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静岡水技研研報 (46)：59-65，2014
Bull. Shizuoka Pref. Res. Inst. Fish.(46)：59-65，2014

ゴマサバ太平洋系群の加入量指標としての
棒受網ゴマサバ資源密度指数―ゴマサバ未成魚資源量指数の改善―
吉田彰＊ 1

静岡県水産技術研究所では，伊豆諸島海域におけるゴマサバ未成魚の加入水準の指標として，1991 年から棒受網標本船日報等を基にゴマサバ未成魚資源量指数を算出している。同指数は，ゴマサバ太平洋系群の資源評価にあっても VPA のチューニング指数等として活用されてきたが，近年における棒受網の操業海域の変化や，算出過程において未成魚をすべて 0 歳魚と見做していることから改善の余地があると考えられた。操業海域の変化を補正するとともに，ゴマサバ尾叉長 - 年齢関係を適用したゴマサバ資源密度指数を創出し，太平洋系群加入量の推定式の決定係数をゴマサバ未成魚資源量指数と比較したところ 18% の向上が見られた。また，ゴマサバ資源密度指数では，n 年級群の加入量を n 年 10 月末時点で見積もることができた ( 決定係数 95%)。
キーワード：ゴマサバ太平洋系群，加入量指標，棒受網，伊豆諸島海域，資源密度指数，未成魚資源量指数
ゴ マ サ バ Scomber australasicus は， マ サ バ Scomber

られてきたほか，資源評価 1) にあっても，系群の加入量変japonicus とともに我が国の主要浮魚資源の一つであり，太動の指標になるとされ VPA のチューニング指数，前年発

平洋側に分布するゴマサバ太平洋系群 ( 以下生した年級群の加入量を推定する説明変数として活用され系群 ) の漁

期別漁獲量は，2000 年漁期 (2000 年 7 月～ 2001 年 6 月 ) 以てきた。

降 11 ～ 19 万 t で推移している 。系群の資源評価は，幾

しかし，近年における棒受網の操業海域の変化 5) や，算

つかの加入量 (0 歳魚資源尾数 ) 指標値をチューニング指数

出過程において未成魚 ( 尾叉長 30cm 未満 ) をすべて 0 歳魚として用いるチューニング VPA( コホート解析 ) を根幹とと見做していることから，ゴマサバ未成魚資源量指数にはして行われ ，漁獲物の年齢構成が若齢魚主体であること改善の余地があると考えられる。

1)

1)から ，資源管理にあっては新規加入量を早期に見積もる
1)

今回，操業海域の変化や算出過程における仮定がゴマサバ未成魚資源量指数に及ぼす影響を検討し，算出方法を改ことが重要である。
当海域 ) における棒受網の善して新たにゴマサバ資源密度指数を創出した。また，両着業船は静岡県船のみであり，そのゴマサバ水揚量は年間指数で系群加入量の推定式の決定係数等を比較し改善効果

1 万 t 程度である。同漁業は当海域で周年ゴマサバを専獲を認めたので報告する。

近年，伊豆諸島海域 ( 以下する唯一の漁業である上 ，総漁獲量に占めるゴマサバの2)

割合は 85% と高く 3)，その操業情報，漁獲物等は当海域に材料および方法

来遊・滞留するゴマサバの資源性状を良く表すと考えられてきた。静岡県水産技術研究所では，当海域におけるゴマ

1 ゴマサバ未成魚資源量指数の算出方法

サバ未成魚の加入水準の指標として，1991 年から棒受網のゴマサバ未成魚資源量指数の算出方法については，花井 4)

操業情報等を基にゴマサバ未成魚資源量指数 4) を算出してのほか詳述されたものがなく，創出以来若干の変遷もあっいる。同指数は，当海域におけるゴマサバ漁況予測に用いたと考えられる。ここでは，同指数の改善方法を報告する

2013 年 5 月 7 日受理
静岡県水産技術研究所 ( 本所 ) 業績第 1150 号*1 静岡県水産技術研究所資源海洋科，現水産振興課

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吉田彰

図 1 漁区図に先立ち，その算出方法を述べる。
ゴマサバ未成魚資源量指数は，一般的な資源量指数 6) とこ がわ

尾叉長データ等とを組み合わせたもので，小川漁協 ( 静岡県焼津市 ) 所属の棒受網標本船の操業日報 ( 以下

標本船日報 )，焼津漁港小川地区 ( 図 1) における棒受網のゴマサバ尾叉長測定結果を主な材料として算出される。標本船データの欠損が少ない 1993 ～ 2011 年における毎年の標本船隻数は 2 ～ 4 隻で，そのゴマサバ漁獲量が静岡県主要 4港 ( 伊東港，静浦漁港，沼津港，焼津漁港小川地区 ) のゴマサバ水揚量に占める割合は 40% であった。
図 2 に，ゴマサバ未成魚資源量指数の算出フローを示した。すなわち，標本船日報から求めた漁区別 ( 図 1) の1 回揚網あたりゴマサバ漁獲量 ( 以下

図 2 ゴマサバ未成魚資源量指数及び系群加入量指標値の算出フローCPUE) を有漁漁区について累計し，当海域におけるゴマサバ雌は尾叉長30cm 未満 ) をすべて 0 歳魚と見做している。これは，同30cm で成熟することから 7)，尾叉長測定結果等から推定指数の創出当時に系群全体に亘るゴマサバ尾叉長 - 年齢関し た 未 成 魚 ( 尾 叉 長 30cm 未 満 ) 重 量 比 RY を 乗 じ た 後，係 ( 以下 A-Lkey)1) が整備されておらず，0 歳魚の資源量尾数に換算するため未成魚平均体重 WY で割り，月ごと指数を未成魚資源量指数で近似したことによる。ここでは，の「未成魚資源量指数 ( 尾数 )」( 以下A-Lkey1) により別途推定したゴマサバ年齢別漁獲尾数 2) の未成魚資源量指数 )を得る。その後，月ごとの未成魚資源量指数を n 年 8 月

算出過程で得られる 0 歳魚漁獲重量比 R0( 後出～ n+1 年 7 月について累計し，n 年級群の加入量指標値

魚漁獲量 / 全年齢漁獲量 ) を用いて，未成魚重量比 RY( 図 2)としている。

を評価し，未成魚を 0 歳魚と見做すことが RY に及ぼす影2

操業海域の変化がゴマサバ未成魚資源量指数に及ぼす響を検討した。

影響4 ゴマサバ資源密度指数の創出

図 3: 0 歳

近年，棒受網の操業海域は三宅島周辺 ( 図 1) に一極集中

上記 2，3 の検討結果を基に，未成魚資源量指数を改善し，2006 年以降では同島周辺の操業が過半数を占める 5)。

したゴマサバ資源密度指数を新たに創出し，標本船データ

このことは，有漁漁区数の減少として未成魚資源量指数にの欠損が少ない 1993 ～ 2011 年について算出した。ゴマサも影響を及ぼすと考えられるため，未成魚資源量指数の算

バ資源密度指数は，一般的な資源密度指数 6) と年齢別漁獲出過程で得られた，月ごとの平均 CPUE( 標本船全漁区ゴ量データ等を組み合わせたものであるが，後述する改善点

マサバ漁獲量 / 標本船全漁区揚網回数 )，有漁漁区数，全以外は未成魚資源量指数のデータ，算出方法を踏襲した。

年齢資源量指数 ( 重量 )，及び図 3 で後述する全年齢資源密

図 3 に，ゴマサバ資源密度指数の算出フローを示した。

度指数 ( 重量 ) の 1993 ～ 2011 年に亘るトレンドを，期間すなわち，漁区別 CPUE の累計値である全年齢資源量指を通じた回帰係数の有意性から判断した。その結果を基に，数 ( 重量 ) を，有漁漁区数の減少を補正するため有漁漁区有漁漁区数の減少が未成魚資源量指数へ及ぼす影響と，そ数で割り全年齢資源密度指数 ( 重量 ) とした。続いて，年の補正方法について検討した。

齢別漁獲重量比 R0 ～ 4+ で案分した後，尾数に換算するため3未成魚を 0 歳魚と見做すことがゴマサバ未成魚資源量

年齢別平均体重 W0 ～ 4+ で割り，月ごとの「年齢別資源密指数に及ぼす影響度指数 ( 尾数 )」( 以下

前述のとおり , 未成魚資源量指数では未成魚 ( 尾叉長

おけるゴマサバ 0 歳魚の加入時期は早い年級群で 8 月であ資源密度指数 ) を得た。当海域に

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棒受網ゴマサバ資源密度指数

図 4 平均 CPUE，有漁漁区数，全年齢資源量指数，全年齢資源密度指数のトレンド（単回帰分析で回帰係数が有意であったものに回帰式と回帰直線を付記した）
図 3 ゴマサバ資源密度指数及び系群加入量指標値の算出フロー

結果および考察るが 2)，累計期間を系群資源評価における漁期 (7 月～翌年6 月 ) に整合させるため，n 年級群の加入量指標値として，
1)月ごとの「資源密度指数 0 歳」を n 年 7 月～ n+1 年 6 月に1操業海域の変化がゴマサバ未成魚資源量指数に及ぼすついて累計したものを充てた。

影響

5 ゴマサバ資源密度指数の改善効果

図 4 に，月ごとの平均 CPUE，有漁漁区数，全年齢資源創出したゴマサバ資源密度指数の改善効果について，系量指数，及び全年齢資源密度指数の 1993 ～ 2011 年におけ群加入量の推定式の決定係数 R ，推定残差を未成魚資源量るトレンドを示した。平均 CPUE は，2004 年以降で 1,000kg指数と比較して検討した。系群加入量は，資源評価が 1995を超える月が多く見られるようになり，増加傾向があった

年級群以降で行われていることと，チューニング指数であ(p < 0.01)。有漁漁区数は，2004 年以降で 10 を超える月がる未成魚資源量指数の影響を排除するため，1995 年級群～なくなるとともに 1 ～ 2 となる月の頻度が増加し，減少傾

2009 年級群のチューニング実施前の数値 を用いた。なお，向があった (p < 0.01)。全年齢資源量指数は，月平均 CPUE2010 年級群の加入量は，未成魚資源量指数を含む 3 つの加と傾向が一致せず，増減傾向がなかった (p = 0.12)。一方，入量指標を説明変数として推定されたものであるため 除

全年齢資源密度指数は，平均 CPUE と傾向が一致し，増加外した。

傾向があった (p < 0.01)。

21)1)

このことは，平均 CPUE は系群資源量の経年的増加傾向 1)のため増加し，有漁漁区数は操業海域の三宅島周辺への一極集中 5) のため減少したが，漁区別 CPUE の累計値であ

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吉田彰

表 1 ０歳魚漁獲重量比 R0 による未成魚重量比 RY の評価

図 5 伊豆諸島海域で漁獲されたゴマサバの尾叉長・年齢別推定漁獲量（2005 年 10 月 棒受網）る全年齢資源量指数は，有漁漁区数の減少の影響を受けるため CPUE の増加傾向を反映していない，と考えることができる。以上のことから，全年齢資源量指数をベースとする未成魚資源量指数は，操業海域の三宅島周辺への一極集中 5) のため，近年では過小評価になっており，当海域におけるゴマサバの資源水準の指標としては，有漁漁区数の減少を補正した全年齢資源密度指数を用いるのが適当と考えられた。

1996 年級群，2004 年級群，2007 年級群，2009 年級群 1) でなお，一極集中の原因については，当業船数の減少 5) とは 1.1 ～ 1.4 倍と大きくなかったが，その翌年等に発生した系群資源量の経年的増加傾向 とが考えられ，棒受網漁労年級群では，1997 年級群で 3.9 倍，2005 年級群で 10.2 倍と長の見解とも一致している。

大きく，また，加入水準が低く 1) 当海域での漁獲も低迷し2未成魚を 0 歳魚と見做すことがゴマサバ未成魚資源量

た 2)2006 年級群で 41.5 倍，2008 年級群で 4.6 倍，2010 年級指数に及ぼす影響群で 4.9 倍と大きかった。当海域のゴマサバの 0 歳時尾叉

図 5 に，2005 年 10 月に当海域で棒受網により漁獲され長モードは，加入水準の高い年級群で小さく，低い年級群たゴマサバの年齢別推定漁獲量を一例として示した。当月で大きい傾向がある 2)。この傾向が 1 歳魚以降まで持続すは，卓越年級群であった 2004 年級群 1) が 1 歳魚として漁ることが，加入水準の高い年級群の 1 歳時以降における尾獲の主体になり，未成魚資源量指数で 0 歳魚と見做す尾叉叉長 30cm 未満個体の割合を高め，1997 年級群，2005 年級

長 30cm 未満個体の推定重量に占める，実際の 0 歳魚 (2005

群など翌年に発生した年級群の未成魚重量比を特に高めた年級群 ) の重量は 1.4% に過ぎなかった。すなわち，当月の可能性が考えられた。

未成魚重量比 RY は 74.4% であったが，R0 は 1.1% であり，3 ゴマサバ資源密度指数の改善効果

1)

RY は 70.2 倍 (RY/R0) の過大評価になっていた。

図 6 に，1995 ～ 2009 年級群における系群加入量 1)，1993

同様に，漁期年 (n 年 8 月～ n+1 年 7 月 ) ごとの未成魚～ 2010 年級群における未成魚資源量指数，資源密度指数

重量比を 1993 ～ 2010 年漁期に亘って評価し，表 1 に示しの推移を併せ示した。たとえば，系群加入量と資源密度指た。たとえば，2005 年漁期では，未成魚漁獲量 6,073t に占数ではともに 2004 年級群が 1996 年級群の約 2 倍であるが，める，0 歳魚 (2005 年級群 ) 漁獲量 594t の割合は 9.8% に過

未成魚資源量指数では両年級群がほぼ同値であった。同様ぎなかった。すなわち，同漁期における未成魚重量比 RYに，加入水準の高い 2007 年級群，2009 年級群の 1996 年級は 53.4% であったが，0 歳魚漁獲重量比 R0 は 5.2% であり，群に対する相対比は，系統群加入量と資源密度指数でほぼRY は 10.2 倍の過大評価になっていた。このように，未成一致しているが，未成魚源量指数では約 1/2 であった。こ魚重量比は全ての漁期年で過大評価となった。これは，尾れらのことから，資源密度指数の方が系群加入量の指標値

叉長 30cm 未満の 1 歳魚以上の年級群も 0 歳魚として評価としてより有効と考えられた。

されるためであり，未成魚資源量指数では，未成魚を 0 歳

図 7 に，両指数による系群加入量の推定結果を併せ示し魚と見做すため未成魚重量比が常に過大評価になると考えた。資源密度指数による推定では，加入水準の高い年級群られた。

への適合が向上したこと ( 図 6) を反映し，未成魚資源量指表 1 で，n 年漁期の 0 歳魚は n 年級群である。ここで，数による推定に比べ，決定係数 R2 が 73% から 91% へと年級群ごとの過大評価に着目すると，加入水準の高かった18% 向上した。図 8 に，両指数による加入量推定式 ( 図 7)

棒受網ゴマサバ資源密度指数―63―

図 6 ゴマサバ太平洋系群加入量，未成魚資源量指数，資源密度指数の推移

図8

未成魚資源量指数、資源密度指数によるゴマサバ太平洋系群加入量の推定残差

図9

資源密度指数の月累計値（7 月から当月までの累計）ごとにみた , ゴマサバ太平洋系群加入量（1995 ～ 2009 年級群）推定時の決定係数

図 7 未成魚資源量指数（左），資源密度指数（右）による
ゴマサバ太平洋系群加入量の推定結果（1995 ～ 2009年級群），図中の数字は年級群における推定残差を示した。未成魚資源量指数による推定残差は，2000 年級群以前では負 ( 過大評価 )，2001 年級群以降では正 ( 過小評価 ) となる傾向がみられたほか，加入水準の高い 1996 年級群，2004 年級群，2009 年級群 1) での絶対値が 600 百万尾超と大きかった。一方，資源密度指数

おり，資源密度指数は新規加入量見積もりにも有効と考えによる推定残差では，これらの傾向は解消された。以上のられる。

ことは，系群資源評価にあって VPA のチューニング指数

4 漁業情報の資源評価への適用について

や，前年の加入量を推定する説明変数としての改善に繋がると考えられる。

当海域の棒受網によるゴマサバ 2 歳時までの漁獲尾数は，系群加入量の約 2% と推定され 2)，棒受網は系群のごく一

図 9 に，1995 ～ 2009 年級群の系群加入量を推定する際部を漁獲しているに過ぎないが，静岡県水産技術研究所にの決定係数 R を，資源密度指数の月累計値 (7 月から当月蓄積された棒受網 CPUE，魚体組成等を解析して創出されまでの累計：図 3 参照 ) ごとに示した。決定係数は，8 月

た未成魚資源量指数は 4)，分布域が我が国太平洋岸全域に累計値で 28%，9 月累計値で 87%，10 月累計値では 95% と亘る系群の資源評価 1) にあっても , 有効な加入量指標としなった。すなわち，資源密度指数では，n 年 7 月～ n+1 年て活用されてきた。また，今回のゴマサバ資源密度指数へ

6 月の累計値によらず，n 年 10 月の累計値で n 年級群の系の改善により，加入量指標としての有用性はさらに高まっ

群加入量を決定係数 95% で見積もることができた。また，たと考えられる。

212 月の累計値，翌年 1 月の累計値による決定係数は，97%

漁業は産業活動であるため，漁業情報の資源評価への適と極めて高かった。系群の漁獲物の年齢構成は 1，2 歳魚用には調査船調査情報等と異なる方法・注意が必要となる主体であるが 0 歳魚が多獲された年もあり ，新規加入量が，我が国周辺資源 83 系群の 8 割以上で主に漁業情報をの過大評価は，その年級群の成長乱獲に繋がる可能性があ用いた資源評価が行われている 8)。主要浮魚資源についてるため，加入量の早期見積もりは重要である。系群の新規例を挙げれば 9)，マサバ太平洋系群ではマサバ未成魚越冬

加入量見積もりは，5 ～ 7 月の 141°E ～ 165°W 海域にお群指数 10) が，マイワシ太平洋系群ではマイワシ未成魚越冬

ける北西太平洋北上期中層トロール調査結果を基に 9 月頃

群指数が，それぞれ資源評価時の加入量指標として用いらに行われるが ，図 9 は，10 月末時点の当海域の漁獲状況，れている。ゴマサバに限らず，目的を明確化した上での漁魚体組成からでも，新規加入量を推定できることを示して業情報の蓄積・解析は資源評価の進展に重要である。

1)

1)

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吉田

現在の第一善生丸，第八藤丸はじめ標本船日報の記帳に協力いただいた歴代棒受網標本船各位に御礼申し上げる。

文
1) 川端

献

淳・渡邊千夏子・西田宏・梨田一也・本田聡(2012): 平成 23 年度ゴマサバ太平洋系群の資源評価．我が国周辺水域の漁業資源評価

第１分冊，水産庁増殖推進部・独立行政法人水産総合研究センター，217 ～ 250．
2) 吉田 彰 (2011): 伊豆諸島海域の棒受網によるゴマサバ年
齢別漁獲尾数，黒潮の資源海洋研究，12，145 ～ 152．
3) 吉田 彰・長谷川雅俊 (2011): 標本船日報からみた伊豆諸島海域におけるゴマサバ棒受網漁況について , 第 59 回サンマ等小型浮魚資源研究会議報告 ,157 ～ 162．
4) 花井孝之 (1999): 伊豆諸島海域におけるゴマサバ資源特性について，中央ブロック長期漁海況予報，107，32 ～ 39．
5) 吉田 彰 (2009): 近年におけるサバ漁業の漁場利用，碧水( 静岡県水産技術研究所 )，128，1 ～ 4．
6) 田中昌一 (1985): 水産資源学総論，恒星社厚生閣，東京，
193 ～ 198．
7) 花井孝之・目黒清美 (1997): ゴマサバの卵巣組織観察による成熟，産卵についての基礎的研究，関東近海のマサバについて [ 平成 9 年の調査および研究および研究成果 ]，30，92 ～ 99．
8) 平松一彦 (2010): 漁業情報を用いた資源評価の現状，東京大学大気海洋研究所共同利用研究集会 漁業情報を用いた水産資源の評価と管理 要旨集，2 ～ 7．
9) 西田 宏 (2010): いわし・さば太平洋系群の資源評価における漁業情報の利用，東京大学大気海洋研究所共同利用
研究集会 漁業情報を用いた水産資源の評価と管理 要旨
集，8 ～ 9．
10) 小澤竜太 (2010): マサバ未成魚越冬群指数について，茨城県水産試験場研究報告，41，25 ～ 29．

彰棒受網ゴマサバ資源密度指数―65―

Stock density index calculated from stick-held dip net fisheryinformation as a recruitment index for the Pacific stock of the spottedmackerel, Scomber australasicus
Akira Yoshida
Abstract In the Shizuoka Prefectural Research Institute of Fishery, the abundance index for young spotted mackerel,
Scomber australasicus, was calculated from daily reports of stick-held dip net fishery since 1991, as an indicator of therecruitment level of S. australasicus, around Izu Islands. The index has also been used as a tuning index of VPA in theassessment of the Pacific stock of S. australasicus. However, it was believed that the index required improvements,
because stick-held dip net fishing grounds have changed in recent years, and all the young fish have been regarded asage-0 fish in the calculation process. In addition to correcting for changes in the fishing grounds, the stock density index
for S. australasicus was created using the age-length key for the Pacific stock of S. australasicus. When the coefficient ofdetermination for estimating the recruitment of the Pacific stock of S. australasicus was evaluated, the stock density index
was found to be 18% greater than the abundance index. In addition, using the stock density index, recruitment of n yearclass can be estimated with 95% coefficient of determination at the end of October.
Key words: Pacific stock of spotted mackerel, Scomber australasicus, recruitment index, stick-held dip net, Izu islands waters,
stock density index, abundance index of young fish