изучение состояния запасов основных промысловых рыб в водах Приморья

УДК 639.2.05:639.208/117.21

А.Н.Вдовин

ИЗУЧЕНИЕ СОСТОЯНИЯ ЗАПАСОВ ОСНОВНЫХ ПРОМЫСЛОВЫХ РЫБ В ВОДАХ ПРИМОРЬЯ

Рассматривается репрезентативность оценок запасов и качество прогноза вылова массовых морских промысловых рыб Приморья. Показано, что оценки запасов, используемые в практике прогнозирования, не являются завышенными. Оценки запасов, рассчитанные при помощи моделей теории рыболовства, базируются на заниженных цифрах вылова, и, кроме того, сама теория рыболовства во многом критикуема. Методика траловых учетов также во многом несовершенна и ведёт к недоучету запасов. Предлагаются возможности совершенствования методов прямых учетов и пути улучшения качества прогнозирования.

Vdovin A.N. Studies of the stocks condition of the basic commercial fishes in the waters of Primorye // Izv. TINRO. — 2005. — Vol. 141. — P. 74-102.

Catches of marine fishes in Primorye region almost never corresponded to their Total Allowable Catch values. The real catches exceeded the recommended ones quite often. Nevertheless, there are no obvious evidences that the fishery affects essentially on population structure of many species, because of its low intensity in coastal waters of Primorye. The cases of significant excess of the TAC were caused by its underestimation.

The stocks underestimation is caused by imperfect methods of theory of fishery and methods of direct account of marine fish resources. As a result, model estimations of the stocks are based on the lowered data on catches, and besides the using of these model estimations in the theory of fishery could be criticized in many respects. So, application of the theory of fishery is incorrect for estimation of the current status of the fish stocks. However, the models of this theory could be used for catch quotes determination and for the stocks fluctuations studying and forecasting.

Errors of the direct accounts including trawl ones are connected with fish distribution and efficiency of fish catching by trawls. That's why a dispersion of the fish stocks estimations is very high, and the stocks values can be estimated only by series of surveys and overlapping different methods of the stocks account.

Combination of the direct account results with models of the theory of fishery can be used for the stocks forecasting for 1-2 years. For long-term forecasting (10-20 years), methods of system analysis and ecosystem modeling should be developed.

Исследования морских рыб Приморского края имеют более чем вековую историю (Грушецкий, 1909; Солдатов, Линдберг, 1930; Амброз, 1931; Таранец, 1937; Бельчук, 1939; Моисеев, 1946, 1953; Кагановская, 1949, 1954; Линдберг, Легеза, 1959, 1965; Линдберг, Красюкова, 1969, 1975, 1987; Линдберг, Федоров, 1993; Линдберг и др., 1997; Новиков и др., 2002; и др.). Среди множества публикаций, посвященных фаунистике и систематике, а также чертам биологии рыб, работ, имеющих сугубо прикладной характер, сравнительно немного. Первыми объектами, для которых давались промысловые рекомендации, были камбалы (Pleuronectidae) и тихоокеанская сельдь Clupea pallasii (Амброз, 1931; Моисеев, 1946, 1953). Более детальные исследования, посвященные оценке запасов, динамике численности и элементам прогнозирования, начали проводиться только в

конце 1960-х гг. За это время вышло несколько десятков работ, посвященных различным объектам, с использованием разных методов и подходов Иванкова, 1975, 1979, 1988; Васильков и др., 1980; Гаврилов, Посадова, 1982; Гав-рилов, Шарапова, 1982; Вдовин, 1985, 1986, 1988, 2004а; Гаврилов, Безлюдный, 1986; Гаврилов и др., 1988; Нуждин, 1998; Черноиванова, 2000; и др.).

Целью настоящей работы является критический анализ величин запасов рыб, полученных разными методами, оценка влияния промысла на запасы рыб и оправ-дываемости рыбопромысловых прогнозов, а также определение возможностей и направлений дальнейшего развития исследований ресурсов морских рыб, на которых базируется промысел в водах Приморья. Объектами прогнозирования являются - минтай Theragra chalcogramma, дальневосточная навага Eleginus gracilis, треска Gadus macrocephalus, южный одноперый терпуг Pleurogrammus azonus, тихоокеанская сельдь Clupea pallasii, камбалы Pleuronectidae, рогатко-вые Cottidae и скаты Rajidae.

Степень исследованности запасов рыб и их динамики

К сожалению, несмотря на многолетнюю историю исследований, не по всем прогнозируемым объектам имеются ряды оценок запасов. Наиболее разработанными в смысле применения разных методов количественных оценок являются камбалы зал. Петра Великого и южный одноперый терпуг.

По данным З.Г.Иванковой (1988, 2000), оценки запасов камбал зал. Петра Великого с 1971 по 1986 г. изменялись от 25,0 до 28,1 тыс. т, а с 1980 по 1998 г. — от 19,4 до 31,4 тыс. т (рис. 1). При исследовании динамики численности камбал данные по структуре популяций брались у двух видов - желтоперой Limanda aspera и малоротой Glyptocephalus stelleri камбал (Иванкова, 1975, 1979, 1988, 2000). Основным методом при оценке величины запасов был метод «виртуальных популяций» (Риккер, 1979). Для использования этого метода необходимо знать естественную смертность, которая первоначально была рассчитана Т.А.Миневой (1971) и до конца 1980-х гг. принималась за константу. В дальнейшем были сделаны пересчеты параметров смертности, но величина запасов при этом не менялась (Иванкова, 1988, 2000). Проведены работы по исследованию изменчивости состава камбального населения зал. Петра Великого. В большинстве публикаций главной причиной смены доминирования видов считался промысел (Иванкова, 1975, 1979, 1988). В некоторых статьях рассматривались как естественные причины, так и промысел (Иванкова, 2000; Иванкова, Ким, 2004), а в одной публикации (Иванков, Иванкова, 1983) причиной изменения в составе камбального населения называли климат. Оценки запасов камбал, полученные методами прямого учета, как для зал. Петра Великого, так и для вод всего Приморья обычно приводятся в работах, посвященных обилию рыб в водах Приморья (Гаврилов и др., 1988; Борец, 1990; Дударев и др., 1998; Вдовин, Дударев, 2000; Вдовин и др., 2004). Оценки запасов отдельных видов (полосатой и звездчатой камбал) рассматривались только в двух работах (Вдовин, Швыдкий, 1993; Вдовин и др., 1997).

Динамика численности южного одноперого терпуга в водах Приморья рассматривалась на примере одной популяции (приморской), которая составляет основу запасов этого района (Вдовин, 1985, 1998). Ориентировочно запас этой популяции в водах Приморья — 80-90 % общего. Оценки биомассы этой популяции с 1958 по 1996 г. изменялись в пределах 42,0-113,7 тыс. т. Для оценки численности популяции были использованы данные мечения и применялись методы Петер-сена, Шнейбл и Паркера (Риккер, 1979). Перспективный и ретроспективный прогноз численности давался по модифицированному методу А.К.Приц и М.М.Ван-кевича (1981). Были рассмотрены вопросы формирования урожайности поколений терпуга, динамика показателей смертности и воздействия промысла (Вдовин, 1986, 1988). Предполагалось, что динамика численности терпуга определяется естественными причинами.

Рис. 1. Динамика уловов и оценок запасов камбал зал. Петра Великого: 1 и 2 - вылов в зал. Петра Великого и в Уссурийском заливе, тыс. т; 3 - улов на усилие в Уссурийском заливе, ц; 4 и 5 - оценки запасов по методу ВПА и по траловым съемкам, десятки тыс. т

Fig. 1. Dynamics of catches and estimations of stocks of flatfishes in Peter the Great Bay: 1 and 2 — catch in thousand tons in Peter the Great Bay and Ussuriiskiy Bay, 3 — catch on effort in centners in Ussuriiskiy Bay, 4 and 5 — a stocks by method VPA and by trawling surveys

Оценки запаса терпуга, полученные в ходе учетных съемок, показывают значительно большую дисперсию и могут достигать более 200 тыс. т (Вдовин и др., 2004).

Имеющиеся в литературе данные по динамике численности и состоянию запасов минтая характеризуются преимущественно относительными экспертными оценками (Гаврилов, Безлюдный, 1986; Нуждин, 1998). В этих работах показан только уровень численности минтая в определенные периоды. На основании данных по промысловой статистике авторы предполагают, что в предпоследнем десятилетии прошлого века приморский минтай находился на пике численности. Биомасса промыслового запаса оценивалась в тот период В.А.Нуждиным (1998) по данным ихтиопланктонных съемок в 250-280 тыс. т. Предполагалось, что динамика численности минтая определяется естественными причинами.

Оценки численности минтая по данным учетных съемок различаются на два—три порядка (Вдовин и др., 2004). В зал. Петра Великого они изменяются от

I,4 до 12,9 тыс. т, а в водах северного Приморья - от 1,3 до 586,0 тыс. т.

Динамика численности приморской наваги изучалась на примере наваги Амурского залива. Навага Амурского залива исследована наиболее хорошо, и собранные по ней данные являются модельными для оценки ее динамики численности (Васильков и др., 1980; Гаврилов, Шарапова, 1982; Черноиванова, 2000). Динамика численности наваги, по мнению всех исследователей, определялась естественными причинами. Расчет запаса наваги проводился по методу ВПА (Риккер, 1979). Опубликованные оценки запасов по методу ВПА касаются численности первого годового класса наваги Амурского залива (Черноиванова, 2000). Долгое время прогноз давался только для наваги Амурского залива. С 1997 по 2002 г. биомасса наваги в зал. Петра Великого оценивалась в пределах 3,8-6,6 тыс. т.

Специализированных учетных работ по наваге никогда не проводилось. Оценки ее биомассы по результатам съемок зал. Петра Великого колеблются от 2,6 до

II,7 тыс. т. В водах северного Приморья максимальная оценка биомассы наваги не превышала 5,8 тыс. т (Вдовин и др., 2004).

Из промысловых объектов Приморья сельдь начала изучаться одной из первых (Амброз, 1931). Тем не менее до сих пор ясного представления об уровне ее запасов нет. В настоящее время имеется только одна статья по динамике численности сельди зал. Петра Великого (Гаврилов, Посадова, 1982). Тенденции в динамике численности сельди авторами описываются посредством относительных величин. Оценки численности сельди зал. Петра Великого, рассчитанные по данным промысловой статистики, приводятся в работах А.И.Амброза (1931) и В.П.Посадовой (1988). Оценки численности в первой работе приведены за 1913-1919 гг. В численном выражении они составляют 58-101 млн шт., в весовом - ориентировочно 20-35 тыс. т. Запасы рассчитывались по биостатистическому методу А.Н.Державина (Риккер, 1979). Во второй работе расчет численности промыслового запаса сельди производился по ранее упомянутому методу ВПА. В период с 1973 по 1987 г. численность изменялась в пределах 18-50 млн экз., биомасса — 7-50 тыс. т.

Биомасса сельди, оцененная по данным донных съемок, в зал. Петра Великого никогда не превышала 6 тыс. т; а в водах северного Приморья оценки ее биомассы могли превышать 100 тыс. т (Вдовин и др., 2004).

Рогатковые (бычки-подкаменщики) относятся к второстепенным объектам промысла. Имеющиеся в литературе данные по их запасам получены по результатам донных учетных съемок (Гаврилов и др., 1988; Борец, 1990; Вдовин и др., 1994; Дударев, 1996; Калчугин, 1998; Вдовин, Дударев, 2000; Панченко, 2001; Панчен-ко, Пущина, 2004; и др.). Специализированные исследования состояния запасов проводились только для керчаков рода МуохоеерЬа1из (Борисовец и др., 2003).

По данным съемок, запасы бычков в Приморье могут достигать 48 тыс. т (Вдовин и др., 2004).

Исследования трески Приморья имеют многолетнюю историю (Моисеев, 1953; Борец, 1997). Тем не менее специализированных исследований по ее динамике численности и состоянию запасов нет. Оценки запасов опубликованы во многих работах, где рассматриваются результаты донных учетных съемок (Гаври-лов и др., 1988; Борец, 1990, 1997; Дударев, 1996; Вдовин, Дударев, 2000). Имеются две работы, где рассматривается качество оценок запасов трески (Вдовин, 2004а; Калчугин, 2004).

По данным съемок, запасы трески в Приморье могут быть более 133 тыс. т, но в отдельных съемках ее учтенная биомасса не достигает и 1 тыс. т (Вдовин и др., 2004).

Исследованиями состояния запасов скатов Приморья никто не занимался. Оценки запасов скатов приводятся в некоторых работах в табличном варианте, но в тексте им внимания не уделяется (Гаврилов и др., 1988; Борец, 1990; Дударев, 1996; Вдовин, Дударев, 2000). Величина запасов скатов оговаривается только в одной работе и составляет 5,7 тыс. т для всей северо-западной части Японского моря (Долганов, 1999).

По данным траловых съемок, запасы скатов в Приморье могут быть более 22 тыс. т (Вдовин и др., 2004).

О качестве оценок запаса на основе анализа данных о промысле

В основе моделей теории рыболовства заложен принцип, что улов в той или иной мере пропорционален запасу. Правда, при этом допускается, что данное соответствие возможно при достижении промыслом определенной интенсивности (Никольский, 1974).

Наблюдалось ли подобное соответствие для рассматриваемых промысловых объектов? Наиболее интересен и показателен пример камбал зал. Петра Великого, о негативном влиянии промысла на которых немало говорилось (Моисеев, 1953; Минева, 1971; и др.). Считается, что в 1930-1950-е гг. запасы камбал находились на низком уровне из-за их перелова. Восстановление численности камбал к 1970-м гг. объяснялось мерами регулирования промысла (Иванкова, 1988, 2004). В пер-

вой статье за рассматриваемый период (1975-1986 гг.) в 8 случаях из 12 ОДУ осваивался на 100 %, а в 4 случаях — на 73-97 %. По этим данным меры регулирования промысла следует принять оптимальными. В работе Г.М.Гаврилова (1998) подобного соответствия вылова и прогноза нет; напротив, показано, что в водах Приморья прогноз ни разу не оправдывался. Более того, с 1979 по 1982 г. наблюдалось превышение вылова над ОДУ. Можно ли предположить, что меры регулирования промысла соблюдались в зал. Петра Великого, а перелов происходил только в водах северного Приморья? Думается, больше нарушений было именно в зал. Петра Великого. Крупно- и среднетоннажные суда, для которых лов в заливе запрещен, не считаясь с запретами, активно промышляли камбалу в заливе, а отчетность сдавали за лов в водах северного Приморья. Автор настоящей статьи нередко был свидетелем подобных фактов на р/к им. Надибаидзе, расположенном на побережье зал. Петра Великого. Судя по всему, недолова камбал в советское время в заливе никогда не было. В теплое время года в зал. Петра Великого всегда наблюдался значительный прилов молоди, как правило, превышающий дозволенные 8 %. «Излишки» либо выбрасывались за борт, либо сдавались на зверофермы, либо использовались для изготовления рыбной муки под наименованием «частик» или «бычки». Это явление не являлось уникальным для Приморья. По данным С.Н.Тарасюка (1997), в водах Сахалина в 1970-1980-е гг. прилов молоди камбал достигал 50 % и использовался под наименованием «бычки» для изготовления рыбной муки. Отсюда следует второй вопрос: были ли моменты перелова камбал в период лимитированного промысла и в период исследований вообще?

Выводы П.А.Моисеева (1953), касающиеся негативного влияния промысла на камбал зал. Петра Великого, базируются на косвенных признаках изменчивости видового и размерного состава и в меньшей степени на данных промысловой статистики. По мнению В.П.Шунтова с соавторами (1990) и Л.А.Борца (1997), часто цитируемый и ставший уже «классическим» пример взаимозаменяемости видов в камбальном населении зал. Петра Великого под влиянием промысла ни разу не был подкреплен достоверной информацией. Более того, и другие исследователи, считающие влияние промысла приоритетным, высказывали мнение о влиянии абиотических и биотических условий на состояние камбальных популяций зал. Петра Великого (Тычкова, 1947; Климова, Иванкова, 1977; Иванков, Иванко-ва, 1983; Иванкова, 2000). Как такового анализа статистики промысла в работе П.А.Моисеева (1953) нет. Сопоставление уловов на усилие дается по отдельным смежным сезонам или годам, которые произвольно вычленяются из ряда наблюдений. Приводится также сезонная изменчивость уловов, которая выражена не меньше годовой. Сопоставление некоторых цифр даже вызывает изумление. В его работе говорится, что с 1930 по 1949 г. вылов камбал в зал. Петра Великого достигал «в отдельные годы» 102,2 тыс. ц. По данным, приведенным в этой же монографии, в период с 1930 по 1938 г. эта величина должна была бы составлять 39-58 % суммарного вылова камбал СССР и Японией в прибрежных водах!

В более поздних работах имеются конкретные цифры. Считается, что в 1930-х гг. биомасса камбал была довольно высокой и составляла 30,0-35,0 тыс. т, а к 1967 г. она снизилась до 5,7 тыс. т (Минева, 1967; Иванкова, 2000). В результате в 1968 г. был введен запрет на промысел камбал, который длился до 1974 г. Следует отметить, что указанный уровень запаса для камбал зал. Петра Великого в начале их промысла не является высоким (рис. 1). Успешное начало тралового промысла в 1930 г. и резкое снижение уловов в течение лишь одного года могло быть связано с возникновением оборонительного рефлекса камбал на трал (Пьянов, Жуй-ков, 1993). Сделать же четкий вывод о снижении уловов в течение длительного периода невозможно, поскольку постоянно менялась тактика промысла, а именно: орудия лова, сезоны и районы промысла. Несмотря на то что цифра запаса 5,7 тыс. т вызывает серьезные сомнения, исключать возможность перелова в 19401950-е гг. не следует. По данным М.А.Тычковой (1947), доля молоди в уловах кам-

бал в 40-е гг. составляла более 90 %. При этом в 1955 г. их вылов достиг 12,8 тыс. т, после чего величина годового вылова стала резко снижаться (Борец, 1997). Тем не менее в течение длительного времени камбальное население зал. Петра Великого выдерживало пресс хищнического промысла. Можно предположить, что в 1930 и 1950-е гг. происходило естественное снижение запасов, и на его фоне промысел, действительно, оказал негативное влияние на структуру промысловых популяций камбал.

В период лимитированного промысла, по мнению З.Г.Иванковой (1988, 2000), судя по структуре популяций желтоперой и малоротой камбал, он не оказывал негативного воздействия на камбал зал. Петра Великого. Поведение кривых, описывающих уловы на усилие, вылов и оценки запаса камбал по ВПА, почти идентично (рис. 1). Если предположить, что улов в какой-то степени пропорционален запасу, то оценки запаса по ВПА вполне адекватны динамике численности камбал зал. Петра Великого. Однако корректность официальных статистических данных весьма сомнительна. Несмотря на то что и в советское время часть уловов камбал скрывалась, тем не менее тенденции динамики улова на усилие вполне соответствовали реалиям промысловой обстановки. Не указывались только улов молоди и район лова из-за боязни штрафных санкций. В дальнейшем выбросы молоди сохранились, но вследствие развития теневой экономики часть улова стала скрываться. Интересно отметить, что резкое снижение уловов на усилие (1988 г.) совпало с началом кооперативного движения в рыбохозяйственной отрасли Приморья (рис. 1). Наиболее активно неучтенную рыбу сдавали рыбаки, ведущие промысел недалеко от Владивостока, в том числе и в Уссурийском заливе. Одними из «пионеров» этого движения были рыбаки Владивостокского горрыбкомбината, по вылову которого собиралась львиная доля базы данных, ложившихся в информативную основу прогноза.

Степень расхождения фактических данных и данных промысловой статистики может меняться по ряду причин. Она зависит от типа судов на промысле, от близости района промысла к району сбыта (как говорят рыбаки, «длины плеча»), от конъюнктуры рынка, от состава уловов, в очень редких случаях от природоохранных мероприятий и от множества иных ситуаций. Мы располагаем возможностью оценить степень искажения официальной статистики с 1996 по 1999 г. в Уссурийском заливе по данным Л.Н.Ким (2002, 2003). Величины уловов на усилие камбал, представленные в статье за 2003 г., составляют 0,046-0,056 т/трал. В статье за 2002 г. даны величины уловов японской камбалы и ее доля в камбальных уловах на контрольном лове. Несложные вычисления показывают, что уловы камбал в режиме контрольного лова составляли 0,74-0,83 т/трал. и были в 13,2— 21,7 раза больше, чем по данным официальной статистики. На самом деле различие должно быть немного меньше, поскольку контрольный лов осуществлялся близнецовым тралом, а это не единственное орудие лова малотоннажного флота. Однако основным орудием лова в зал. Петра Великого последние десять лет является именно близнецовый трал. Поэтому при самом осторожном подходе можно предположить, что скрывалось не менее 80 % величины уловов.

Отметим, что размах колебаний уловов невелик по данным как официальной статистики, так и контрольного лова. Колебания оценок запасов, рассчитанных по данным траловых съемок, гораздо значительнее (рис. 1). Кроме того, величина оценок запасов по методам прямого учета значительно больше, чем по методу ВПА. Бесспорно, что если занижаются данные промысловой статистики, то и величина промыслового запаса, рассчитанная на их основе, также ниже реальной. Однако не только величина, но и состав уловов является весьма критикуемым моментом биостатистических данных, используемых при методе ВПА для камбал зал. Петра Великого. На то, что соотношение камбал в промысловых уловах не соответствует таковому в съемках и соотношению видов в этом таксоцене, указано в работах В.П.Шунтова с соавторами (1990) и Л.А.Борца (1997). Специфичность видового

состава промысловых уловов определена дислокацией районов промысла на скоплениях отдельных видов камбал, с одной стороны, и их перераспределением по локальным участкам — с другой (Гаврилов, 1998). Благодаря этому различия в оценках запасов отдельных видов, определенных разными методами, гораздо существеннее, чем оценки суммарного запаса камбал. Ранее этот вопрос уже рассматривался Л.А.Борцом (1997) и указывалось, что цифры запаса камбал в 1984-1986 гг. по данным Г.М.Гаврилова с соавторами (1988) и по данным З.Г.Иванковой (1988) довольно близки (рис. 1). Но биомасса желтоперой камбалы различается в пять раз! Необходимо отметить, что в 1984-1990 гг. съемки проводились в диапазоне глубин 20100 м, в последующие годы диапазон глубин расширился до 5-150 м, а в отдельных съемках даже до 5-250 м. Установлено, что биомасса камбал в батиметрической зоне 20-100 м в съемках 1991-2002 гг. составляла 70-86 % общей биомассы камбал. Таким образом, близкие оценки суммарного запаса в съемках и по методу ВПА совпадали только в течение трех лет, когда значительная часть скоплений камбал не была охвачена съемкой. В остальных случаях суммарный запас по методу ВПА всегда был ниже. Что касается оценок запасов отдельных видов, то никаких четких тенденций не прослеживается. Оценки биомассы желтоперой и ма-лоротой камбал, полученные в съемках, могут быть выше и ниже оценок, рассчитанных по методу ВПА. Следует отметить, что дисперсия оценок камбал, полученных по стандартным методикам учетных съемок, значительно больше, чем по методу ВПА (Вдовин, Дударев, 2000), что связано с особенностями методических погрешностей прямых учетов рыб, которые будут рассмотрены ниже. Однако плавные колебания оценок биомассы камбал по методу ВПА вряд ли отражают реальную ситуацию. Даже относительная численность поколений у желтоперой и ма-лоротой камбал показывает многократные изменения (Иванкова, 2000). Колебания же запасов невелики.

Помимо низкой достоверности информационной обеспеченности (промысловая статистика, состав уловов) оценок запасов камбал по ВПА критикуем и сам метод (Риккер, 1979; Хилборн, Уолтерс, 2001). Начнем с того, что метод предполагает отсутствие иммиграции или эмиграции. Во-вторых, для адекватной оценки промысловой смертности необходимо знать динамику улавливаемости. В-третьих, необходимо точное определение возраста. В-четвертых, желательно точно знать естественную смертность. Влияние некорректных оценок естественной смертности невелико только в случае, если естественная смертность заметно ниже промысловой. Следовательно, чем выше интенсивность промысла, тем точнее метод. Отсюда следует главный нюанс, касающийся теории рыболовства вообще: невозможно определить максимально устойчивый вылов (и, следовательно, запас) без перелова запаса (Хилборн, Уолтерс, 2001).

Соблюдались ли все эти условия при определении запаса камбал методом ВПА? Данных об обмене особями между популяциями камбал в водах Приморья нет. Более того, неизвестен даже популяционный состав. Только для малоротой камбалы известно, что в зал. Петра Великого имеются две популяции, но границы этих популяций не установлены (Иванкова, Коваль, 1980). Догмат традиционной теории рыболовства о постоянстве во времени между промысловым усилием и средним выловом на самом деле является исключением из правил. При увеличении улавливаемости и снижении запаса может быть переоценка последнего, при противоположной тенденции — наоборот.

Следующим пунктом идет достоверное определение возраста. Большинство опытных исследователей обычно уверены в правильности своих подходов. Однако работ, посвященных поиску обоснованных критериев, позволяющих верно оценить возраст, немного. К сожалению, их нет и по камбалам зал. Петра Великого. Тем не менее мы можем допустить, что возраст определен правильно. А корректно ли была определена естественная смертность? По этому поводу у автора имеются сомнения. Выше отмечалось, что некоторое время мгновенная смертность

принималась постоянной (Иванкова, 1988). В дальнейшем применялись плавающие коэффициенты смертности, и, более того, были произведены ретроспективные перерасчеты. При этом вызывает недоумение, что оценки запасов камбал не изменились. Кроме того, динамика показателей смертности у камбал менялась практически синхронно. Подобная несогласованность коэффициентов смертности может быть объяснена только искаженной промысловой статистикой или методическими ошибками эмпирического определения (Октябрьский, 1999). К тому же, в данном случае почти всегда, естественная смертность превышала промысловую, что может давать очень существенные ошибки при определении численности когорт. Вообще этот метод нуждается в тщательной отладке, поскольку в него заложено много допущений.

Проблемы отсутствия информации решаются посредством настройки модели за счет подбора стартовых коэффициентов и последовательных итераций. Таким путем можно получить любой удовлетворяющий исследователя результат, который при отсутствии корректных данных будет базироваться преимущественно на интуиции исследователя. Увы, вышесказанное позволяет предположить, что при расчете запасов камбал зал. Петра Великого методом ВПА именно интуиция была в основе опубликованных оценок. При высокой интенсивности промысла и точной биопромысловой статистике этот метод мог бы в какой-то степени отражать реальную ситуацию, но в данном случае эти главные условия не соблюдались. Вообще использование этого метода требует проверки другими, в частности методами прямого учета, что очень редко выполняется на практике (Хилборн, Уолтерс, 2001).

При исследовании динамики численности южного одноперого терпуга использовались методы мечения, которые относятся к методам прямого учета, но тем не менее предполагают использование промысловой статистики (Вдовин, 1985). Использование трех методов расчета показало небольшую дисперсию полученных оценок: 68,7 тыс. т по Паркеру, 71,9 тыс. т по Шнейбл и 91,3 тыс. т по Петерсену. По обобщенным многолетним данным контрольных тралений (съемок по стандартной сетке станций тогда не было) методом З.М.Аксютиной (1968) были получены усредненные оценки биомассы терпуга, составляющие 67,4 тыс. т для коэффициента уловистости 0,3 и 80,9 тыс. т для коэффициента уловистости 0,25. Начальной точкой отсчета был принят конец 1976 — начало 1977 г. Из оценок промыслового запаса приморской популяции была выбрана оценка по методу Шнейбл. При расчете перспективных и ретроспективных оценок на основе определения темпов убыли и пополнения максимальной оценкой являлась 113,7 тыс. т. По данным съемок максимальная оценка биомассы терпуга в водах Приморья может достигать примерно 200 тыс. т (Вдовин и др., 2004). Биомасса запаса приморской популяции при этом может составить 160-180 тыс. т.

Какие же величины реальнее оценивают потенциал запасов терпуга? По нашему мнению, полученные в съемках. В данном случае речь идет даже не о точности оценок, а о возможности определить максимальный уровень запасов. Дисперсия оценок, конечно же, выше в съемках, и к обсуждению этого вопроса мы еще вернемся. Тенденции в динамике численности терпуга были определены вполне удовлетворительно (Вдовин, 1998), однако величина уровня запаса была явно недооценена. Связано это с несколькими причинами. Во-первых, отечественная промысловая статистика всегда давала цифры вылова несколько ниже реальных. Выше уже приводились примеры по статистике промысла камбал. Доля сокрытия уловов терпуга в советское время была несколько ниже, чем у камбал, и составляла примерно 20-30 %. К сожалению, в то время корректировка данных промысловой статистики в печати, мягко говоря, не поощрялась. При использовании скорректированной величины улова при расчетах по методу Шнейбл максимальный уровень запасов достигал бы 142-162 тыс. т. Такие цифры в то время были непривычны, и автор тогда согласился с рекомендациями коллег не «завышать» уровень

запасов. К тому же в тот момент мы ориентировались на метод площадей, по которому оценка запаса почти совпала с оценкой по методу Шнейбл. При использовании оценки по методу Петерсена с применением скорректированных величин уловов максимальный уровень запасов приморской популяции был бы определен в 180-206 тыс. т. Реален ли такой уровень запасов? Думается, да. В настоящий момент автор абсолютно уверен в том, что величина коэффициента уловистости, равная 0,3, сильно завышена. Для других, менее подвижных, терпугов коэффициент уловистости составляет менее 0,2 (Вдовин, 2000). При использовании коэффициента 0,2 биомасса терпуга на промысловых скоплениях была бы оценена в то время в 101 тыс. т. Подчеркнем - только в промысловых скоплениях. При более высоких оценках запаса, разумеется, предлагались бы и большие квоты вылова терпуга. Впрочем, рыбная промышленность пока не испытывает в этом острой нужды. Рекомендованные квоты по вылову терпуга, судя по официальной статистике, почти никогда не выбирались (Вдовин, 1988; Гаврилов, 1998). В советское время это действительно было так. В 1990-е гг. официальный вылов приблизился к прогнозируемому. Ниже будет приведен пример того, что иногда фактический вылов превышал рекомендованный. Однако это связано с тем, что рекомендованный вылов в то время был ниже возможного (Вдовин, 2004б). Можно констатировать, что запас терпуга в водах Приморья всегда облавливался недостаточно интенсивно (Вдовин, 1988, 1998, 2004б).

Несмотря на длительную историю изучения сельди зал. Петра Великого, динамике ее численности посвящена только одна статья (Гаврилов, Посадова, 1982). В ней причины колебания численности сельди связываются с гелиофизи-ческими, климатологическими и океанологическими факторами. В публикации указывается, что резкое снижение численности сельди началось в 1930 г. Затем, в течение почти полувека, восстановления запасов сельди не произошло, несмотря на низкую интенсивность промысла. На основе проведенного анализа был дан прогноз о повышении численности сельди в предпоследнем десятилетии прошлого столетия. При этом оговаривалось, что высокого подъема численности ожидать не следует. Впоследствии этот прогноз полностью оправдался. В связи с этим несколько странно выглядят рассуждения в другой публикации одного из авторов вышеупомянутой статьи (Посадова, 1988) о том, что благоприятное влияние на состояние запасов оказал семнадцатилетний (!) запрет на промысел. Поскольку запрет на промысел сельди продолжался, В.П.Посадова обосновывала снижение численности сельди к концу предпоследнего десятилетия XX в. воздействием на нее антропогенного загрязнения. В настоящее время сельдь зал. Петра Великого действительно находится в депрессивном состоянии, притом что в последнее десятилетие прошлого века пресс загрязнения понизился (Огородникова, 2000).

Оценки запасов сельди, приведенные в публикациях А.И.Амброза (1931) и В.П.Посадовой (1988), не отражают реального уровня запасов. В монографии А.И.Амброза было сказано, что ему удалось оценить не весь запас по двум причинам: во-первых, им были охвачены не все рыбные промыслы, во-вторых, не удалось учесть вылов непрофессиональными рыбаками, который по объемам был сопоставим с промышленным. К тому же биостатистический метод не учитывает параметры смертности и, следовательно, занижает реальную величину запасов (Риккер, 1979). Максимальная оценка запаса за 1919 г. составляет 35 тыс. т. Во сколько раз может быть реальная цифра запаса больше при самой осторожной экстраполяции? А.И.Амброзом (1931) были собраны данные с 2/3 промыслов. Вылов непрофессионалов был сопоставим с профессиональным. Годовая естественная смертность по данным В.П.Посадовой (1988) составляет в среднем 33 %. Таким образом, экспертная оценка запаса сельди на 1919 г. может составить 150 тыс. т. Несмотря на то что В.П.Посадова (1988) пользовалась более современным методом (ВПА), рассчитанные ею оценки запаса (7-50 тыс. т) не лучше отражают

реальную ситуацию. В период с 1973 по 1987 г. промысловую статистику по сельди зал. Петра Великого не следует даже называть малодостоверной. Она была просто фальсифицирована. Вылов сельди в последние 30 лет даже по данным официальной статистики всегда превышал рекомендованные квоты (Гаврилов, 1998). Собственно говоря, прогноз как таковой давался только в конце 1970-х - начале 1980-х гг., а в остальное время промысел осуществлялся только в режиме контрольного лова. Запрет на промысел был введен еще при высоком уровне запасов сельди, что только инициировало ее браконьерство. Более того, браконьерство осуществлялось с размахом, на промышленной основе. Автору неоднократно на рыбокомбинатах Приморья и на плавбазах, входящих в состав приморской экспедиции, приходилось видеть продукцию из приморской сельди, якобы выловленной в Охотском море. На промысле дальневосточной сардины плавбазы обрабатывали в день до 50-70 т сельди, которая в документах значилась как «иваси». Масштабы злоупотреблений оценить трудно, но, думается, нелимитированный вылов на порядок превышал официальный.

Оценки запасов сельди в траловых съемках зал. Петра Великого невелики, поскольку они проводились в летнее время, когда сельдь плохо учитывается донным тралом (Вдовин и др., 2004). Зато в осенней съемке 1986 г. биомасса сельди в водах северного Приморья достигала 116 тыс. т. Последнее связано с тем, что осенью в водах Приморья сельдь наибольшим образом тяготеет к придонным слоям воды. При учетах сельди пелагическим тралом нередко получаются еще более внушительные цифры. По данным Н.М.Мокрина с соавторами (2004), в верхней пе-лагиали (0-30 м) северной части Японского моря в траловых съемках оценки биомассы сельди могут различаться на четыре порядка. В первую очередь это связано с тем, что в Японском море сельдь не образует устойчивых скоплений в пелагиали (Вдовин, Зуенко, 1997). Тем не менее с 1985 по 1990 г., когда уровень запасов сельди был высоким, в каждой второй съемке оценки биомассы сельди превышали 200 тыс. т. По данным, любезно предоставленным нам одним из авторов отчета В.А.Шелеховым (Мокрин и др., 2004), биомасса сельди в верхней пелагиали Приморья могла составлять ориентировочно 40-100 тыс. т. Укажем, что при крупномасштабных съемках по техническим причинам практически не обследовалась акватория над глубинами менее 50-70 м, что вело к значительному недоучету запасов. Скорее всего, уровень запасов сельди в зал. Петра Великого и в Японском море вообще в периоды подъема численности должен исчисляться сотнями тысяч тонн. Несомненно, при учете браконьерского лова, даже по методу ВПА, оценки запасов сельди были бы на порядок выше, чем приведенные в статье В.П.Посадо-вой (1988).

Динамика численности наваги Амурского залива изучена довольно неплохо (Васильков и др., 1980; Гаврилов, Шарапова, 1982; Черноиванова, 2000). По неопубликованным данным Л.А.Черноивановой, оценки запасов наваги зал. Петра Великого по методу ВПА с 1997 по 2002 г. колеблются от 3,8 до 6,6 тыс. т. Данные величины сопоставимы с оценками запасов наваги в зал. Петра Великого, которые меняются от 2,6 до 11,7 тыс. т (Вдовин и др., 2004). Сопоставимость оценок в первую очередь связана с тем, что навага в донных съемках отчасти недоучитывается, о чем будет подробнее сказано ниже. В данной части статьи мы можем констатировать, что оценки запасов по методам прямого учета и по ВПА сопоставимы не только по величинам, но и по динамике. Как по съемкам, так и по ВПА наиболее высокие оценки запаса были получены в 2001-2002 гг. Однако промысел наваги не является интенсивным, и, кроме того, как и у других видов, не весь вылов учитывается официальной статистикой. Поэтому и в данном случае оценки по ВПА ниже реального уровня запасов.

По минтаю, треске, скатам и бычкам оценки запасов по рыбопромысловым моделям не рассчитывались.

Качество оценок запасов по прямым количественным учетам

Оценки запаса минтая рассчитывались только методами прямого учета. Максимальная оценка запаса по данным ихтиопланктонных съемок составляла 280 тыс. т (Нуждин, 1998), по результатам донных съемок — 586 тыс. т (Вдовин и др., 2004), по результатам пелагических съемок - 251 тыс. т (Мокрин и др., 2004). Все максимальные оценки приходились на 1985 г. Следует указать, что биомасса минтая в эпипелагиали была определена для всей северо-западной части Японского моря. Ориентировочно около 70 % запасов минтая приходилось на акваторию Приморского края, что в весовом выражении составляло примерно 180 тыс. т. В учетах донным тралом рассматриваются максимальные оценки съемок вод северного Приморья, которые составляют более 90 % запасов приморского минтая. Последнее связано с тем, что съемки зал. Петра Великого и вод северного Приморья не всегда совпадали по срокам.

К концу 1980-х гг. уровень запасов приморского минтая стал снижаться. По результатам ихтиоплактонных съемок биомасса минтая в 1990 г. составила 95 тыс. т (Нуждин, 1998). В то же время по результатам донной траловой съемки биомасса минтая составила 509 тыс. т. Отметим, что вследствие временного разрыва съемки (три недели) некоторые скопления этой рыбы могли быть учтены дважды. Однако в съемке 1988 г. оценка биомассы также была высокой и составляла 517 тыс. т. В целом, за короткий период времени - с 1985 по 1990 г. - в трех съемках оценки биомассы минтая превышали 0,5 млн т (Вдовин и др., 2004). Таким образом, по данным донных траловых съемок можно предположить, что уровень запасов минтая в этот период был высоким. Между тем такие выводы по результатам учетов донного трала можно сделать только при наличии рядов наблюдений. Дисперсия оценок запасов по этому методу очень существенна. Даже в двух смежных съемках в водах северного Приморья 1987 г. оценки биомассы минтая колебались от 7 до 147 тыс. т. Объясняется это тем, что во многих донных съемках минтай в значительной степени недоучитывается. Основной причиной являются вертикальные миграции минтая в средние горизонты воды и в пелагиаль. Немаловажную роль играют и миграции минтая в воды Приморья из вод Северной Кореи. Собственно восточнокорейский минтай постоянно присутствует в водах южного Приморья, но наиболее активны его миграции при высоком уровне численности (Шунтов и др., 1993). Обследованная акватория бывает э же батиметрического диапазона обитания вида (Вдовин, Дударев, 2000). Кроме того, при траловых учетах наблюдаются значительные методические погрешности: ± 40-50 % при Р = 0,05 (Юда-нов, 1995). Погрешности в пелагических траловых съемках еще больше, поскольку приморский минтай в большей степени тяготеет к придонным слоям воды, чем к поверхностным (Вдовин, Зуенко, 1997). Дисперсия оценок биомассы минтая в пелагических съемках впечатляет. В двух смежных съемках 1988 г. оценки биомассы различаются в 70 раз (0,8 и 56,0 тыс. т).

Ихтиопланктонные съемки хороши тем, что ими почти полностью обследуются районы нерестилищ. В зоне облова оказывается основная масса выметанной икры. Использование коэффициентов смертности позволяет избежать занижения оценки численности икры (Булатов, 1986; Нуждин, 1988, 1998). Возможно, благодаря этим положительным моментам дисперсия оценок запасов по данным ихти-опланктонных съемок значительно меньше, чем по данным донных съемок. Колебания оценок запасов приморского минтая с 1981 по 1990 г. составляют 87-280 тыс. т. Почему же оценки запасов в ихтиопланктонных съемках меньше, чем в донных траловых съемках? Основной причиной, на наш взгляд, является принятие уловистости ихтиопланктонной сети за 100 %. Разумеется, данный постулат является ложным. Кроме того, погрешности в расчеты будут вносить и разнос икры, и мозаичность ее распределения, а также волнение моря, оказывающее влияние на уловистость планктонной сети. Уловистость минтая в донных съемках обосно-

вана слабо, но тем не менее обоснование есть (Борец, 1985а). Несложные расчеты показывают, что при принятии уловистости планктонной сети за 50 % сходимость максимальных оценок была бы 96 %.

Можно предположить, что при серии совместных донных траловых и ихти-опланктонных съемок можно было бы осуществить отладку данных методов и даже уловистости орудий лова.

Оценки запасов рогатковых получены только методами прямого учета и имеются во множестве публикаций по результатам учетных съемок или биологии этого таксона (Гаврилов и др., 1988; Борец, 1990; Вдовин и др., 1994; Дударев, 1996; Калчугин, 1998; Вдовин, Дударев, 2000; Панченко, 2001; Панченко, Пущина, 2004; и др.). Специальные исследования, посвященные анализу расчетов запасов по данным прямых учетов, касаются только керчаков рода МуохоеерЬа1из зал. Петра Великого (Борисовец и др., 2003). Показано, что для данной группы рыб самое существенное искажение при оценке запасов по данным траловых съемок дают коэффициенты уловистости, используемые в настоящее время. Как правило, в учетных и бонитировочных работах дальневосточных морей величина уловистос-ти принимается постоянной для тех или иных видов или групп рыб без учета их размерных характеристик и типа донного трала (Борец, 1985а, б; Гаврилов и др., 1988; Дударев, 1996; и др.). Использование коэффициента уловистости как константы является вынужденной мерой, поскольку работы по определению уловис-тости рыб донными тралами в Дальневосточном регионе до 1991 г. не проводились (Вдовин, Щетков, 1997). Одним из очевидных недостатков традиционно используемых коэффициентов уловистости являются их высокие величины (Вдовин, 2000). Для рогатковых принимается коэффициент уловистости, равный 0,5. При применении «плавающих» коэффициентов уловистости, величина которых колебалась от 0,003 до 0,396, оценки биомассы керчаков получились в 5,2-10,5 раза больше, чем при стандартном коэффициенте уловистости.

Суммарная биомасса всех четырех видов изменяется в съемках от 37,6 до 68,2 тыс. т, составляя в среднем 55,4 тыс. т. Обратим внимание на то, что максимальный уровень запасов всех рогатковых при коэффициенте уловистости 0,5 в зал. Петра Великого определен в 20,3 тыс. т, а в водах Приморья — в 47,7 тыс. т (Вдовин и др., 2004). Несомненно, запасы при применении традиционных коэффициентов уловистости недоучитываются. В связи с этим ранее нами было высказано предложение при оценке потенциала сырьевой базы ориентироваться не на средние, а на максимальные оценки запасов (Вдовин, Дударев, 2000). Тем не менее исключить сомнения о завышении запасов, когда их оценки в несколько раз больше оценок, полученных традиционным методом, невозможно. При более осторожном подходе имеется множество способов, позволяющих получать меньшие оценки запасов. Мы остановимся на двух, наиболее существенных. Во-первых, на величину запасов весьма влияют единичные, аномально высокие уловы. Для работы с аномальными значениями («выбросами») разработан целый арсенал методов (Тьюки, 1981; Афифи, Эйзен, 1982; Дубровский, 1982; Мостеллер, Тьюки, 1982; Хьюбер, 1984). Во-вторых, можно не пользоваться минимальными значениями коэффициентов уловистости, которые имеют слабую статистическую обеспеченность (Вдовин, 2000).

Применение «плавающих» коэффициентов уловистости дает еще одно преимущество перед стандартными. Вариабельность оценок запасов, полученных в ряде съемок, при использовании дифференцированных коэффициентов уловисто-сти значительно меньше, чем при применении стандартных. Для керчаков зал. Петра Великого кратность этого различия составляла 1,1-1,9 раза (Борисовец и др., 2003). Для пятнистого терпуга зал. Петра Великого — 2,2 раза (Вдовин, Анто-ненко, 2001).

На первый взгляд, это преимущество может показаться ничего не значащим. Это было бы так, если бы вариабельность оценок запасов обусловливалась только

естественными причинами. В основном же вариабельность оценок запасов связана с методическими погрешностями, и одна из них — применение стандартных коэффициентов уловистости (Вдовин, Дударев, 2000). На примере пятнистого терпуга показано, что динамику численности этого вида можно было проанализировать только при использовании оценок запасов, рассчитанных с помощью дифференцированных коэффициентов уловистости (Вдовин, Антоненко, 2001). Связано это с тем, что уловы, благодаря изменчивости уловистости трала, не пропорциональны истинной плотности концентраций рыб, а следовательно, и запасам. На примере керчаков можно проиллюстрировать, что при увеличении плотности концентраций в 2,2 раза уловы повышаются в 3,5 раза (Вдовин, 2000).

В настоящее время мы можем констатировать, что запасы рогатковых при применении стандартных методик траловых съемок недоучитываются. Однако имеющиеся данные позволяют использовать дифференцированные коэффициенты уловистости только для керчаков. В настоящий момент мы имеем основание пользоваться меньшими значениями коэффициентов уловистости, чем традиционно принятое значение 0,5. По экспериментальным данным максимальный коэффициент уловистости для керчаков составляет 0,239 (Вдовин, 2000). Следовательно, для получения гарантированно минимального уровня запасов мы можем принять такой коэффициент.

Оценки запасов трески по данным учетных съемок в водах Приморья очень изменчивы: они могут различаться на три порядка (Вдовин и др., 2004). Высокая вариабельность оценок запасов обусловлена в первую очередь особенностями распределения трески в толще воды (Вдовин, 2004а). В работе П.В.Калчугина (2004) показано, что вероятность изъятия промысловых уловов трески донным тралом имеет выраженную сезонную изменчивость. С мая по сентябрь она близка к нулю, в январе-марте не превышает 10 %, а в октябре-декабре достигает почти 20 %. В октябре-ноябре треска наиболее полно попадает в зону облова донным тралом, и в это время оценки ее запасов наиболее репрезентативны. Сложность учета трески состоит еще и в том, что ее распределение в толще воды имеет выраженную возрастную изменчивость (Калчугин, 2004; Калчугин и др., 2004). Особенно плохо учитывается молодь, в связи с чем трудно проследить характер пополнения промыслового стада.

Насколько реальна максимальная величина уровня запасов трески? Скорее всего, она даже несколько занижена, поскольку при ее расчетах применялся завышенный коэффициент уловистости 0,3 (Вдовин, 2004а). На тихоокеанском бассейне работ по уловистости трески не проводилось. Однако такие исследования проведены в Баренцевом море, где были получены коэффициенты уловистости от 0,049 до 0,181 (Серебров, 1986).

Оценка запасов скатов, приведенная в специализированной работе В.Н.Дол-ганова (1999), составляет всего 5,7 тыс. т для всей северо-западной части Японского моря. В данной работе отсутствуют не только обоснованность этой оценки, но и необходимые методические подробности. Приведен лишь коэффициент уловистости, равный 0,5. Указанная оценка является явно заниженной. Только в водах северного Приморья максимальная оценка биомассы скатов в донных съемках достигает 20,7 тыс. т (Вдовин и др., 2004). Дисперсия оценок запасов скатов в съемках очень высока, вплоть до того, что в отдельных съемках они отсутствуют. Конечно, нулевые оценки не могут объясняться динамикой численности, тем более что скаты относятся к видам, жизненная стратегия которых построена в направлении К-отбора, и вряд ли могут характеризоваться выраженной динамикой численности (Борец, 1997). Следовательно, вариабельность оценок запасов скатов обусловлена преимущественно погрешностями учетов.

Характерно то, что вариабельность оценок запасов скатов в зал. Петра Великого больше, чем в водах северного Приморья (рис. 2). Это объясняется тем, что предельные глубины тралений в зал. Петра Великого меньше, чем в водах север-

Рис. 2. Коэффициенты вариации (C.V., %) оценок биомассы рыб по данным съемок зал. Петра Великого (А) и северного Приморья (Б): 1 - керчак-яок (Myoxocephalus jaok), 2 — южный одноперый терпуг ( Pleurogrammus azonus), 3 - навага (Eleginus gracilis),

4 — многоиглый керчак (M. poly-acanthocephalus),

5 — желтополосая камбала (Pseudo-pleuronectes herzensteini), 6 — охотский шлемоно-сец (Gymnacan-

thus detrisus), 7 — палтусовидная камбала (Hippoglossoides dubius), 8 — японская камбала (P. yokohamae), 9 — малоротая камбала (Glypthocephalus stelleri), 10 — желтоперая камбала (Limanda aspera), 11 — тихоокеанская сельдь (Clupea pallasii), 12 — остроголовая камбала (Cleisthenes herzensteini), 13 — колючая камбала (Acanthopsetta nadeshnyi), 14 — минтай (Theragra chalcogramma), 15 — тихоокеанская треска (Gadus macrocephalus), 16 — щитоносный скат (Bathyraja parmifera), 17 — скат Берга (B. bergi) Fig. 2. Coefficients of variation (C.V., %) of biomass estimations of fish based on the data of surveies of Peter the Great Bay (А) and Northern Primorye (Б): 1 — Myoxocephalus jaok, 2 — Pleurogrammus azonus, 3 — Eleginus gracilis, 4 - M. polyacanthocephalus, 5 — Pseudopleuronectes herzensteini, 6 — Gymnacanthus detrisus, 7 — Hippoglossoides dubius, 8 - P. yokohamae, 9 — Glyptocephalus stelleri, 10 — Limanda aspera, 11 — Clupea pallasii, 12 — Cleisthenes herzensteini, 13 — Acanthopsetta nadeshnyi, 14 — Theragra chalcogramma, 15 — Gadus macrocephalus, 16 - Bathyraja parmifera, 17 — B. bergi

ного Приморья, а скаты являются глубоководными видами. Однако и в водах северного Приморья дисперсия оценок биомассы скатов весьма высока. Скорее всего, это связано с мозаичностью распределения этих крупных, но не очень многочисленных рыб. Обычно масштабы недоучета тем больше, чем меньше обилие вида в траловых уловах (Вдовин, Дударев, 2000). В целом можно констатировать, что скаты учитываются плохо. Мозаичность распределения, скорее всего, не единственная причина. В настоящее время неизвестно, как распределены скаты в толще воды. Эти виды считаются донными рыбами, но автору приходилось наблюдать представителей этого рода у поверхности воды ночью, на световых станциях. Единожды удалось увидеть и днем, хотя такой случай логичнее отнести к аномальным. Мы также полагаем, что коэффициент уловистости 0,5 для скатов является завышенным. Проведенные нами исследования показали, что у донных рыб при штучных уловах уловистость обычно меньше 0,1 (Вдовин, 2000). Вряд ли скаты являются исключением. Думается, что уровень запаса в 20 тыс. т для вод Приморья является не завышенным, а в крайнем случае средним.

Из вышесказанного ясно, что методами прямого учета не всегда удается адекватно оценить величину запасов рыб. Ранее нами было показано, что вариабельность оценок биомасс, рассчитанных по данным учетных съемок, больше зависит от субъективных причин, чем от динамики численности рыб (Вдовин, Дударев, 2000).

Одна группа субъективных причин относится к чисто методическим: издержки в работе трала, характер вероятностного распределения рассчитываемых параметров и некоторые другие, трудно учитываемые факторы. Только эти факторы приводят к значительным методическим погрешностям — ± 40-50 % при Р = 0,05 (Тре-щев, 1983; Юданов, 1995; и др.). Даже определение такого показателя, как горизонтальное раскрытие трала, является совсем не простой задачей (Волвенко, 1998). Помимо значительных погрешностей при траловых учетах результаты съёмок зачастую связаны с недооценкой биомассы из-за ограниченных возможностей тралового обследования, поведения рыб и многих других причин (Юданов, 1995).

Однако степень искажения результатов у другой группы субъективных ошибок, как правило, значительно больше, чем у первой. К этой группе субъективных ошибок относятся недооценка площадей, условность оценок коэффициентов улови-стости (а, конкретнее, их субъективное завышение) и ограниченные возможности тралового обследования (Вдовин, Дударев, 2000). Все эти причины ведут к недоучету запасов. Менее всего поддается анализу в настоящее время недооценка площадей. Поскольку площади батиметрических зон рассчитываются без учета рельефа дна, совершенно ясно, что они ниже реальных. Предварительные расчеты на небольших участках бентали показали, что площадь проекции поверхности дна на 23 % меньше площади поверхности в местах с простым рельефом и на 20-30 % — в местах со сложным (Вдовин, Дударев, 2000). При указанных расчетах участок дна приводился к какой-либо стереометрической фигуре. К сожалению, в настоящее время промеров глубин на современных картах недостаточно, в связи с чем рассчитать точно площади дна невозможно. В настоящее время для подобных расчетов появились методы с использованием ГИС-технологий. Но недостаток данных приводит иной раз к парадоксальным результатам. В работе И.В.Волвенко (2003) во многих районах рыболовной зоны Дальнего Востока площади поверхности воды и дна равны. Разумеется, при появлении более подробной информации этот нонсенс будет устранен, а пока из-за заниженных величин площадей дна запасы донных рыб всегда недоучитываются и в отдельных случаях значительно.

Как уже упоминалось выше, используемые в настоящее время коэффициенты уловистости являются причиной не только занижения оценок запасов, но и увеличения дисперсии этих оценок. К сожалению, экспериментальные данные по уловистости рыб донным тралом на Дальнем Востоке касаются ограниченного числа видов, поэтому возможность снизить погрешность субъективного фактора при расчете оценок запасов пока невелика. Однако имеющиеся данные уже дают основание для уменьшения общепринятых коэффициентов уловистости (Вдовин, Щетков, 1997; Вдовин, 2000).

Недоучет, связанный с возможностью охвата того или иного диапазона глубин, может быть отчасти определен при знании особенностей распределения видов рыб. В съемках зал. Петра Великого не охватывался свал глубин, а в водах северного Приморья глубины менее 20 м (Вдовин, Дударев, 2000). В результате вариабельность оценок у некоторых видов в разных районах плохо сопоставима (рис. 2). В съемках зал. Петра Великого коэффициент вариации оценок биомасс в целом повышается с глубиной обитания вида. В водах северного Приморья какой-либо видовой специфики не прослеживается. В среднем вариабельность оценок в съемках северного Приморья выше, чем в съемках зал. Петра Великого (рис. 2). Данное различие, на наш взгляд, прежде всего определяется разной густотой станций в сравниваемых районах. Так, если в зал. Петра Великого по усредненным данным одна станция выполнялась на участке площадью 110-180 км2, то в водах северного Приморья — 260-310 км2. Отчасти вследствие этого в съемках зал. Петра Великого учитывается больше видов, чем в съемках северного Приморья (Вдовин и др., 2004).

Резюмируя вышесказанное, можно подытожить, что рыбы в донных съемках всегда недоучитываются. Масштабы недоучета тем больше, чем меньше обилие

вида в траловых уловах. В работе А.Н.Вдовина и В.А.Дударева (2000) на ряде видов показано, что массовые в уловах рыбы недоучитываются в 2-4 раза, а малочисленные - в десятки и сотни раз. Это связано с несколькими причинами. У малочисленных, но хорошо облавливаемых рыб просто уменьшается вероятность поимки. Достоверность оценок запасов у малочисленных видов также невелика. Весьма убедительно это проиллюстрировал в своей работе И.В.Волвенко (1998). Он рассчитал количество тралений, необходимых для достижения точности оценок обилия лососей. Наименьшее число тралений требуется для самого многочисленного вида - горбуши. Необходимое число тралений для видов с меньшей численностью возрастает на один-два порядка.

Некоторые виды являются редкими лишь в уловах донного трала либо из-за их низкой уловистости, либо из-за приуроченности к местам, не доступным для тралового облова (Вдовин, Дударев. 2000). Вообще по техническим причинам ни одна траловая съемка, ни донная, ни пелагическая, не способна полностью обловить скопления рыб большинства видов. При этом доступность видов для тралового облова часто имеет выраженную сезонную динамику. К примеру, учеты южного одноперого терпуга донными тралениями наиболее результативны в июле — первой половине августа, а трески - во второй половине октября — ноябре (Вдовин, Швыдкий, 1994; Вдовин, 2004а; Калчугин, 2004).

В меньшей степени погрешности траловых учетов связаны с определением площади траления, так как весьма затруднительно точно рассчитать горизонтальное раскрытие трала. Оптимизация данной задачи некоторым образом решается методами моделирования, но пока только для пелагических тралов (Волвенко, 1998). Обычно в съемках горизонтальное раскрытие трала задается по паспортным данным трала, но на деле оно меньше.

Еще раз подчеркнем, что основные погрешности при траловых учетах - имеющиеся данные по уловистости, невозможность полного облова области распределения многих рыб, недостаточно частая сетка станций, завышенная площадь траления - ведут к недооценке запасов. В этой стуации имеется плюс в том, что запасы вряд ли завышались в какой-либо съемке. За счет миграций рыб возможно некоторое завышение запасов, но оно никогда не будет искажать оценки на один или несколько порядков (Вдовин, Дударев, 2000; Вдовин и др., 2004).

Рассматривая другие методы прямого учета, следует отметить, что за исключением методов мечения они разработаны еще хуже. Однако точность определения запасов при помощи мечения, как и модели теории рыболовства, напрямую зависит от промысловой статистики. Ихтиопланктонная съемка отличатся от траловой только тем, что благодаря конструкции ихтиопланктонной сети можно точно определить объем процеженной воды. Однако уловистость ихтиопланктонных сеток вообще не исследована. Теоретически наименьших искажений при оценке запасов можно добиться при водолазной икорной съемке. Такие работы проводились в зал. Петра Великого при оценке воспроизводства сельди, но для определения уровня запасов не использовались (Посадова, 1985). Для данного метода надо знать несколько параметров, которые в принципе можно достоверно оценить: среднюю плодовитость самок, соотношение полов, долю половозрелых рыб, продолжительность инкубационного периода и площадь нерестилищ. Однако и в данном случае будут погрешности, связанные с занижением запаса. В частности, неодновременный выклев, выедание икры хищниками, осыпание икры с макрофитов и занесение ее илом, а также штормовые выбросы икры (Фридлянд, 1951; Галкина, 1960; Посадова, 1985; и др.), несомненно, будут занижать оценки запасов. Кроме того, помимо обследования нерестилищ необходим сбор биостатистического материала по взрослым рыбам, при котором тоже неизбежны погрешности. В идеале параллельно икорной съемке должен выполняться не просто сбор биостатистического материала, а проведение траловой съемки. На наш взгляд, отладка методов оценки запаса возможна только при использовании их хоть какого-то набора.

Неплохим критерием истины многим в этом плане кажется степень оправдывае-мости прогноза. А реален ли такой критерий вообще?

Влияние промысла на состояние запасов рыб и оправдываемость прогноза

Обычно об оправдываемости прогноза судят по соответствию ОДУ и официального вылова. Правомочен ли подобный подход в сегодняшних условиях? Точка зрения автора на эту проблему категорична: подобный подход в современных российских условиях и неправомочен и некомпетентен. Начнем с того, соответствует ли ОДУ уровню запасов, даже если расчеты были правильно выполнены? В большинстве случаев нет. Во многом это связано со сложной процедурой приемки прогноза и ориентацией на мнение экспертов. Как правило, эксперты не воспринимают резких изменений оценок ОДУ, с чем бы они ни были связаны - с появлением новой информации или с флюктуациями численности рыбы. Поэтому колебания оценок ОДУ являются более выровненными, чем колебания оценок запасов. Как правило, психология экспертов работает на снижение оценок ОДУ, поэтому резко увеличить прогноз даже при хорошем обосновании маловероятно. Таким образом, при исследовании данного вопроса следует определиться, насколько точен был прогноз и насколько была изменена авторская оценка.

Вторая сторона вопроса отчасти уже обсуждалась выше. Было сказано, что официальная статистика если и соответствовала реальному вылову, то только в первом приближении. Однако достоверно скорректировать официальную информацию в большинстве случаев не представляется возможным. Наиболее подробной информацией по объемам незарегистрированного промысла мы располагаем за 1998 г.

Сбор данных проводился в марте-апреле на СРТМ «Шурша», работающем в режиме контрольного лова в составе экспедиции. В районе промысла находилось 11 среднетоннажных судов. Средний вылов на судо-сутки составлял 22,7 т. Таким образом, экспедиция вылавливала в сутки 250 т. Мы принимаем величину уловов в этот период как максимальную за год. По методике, разработанной в лаборатории перспективного промыслового прогноза ТУРНИФ, промысловое время в течение года делится на ряд периодов, различающихся по эффективности промысла: 1) 20 % времени - отсутствие промысла; 2) 20% — малоэффективный промысел (уловы на судо-сутки составляют 5-10 % максимальных уловов); 3) 40 % — рентабельный промысел (уловы на судо-сутки — 50 % максимальных); 4) 20 % — высокорентабельный промысел (уловы на судо-сутки в среднем за период являются максимальными).

Для экстраполяции данных на весь год для 11 среднетоннажных судов предположим, что в анализируемый период наблюдался высокорентабельный промысел. 20 % годового времени составляет 73 сут, что для 11 судов соответствует 803 судо-суткам. Общий вылов составит 22,7 т х 803 судо-суток = 18228 т.

Приведем подобные расчеты для периодов рентабельного и нерентабельного промысла. Рентабельный: 11 т х 146 судо-суток х 11 судов = 17666 т. Малорентабельный: 1,1 т х 73 судо-суток х 11 судов = 883 т. Общий итог составит: 18228 + + 17666 + 883 = 36777 т, из них минтая - 22066 т, терпуга - 8090 т, камбал — 5884 т, прочих - 737 т, что уже больше официального вылова (см. таблицу).

Приведенные нами экспертные оценки характеризуют только часть вылова. Между тем по официальным данным в водах Приморья работало около 80 ед. средне- и малотоннажного флота. Были случаи ареста крупнотоннажных судов, занимавшихся промышленным браконьерством без разрешительных билетов. Не следует забывать и о том, что определенная доля вылова приходится на прибрежный промысел пассивными орудиями лова, а вылов прибрежными орудиями занижается многократно. Вылов минтая и терпуга обычно не показывается ни одним пользователем. Может показаться несерьезным принятие во внимание любитель-

Официальная и экспертная оценки вылова рыб в Приморье в 1998 г. Official and expert estimation for fish catches of Primorye in 1998

Доля ос- Экспертная Доля

Объект лова Квота, т Официальный воения по оценка освоения

вылов, т официальному вылова, т по экспертной

вылову, % оценке, %

Минтай 13680 8174 59,8 45500 332,6

Треска 3000 133 4,4 700 23,3

Навага 900 529 47,7 2400 266,7

Камбалы 8500 2885 33,9 16000 198,2

Терпуг 23200 6336 27,4 35400 152,6

Итого 49280 17947 36,4 100000 202,9

ского промысла. К сожалению, по рассматриваемым рыбам специализированных исследований не проводилось. Однако только в Амурском заливе рыбаками-любителями вылавливается около 1 тыс. т корюшек (Вдовин, 1996). Думается, что в прибрежных водах всего Приморья вылов наваги, камбал и терпуга должен измеряться в тысячах тонн.

Резюмируя вышесказанное, можно с большой долей уверенности предположить, что вылов рыбы в водах Приморья должен быть как минимум в 3 раза больше цифры, рассчитанной нами для 11 СРТМ. Конкретно эта оценка будет равняться 110331 т, приблизительно 100000 т (см. таблицу). В целом рассчитанная нами оценка вылова превышает официальную в 5,6 раза, а суммарный ОДУ — в 2,0 раза. При этом ОДУ трески все равно осваивается неполностью.

Судя по экспертным оценкам, вылов терпуга, камбал, наваги и минтая превышает ОДУ в 1,5-3,3 раза и, следовательно, промысел должен оказывать негативное влияние на состояние запасов (см. таблицу).

Выше мы частично касались проблемы влияния промысла на состояние запасов рыб. Было отмечено, что колебания численности терпуга, минтая и наваги всегда определялись естественными причинами. Негативное влияние промысла на камбал зал. Петра Великого, возможно, было только в 1950-х гг., и, вероятно, запрет сыграл какую-то положительную роль, хотя это вопрос спорный. Регулируемого же промысла камбал, если под этим понимать «управление ресурсами», никогда не было и вряд ли предвидится в ближайшее время. Причина не только в отсутствии объективной промысловой статистики и в нарушениях регламента промысла. Исследования по анализу промысла, в принципе, могут помочь скорректировать промысловую статистику. При внесении изменений в Правила рыболовства можно регламентировать промысел по количеству промысловых усилий. Главная проблема состоит в том, что теория рационального морского природопользования пока не создана (Шунтов, 2003). На каких-то этапах возможны меры регулирования, во всяком случае в критических ситуациях. Однако данные ситуации должны быть тщательно просчитаны, а не основаны на поверхностных умозаключениях. Выше уже говорилось о необоснованно введенном запрете на промысел сельди зал. Петра Великого. Только на основании снижения уловов был введен запрет на промысел наваги в Амурском заливе в 1950-х гг. Вообще запретов на промысел на дальневосточном бассейне вводилось множество. Как показала практика, зачастую даже длительные запреты не давали заметного результата (Шунтов, 2003).

Несмотря на слабую роль прогнозирования в регламентации промысла, величина ОДУ все же влияет на его интенсивность. К примеру, динамика вылова минтая и южного одноперого терпуга подобна динамике прогнозируемого вылова (рис. 3), но корреляция ОДУ и официального вылова объясняется тем, что с увеличением квоты возрастает и количество промысловых усилий. Разумеется, такая связь не может быть жесткой, но тенденция хорошо прослеживается.

й 40

J н

30

50

н

20

60

10

0

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004

Рис. 3. ОДУ и вылов минтая (1 и 2) и южного одноперого терпуга (3 и 4) в подзоне Приморья в 1994-2004 гг.

Fig. 3. MSY and catch of pollock (1 and 2) and atka mackerel (3 and 4) in a sub-zone of Primorye in 1994-2004

Следовательно, для интенсификации промысла, а значит для развития рыбной промышленности, есть смысл увеличивать ОДУ, который в настоящее время занижен. Во избежание излишней промысловой нагрузки, вероятно, стоит учитывать степень браконьерского вылова. Однако конкретные рекомендации по изменению формы квотирования выходят за рамки нашей работы. Очевидно одно -качество прогноза необходимо повышать.

При формировании промыслового прогноза его основу составляют: анализ состояния промысла, анализ состояния промысловых ресурсов, количественные оценки текущего и прогнозируемого запаса и определение ОДУ. Наиболее пристальному рассмотрению будут подвергнуты именно оценки запасов, правильность определения которых остается наиболее острой проблемой в прогнозировании. Конечно, выделение единиц запасов и определение доли изъятия не относятся к малозначимым проблемам, но, несмотря на их трудоемкость, они могут быть успешно решены и неоднократно решались. Точность же оценок обилия морских гидробионтов и методы их расчетов до сих пор остаются спорными, а представления о величине этих оценок неоднократно менялись (Шунтов, 2000, 2003).

На наш взгляд, на современном этапе маловероятно точное определение размера популяций массовых морских рыб. В настоящее время реально нивелировать значительные недоучеты рыб и рассчитать необходимые параметры их динамики численности.

Из рассматриваемых объектов большое промысловое значение имеют традиционные объекты промысла - минтай, навага, треска, сельдь, терпуг и камбалы. Среди этих рыб самая неясная ситуация по уровню запасов сельди. Совершенно очевидно, что в донных съемках сельдь недоучитывается, но неясно насколько. Ориентироваться на пелагические съемки, не совпадающие с донными по срокам, вряд ли будет правильно. Более предметным нам показалось сравнение усредненных данных траловых съемок (Вдовин и др., 2004) с подобными данными по нектону эпи- и мезопелагиали Японского моря (Нектон ..., 2004). В последнем случае

О возможности повышения качества прогноза

мы использовали данные из районов № 4-8, которые можно в первом приближении принять за морскую акваторию Приморья. Отметим, что в пелагических съемках сельдь встречалась в районах, наиболее близко расположенных к побережью, — № 4-6. Средняя биомасса сельди в придонных слоях воды составила 16,0 тыс. т, в мезопелагиали - 9,0 тыс. т, а в эпипелагиали - 35,1 тыс. т. В процентном выражении это соотношение составит соответственно 26,6, 15,0 и 58,4 %. Разумеется, при проведении единовременных донных и пелагических съемок в каждом конкретном случае это соотношение будет меняться. Однако даже эти грубые расчеты позволяют определить масштабы недоучета и при донных и при пелагических съемках.

Единовременное проведение пелагической и донной съемки несколько улучшило бы представление об уровне запасов сельди, но окончательной ясности не внесло бы. Автору трудно судить, насколько обоснован коэффициент уловистос-ти сельди для пелагических разноглубинных тралов, равный 0,4. Возможно, эта величина в среднем подходит для больших канатных тралов, но стабильной она быть не может. Для большинства специалистов по технике лова сомнений относительно зависимости уловистости трала от плотности скоплений не существует (Честной, 1977; Трещев, 1983; Сергеев и др., 1991; и др.). Неоднозначна уловис-тость тралов по отношению к рыбам разного размера (Серебров, 1980, 1986; Се-ребров, Попков, 1982; и др.). Коэффициент уловистости сельди для донного трала, равный 0,3, явно завышен. Средние величины коэффициентов уловистости донным тралом для донных рыб, по-видимому, не должны превышать 0,2 (Вдовин, 2000). Для рыб, встречающихся в разных горизонтах воды, более показательна тралово-аккустическая съемка, в ходе которой траления выполняются разноглубинным тралом (Юданов, 1995). При этом должно быть проведено множество тралений на скоплениях рыб разной плотности, которые оконтуриваются акустической аппаратурой. Весьма положительным моментом тралово-аккустической съемки является то, что в ней снимается проблема недоучета площадей. Конечно, следует иметь в виду ограниченные возможности акустической аппаратуры. В частности, невозможно учесть скопления рыб, расположенные выше вибратора, и плохо учитываются рыбы, находящиеся в придонном слое толщиной 5-10 м. Впрочем, рассматриваемые нами виды непосредственно к поверхности воды поднимаются редко, а придонные скопления можно оценить серией донных тралений.

Неясности в точности оценки запасов сельди все равно остались бы вследствие отсутствия данных по уловистости трала. Однако проблемы недоучета, связанные с особенностями распределения, были бы в значительной степени нивелированы. Возможно, что при проведении серии съемок их бы удалось ликвидировать полностью. Оценка численности сельди может быть получена и по результатам икорной водолазной съемки, хотя значительные погрешности возможны и при этом методе учета, о чем говорилось выше. Как ни покажется странным, большой проблемой может оказаться определение площади нерестилищ. Для точной оценки площади необходимо большое количество станций, что приведет к значительным материальным и временным затратам. Последнее может повлиять на то, что съемка завершится после выклева личинок на некоторых нерестилищах и икра на них учтена не будет. Однако можно провести икорную съемку с взятием проб не по равномерной сетке станций, а по отдельным полигонам на характерных донных ландшафтах. Основным нерестовым субстратом сельди являются заросли макро-фитов. Оконтуривание их полей может осуществляться визуально по методикам, разработанным альгологами. На наш взгляд, взаимная отладка двух методов прямого учета могла бы в значительной степени повысить точность оценок запасов сельди.

Выше уже говорилось, что совмещение ихтиопланктонной и траловой съемок может оказаться весьма полезным для оценки запасов минтая. Пожалуй, еще более продуктивным может оказаться совмещение именно с тралово-акустичес-

кой съемкой. При этом такие работы могут быть проведены на одном судне. Недоучет минтая в донных траловых съемках может быть просто колоссальным: выше приводились различия на два порядка оценок минтая в двух смежных съемках. Объяснить это можно только миграциями минтая в толщу воды. Используя данные таблиц уже упомянутой монографии (Нектон ..., 2004), мы определили, что по среднемноголетним данным в районах № 4-8 биомасса минтая в эпипелагиали превышает 50 тыс. т, а в мезопелагиали достигает почти 1,3 млн т. В придонных слоях воды средняя оценка биомассы — около 200 тыс. т (Вдовин и др., 2004). Следует отметить, что львиная доля минтая, учтенного в толще воды, приходится на район № 8, который не примыкает непосредственно к побережью Приморья и может включать в себя ареалы сахалино-хоккайдского и восточнокорейского минтая. Наиболее массово в центральной котловине Японского моря должен быть представлен именно восточнокорейский минтай (Шунтов и др., 1993). Без района № 8 соотношение минтая по среднемноголетним данным в разных горизонтах водной толщи будет выглядеть по-иному: 200 тыс. т в придонных слоях воды, 194 тыс. т - в мезопелагиали и 7 тыс. т - в эпипелаиали. Необходимо напомнить, что при исследованиях донными и пелагическими съемками облавливается не вся толща воды. На глубинах менее 70 м обследуются только придонные слои воды, ограниченные вертикальным раскрытием трала. На глубинах более 500 м не обследуется слой воды, лежащий ниже этого горизонта и выше придонных слоев воды. Трало-во-акустическая съемка могла бы нивелировать многие эти недостатки.

Тралово-акустическая съемка также может оказаться полезной для трески и наваги, которые в большей степени, чем сельдь и минтай, привязаны к придонным слоям воды, однако типично донными рыбами не являются. Наиболее оптимальные сроки такой съемки приходятся на апрель-май, когда основная масса всех четырех видов находится в пределах шельфа, что позволит сузить обследуемую акваторию. Кроме того, эти сроки весьма благоприятны для ихтиопланктонной и икорной водолазной съемок.

Южный одноперый терпуг также способен находиться в любом горизонте воды (Вдовин, 1998). Тем не менее взрослый терпуг встречается в пелагиали нечасто, и в пелагических съемках преобладает его молодь (Нектон ..., 2004). Наиболее результативны учеты терпуга донным тралом в июле — первой половине августа, когда он почти не совершает миграций в толще воды и сосредоточен на шельфе (Вдовин, Швыдкий, 1994). Неплохо учитывается терпуг донным тралом зимой и в первую половину весны, но тогда он рассредоточен на значительно большей площади. В остальное время года терпуг в значительных количествах может находиться за пределами зоны облова тралом либо за счет вертикальных миграций, либо в связи с приуроченностью к каменистым и скальным грунтам (Вдовин, Зу-енко, 1989; Вдовин и др., 1990). В настоящий момент только методами прямого учета точно оценить численность терпуга невозможно. Выполняя съемки в приемлемые сезоны, можно свести к минимуму недоучет, связанный с особенностями распределения, но не с уловистостью трала. Методы мечения обычно дорогостоящи, а главное, требуют совмещения с достоверной промысловой статистикой. По всей видимости, необходима отладка оценок численности какими-либо методами моделирования.

Камбалы являются типично донными рыбами. В небольших количествах отдельные виды способны подниматься в пелагиаль, но они там встречаются эпизодически. Вариабельность оценок биомасс камбал в зал. Петра Великого вполне адекватно позволяет судить об их уровне запасов (см. рис. 1, 2). В водах северного Приморья вариабельность оценок запасов камбал значительно заметнее (рис. 2). Выше уже объяснялось, что это связано с менее частой сеткой станций в последнем районе. Применение дифференцированных коэффициентов уловистости в последние два года показало меньшее различие в оценках запасов, чем при использовании стандартных коэффициентов уловистости. Короткий ряд наблюде-

ний пока не позволяет делать предметные сопоставления, хотя по другим видам уже были получены результаты, свидетельствующие в пользу дифференцированных коэффициентов уловистости (Вдовин, Антоненко, 2001; Борисовец и др., 2003). Думается, что именно по камбалам имеются обнадеживающие перспективы получения наиболее достоверных оценок запасов. В идеале следовало бы продолжить работы по определению коэффициентов уловистости для камбал, а также проводить регулярный мониторинг состояния их запасов. Облегчает задачу то, что в проведении специализированных рейсов по учету камбал нет необходимости. Съемки можно осуществлять в любое время года, при этом необходимо принимать во внимание особенности их сезонного распределения.

Бычки не относятся к важным промысловым объектам, хотя промысловики стали проявлять к ним интерес, поскольку на них появился спрос за рубежом. Тем не менее масштабного промысла рогатковых до сих пор нет и в ближайшем будущем не возникнет. Проблема прогнозирования по ним стоит пока не очень остро. В ближайшее время достоверные оценки запасов можно получить только по кер-чакам, для которых можно применять дифференцированные коэффициенты уловистости и особенности распределения которых уже изучены (Борисовец и др., 2003; Панченко, Пущина, 2004).

Оценки запасов скатов характеризуются большой вариабельностью (рис. 2). Значения коэффициентов вариации оценок биомассы в зал. Петра Великого значительно выше, чем в водах северного Приморья. Данное обстоятельство обусловлено тем, что в отдельных съемках зал. Петра Великого скаты не отмечались. Выше уже говорилось, что нулевые и низкие оценки запасов скатов обусловлены их недоучетом. Определить реальный уровень запасов скатов в ближайшее время вряд ли возможно, поскольку биология этих видов изучена пока недостаточно.

Итак, рассмотренные нами объекты по надлежащему для них основному способу учета можно разделить на две группы. Минтай, треску, навагу и сельдь следует учитывать при выполнении тралово-акустической съемки разноглубинным тралом. Сразу следует оговорить, что большие канатные тралы, используемые при выполнении пелагических макросъемок ТИНРО-центра, малопригодны для данной задачи. Из-за больших размеров их нельзя использовать на глубинах менее 50-70 м и заглублять близко к поверхности дна. При использовании тралов меньших размеров появляется проблема установления величин уловистости тралов, так как они есть только для больших тралов. Несколько условны коэффициенты уловистости и для больших тралов. Совершенно ясно, что без исследований уловистости тралов эту проблему до конца не решить. Отчасти исследования по уловистости можно проводить с помощью акустических приборов. Кроме того, корректировку оценок запасов можно отчасти проводить с помощью других методов - водолазной икорной и ихтиопланктонной съемок. Как уже говорилось, отладка методов для расчетов оценок численности может осуществляться методами моделирования, на чем несколько подробнее мы остановимся ниже.

Рыб, обитающих преимущественно в придонных слоях воды, - терпуга, камбал, бычков и скатов — результативно учитывать только в донных съемках. Мы полагаем, что учеты в донных съемках должны быть достовернее, чем в тралово-акустических. В отличие от пелагических тралов, для донных имеются сведения по дифференцированным коэффициентам уловистости, правда, не для всех видов. Тем не менее есть возможность хотя бы снизить величины коэффициентов уловистости по сравнению с традиционными. Имеющиеся для демерсальных рыб данные показывают, что в среднем ни для одного вида коэффициент уловистости не превышает 0,2 (Вдовин, 2000). Применение такой величины для видов с неизвестной уловистостью уже в значительной степени позволит уменьшить недоучет запасов. Для отладки метода учета можно использовать ряд итеративных процедур по соотношению видов в уловах. По величине запасов камбал и керчаков, а также по динамике состава уловов возможно получение множества вариантов

оценок запасов других видов рыб. При нахождении оптимальных вариантов должна появиться возможность классификации и моделирования коэффициентов уло-вистости для разных видов рыб.

Тем не менее для получения наиболее точных оценок необходимо использовать прогностические модели, в том числе и модели теории рыболовства. В методике прогнозирования можно и даже рекомендуется сочетать данные прямых учетов и подходы из теории рыболовства (Хилборн, Уолтерс, 2001). При ретроспективном анализе для изучения динамики численности, на наш взгляд, наиболее удобным является метод ВПА (Рикер, 1979; и др.). При этом данные по величине уловов должны только приниматься во внимание, а не являться базовыми для расчетов. Основными входными данными должны быть возрастной состав уловов и вызывающие доверие оценки запасов (при этом ряд не обязательно должен быть непрерывным). При наличии хороших биостатистических данных в области ретроспективного анализа экстраполяция оценок запасов на полный временной ряд методом ВПА либо каким-нибудь другим методом не представляет особых затруднений. В свое время это было показано автором (Вдовин, 1985) и многими другими исследователями. Определение доли изъятия на ближайшую перспективу (один-два года) также не представляет особых затруднений (Тюрин, 1962; Би-вертон, Холт, 1969; Риккер, 1979; Вдовин, 1988; и многие другие). Однако для перспективы на большие сроки методы теории рыболовства непригодны, поскольку стартовые значения не только естественной и промысловой смертности, но и пополнения выбираются весьма произвольно. Модификация моделей теории рыболовства, даже удачная (Абакумов, 1988), принципиально ничего не меняет. По мнению Р.Хилборна и К.Уолтерса (2001), определить максимальный устойчивый вылов вообще невозможно без перелова запаса.

Наиболее интересны подходы, сочетающие взаимную коррекцию и прогнозирование биологических параметров и численности популяций (Кольев, 1988). Подобные подходы предлагались и в теории рыболовства, в частности метод «дихотомии», разработанный Чепменом (Риккер, 1979). Благодаря этому методу можно отслеживать численность отдельных возрастных когорт и корректировать по ним численность всего промыслового стада. Однако отсутствие в то время существенной механизации вычислительных работ позволяло использовать ограниченное число параметров. Современные методы моделирования способны предложить множество сценариев. При различных гипотетических вариантах вылова одновременно будут меняться и гипотетические параметры структуры популяций: размерный состав, соотношение полов и многое другое. Сравнение реальных ситуаций с модельными позволит выбрать оптимальные критерии для развития методик прогнозирования и изучения динамики численности.

В заключение следует отметить, что представленные автором предложения не решат проблем прогнозирования. Анализ рядов наблюдений, сочетание методов и их правильный выбор наряду с достоверной биостатистической информацией и регулярной ревизией результатов, несомненно, повысят достоверность оценок обилия рыб. Вместе с тем развитие методов прогнозирования должно сочетаться с исследованиями по популяционной биологии и экологии и предполагать переход от моновидового к многовидовому прогнозу. Однако без повышения точности оценок запасов и выбора оптимальной методологии проблема прогнозирования состояния сырьевых ресурсов не будет решена.

Заключение

Вылов морских рыб Приморья практически никогда не соответствовал ОДУ ни по данным официальной статистики, ни по экспертным оценкам. Реальный вылов нередко превышает рекомендованный.

Тем не менее нет очевидных данных, что промысел оказывает существенное влияние на перестройку структуры популяций большинства видов. Динамика чис-

ленности сельди, а также минтая, камбал, южного одноперого терпуга и наваги определялась в основном естественными причинами. Возможно, происходил пе-релов камбал в 1940-1950-х гг., но достоверных подтверждений этому нет. Интенсивность промысла на морской акватории Приморья в целом невысока. Имеющиеся случаи превышения квоты вылова обусловлены заниженными оценками ОДУ.

Величина запасов рыб всегда занижалась и при использовании методов теории рыболовства и методов прямого учета. Оценки запасов, рассчитанные при помощи моделей теории рыболовства, базируются на заниженных цифрах вылова, и, кроме того, сама теория рыболовства во многом критикуема. Для оценки текущих величин запасов массовых промысловых видов применение теории рыболовства в настоящее время некорректно. Однако использование моделей этой теории имеет смысл для определения доли изъятия, прогнозирования величин запасов и исследования динамики численности.

Методы прямых учетов, в том числе и траловых, тоже имеют погрешности, ведущие к недоучету запасов. Наибольшие искажения дают факторы, связанные с распределением рыб и уловистостью тралов. Дисперсия оценок запасов такова, что уровень запасов можно оценить только по серии съемок. Бесспорно, что накопление информации по распределению рыб и уловистости тралов позволит повысить достоверность оценок запасов по данным траловых съемок. Однако совершенствование одного метода не может дать должных результатов. Для коррекции оценок запасов необходимо применение разных методов прямого учета - донных траловых и тралово-акустических съемок, а также водолазных икорных и ихтиоп-ланктонных. При повышении достоверности промысловой статистики весьма полезным может оказаться применение методов мечения.

Сочетание методов прямого учета с моделями теории рыболовства можно использовать для прогнозов с заблаговременностью в один-два года. Для составления обоснованных прогнозов с перспективой на 10-20 лет без развития методов системного анализа и моделирования не обойтись. Разумеется, развитие методов прогнозирования должно сочетаться с исследованиями по популяционной биологии и экологии и предполагать переход от моновидового к многовидовому прогнозу.

Литература

Абакумов А.И. Метод оценки запаса и прогнозирования вылова промысловых морских популяций на основе уравнения неразрывности // Изменчивость состава ихтиофауны, урожайности поколений и методы прогнозирования запасов рыб в северной части Тихого океана. — Владивосток: ТИНРО, 1988. — С. 136-145.

Аксютина З.М. Элементы математической оценки результатов наблюдений в биологических и рыбохозяйственных исследованиях. — М.: Пищ. пром-сть, 1968. — 289 с.

Амброз А.И. Сельдь (Clupea harengus pallasi C.V.) зал. Петра Великого: Изв. ТИНРО. — 1931. — Т. 6. — 313 с.

Афифи А., Эйзен С. Статистический анализ: Подход с использованием ЭВМ. — М.: Мир, 1982. — 488 с.

Бельчук А.А. К вопросу определения возраста одноперого терпуга (Pleurogrammus azonus) // Изв. ТИНРО. — 1939. — Т. 14. — С. 3-14.

Бивертон Р., Холт С. Динамика численности промысловых рыб. — М.: Пищ. пром-сть, 1969. — 248 с.

Борец Л.А. Состав и современное состояние сообщества рыб Карагинского залива // Изв. ТИНРО. — 1985а. — Т. 110. — С. 20-28.

Борец Л.А. Состав донных рыб на шельфе Охотского моря // Биол. моря. — 1985б. — № 4. — С. 54-59.

Борец Л.А. Состав и биомасса донных рыб на шельфе северной части Японского моря / / Биология шельфовых и проходных рыб. — Владивосток: ДВО АН СССР, 1990. — С. 59-65.

Борец Л.А. Донные ихтиоцены российского шельфа дальневосточных морей: состав, структура, элементы функционирования и промысловое значение. — Владивосток: ТИН-РО-центр, 1997. — 217 с.

Борисовец Е.Э., Вдовин А.Н., Панченко В.В. Оценки запасов керчаков по данным учетных траловых съемок залива Петра Великого // Вопр. рыболовства. - 2003. — Т. 4, № 1(13). - С. 157-170.

Булатов О.А. К методике оценки численности и биомассы нерестового минтая в западной части Берингова моря // Тресковые дальневосточных морей. - Владивосток: ТИН-РО, 1986. - С. 35-42.

Васильков В.П., Чупышева Н.Г., Колесова Н.Г. О возможности долгосрочного прогнозирования уловов дальневосточной наваги Eleginus gracilis (Til.) в Японском море по циклам солнечной активности // Вопр. ихтиол. — 1980. — Т. 20, вып. 4 (123). — С. 606-614.

Вдовин А.Н. Численность южного одноперого терпуга Pleurogrammus azonus в водах Приморья и методы ее оценки // Изв. ТИНРО. — 1985. — Т. 110. — С. 77-85.

Вдовин А.Н. Динамика численности южного одноперого терпуга Pleurogrammus azonus в водах Приморья // Динамика численности промысловых животных дальневосточных морей. — Владивосток: ТИНРО, 1986. — С. 133-139.

Вдовин А.Н. Многофакторный анализ смертности южного одноперого терпуга в водах Приморья //Изменчивость состава ихтиофауны, урожайности поколений и методы прогнозирования запасов рыб в северной части Тихого океана. — Владивосток: ТИНРО, 1988. — С. 122-126.

Вдовин А.Н. Состав и биомасса рыб Амурского залива // Изв. ТИНРО. — 1996. — Т. 119. — С. 72-87.

Вдовин А.Н. Биология и динамика численности южного одноперого терпуга (Pleurogrammus azonus) // Изв. ТИНРО. — 1998. — Т. 123. — С. 16-45.

Вдовин А.Н. Динамика уловистости рыб донным тралом в зависимости от размерного состава и плотности скоплений // Изв. ТИНРО. — 2000. — Т. - 127. - С. 137-148.

Вдовин А.Н. Распределение и состояние запасов тихоокеанской трески (Gadus macrocephalus) в водах Приморья // Гидрометеорология и гидрохимия морей. - 2004а. — Т. 8: Японское море. - Вып. 2: Гидрохимические условия и океанологические основы биологической продуктивности. — С. 215-218.

Вдовин А.Н. Океанологические аспекты распределения и динамики численности массовых и обычных видов терпуговых (Hexagrammidae) в северо-западной части Японского моря // Гидрометеорология и гидрохимия морей. 2004б. — Т. 8: Японское море. -Вып. 2: Гидрохимические условия и океанологические основы биологической продуктивности. — С.219-229.

Вдовин А.Н., Антоненко Д.В. Состояние запасов пятнистого терпуга Hexagrammos stelleri в заливе Петра Великого // Вопр. ихтиол. — 2001. — Т. 41, № 1. — С. 56-61.

Вдовин А.Н., Антоненко Д.В., Соколовская Т.Г. Распределение звездчатой камбалы Platichthys stellatus в заливе Петра Великого // Биол. моря. — 1997. — Т. 23, № 4. — С. 227-233.

Вдовин А.Н., Дударев В.А. Сравнительная оценка количественных учетов рыбной сырьевой базы Приморья // Вопр. рыболовства. — 2000. — Т. 1, № 4. — С. 46-57.

Вдовин А.Н., Зуенко Ю.И. Вертикальная зональность и экологические группировки рыб залива Петра Великого // Изв. ТИНРО. — 1997. — Т. 122. — С. 152-176.

Вдовин А.Н., Зуенко Ю.И. Сезонное распределение южного одноперого терпуга в водах Приморья // Рыб. хоз-во. — 1989. — № 5. — С. 49-51.

Вдовин А.Н., Измятинский Д.В., Соломатов С.Ф. Основные результаты исследований ихтиофауны морского прибрежного комплекса Приморья // Изв. ТИНРО. — 2004. — Т.138. — С. 168-190.

Вдовин А.Н., Швыдкий Г.В. Батиметрические миграции терпуга Pleurogrammus azonus осенью в заливе Петра Великого // Биол. моря. — 1994. — Т. 20, № 5. — С. 351358.

Вдовин А.Н., Швыдкий Г.В. Сезонное распределение полосатой камбалы в заливе Петра Великого // Биол. моря. — 1993. — № 4. — С. 52-57.

Вдовин А.Н., Швыдкий Г.В., Афанасьева Н.И. и др. Пространственно-временная изменчивость распределения нитчатого шлемоносца в заливе Петра Великого // Экология. — 1994. — № 4. — С. 53-60.

Вдовин А.Н., Швыдкий Г.В., Гомелюк В.Е. Особенности распределения южного одноперого терпуга в летне-осенний период в заливе Петра Великого // Рыб. хоз-во. — 1990. — № 11. — С. 25-27.

Вдовин А.Н., Щетков С.Ю. Сравнение оценок плотности концентраций камбал, полученных по результатам водолазной и траловой съемок // Вопр. ихтиол. — 1997. — Т. 37, № 2. — С. 276-277.

Волвенко И.В. Морфометрические характеристики стандартных биостатистических исследований рыболовной зоны России на Дальнем Востоке // Изв. ТИНРО. — 2003. — Т. 132. — C. 27-42.

Волвенко И.В. Проблемы количественной оценки обилия рыб по данным траловой съемки // Изв. ТИНРО. — 1998. — Т. 124. — C. 473-500.

Гаврилов Г.М. Состав, динамика численности и промысел рыб в экономической зоне России и прилегающих водах Японского моря // Изв. ТИНРО. — 1998. — Т. 124. — С. 271-319.

Гаврилов Г.М., Безлюдный А.М. Динамика численности минтая Theragra chalcogramma (Pallas) юго-западной части Японского моря // Тресковые дальневосточных морей. — Владивосток: ТИНРО, 1986. — С. 5-28.

Гаврилов Г.М., Посадова В.П. Динамика численности тихоокеанской сельди Clupea pallasi pallasi Valenciennes (Clupeidae) залива Петра Великого // Вопр. ихтиол. — 1982. — Т. 22, вып. 1. — С. 760-772.

Гаврилов Г.М., Пушкарева Н.Ф., Стрельцов М.С. Состав и биомасса донных и придонных рыб экономической зоны СССР Японского моря // Изменчивость состава ихтиофауны, урожайности поколений и методы прогнозирования запасов рыб в северной части Тихого океана. — Владивосток: ТИНРО, 1988. — С. 37-53.

Гаврилов Г.М., Шарапова Т.Н. Динамика численности наваги залива Петра Великого // Рыб. хоз-во. — 1982. — № 3. — С. 26-27.

Галкина Л.А. Размножение и развитие охотской сельди // Изв. ТИНРО. - 1960. -Т. 46. — С. 3-40.

Грушецкий С.Ф. К рыбному промыслу на Дальнем Востоке // Вестн. рыбопромышленности. — 1909. — № 2. — С. 122-149.

Долганов В.Н. Запасы скатов дальневосточных морей России и перспективы их промыслового использования // Изв. ТИНРО. - 1999. - Т. 126. — С. 650-656.

Дубровский С.А. Прикладной многомерный статистический анализ. — М.: Финансы и статистика, 1982. — 216 с.

Дударев В.А. Состав и биомасса донных и придонных рыб на шельфе северного Приморья // Вопр. ихтиол. - 1996. — Т. 36, № 3. — С. 333-338.

Дударев В.А., Зуенко Ю.И., Ильинский Е.Н., Калчугин П.В. Новые данные о структуре сообществ донных и придонных рыб на шельфе и свале глубин Приморья // Изв. ТИНРО. — 1998. — Т. 123. — С. 3-15.

Иванков В.Н., Иванкова З.Г. Периодические изменения численности популяций морских и проходных рыб северо-западной части Тихого океана // Тез. докл. 4-й Всесоюз. конф. «Проблемы науч. исслед. в области изучения и освоения Мирового океана». - Владивосток: ДВГУ, 1983. - С. 38-39.

Иванкова З.Г. Биология и состояние запасов камбал залива Петра Великого. 1. Желтоперая и малоротая камбалы // Изв. ТИНРО. — 2000. — Т. 127. — С. 188-202.

Иванкова З.Г. Изменение структуры и воспроизводство популяций камбал в заливе Петра Великого в условиях регулирования их промысла: Автореф. дис. ... канд. биол. наук. — М.: ВНИРО, 1979. — 24 с.

Иванкова З.Г. Изменение структуры популяций камбал в зал. Петра Великого в условиях регулирования их промысла // Изв. ТИНРО. — 1975. — Т. 96. — С. 149-160.

Иванкова З.Г. Распределение, миграции и динамика численности камбал в северозападной части Японского моря // Гидрометеорология и гидрохимия морей. - 2004. — Т. 8: Японское море. - Вып. 2: Гидрохимические условия и океанологические основы биологической продуктивности. — С. 202-210.

Иванкова З.Г. Современное состояние запасов и перспективы промысла камбал залива Петра Великого // Изменчивость состава ихтиофауны, урожайности поколений и методы прогнозирования запасов рыб в северной части Тихого океана. Владивосток: ТИН-РО, 1988. — С. 56-63.

Иванкова З.Г., Ким Л.Н. Биология и состояние запасов камбал залива Петра Великого. 2. Желтополосая камбала Pleuronectes herzensteini Jordan et Snyder // Изв. ТИНРО. — 2004. — Т. 138. — С. 191-204.

Иванкова З.Г., Коваль Е.З. Популяционная структура малоротой камбалы залива Петра Великого // Изв. ТИНРО. — 1980. — Т. 104. — С. 98-104.

Кагановская С.М. Материалы по биологии малоиспользуемых рыб Приморья // Изв. ТИНРО. — 1949. - Т. 29. - С. 99-101.

Кагановская С.М. О распределении икры и личинок некоторых рыб в зал. Петра Великого // Изв. ТИНРО. — 1954. - Т. 42. - С. 165-175.

Калчугин П.В. О перспективах промысла трески в подзоне «Приморье» // Вопр. рыболовства. - 2004. - Т. 5, № 1(17). — С. 95-102.

Калчугин П.В. Распределение рогатковых (СоШёае) у северного Приморья // Изв. ТИНРО. — 1998. - Т. 123. - С. 82-88.

Калчугин П.В., Зуенко Ю.И., Нуждин В.А. Об особенностях распределения молоди трески Gadus тасгоеврНа1из ^аШае) в заливе Петра Великого // Вопр. ихтиологии. - 2004. — Т. 44, № 6. - С. 805-810.

Ким Л.Н. Некоторые данные по биологии японской камбалы Уссурийского залива // Изв. ТИНРО. - 2002. - Т. 130. - С. 1038-1054.

Ким Л.Н. Некоторые данные по динамике распределения промысловых видов камбал Уссурийского залива // Изв. ТИНРО. - 2003. - Т. 132. - С. 249-263.

Климова В.Л., Иванкова З.Г. Влияние изменения донного населения залива Петра Великого на питание и темп роста некоторых видов камбал // Океанология. — 1977. — Т. 17, вып. 5. — С. 896-900.

Кольев Н.В. Анализ размерной структуры эксплуатируемой популяции и прогнозирование запасов на основе математической модели // Изменчивость состава ихтиофауны, урожайности поколений и методы прогнозирования запасов рыб в северной части Тихого океана. — Владивосток: ТИНРО, 1988. — С. 146-154.

Линдберг Г.У., Красюкова З.В. Рыбы Японского моря и сопредельных частей Охотского и Желтого морей. Ч. 3. — Л.: Наука, 1969. — 480 с.

Линдберг Г.У., Красюкова З.В. Рыбы Японского моря и сопредельных частей Охотского и Желтого морей. Ч. 4. — Л.: Наука, 1975. — 464 с.

Линдберг Г.У., Красюкова З.В. Рыбы Японского моря и сопредельных частей Охотского и Желтого морей. Ч. 5. — Л.: Наука, 1987. — 526 с.

Линдберг Г.У., Легеза М.И. Рыбы Японского моря и сопредельных частей Охотского и Желтого морей. Ч. 1. — М., Л.: АН СССР, 1959. — 208 с.

Линдберг Г.У., Легеза М.И. Рыбы Японского моря и сопредельных частей Охотского и Желтого морей. Ч. 2. — М., Л.: Наука, 1965. — 392 с.

Линдберг Г.У., Федоров В.В. Рыбы Японского моря и сопредельных частей Охотского и Желтого морей. Ч. 6. — СПб.: Наука, 1993. — 272 с.

Линдберг Г.У., Федоров В.В., Красюкова З.В. Рыбы Японского моря и сопредельных частей Охотского и Желтого морей. Ч. 7. — СПб.: Гидрометеоиздат, 1997. — 350 с.

Минева Т.А. Биологическая характеристика и основы рационального использования запасов камбал в заливе Петра Великого: Автореф. дис. ... канд. биол. наук. — Владивосток: ТИНРО, 1971. — 24 с.

Минева Т.А. Некоторые изменения в стаде камбал под воздействием промысла // Тр. Дальрыбвтуза. - 1967. - Вып. 5. - С. 143-155.

Моисеев П.А. Промысловые камбалы Дальнего Востока. — Владивосток: Примиз-дат, 1946. — 62 с.

Моисеев П.А. Треска и камбалы дальневосточных морей СССР: Изв. ТИНРО. — 1953. — Т. 40. — 288 с.

Мостеллер Ф., Тьюки Дж. Анализ данных и регрессия. — М.: Финансы и статистика, 1982. — 317 с.

Нектон северо-западной части Японского моря. Таблицы численности, биомассы и соотношения видов / Под ред. В.П.Шунтова и Л.Н.Бочарова. - Владивосток: ТИНРО-центр, 2004. - 225 с.

Никольский Г.В. Теория динамики стада рыб как биологическая основа рациональной эксплуатации и воспроизводства рыбных ресурсов. — М.: Пищ. пром-сть, 1974. — 447 с.

Новиков Н.П., Соколовский А.С., Соколовская Т.Г., Яковлев Ю.М. Рыбы Приморья. — Владивосток: Дальрыбвтуз, 2002. — 552 с.

Нуждин В.А. К методике оценки нерестового запаса минтая вод южного Приморья // 4-я Всесоюз. конф. по раннему онтогенезу рыб. - Мурманск, 1988. - Ч. 2. - С. 43-44.

Нуждин В.А. Минтай северо-западной части Японского моря — особенности биологии, размножения, промысел // Изв. ТИНРО. — 1998. — Т. 123. — С. 53-73.

Огородникова А.А. Эколого-экономическая оценка воздействия береговых источников загрязнения на природную среду и биоресурсы залива Петра Великого. — Владивосток: ТИНРО-центр, 2000. — 193 с.

Октябрьский Г.А. Промысловое смещение элиминации рыбного запаса // Изв. ТИНРО. - 1999. - Т. 126. - С. 172-176.

Панченко В.В. Биология керчаковых рыб рода Myoxocephalus (Cottidae) залива Петра Великого (Японское море): Автореф. дис. ... канд. биол. наук. — Владивосток, 2001.

— 24 с.

Панченко В.В., Пущина О.И. Биологическая характеристика керчаковых рыб рода Myoxocephalus (Cottidae) залива Петра Великого Японского моря // Изв. ТИНРО. - 2004.

— Т.138. - С. 120-153.

Посадова В.П. Межгодовая изменчивость нерестовых подходов сельди залива Петра Великого // Сельдевые северной части Тихого океана. — Владивосток: ТИНРО, 1985.

— С. 64-69.

Посадова В.П. Состояние запасов сельди залива Петра Великого // Изменчивость состава ихтиофауны, урожайности поколений и методы прогнозирования запасов рыб в северной части Тихого океана. — Владивосток: ТИНРО, 1988. — С. 64-69.

Приц А.К., Ванкевич М.М. Прогноз абсолютной численности популяций рыб в стационарных внешних условиях // Вопр. ихтиол. - 1981. — Т. 21, вып. 4. - С. 634-638.

Пьянов А.И., Жуйков А.Ю. К вопросу об образовании у рыб условного рефлекса избегания активного орудия лова // Вопр. ихтиол. - 1993. — Т. 33, №. 2. - С. 264-270.

Риккер У.Е. Методы оценки и интерпретация биологических показателей популяций рыб. — М.: Пищ. пром-сть, 1979. — 408 с.

Сергеев Ю.С., Багаутдинов И.И., Колотовкин Б.М. и др. Главный резерв рыболовства - интенсификация путем повышения уловистости // Рыб. хоз-во. - 1991. — № 10. - С. 43-48.

Серебров Л.И. Исследование дифференцированной уловистости донных тралов подводными методами // Подводные рыбохозяйственные исследования. — Мурманск: ПИН-РО, 1986. — С. 21-38.

Серебров Л.И. Определение коэффициента уловистости учетного трала по отношению к донным рыбам северо-западной Атлантики // Рыбохозяйственные исследования с помощью подводной и гидроакустической техники: Тр. ПИНРО. - 1980. - Вып. 44. - С. 101-108.

Серебров Л.И., Попков Г.В. Определение коэффициента уловистости донного трала с помощью БПА «Тетис» // Рыб. хоз-во. - 1982. — № 8. - С. 59-61.

Солдатов В.К., Линдберг Г.У. Обзор рыб дальневосточных морей: Изв. ТИНРО.

— 1930. — Т. 5. — 576 с.

Таранец А.Я. Краткий определитель рыб Советского Дальнего Востока и прилегающих вод: Изв. ТИНРО. — 1937. — Т. 11. — 200 с.

Тарасюк С.Н. Биология и динамика численности основных промысловых видов камбал Сахалина: Дис. ... канд. биол. наук. - Южно-Сахалинск, 1997. - 183 с.

Трещев А.И. Интенсивность рыболовства. — М.: Лег. и пищ. пром-сть, 1983. — 236

с.

Тычкова М.А. К состоянию запасов стада камбал залива Петра Великого // Изв. ТИНРО. — 1947. — Т. 22. — С. 185-193.

Тьюки Дж. Анализ результатов наблюдений. Разведочный анализ. — М.: Мир, 1981.

— 693 с.

Тюрин П.В. Фактор естественной смертности рыб и его значение при регулировании рыболовства // Вопр. ихтиол. — 1962. — Т. 2, вып. 3. — С. 403-427.

Фридлянд И.Г. Размножение сахалинской сельди // Изв. ТИНРО. - 1951. — Т. 36.

— С.105-145.

Хилборн Р., Уолтерс К. Количественные методы оценки рыбных запасов. Выбор, динамика и неопределенность. — СПб.: Политехника, 2001. — 228 с.

Хьюбер Дж.П. Робастность в статистике. — М.: Мир, 1984. — 304 с. Черноиванова Л.А. О динамике численности наваги Амурского залива (Японское море) // Изв. ТИНРО. — 2000. — Т. 127. — С. 171-177.

Честной В.Н. Динамика уловистости донных тралов. - М.: Пищ. пром-сть, 1977. -

96 с.

Шунтов В.П. Результаты изучения макросистем дальневосточных морей России: задачи, итоги, сомнения // Вестн. ДВО РАН. — 2000. — № 1. — С. 19-29.

Шунтов В.П. Управление морскими биологическими ресурсами: иллюзии и реальность // Рациональное природопользование и управление морскими биоресурсами: экосистемный подход: Тез. докл. Междунар. конф. - Владивосток: ТИНРО-центр, 2003. - С. 67-73.

Шунтов В.П., Борец Л.А., Дулепова Е.П. Некоторые результаты экосистемных исследований биологических ресурсов дальневосточных морей // Изв. ТИНРО. — 1990. — Т. 111. — С. 3-26.

Шунтов В.П., Волков А.Ф., Темных О.С., Дулепова Е.П. Минтай в экосистемах дальневосточных морей. - Владивосток: ТИНРО, 1993. - 426 с.

Юданов К.И. Результативность учетных съемок // Рыб. хоз-во. — 1995. — № 4. — С. 48-49.

Поступила в редакцию 15.04.05 г.