MethodsJellyfish sampling—Medusa ab

Methods
Jellyfish sampling—Medusa abundance data were collected
over 15 yr (1971–1986, excluding 1984) during the routine
summer International Council for the Exploration of the
Sea (ICES) International 0-group Gadoid Surveys of the
North Sea (Fig. 1) (Hay et al. 1990). Surveys, of which
jellyfish were bycatch, were conducted with the International
Young Gadoid Pelagic Trawl (IYGPT). Every year, trawls
were conducted during June and July, and for the years 1971
and 1972, hauls were also made in August. The maximum
number of trawls made in any one year was 215 (in 1979)
and the minimum was 43 (in both 1985 and 1986). From
2,030 IYGPT trawls throughout the North Sea in this period,
more than 430,000 medusae were caught, identified, and
measured. Three species of jellyfish were particularly conspicuous:
A. aurita, C. lamarckii, and C. capillata.
The IYGPT had mesh sizes of 100 mm in wings, bosom,
and belly, tapering through intermediate mesh size to 10-
mm knotless meshing in the extension piece and codend.
The mouth opening of the net was ;14 m2
. When fished at
a maximum speed of 2.5 knots for 1 h, about 65,000 m3 of
water was filtered, assuming 100% filtration efficiency (Hay
et al. 1990). During the gadoid surveys, the trawl was fished
for 1 h in a standard depth profile. For the first third (0–20
min) of the trawl duration, the net was fished close to the
seabed. The net was then hauled to midwater, or to thermocline
depth where this was known, and fished for a further
20 min. During the third period of the trawl, the net was
fished close to the surface (5–10 m). In depths .150 m, 125
m was taken as the bottom depth; in depths ,30 m, only
the bottom and surface were fished (for 30 min each, Hay
et al. 1990).
The catches of medusae probably provided conservative
estimates of actual abundance because of the variable mesh
sizes and the variable sizes of medusae. The stepped vertical
haul profile could also have led to bias in estimations (Hay
et al. 1990). Nevertheless, the same method was used each
year, and a broad range of medusa diameters (1–47 cm) were
caught in the samples. The sampling efficiency was internally
consistent, and catch data are therefore directly comparable
between years.
Hay et al. (1990) chose to report median medusa catch
values to provide an index of jellyfish abundance (the distributions
of catches were nonnormal, rendering the mean
unacceptable as a maximum likelihood estimator). The
heavily skewed distributions were attributable to the patchiness
and sudden blooms of jellyfish populations, resulting
in a high proportion of nil catches and a few extremely high
catches.
Hay et al. (1990) identified four areas of the North Sea
(Fig. 1) that were representative of the major areas of jellyfish
abundance. However, the regions were not sampled
uniformly, but as follows: east of Shetland (ESh) 1971–1986
excluding 1984 (14 yr), north of Scotland (NoS) 1974 and
1976–1986 excluding 1984 (11 yr), east of Scotland (EoS)
1971–1983 (13 yr), and west of northern Denmark (WND)
1972 and 1975–1983 (10 yr).
Analysis of the interannual variation in abundance of jellyfish
with the NAOI—To test for links between medusa
abundance and the NAO, we investigated data for each species
in each area separately, except ESh, where too few A.
aurita and C. lamarckii medusae were caught to enable robust
statistical analysis. A normalized index of the NAO was
obtained from the National Center for Atmospheric Research
(Climate and Global Dynamics Division [U.S.A.], http://
www.cgd.ucar.edu/;jhurrell/). The winter (December–
March) NAOI of the normalized sea level pressure (SLP)
difference between Lisbon, Portugal, and Stykkisholmur/
Reykjavik, Iceland coincides with the biologically important
period of ephyra production and development in the North
Sea (Russell 1970). The SLP anomalies at each station were
normalized by division of each mean pressure for the period
December–March by the long-term (1865–1984) mean standard
deviation. Normalization was used to avoid domination
of the series by the greater variability of the Stykkisholmur/
Reykjavik station (Hurrell et al. 2003). To compare temporal
changes in abundance of medusae between the regions, the
species data were scaled (by subtracting the mean abundance
from the yearly median abundance and then dividing by the
maximum value of the resulting time series) and plotted
against the inverted NAOI (scaled and inverted by dividing
by the minimum value of the time series). For A. aurita and
C. lamarckii from WND and A. aurita from EoS, an association
was apparent (Fig. 2).
All medusa abundance data were natural logarithm transformed
to normalize the distributions prior to further statis-At is the natural logarithm of the medusa abundance value
in year t, Nt is the value of the NAOI in year t, et is an error
term with unit variance and zero mean, and b0 and b1 are
the intercept and slope parameters, respectively, estimated
by linear regression. Similarly, linear regressions were made
(Eq. 2) for interspecies and interregion correlations. For interspecies
regressions, At and Nt represented abundances
within the same region of differing species of medusae. For
correlations between regions, At and Nt represent abundances
of the same species of medusae in differing regions. Parameters
were assessed at the 0.05 level of significance by a
Student’s t-test. The model assumptions (linearity, homogeneity
of variance, normality, and independence of residuals)
were tested following procedures outlined in Krzanowski
(1998). In addition, the Shapiro–Wilk W statistic (Dunn and
Clark 1974) was used to test residuals for normality and was
assessed at the 0.05 level of significance. Outliers were distinguished
with the mean shift outlier model: the largest absolute
studentized residual was tested with the t distribution
and the Bonferroni correction at the 0.10 level of signifi-
cance (Fox 1997). The Durbin–Watson DW statistic (Draper
and Smith 1981) was used to assess residuals for first-order
autocorrelation, and the Breusch–Godfrey test (Johnston
1984) was used to assess higher order serial correlation. The
significance level for each test was chosen to minimize corresponding
Type II error (Krzanowski 1998).
Results
Eighty-five percent of all A. aurita and 32% of C. lamarckii
medusae were caught in the region EoS. However, per
trawl, C. lamarckii was most abundant (300 medusae per
trawl) WND (Fig 3), and C. capillata was most abundant
NoS (50 medusae per trawl). None of the species were abundant
ESh (all species ,50 medusae per trawl).
The ln(median abundance) (medusae caught per hour, see
Hay et al. 1990) of A. aurita significantly correlated with
that of C. lamarckii in all regions analyzed (WND, r2 5
0.58, P 5 0.011, n 5 10; EoS, r2 5 0.34, P 5 0.037, n 5
13; NoS, r2 5 0.44, P 5 0.026, n 5 11). One significant
correlation was found between the regions EoS and WND
for A. aurita ln(median abundances) (r2 5 0.44, P 5 0.048,
n 5 9), in which one outlier was identified and removed
(year 1983, Bonferroni-corrected P 5 0.011, n 5 10). When
the outlier year was included, the correlation between abundances
failed the homogeneity of variance test. No other
significant correlations (P , 0.10) between medusa abundances
were found.
The ln(median medusa abundance) during June–August in
the North Sea was inversely correlated with the preceding
December–March NAOI for both A. aurita (WND, r2 5
0.70, P 5 0.003, n 5 10, Fig. 4a; EoS, r2 5 0.53, P 5
0.008, n 5 12, Fig. 4b) and C. lamarckii species (WND, r2
5 0.74, P 5 0.002, n 5 10, Fig. 4c). For A. aurita catches
in the region EoS only, the abundance value for the year
1983 was identified again as an outlier and removed (Bonferroni-corrected
P 5 0.070, n 5 13). When the outlier was
included, the correlation of A. aurita abundance against the
NAOI was not significant (r2 5 0.13, P 5 0.22, n 5 13).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

วิธีการสุ่มตัวอย่างแมงกะพรุนซึ่งถูกเก็บรวบรวมข้อมูลมากมายของเมดูซ่ากว่า 15 ปี (1971-1986 รวม 1984) ในระหว่างประจำการฤดูร้อนนานาชาติคณะสำรวจของทะเล (ICES) นานาชาติ 0-กลุ่ม Gadoid สำรวจทะเลเหนือ (Fig. 1) (Hay et al. 1990) สำรวจ ที่แมงกะพรุนถูก bycatch ได้ดำเนินการกับหนุ่ม Gadoid เกี่ยวกับ Trawl (IYGPT) ทุกปี trawlsได้ดำเนินการ ระหว่างเดือนมิถุนายนและกรกฎาคม และปี 1971และ 1972, hauls ยังทำในเดือนสิงหาคม สูงสุดจำนวน trawls ในปีหนึ่งอยู่ 215 (1979)และต่ำสุด 43 (ในปี 1985 และ 1986) จาก2,030 IYGPT trawls ทั่วทะเลเหนือในเวลานี้ดอกไม้ไฟกว่า 430,000 ถูกจับ ระบุ และวัด แมงกะพรุนชนิดที่สามได้โดยเฉพาะอย่างยิ่งเป้า:A. aurita, C. lamarckii และ C. capillataIYGPT ที่มีตาข่ายขนาด 100 มม.ปีก สนิทและ ท้อง เรียวผ่านตาข่ายกลางขนาด 10-knotless meshing ในชิ้นส่วนขยาย codend mmเปิดปากของสุทธิถูก 14 m2. เมื่อจับที่ความเร็วสูงสุด 2.5 knots สำหรับ h 1, m3 ประมาณ 65000 ของน้ำที่กรอง สมมติว่าประสิทธิภาพการกรอง 100% (Hayร้อยเอ็ด al. 1990) ในระหว่างการสำรวจ gadoid, trawl ถูกจับสำหรับ h 1 ในโพรไฟล์ความลึกมาตรฐาน สำหรับสามที่แรก (0-20นาที) ระยะเวลา trawl สุทธิถูกจับใกล้เคียงกับก้นทะเล สุทธิแล้วถูกลาก midwater หรือ thermoclineความลึกของที่นี้รู้จักกัน และรถสำหรับเป็น20 นาที ช่วงที่สามของการ trawl สุทธิได้รถใกล้กับพื้นผิว (5-10 เมตร) ในส่วนลึก.150 m, 125m ถูกนำมาเป็นความลึกด้านล่าง ในส่วนลึก 30 m เท่านั้นด้านล่างและพื้นผิวถูกจับ (สำหรับ 30 นาทีละ เฮย์ร้อยเอ็ด al. 1990)จับของดอกไม้ไฟคงมีความคิดอนุรักษ์นิยมการประเมินความจริงเนื่องจากตาข่ายตัวแปรขนาดและตัวแปรขนาดของดอกไม้ไฟ แนวบันไดนอกจากนี้ยังได้นำลากค่าความโน้มเอียงในการประเมิน (Hayร้อยเอ็ด al. 1990) อย่างไรก็ตาม มีใช้วิธีการเดียวกันแต่ละปี และความสมมาตรของเมดูซ่า (1-47 ซม.)ติดอยู่ในตัวอย่าง ประสิทธิภาพของการสุ่มตัวอย่างได้ภายในสม่ำเสมอ และจับข้อมูลจึงเปรียบเทียบได้โดยตรงระหว่างปีจับเมดูซ่าเมเดียรายงานเลือก Hay และ al. (1990)ค่าให้อุดมสมบูรณ์ (การกระจายดัชนีของแมงกะพรุนซึ่งมี nonnormal แสดงค่าเฉลี่ยต้นประมาณความเป็นไปได้สูงสุด) ที่กระจายมากบิดได้รวม patchiness การและบลูมส์ฉับพลันของแมงกะพรุนประชากร เกิดในสัดส่วนที่สูงของ nil จับกี่สูงมากจับเฮย์และ al. (1990) ระบุพื้นที่สี่ของทะเลเหนือ(Fig. 1) ที่มีตัวแทนของพื้นที่สำคัญของแมงกะพรุนอุดมสมบูรณ์ อย่างไรก็ตาม ในภูมิภาคไม่มีความสม่ำเสมอเมื่อเทียบเคียง แต่เป็นดังนี้: ตะวันออกเชทแลนด์ (ESh) 1971 – 1986ไม่รวม 1984 (14 ปี), ทางเหนือของสกอตแลนด์ (NoS) 1974 และ1976-1986 ไม่ 1984 (11 ปี), ตะวันออกของสกอตแลนด์ (EoS)ปี 1971 – 1983 (13 ปี), และทางตะวันตกเฉียงเหนือเดนมาร์ก (WND)1972 และ 1975 – 1983 (10 ปี)วิเคราะห์การเปลี่ยนแปลง interannual ในความอุดมสมบูรณ์ของแมงกะพรุนกับ NAOI การ — การทดสอบเชื่อมโยงระหว่างเมดูซ่าความอุดมสมบูรณ์และการน้าว เราตรวจสอบข้อมูลสำหรับแต่ละชนิดในแต่ละพื้นที่แยกต่างหาก ยกเว้น ESh มากเกินไปน้อยอ.aurita และ C. lamarckii ดอกไม้ไฟถูกจับให้แข็งแกร่งการวิเคราะห์ทางสถิติ ดัชนีมาตรฐานของ NAO ถูกได้รับจากศูนย์แห่งชาติเพื่อการวิจัยบรรยากาศ(สภาพภูมิอากาศและสากล Dynamics หาร [สหรัฐอเมริกา], http://www.cgd.ucar.edu/;jhurrell/) ฤดูหนาว (ธันวาคม –มีนาคม) NAOI ทะเลมาตรฐานระดับแรงดัน (SLP)ความแตกต่างระหว่างลิสบอน โปรตุเกส และ Stykkisholmur /เรคยาวิกไอซ์แลนด์ กรุณาสำคัญชิ้นระยะ ephyra ผลิตและพัฒนาในภาคเหนือทะเล (รัสเซล 1970) ความผิด SLP ที่สถานีแต่ละสถานีได้ตามปกติ โดยส่วนของแต่ละความดันเฉลี่ยสำหรับรอบระยะเวลาธันวาคม – มีนาคม โดยในระยะยาว (ปี 1865 – 1984) หมายถึง มาตรฐานความแตกต่าง ใช้ฟื้นฟูเพื่อหลีกเลี่ยงการครอบงำทางชุดโดยสำหรับความผันผวนที่มากขึ้นของ Stykkisholmur /สถานีเรคยาวิก (Hurrell et al. 2003) การเปรียบเทียบขมับเปลี่ยนแปลงในความอุดมสมบูรณ์ของดอกไม้ไฟระหว่างภูมิภาค การชนิดข้อมูลถูกปรับ (โดยการลบความหมายถึงจากอุดมสมบูรณ์ทุนกลางปีแล้วหารด้วยตัวค่าสูงสุดของชุดข้อมูลเวลาเกิด) และพล็อตกับ NAOI กลับ (ปรับ และกลับ ด้วยการหารโดยค่าต่ำสุดของลำดับเวลา) สำหรับอ. aurita และC. lamarckii จาก aurita WND และอ.จาก EoS ความสัมพันธ์ไม่ปรากฏ (Fig. 2)ข้อมูลมากมายของเมดูซ่าทั้งหมดถูกแปลงลอการิทึมเพื่อลดขนาดการกระจายก่อน statis เพิ่มเติม-ที่เป็นลอการิทึมของเมดูซ่ามากมายค่าในปี t, Nt เป็นค่าของ NAOI ในปี t และข้อผิดพลาดมีคำความแปรปรวนหน่วย และศูนย์หมาย ถึง b0 และ b1พารามิเตอร์ของความชันและจุดตัดแกน ตามลำดับ ประเมินด้วยการถดถอยเชิงเส้น ในทำนองเดียวกัน ทำเส้น regressions(Eq. 2) สำหรับความสัมพันธ์ interspecies และ interregion สำหรับ interspeciesregressions ที่ และ Nt แทน abundancesในภูมิภาคเดียวกันพันธุ์แตกต่างกันของดอกไม้ไฟ สำหรับความสัมพันธ์ระหว่างภูมิภาค ใน และ Nt เป็นตัวแทน abundancesชนิดเดียวกันของดอกไม้ไฟในภูมิภาคที่แตกต่างกัน พารามิเตอร์มีประเมินที่สำคัญของระดับ 0.05 โดยมีT-ทดสอบของนักเรียน สมมติฐานแบบจำลอง (แบบดอกไม้ homogeneityผลต่าง normality และความเป็นอิสระของค่าคงเหลือ)ทดสอบตามขั้นตอนใน Krzanowski(1998) นอกจากนี้ สถิติ Shapiro – Wilk W (Dunn และคลาร์กที่ 1974) ใช้การทดสอบค่าคงเหลือสำหรับ normality และถูกประเมินที่ความสำคัญของระดับ 0.05 Outliers ไม่แตกต่างมีแบบ outlier กะหมายถึง: สัมบูรณ์ที่ใหญ่ที่สุดส่วนที่เหลือจาก studentized ได้รับการทดสอบ มีการแจกแจง tและการแก้ไขของ Bonferroni ในระดับ 0.10 ของความ-cance (จิ้งจอก 1997) สถิติ Durbin-Watson DW (Draperและสมิธ 1981) ถูกใช้เพื่อประเมินค่าคงเหลือสำหรับใบสั่งครั้งแรกautocorrelation และการทดสอบ Breusch-Godfrey (จอห์นสตัน1984) ถูกใช้เพื่อประเมินความสัมพันธ์อนุกรมลำดับสูง ที่เลือกระดับความสำคัญสำหรับแต่ละการทดสอบให้ลดที่สอดคล้องพิมพ์ผิดพลาด II (Krzanowski 1998)ผลลัพธ์แปดสิบห้าเปอร์เซ็นต์ของทั้งหมด A. aurita และ 32% ของ C. lamarckiiดอกไม้ไฟถูกจับในภูมิภาค EoS อย่างไรก็ตาม ต่อtrawl, lamarckii ค.ถูกมากที่สุด (300 ดอกไม้ไฟต่อtrawl) WND (ฟิก 3), และ c capillata มีชุกชุมมากที่สุดหมายเลข (ดอกไม้ไฟ 50 ต่อ trawl) ไม่มีพันธุ์มีมากมายESh (ทุกชนิด ดอกไม้ไฟ 50 ต่อ trawl)Ln (มัธยฐานความอุดมสมบูรณ์) (ติดต่อชั่วโมง ดอกไม้ไฟดูHay ที่ร้อยเอ็ด al. 1990) ของ aurita อย่างมีนัยสำคัญ correlated กับอ.ที่ซี lamarckii ในทุกภูมิภาควิเคราะห์ (WND, r2 50.58, P 5 0.011, n 5 10 กล้องดิจิตอล EoS, r2 0.34 5, P 5 n 0.037, 513 ชุดหมายเลข r2 0.44 5, P 5 5 11 0.026, n) หนึ่งที่สำคัญพบความสัมพันธ์ระหว่างภูมิภาค EoS และ WNDสำหรับ ln A. aurita (abundances เดียน) (r2 0.44 5, P 5 0.048n 5 9), ใน outlier ซึ่งหนึ่งระบุ และลบออก(ปี 1983, P แก้ไข Bonferroni 5 0.011, n 5 10) เมื่อปี outlier ถูกรวม ความสัมพันธ์ระหว่าง abundancesล้มเหลว homogeneity ของการทดสอบผลต่าง อื่น ๆ ไม่ความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญ (P, 0.10) ระหว่าง abundances เมดูซ่าพบLn (ความอุดมสมบูรณ์ของเมดูซ่าเมเดีย) ระหว่างเดือนมิถุนายน – เดือนสิงหาคมในทะเลเหนือ inversely correlated กับก่อนหน้านี้ธันวาคม – มีนาคม NAOI สำหรับ aurita ทั้งอ. (WND, r2 50.70, P 5 0.003, 10 5 n, Fig. 4a กล้องดิจิตอล EoS, r2 0.53 5, P 50.008, n 5 12, Fig. 4b) และชนิด C. lamarckii (WND, r25 0.74, P 5 n 0.002, 5 10, Fig. 4 c) สำหรับอ. จับ auritaในภูมิภาค EoS เท่านั้น ค่ามากมายสำหรับปี1983 ระบุเป็น outlier ผิดอีก และเอา (Bonferroni-แก้ไขP 5 0.070, n 5 13) เมื่อ outlier ที่ถูกรวม ความสัมพันธ์ของความอุดมสมบูรณ์ของอ. aurita กับการNAOI ไม่สำคัญ (r2 0.13 5, P 5 5 13 0.22, n)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

วิธีการแมงกะพรุนแมงกะพรุนสุ่มตัวอย่าง-ความอุดมสมบูรณ์ของข้อมูลที่ถูกเก็บรวบรวมมานานกว่า15 ปี (1971-1986 ไม่รวม 1984) ในระหว่างประจำฤดูร้อนระหว่างประเทศสภาการสำรวจของทะเล(ICES) ระหว่าง 0 กลุ่มสำรวจปลาคอดของทะเลเหนือ(รูปที่ 1). (Hay et al. 1990) การสำรวจซึ่งแมงกะพรุนถูก bycatch ถูกดำเนินการกับนานาชาติหนุ่มปลาคอดผิวน้ำTrawl (IYGPT) ทุกปี trawls ได้ดำเนินการในช่วงเดือนมิถุนายนและกรกฎาคมและสำหรับปี 1971 และ 1972 นอกจากนี้ยังได้ลากทำในเดือนสิงหาคม สูงสุดจำนวน trawls ใด ๆ ที่เกิดขึ้นในหนึ่งปีมี 215 (ในปี 1979) และต่ำสุด 43 (ทั้งในปี 1985 และ 1986) จาก2,030 trawls IYGPT ทั่วทะเลเหนือในช่วงนี้มากกว่า430,000 แมงกะพรุนถูกจับระบุและวัด สามสายพันธุ์ของแมงกะพรุนเป็นที่เห็นได้ชัดเจนโดยเฉพาะอย่างยิ่ง: A. ตะซี lamarckii และซี capillata. IYGPT ตาข่ายมีขนาด 100 มมปีกอกและท้องเรียวผ่านตาข่ายขนาดกลาง10 มมสอดคล้อง knotless ในส่วนขยายและ codend. เปิดปาก สุทธิ 14 m2 เมื่อปลาที่ความเร็วสูงสุด 2.5 นอตเป็นเวลา 1 ชั่วโมงประมาณ 65,000 M3 ของน้ำถูกกรองสมมติว่าประสิทธิภาพในการกรอง100% (Hay et al. 1990) ในระหว่างการสำรวจปลาคอด, อวนลากได้รับการตกปลาเป็นเวลา1 ชั่วโมงในรายละเอียดเชิงลึกมาตรฐาน สำหรับครั้งแรกที่สาม (0-20 นาที) ระยะเวลาอวนลากอวนก็ตกปลาใกล้กับก้นทะเล สุทธิถูกลากแล้ว midwater หรือ thermocline เชิงลึกที่นี้เป็นที่รู้จักกันและตกปลาไปอีก20 นาที ในช่วงระยะเวลาหนึ่งในสามของอวนลากอวนก็ตกปลาใกล้กับพื้นผิว (5-10 เมตร) ในระดับความลึก 0.150 เมตร, 125 เมตรถูกนำมาเป็นความลึกด้านล่าง; ในระดับความลึก 30 เมตรเท่านั้นด้านล่างและพื้นผิวที่ได้รับการตกปลา(30 นาทีแต่ละ Hay et al. 1990). จับของแมงกะพรุนให้อนุรักษ์นิยมอาจประมาณการของความอุดมสมบูรณ์ที่เกิดขึ้นจริงเพราะตาข่ายตัวแปรขนาดและขนาดของตัวแปรแมงกะพรุน ก้าวแนวตั้งรายละเอียดลากยังสามารถนำไปสู่การมีอคติในการประมาณการ (Hay et al. 1990) อย่างไรก็ตามวิธีการเดียวกันถูกนำมาใช้ในแต่ละปีและความหลากหลายของขนาดเส้นผ่าศูนย์กลางแมงกะพรุน (1-47 ซม.) ได้รับการติดอยู่ในกลุ่มตัวอย่าง ประสิทธิภาพการสุ่มตัวอย่างเป็นภายในที่สอดคล้องกันและจับข้อมูลจึงเปรียบได้โดยตรงระหว่างปี. เฮย์และอัล (1990) เลือกที่จะรายงานการจับแมงกะพรุนเฉลี่ยค่าเพื่อให้ดัชนีของความอุดมสมบูรณ์แมงกะพรุน(การกระจายของการจับเป็น nonnormal, การแสดงผลค่าเฉลี่ยที่ยอมรับไม่ได้เป็นประมาณการความน่าจะเป็นสูงสุด) แจกแจงเบ้อย่างหนักมีส่วนที่เป็นของ patchiness บุปผาและฉับพลันของประชากรแมงกะพรุนส่งผลให้ในสัดส่วนที่สูงของการจับศูนย์และไม่กี่สูงมากจับ. เฮย์และอัล (1990) ระบุพื้นที่สี่ของทะเลเหนือ(รูปที่ 1). ที่เป็นตัวแทนของพื้นที่ที่สำคัญของแมงกะพรุนความอุดมสมบูรณ์ อย่างไรก็ตามภูมิภาคตัวอย่างไม่ถูกเหมือนกัน แต่เป็นดังนี้ทิศตะวันออกของเช็ต (ESH) 1971-1986 ไม่รวม 1984 (14 ปี) ทางตอนเหนือของสกอตแลนด์ (NoS) ปี 1974 และ1976-1986 ไม่รวม 1984 (11 ปี) ทางตะวันออกของสกอตแลนด์ (EoS) 1971-1983 (13 ปี) และทางตะวันตกของภาคเหนือเดนมาร์ก (WND) ปี 1972 และ 1975-1983 (10 ปี). การวิเคราะห์การแปรผันในความอุดมสมบูรณ์ของแมงกะพรุนกับ Naoi การทดสอบการเชื่อมโยงระหว่างแมงกะพรุนความอุดมสมบูรณ์และหนาวเราตรวจสอบข้อมูลแต่ละชนิดในแต่ละพื้นที่แยกยกเว้น ESH ที่น้อยเกินไปกตะและC lamarckii แมงกะพรุนถูกจับเพื่อเปิดใช้งานที่มีประสิทธิภาพการวิเคราะห์ทางสถิติ ดัชนีปกติหนาวได้ที่ได้รับจากศูนย์แห่งชาติสำหรับบรรยากาศการวิจัย(สภาพภูมิอากาศทั่วโลกและ Dynamics กอง [สหรัฐอเมริกา] http: // www.cgd.ucar.edu/;jhurrell/) ฤดูหนาว (December- มีนาคม) Naoi ของความดันระดับน้ำทะเลปกติ (SLP) ความแตกต่างระหว่างลิสบอนโปรตุเกสและ Stykkisholmur / เรคยาวิกประเทศไอซ์แลนด์เกิดขึ้นพร้อมกับที่สำคัญทางชีวภาพระยะเวลาในการผลิตและการพัฒนา ephyra ในภาคเหนือทะเล(รัสเซล 1970) ผิดปกติหลับที่แต่ละสถานีได้รับการปกติตามหมวดของแต่ละหมายถึงความดันสำหรับงวดเดือนธันวาคมมีนาคมโดยในระยะยาว(1865-1984) หมายถึงมาตรฐานการเบี่ยงเบน ปกติถูกใช้ในการหลีกเลี่ยงการปกครองของซีรีส์โดยความแปรปรวนมากขึ้นของ Stykkisholmur / เรคยาวิกสถานี (Hurrell et al. 2003) เพื่อเปรียบเทียบชั่วคราวการเปลี่ยนแปลงในความอุดมสมบูรณ์ของแมงกะพรุนระหว่างภูมิภาคที่ข้อมูลสายพันธุ์ที่ได้รับการปรับขนาด(โดยการลบความอุดมสมบูรณ์เฉลี่ยจากความอุดมสมบูรณ์เฉลี่ยรายปีแล้วหารโดยค่าสูงสุดของชุดเวลาที่เกิด) และพล็อตกับฤๅษี Naoi (ปรับขนาดและ คว่ำโดยการหารด้วยค่าต่ำสุดของซีรีส์ในเวลานั้น) สำหรับเอตะและซี lamarckii จาก WND และเอตะจาก EoS สมาคมก็เห็นได้ชัด(รูปที่. 2). ข้อมูลความอุดมสมบูรณ์แมงกะพรุนทั้งหมดถูกเปลี่ยนลอการิทึมธรรมชาติที่จะปรับการกระจายก่อนที่จะต่อสถิติ-ที่เป็นลอการิทึมธรรมชาติของมูลค่าความอุดมสมบูรณ์แมงกะพรุนในปีที่t , Nt คือค่าของ Naoi ในปีที่ t, และเป็นข้อผิดพลาดยาวกับความแปรปรวนต่อหน่วยและศูนย์เฉลี่ยและb0 b1 และมีการตัดและพารามิเตอร์ลาดชันตามลำดับประมาณโดยการถดถอยเชิงเส้น ในทำนองเดียวกันการถดถอยเชิงเส้นที่ทำ(สม. 2) สำหรับ interspecies และความสัมพันธ์ interregion สำหรับ interspecies ถดถอย, Nt และที่เป็นตัวแทนของอนุภาคที่อยู่ในภูมิภาคเดียวกันที่แตกต่างกันของสายพันธุ์ของแมงกะพรุน สำหรับความสัมพันธ์ระหว่างภูมิภาคและ Nt ที่เป็นตัวแทนของความอุดมสมบูรณ์ของสปีชีส์เดียวกันของแมงกะพรุนในภูมิภาคที่แตกต่างกัน พารามิเตอร์มีการประเมินที่ระดับนัยสำคัญ 0.05 โดยนักศึกษาt-test สมมติฐานรูปแบบ (เชิงเส้น, ความสม่ำเสมอของความแปรปรวนภาวะปกติและความเป็นอิสระของเหลือ) ได้มีการทดสอบตามขั้นตอนที่ระบุไว้ใน Krzanowski (1998) นอกจากนี้ชาปิโรส์ Wilk-W สถิติ (ดันน์และคลาร์ก1974) ถูกใช้ในการทดสอบที่เหลือสำหรับภาวะปกติและได้รับการประเมินที่ระดับนัยสำคัญ0.05 ค่าผิดปกติโดดเด่นที่มีค่าเฉลี่ยการเปลี่ยนแปลงรูปแบบค่าผิดปกติ: แน่นอนที่ใหญ่ที่สุดที่เหลือstudentized ได้รับการทดสอบที่มีการจัดจำหน่ายเสื้อและแก้ไขBonferroni ที่ระดับ 0.10 signifi- นัย (ฟ็อกซ์ 1997) สถิติ Durbin-Watson ใบสำคัญแสดงสิทธิอนุพันธ์ (ผักและสมิธ 1981) ถูกนำมาใช้ในการประเมินที่เหลือสำหรับการสั่งซื้อครั้งแรกผิดพลาดที่สัมพันธ์และการทดสอบBreusch-ก็อดฟรีย์ (จอห์นสตัน1984) ถูกนำมาใช้ในการประเมินการสั่งซื้อที่สูงขึ้นความสัมพันธ์แบบอนุกรม ระดับนัยสำคัญสำหรับการทดสอบแต่ละคนเลือกที่จะลดความสอดคล้องกันType II ข้อผิดพลาด (Krzanowski 1998). ผลร้อยละแปดสิบห้าของเอตะและ 32% ของซี lamarckii แมงกะพรุนถูกจับในภูมิภาค EoS แต่ต่ออวนลากซี lamarckii เป็นมากที่สุด (300 แมงกะพรุนต่ออวนลาก) WND (รูปที่ 3) และซี capillata เป็นมากที่สุดNoS (50 แมงกะพรุนต่ออวนลาก) ไม่มีสายพันธุ์ที่มีความอุดมสมบูรณ์ESH (ทุกชนิด 50 แมงกะพรุนต่ออวนลาก). LN (ความอุดมสมบูรณ์เฉลี่ย) (จับแมงกะพรุนต่อชั่วโมงเห็นฟางet al. 1990) ของเอตะอย่างมีนัยสำคัญมีความสัมพันธ์กับที่ซีlamarckii ในทุก ภูมิภาควิเคราะห์ (WND, r2 5 0.58, P 5 0.011, n 5 10; EoS, r2 5 0.34, P 5 0.037, n 5 13 NoS, r2 5 0.44, P 5 0.026, n 5 11) หนึ่งที่สำคัญความสัมพันธ์ถูกพบระหว่างภูมิภาคกล้อง EOS และ WND สำหรับเอตะ LN (ปริมาณเฉลี่ย) (r2 5 0.44, P 5 0.048, n 5 9) ซึ่งเป็นหนึ่งในขอบเขตที่ถูกระบุและลบออก(ปี 1983 Bonferroni แก้ไข-P 5 0.011, n 5 10) เมื่อปีค่าผิดปกติถูกรวมความสัมพันธ์ระหว่างปริมาณล้มเหลวเป็นเนื้อเดียวกันของการทดสอบความแปรปรวน อื่น ๆ ไม่มีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญ(P 0.10) ระหว่างปริมาณแมงกะพรุนที่พบ. LN (ความอุดมสมบูรณ์แมงกะพรุนเฉลี่ย) ในช่วงเดือนมิถุนายนถึงเดือนสิงหาคมในทะเลเหนือมีความสัมพันธ์ผกผันกับก่อนหน้าธันวาคมมีนาคมNaoi ทั้งเอตะ (WND, r2 5 0.70, P 5 0.003, n 5 10 รูปที่ 4a. EoS, r2 5 0.53, P 5 0.008, n 5 12 รูปที่ 4b) และ C ชนิด lamarckii (WND, r2. 5 0.74, P 5 0.002, n 5 10 รูป. 4c) สำหรับเอตะจับในภูมิภาค EoS เพียงค่าความอุดมสมบูรณ์ในปี 1983 ได้รับการยืนยันอีกครั้งเป็นค่าผิดปกติและลบออก (Bonferroni แก้ไข-P 5 0.070 n 5 13) เมื่อค่าผิดปกติได้รับการรวมความสัมพันธ์ของความอุดมสมบูรณ์กับเอตะที่Naoi ไม่มีนัยสำคัญ (r2 5 0.13, P 5 0.22 n 5 13)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

แมงกะพรุนแมงกะพรุนข้อมูลวิธี

เก็บอุดมสมบูรณ์จำนวนกว่า 15 ปี ( 1971 - 1986 ยกเว้น 1984 ) ในช่วงฤดูร้อนตามปกติ
สภาระหว่างประเทศเพื่อสำรวจ
ทะเล ( หวานเย็น ) การสำรวจระหว่างประเทศของ
เหนือทะเล 0-group gadoid ( รูปที่ 1 ) ( เฮ et al . 1990 ) การสำรวจ , ซึ่ง
แมงกะพรุนเป็น bycatch , ดำเนินการกับต่างประเทศ
หนุ่ม gadoid ผิวน้ำอวนลาก ( iygpt )ทุกปี อวนลาก
ได้ดำเนินการระหว่างเดือนมิถุนายนและกรกฎาคม และสำหรับปี 1971
แล้ว 1972 ลากยังทำในเดือนสิงหาคม สูงสุด
จำนวนอวนลากได้ปีหนึ่งๆ เป็น 215 ( 1979 )
และต่ำที่สุดคือ 43 ( ทั้งใน ค.ศ. 1986 ) จาก
2030 iygpt อวนลากทั่วทะเลเหนือในช่วงเวลานี้
มากกว่า 430000 แมงกะพรุนถูกจับ , ระบุและ
วัดสามชนิดของแมงกะพรุนโดยเฉพาะเด่น :
. aurita , C . lamarckii และ C . capillata .
iygpt มีตาข่ายขนาด 100 มม. ปีก อก และท้อง
, เรียวผ่านตาข่ายขนาดกลาง 10 -
อืม knotless เครือข่ายในการขยายชิ้นและ codend .
ปากเปิดของสุทธิคือ ; 14 m2

เมื่อตกปลาที่
ความเร็วสูงสุด 2.5 knots เป็นเวลา 1 ชั่วโมง ประมาณ 65 , 000 M3 ของ
น้ำกรอง , สมมติว่าประสิทธิภาพการกรอง 100% ( ฟาง
et al . 1990 ) ในช่วง gadoid การสำรวจ อวนลากก็ตกปลา
1 H ในรายละเอียดของมาตรฐาน ครั้งแรกที่สาม ( 0 - 20
มิน ) ของอวนลาก ระยะเวลา , สุทธิประมงใกล้
ก้นทะเล สุทธิถูกจับไป midwater หรือเทอร์โมไคลน์
ความลึกที่เป็นที่รู้จัก และตกปลาอีก
20 นาทีในช่วงที่สามของอวนลาก , สุทธิ
ตกปลาใกล้กับพื้นผิว ( 5 – 10 เมตร ) ในระดับความลึก 150 เมตร , 125
M เอาความลึกด้านล่าง ; ในระดับความลึก 30 เมตร เท่านั้น
ด้านล่างและพื้นผิวถูกจับ ( 30 นาที แต่ละ เฮย์
et al . 1990 ) .
จับของแมงกะพรุนอาจให้อนุลักษณ์
การประเมินความอุดมสมบูรณ์ที่แท้จริง เพราะตัวแปรตาข่าย
ขนาดและตัวแปรขนาดของแมงกะพรุน .การก้าวข้ามแนวตั้ง
ลากโปรไฟล์อาจจะทำให้เกิดอคติในการประเมิน ( เฮ
et al . 1990 ) อย่างไรก็ตาม วิธีการเดียวกันที่ใช้แต่ละ
ปี , และช่วงกว้างของเมดูซ่า ( 1 ) ขนาด 47 ซม. )
จับในตัวอย่างที่ ตัวอย่างมีประสิทธิภาพภายใน
ที่สอดคล้องกัน และจับข้อมูลจึงเปรียบโดยตรงระหว่างปี
.
เฮย์ et al . ( 1990 ) เลือกที่จะรายงานเมดูซ่าจับ
มัธยฐานค่าเพื่อให้ดัชนีของแมงกะพรุนมากมาย ( กระจาย
ของจับถูก nonnormal เรนเดอร์หมายถึง
รับไม่ได้เป็นประมาณความควรจะเป็นสูงสุด ) การแจกแจงแบบเบ้
หนักถูก attributable เพื่อ patchiness
และฉับพลันบานของแมงกะพรุนประชากรที่เกิด
ในสัดส่วนที่สูงของนิลจับและไม่สูงมาก

ฟางจับ และอื่นๆ( 1990 ) ระบุสี่พื้นที่ภาคเหนือทะเล
( รูปที่ 1 ) ที่เป็นตัวแทนของพื้นที่ที่สำคัญของแมงกะพรุน
มากมาย อย่างไรก็ตาม ภูมิภาคไม่เก็บตัว
เหมือนกันแต่ดังนี้ ทางตะวันออกของเช็ต ( อ่า ) 1971 – 1986
ยกเว้น 2527 ( 14 ปี ) ทางตอนเหนือของสกอตแลนด์ ( NOS ) ปี พ.ศ. 2517 และ 2519 – 1986 ยกเว้น
1984 ( 11 ปี ) ทางตะวันออกของสกอตแลนด์ ( กล้อง )
1971 – 1983 ( 13 ปี ) และตะวันตกของภาคเหนือของประเทศเดนมาร์ก ( WND )
1972 และค.ศ. 1975 – 1983 ( 10 ปี ) .
การวิเคราะห์การเปลี่ยนแปลงอัตราในความอุดมสมบูรณ์ของแมงกะพรุน
กับ naoi ทดสอบการเชื่อมโยงระหว่างความอุดมสมบูรณ์เมดูซ่า
และนาโอะ เราตรวจสอบพบข้อมูลสำหรับแต่ละชนิด
ในแต่ละพื้นที่แยกต่างหาก ยกเว้นอ่า ที่น้อยเกินไป และ C .
aurita lamarckii แมงกะพรุนถูกจับไปใช้สถิติวิเคราะห์ที่แข็งแกร่ง

มาตรฐานดัชนีของถูก
นาโอะที่ได้จากศูนย์วิจัยบรรยากาศแห่งชาติ
( ภูมิอากาศพลศาสตร์ [ USA ] ( กอง , http : / /
www.cgd . ucar . edu / ; jhurrell / ) ฤดูหนาว ( ธันวาคม -
มีนาคม ) naoi ของค่าระดับน้ำทะเลความดัน ( หลับ )
ความแตกต่างระหว่างลิสบอน , โปรตุเกสและ stykkisholmur /
เรคยาวิก , ไอซ์แลนด์สอดคล้องกับระยะเวลาของการผลิตทางชีวภาพที่สำคัญ

ไฟร่าและการพัฒนาในภาคเหนือทะเล ( รัสเซล 1970 ) หลับผิดปกติในแต่ละสถานี
ปกติโดยกองแต่ละหมายถึงความดันในช่วงเดือนธันวาคม - มีนาคม โดย
ระยะยาว ( 1865 – 1984 ) ค่าเฉลี่ย ส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐาน

ปกติใช้เพื่อหลีกเลี่ยงการครอบงำ
ของชุดโดยยิ่งแปรปรวนของ stykkisholmur /
สถานี Reykjavik ( ฮอเริล et al . 2003 ) เปรียบเทียบเวลา
การเปลี่ยนแปลงในความอุดมสมบูรณ์ของแมงกะพรุนระหว่างภูมิภาค
ชนิดข้อมูลขนาด ( โดยลบหมายถึงความอุดมสมบูรณ์
จากรายปีเฉลี่ยอุดมสมบูรณ์ แล้วหารด้วย
คุณค่าสูงสุดของอนุกรมเวลา ( ) และวางแผน
กับคว่ำ naoi ( ปรับขนาดและคว่ำโดยแบ่ง
โดยค่าต่ำสุดของเวลาชุด ) . สำหรับ A และ C . lamarckii aurita
WND aurita จากกล้อง และจาก A ,สมาคม
เห็นได้ชัด ( รูปที่ 2 ) .
ข้อมูลเมดูซ่าความอุดมสมบูรณ์ทั้งหมดธรรมชาติลอการิทึมแปลง
ปกติการแจกแจงก่อน statis เพิ่มเติมคือลอการิทึมธรรมชาติของเมดูซ่ามากมายค่า
1 t , NT คือ มูลค่าของ naoi ในปี ที และ เป็นศัพท์ที่มีความแปรปรวนและข้อผิดพลาด
หน่วย ศูนย์แปล , B0
และ B1 จะสกัดกั้นและพารามิเตอร์ ความชันประมาณ
ตามลำดับโดยการถดถอยเชิงเส้น สมการถดถอยเชิงเส้น โดยให้
( อีคิว และ 2 ) เพื่อ interspecies interregion สหสัมพันธ์ สำหรับ interspecies
สังกะสีที่แสดง NT abundances
ภายในภูมิภาคเดียวกันที่แตกต่างของชนิดของแมงกะพรุน . สำหรับ
ความสัมพันธ์ระหว่างภูมิภาค และ NT เป็นตัวแทน abundances
ชนิดเดียวกันของแมงกะพรุนในภูมิภาคที่แตกต่าง มีการประเมินที่ค่า
005 โดยการทดสอบที ( t-test ) เป็นพยาบาล นักเรียน แบบจำลองสมมติฐาน ( เส้นตรง , เอกพันธ์
ความแปรปรวน ปกติ และความเป็นอิสระของความคลาดเคลื่อน )
ทดสอบตามขั้นตอนที่ระบุไว้ใน krzanowski
( 1998 ) นอกจากนี้ สถิติชาพิโร - ตัวแทน W ( ดันน์และ
1974 คลาร์ก ) ถูกใช้ในการทดสอบและค่าปกติคือ
การประเมินอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติที่ระดับ 0.05ค่าผิดปกติมีความโดดเด่น
กับหมายถึงการเปลี่ยนแปลงค่าแบบสัมบูรณ์
เหลือตัวใหญ่ที่สุดถูกทดสอบที่ไม่กระจาย
และบอนเฟอร์โรนีแก้ไขที่ระดับ 0.10 ของ signifi -
แคนส์ ( สุนัขจิ้งจอก 2540 ) วัน เดอร์บินวัตสัน DW และสถิติ ( ผัก
และ Smith 1981 ) คือใช้ในการประเมินค่าสำหรับข้อมูลครั้งแรก
และ breusch –ทดสอบ ( จอห์นสตัน
ก็อดฟรีย์1984 ) ถูกใช้เพื่อประเมินความสัมพันธ์ระดับสูงต่อเนื่อง
ระดับ แต่ละแบบก็เลือกที่จะลดที่สอดคล้องกัน
ชนิดที่ ๒ ( krzanowski 2541 ) ผล

แปดสิบห้าเปอร์เซ็นต์ของทั้งหมด A aurita และ 32% ของ lamarckii
แมงกะพรุนถูกจับในเขตเ . แต่ต่อ
อวนลาก , C . lamarckii เป็นปริมาณมากที่สุด ( 300 แมงกะพรุนต่อ
อวนลาก ) WND ( ตารางที่ 3 ) และ capillata เป็นปริมาณมากที่สุด
CNOS ( 50 แมงกะพรุนต่ออวนลาก ) ไม่มีของชนิดนี้สามารถมากมาย
( ทุกชนิด 50 แมงกะพรุนต่ออวนลาก )
( ค่ามัธยฐานในความอุดมสมบูรณ์ ( แมงกะพรุน ) ติดต่อ ชม. ดู
เฮย์ et al . 2533 ) ของอ. aurita ความสัมพันธ์กับ C .
ที่ lamarckii ในทุกภูมิภาคศึกษา ( WND อาร์ทู 5
1 P 5 0.011 , N 5 10 ; ฟังก์ชั่น , R2 5 0.34 , P 5 0.037 , 5
13 ; NOS , R2 5 0.44 , P 5 0.026 , N 5 11 ) หนึ่งที่สำคัญ
ความสัมพันธ์ระหว่างภูมิภาคและฟังก์ชั่น WND
. aurita ln ( median abundances ) ( R2 5 0.44 , P 5 0.048 ,
n 5 9 ) ซึ่งเป็นหนึ่งในค่าถูกระบุและลบออก
( ปี 1983 บอนเฟอร์โรนีแก้ไข P 5 0.011 , N 5 10 )
รวมค่าเมื่อปี ความสัมพันธ์ระหว่าง abundances
ไม่ผ่านการทดสอบค่าความแปรปรวน ไม่มีความสัมพันธ์กัน ( P ,
010 ) ระหว่างเมดูซ่า abundances

( ที่พบในความอุดมสมบูรณ์ในช่วงเดือนมิถุนายน - สิงหาคม เมดูซ่ามัธยฐาน ) ใน
ทะเลเหนือความสัมพันธ์ผกผันกับก่อนหน้านี้
–ธันวาคมมีนาคม naoi ทั้ง A aurita ( WND R2 5
, 0.70 , P 5 0.003 , N 5 10 รูปที่ 4a ; ฟังก์ชั่น , R2 5 0.53 P 5
/ N 5 12 รูปที่ 4B ) และ C ( lamarckii WND R2
5 ชนิด , 0.74 , P 5 0.002 , N 5 10 รูปที่ 4C ) สำหรับ aurita จับ
Aในภูมิภาคเข้าร่วมเท่านั้น ค่ามากมายสำหรับปี
2526 ถูกระบุเป็นค่าลบอีกและ ( บอนเฟอร์โรนีแก้ไข
P 5 0.070 , N 5 13 ) เมื่อค่าผิดปกติ
รวม ความสัมพันธ์ของอ. aurita ความอุดมสมบูรณ์ต่อ
naoi อย่างมีนัยสำคัญ ( R2 P 5 5 0.13 , 0.22 , N 5 13 )