福岡水海技セ研報 第16号 2006年3月
Bull.Fukuoka Fisheries Mar.Technol.Res.Cent.Nol6 March 2006

重回帰分析によるカタクチイワシ漁獲量予測
上田 拓(研究部)

Predicioもn of japanease anchovy Engrauhs japomcus Catch°by Means of Multiple Linear Regeression Analysis
Taku Ueda(Research Department)

福岡県筑前海区沿岸域において、カタクチイワシ
Engraulis japonicusは主に煮干しの加工用原材料として, ll‑3月に秋生まれ群を対象とした中型まき網(以下あぐり網)漁業によって漁獲されている。あぐり網の操業を開始するにあたっては,他漁業種からの転換及び,加工従事作業員の雇用,加工工場の設備整備など大規模な準備を伴うため,操業開始時期を判断する基準として精度の高い漁況予測が必要とされてきた。
秋元1)は, 1975‑ '89年漁期にかけて,福岡県唐泊漁協(現福岡市漁業協同組合唐泊支所)の漁獲量を目的変数とし,山口県湊漁協(現山口ながと漁協湊支所)の漁獲量,競合種であるマイワシ漁獲量,及び操業海域の水温データを説明変数として重回帰分析する事により,漁期前に漁況予報が可能である事を報告した。
しかしながらその後,秋元2)は得られた重回帰式を基に'88‑'97年にかけて漁況予測を行ったところ, ‑92年以降,予測値と実測値が大きく禾離し,̀ 88‑ ′91年と比較すると,一部で目的変数と説明変数との相関係数の正負が逆転している事などから,環境要因並びに資源構造が大きく変化している可能性を示唆した。また,カタクチ
イワシ漁獲量と負の相関を示していた競合種であるマイ

図1 唐泊あぐり網操業区域と水温調査点
期的に操業統数,出漁日数等を把接している福岡市漁業協同組合唐泊支所あぐり網の資料を用いた。また隣接海域の漁獲量として,佐賀県玄海水産振興センター提供の佐賀県玄海海区における沿岸漁業による漁獲量,及び,山口県水産研究センター提供の湊支所のカエリシラス漁獲量を用いた。
カタクチイワシは一般的にふ化後,漁獲対象サイズに成長するまでに環境要因の変化による減耗,あるいは外ワシも'90年代以降激減している。

敵種による食害などの影響を強く受けると考えられるのよって本報告では,説明変数を見直し,精度の高い漁で,これらとの関係も併せて検討した。

況予測を可能にするための再検討を行った。

まず,唐泊あぐり網の漁獲量と,佐賀県沿岸漁業でのカタクチイワシ漁獲量,山口県湊支所のカエリシラス漁

唐泊あぐり網の操業区域,水温調査定点,各漁業協同組合の位置について図1に示した。
福岡県のカタクチイワシ漁獲量については,福岡農林水産統計年報(以下農林統計),並びに,当研究所で長獲量,気象庁のホームページからダウンロードした福岡観測所における風速,日照時間,降水量,当研究所で行っている調査船による定期観測で得られた玄界島沖水深10mでの水温,カタクチイワシ外敵種の指標として福岡市漁協志賀島支所の小型定置網(大謀網,桝網)にお‑63‑上田ける(マアジ,サバ類,カマス類,サワラ,ブリ,ヒラマサ,カンパチ,スズキ)漁獲量,競合種の指標として志賀島
支所小型定置網のマイワシ漁獲量との単相関を解析し,相関の高い因子を選択した。その後,それらを説明変数,唐泊あぐり網漁獲量を目的変数として,増減法により重回帰分析を行った。解析にあたっては, '77‑'04年の資料を用いた。
8085909500年度結果

図3 唐泊あぐり網漁獲量の推移
1.カ夕クチイワシ漁獲量の推移について
農林統計の'77‑'04年の年(1‑12月の暦年集計)別漁業種類別カタクチイワシ漁獲量の推移について図2に示した。 '77‑'79年にかけては好漁で4000t を上回る年もあったが,その後やや減少に転じ, '80‑'87年にかけては1000‑2500tの間で推移し, '88‑'98年にかけては再び2000‑3500t と高水準であったが, '99年以降は1000七を下回る年もあるなど低調に推移している。漁業種別に見ると,あぐり網の占める比率が高かったが, '95年以降,浮敷網及び集魚灯利用すくい綱(以下集魚灯すくい)

図4の増加が見られる。 (集魚灯利用すくい網は1995年以前にも操業されていたが,この年から集計方法が変わった

唐泊あぐり網延操業統数とCPU瓦の推移

唐泊支所あぐり綱の出漁統数と操業日数を乗じた延ため統計値に表れている)操業統数並びに,総漁獲量を延操業統数で除した1日1次に唐泊支所あぐり網の操業年度別カタクチイワシ漁隻1日あたりの漁獲量(以下CPUE)について図4に獲量推移について図3に示した。
あぐり綱の操業時期は11月‑翌3月であるが, 3月に操示した。
唐泊支所のあぐり網は, '03年以前は2統であったが,業があったのは77年のみでわずかに工3トン程度であっ'04年には1統に減少した。延操業統数は'77‑'98年には,たため, 11月から2月の期間で集計を行った。暦年で集平均84統であったが, '99‑'04年では平均28統であり,計された農林統計とは集計期間が異なるが,動向は類似

特に'02年以降では,平均20統となっている。

していた。 '77‑'84年には中位, その後87‑'95年には高位に推移していたが'96年以降減少し, '98年を除くと低一方CPUEは増減はあるものの,近年はやや増加傾向にあると言える。 CPUE と延操業統数との間には有意位に推移している。

な相関が見られなかった。
月別の延操業統数の推移を検討した結果,近年は11月及び2月の操業統数が減少している傾向があったので,操業期間を, 12‑1月と11, 2月に分けて操業統数をそ知己!
ヰJ

滴2500

慧2000

れぞれ合計した結果を図5に示した。 '99年を境に操業統数は著しく減少した。特に11, 2月期の減少が顕著であった。
延操業統数と漁獲量との関係について図6に示した。
漁獲量は,延操業隻数と正の相関関係にある事がわかる。
2 隣接海域での漁獲量との関係
佐賀県沿岸漁業によるカタクチイワシ漁獲量並びに,図2 漁業種類別カタクチイワシ漁獲量の推移

山口県湊支所のシラスカエリ漁獲量の推移についてそれぞれ図7, 8に示した。佐賀県では主にまき綱または船‑64‑重回帰分析によるカタクチイワシ漁獲量予測80

曳綱により本県同様にほとんどが煮干しの原材料として70漁獲されているため,漁獲サイズは本県とほぼ同様と考60えられるので,集計期間は本県の漁期と同じ11‑2月と550した。

*40芸30

一方,山口では,煮干しサイズになるカエリ以前のシ20ラスサイズでの漁獲も多いため,本海域での漁期の1ケ10月前の10月から2月までを集計した。

0859095

佐賀県沿岸漁業漁獲量のうち中型まき綱及び船びき綱00

1年度の占める割合は90%以上と高く,本県あぐり綱とは漁場

図5 唐泊あぐり網延操業統数の推移についてが近接しているため,佐賀県沿岸漁業の漁獲動向は本県唐泊あぐり網と良く類似している。 '77年をピ‑クとしてやや減少傾向にあったが, '81‑'84年は中位で安定し, ‑85年に一旦減少したが, '86年以降'95年までやや高位に

l5‑4J
iさ■らi推移し, '96年以降は'98年を除くと低位に推移している。

避900

一方,山口県湊支所では年変動が激しいが, '77‑'89

600

年の中位水準,その後'90年の減少期を経て,増減を繰癖
皿崩り返しながらも再び中位で推移し, '99年以降にはやや減少していたが, '03年以降再び増加している様子が見2040608000

受けられる。

1 20

次に,福岡と,佐賀,山口との漁獲量の相関について,延操業隻数(隻)図6それぞれ図9, 10に示した。福岡唐泊あぐり綱と佐賀沿

唐泊あぐり網漁獲量と延操業統数の推移

岸漁業,山口湊支所の漁獲量は正の相関が見られた。両者との相関係数について表1に示した。漁場が近接して2500いるためか佐賀との相関が高かった。検定の結果,佐賀,2000

山口とも1%水準で有意差があり,福岡の漁獲と,両者
壬1500は共に密接な関係があった。佐賀,山口両者間では5%瑚m水準での有意さはなかった。

頑1000

福岡と佐賀の漁獲量の相関について表2に示した。

5000⑳8085909500
◎

年度
㊨⑳

◎◎ ⑳⑳
⑳
◇
⑳

図7 佐賀県沿岸漁業のカタクチイワシ漁獲量の推移

◇500

◇

0

◇

⑳⑳◇

◇

500

1 000

500

20002500

佐賀沿岸漁具漁獲量(t)400

図9 福岡唐泊と佐賀沿岸漁業による漁獲量の関係(、ゴ 300
mill

悪癖200
蝣I

100
1200

臼・◆‑メiZq

85909500

年度
図8

巌Q

蝪

nEヨ四

㌔

E‑ ELJ L
四300

山口県湊支所カタクチイワシ(カエリシラス)漁獲量の推移

蝣IH

題900
票600

080

蝪

四050

巴0050200

250

300

350400山口湊漁獲量(t)

図10 福岡唐泊と山口湊支所の漁獲量の関係‑65‑450

上田

表1福岡唐泊あぐり網と佐賀沿岸漁業,山口湊漁獲量の相関

福岡唐泊 佐賀沿岸漁具 山口湊
10.537*0.492*
0.27

福岡唐泊
佐賀沿岸漁業山口湊*1%水準で有意

2223

1 0月水温(oc)

表2 福岡唐泊漁獲量と佐賀沿岸漁業漁獲量の相関
8月
0.439*

9月

10月

0.552**

0.425**

11月
0.506*

8‑9月
0.584**

8‑10月
0.61 1 **9‑10月

9‑11月10‑11月

0.525**

0.61 4**

図11唐泊漁獲量と10月水温との関係

0.561 ****1%水準で有意 *5%水準で有意

㊨

200

ら‑+・J

表3 福岡唐泊漁獲量と山口湊漁獲量の相関
8月‑0.281

9月‑0.1 35

10月
0.298

11月0.398‑10月

9‑10月

9‑11月10‑'11月

0.1 080.243

0.444*⑳

繭悲境只m0.462*

900⑳⑳⑳⑳⑳⑳⑳⑳600

o^⑳◎◎⑳㊨⑳300⑳⑳*5%水準で有意

⑳

⑳

⑳⑳

001

表4 唐泊漁獲量と水温との相関
8月

9月

10月

11月

‑0.1 10‑0.412*0.151

12月‑0.239

23

4

5

6

10月と11月の水温差(oc)10月‑11月差10‑11月平均

9‑12月平均‑0.490*‑0.143‑0.158

図12 唐泊漁獲量と10月と11月の水温差との関係*1%水準で有意 *5%水準で有意・‑0.412で5%水準で有意であり, 10月の水温が高い時ほ

表5 唐泊漁獲量と風速との相関
8月

9月

10月

11月

12月

0.1 070.436*

0.095.0.282

0.041

ど,唐泊漁獲量が少なくなる傾向が見受けられた。

9,10月平均10,11月平均‑0.1 00

これらの傾向は,秋元1)が報告したものと同様であっ‑0.1 59

た。

*5%水準で有意さらに10月と11月の水温差と, 10月水温の推移につい最も相関が高かったのは9‑11月漁獲量でR=0.6145て,図13に示した。両者間の相関係数はR‑0.507で, 1%

次に水準で有意であり, 10月の水温が高い時に, 11月との水8‑10月漁獲量でR=0.611であり,いずれも1%水準で有意であった。

温差が大きくなる傾向があった。

福岡と山口の相関について表3に示した。最も相関が次に唐泊漁獲量と風速との相関を表5に示した。

高かったのは10‑11月漁獲量でR=0.482?次に9‑119月の平均風速との間で正の相関があり, R=0.436で5%月漁獲量でR=0.444で,いずれも5%水準で有意であっ水準で有意であった。唐泊漁獲量と9月の平均風速とのた。

関係について図14に示した。平均風速が大きいほど唐泊佐賀と山口を比較すると,佐賀との相関が強い傾向が漁獲量が高い傾向が見られた。

あった。秋元1)が漁況予測の目的変数として用いていた

唐泊漁獲量と日照時間及び降水量との相関をそれぞれ

山口の9‑10月漁獲量とは, 5%水準での有意さはなか

表6, 7に示した。

った。

唐泊漁獲量と日照時間では相関が非常に低かった。
降水量については,負の相関があり, 10月, 12月の降3。環境要因との関係

水量との間で,やや相関が高かった。日照時間,降水量

唐泊漁獲量と風速,日照時間,降水量,水温との相関を検討した。

共にいずれの期間においても5%水準での有意さはなかった。

唐泊漁獲量と水温の相関について表4に示した。 10月と11月の水温差と唐泊漁獲量の間に負の相関が見られ,4。外敵種との関係

R=‑0.49で1%水準で有意であり,水温差が大きい時ほど,カタクチイワシ外敵種の現存量指標としての福岡市漁唐泊漁獲量が少ない傾向があった。

協志賀島支所の小型定置網(大謀綱,桝網)におけるマ

唐泊漁獲量と10月水温,並びに10月と11月の水温差とアジ,サバ類,カマス類,サワラ,ブリ,ヒラマサ,カンパの関係について,それぞれ図11,12に示した。

チ,スズキ漁獲量の合計と唐泊漁獲量との相関を表8に

10月水温と唐泊漁獲量の間には負の相関が見られ, 良‑示した。

‑66‑

重回帰分析によるカタクチイワシ漁獲量予測

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◎

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1200

◎

@⑳⑳⑳⑳oo⑳22⑳⑳1015202530志賀島定置網外敵種11月漁獲量(t)1

図15 唐泊と志賀島定置網11月外敵種漁獲量との関係
8085909500

年度

10月カエリシラス漁獲量をx4,10月降水量をⅩ5,蕊
賀島定置網外敵種10月漁獲をⅩ 6)を説明変数,唐泊

図13 10月と11月水温差と10月水温の推移

漁獲量を目的変数として,増減法による重回帰分析を行1500

った。

1200

なお得られた予測値の検証を行うために, '77‑'01年⑳㊨EN・トI
i‑i⑳⑳◎⑳のデータを用いて解析を行い,得られた回帰式より‑02㊨避900
票600⑳◇⑳⑳⑳⑳⑳遠300⑳

変数選択にあたっては, 11月にあぐり綱の操業が始ま◇⑳⑳‑'04年の漁獲量を予測し,予測値と実測値を比較した。

⑳るため, 11月上旬には予測値を漁業者に示さなければな⑳らない。そのため11月以降のデータの方が相関が高いも3.52.59月平均風速(m/秒)のがあっても, 11月上旬までに集計できるデータの方を用いることとした。

図14 唐泊漁獲量と9月の平均風速との関係

目的変数と説明変数の相関について表9に示した。説
明変数間では,佐賀沿岸漁業8‑10月漁獲量と志賀島外

表6 唐泊漁獲量と日照時間との相関
8月

9月

0.064

‑0.050

10月

11月

12月

0.074

0.047

0.267

敵種10月漁獲量との軌佐賀沿岸漁業.‑10月漁獲量と,8‑9月合計8‑10月合計9‑10月合計10月降水量との間, 10月と11月の水温差と平均風速との間, 10月平均風速と山口湊カエリシラス漁獲量との間でそれぞれ5%水準の有意さが見られた。説明変数間に強表7 唐泊漁獲量と降水量との相関
8月

9月

10月

11月

12月

‑0.020‑0.077‑0.249‑0.008‑0.317

い相関がある場合,多重共線性が発生し,解析がうまく8‑9月合計8‑10月合計9‑10月合計いかなくなる場合があるが,それほど高い相関ではないと思われたので,これらをそのまま解析に用いた。
重回帰分析の結果を表10に示した。説明変数の全変動

表8 唐泊漁獲量と志賀島定置網外敵種漁獲量の相関
8月0.250

9月‑0.056

10月‑0.1 33

11月‑0.3348′‑10月‑0.036

9‑10月‑0.1 06のうち,回帰によって説明できる部分(寄与率)は重相

9‑11月10‑11月‑0.200‑0.257

関係数の2乗(R2に等しいが,説明変数を増やしていく事により寄与率は次第に1に近づき,寄与率の増加が8月を除くと,負の相関があったが,いずれの期間も5%加えた説明変数の効果であるかわからなくなってしま水準での有意さはなかった。最も相関が高かった唐泊漁う。そのため自由度調整済み重相関係数の2乗(R2☆)

獲量と11月の外敵種漁獲量の関係について図15に示しを求め,これが最大になる回帰式を選択した。

た。外敵種の漁獲量が多い時には,唐泊のカタクチイワ

まず第1段階では単相関が高かった佐賀8 ‑10月漁獲シ漁獲量は少く,外敵種の漁獲量が少ない時にはカタク:Ⅹ 1,第2段階では10月と11月の水温差:Ⅹ

チイワシ漁獲量はばらつきがある事が読み取れる。

段階では志賀島定置外敵種10月漁獲:Ⅹ 6,第4段階で9月平均風速:Ⅹ

5 重回帰分析による漁獲量予測

2,第33が選択された。その後第5,6段階

では自由度調整済み重相関係数R2☆の増加が見られず,'77‑̀04年の期間で,唐泊漁獲量との相関が高かった変数増加の有効性はないと判断された。 P‑倍はいずれも要素(佐賀沿岸漁業8‑10月漁獲量をX 1, 10月と110.01以下であり, 1%水準で有意であった。

月の水温差をX2, 9月平均風速をⅩ3,山口湊支所のよって第4段階で式1に示す最良回帰直線式が得られ

‑67‑

上田

この式より求めた'02‑'04年の予測値は, 355,637,384t

表9 日的変数と説明変数の相関マトリクス
Y XI X2YX3X4X5XI 0.562**

測値と予測値の増減傾向はほぼ一致していたが,漁獲量

1X2‑0.526**‑0.077

X30.5 1 9**0.258‑0.459*

1X40.388

0.256‑0.3320.403*

10.1 220.01 1X6となった。実測値と予測値の推移を図16に示した。 実X61‑0.21 2‑0.41 0*‑0.235‑0.0650.409*

0.1 76が低い年には予測値とのかい離が大きくなる傾向がある。
そこで,実測値(唐泊漁獲量)と予測値との禾離状況‑0.226

1**1%水準で有意 *5%水準で有意を示す指標として,式2により実測値と予測値の残差のた。

絶対値を,実測値で除したものを,絶対残差比と名付け,なお各説明変数の単相関係数と,偏回帰係係数の符号実測値との関係を図17に示した。の逆転はなく,多重共線性は生じなかった。

(式2)

(式1)

絶対残差比‑ Ⅰ実測値一予測値Ⅰ /実測値

Y=0. 877X1‑123. 451X2+311. 594X3‑14. 136X6+90. 7

絶対残差比は,実測値である唐泊漁獲量が低い時には山口湊10月カエリシラス漁獲量と,降水量は重回帰式大きくなる傾向があった。つまり,漁獲量が低い時の予に組み入れられなかった。

測精度があまり良くない事を示していると考えられた。

表10 重回帰分析の計算過程
段階

X X2

X346。.告。.841係数
0.84460.2

1072.1

0.785‑191.791

1090.40.941‑171.520

係数90.70.877‑1 23.451

31 1.594260.50.786‑1 38.878

309.486272.60.775‑1 36.1 40296.849

自由度調
重相関係数整済み重相関係数
係数
R2R2*x5X4係数

0.286

X6係数

F値

p一0.0035

0.316

0.286

1 0.62

0.550

0.509

3.450.0002‑1 2.352

0.598

0.540

1 0.410.0002‑14.136

0.646

0.576

9.1 40.0002‑1.129‑14.144

0.662

0.573

7.440.0005‑1. 8‑14.004

0.663

0.551

5.90

0.001 5

表11説明変数の七倍
Y切片
石i貞ヰJ■!■‑i哨
地境票

0.14900
600

XI X23.91‑2.01

X3X61.65

上8611月の水温差,志賀島定置網外敵種10月漁獲量は減少要岨竺因であった。さらに説明変数の目的変数の重要度の大き300さを見るために求めた七億を表11に示したが, X 1,X808590952J006J3の順に重要度が高いと判定された。

年

図16 唐泊漁獲量実測値と予測値の推移

寺4.5

∃

4

㊨3.5

◇

以上の結果より,佐賀県の沿岸漁業による 8‑10月の漁獲量と, 9月の平均風速が増加要因として, 10月と113月の水温差,志賀島定置網外敵種10月漁獲量は減少要因◇

三二三
悪1・5として漁獲量の変動に大きく関わっている事がわかっ⑳⑳た。
最も重要度の高い佐賀沿岸漁業による漁獲量におい

詛V500

1000

1 500

唐泊漁獲量(t)て,中型まき網及び船曳網の漁獲量の占める割合は高く,年変動はあるが9割程度である。これらの漁業種は,本図17 実測値(唐泊漁獲量)と絶対残差比の関係

県のあぐり綱と非常に近接した漁場で操業しており,相関の高さは当然の結果とも言える。

偏回帰係数から,唐泊漁獲量に対して,佐賀沿岸漁業の ‑10月の漁獲量, 9月平均風速は増加要因, 10月と‑68‑

一方,秋元1) 2)が重回帰分析の目的変数として用いて重回帰分析によるカタクチイワシ漁獲量予測いた山口湊支所9‑10月カエリシラス漁獲量は,今回の源に影響を与えているかについては,残念ながら明確に解析では相関が低くなっており, 5%水準での有意さす説明できない。

らなく,説明変数として選択されなかった。その理由とこれらの4つの説明変数から得られた回帰式より'02

しては,秋元1)2)が解析を行った‑75‑'97年については,‑̀04年漁獲量を予測し,実測値と理論値を比較した結唐泊あぐり網での11月の延操業統数が多く,その直前の莱,増減の傾向は‑致したが,残差は大きかった。残差

9 ‑10月までの隣接海域である山口県沿岸漁獲量との相の絶対値を実測値で除した値を,絶対残差比とすれば,関が高かったが,その後唐泊では11月の操業が少なくな漁獲量が低い時,絶対残差比は高くなる傾向が見られ,り,操業の開始時期が12月になる事が多くなった。その漁獲量が低くなる場合の回帰式の精度はあまり良くない

結果,本県の操業との時間的な空白が生じ,相関が低くと考えられた。

なった可能性があるOその事は,唐泊漁獲量と, 11月の一方で,唐泊あぐり網漁業者は通常,秋になると操業漁獲量を含んだ山口湊10‑11月漁獲量,及び9‑11月漁海域において魚群探知機を用いた探査を行い,反応の強との間でいずれも5%水準で有意さが見られる事で説明

さ,魚群の大きさ等から,経験的におよその資源量,栄される。

遊量を判断する。好漁が見込めない時や,切り替わる以次に重要度が高かった10月と11月の水温差であるが,前に行っていた漁業での操業状況が良い時には,あぐり水温差が大きいほど,漁獲量には負の影響を与えていた。

綱‑の転換時期を遅らせる場合もあり,結果的に延操業

これは秋元1)が報告した傾向と同様であった。また10月統数が減り,資源量に対する漁獲率が低下する事によりの水温と唐泊の漁獲量は負の相関が高く, 10月の水温が漁獲量が減少してしまう事も考えられ,一概に回帰式の低く, 11月との水温差が小さな時に,漁獲量が高くなる精度が低いとは言えないとも考えられる。
本研究において,佐賀県の漁獲量,玄界島沖の水温,と考えられ,発生初期の環境要因がその後の生残に大き志賀島定置網外敵種の漁獲量,風速を用いて,その年のな影響を及ぼしている可能性がうかがえる。

漁獲量の豊凶をおおむね予測する事が再び可能となっ次に重要度が高かったのは志賀島定置網外敵種1 0月た。

漁獲量やある。
これまでに97‑ '00年までの秋生まれのカタクチイワ

しかしながら,近年,唐泊支所では,冬季のかき養殖

シと捕食魚の間には明瞭な負の相関があり,外敵種の中が盛んになってきており,あぐり網操業開始時期はますで貴も漁獲量の多いマアジは特に30mm以下のシラスます遅くなる傾向があり,漁期を通じた延操業統数が今を選択的に捕食している事が報告されている3)。

後も減少していく可能性もある。また山口県水産研究セ

唐泊あぐり綱の盛漁期は12‑1月であり,その直前でンター外海研究部天野千絵研究員によると,製品単価のある10‑11月のマアジを始めとする外敵種の漁獲量が多相場が高い時などは漁獲努力量が増加するなど,漁業実い時には,カタクチイワシの漁獲量は少ない傾向があり,態が社会的背景による影響を受けるとの情報もあり,漁外敵種がシラスサイズを中心としたカタクチイワシを捕業に基づく情報を用いた予測には,資源変動や海況以外食することによって,その後の資源状況に大きな影響をの様々なバイアスがかかる可能性がある。
現在,当センターでは計量科学魚群探知機を用いた直与えている事が推察された。
一方,外敵種の漁獲量が少ない時のカタクチイワシ漁接推定法による現存量把握に関する試みも行っており獲量にはばらつきが見られた。この理由としては,外敵4),今後は,これらによって得られた情報を基にした予種が少ない時には,その捕食による影響は小さく,水温測手法を検討する事も必要であると思われる。

等を始めとする環境要因の影響の方が相対的に大きくなるためと考えられる。

要約

最後に目的変数として選択されたのは9月の平均風速である。一般的には風によって引き起こされるエクマン

1)福岡市漁協唐泊支所あぐり綱漁獲量と,隣接海域で吹走流による沿岸域‑のカタクチイワシ卵椎仔の輸送,操業する山口県湊支所のカエリシラス漁獲量,佐賀

浅海域においては海水の撹拝による底層から表層への栄県沿岸漁業による漁獲量との相関が高かった。

養塩の補給,それによる植物プランクトンの増加等など

2 )唐泊泊漁獲量と延出漁隻数の間には正の相関がある。の効果が想定される。しかしながら,今回の解析では1

近年漁期が短縮されており,漁獲量の低迷は出漁日ケ月の平均風速しか得られなかったため,風向や,一定数低下による影響も考えられる。
3 10月と11月の水温差, 10月の水温は,唐泊あぐり漁基準値以上の風速が観察された目数など,データの詳細が明らかではなく,どういった因子がカタクチイワシ資‑69‑獲量に負の影響を及ぼしている。

上田4)志賀島定置網におけるカタクチイワシ外敵種の増加す。

は,唐泊漁獲量に負の影響を与えている可能性が示唆された。

文献

5)唐泊漁獲量を目的変数Yとして,佐賀沿岸漁業8‑10月漁獲量Ⅹ1,玄界島沖10m水温10月と11月の差Ⅹ

1)秋元聡:重回帰式によるカタクチイワシの漁況予測.

2,福岡気象台における9月平均風速Ⅹ3,志賀島定置

2)秋元聡・吉田幹英・池内仁:玄界灘における海洋環

網外敵種10月漁獲量Ⅹ6を説明変数として重回帰分析

境とカタクチイワシ季節発生群の変動特性.西海ブを行った結果,最良回帰式

ロック漁海況研報, 8号, 5‑ll (2000).

Y=0. 877X1‑123. 451X2+311. 594X3‑14. 136X6+90. 73)秋元聡・吉田幹英・篠原満寿美・池内仁:筑前海沿を得た。

岸域におけるカタクチイワシ季節発生群と捕食魚及び基礎生産との関係。福岡水海技七研報, 12号5上57(2002)

4)安藤朗彦:計量魚群探知機を用いたカタクチイワシ
漁獲量データの提供及び使用に快諾をいただいた山口
県水産研究センター外海研究部,並びに佐賀県玄海水産振興センター関係者の皆様には心よりお礼を申し上げま‑70‑

調査における魚種確認と解析方法.西海ブロック漁海況研報, 11号, 9‑13 (2004.