水産海洋研究〈総81（3） 189–202，2017

耳石の元素・同位体比による生態研究

Bull. Jpn. Soc. Fish. Oceanogr.

説〉

耳石の元素・同位体分析による回遊生態研究横内一樹 1，天野洋典 2，石村豊穂 3，白井厚太朗 4†

Geochemical analysis of otoliths for studying the migratory
ecology of ﬁshes
Kazuki YOKOUCHI1, Yosuke AMANO2, Toyoho ISHIMURA3 and Kotaro SHIRAI4†魚類の個体群構造や移動履歴を明らかにすることは，回遊生態への理解を深めるだけでなく，水産重要種における資源の管理のためにも非常に有用である．近年，魚類の回遊生態研究の手法として，耳石の微量元素・安定同位体組成を自然標識（natural tag）として用いる研究が注目されている．そこで本稿では，耳石の微量元素・安定同位体組成の変動メ
カニズムとその取り込み過程，または分析データの取扱いなどについて，耳石の微量元素・安定同位体組成を生態研究に応用する際の有用な指針となるように地球化学的な側面を交えて概説した．
キーワード：安定同位体比，回遊性魚類，耳石，地球化学，微量元素組成For the appropriate stock management of ﬁsh species, it is essential to investigate ecological information, such as species distribution and migration patterns. Recent studies have shown the usefulness of elemental and stable isotopic
composition in ﬁsh otoliths as a natural tag for reconstructing the migratory ecology of ﬁsh. To provide guidance forthe use elemental and stable isotopic composition of otoliths in ecological studies of ﬁsh, this study focuses on quantitatively describing the process and degree of variations of each chemical composition of otoliths, primarily by describing their geochemical aspects. The types of factors that are responsible for variations in elemental and stable isotopic
composition of otoliths are discussed based on biological and latest geochemical ﬁndings. Additional detailed discussions are provided regarding things to be considered when interpreting data. Finally, some of our views are discussed
as to the selection of optimal otolith elements and analysis methods required for providing new insights into the ecological studies of ﬁsh.
Key words: stable isotope ratio, migratory ﬁsh, otolith, geochemistry, trace element

2016 年 9 月 30 日受付，2017 年 6 月 1 日受理
1
国立研究開発法人水産研究・教育機構・中央水産研究所〒238–0316 神奈川県横須賀市長井 6–31–1
National Research Institute of Fisheries Science, Fisheries Research
Agency, 6–31–1 Nagai, Yokosuka, Kanagawa 238–0316, Japan
2
国立研究開発法人水産研究・教育機構・東北区水産研究所〒985–0001 宮城県塩釜市新浜町 3–27–5
Tohoku National Fisheries Research Institute, Fisheries Research Agency, 3–27–5 Shiogama, Miyagi 985–0001, Japan
3
独立行政法人国立高等専門学校機構・茨城工業高等専門学校〒312–8508 茨城県ひたちなか市中根 866
National Institute of Technology, Ibaraki College, 866 Nakane, Hitachinaka, Ibaraki 312–8508, Japan4東京大学大気海洋研究所・国際沿岸海洋研究センター〒277–8564 千葉県柏市柏の葉 5–1–5
International Coastal Research Center, Atmosphere and Ocean ResearchInstitute, The University of Tokyo, 5–1–5 Kashiwanoha, Kashiwa, Chiba 277–8564, Japan†kshirai@aori.u-tokyo.ac.jp

はじめに
一般に，回遊性魚類の個体群の特性を理解するためには，分布や移動・回遊についての生態学的な情報に加え，分集
団構造や集団間の交流状況を定量的に把握することが必用不可欠である．とりわけ資源の加入に貢献する集団がどの海域で生まれ，どのような回遊経路を経て再生産に至るのかを把握することは管理方策を決定するうえで非常に重要である．従来の研究では，個体ごとの回遊行動や集団構造を把握するために，標識放流法，バイオロギング法，遺伝学的集団構造解析などの手法により，多くの回遊性魚類の生態学的知見が明らかとなっている．
しかしながら，適用される手法ごとに生態研究へ応用する際の長所と短所が異なるため，それぞれの手法の対象となる現象の規模や，最適な時空間的スケールは異なる．例
えば標識放流法は，最も一般的で簡便な手法である一方，標識の装着による魚体への影響や採集努力量に依存した再— 189 —

横内一樹，天野洋典，石村豊穂，白井厚太朗

捕率が推定結果に大きく影響を与える．バイオロギング法
は個体の詳細な回遊行動に関する情報を得ることができる
が，体サイズの小さい魚へ標識を装着することや，数多くの個体を標識することは技術的に困難で，経済的なコストもかかる．遺伝学的集団構造解析は，対象とする個体群に検出できるレベルの遺伝的差異のあることが必要とされ，個体レベルでの回遊経路や再生産に直接関わりのない交流を明らかにすることは難しい．
本稿では，従来技法によるアプローチを補完する新たな手法として，魚類の硬組織の一つである耳石の微量元素・安定同位体組成が，魚類の回遊生態情報を復元する自然標
識（natural tag）となることを紹介する．魚類の耳石とは，カルシウム（Ca）（主にアラゴナイト結晶）で構成された
平衡感覚や聴覚を司る外胚葉性の石灰化した硬組織で，偏平石（Sagitta），礫石（Lapillus），星状石（Asteriscus）の三種類が左右それぞれ一組ずつ内耳に存在している．耳石は，胚発生の発眼初期にその核が形成され，内耳の内リン
パ液に満たされた耳石胞の中で，魚体の成長に従い付加的に成長をする．耳石には生物の概日リズムや周年のサイクルによって，一日もしくは一年に一本の輪紋が形成されることが多く，古くから魚類の年齢形質として水産学研究に利用されてきた．また，耳石が成長する際に，Ca とともにナトリウム（Na），カリウム（K），マンガン（Mn），スト
ロンチウム（Sr），バリウム（Ba）など少なくとも 30 の微量元素が耳石へ取り込まれる（Campana, 1999）．耳石は非細胞性の組織であることから，一度沈着した元素は終生変化しない．
耳石中の元素組成は，生息環境水の水温，塩分および元
素組成，または個体の生理状態や体成長速度などから影響を受け変化するため（例えば Townsend et al., 1992; Fowler etal., 1995; Tsukamoto et al., 1998; Campana, 1999; Elsdon et al.,2008）
，耳石には個体が経験した全生活史の環境・生理状態に関する情報が時系列に沿って保持されることとなる．
したがって，耳石の微量元素・安定同位体組成を，耳石核から縁辺部に向かって耳石の成長軸に沿って分析すること
で（Fig. 1），個体レベルでの回遊経路や産卵集団を判別することが可能となる．自然標識は，人為的な標識放流を必要とせず，再捕率に依存しないため，耳石の微量元素・安定同位体組成には，採集されたどの標本からでも，その由来や履歴を推定することができるという大きな利点がある．
さらに，遺伝学的手法では検出が困難な場合においても，グループ間の生態学的な違いを取り扱うことができる点で優れている（Perrier et al., 2011）．したがって，耳石の微量元素・安定同位体組成による魚類生態研究は，回遊性魚類に新たな知見を与える極めて優れた手法であるといえる．
これまで，河川，河口域，海洋に生息する様々な魚類において，耳石の微量元素・安定同位体組成が，分集団構造の解析や，個体の回遊履歴の推定などを目的とした自然指

Figure 1. Diagram of Element/Ca or stable isotope ratios at positions along a transect between the otolith core and the otolith edge of a ﬁsh.

標として検証され，その有用性が多く示されている（Campana, 1999; Elsdon and Gillanders, 2003; Sturrock et al., 2012;
Walther and Limburg, 2012）．耳石の元素組成とその変動メ
カニズム，魚類生態研究への応用については，すでに多くの総説があり，以下のものが参考となる．Campana（1999）
は，耳石微量元素組成の変動メカニズムから，その魚類生態への応用までをあつかった先駆的な総説を発表した．
Elsdon and Gillanders（2003）は，耳石微量元素組成の変動
メカニズムについて，環境要因と生物的要因から概説した．Elsdon et al.（2008）は，耳石試料のサンプリングから
データの統計解析まで，耳石研究に必要な知見に関して整理しており，とりわけ応用研究に必要とされる仮定や前提
条件，手法の応用範囲について詳細に解説した．Kerr andCampana（2013）は，耳石だけでなく，鱗，脊椎骨，鰭条などを含む魚類の硬組織を用いた個体群判別法について紹介している．
これまで，耳石微量元素組成を利用した魚類生態研究は，淡水魚や海と川を行き来する通し回遊魚について多く行われてきた．Gillanders（2005）は，淡水魚と通し回遊魚における耳石微量元素組成について総説している．Walther and
Limburg（2012）は，地球化学的な視点から通し回遊魚を対象とした耳石微量元素の変動要因や分析手法について紹介している．とりわけ，海と川の生活期を耳石の Sr/Ca 比から明らかにする手法や，Sr の安定同位体比から生活河川を判別する手法は，通し回遊魚類の生態研究にほぼ確立された手法として広く応用されている．一方で，狭塩性の海水
魚（あるいは非通し回遊魚，本稿では以降，海水魚）についての報告例は通し回遊魚と比較して少ない．海水魚の場— 190 —

耳石の元素・同位体比による生態研究

合，生涯海水で生活するため，その生活史のなかで淡水や汽水の影響を受ける機会があまりない．そのため河川や汽水域で生活する魚類と比べ，環境水の物理・化学的な変動が少なく，耳石においてもその化学的組成はそれほど変動しないものと考えられている（詳しくは，本稿「環境変化による影響」を参照）．そのため，海洋生活期における耳
石の自然指標としての有用性は，いまだ検証中の段階のものが多いのが現状と言える．また，海洋生活期の耳石組成に関する総説としては，Sturrock et al.（2012）が，耳石微量
元素組成の変動メカニズムについて “hard and soft acid andbase theory” というユニークなカテゴリー分けをすること
で統一的な説明を試みているので参考にされたい．
加えて，耳石の微量元素・安定同位体組成の生態研究への応用を考える場合には，分集団の判別や回遊経路の推定といったそれぞれの研究目的に応じて，適用可能となる要件が異なることに注意する必要があるだろう．これについては後述する個別の該当箇所を参照してもらう必要がある
が，例えば，単に分集団を判別するのが目的なのであれば，耳石の組成の変動がどのような原因で生じようと分集団間でその組成が異なっていれば研究への応用に支障はない．
しかし，その回遊経路を推定する必要がある場合，指標とすべき元素・安定同位体については，研究対象とする種の全生活史を通じて同一の条件で耳石へ取り込まれることが確認されていることが重要である．また，対象とする生態現象の時空間スケールで，海洋物理・化学的環境条件と微量元素・安定同位体組成の対応関係を確認する必要がある．そのため，耳石微量元素・安定同位体組成を生態研究に用いるためには，クリアすべき前提条件（もしくは妥当な仮定）が多く，実際に技法の適応が可能であるかどうか
事前に十分に検討する必要がある．
本稿では，耳石における微量元素・安定同位体組成について，生態研究に用いる際の有用な指針となるよう，元素・同位体の変動プロセスごとに解説する．耳石指標に関する
全体的な概要については，上述のように多くの総説が存在するため，本稿では，どの指標がどの程度変動しうるのかを主に地球化学的な側面から可能な限り定量的に示すことを心がけた．また，データを解釈するために気をつけるべ
き事柄について特に詳しく議論するようにした．なお，本
稿は CRC Pressより出版された Biology and Ecology of Blueﬁn
Tuna（Takashi Kitagawa and Shingo Kimura Eds.）の 第 10 章
で あ る Otolith Geochemical Analysis for Stock Discriminationand Migratory Ecology of Tunas（Amano et al., 2015）の内容のうち，耳石の元素・同位体分析全般に関する内容を和訳・改訂したものである．
微量元素・安定同位体組成について
耳石の微量元素組成を用いて魚類の個体群構造を明らかにするためには，耳石の微量元素組成が群間で異なる必要があり，さらに回遊経路推定のためには，組成の変動が経路上のそれぞれの生息域と対応している必要がある．耳石の微量元素組成に個体群間で差異を生じさせる要因は，環境の影響（外因的）と個体の生物学的影響（内因的）の二つに大別される．また，環境が変化することそのものが個体の生命活動へ影響し，耳石の組成にさらに間接的に影響を与えることもあり得る．
生体の外部から耳石へと物質を取り込むということは，
外部環境から耳石へと到る個体内の生理的な過程を経ることを意味し，その過程を経ることによって元素・安定同位体の分別が起こりうる．その段階は，環境水中の変化，環境水–血液・内リンパ液間，内リンパ液–耳石間，耳石内の不純物の 4 つに大別することができる．さらに環境学的影
響と生物学的影響および上記 4 段階のそれぞれにおいて，元素変動を引き起こす複数の過程・要因が存在する（Fig.
2）．環境学的影響と生物学的影響による耳石微量元素・安定同位体組成の変動メカニズムを正確に把握することは，
より詳細な生態学的応用のために必要不可欠である．それにもかかわらず，耳石の微量元素組成の変動メカニズムは
これまで十分に解明されたとは言えない（Campana, 1999;
Elsdon and Gillanders, 2003; Sturrock et al., 2012; Walther and
Limburg, 2012）．変動メカニズムを解明することを難しく

Figure 2. Schematic diagram of fractionation mechanisms, steps, and factors on elemental and isotopic compositions
in ﬁsh otolith. Figure 2 is modiﬁed after Amano et al.（2015）.
— 191 —

横内一樹，天野洋典，石村豊穂，白井厚太朗

している理由としては，元素・安定同位体の取り込みには様々な要因が複雑に関係することに加え，元素ごと，魚種ごとにその変動メカニズムが異なることが原因と考えられる．
しかしこれまでに，河川や沿岸域に生息する魚類の耳石の微量元素・安定同位体組成については比較的情報が整理されており，様々な総説がある（Campana, 1999; Gillanders,
2005; Elsdon et al., 2008）．そこで本稿では，海洋を回遊する魚類を想定した外洋域の特徴を考慮し，耳石の微量元
素・安定同位体組成の変動に関して環境の影響が強く働く要因と生物学的な影響を強く受ける要因について概説する．なお，すべての元素について解説することは難しいた
め，従来の研究で報告例が多く，ある程度耳石中の濃度が高い元素・安定同位体について，その変動メカニズムと耳石への取り込み過程について議論する．
環境変化による影響
環境水組成の変化
最もシンプルに魚類の回遊経路について情報を与えてくれる可能性があるものは，環境水自身の元素・安定同位体組成の変化であろう．理想的な耳石指標は，水域ごとに特徴的な組成を示し，耳石の組成と環境水の組成が比例関係にあることが検証されているものである．
どのような微量元素や同位体の組成が有用となるかは，魚種ごとの生活型が大きく関与する．例えば，通し回遊魚
は海水と淡水という大きな外部環境の変化をその生活史に内包している．淡水魚は，分布に地理的な制限を強く受け，環境変化の大きな陸水域に生息する．河川水の微量元素組
成や安定同位体比は流域の地学的な特性によって河川ごとに特徴的な値を示すものがある．例えば，河川水の Sr 安
定同位体比（87Sr/86Sr）は流域の地質の同位体比を反映してそれぞれの地域で値が変化し（Bentley, 2006）, さらに耳石の 87Sr/86Sr と平衡関係にあることが明らかとなっている（Kennedy et al., 1997; Ingram and Weber, 1999; Amakawa et al.
2012）．河川水の主要元素については Meybeck（2003）に，微量元素については Gaillardet et al.（2003）に詳しくまとめられている．通し回遊魚と淡水魚について，耳石の組成が生息環境水の組成を強く反映する指標がこれまで比較的多く報告されており，回遊経路の絞り込みが可能となる有用な自然指標として，Sr/Ca 比，Ba/Ca 比，87Sr/86Sr が広く認められている（Kennedy et al., 2000; Walther and Thorrold.,
2008; Amano et al., 2013; Martin et al., 2013）.
海洋中の主要・微量元素の変動幅や変動パターンについては Bruland and Lohan（2003）に詳しくまとめられているが，外洋環境の元素組成は河川や沿岸域に比べて変化が少ない．一般に耳石における元素組成の変動メカニズムを議論する際，微量元素濃度自体が重要なのか元素と Ca との比（元素／ Ca 比）が重要なのか議論されることが多く（例えば Brown and Severin, 2009），また初期には重量比とモル比を混同したものもあった．耳石の主要構成成分である Caの海水中の濃度は平均 10.3 mmol kg­1 であり，塩分の低い
海水でも 10.1 mmol kg­1 程度で，外洋域ではほぼ均質の濃度を示す．したがって，外洋では Ca 濃度を均一とみなせるため，耳石の微量元素濃度も元素／ Ca 比もほぼ同等とみなしてよい．
魚類生態研究において，最も多く分析される Sr の海水中の濃度は外洋域ではほぼ均一で 90 μ mol kg­1 である．de
Villiers et al.（1994）は，海水中の Sr および Ca を高精度で分析し，その変動幅を評価するために，希釈や蒸発などによる微少な塩分変化に起因するバイアスを補正し，海水の塩分を 35 に標準化した場合の Sr 濃度および Sr/Ca 比を示した．Sr 濃度は，平均値が 87.4 μ M で変動幅が 86.5 μ M から
89.2 μ M（2.8%），Sr/Ca 比 は 平 均 値 が 8.539 mmol mol­1 で
変 動 幅 が 8.49 mmol mol­1 か ら 8.65 mmol mol­1 （1.4%）だと報告しており，非常に変動が小さい．Brown and Severin（2009）では，淡水魚と通し回遊魚において，環境水の Sr/Ca
比が耳石 Sr/Ca 比変動の主要因であるが，海水魚では耳石の Sr/Ca 比の変動幅が海水の Sr/Ca 比の変動幅と比べて大きいため，生理学的影響が主たる変動要因だと結論づけている．また，沿岸域では Sr/Ca 比の異なる淡水の影響を受けて海水組成が変化することもありうるが，Brown and Severin（2009）は様々な河川の Sr と Ca の組成を用いて，海水 Sr/Ca比の塩分依存性をシュミレーションしている．その結果，
例えば塩分 33 以上の外洋の海水において，Sr/Ca 比の変化は無視できる程小さいとされている．一方，多くの海水魚の耳石中 Sr/Ca 比の変動幅は海水組成の変動幅よりはるかに大きく，海水魚の耳石 Sr/Ca 比の組成は海水の組成を反映しているわけではないものと思われる（Brown and Severin,2009）．
Li, B, Na, Mg, K, Rb など海水中の主要・微量元素は，耳石中の濃度が比較的高いため分析に利用されることもある
が，これらの元素はいわゆる保存性成分型（conservativetype distribution）の分布を示し，Sr と同様に極端な環境以
外では環境中の濃度が変化することはない（Millero, 2003）．
そのため，これらの元素が回遊経路を推定するうえで，意味のある情報を与えるような指標となるのは難しいと考えられる．一方，後述するように，これらの元素は環境変化
が生物に与える間接的な影響や生物学的要因で変動するため，個体群の判別に用いることは可能かもしれない．
海洋における鉛直分布に基づく分類型において，Ni, Cu,
Zn, Ge, Cd, Ba な ど の 栄 養 塩 類 似 型（nutrient-like distribution）や Al, Mn, Co などのスキャベンジ型（scavenged-type
distribution）を示す元素は，鉛直方向に濃度が変化するの
みならず，水平方向にも濃度勾配がある（Bruland and Lohan,
2003; Nozaki, 2001）．そのため，海域ごとに固有の組成を示す可能性があり，その海水組成が耳石の組成に反映され— 192 —

耳石の元素・同位体比による生態研究

るのであれば，回遊経路を絞り込める指標となる可能性がある．ただし，Ni, Cu, Zn, Cd, Mn, Co などは生理活性物質を構成する元素もしくは生物濃縮される元素でもあるため，これら元素に対しては個体による濃度調節が強く働く可能性が高く，おそらく海水組成は耳石組成に反映されないであろう（本稿「生態系群集構造の影響」で後述）．また，Ni,
Cu, Zn, Cd, Mn, Co に加え Ge, Al などの元素は，耳石中の濃度の低い場合が多く，分析時に汚染も受けやすいため耳石
組成の定量が困難な場合も多い．ここまでに挙げた元素の中で，生態研究に最も有用だろうと思われるのが Ba/Ca 比である．Ba は，Ca と同じ周期表第 II 属の元素であり，Caや Sr と化学的性質や挙動が似ているためアラゴナイトに取り込まれやすい元素である（Dietzel et al., 2004; Gaetani and
Cohen, 2006）．Ba は海水中の濃度が平均 110 nmol kg­1 と比較的高く，変動範囲も 30 nmol kg­1 から 150 nmol kg­1 と大きいことが知られており（Bruland and Lohan, 2003），水塊ごとに特徴的な組成を示す（Jacquet et al., 2005, 2007; Hoppema
et al., 2010）．様々な魚種で環境水中の Ba/Ca 比と耳石 Ba/Ca比の関係で直線性が検証されているため，Ba は，他の元素と比べて生物学的要因の影響を受けにくい元素であると考えられている（Bath et al., 2000; Milton and Chenery, 2001;
Elsdon and Gillanders, 2003; Walther and Thorrold, 2006）．
海水中の元素組成の変化に加えて，溶存酸素，pH などの海水化学組成が海域ごとに変化する可能性がある．これ
らの変化は耳石の微量元素変動を直接引き起こす可能性は低いと考えられるが，生物学的要因を介して間接的に影響を与える可能性や，錯体形成や化学種（chemical speciation）の変化により，海水魚が取り込み可能なイオン量を変化させる可能性も否定できない．ただし，量的な観点から考えると，海水のこれらの化学組成の変化は，魚体内の化学組成の変化と比較して小さいものと考えられるため，これらの海水化学組成が耳石の元素組成に与える影響は無視できる程度に小さいだろう．
これまで生態研究に用いられることが多い酸素安定同位体比（δ18O : 16O と 18O の存在比）については，海水の同位体比の変動要因を把握することが有用である．δ18O の海洋における変動範囲は，太平洋では海域によっておおむね1‰程度の違いがあることが知られている（LeGrande andSchmidt, 2006）．また，日本海と太平洋を比べてみると，海水の δ18O 値の差は約 0.5‰程度である（Kitagawa et al., 2013）．
δ18O 値の変動要因としては，外洋域では海水そのものの違
いより水温の影響（4°C で約 1‰変化する：本稿「水温の影
響」を参照）の方が大きいと考えられる．しかし，淡水域や沿岸域では環境水そのものの δ18O 値の変動も無視できない大きさであり，注意を払う必要はある．河川水の δ18O
は天水（雨水）の影響を受けて変化しており，日本列島における変動範囲は­5‰から­13‰と（Mizota and Kusakabe,
1994; Katsuyama et al., 2015），後述の水温とともに耳石へ無視できない影響を与えている．沿岸域や表層の海水の δ18O
値は，海洋への淡水（海水より軽い δ18O 値を持つ）の流入と海水からの水蒸気の蒸発（軽い δ18O 値の水蒸気の散逸）によって決まる．この結果，環境水の δ18O 値と塩分との間に直線的な正の相関関係が成り立つことになる．しかし，「塩分自体の変動によって炭酸カルシウムの δ18O 値が変わる」という誤解が無いように留意されたい．
以上より，経験した環境水の変化と，海水魚の回遊経路を推定する目的に鑑みると，必要条件である耳石の組成と環境水の組成が一意に比例関係となる可能性のある指標はBa/Ca 比のみであるといえよう．
水温の影響
耳石微量元素・同位体組成を考えるうえで，水温は最も重要な物理的要因である．水温は，河川や湖沼などの淡水域
では季節的な周期変動が，海水域（主に外洋域）では水深と緯度方向に急激な勾配があるため，耳石中の温度依存性を示す微量元素・同位体組成については，回遊パターン推定への応用が期待できる．温度による分別（fractionation）
は，液体・固体相互作用（ﬂuid–solid interaction）であり，内リンパ液と耳石との間で起こる．微量元素の取り込みの際に，環境変化と耳石組成の変化にはタイムラグのあることが知られているが（例えば Yokouchi et al. 2011），水温（もしくは母液温度）変化が耳石に記録されるとすれば，温度依存による組成についてはタイムラグが存在しないことになる．温度依存性を示す元素・同位体組成として，Mg/Ca
比，Sr/Ca 比，Ba/Ca 比および酸素同位体比が様々な魚種においてよく議論されている．これらの元素／ Ca 比や酸素同位体比の温度依存性は，無機的に生成されたアラゴナイ
ト中のそれらの組成が温度に依存するという経験則に大きく由来しているものと推察される．
炭酸カルシウムには三方晶系（trigonal）なカルサイトと斜方晶系（orthorhombic）なアラゴナイトの熱力学的に安定な 2 つの鉱物相（mineral phase）が存在し，六法晶系のバータライトは熱力学的に不安定である．炭酸カルシウム
への微量元素の分配（partitioning）やそのメカニズムについてはカルサイトについての研究が多く行われている（例
えば Watson, 1996, 2004; Tesoriero and Pankow, 1996; Rimstidt
et al., 1998, Curti, 1999）．無機的なカルサイトでは Ca2+ のイオン半径（1.00 オングストローム）より小さくなるに従って，微量元素は取り込まれにくくなり，かつ，1.1 オ
ングストロームを超えるイオンもほとんど取り込まれない．それに対し，アラゴナイトでは Sr や Ba など Ca よりイ
オン半径の大きな 2 価の陽イオンが取り込まれやすいのに対し，Ca よりイオン半径の小さい Mg は取り込まれにくい（Gaetani and Cohen, 2006）．他の元素の分配に関する知見は十分にないものの，このような無機的炭酸カルシウムの傾向は耳石組成や変動傾向を大雑把に予測する助けになる— 193 —

横内一樹，天野洋典，石村豊穂，白井厚太朗

だろう．無機的なアラゴナイトにおける微量元素分配の温度依存性は，Sr/Ca 比（Kinsman and Holland, 1969; Dietzel etal., 2004; Gaetani and Cohen, 2006）, Mg/Ca 比（Gaetani and
Cohen, 2006）, Ba/Ca 比（Dietzel et al., 2004; Gaetani and Cohen,2006）について報告されている．これらの元素のうち，Sr/Ca 比はいずれの報告も整合的な結果を示したため，物理化学的な過程による定量的な温度依存性を示す元素比であることがわかる．ただし，依存性は 0.4–0.7%/°C と比較的小さい．Mg/Ca 比は 2%/°C, Ba/Ca 比は 2–3%/°C，と温度と負の相関を示し，Sr/Ca 比より温度依存性が大きい．ただしデータが十分ではないことと，報告ごとに関係性が一
致しないことから定量的な取り扱いには注意する必要がある．
炭酸カルシウムの δ18O は，形成時の温度と周辺水の δ18O
によって決定されるため，温度履歴の復元に活用できる環境指標であると考えられている．無機的なアラゴナイトの δ18O に基づく温度依存性は Grossman and Ku（1986）によりはじめて体系的に報告された．Kim et al.（2007）は，
アラゴナイトの合成実験によって，温度換算式を算出し，Grossman and Ku（1986）の天然試料の実測データと比較してもおおむね調和的な値を報告している．この研究成果か
ら，無機沈殿によって形成される炭酸塩の δ18O はおおむね
4°C の温度変化につき約 1‰同位体値が変わることがわかっている．そのため，周辺水の δ18O が一定（主に外洋域の海
水組成：本稿「環境水組成の変化」を参照）であれば炭酸カルシウムの δ18O 値を温度指標として活用することが可能となり，これまでに δ18O は，サンゴ・貝類・有孔虫などを用いた環境変動解析に多く応用されてきた．なお，生物源
炭酸塩の安定同位体比研究の詳細に関しては Rohling and
Cooke（1999）が詳しいので参照されたい．
しばしば，耳石の δ18O を分析した研究において，アラゴナイトの同位体計算上の問題が考慮されていないため，
ここに特別に記し注意を促しておく．炭酸塩の炭素・酸素
安定同位体比（δ13C, δ18O）は，以下のリン酸反応によって 得 ら れ た CO2 ガ ス の δ13C（12C と 13C の 存 在 比）と δ18O
（16O と 18O の存在比）を分析することによって定量される．
CaCO3+H3PO4→CaHPO4+H2O+CO2
分析には一般的に安定同位体比質量分析計（stable isotope
ratio mass spectrometry）が用いられ，同位体値は国際標準
物質 NBS19 を基準として VPDB（Vienna Pee Dee Belemnite）
スケールで標準化が行われる（Brand et al., 2014）．同位体
値の表現方法については Coplen（2011）に指針が示されているので参考にしていただきたい．同じ海水から形成された
アラゴナイトの δ18O は，カルサイトと比べておよそ 0.6‰程度重い δ18O を示すことが知られている（Tarutani et al.,
1969; Grossman and Ku, 1986）. Kim et al.（2004）は，同位体比分析におけるリン酸反応における同位体分別係数（同位体比 R1 の炭酸カルシウムからリン酸反応を経て R2 の CO2ガスとなる化学反応について，同位体比の変化を表す化学的な比で，その同位体分別係数 α 1/2 は R1/R2 で表される）がカルサイトとアラゴナイトで異なり，さらにその同位体分
別係数が温度に依存することを明らかにした．つまり，全く同じ同位体組成を持つカルサイトとアラゴナイトからリン酸分解により CO2 を発生させた場合でも，その CO2 のδ18O は両者の間で有意な組成の違いを示し，かつその違いの大きさが反応温度に依存するということである．このことは，カルサイトの標準物質との比較によりアラゴナイト
である耳石 δ18O 値を決定する場合，実験ごとの反応温度の違いや，用いる同位体分別係数の違いによって，結果として得られる耳石の δ18O 値が大きく異なることを意味する．先行研究での δ18O 値において，リン酸との反応温度，計算に用いる同位体分別係数などが一様ではないので，先行研究との比較においては特に注意が必要である．今後の耳石 δ18O の研究報告では，分析時の反応温度と計算に用いた同位体分別係数を明示することが望ましい．
それぞれの元素比・安定同位体比の水温依存性と，14°C,
20°C, 26°C の水温で外洋海水から無機的にアラゴナイトを生成した場合の元素・酸素安定同位体比（δ18O）を Table 1にまとめた．海水魚の耳石元素比・安定同位体比が純粋に物理化学的な過程のみによって影響を受けるとすれば，耳石元素比・ δ18O は，温度依存性と個体の経験可能な水温範
囲から予測された範囲内に収まるはずである．しかし多くの魚類で耳石中の Sr/Ca 比や Mg/Ca 比の変動範囲は，海水組成の変動幅や水温変化により引き起こされる変動よりも相対的に大きい（詳細は Amano et al.（2015）や Brown and
Severin（2009）を参照されたい）．一方，Ba/Ca 比について
は，海水の組成の変化が温度変化の影響に対して相対的に大きい．また，無機的炭酸塩からの耳石組成の値のずれは，
生物学的要因の影響の存在を意味していると考えられる．
水温は体成長率など様々な生物学的要因にも影響を与える
ため，おそらく環境の影響により引き起こされる生物学的な過程が，耳石の Sr/Ca 比や Mg/Ca 比が温度によって変動する主たる要因だろうと推測される．一方，δ18O は水温の寄与が大きく，耳石 δ18O と水温の関係は，無機的なアラゴ
ナイトにおける酸素同位対比と水温の関係式とも大きく外れていない．実際，いくつかの魚種において δ18O は，無機的アラゴナイトと同様，同位体平衡によるものと考えら
れ て い る（Patterson et al., 1993; Thorrold et al., 1997; Radtke
et al., 1998; Høie et al., 2004; Kitagawa et al., 2013）．
以上の耳石微量元素・安定同位体組成へ温度の与える影響についてまとめる．微量元素組成は，水温よりもむしろ関係する生物学的な過程がその変動の主要因であり，微量元素組成から水温を復元することは困難であるものと結論づけられる．それに対し δ18O は，特に外洋域に生息する— 194 —

— 195 —

ln K

Ba/Ca

=（2913/T）­9.0

DBa=2.31­0.03455T（605/T）­1.89
ln KSr/Ca=

DSr=1.27­0.005212T

K=1.2488­0.0044Td）ln KMg/Ca=（1930/T）­13.1

—
—
—
—

—
—
—
—

20°C

26°C

Min.
Max.
Min.
Max.

0.00170 0.00148 0.00130 Min.
Max.
1.19
1.16
1.13
Min.
Max.
1.20
1.17
1.13
Min.
Max.
1.24
1.19
1.14
Min.
Max.
1.83
1.62
1.41
Min.
Max.
3.16
2.57
2.10
Min.
Max.

14°C

Distribution coefﬁcient

—
—
—
—

53000
53000
86.5
90.0
86.5
90.0
86.5
90.0
0.03
0.15
0.03
0.15

Element concentrationin SWa）（μ mol kg­1）

—
—
—
—

5146
5146
8.40
8.74
8.40
8.74
8.40
8.74
0.00290.01460.00290.0146

Me/Ca ratio in SWa）
（mmol mol­1）

­1.00
0.00
­1.00
0.00

δ 18O of SWa）（‰ , relative to
VSMOW）
­2.31
­1.31
­1.54
­0.54

20°C
­3.54
­2.54
­2.76
­1.77

26°C

8.76
8.76
9.97
10.37
10.05
10.46
10.44
10.87
0.00530.02660.00920.0460

14°C
7.64
7.64
9.75
10.14
9.79
10.19
10.00
10.41
0.00470.02360.00750.0374

20°C
6.69
6.69
9.53
9.91
9.53
9.91
9.60
9.98
0.00410.02060.00610.030626°C

Expected Me/Ca（mmol mol­1）

­1.03
­0.03
­0.27
0.73

14°C

Expected δ 18O（‰ , relative to VPDB）

80

80

3.9

3.9

3.9

—

3.39

2.13

0.70

0.45

0.38

2.25

Relative variation
per 1°Cat 20°C（%）

0.21

1.00

Relative variation
caused by SW
compositionb）
（%）

0.21

Variation
per 1°Cat 20°C（‰）

1.00

Variation
caused by SW
composition（‰）

41

26

8.5

5.4

4.5

27

Relative variation
caused bytemperaturec）
（%）

2.50

2.52

Variation
caused bytemperaturee）（‰）

Gaetani and Cohen（2006）

Dietzel et al.（2004）

Gaetani and Cohen（2006）

Dietzel et al.（2004）

Kinsman and Holland（1969）

Gaetani and Cohen（2006）

Reference

Kim et al.（2007a）

Kim and OʼNeil（1997）

Range of seawater compositions were estimated based on the possible migration route of Paciﬁc blueﬁn tuna. Ca concentration is assumed to be 10.3 mmol/kg. See text for
more details.
b）（maximum value­mimimum value）（maximum/value） 100, calculation based on value at 20°Cc）（value at 14°C­value at 26°C）（value/at 20°C） 100, calculation based on maximum concentrationd）
Calculated by simple linear regression of reported averaged datae） 18
δ O value at 14°C­δ 18O value at 26°Cf）
Isotopic values of aragonite are calculated using an acid fractionation factor at 25°C as reported in Kim at al.（2007a, 2007b）
Table 1 is modeiﬁed after Amano et al.（2015）.

a）

Ba/Ca

Sr/Ca

Mg/Ca

Reported temperature dependency
of distribution coefﬁcient

1000 ln α=18.03（1000/T）­32.42
Aragonite δ 18O f） 1000 ln α=17.88（1000/T）­31.14

Calcite δ 18O

Reported temperature dependencyof fractionation factor

Table 1. Expected ranges of chemical compositions of aragonite produced under pure inorganic processes caused by environmental variation of which fully
marine ﬁshes（e.g. Paciﬁc blueﬁn tuna）will experience in their life history.

耳石の元素・同位体比による生態研究横内一樹，天野洋典，石村豊穂，白井厚太朗

海水魚において，水温の影響を反映する定量性の高い有用な温度指標であると言えるだろう．
生物学的要因による変化
母液組成の変動
環境水中の元素が，耳石と直接接触している液体（内リンパ液つまり石灰化母液）まで取り込まれる際には，環境水–血漿–内リンパ液と複数の段階を経る Campana, 1999）．微量元素組成はそれぞれの段階ごとに変化する可能性があり，元素ごとにその変化も異なる．主要・微量元素に関して，環境水から血漿への移行は，主に鰓における浸透圧調
整による取り込みが重要な役割を担っていると考えられて
い る（Kalish, 1991; Campana, 1999）．ま た，元 素 に よ っ ては食物由来の栄養摂取による取り込みも大きく影響すると考えられる．加えて，環境水–血漿段階の元素分別は，年齢，体成長速度，成熟や変態などの生理学的・生態学的要因に強く影響を受けるだけでなく，水温や餌などの外部環境にも影響を受けることに注意する必要がある．
Table 2 は Sturrock et al.（2013）による海水魚の血漿中の微量元素組成と海水中の元素濃度をまとめたものである．
海水の組成と比較して，主要元素は海水中の濃度よりも血漿中の濃度が低いのに対し，環境水だけでなく，食物を介して取り込まれ，生理活性物質などを構成することが想定される生物性元素（bio-elements）である Mn, Cu, Zn, Se は
血漿中の濃度が海水中の濃度に比べ 10 倍以上も高い．Ca比にして比較した場合，生物性元素は同様に海水中の Ca比に対して 10 倍以上高いものの，主要元素は海水中の Ca比との差はそれほど大きいものではない．そのため，血漿–内リンパ液間では主要元素は Ca とともに，類似した仕組みで輸送されているものと推察される．
しかし，環境水中の元素組成そのものの時空間的な変化と比べ，環境水から体内へと移行する段階における主要元
素/Ca 比の変化量は相対的に大きいため，これら取り込み段階における元素分別は最終的な耳石組成の変動に大きく影響を及ぼす．また，このような生物学的要因の変化は種依存的に存在するため，実際に血液の微量元素組成を分析することが分別メカニズムの解明にとって必要とされる．
なお，血漿–内リンパ液間の分別については Kalish（1991）

Table 2. Elemental concentrations and their Metal/Ca ratios in seawater, marine ﬁsh, male and female plaice bloodplasma.

Li
Li/Ca
Na
Na/Ca
Mg
Mg/Ca
Cl
Cl/Ca
K
K/Ca
Ca

ppm
mmol mol­1ppm
mmol mol­1ppm
mmol mol­1ppm
mmol mol­1ppm
mmol mol­1ppm
mmol mol­1
Mn
ppm
Mn/Ca mmol mol­1
Cu
ppm
Cu/Ca mmol mol­1
Zn
ppm
Zn/Ca mmol mol­1Se
ppm
Se/Ca mmol mol­1
Sr
ppm
Sr/Ca mmol mol­1Ba
ppm
Ba/Ca mmol mol­1

SeawaterMarine ﬁshblood plasmacomposition（range）

Blood plasma
enrichment
factora）

0.180
2.515
10759
45437
1288
5146
19357
53010
399
990
413

0.05（0.006）
2.2404043（109）
54679
34（5）
438
5875（209）
51524
287（125）2284
128（15）

0.278
0.891
0.376
1.203
0.027
0.085
0.304
0.972
0.720
2.306
0.312

0.000020.000030.000190.000290.00033
0.000490.000130.00017
7.886
8.738
0.015
0.011

1.21（1）
5.920
13（9）
63
31（7）
126
1.1
3.903

6347
20327
40618
130079237648761071
0.139
0.447

All plaice
blood plasmacomposition（RSD, %）All
enrichment
factora）

0.065（11）2.974

Male plaice bloodplasma composition（Reference rangeb））

Male
enrichment
factora）

Female plaice bloodplasma composition（Reference rangeb））

0.363
1.183

0.063（0.05–0.07）
2.945

0.352
1.171

0.067（0.06–0.07）
2.809

0.370
1.117

26（26）
346

0.021
0.067

27（19–41）
357

0.021
0.069

27（21–45）
320

0.021
0.062

42（62）
344
126（16）

0.107
0.348
0.307

45（14–110）
371
124（108–149）

0.112
0.374
0.300

41（13–102）
307
137（112–190）

0.103
0.310
0.331

0.021（50）0.121
0.736（25）
3.661
12（21）
60
0.368（23）1.473
1.03（16）
3.716
0.008（70）
0.019

1274
4148
3861
12569
38232
124467
2742
8925
0.131
0.425
0.536
1.746

0.017（0.009–0.041）
0.098
0.766（0.489–1.093）
3.901
13（9–17）65
0.375（0.234–0.516）
1.535
0.998（0.764–1.284）
3.685
0.008（0.003–0.025）
0.019

1007
3356
4020
13394
40067
133494
2791
9300
0.127
0.422
0.543
1.809

0.024（0.011–0.050）
0.129
0.712（0.452–1.023）
3.287
12（7–17）52
0.361（0.232–0.475）
1.341
1.078（0.858–1.398）
3.607
0.007（0.003–0.026）
0.016

1468
4434
3737
11285
35296
106586
2691
8126
0.137
0.413
0.483
1.459

a）

Femaleenrichment
factora）

Enrichment factor was calculated from the value of blood plasma composition divided by seawater composition.
Reference ranges in male and female plaice blood plasma compositions indicate 5th–95th percentiles of examined specimens. Bloodplasma composition referenced from Sturrock et al.（2013）and seawater composition referenced from Bruland and Lohan（2003）.
Table 2 is modeiﬁed after Amano et al.（2015）.

b）— 196 —

耳石の元素・同位体比による生態研究などが報告しているものの，魚類についてその分別を一般化し議論をするほどにはデータが十分ではない．一方，酸素同位体比（δ18O）に関しては，一般的に反応がある質量数の同位体に選択的であるほど，同位体分別が大きくなる
ことが知られているが（例えば Hoefs, 2009），環境水–母液間に選択的な輸送過程は現在のところは想定しづらく，同位体分別は無視できるものと考えることが妥当であろう．
一方，炭素同位体比（δ13C）は，代謝起源の炭素が付加することによって環境水–内リンパ液間で，δ13C は大きく変化すると予想される．耳石の δ13C は餌物の δ13C と環境水の溶存無機炭素（DIC: dissolved inorganic carbon）の両方がその変動要因として挙げられている（Kalish, 1991; Schwarcz
et al., 1998; Solomon et al., 2006; Nonogaki et al., 2007; Tohse
and Mugiya, 2008）．耳石への炭素の取り込みは，餌物よりも DIC のほうが大きいという報告もあるが（餌物：約 20%;
DIC: 約80%, Solomon et al., 2006; Tohse and Mugiya, 2008）,
δ13C はその解釈が難しいため先行研究ではあまり議論されて い な い．た だ し，海 水 に お け る DIC の δ13C が 示 す 値（Kroopnick, 1985; Tagliabue and Bopp, 2008）に 比 べ て，耳石の δ13C は極めて低い値を示すことがわかっている．そのため，餌となる有機物が一般に­20‰から­25‰程度であることを踏まえると，魚類の体内では餌の有機物が分解されて生じた呼吸由来の代謝性炭素が耳石形成に寄与していることは間違いない．そして，その寄与の割合が変化すれば，耳石 δ13C 値が大きく変化することが予測され，DIC と代謝性炭素の割合は耳石の δ13C の重要な変動要因の一つであると考えられる．
生活史段階ごとの生物学的要因
魚類は，卵，仔魚・稚魚，成魚と成長するのに従い，その生物学的・生理学的特性を変化させるため，生活史段階
によって耳石の微量元素組成が異なることが知られている．例えば，Ruttenberg et al.（2005）は，5 種の魚類について （Galaxias maculates, Oxylebius pictus, Sebastes atrovirens,
Dascyllus marginatus, Stegastes beebei, and Thalassoma bifasciatum），耳石核周辺部の Mg/Ca 比，Mn/Ca 比，Ba/Ca 比が耳石周縁部に比べ高いことを報告している．Brophy et al.
（2004）は，タイセイヨウニシン Clupea harengus について，
耳石核において Mn/Ca 比が高くなることを報告している．
de Pontual et al.（2003）は Solea solea 耳石の Sr/Ca 比と K 濃度が耳石核から縁辺部にかけて減少することを報告している．これは，S. solea の生活史初期から変態を経て着底に至る成長段階にしたがって耳石の元素組成が変化したものと考察されている．ただし，この変動自体が環境水–母液間で起こっているのか，母液–耳石間で起こっているのかは不明であり，生活史の中で分別の起こる段階が異なる可能性もある．
耳石核やその近傍は，生物学的要因の影響を強く受ける可能性が高いが，環境の違いが（生物学的要因を介して）耳石組成に差異を生じさせるほど影響するのであれば，耳石核から縁辺部までの耳石成長線上の耳石組成を個体の由来の判別に使用できる可能性がある．例えば，クロマグロ（Thunnus orientalis）のように産卵場が東シナ海（西部太平洋）と日本海の 2 ヶ所とほぼ特定されているような場合では，年級群や分析部位などを揃え，可能な限り生物学的要因の影響を最小化することで，産卵場の違いを検出できるかもしれない．
ただし，耳石核周辺部の元素組成に差異があるという結果から異なる由来をもつと結論づけることと，差異がない
ことから，それらの個体が同一の由来をもつと結論することは等価ではない．耳石核部分においては，耳石組成の個体差も相対的に大きいと推測されるため，環境の違いによる影響が個体差による影響よりも相対的に小さければ異なる由来をもつ個体であっても耳石組成に差異は生じないことになる．したがって，生物学的要因の影響を強く受ける
場合には，その結果の解釈には注意する必要がある．
生態系群集構造の影響
一般的に，食物を経由して環境中の主要・微量元素が耳石に取り込まれる量は，環境水から直接体内へ取り込まれる量に比べ，相対的に小さいと考えられているため，体内の元素の組成については食物由来の影響を受けにくいと予想される．例えば，Kerr and Campana（2013）は，Buckel et al.
（2004）と Marohn et al.（2009）の結果に基づいて，Na, Mg,
Mn, K, Ca, Cu は餌起源の寄与はさほど大きくないもの想定されると述べている．しかし，環境水中の濃度が極めて低い元素のうち，Ni, Cu, Zn, Mn, Co など魚類に必須とされる微量元素や，Cd, Pb, Hg など生物濃縮される元素について
は，環境水から直接取り込まれるだけでなく，食物を介して生体内に取り込まれるため，その影響は無視できないものと考えられる．そのため，これらの元素については積極的な取り込みが行われている可能性が高い（本稿「母液組成の変動」も参照）．これらの元素の耳石組成が食物の組成を反映するとすれば，生息域ごとの生物群集の構造とその特徴に影響を受ける可能性があり，間接的な過程による変動ではあるものの，それらの耳石組成を生息域の絞り込みに応用できる可能性がある．これら生物性元素の耳石への取り込み経路やメカニズムについては，いまだ不明な点も多く，さらなる研究が望まれる．
その他の影響耳石内の不純物（バーテライト（vaterite）と有機物）
耳石中に存在する有機物や異なる結晶組織（バーテライト：
vaterite）などの不純物は，内リンパ液–耳石間，もしくは耳石内での元素変動を引き起こす可能性がある．耳石の主成分は炭酸カルシウム CaCO3 であり，その結晶構造はアラ— 197 —

横内一樹，天野洋典，石村豊穂，白井厚太朗

Table 3. Virtual variation patterns of otoliths used for the simulation of how analytical results can change dependingon the selection of otolith portion presented in Fig. 2.
Otolith distance
（μm）
0
10
20
30
40
50
60
70
80
90
100
110
120
130
140
150
160
170
180
190
200
210
220
230
240
250
260
270
280
290
300
310
320
330
340
350
360
370
380
390
400
410
420
430
440
450
460
470
480

Elemental ratio（mmol mol­1）
Pattern a

Pattern b

Pattern c

Pattern d

300
280
260
240
220
200
180
160
140
120
100
80
60
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40

150
160
170
180
190
200
210
220
230
240
250
260
270
280
260
240
220
200
180
160
140
120
100
80
60
40
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20

10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
10
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
30
40
60
80
100
120
140
120
100

204
200
196
192
188
184
180
176
172
168
164
160
156
152
148
144
140
136
132
128
124
120
116
112
108
104
100
96
92
88
84
80
76
72
68
64
63
62
61
60
59
58
57
56
55
54
53
52
51

Otolith distance
（μm）
490
500
510
520
530
540
550
560
570
580
590
600
610
620
630
640
650
660
670
680
690
700
Averaged ranges ofotolith distance（μm）

Table 3 is modiﬁed after Amano et al. 2015.
— 198 —

Elemental ratio（mmol mol­1）
Pattern a

Pattern b

Pattern c

Pattern d

40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40
40

20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20
20

80
60
40
60
80
100
120
140
120
100
80
60
40
60
80
100
120
140
120
100
80
60

50
49
48
47
46
45
44
43
42
41
40
39
38
37
36
35
34
33
32
31
30
29

Average of elemental ratios（mmol mol­1）
Pattern a

Pattern b Pattern c

Pattern d

0–100
0–200
0–300
0–400
0–500
0–600
0–700

200
127
99
84
76
70
66

200
210
158
125
104
90
80

10
10
16
20
34
43
49

184
164
144
125
111
100
91

0–40
30–60
50–90
70–110

260
210
160
120

170
195
220
240

10
10
10
10

196
186
176
168

610–640
630–660
650–680670–700

40
40
40
40

20
20
20
20

70
110
120
90

36.5
34.5
32.5
30.5

0–10
10–30
10–50
10–70

290
260
240
220

155
170
180
190

10
10
10
10

202
196
192
188

耳石の元素・同位体比による生態研究

Figure 3. Simulation of how analytical results can change depending on the selection of otolith portion.（A）The
otolith variation patterns modiﬁed from the elemental proﬁle for South Paciﬁc albacore reported by Macdonald etal.（2013）, including pattern a（solid line, closed squares）, characterized by enrichment in the otolith core; pattern b（dashed line, open triangles）, where the concentration shows an increasing trend from the core, reaching apeak at the ﬁrst inﬂection point and then declining; pattern c（dotted line, closed circles）, where the concentrationis constant in an early stage, then increasing with growth, and ﬁnally showing repeated, periodic ﬂuctuations; andpattern d（long dashed dotted line, open diamonds）, characterized by a gradual decrease in concentration. Bychanging the range for data re-sampling from the otolith virtual variation patterns, the following effects were simulated:（B）the effect of differential sampling dates on the whole otolith composition;（C）the effect of minor deviations of the analyzed spot from the core on analysis results;（D）the effect of minor deviations of analyzed spotat the otolith edge or of differential sampling dates on analysis results; and（E）the effect of the spot size used foranalyzing the core on analysis results. Figure 3 is modiﬁed after Amano et al.（2015）.

ゴナイト（aragonite）である．厳密には，生物起源炭酸カルシウムは CaCO3 と有機物のハイブリッドであり，さらに不純物として微量元素を含んでいる．耳石の微量元素組
成を自然指標として使う場合，環境水と耳石アラゴナイト
間の微量元素の取込を想定している．一方，環境水と有機物の間での元素分配はアラゴナイトのそれとは大きく異なると考えられ，有機物が局所的に偏在すると微量元素の分布も変化する可能性がある．
耳石を対象にこのような変動メカニズムが議論されることは比較的少ないが，地球化学や古環境学で多く使われるサンゴ，有孔虫，二枚貝などの生物起源炭酸カルシウム組
織では，しばしば有機物による混交が問題になり，定量値への影響の議論やその除去を試みる研究例が多くある（例えば Mitsuguchi et al., 2001; Watanabe et al., 2001; Barker et al.,
2003; Pena et al., 2005; Shiao et al., 2014）．最近では，石灰化の際の溶液中の有機物が CaCO3 への微量元素取り込みに影響を与えることが示唆されている（Stephenson et al., 2008;
Wang et al., 2009; Shirai et al., 2014）．耳 石 の 年 輪 を 形 成 する透明帯と不透明帯は，有機物の組成の違いに由来すると考えられており（Jolvet et al., 2008），微量元素の変動要因
が環境学的要因なのか有機物組成に由来するかは，注意深く解釈する必要があるだろう．
通常の耳石は，アラゴナイトで構成されているが，偶発的にバーテライトが形成されることが知られている．耳石中のバーテライトとアラゴナイトでは元素組成に大きな違いがあるため（Tomas and Geffen, 2003; Melancon et al., 2005），— 199 —

横内一樹，天野洋典，石村豊穂，白井厚太朗

耳石中にバーテライトが含まれていないか注意する必要があるだろう．
分析やデータ解析における人為的な影響
本稿「生活史段階ごとの生物学的要因」でも述べたように，
耳石微量元素組成は個体発生・発達に伴う変動を示すことがあり，変動要因を把握できていない場合，耳石データの取り扱いや不適切な分析部位の選択による人為的影響（artifact）が，見かけ上の元素変動を引き起こす可能性がある．Table 3 と Fig. 3 は仮想的な耳石変動プロファイルが分析や解析手法の選び方でどのように変化しうるのかをシ
ミュレーションしたものである．耳石の変動パターンはMacdonald et al.（2013）のビンナガ T. alalunga の変動プロ
ファイルを改編したもので，耳石核に濃集するパターン a（Fig. 3A）, 耳石核から増加し First infection point でピークを迎えその後減少するパターン b（Fig. 3A），最初は一定だが成長とともに増加し周期的な変動を繰り返すパターン c（Fig. 3A）
，徐々に減少していくパターン d（Fig. 3A）の合
計 4 パターン作成した．耳石組成の変動プロファイルからデータを再抽出する範囲を変化させることで，（1）標本採取日の違いが耳石組成の全平均に与える影響（Fig. 3B）,
（2）耳石核からの分析部位の微小なずれが分析結果に与える影響（Fig. 3C）,（3）耳石縁辺の微小なずれと，個体の採取日の違いが縁辺組成の分析結果に与える影響（Fig. 3D）,（4）核を分析する際の測定点の直径が分析結果に与える影響（Fig. 3E），をそれぞれシミュレーションした．その結果，同一の微量元素変動パターンを持つ耳石からでも，採取日，分析部位の微小な位置のずれ，測定点の径によって分析結果に差異を生じさせる可能性があることがわかる．
このシミュレーションは平面的にデータリサンプリングをしているため，体積ベースで計算すると相対的に影響は小さくなる．耳石組成から個体群の判別や回遊経路の推定を行うためには，日輪・年齢査定結果と併せ，孵化後の日齢や年齢を揃えることで生物学的要因の影響を最小限もしくは一定にすることが非常に重要である．可能であれば，成長方向に沿った元素変動プロファイルを取得した後に，適切な分析部位やスポットサイズを決める必要があるだろう．
まとめ
耳石の微量元素組成と安定同位体比を個体群や回遊生態の指標として利用するためには，元素が耳石へ取り込まれる過程を把握することが重要である．耳石微量元素組成の主な変動は，環境学的要因と生物学的要因が複合的に影響した結果として耳石微量元素組成が形成される．少なくとも，魚類の耳石微量元素組成を用いて個体群構造や回遊経路の推定を行う際，水温や塩分，環境水中の元素組成等の環境要因を最大限に検出するために，年齢や体成長率，成熟等の生物学的・生理学的影響を最小限に抑えることが重要である．耳石の元素組成による回遊研究は，従来行われてきた標識放流法，バイオロギング法，遺伝学的集団構造解析法を補うだけでなく，それらと組み合わせることで回
遊生態研究に新たな切り口をもたらすものと考えられる．
また，生息環境の物理的な循環システムに関する情報（海洋環境における水塊構造や塩分フロントの形成，陸水環境における水の流量や循環水の影響など）や，そのシミュ
レーション解析も相乗効果が期待できる重要なアプローチとなるだろう．さらに高精度・高分解能の最新分析機器を用いた地球化学技術をフィードバックさせ続けることで，耳石を用いた回遊生態研究は新たな展開ができるものと期待している．
謝 辞
本稿を執筆するにあたり，きっかけを与えてくださった東京
大学大気海洋研究所の北川貴士博士と，Otolith Geochemical
Analysis for Stock Discrimination and Migratory Ecology of Tunas（Amano et al., 2015）を執筆する際にご参画いただき，有用なご助言をいただいた台湾大学の J. C. Shiao 博士に，深く御礼を申し上げる．小論を査読頂いた 1 名の匿名の査読者からは，本原稿改善のための貴重なご助言を頂いた．記して謝意を表す．
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