
from the number of nests at nest sites, were compared pairwise
with an ANOVA test after the verification of application conditions.
All statistical analyses were computed in R software version 3.2.1
(R Development Core Team, 2015). For all statistical tests, the Type
I error (a) threshold was fixed at 0.05.
3. Results
3.1. Evolution of gorilla density after timber harvesting
The densities estimated were 1.5, 1.0 and 2.6 weaned
WLG km2 for Censuses 1–3, respectively. Pairwise comparisons
between the successive censuses resulted in a non-significant dif-
ference between Censuses 1 and 2 (z = 1.71, DF > 30, p = 0.087), but
a significant increase in estimated WLG density between Censuses
2 and 3 (z = 2.48, DF > 30, p = 0.013) (Table 1). Estimated values for
Censuses 1 and 3 were not significantly different (z = 1.36, DF > 30,
p = 0.17).
The observed human signs encounter rates did not significantly
differ between censuses (Census 1 = 0.068 signs km1
, Census
2 = 0.079 and Census 3 = 0.094; mean encounter rate = 0.076
signs km1
) (v2 = 0.65, DF = 3, p = 0.72).
3.2. Evolution of nesting behavior and grouping pattern
The availability of habitat type differed between censuses
(Table 2). Particularly, there was an increase in occurrence of forest
impacted by logging (from 1.1% to 26.2%) between Censuses 1 and

censuses. Pairwise comparisons were realized with a z-statistic
(Buckland et al., 2001):
z ¼ jY
c1  Y
c2 j ffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffi
ðvarðY
c1 Þ þ varðY
c2 ÞÞ q ð1Þ
where Y
c1 = WLG density estimated for Census 1 in Distance;
varðY
c1 Þ = variance of the estimation of Y
c1 . The variance of Distance
analysis is estimated by:
r ¼ ðSEÞ
2 ð2Þ
We compared hunting pressure between censuses with gener-
alized linear models (GLM) adjusted to encounter rates of human
presence indices, with a Poisson distribution and a log link func-
tion. A Chi-square test was applied to assess the significance of
the fixed factor ‘‘Census” by comparison with the function ‘‘anova”
of the model including the factor ‘‘number of human presence
indices” and the model without this factor.
2.3.2. Characterization of habitat use and nesting behavior
Habitat preferences for nesting were investigated with Chi-
square tests comparing habitat availability and the distribution
of nest sites among habitat types and the determination of
adjusted Wald-Bonferroni confidence intervals (CI) (Agresti and
Coull, 1998; Neu et al., 1974). Comparisons of habitat type avail-
ability, habitat use for nesting, and frequency of construction of
different nest types among censuses were made using Chi-square
tests of independence and adjusted Wald-Bonferroni CI (Agresti
and Coull, 1998). Grouping patterns between censuses, deduced
from the number of nests at nest sites, were compared pairwise
with an ANOVA test after the verification of application conditions.
All statistical analyses were computed in R software version 3.2.1
(R Development Core Team, 2015). For all statistical tests, the Type
I error (a) threshold was fixed at 0.05.
3. Results
3.1. Evolution of gorilla density after timber harvesting
The densities estimated were 1.5, 1.0 and 2.6 weaned
WLG km2 for Censuses 1–3, respectively. Pairwise comparisons
between the successive censuses resulted in a non-significant dif-
ference between Censuses 1 and 2 (z = 1.71, DF > 30, p = 0.087), but
a significant increase in estimated WLG density between Censuses
2 and 3 (z = 2.48, DF > 30, p = 0.013) (Table 1). Estimated values for
Censuses 1 and 3 were not significantly different (z = 1.36, DF > 30,
p = 0.17).
The observed human signs encounter rates did not significantly
differ between censuses (Census 1 = 0.068 signs km1
, Census
2 = 0.079 and Census 3 = 0.094; mean encounter rate = 0.076
signs km1
) (v2 = 0.65, DF = 3, p = 0.72).
3.2. Evolution of nesting behavior and grouping pattern
The availability of habitat type differed between censuses
(Table 2). Particularly, there was an increase in occurrence of forest
impacted by logging (from 1.1% to 26.2%) between Censuses 1 and

0/5000

จาก: -

เป็น: -

ผลลัพธ์ (ไทย) 1: [สำเนา]

คัดลอก!

censuses. Pairwise comparisons were realized with a z-statistic(Buckland et al., 2001):z ¼ jYc1 Yc2 j ffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiðvarðYc1 Þ þ varðYc2 ÞÞ q ð1Þwhere Yc1 = WLG density estimated for Census 1 in Distance;varðYc1 Þ = variance of the estimation of Yc1 . The variance of Distanceanalysis is estimated by:r ¼ ðSEÞ2 ð2ÞWe compared hunting pressure between censuses with gener-alized linear models (GLM) adjusted to encounter rates of humanpresence indices, with a Poisson distribution and a log link func-tion. A Chi-square test was applied to assess the significance ofthe fixed factor ‘‘Census” by comparison with the function ‘‘anova”of the model including the factor ‘‘number of human presenceindices” and the model without this factor.2.3.2. Characterization of habitat use and nesting behaviorHabitat preferences for nesting were investigated with Chi-square tests comparing habitat availability and the distributionof nest sites among habitat types and the determination ofadjusted Wald-Bonferroni confidence intervals (CI) (Agresti andCoull, 1998; Neu et al., 1974). Comparisons of habitat type avail-ability, habitat use for nesting, and frequency of construction ofdifferent nest types among censuses were made using Chi-squaretests of independence and adjusted Wald-Bonferroni CI (Agrestiand Coull, 1998). Grouping patterns between censuses, deducedfrom the number of nests at nest sites, were compared pairwisewith an ANOVA test after the verification of application conditions.All statistical analyses were computed in R software version 3.2.1(R Development Core Team, 2015). For all statistical tests, the TypeI error (a) threshold was fixed at 0.05.3. Results3.1. Evolution of gorilla density after timber harvestingThe densities estimated were 1.5, 1.0 and 2.6 weanedWLG km2 for Censuses 1–3, respectively. Pairwise comparisonsbetween the successive censuses resulted in a non-significant dif-ference between Censuses 1 and 2 (z = 1.71, DF > 30, p = 0.087), buta significant increase in estimated WLG density between Censuses2 and 3 (z = 2.48, DF > 30, p = 0.013) (Table 1). Estimated values forCensuses 1 and 3 were not significantly different (z = 1.36, DF > 30,p = 0.17).The observed human signs encounter rates did not significantlydiffer between censuses (Census 1 = 0.068 signs km1, Census2 = 0.079 and Census 3 = 0.094; mean encounter rate = 0.076signs km1) (v2 = 0.65, DF = 3, p = 0.72).3.2. Evolution of nesting behavior and grouping patternThe availability of habitat type differed between censuses(Table 2). Particularly, there was an increase in occurrence of forestimpacted by logging (from 1.1% to 26.2%) between Censuses 1 and

การแปล กรุณารอสักครู่..

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:[สำเนา]

คัดลอก!

สำมะโนประชากร เปรียบเทียบคู่ได้ตระหนักถึงกับ Z-สถิติ
(Buckland et al, 2001.)
Z ¼ JY
C1? Y
C2 J ÞÞ Vardy C2 ÞÞ Q ð1Þ ที่ Y C1 = ความหนาแน่น WLG- สนามโดยประมาณสำหรับการสำรวจสำมะโนประชากรในระยะทาง 1; Vardy C1 Þ = ความแปรปรวนของการประมาณค่าของวายC1 ความแปรปรวนของระยะทางการวิเคราะห์เป็นที่คาดโดย: R ¼ðSEÞ 2 ð2Þ เราเมื่อเทียบกับการล่าสัตว์ความดันระหว่างสำมะโนประชากรกับ gener- ตรงรุ่น alized (GLM) ปรับที่จะพบอัตรามนุษย์ดัชนีการแสดงตนและมีการกระจาย Poisson และการเชื่อมโยงเข้าสู่ระบบฟังก์ชั่นการ การทดสอบไคสแควร์ถูกนำมาใช้ในการประเมินความสำคัญของปัจจัยคงที่ '' สำรวจสำมะโนประชากร "โดยเปรียบเทียบกับฟังก์ชั่น '' ANOVA" ของรูปแบบรวมทั้งปัจจัย '' จำนวนของการแสดงตนของมนุษย์ดัชนี "และรูปแบบโดยไม่ต้องปัจจัยนี้. 2.3 0.2 ลักษณะของการใช้งานที่อยู่อาศัยและพฤติกรรมการทำรังที่อยู่อาศัยสำหรับการทำรังถูกตรวจสอบด้วย Chi- ตารางการทดสอบเปรียบเทียบความพร้อมที่อยู่อาศัยและการจัดจำหน่ายของเว็บไซต์รังหมู่ที่อยู่อาศัยประเภทและความมุ่งมั่นของการปรับเปลี่ยนช่วงเวลา Wald-Bonferroni ความเชื่อมั่น (CI) (อาเกรสติและCoull 1998; นัก et al., 1974) การเปรียบเทียบของที่อยู่อาศัยประเภทรุนแรงทางเพศความสามารถในการใช้งานที่อยู่อาศัยสำหรับทำรังและความถี่ของการก่อสร้างประเภทที่แตกต่างกันในหมู่รังสำมะโนประชากรถูกสร้างขึ้นมาโดยใช้ Chi-square การทดสอบของความเป็นอิสระและปรับ Wald-Bonferroni CI (อาเกรสติและ Coull, 1998) รูปแบบการจัดกลุ่มระหว่างสำมะโนประชากรอนุมานจากจำนวนรังที่เว็บไซต์รังถูกเมื่อเทียบคู่กับการทดสอบ ANOVA หลังจากการตรวจสอบเงื่อนไขของแอพลิเคชัน. วิเคราะห์ทางสถิติทั้งหมดถูกคำนวณในรุ่น R ซอฟแวร์ 3.2.1 (R พัฒนาหลักของทีม 2015) สำหรับการทดสอบทางสถิติทุกประเภทข้อผิดพลาดผม (ก) เกณฑ์คงที่ 0.05. 3 ผลการค้นหา3.1 วิวัฒนาการของความหนาแน่นของกอริลลาหลังการเก็บเกี่ยวไม้หนาแน่นประมาณ 1.5, 1.0 และ 2.6 หย่านมWLG- สนามกม.? 2 สำมะโนประชากร 1-3 ตามลำดับ เปรียบเทียบคู่ระหว่างสำมะโนต่อเนื่องส่งผลให้ต่างกันอย่างมีนัยสำคัญไม่ใช่Ference ระหว่างสำมะโนประชากรที่ 1 และ 2 (Z = 1.71, DF> 30, P = 0.087) แต่เพิ่มขึ้นอย่างมากในความหนาแน่นประมาณ WLG- สนามระหว่างสำมะโนประชากรที่ 2 และ 3 (Z = 2.48, DF> 30, P = 0.013) (ตารางที่ 1) ค่าโดยประมาณสำหรับสำมะโนประชากร 1 และ 3 ไม่แตกต่างกันอย่างมีนัยสำคัญ (Z = 1.36, DF> 30, p = 0.17). สังเกตสัญญาณของมนุษย์พบอัตราการไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญแตกต่างกันระหว่างสำมะโน (การสำรวจสำมะโนประชากร 1 = 0.068 สัญญาณกม. 1 , สำรวจสำมะโนประชากร2 = 0.079 และสำรวจสำมะโนประชากร 3 = 0.094; หมายถึงอัตราการเผชิญหน้า = 0.076 สัญญาณกม. 1 ) (v2 = 0.65 DF = 3, P = 0.72). 3.2 วิวัฒนาการของพฤติกรรมการทำรังและการจัดกลุ่มรูปแบบพร้อมใช้งานของประเภทที่อยู่อาศัยที่แตกต่างระหว่างสำมะโน(ตารางที่ 2) โดยเฉพาะอย่างยิ่งมีการเพิ่มขึ้นในการเกิดขึ้นของป่าผลกระทบจากการเข้าสู่ระบบ (จาก 1.1% เป็น 26.2%) ระหว่างสำมะโนประชากรที่ 1 และ

การแปล กรุณารอสักครู่..

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:[สำเนา]

คัดลอก!

สำมะโนประชากร . การเปรียบเทียบคู่เป็นตระหนักกับ z-statistic( บัคแลนด์ et al . , 2001 )¼คุณซีC1 YC2 J ffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffið var ð YC1 Þþ var ð YÞÞ C2 Q ð 1 Þที่ YC1 = WLG ความหนาแน่นประมาณ 1 ในการสำรวจสำมะโนประชากรระยะไกลvar ð YÞ C1 = ผลต่างของค่า YC1 . ความแปรปรวนของระยะทางการวิเคราะห์โดยประมาณ :r ¼Þðเซ2 ð 2 Þเราเปรียบเทียบแรงดันระหว่างประชากรกับมกราคม - ล่าเช่นแบบจำลองเชิงเส้น ( glm ) ปรับพบอัตราของมนุษย์ดัชนีสถานะด้วยการแจกแจงปัวส์ซองและเข้าสู่ระบบ func - ลิงค์tion . มีไคสแควร์ทดสอบถูกนำมาใช้เพื่อประเมินความสำคัญของส่วนปัจจัยคงที่ " "census " โดยเปรียบเทียบกับฟังก์ชัน " "anova "ของรูปแบบรวมทั้งปัจจัย " "number ของการแสดงตนของมนุษย์ดัชนี " และรูปแบบ โดยปัจจัยนี้2.3.2 . การใช้สิ่งแวดล้อมและพฤติกรรมการทำรังการตั้งค่าสำหรับการทำรังอยู่อาศัยได้ด้วย ?ตารางการทดสอบความพร้อม ที่อยู่อาศัย และการเปรียบเทียบรังเว็บไซต์ในหมู่ประเภทที่อยู่อาศัย และความมุ่งมั่นของปรับวอลด์บอนเฟอร์โรนีช่วงความเชื่อมั่น ( CI ) ( agresti และคูลล์ , 1998 ; หรือ et al . , 1974 ) การเปรียบเทียบที่อยู่อาศัยประเภทประโยชน์ความสามารถในที่อยู่อาศัยที่ใช้ทำรัง และความถี่ของการ ก่อสร้างประเภทที่อยู่ที่แตกต่างกันระหว่างสำมะโนประชากรา ไคสแควร์การทดสอบความเป็นอิสระและปรับ Cl ( agresti Wald บนเฟอโรนีแล้ว คูลล์ , 1998 ) การจัดกลุ่มรูปแบบระหว่างประชากรได้ ,จากจำนวนของรังที่เว็บไซต์เปรียบเทียบคู่รังด้วยการวิเคราะห์ความแปรปรวน ( ANOVA ) การทดสอบหลังจากการตรวจสอบเงื่อนไขการใช้งานสถิติที่ใช้ในการวิเคราะห์ทั้งหมดถูกคำนวณในซอฟต์แวร์ R รุ่นดำเนินงาน( ทีมพัฒนาหลัก r 2015 ) สำหรับการทดสอบทางสถิติทุกประเภทความผิดพลาด ( ) เริ่มคงที่ ที่ระดับ 0.053 . ผลลัพธ์3.1 . วิวัฒนาการของความหนาแน่นของกอริลลาหลังการเก็บเกี่ยวไม้หนาแน่นประมาณเป็น 1.5 , 1.0 และ 2.6 หย่านมสำหรับประชากร 1 – 3 WLG ตารางกิโลเมตร ตามลำดับ เปรียบเทียบตอนระหว่างประชากรต่อเนื่องส่งผลให้เกิด DIF - ไม่แตกต่างกันฟีเรนซีระหว่างประชากร 1 และ 2 ( Z = 1.71 , df > 30 , P = 0.087 ) แต่เพิ่มขึ้นอย่างมากใน WLG ประมาณความหนาแน่นระหว่างประชากร2 และ 3 ( Z = 2.48 , df > 30 , P = 0.013 ) ( ตารางที่ 1 ) ประมาณค่าสำหรับสำมะโนประชากร 1 และ 3 ไม่แตกต่างกันอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ( Z = 1.36 , df > 30P = 0.17 )สังเกตป้ายราคาไม่แตกต่างกันกับมนุษย์ความแตกต่างระหว่างประชากร ( การสำรวจสำมะโนประชากร 1 = 0.068 ป้ายเคเ ม 1การสำรวจสำมะโนประชากร2 = 0.079 และการสำรวจสำมะโนประชากร 3 = 0.094 ; หมายถึงพบอัตรา 0.076 =ป้ายเคเ ม 1( V2 ) = 0.65 , df = 3 , p = 0.72 )3.2 . วิวัฒนาการของพฤติกรรมและรูปแบบการทำรังความพร้อมของประเภทที่อยู่อาศัยที่แตกต่างกันระหว่างประชากร( ตารางที่ 2 ) โดยเฉพาะมีการเพิ่มขึ้นในการเกิดป่าผลกระทบจากการเข้าสู่ระบบ ( 1.1 ) 26.2 % ) ระหว่างประชากร 1 และ

การแปล กรุณารอสักครู่..

ภาษาอื่น ๆ

การสนับสนุนเครื่องมือแปลภาษา: กรีก, กันนาดา, กาลิเชียน, คลิงออน, คอร์สิกา, คาซัค, คาตาลัน, คินยารวันดา, คีร์กิซ, คุชราต, จอร์เจีย, จีน, จีนดั้งเดิม, ชวา, ชิเชวา, ซามัว, ซีบัวโน, ซุนดา, ซูลู, ญี่ปุ่น, ดัตช์, ตรวจหาภาษา, ตุรกี, ทมิฬ, ทาจิก, ทาทาร์, นอร์เวย์, บอสเนีย, บัลแกเรีย, บาสก์, ปัญจาป, ฝรั่งเศส, พาชตู, ฟริเชียน, ฟินแลนด์, ฟิลิปปินส์, ภาษาอินโดนีเซี, มองโกเลีย, มัลทีส, มาซีโดเนีย, มาราฐี, มาลากาซี, มาลายาลัม, มาเลย์, ม้ง, ยิดดิช, ยูเครน, รัสเซีย, ละติน, ลักเซมเบิร์ก, ลัตเวีย, ลาว, ลิทัวเนีย, สวาฮิลี, สวีเดน, สิงหล, สินธี, สเปน, สโลวัก, สโลวีเนีย, อังกฤษ, อัมฮาริก, อาร์เซอร์ไบจัน, อาร์เมเนีย, อาหรับ, อิกโบ, อิตาลี, อุยกูร์, อุสเบกิสถาน, อูรดู, ฮังการี, ฮัวซา, ฮาวาย, ฮินดี, ฮีบรู, เกลิกสกอต, เกาหลี, เขมร, เคิร์ด, เช็ก, เซอร์เบียน, เซโซโท, เดนมาร์ก, เตลูกู, เติร์กเมน, เนปาล, เบงกอล, เบลารุส, เปอร์เซีย, เมารี, เมียนมา (พม่า), เยอรมัน, เวลส์, เวียดนาม, เอสเปอแรนโต, เอสโทเนีย, เฮติครีโอล, แอฟริกา, แอลเบเนีย, โคซา, โครเอเชีย, โชนา, โซมาลี, โปรตุเกส, โปแลนด์, โยรูบา, โรมาเนีย, โอเดีย (โอริยา), ไทย, ไอซ์แลนด์, ไอร์แลนด์, การแปลภาษา.