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

豊前海におけるクルマエビの漁獲変動と環境との関係
吉岡直樹・神薗 真人(豊前海研究所)

Relaもion between change of catch flucuation of kuruma shrimp

and environment in the Buzen‑Sea

Naoki YosHiOKA and Masato Kamizono(Buzenkai Laboratory)

豊前海ではエビやカニなどの甲殻類は市場で比較的高ぼすと考えられる要因について当研究所で実施している値で取引されることから重要な水産資源として位置づけ

浅海定線調査の水温,クロロフィルa (以後「Chl.a とられおり,その中でも特にクルマエビは重要な資源の一記す」)及び底層DOを用いた。また,風速についてはつになっている。クルマエビは,刺網,小型定置網,小気象庁が公表している月別平均風速2)をの用いた。解析型底びき網等で漁獲されるが,その殆どは小型底びき綱は, '75‑'03年の29年間のデータについて行った。

で漁獲される。その漁獲量は年により大きく変動し好不環境データについては,沖合部と沿岸部の各代表点に漁を繰り返してきたが, 1996年以降減少傾向を示し,覗それぞれ隣接する定点をグループ化して整理した。また,

在は約30トンにまで減少している(図1)。そこで,筆豊前海では成熟したクルマエビは3‑9月に産卵を行い者らは,クルマエビ資源管理を図るための基礎資料とす水温が25℃以上になる6‑8月に産卵の盛期3)を迎える。

るため,クルマエビ漁獲量の変動と環境要因との関係にそこで,豊前海のクルマエビの生活史を3‑5月を産卵ついて解析検討を行ったので報告する。

前期, 6‑8月を産卵盛期,そして, 9月〜11月を産卵後期(稚エビ生育期)として区分し環境データの集計を(t)行った。次にクルマエビの漁場利用状況を把握するため操業日誌を集計し漁場分布図を作成した。
また、集計した環境要因データを説明変数とし,クルマエビ漁獲量を目的変数として多変量解析を行い重回帰式を求めた。
757779818385878991939597990103年

図1クルマエビ漁獲量の推移

結果

1.環境要因の推移
方

沖合部,沿岸部水温の推移を図2に示した。長期傾向

法を36ヶ月移動平均でみると沖合部,沿岸部ともに年変動
クルマエビ漁獲量が気候や海況などの環境要因にどのが見られたが,沖合部の方が変動が大きい。また沖合部,ような影響を受けるかを検討するため環境要因の変化と沿岸部ともに'97年以降は上昇傾向にある。

クルマエビ漁獲量の動向を検討した。

Chl.aの推移を図3に示した。移動平均でみると沖合部解析に用いたデータの内クルマエビ漁獲量については,では98年頃まで大きな変動を示したが,それ以降は減

福岡県農林水産統計1)の豊前海区における年間漁獲量少傾向にある。沿岸部についても同様に変動が大きく増を,水質についてはクルマエビの初期生残率に影響を及減を繰り返し, '98年以降,沖合部同様減少傾向にある。

‑83‑

吉岡・神薗75

77

79

8183858791

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年‑
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75

77

79

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年

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過u用 A tM>hーlVM型V V冊黒ー
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……
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79

測定値

^ 了 ＼ A

㌔r…
l鯉鱒
93

95

97

990002年

図3 Chi.aの推移(上図沖合部、下図沿岸部)

図2 水温の推移(上図沖合部、下図沿岸部)
2.クルマエビ漁場環境要因の関係
沖合域及び沿岸域の水温とChl.aがそれぞれ上昇と下図4に示したとおり,クルマエビの漁場形成は,年によっ降傾向を示した'98年以降についてクルマエビの漁場形て異なり,一定の傾向はみられず,環境データとの関係

成との関係を調べた。クルマエビの年別漁区別漁獲量をは,つかめなかった。

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クルマエビ漁場分布の推移‑84‑長州y好∵豊前海におけるクルマエビの漁獲変動と環境との関係

卵前期のChl.a,産卵盛期のChl.aであった。これらの3.重回帰分析による漁獲量と環境要因の関係
クルマエビ漁獲量と沿岸部,沖合部の環境要因問の相パラメータ間で沖合部産卵前期の水温と沿岸部の産卵盛関行列を表1に示した。また,これらの要因の無相関の期のChi.aに1%有意で相関があったが,これらの3要検定結果を表2に示した。その結果,漁獲量と1%有意因を説明変数,クルマエビ漁獲量を目的変数として重回で相関があった要因は沖合部産卵前期の水温と沿岸部産帰式を求めその結果を表3に示した。

表1 クルマエビ漁獲量と沿岸部,沖合部の環境要因の単相関による相関行列
沖合部
産卵 盛期
水温ch l.a

産 卵前期

c h慧

産 卵前 期
水温c h l.a呂‥
32 冒 1.0 0 0富産 卵盛 期

慧慧莞 .1008 22

霊 51398‑10.0.20305

1 .0 00

部

産 卵鯛

慧慧

‑00.05.0547

3‥
2 36 68‑00.5.09097‑0.00.033
78

底 暦 D の 0 .10 3
慧慧‑00.9.126
14

0 .03 2
3霊‑ 0 .0 3 9
莞 0.00126

0 .0 43
0 .1 37
霊 亨孟 ‑00 .0.06851‑00 .3.54681 ‑00.18.1238‑00.8.25735‑00.15.0 65
1産 卵盛 期
産 卵前 期塑蒜

産 卵盛 期
産 卵後 期
産 卵朗

慧慧
慧慧
慧

‑0
0.0.34139

3 霊 冒 ‑00.5.28893

産 卵後期
水温
c h l.a昌‥
73

産 卵盛 期底 層 E)0

沿 岸部
産卵 盛期
産卵 後期水温c hl.a水温
c h l.a

産卵 前期
承温
c h l.a

産 卵盛 期底 暦D 0 風速

1.0 0 00 .10 1‑00.03.0 426

1.0 0 0‑00.10.3 242

3霊 孟 ‑00.00
.0 18
6二呂‥
]芸:

1.0 0 00 .0 3 7
0 .27 4.00 00 .04 5

1.0 0 0‑00.2.25729‑ 0 .3 8 2
0 .0 9 0

0 .1 52‑ 0 .0 3 0

ー0 .5 4 50 .4 3 9

1 .0 0 0
0 .0 5 3

1 .0 00‑ 0 .2 8 9ー0 .0 9 80 .0 78‑ 0 .2 9 3

0.1 800.0 16‑ 0 .25 30.4 23‑ 0 .2 4 3‑ 0 .0 8 2
0 .0 6 4
ー0 .14 6

0 .4 9 5
ー0 .0 8 60 .0 9 4
0 .4 0 9‑ 0.2 75
0 .13 7
0 .3 4 7
0 .2 2 23‥
2 2 写 ‑00 ..18
8 668

3‥
票呂

完0

‑0
0.0.09077‑00.1.022
85‑00.0.04229

3‥
去了芸

呂‥
霊?

霊 15
2 13

3‥
芸等芸

漁 幾慶

一0.3 97

0 .1 29

0 .18 1

ー0 .2 1 2

0 .0 5 1

0 .16 5‑ 0 .0 0 1

1.00 0‑0 .1 88
‑0 .2 60
ー0 .0 15

1.0 000.2 980.0 1 61.00 0‑ 0 .20 2

衷2 無相関の検定結果
無相関の検定 *:5% **:1%
産 卵前 期
水温c h l.a
産 卵 前期水温

慧 産 卵 盛期

c h l.a
水温

田部 産卵鯛c h .a廉温

沖合 部
産卵 盛 期
水温c h l.a

産卵 後期
水温c h l.a

産卵 盛期
底 暦D ⑳

産卵 前期
水温c hl.a

産 卵盛 期
水温c h l.a

沿岸 部
産卵 後 期
水温
ch l.a

産卵:
底 暦D 0**c h .a
産 卵 盛期 底 層D 0
産卵 前期

水温

**

沿 産卵 盛期

c h .a票

sk*jfe霊 産卵 鯛

承温

#*

##

**

**

*

**

c h .a
産卵 盛期 票の漁鍍畳*****

F***衷3 3要因による計算結果
賓I'‑FV'這

if.mfei‡王事丁 菩/[=」揺両峰i:;#

二二一ニー=ニここ

ここ一二こI I

匠値

守 ll

拒

沖合部産卵前期水温‑5.6960.232.432

1.1970.243

沿岸部産卵前期e眺a

9潤90.362

4.836

2.199

0.037

0.229

.383.176

0.251

2.462.569

0.129

沿岸部産卵盛期院柚晶
定数項

3.961
瑠馴.695刊

胃二**:1%有意*:5%有意吉岡・神薗得られた重回帰式の精度は,表4に示すとおりであり5に示す。得られた重回帰式の精度は表6のとおりであっ%有意差のある式であったが修正済決定係数,修正済重た。

相関係数とも低い値を示し,図4に示すように実際の漁表6増滅法による重回帰式の精度

獲量と重回帰式から推定した漁獲量も解離していた。

表4決定係数0.559

修正済決定係数0.439

3要因による重回帰式の精度

重相関係数0.748

修正済重相関係数0.662

決定係数0.339

F 値

4.649

修正済決定係数0.259

P 値0.003

重相関係数0.582

判 定**

修正済重相関係数0.509

F値

4.268p値0.015

判 定**:1%有意 *:5%有意以上の結果から得られた重回帰式は*推定漁獲量‑9.96X1‑3.18X2+21.64X3‑14.35X4**:1%有意 *:5%有意+4.75X5‑7.99X6‑27.62となった。この式の修正済決定係数は0.439,修正済重相関係数も0.662となり精度的にも信頼のできる値となった。また,重回帰式も1%有意と判定されこの式を最終的な重回帰式として決定した。

757779818385878991939597990103年

図43要因による重回帰式により推定した漁獲量と実際の漁獲量

757779818385878991939597990103

これらの結果から漁獲量と有意な相関があった環境要年

因だけの重回帰式では実際の漁獲量を再現するには不十図5 増滅法による重回帰式により推定した漁獲量と実際の漁獲量分であった。さらに精度のある重回帰式を得るため全ての環境要因を用いて変数増滅法による重回帰式を計算した。取り込まれた変数は次の6変数であった。

得られた重回帰式から推定した漁獲量と実際の漁獲量

Xl:沿岸部産卵前期のchLaを図5に示した。推定された漁獲量の変動は,実際の漁X2:沖合部産卵盛期のchl.a

獲量の変動とよく一致している。

X3:沿岸部産卵後期の水温
X航車合部産卵後期の水温考察X5:沿岸部産卵盛期のcH.a

最終的に得られた重回帰式の6個のパラメータが説明

X6:沿岸部産卵前期の水温

また,計算によって求めた重回帰式の計算結果を表5変数として取り込まれた。そのうち,沿岸部産卵前期の表5 増減法により求めた重回帰式の計算結果
変数名
沿岸部産卵前期cH.a
沖合部産卵盛期cH.a
沿岸部産卵後期水温
沖合部産卵後期水温
沿岸部産卵盛期Chl.a
沿岸部産卵前期水温定数項

偏回帰係数

標準偏回帰係数

F 値

丁 値**:1%有意 *:5%有意

p 値

0.37182.571‑3.1 86‑0.33812.31 50.030

21.6450.75922.644

0.01 5‑1 4.355‑0.5933

2.063

0.051

4.751

0.2744

1.743

0.095

‑7.991‑0.2710

1.737

0.096

0.266

0.793

‑27.624

‑86‑

0.017

判 定豊前海におけるクルマエビの漁獲変動と環境との関係

chl.a,沿岸部産卵盛期chl.aそして沿岸部産卵後期の水降誤差が大きくなっているが,これは同じ時期にChl.a温が5%の有意で差のある説明変数として取り込まれた。の量が減少傾向にあるためと考えられる。今後は,クルマエビの初期生活史,特に浮遊幼生期の餌料であるChl.aの動向を考慮した予測式が必要と考えられる。

植物プランクトン量指標となるChl.aの量とクルマエビ漁獲量が高い相関関係にあることが示唆された。標準回

要約

帰係数は,沿岸部産卵前期のChl.aは0.372,沖合部産卵盛期のchl.aは‑0.338となった。浮遊幼生の初期生残1)豊前海におけるクルマエビ漁獲量の変動と環境要因

率には沿岸部の産卵前期のchl.aの量が多いほど高く,とクルマエビの発育段階ごとに整理した環境要因を漁獲量にも反映され,沖合部の産卵盛期のChl.a量が多使って多変量解析を行った。

いほど少なくなる。これらのことから,浮遊生活期のク

2)豊前海における水温, Chl.aは沖合部,沿岸部ともルマエビ初期餌料としては沿岸部産卵前期のChl.aが重に'98年頃まで変動が大きかったが,それ以降減少要であることが推察された。沖合部産卵盛期のChi.aの傾向にある。

量と漁獲量が逆相関にあるのは,生育水温が高く浮遊生

3)クルマエビ漁場の形成は,年によって異なり,その活期間が短くなるため,沖合部で生活する期間が短くな形成と環境データとの関係には,一定の傾向は兄いることが関係していると考えられるが,今後の検討が必だせなかった。

要である。今回の重回帰式で最も漁獲量に影響を及ぼす

4)沿岸部産卵後期の水温が最も漁獲量に影響を与えてパラメーターとしては,沿岸部産卵後期の水温であった。

いた。一方水温は全ての漁獲量に対して負の相関と標準偏回帰係数は0.759と漁獲量と強い正の相関があり,なった。

先に述べた餌料関係よりも寄与率が高かった。沿岸部産

5)クルマエビ漁獲量と沿岸部,沖合部の環境要因につ卵後期の水温が漁獲量に強く影響する要因としては,浮いて無相関の検定を行った結果,漁獲量と1%遊生活後,干潟に着底した稚エビの成長は海水温が高い意で相関があった要因は沖合部産卵前期の水温と沿ほど早くなる。このため産卵後期の海水温が高いと漁獲岸部産卵前期のChl.a,沿岸部産卵盛期のChl.aでサイズに達するまで期間が短くなり,結果として自然死あった。

亡率が低くなり漁獲量の増大に寄与していると考えられ

有6)クルマエビ漁獲量と1%有意で相関のあったパラメーる。

タを説明変数として重回帰式を求めた結果, 5%有

その他、有意差がなく取り込まれたパラメータは沖合部産卵後期の水温,沿岸部産卵盛期のchl.aそして沿岸意差のある式であったが修正済決定係数,修正済重相関係数とも低い値を示した。

部産卵前期の水温であった。その内海水温については,7)すべての環境要因を用いて変数増滅法による重回帰すべて漁獲量に対して負の相関となった。特に沖合部産式を計算した。

卵後期の水温は,標準偏回帰係数が‑0.593となり強い

推定漁獲量‑9.96X1‑3.18X2+21.64X3‑14.35X4

負の相関が認められた。この要因として,沿岸部産卵後+4.75X5‑7.99X6‑27.62

期の水温が高いと椎エビの成長が速まり豊前海で小型底となった。この式の修正済決定係数は0.43,修正済

びき網の漁獲サイズに達するまでの期間が短くなる。そ重相関係数も0.66となり精度的にも信頼のできる値の後,越冬のため成長の早い個体は沖合部に移動するが,となった。

沖合部の水温が高いと越冬までの期間が長くなり漁獲期間が長期化するためと考えられる。

文今回,環境要因により漁獲量を推定したが,説明変数

献1)第23‑49次 福岡県農林水産統計年報 水産編が多く,式の精度は高い値を示したものの,実際の予測

2) '75‑'03年 福岡県気象月報に用いる回帰式としては更なるパラメータの検討が必要

3)橘高二郎・隆島忠夫・金津昭夫編:エビ・カニ類の増養殖(1986)と考えられる。また,推定値と実際の漁獲量に'00年以‑87‑