[報告] 2012～2020 年の道東～鹿島灘で漁獲されたマサバの粗脂肪含量の季節変化・経年変化および漁法（まき網と定置網）の影響
Seasonal and interannual variability in crude fat content of chub mackerel Scomber
japonicus captured from waters off northeastern Japan during 2012‒2020, with notes on
effects of purse seine and setnet fisheries
谷津明彦 1)

Akihiko Yatsu

高橋 清孝 2)

渡邉一功 1)

本田 修３)

Kiyotaka Takahashi Kazuyoshi Watanabe Osamu Honda

1) 水産情報部 2) （前）東北出張所

2) 常務理事

要旨：

マサバ太平洋系群の粗脂肪含量（%、脂肪量という）に対する漁獲日（各年 1 月 1 日からの日数）・尾叉長・年および漁法（まき網と定置網）の影響を明らかにした。使用した試料は、2012～2020 年に道東～鹿島灘の海域でまき網により主に秋季～翌春季に漁獲された 3,061 個体（尾叉長 20～44 cm）と石巻付近の定置網で春季～夏季に漁獲された 520 個体（尾叉長 22～44 cm）である。先行研究に従い、漁獲日と尾叉長を平滑化（スプライン）関数として独立または同時に考慮した場合について、一般化加法モデル（GAM）を適用し、AIC によりモデル選択を行った。その結果、漁獲日と尾叉長を同時に考慮したモデルの方がやや優れており、脂肪量に対する尾叉長と漁獲日の影響が明らかになった。漁獲日と尾叉長を同時に考慮したモデルでは、まき網と定置網の間で統計的な有意差は見られなかったが、独立に考慮したモデルでは有意差が認められた。また、脂肪量指標値（漁獲日・尾叉長・漁法の影響を考慮した年の効果）は、2012～2015 年に低く、2016 年に急増し、その後やや低下した。脂肪量指標値が親魚の栄養状態を通じて再生産や当歳魚の成長に影響する可能性を統計的に検討したところ、影響は検出されなかった。

キーワード：報告、マサバ、粗脂肪量、尾叉長、漁獲日、年変動、漁法
主に春季（3～6 月）に伊豆諸島海域などで産卵し、1. はじめに夏～秋季には三陸～千島列島沖へ索餌回遊する。1）

マサバ Scomber japonicus 太平洋系群は我が国に谷津ほか 2）は、2012～2017 年の道東～鹿島灘のおいて最も重要な水産資源の一つであり、近年の資海域で、まき網により漁獲されたマサバの粗脂肪含源管理や卓越年級群の発生などにより資源量と漁獲量（%、これ以降は脂肪量という）と肥満度の季節量が回復している。1）マサバ太平洋系群は、寿命が変化と経年変動について一般化加法モデル（GAM）

7～8 歳で、我が国太平洋南部沿岸から千島列島沖合により明らかにしたが、春季～夏季の試料は少なかに分布し、近年を含む資源量水準が高い年代には、った。そこで、本報告では、①2020 年まで期間を拡幼魚・成魚とも東経 170 度を超えて太平洋中部に張し、②主に春季～夏季に宮城県石巻付近の定置網分布域が拡大した。1）稚魚は春季に本邦太平洋南岸で得られた試料を加え、脂肪量の季節変動と経年変から黒潮続流域および黒潮親潮移行域に広く分布し、動および尾叉長と漁法の影響を明らかにすることを黒潮続流域～移行域に分布する幼稚魚は夏季には千目的とした。

島列島沖の亜寒帯域に北上し、秋冬季には未成魚と浮魚類の可食部の脂肪量は、体サイズ・漁場・季して北海道～三陸の沿岸・沖合を南下し、主に房総節・年などにより変動し、「魚の旬」の指標として利～常磐海域、一部は三陸海域で越冬する。1）成魚は用され、ブランド品としての価値を左右するほか、JAFIC Technical Review No.3

1March, 2023

資源変動にも影響するとされている。2-5）また、脂肪量の多寡はマサバの商品価値に大きく影響するため、

2. 材料と方法迅速な測定結果の提供が望まれる。
そこで JAFIC は、測定した試料は、2012～2020 年に道東～鹿島灘

非破壊で瞬時に測定が可能な近赤外分光分析法によの海域でまき網により主に秋季～翌春季に漁獲されり主要魚種の脂肪量を計測してきた。2, 4, 5）なお、茨た 3,061 個体と石巻付近の定置網で春季～夏季に漁城県沖で得られたマサバの脂肪量の測定結果につい獲された 520 個体であった（表 1）。なお、まき網漁て、化学的分析法（ソックスレー法）と近赤外分光場は、マサバの回遊に従って季節的に変化し、本報分析法で比較したところ、両者間の誤差は 4%以下

告で用いたまき網の試料が得られた海域は北緯 35であったと報告されている。6）～42 度台、東経 140～145 度台（鹿島灘～道東沖）、定置網の試料は石巻近傍（北緯 38 度台、東経 141～

表 1 測定したマサバの漁法別・月別の個体数
年漁法

2012

まき網

37定置網
2013

まき網

41

まき網

191325317

まき網542874

40

63123

56

128

529

25108

117

54532

77

138

73370

32

107

46

185

20

144

59

257

38

108

68

439

75

223

59

94

347803637 3,061

1480

38
1738
1128

まき網
定置網

2017

0

まき網

1519

定置網
2018

まき網

38
136

41

まき網
まき網

31

まき網

23

23

1087

44 104308775

30
32

定置網
合計

4323

定置網
2020

525

定置網
2019

179
174

782

定置網
2016

92

26

定置網
2015

27

55 104定置網2014

142 度台）で得られた（図 1）。

1月 2月 3月 4月 5月 6月 7月 8月 9月 10月 11月 12月 合計

20536 392

420

262051

2340
0 125426

定置網00031 226

16 101 122

2400

合計536 392

4231 252

67 124 122 149

4268030520

637 3,581

図2

脂肪量を測定したマサバの漁法込年別（上）および全年込漁法別（下）の尾叉長組成
試料の尾叉長組成は、まき網が 20～44cm でモード 30cm、定置網が 22～44 cm でモード 34cm であった（図 2）。漁獲日（各年 1 月 1 日からの経過日数）と尾叉長の関係を図 3 に示す。主に定置網により春

図 1 脂肪量を測定したマサバの漁法別漁獲位置（緯度経度 1 度単位）

季～夏季に得られたマサバ試料の尾叉長は、まき網

まき網は年別、定置網は便宜的により得られた試料に比してやや大きかったことはに 2016 年に示した
JAFIC Technical Review No.3

図 2 と同様である。夏秋季に尾叉長 25 ㎝未満の個2March, 2023

体が出現したが、これらは前述の回遊経路と近年のlog 脂肪量 = 切片 +成長・成熟状態 1)から見て 0 歳魚を含む未成魚と思われる。なお、マサバ太平洋系群の漁獲物の平均尾+叉長は、0 歳魚が 20 ㎝前後であるが、1 歳魚以上の成長は各年の資源状態などにより大きく変動し、漁獲日 +年( )+ 定置網

2011～2014 年の漁獲物の平均体長は 1 歳魚が約 30㎝であったのに対し、2019 年は約 25 ㎝と小さかった。1）log 脂肪量 = 切片 +脂肪量の測定は、ポータブル型近赤外分光分析装
置（FQA-NIRGUN、シブヤ精機㈱社製）を用いて行+い、校正方法などは本装置のユーザーズ・マニュアルに従った。試料は、石巻港への水揚げ前日～当日

尾叉長（モデル 1）漁獲日, 尾叉長
年( )+ 定置網 （モデル 2）

早朝に得られたものであり、漁獲後は水氷によりほぼ一定温度に保たれていたと考えられる。測定部位
は、可食部全体の脂肪量の平均値に相関が高い体のここで、脂肪量は目的変数、漁獲日は各年の 1 月 1

左側の側線と尻鰭の中間付近の体側部とした。7）1日から漁獲日までの日数、α と β は係数、年と漁回の測定におけるスキャン回数は 3 回とし、外れ値法は離散変数（カテゴリカル変数）、i は年、s は平が生じた場合は値が安定するまで測定を繰り返した。

滑化関数（スプライン関数）である。モデル 1 は統計学的分析にはフリーソフトウエア R（ver.

漁獲日と尾叉長のスプライン関数を独立に考慮した3.3.1）を用いた。谷津ほか 2）によると、マサバ太平

もの、モデル 2 は漁獲日と尾叉長のスプライン関

洋系群の脂肪量に対する尾叉長と漁獲日の関係は非数を同時に考慮したものである。

線形であった。そこで、脂肪量の解析には R による一般化加法モデル（GAM、次式）を用い、変数選択は赤池情報量基準（AIC）によった 8, 9）。

図 3 年別・漁法別の漁獲日と尾叉長の関係 各

図 4 年別・漁法別の漁獲日と脂肪量の関係 各点

点は個体を表すは個体を表すJAFIC Technical Review No.3

3March, 2023

る試料に比して少ないことが明らかである。しかし、この主な原因は試料が得られた時期にあり（図 3、4）
、一般化加法モデル 1 と 2 により、漁法による統計的有意差は異なった（表 2）。
表２

2012～2020 年に漁獲されたマサバの脂肪量に対する最適な一般化加法モデルの係数の推定値とその統計的有意水準

2013～2020 年の推定値がα、定置網の推定値がβである
モデル1
推定値

標準誤差t値

有意水準

切片（2012年のまき網）

2.515

0.021 120.173＜0.001

定置網（対まき網）-0.2280.033-6.990＜0.001

2013年（対2012年まき網）-0.0300.023-1.286>0.1

2014年（対2012年まき網）

0.055

0.025

2.226

<0.05

2015年（対2013年まき網）-0.0640.026-2.449<0.05

2016年（対2013年まき網）

0.246

0.032

7.647

＜0.0012017年（対2014年まき網）

0.202

0.028

7.213

＜0.001

2018年（対2014年まき網）

0.087

0.025

3.480

＜0.0012019年（対2015年まき網）

0.109

0.029

3.722

＜0.001

片としている。そのため、まき網の各年切片は、推2020年（対2015年まき網）

0.016

0.026

0.603

>0.1

定された初年の切片に各年の α を加算した値、定置モデル2推定値

標準誤差

図 5 年別・漁法別の尾叉長と脂肪量の関係 各点
は個体を表すカテゴリカル変数を含む R による分析においては、
制約条件として初年（2012 年）のまき網の係数を切

網の各年切片は、推定された初年の切片に各年のαt値

有意水準

切片（2012年のまき網）

2.486

0.022 111.306

定置網（対まき網）-0.0600.046-1.294>0.1

本報告では、漁獲日・尾叉長・漁法の影響を考慮し2013年（対2012年まき網）-0.0370.024-1.518>0.1

た 2012 年に対する 2013～2020 年の効果を「脂肪2014年（対2012年まき網）

0.032

0.025

1.287>0.1

2015年（対2013年まき網）-0.0680.027-2.561<0.05

2016年（対2013年まき網）

0.275

0.032

8.456

＜0.0012017年（対2014年まき網）

0.245

0.028

8.634

＜0.001

2018年（対2014年まき網）

0.083

0.026

3.228

＜0.0052019年（対2015年まき網）

0.140

0.030

4.603

＜0.001

2020年（対2015年まき網）

0.035

0.027

1.287>0.1と定置網の係数βを加算したものとなる。そのため、量指標値」とした。
マサバ太平洋系群の 2012～20 年における年齢別
体重、加入尾数、再生産成功率は、由上ほか 1)に依った。

3. 結果＜0.001

最適なモデル 1 と２について、脂肪量に対する尾漁獲日と脂肪量の関係を年別・漁法別に図 4 に叉長と漁獲日のスプライン関数をモデル 1 について示す。主に定置網により春季～夏季に得られたマサ

図 8、モデル 2 について図 9 に示した。いずれの図

バ試料の脂肪量は、まき網により得られた秋季～冬でも、尾叉長が大きいほど脂肪量が多いこと、秋季季の試料に比してやや少なかった。但しこの傾向は、から冬季に脂肪量が多いことが示されている。最適2014 年ではそれほど顕著ではなかった。

なモデル 1 の AIC は 19,936、最適なモデル 2 の AIC

尾叉長と脂肪量の関係を年別・漁法別に図 5 に示

は 19,916 とモデル 2 の方が若干小さかく、より適す。尾叉長が大きいほど脂肪量が多くなる傾向にあ切なモデルと判断される。AIC により最適と判断さり、尾叉長 20 ㎝台の未成魚では特に脂肪量が少なれた一般化加法モデルの説明変数は、モデル 1、2 とかった。図 5 においても、主に定置網により春季～も、尾叉長と漁獲日のスプライン関数に加え、切片、夏季に得られたマサバ試料の脂肪量は、まき網によ漁法および年であった（表 2）。また、漁法の影響は、JAFIC Technical Review No.3

4March, 2023

最適なモデル 2 ではまき網とは有意な差はないと判

4. 考察

断されたのに対し、最適なモデル 1 ではまき網より有意に低かった（表 2）。最適なモデル 2 による脂肪4.1

量指標値は 2015 年までは低く、2016 年に上昇し、その後徐々に低下した（図 10）。

脂肪量への尾叉長と漁獲日と漁法の影響はじめに、脂肪量に対する尾叉長と漁獲日の関係を考察する。松原ほか 10)は、八戸港に水揚げされたマサバについて、ソックスレー法に準拠したジエチルエーテル抽出法により、銘柄（体重）別の脂肪量の 8～11 月の推移を以下の様に示した。LL(550g 以上、尾叉長約 35cm 以上)は月によらず 15～18％と高い脂肪量（8 月は欠測）、L（400～550g、尾叉長約32～35cm）は 8 月の 10％から 9 月の 17％へ急増
し、11 月まで高位安定、M（300～400g、尾叉長約29～32cm）は 8 月の 14％から 10 月の 20％へ増加
し 11 月に 17％に低下、S（300g 未満、尾叉長約 29cm未満）は 8 月の 12％から 10 月の 18％へ増加し 11月に 15％に低下。この結果は本報告（図 9）と脂肪図8最適なモデル 1 による脂肪量に対する尾叉量の相対値の変動として一致している。

長（上）と漁獲日（下）の個別スプライン関数（実一方、小山 11)は、銚子港に水揚げされたマサバに線）とその 95％信頼区間（破線） 縦軸の数値はついて、比重法により周年にわたる脂肪量の経月変自由度を、各ブラフの黒丸は個体を表す動を示した。それによると、脂肪量の月別平均値は1 月の 14％から 6 月と 7 月の 7％に低下した後、8月に 15％と急増し、10 月の 20％のピーク後、12 月の 17％に減少した。この結果も、8 月の急増を除き、本報告の脂肪量の相対的な季節変化（図 8 下）とほぼ一致している。
このように、本報告で推定された脂肪量の季節変化は、谷津ほか 2）で少なかった 3～8 月の試料を加えたことにより、脂肪量に対する尾叉長と漁獲日の効果がより明確になった（図 9）。また、比重法や化学分析法で測定されたマサバ太平洋系群の脂肪量の季節変動とも整合していた。
次に、脂肪量の季節変動要因について考察する。
中神・石川 3）は、マサバ太平洋系群の夏秋季における脂肪量の増加要因として、産卵期の終了と栄養価

図9最適なモデル 2 による脂肪量に対する尾叉長と漁獲日の同時スプライン関数の高い魚類を捕食することを指摘した。生殖腺重量

図中の数値

指数の季節変化は、主産卵場である伊豆諸島周辺にが脂肪量を表すおける産卵盛期（3～5 月）に向けた生殖腺の増大と脂肪量の減少、および索餌期である夏秋季に三陸かJAFIC Technical Review No.3

5March, 2023

ら北海道沖に北上回遊する生活年周期に関連すると

iyo/attach/pdf/index-46.pdf）。本報告の脂肪量は、考えられている。1, 2）このように、未成魚と成魚によ親魚の栄養状態を通じて、加入量などに影響する可り脂肪量の季節変動が異なるのは、主に生殖腺の発能性がある。12）そのため、モデル 2 による前年の脂達の有無や魚食性の強さ、あるいは索餌により得ら肪量と再生産成功率（RPS）、加入尾数、当歳魚平均れたエネルギーの成長と生殖腺への配分割合の相違

体重との関係を図 12 と表 3 で検討した。各変数のによるものと思われる。

密度分布曲線は正規分布とは見なされないため、相漁法の影響については、モデルにより結果が異な関係数は Speaman の順位相関係数を用いた。その結った（表 2）。上述のように最適なモデル１と 2 の果、加入尾数と RPS の間を除き統計的に有意な相関

AIC の差は小さく、より多くのデータに基づき検証係数が認められなかった。このことから、加入量のする必要がある。

変動メカニズムと体成長や肥満度の変動メカニズム

4.2の関係の検討についても、今後のデータ蓄積が必要

脂肪量の年変動である。

谷津ほか 2）は、松原ほか 10）による脂肪量の経年変動を体重範囲と月範囲をそろえて比較したところ、両者が 2015 年を除き相対的に一致し、2013 年から増加傾向にあったこと、また 2016 年と 2017 年の平均脂肪量は 2015 年以前より著しく多かったことを報告した。このように、松原ほか 10)の脂肪量の経年変動は、相対的に本報告（図 10）とほぼ一致していた。

図 11

マサバ太平洋系群の年齢別平均体重の推移

図 10 最適なモデル 2 による脂肪量指標値（表 2の切片の推定値に各年の係数を加えたもの）の経年変動

これに対して、2012～2020 年の年齢別体重は低下傾向にあった（図 11）。この体重低下傾向は、密度効果だけでは説明できず、分布・回遊域の変化に

図 12

よる餌や水温履歴などの変化やマイワシ増加による平洋系群の再生産成功率（RPS）、加入尾数および餌の競合が今後の研究の課題とされている

当歳魚平均体重の関係（2013～2020 年） 各変数（ http://www.jfa.maff.go.jp/j/suisin/s_kouiki/taiheの密度分布曲線も示した

JAFIC Technical Review No.36

モデル２による前年の脂肪量とマサバ太

March, 2023

表3

図 12 における Spearman の順位相関係数

年の石巻付近（北上期）と房総常磐海域（越冬（対角線の右上側）と統計的有意水準（対角線の期）におけるマイワシ粗脂肪量の検討, JAFIC テ左下側）

ク ニ カ ル レ ビ ュ ー ,RPS

RPS
加入尾数
前年脂肪量
当歳魚体重0.004
P>0.1
P>0.1

加入尾数 前年脂肪量 当歳魚体重0.88-0.07
0.17-0.07-0.05
P>0.1-0.57
P>0.1
P>0.1

1,13-19.

https://www.jafic.or.jp/technicalreview/707/
6)

矢口登希子：近赤外分光器を使った簡易脂肪測定技術の開発．水産の窓（茨城県水産試験場），25 年‒No. 10, 2013.

7) 矢口登希子：携帯型近赤外分光計によるマサバ脂
本報告で使用したポータブル型近赤外分光分析装肪量の非破壊測定の実用化．茨城水試研報, 46,

置（FQA-NIRGUN）はすでに生産を終了している。

16～17, 2016.

そのため、JAFIC では 2021 年度から新たなポータ

8) Woods, S.N.: Generalized additive models: An

ブル型近赤外分光分析装置を導入し、その測定結果

introduction with R. Chapman & Hall/CRC,を主要魚種について検討する予定である。

Boca Raton, 391+xviii pp., 2006.
9)謝辞

金明哲：R によるデータサイエンス（第 2 版）,

森北出版，2017.

本報告で使用した試料の測定に便宜を図っていた

10) 松原 久・木村優輝・竹内 萌・小野寺陽子：八だいた石巻市場の関係者各位に感謝します。また、戸港に水揚げされるマサバとゴマサバの粗脂肪

初期の原稿に対して査読とご助言を頂いた漁業情報等について, 青森産技セ食総研報，8，56‒61,サービスセンター東北出張所の永島宏所長に感謝し2017.

ます。

11) 小山智之：銚子漁港に水揚げされる多獲性魚類の脂肪量, 漁海況旬報ちば, 24, 1‒2, 2012.

参考文献

12) 栗田1) 由上龍嗣ほか：令和 3（2021）年度マサバ太平洋
系 群 の 資 源 評 価豊ほか: 産卵親魚個体群の繁殖能力と加入量変動―母性効果研究の現状と今後の展開．

FRA-SA2021-SC03-1.

水産海洋研究，74(特集号)，1～3, 2010.

http://www.abchan.fra.go.jp/digests2021/details/202105.pdf
2)(2023 年 3 月 8 日受理、Ser. No. 12)

谷津明彦ほか：2012‒2017 年の道東から鹿島灘にかけての海域で漁獲されたマサバの粗脂肪含量と肥満度の季節変化と経年変動, 水産海洋研究, 83, 19-27, 2019.

3)

中神正康・石川哲：2006‒2008 年における八戸沖漁場のマサバ，ゴマサバ脂肪含有量, 第 58
回サンマ等小型浮魚資源研究協議会報告, 196⁻
202, 2010．
4)

谷津明彦ほか：2012‒2017 年秋季の北日本近海におけるサンマ大型魚の可食部の粗脂肪含量と来遊量の経年変動, 水産海洋研究, 83, 75⁻86，2019．

5)

谷津明彦ほか：2017 年、2018 年および 2020

JAFIC Technical Review No.3

7March, 2023