did not result in a pattern indicat

did not result in a pattern indicative of trimming effects (Table 1).
Likewise, when examined separately, no effect of trimming was
identified on the density or biomass of benthic foraging fishes (H2;
Table 1), roving piscivorous fishes (H3; Table 1), or water column
foraging fishes (H4; Table 1). In no case did we record a loss or addition
of species from the community after trimming. Retrospective
power analysis indicated that the ANOVAs performed to test H1–4
suffered from statistical power being below the desired level of 0.80
(Table 1).
Fig. 2. Themeandifference in fish density (a) and biomass (b) between paired (treatment
and control) sampling plots (December 1998–November 2000). The vertical
line represent the division between the pre- and post-trimming periods.
Fig. 3. Nonmetric multi-dimensional scaling output based on Bray–Curtis similarities
in site-specific yearly mean densities of fish. Each point represents a site: the
dark circles signify the experimental plots after trimming had been performed, triangles
represent control plots, and the squares are the experimental plots prior to
trimming.
Community-level analyses were generally supportive of findings
described above for subsets of species. That is, we were also
unable to detect a change in fish species composition that could
be attributed to mangrove trimming (H5). Nonmetric multidimensional
scaling did not indicate that the species composition of the
trimmed plots was readily differentiated from the control or pretrimming
plots (Fig. 3; ANOSIM p-values = 0.80–0.99). Similarly,
two-way repeated measures analysis of the Bray–Curtis study plot
similarities provided no indication that mangrove trimming had
impacted the species composition of the fish community (Table 1).

Results (Thai) 1:

ไม่ได้ผลในรูปแบบส่อตัดแต่งผล (ตารางที่ 1)ในทำนองเดียวกัน เมื่อตรวจสอบแยกกัน ไม่มีผลตัดแต่งได้ระบุความหนาแน่นหรือมวลชีวภาพของปลาอกธรรมชาติ (H2ตาราง 1), roving ปลา piscivorous (H3 ตาราง 1), หรือคอลัมน์น้ำอกปลา (H4 ตาราง 1) ในกรณีไม่ ได้เราบันทึกขาดทุนหรือนี้พันธุ์จากชุมชนหลังจากตัดแต่ง คาดวิเคราะห์พลังงานระบุว่า ANOVAs ที่ทำการทดสอบ H1 – 4รับความเดือดร้อนจากสถิติพลังงานที่อยู่ด้านล่างระดับของ 0.80(ตาราง 1)Fig. 2 Themeandifference ความหนาแน่นของปลา (ก) และชีวมวล (b) ระหว่างจัดเป็นคู่ขัดและการควบคุม) ผืนการสุ่มตัวอย่าง (1998 ธันวาคม – 2000 พฤศจิกายน) ในแนวตั้งรายการแสดงส่วนช่วงก่อน และหลังการตัดแต่งFig. 3 Nonmetric หลายมิติมาตราส่วนผลลัพธ์ตามความเหมือน Bray – เคอร์ทิสในเฉพาะปีเฉลี่ยความหนาแน่นของปลา แต่ละจุดแสดงถึงไซต์: การคล้ำมีความหมายโครงการทดลองหลังจากได้ดำเนินการตัดแต่ง สามเหลี่ยมแสดงตัวควบคุมผืน และยังมีโครงการทดลองก่อนตัดแต่งวิเคราะห์ระดับชุมชนได้สนับสนุนโดยทั่วไปพบข้างในชุดย่อยของชนิด นั่นคือ เรายังอยู่ไม่สามารถตรวจพบการเปลี่ยนแปลงในส่วนประกอบชนิดปลาที่ได้สามารถเกิดจากการตัดแต่งเลน (H5) Nonmetric หลายขนาดไม่ได้ระบุที่องค์ประกอบชนิดของการผืนที่ถูกตัดออกพร้อมถูกแยกแยะจากตัวควบคุมหรือ pretrimmingลงจุด (Fig. 3 ANOSIM ค่า p = 0.80-0.99) ในทำนองเดียวกันวิเคราะห์ประเมินซ้ำสอง Bray – เคอร์ทิสศึกษาแผนความเหมือนป่าชายเลนที่ไม่ระบุให้ตัดแต่งได้ผลกระทบต่อองค์ประกอบชนิดของปลาชุมชน (ตารางที่ 1)

Results (Thai) 2:

. ไม่ได้ผลในรูปแบบที่แสดงให้เห็นถึงผลกระทบการตัดแต่ง (ตารางที่ 1)
ในทำนองเดียวกันเมื่อตรวจสอบแยกกันไม่มีผลกระทบจากการตัดแต่งที่ถูก
ระบุไว้ในความหนาแน่นหรือชีวมวลของปลาหาอาหารสัตว์หน้าดิน (H2;
ตารางที่ 1), การท่องเที่ยวปลา piscivorous (H3; ตาราง 1) หรือน้ำคอลัมน์
ปลาหาอาหาร (H4; ตารางที่ 1) ในกรณีที่ไม่มีเราไม่บันทึกความสูญเสียหรือนอกเหนือจาก
สายพันธุ์จากชุมชนหลังการตัดแต่ง ย้อนหลัง
วิเคราะห์ชี้ให้เห็นว่าอำนาจ ANOVAs ดำเนินการเพื่อทดสอบ H1-4
รับความเดือดร้อนจากการใช้พลังงานเป็นสถิติที่ต่ำกว่าระดับที่ต้องการของ 0.80
(ตารางที่ 1).
รูป 2. Themeandifference ในความหนาแน่นของปลา (ก) และชีวมวล (ข) ระหว่างคู่ (การรักษา
และการควบคุม) การสุ่มตัวอย่างแปลง (ธันวาคม 1998- พฤศจิกายน 2000) แนว
เส้นแทนส่วนระหว่างก่อนและระยะเวลาการโพสต์การตัดแต่ง.
รูป 3. Nonmetric การส่งออกปรับหลายมิติขึ้นอยู่กับ Bray-เคอร์ติคล้ายคลึงกัน
ในเว็บไซต์ที่เฉพาะเจาะจงความหนาแน่นเฉลี่ยรายปีของปลา จุดแต่ละเว็บไซต์:
หมองคล้ำหมายแปลงทดลองหลังจากการตัดแต่งได้รับการดำเนินการรูปสามเหลี่ยม
แทนแปลงควบคุมและสี่เหลี่ยมที่มีแปลงทดลองก่อนที่จะมี
การตัดแต่ง.
การวิเคราะห์ชุมชนระดับกำลังสนับสนุนโดยทั่วไปของการค้นพบ
ที่อธิบายไว้ข้างต้นสำหรับย่อยของสปีชีส์ . นั่นก็คือเราก็ยัง
ไม่สามารถที่จะตรวจสอบการเปลี่ยนแปลงในองค์ประกอบของชนิดพันธุ์ปลาที่สามารถ
นำมาประกอบกับการตัดแต่งป่าชายเลน (H5) Nonmetric หลายมิติ
การปรับไม่ได้แสดงให้เห็นว่าองค์ประกอบของชนิดพันธุ์ของ
แผนการตัดของความแตกต่างได้อย่างง่ายดายจากการควบคุมหรือ pretrimming
แปลง (รูปที่. 3; ANOSIM P-ค่า = 0.80-0.99) ในทำนองเดียวกัน
สองทางซ้ำวิเคราะห์มาตรการของการศึกษา Bray-เคอร์ติพล็อต
ที่คล้ายคลึงกันให้บ่งชี้ว่าการตัดแต่งป่าชายเลนได้
ส่งผลกระทบต่อองค์ประกอบของชนิดพันธุ์ปลาของชุมชน (ตารางที่ 1)

Results (Thai) 3:

ไม่พบรูปแบบของการแสดงผล ( ตารางที่ 1 ) .
เช่นเดียวกัน เมื่อตรวจสอบแยกต่างหาก ไม่มีผลของการตัดแต่งเป็น
ระบุบนความหนาแน่นหรือมวลชีวภาพของสัตว์เช่นปลา ( H2 ;
ตาราง 1 ) เร่ร่อน piscivorous ปลา ( H3 ; ตาราง 1 ) หรือน้ำเช่นปลา ( H4
คอลัมน์ ตารางที่ 1 ) ในกรณีที่เราบันทึกการสูญเสียหรือเพิ่ม
ชนิดจากชุมชน หลังการตัดแต่งพลังการวิเคราะห์ย้อนหลัง
พบว่า anovas ดำเนินการทดสอบ H1 – 4
b จากสถิติพลังงานถูกด้านล่างระดับที่ต้องการ 0.80

( ตารางที่ 1 ) รูปที่ 2 themeandifference ความหนาแน่นของปลา ( ) และมวลชีวภาพ ( B ) ระหว่างคู่ ( รักษา
และควบคุมแปลงตัวอย่าง ( ธันวาคม 2541 –พฤศจิกายน 2000 ) เส้นแนวตั้ง
เป็นตัวแทนแผนก ระหว่างก่อนและหลังการตัดแต่ง
รูปที่คาบ3 . nonmetric หลายมิติการปรับผลผลิตจาก Bray ) เคอร์ติส ความคล้ายคลึงกันในเฉพาะปีหมายถึง
ความหนาแน่นของปลา จุดแต่ละจุดแสดงถึงเว็บไซต์ :
เข้มกลม มีความหมายว่า แปลงทดลอง หลังจากตัดได้ , สามเหลี่ยม
แสดงแปลงควบคุม และสี่เหลี่ยม เป็นแปลงทดลองก่อน

ตัดการวิเคราะห์ระดับชุมชนโดยทั่วไปสนับสนุนผลการวิจัย
ที่อธิบายข้างต้นสำหรับชุดย่อยของชนิด คือ เรายัง
ไม่สามารถตรวจหาการเปลี่ยนแปลงในปลาชนิดที่อาจจะเกิดจากป่าชายเลน
ตัด ( h5 ) nonmetric หลายมิติ
ปรับไม่ได้ระบุว่าองค์ประกอบชนิดของ
ตัดแปลงพร้อมออกจากการควบคุม หรือ pretrimming
แปลง ( รูปที่ 3 anosim p-values = 0.80 - 0.99 ) โดย
สองทาง ย้ำมาตรการการวิเคราะห์เบรย์–เคอร์ติสศึกษาพล็อต
ความเหมือนให้ข้อบ่งชี้ที่ป่าชายเลน ตัดแต่งได้
ผลกระทบองค์ประกอบชนิดของประชาคมปลา ( ตารางที่ 1 )