日本以南黑潮流量對(duì)西北太平洋柔魚漁場(chǎng)重心影響的滯后性分析

崔雪森,伍玉梅,唐峰華,吳祖立,戴陽(yáng),樊偉

(中國(guó)水產(chǎn)科學(xué)研究院東海水產(chǎn)研究所農(nóng)業(yè)部東海與遠(yuǎn)洋漁業(yè)資源開發(fā)利用重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,上海200090)

日本以南黑潮流量對(duì)西北太平洋柔魚漁場(chǎng)重心影響的滯后性分析

崔雪森,伍玉梅,唐峰華,吳祖立,戴陽(yáng),樊偉

(中國(guó)水產(chǎn)科學(xué)研究院東海水產(chǎn)研究所農(nóng)業(yè)部東海與遠(yuǎn)洋漁業(yè)資源開發(fā)利用重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,上海200090)

為研究西北太平洋海域黑潮流量對(duì)柔魚Ommastrephes bartramii漁場(chǎng)的影響,本研究中結(jié)合1994—2010年西北太平洋海域黑潮流量和柔魚漁場(chǎng)重心數(shù)據(jù),采用阿爾蒙法建立了多項(xiàng)式分布滯后模型,通過分析黑潮流量異常與漁場(chǎng)重心偏移的互相關(guān)系數(shù)和模型的AIC值,確定了模型的最佳滯后期數(shù),并添加了一階滯后殘差項(xiàng)以消除殘差序列的自相關(guān)。結(jié)果表明:在經(jīng)度方向上,黑潮流量異常在一年內(nèi)對(duì)柔魚漁場(chǎng)重心偏移沒有明顯的影響;而在緯度方向上,模型中黑潮流量異常變量的第12～15期系數(shù)均顯著,分別為0.003 72(P＜0.05)、0.004 93(P＜0.01)、0.006 29(P＜0.01)和0.007 81(P＜0.05),說明黑潮流量異常會(huì)在6個(gè)月后的兩個(gè)月內(nèi)對(duì)漁場(chǎng)緯度重心產(chǎn)生正向的影響,模型調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)為0.549。本研究中考慮了漁場(chǎng)對(duì)黑潮流量響應(yīng)的時(shí)滯性,研究結(jié)果對(duì)延長(zhǎng)西北太平洋柔魚漁場(chǎng)預(yù)報(bào)的有效期限具有一定的參考意義。

柔魚;黑潮流量;漁場(chǎng)重心;時(shí)滯效應(yīng)

柔魚Ommastrephes bartramii廣泛分布于西北太平洋海域,是該海域重要的漁業(yè)資源。柔魚通常隨著黑潮向北洄游,并在黑潮與親潮相遇的交匯區(qū)形成漁場(chǎng)[1],其中黑潮具有流速快、流量大和高溫高鹽等特性,是影響西北太平洋海洋環(huán)境和柔魚資源分布的重要因素。

黑潮強(qiáng)度、流軸擺動(dòng)以及形態(tài)變化與該海域柔魚資源及漁場(chǎng)的關(guān)系非常復(fù)雜,一直是相關(guān)研究的重點(diǎn)。在黑潮形態(tài)與漁場(chǎng)關(guān)系的研究方面,邵全琴等[2]研究表明,在黑潮發(fā)生準(zhǔn)彎曲的年份,西北太平洋柔魚的單位捕撈努力量漁獲量 (catch per unit of effort,CPUE)處于最高水平,在小彎曲的年份一般較高,而在大彎曲和平直形態(tài)的年份較低;沈惠明[3]研究發(fā)現(xiàn),1999年黑潮的彎曲使西北太平洋海況發(fā)生異常,致使金槍魚等魚類資源量增加,秋刀魚等魚類資源量降低。而在黑潮強(qiáng)度變化對(duì)漁場(chǎng)影響方面,曹杰[4]認(rèn)為,黑潮流量變化能夠在一定程度上影響局部海域的海表溫度異常值(SSTA),從而進(jìn)一步影響柔魚的時(shí)空分布;Yu等[5]認(rèn)為,黑潮強(qiáng)度增加會(huì)形成柔魚更為適宜的生存環(huán)境;另有研究表明,較強(qiáng)的黑潮勢(shì)力,不僅會(huì)使?jié)O汛提前、漁汛期延長(zhǎng),同時(shí)會(huì)使?jié)O場(chǎng)的空間位置向北發(fā)生一定的偏移[6-9]。

迄今為止,盡管一些學(xué)者從不同層面研究了黑潮與漁業(yè)資源間的聯(lián)系,但少有研究考慮黑潮變化對(duì)漁場(chǎng)變動(dòng)的滯后性。為此,本研究中擬利用1994—2010年日本以南黑潮流量和西北太平洋柔魚漁獲信息,以半個(gè)月為時(shí)間單位,基于多項(xiàng)式分布滯后模型,定量分析了黑潮流量異常對(duì)漁場(chǎng)重心的影響,以期對(duì)柔魚漁場(chǎng)的準(zhǔn)確把握起到參考作用,也為該海域柔魚漁場(chǎng)長(zhǎng)期預(yù)報(bào)提供基礎(chǔ)信息。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源與處理

黑潮流量數(shù)據(jù)來自日本九州大學(xué)應(yīng)力學(xué)研究所網(wǎng)站 (http://www.riam.kyushu-u.ac.jp/oed/asuka/alt/index.html),該數(shù)據(jù)序列時(shí)間范圍為1992—2010年,為四國(guó)島以南30°N以北的ASUKA線斷面數(shù)據(jù) (圖1),該數(shù)據(jù)集由衛(wèi)星海面高度數(shù)據(jù)與黑潮流量關(guān)系計(jì)算得到[10],時(shí)間間隔約為10 d,流量單位為m3/s。本研究中提取了1994—2010年共17年的黑潮流量數(shù)據(jù)。有研究表明,日本九州東南海域黑潮形態(tài)波動(dòng)的最小時(shí)間尺度為半個(gè)月[11],參照這一結(jié)論,本研究中也以半個(gè)月為單位對(duì)黑潮流量進(jìn)行采樣,各期多年平均流量值的計(jì)算公式為

其中:p∈ [1,24]表示一年中的期號(hào);y表示年份;Vy,p表示y年第p期的黑潮流量 (m3/s);ˉVp表示黑潮流量在p期的多年平均值 (m3/s)。由此計(jì)算各年每一期的黑潮流量異常值,公式為

以下將ΔVy,p簡(jiǎn)記為ΔVt,其中t為1994—2010年以半個(gè)月為單位連續(xù)的期數(shù),即1～168期。

漁獲數(shù)據(jù)由上海海洋大學(xué)魷釣技術(shù)組提供,漁場(chǎng)區(qū)域?yàn)?50°～165°E和38°～46°N的公海海域(圖1)。數(shù)據(jù)內(nèi)容主要包括生產(chǎn)日期、漁獲坐標(biāo)信息 (經(jīng)度和緯度)和漁獲產(chǎn)量。由于本研究中要考察漁場(chǎng)位置偏移相對(duì)于黑潮變化的滯后性,因此,漁獲數(shù)據(jù)的選取年份較黑潮數(shù)據(jù)推遲1年,即選取1995—2011年的漁獲數(shù)據(jù)。為確定漁場(chǎng)位置,采用了以下方法計(jì)算漁場(chǎng)重心 (Fishing ground gravity,FGG)[12]:

圖1 日本以南黑潮流軸、ASUKA線和西北柔魚漁場(chǎng)分布示意圖Fig.1 Distribution diagram of Kuroshio axis in the south off Japan,ASUKA line and fishing ground of neon flying squid in Northwest Pacific Ocean

其中:i為生產(chǎn)作業(yè)序號(hào);N為生產(chǎn)作業(yè)次數(shù);Ci為第i次生產(chǎn)的產(chǎn)量 (t);Loni和Lati分別為第i次生產(chǎn)的經(jīng)度 (°)和緯度 (°)。計(jì)算每年每半個(gè)月的漁場(chǎng)平均經(jīng)度和緯度重心,公式分別為

類似于計(jì)算黑潮流量異常相同的方法,漁場(chǎng)經(jīng)度和緯度重心較多年平均漁場(chǎng)重心的偏移分別為

其中,ΔLony,p和ΔLaty,p分別為漁場(chǎng)重心的經(jīng)度偏移和緯度偏移,簡(jiǎn)記為ΔLont和ΔLatt。

1.2 方法

1.2.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn) 本研究中的數(shù)據(jù)為漁場(chǎng)經(jīng)度重心偏移、漁場(chǎng)緯度重心偏移和黑潮流量異常3個(gè)時(shí)間序列,為避免在回歸分析過程中出現(xiàn) “偽回歸”現(xiàn)象,必須要對(duì)3個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。用ADF(Augment dickey-fuller)檢驗(yàn)序列中是否存在單位根,如果存在單位根,則表明時(shí)間序列不平穩(wěn),會(huì)導(dǎo)致偽回歸;如果不存在單位根,則表明序列平穩(wěn),可以進(jìn)行回歸分析[13]。

1.2.2 阿爾蒙法分布滯后模型 將漁場(chǎng)重心位置偏移作為被解釋變量,將當(dāng)前時(shí)刻及以前k個(gè)時(shí)刻的黑潮流量異常作為解釋變量,建立模型:

其中:t為當(dāng)前時(shí)刻;k為滯后期數(shù);K為滯后最大期數(shù),K∈ {Kx,Ky},Kx、Ky分別為黑潮流量對(duì)漁場(chǎng)經(jīng)度重心和緯度重心產(chǎn)生影響的最大滯后期數(shù);ΔPt∈ {ΔLont,ΔLatt},ΔLont、ΔLatt分別為t時(shí)刻漁場(chǎng)重心較常年在經(jīng)度上和緯度上的偏移值;b為常數(shù);ΔVt-k為相對(duì)t時(shí)刻滯后k期的黑潮流量異常;δ為多項(xiàng)式系數(shù)。

由于模型中不同滯后期的黑潮流量異常ΔV間可能存在嚴(yán)重的共線性,若直接運(yùn)用OLS(ordinary least square)法估計(jì),則可能無法得到最佳無偏估計(jì)量。因此,本模型通過阿爾蒙 (Almon)多項(xiàng)式變換對(duì)黑潮流量異常的滯后分布進(jìn)行估計(jì)[14]。在阿爾蒙法中,多項(xiàng)式最大階數(shù)M一般取2～4[15],本研究中取M=2。再利用互相關(guān) (crosscorrelation)系數(shù),根據(jù)滯后互相關(guān)系數(shù)大于1.96倍標(biāo)準(zhǔn)誤差界,確定出滯后期的大致范圍,然后在此范圍內(nèi),根據(jù) AIC準(zhǔn)則 (又稱赤池信息量準(zhǔn)則),從最小滯后期k(k＞M)開始,連續(xù)增加解釋變量ΔV的滯后階數(shù)并進(jìn)行回歸。當(dāng)AIC取得極小值時(shí),確定模型的最優(yōu)滯后期值K[16]。模型滯后期K與多項(xiàng)式階數(shù)M確定后,再利用Durbin-Watson檢驗(yàn) (簡(jiǎn)稱DW檢驗(yàn))來判斷殘差是否為正態(tài)分布。若為非正態(tài)分布,則嘗試在模型中添加一階滯后殘差項(xiàng)AR(1),以消除自相關(guān),從而建立最終的滯后模型。

2 結(jié)果與分析

2.1 漁場(chǎng)重心與黑潮流量異常

如圖 2所示,1994—2010年黑潮流量在(2.68～9.56)×107m3/s之間,正負(fù)最大異常值分別為3.32×107m3/s和-3.07×107m3/s,分別出現(xiàn)在2007年2月的上半月和2008年5月的下半月。各年份同期的漁場(chǎng)重心位置同樣也存在較大波動(dòng),其中經(jīng)度重心平均值為155.5°E,東向和西向最大偏移均達(dá)到8.6°,而緯度重心的平均值為42.4°N,其波動(dòng)幅度較經(jīng)度重心變動(dòng)偏窄,南向和北向最大偏移分別為2.1°和3.0°。

圖2 漁場(chǎng)重心經(jīng)、緯度方向的偏移與黑潮流量異常的對(duì)應(yīng)關(guān)系Fig.2 Corresponding relationship between the offset of fishing ground gravity(FGG)and the anomaly of Kuroshio transport

對(duì)漁場(chǎng)經(jīng)度重心偏移、緯度重心偏移和黑潮流量異常3個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),得到單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可知,3個(gè)序列的ADF伴隨概率均小于0.001,所以拒絕原假設(shè),說明序列均為平穩(wěn)序列,回歸分析中不會(huì)存在偽回歸,在后序分析中可以用阿爾蒙多項(xiàng)式法進(jìn)行滯后分析。

表1 3個(gè)時(shí)間序列的單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 ADF unit root test for three time series

2.2 模型的滯后期數(shù)

漁場(chǎng)重心偏移與黑潮流量異常間的互相關(guān)分析結(jié)果如圖3所示。從圖3可知,在漁場(chǎng)重心的經(jīng)度方向上,互相關(guān)系數(shù)均在1.96倍的標(biāo)準(zhǔn)誤差界內(nèi),表明在5%顯著性水平下互相關(guān)系數(shù)與0并無顯著不同,即在滯后一年期間內(nèi),黑潮流量異常在經(jīng)度方向上對(duì)漁場(chǎng)重心的影響不明顯,因此,在后續(xù)分析中不再考慮經(jīng)度方向上的影響。而在漁場(chǎng)重心的緯度方向上,超過1.96倍標(biāo)準(zhǔn)誤差界的互相關(guān)系數(shù)最大滯后期出現(xiàn)在第22期,初步確定最大滯后期為22。

圖3 黑潮流量異常與漁場(chǎng)重心偏移的互相關(guān)系數(shù) (虛線為1.96倍標(biāo)準(zhǔn)差位置)Fig.3 Cross correlation coefficients between the anomaly of Kuroshio transport and the offset of FGG (Dotted lines are positions of 1.96 times of standard deviation)

為了得到緯度方向上使模型回歸效果最佳的滯后期,從滯后第3期開始逐步增加滯后期數(shù),對(duì)漁場(chǎng)重心緯度偏移與黑潮流量異常進(jìn)行回歸,含不同滯后期數(shù)回歸方程的AIC檢驗(yàn)結(jié)果如圖4所示。研究結(jié)果表明,從第3期開始,隨著滯后期數(shù)的增加,AIC也隨之降低。當(dāng)滯后期數(shù)取15時(shí),回歸得到的AIC檢驗(yàn)值達(dá)到最小 (2.267),然后又開始上升。由此確定,緯度方向上模型滯后期數(shù)Ky= 15。但此時(shí)DW值為0.625,在5%顯著性水平下,小于dL(1.671)值,表明擾動(dòng)項(xiàng)存在一階正相關(guān),因此,在模型中加入一階滯后殘差項(xiàng) AR (1)。重新回歸后,相關(guān)系數(shù)為0.566,調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)為0.549。估計(jì)的參數(shù)中,F值為33.86 (P=0.0000),說明模型的整體擬合優(yōu)度較高。DW值為1.951,在5%顯著性水平下,dL=1.671, dU=1.759,DW值大于dU而小于4-dU,因此,接受擾動(dòng)項(xiàng)不存在一階自相關(guān)的假設(shè)。還原后的分布滯后方程的系數(shù)值如表2所示。其中滯后12～15期的解釋變量系數(shù)顯著 (P＜0.05),說明日本四國(guó)島南部的黑潮流量變化在6個(gè)月后會(huì)對(duì)漁場(chǎng)的緯度重心產(chǎn)生一定影響,其持續(xù)時(shí)間為2個(gè)月。而在此期間之前,黑潮流量的變化對(duì)漁場(chǎng)的位置不會(huì)產(chǎn)生明顯的影響。

圖4 不同滯后期數(shù)下漁場(chǎng)緯度重心偏移與黑潮流量異?；貧w的AIC值Fig.4 AIC values of regression between the FGG in zonal direction and the anomaly of Kuroshio transport under different lag periods

表2 還原后的滯后項(xiàng)系數(shù)Tab.2 Recovered coefficients of lag term

3 討論

本研究中,通過對(duì)黑潮流量異常與西北太平洋柔魚漁場(chǎng)重心偏移的相關(guān)性研究發(fā)現(xiàn),在經(jīng)度方向上,黑潮流量的異常不會(huì)對(duì)漁場(chǎng)重心偏移造成顯著影響,但在緯度方向上,會(huì)在6～7個(gè)月內(nèi)影響漁場(chǎng)重心的位置。也就是說,當(dāng)前黑潮流量異常增大時(shí),會(huì)導(dǎo)致6個(gè)月后漁場(chǎng)重心較常年更偏向北方;反之,漁場(chǎng)重心會(huì)向南方偏移。由于柔魚漁汛只發(fā)生在下半年,基于這一實(shí)際情況,可多關(guān)注上半年的黑潮流量異常情況,以對(duì)漁場(chǎng)變動(dòng)趨勢(shì)提前做出判斷。

3.1 黑潮流量對(duì)漁場(chǎng)的影響及滯后效應(yīng)

大量研究表明,柔魚漁場(chǎng)的出現(xiàn)除受自身生物學(xué)特性影響外,其出現(xiàn)位置也易受外界環(huán)境 (如海表溫度、葉綠素濃度、黑潮等)變化的影響[6,17-19]。黑潮的海洋學(xué)特性與周邊水團(tuán)存在著明顯差異,柔魚漁場(chǎng)位置與黑潮分支的關(guān)系密切。研究表明,8—10月柔魚主要作業(yè)漁場(chǎng)的重心大致位于黑潮第2和第3分支的前鋒區(qū),因此,高溫高鹽的黑潮與低溫低鹽的親潮變化對(duì)柔魚漁場(chǎng)位置、漁期等均有較大影響[7,20]。在黑潮處于強(qiáng)勢(shì)、親潮處于弱勢(shì)的年份,5月以后柔魚的中心漁場(chǎng)會(huì)偏向東北;反之,其中心漁場(chǎng)偏向西南[1]。Chen等[8]通過建立以漁場(chǎng)重心為因變量、黑潮流量與北太平洋十年濤動(dòng) (PDO)為自變量的回歸方程發(fā)現(xiàn),當(dāng)黑潮不出現(xiàn)大彎曲時(shí),柔魚漁場(chǎng)的緯度重心與黑潮流量存在正相關(guān)。從本研究結(jié)果看,模型中滯后6～7個(gè)月內(nèi),黑潮流量異常變量系數(shù)均為正,同樣也表明,黑潮流量偏大時(shí)會(huì)導(dǎo)致漁場(chǎng)重心的向北偏移,這與過去的研究結(jié)果基本一致。至于其滯后期長(zhǎng)達(dá)半年,一方面可能是因?yàn)楹诔崩m(xù)流與親潮在過渡區(qū)需要充分混合后才逐漸影響漁場(chǎng),另一方面,可能與本研究中所使用的黑潮數(shù)據(jù)觀測(cè)點(diǎn)與漁場(chǎng)位置相距較遠(yuǎn)有關(guān),尤其是這種空間上的差距延長(zhǎng)了黑潮對(duì)漁場(chǎng)作用的滯后性。有研究表明,黑潮在北赤道逆流區(qū)流量變化會(huì)導(dǎo)致北太平洋黑潮延伸體流量的相應(yīng)變化,滯后時(shí)間長(zhǎng)達(dá)1.5年[21]?？紤]到本研究中涉及的黑潮流路長(zhǎng)度較上述研究更短,因此,流量變化對(duì)柔魚漁場(chǎng)位置的影響在時(shí)間上存在長(zhǎng)達(dá)半年的滯后,在理論上具有一定的合理性。

從最終模型中流量系數(shù)的分布看,漁場(chǎng)緯度重心的偏移是滯后6個(gè)月和7個(gè)月連續(xù)兩個(gè)月的流量異常綜合作用的結(jié)果。從另一個(gè)角度考慮,這種系數(shù)分布也可以理解為黑潮流量變化對(duì)漁場(chǎng)的作用時(shí)間為2個(gè)月,由于連續(xù)4期的系數(shù)均為正值,故對(duì)漁場(chǎng)的影響會(huì)產(chǎn)生一定的持續(xù)性。過去的觀測(cè)和高分辨率數(shù)值模擬結(jié)果均表明,黑潮續(xù)流主軸兩側(cè)均存在準(zhǔn)常年 (quansi-permanant)的再生環(huán)流,尤其是南側(cè)強(qiáng)度更大[22-23]。由于再生環(huán)流不斷地重新注入黑潮流路,對(duì)黑潮強(qiáng)度的變化起到了一定的平滑作用。另一方面,黑潮水在35°N向西轉(zhuǎn)向后,在160°E以西存在大量反氣旋式暖水渦,并攜帶黑潮暖水向北部移動(dòng),其移動(dòng)速度緩慢,僅為1～2 cm/s[24-25],從而會(huì)拉長(zhǎng)對(duì)漁場(chǎng)作用的時(shí)間。

前期研究表明,黑潮形態(tài)或流量變化對(duì)漁場(chǎng)經(jīng)度重心的影響并不顯著[8,26]。本研究結(jié)果也顯示,即使在黑潮變化發(fā)生后的一年期間內(nèi),漁場(chǎng)的經(jīng)度重心也不會(huì)對(duì)其作出明顯的響應(yīng)。究其原因,可能是由于東向流動(dòng)的黑潮續(xù)流的主軸位于漁場(chǎng)海域的南部 (35°N左右),從而在經(jīng)度方向上對(duì)漁場(chǎng)的影響較小。而在漁場(chǎng)區(qū)域以南的155°～160°E沙莰基隆起 (Shatsky Rise)附近,黑潮在此出現(xiàn)一個(gè)分支,形成向北的較強(qiáng)緯向平均環(huán)流[21,27],這可能也是導(dǎo)致漁場(chǎng)重心緯向偏移較經(jīng)向偏移更為顯著的一個(gè)重要原因。

3.2 存在問題

柔魚漁場(chǎng)形成與包括生物和非生物類型的多種環(huán)境因素有關(guān),因此,其移動(dòng)制約的因素也遠(yuǎn)不止黑潮流量變化。本研究表明,在緯度方向上模型調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)偏低,僅為0.549,也說明影響漁場(chǎng)重心偏移的因素不僅限于黑潮流量。僅就黑潮屬性而言,除流量外,其不同位置的彎曲與漁場(chǎng)也存在一定關(guān)系。如范江濤等[26]認(rèn)為,140°～145°E、35°～40°N區(qū)黑潮出現(xiàn)大彎曲時(shí),漁場(chǎng)重心明顯向北偏移,而當(dāng)出現(xiàn)小彎曲或呈平直型時(shí),漁場(chǎng)重心則偏南。這主要是因?yàn)楹诔睆澢绊懙搅嗽摵Ｓ蚋∮紊锖筒煌疁厮畧F(tuán)的分布,從而導(dǎo)致漁場(chǎng)南北向移動(dòng)[28-29]。除黑潮外,北太平洋親潮的強(qiáng)度對(duì)漁場(chǎng)位置也存在一定的影響,如當(dāng)親潮水系南下時(shí),與本研究漁場(chǎng)存在部分重疊的秋刀魚漁場(chǎng),就會(huì)向南移動(dòng);而當(dāng)親潮水減弱時(shí),秋刀魚漁場(chǎng)就會(huì)向北偏移[30]。親潮的變化也有可能會(huì)影響柔魚漁場(chǎng)的變動(dòng),但由于親潮數(shù)據(jù)資料的獲取限制,未能將其納入模型,這一問題有待于在以后研究中進(jìn)一步補(bǔ)充和完善,以提升模型的回歸精度。

4 結(jié)語

本研究中,利用日本南部沿海黑潮上游的流量數(shù)據(jù)和漁場(chǎng)重心數(shù)據(jù),基于多項(xiàng)式分布滯后回歸的方法,定量研究了流量變動(dòng)與漁場(chǎng)空間偏移的關(guān)系。結(jié)果表明,柔魚漁場(chǎng)的空間變動(dòng)與黑潮上游的流量存在一定的相關(guān)性,具體表現(xiàn)在對(duì)漁場(chǎng)重心緯向位置的影響上。漁場(chǎng)緯度重心的偏移對(duì)黑潮上游流量變化的響應(yīng)存在6～7個(gè)月的滯后性,基于這一結(jié)論,可為提前確定漁場(chǎng)變動(dòng)趨勢(shì)提供一定的參考。

致謝:向提供西北太平洋柔魚生產(chǎn)數(shù)據(jù)的上海海洋大學(xué)魷釣技術(shù)組和提供黑潮流量數(shù)據(jù)的日本九州大學(xué)應(yīng)用力學(xué)研究所表示誠(chéng)摯地感謝!

[1] 王堯耕,陳新軍.世界大洋性經(jīng)濟(jì)柔魚類資源及其漁業(yè)[M].北京:海洋出版社,2005:134.

[2] 邵全琴,馬巍巍,陳卓奇,等.西北太平洋黑潮路徑變化與柔魚CPUE的關(guān)系研究[J].海洋與湖沼,2005,36(2):111-122.

[3] 沈惠明.1999年6-12月北太平洋魷釣漁場(chǎng)海況總結(jié)[J].遠(yuǎn)洋漁業(yè),2000(3):15-18.

[4] 曹杰.西北太平洋柔魚資源評(píng)估與管理[D].上海:上海海洋大學(xué),2010.

[5] Yu Wei,Chen Xinjun,Chen Yong,et al.Effects of environmental variations on the abundance of western winter-spring cohort of neon flying squid(Ommastrephes bartramii)in the Northwest Pacific Ocean[J].Acta Oceanologica Sinica,2015,34(8):43-51.

[6] 陳新軍,田思泉.西北太平洋海域柔魚的產(chǎn)量分布及作業(yè)漁場(chǎng)與表溫的關(guān)系研究[J].中國(guó)海洋大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版, 2005,35(1):101-107.

[7] 陳新軍,田思泉.西北太平洋海域柔魚漁場(chǎng)分析探討[J].漁業(yè)現(xiàn)代化,2001(3):3-6.

[8] Chen Xinjun,Cao Jie,Chen Yong,et al.Effect of the Kuroshio on the spatial distribution of the red flying squid Ommastrephes bartramii in the Northwest Pacific Ocean[J].Bulletin of Marine Science,2012,88(1):63-71.

[9] 陳新軍,曹杰,田思泉,等.表溫和黑潮年間變化對(duì)西北太平洋柔魚漁場(chǎng)分布的影響[J].大連水產(chǎn)學(xué)院學(xué)報(bào),2010,25(2): 119-126.

[10] Kawabe M.Variations of current path,velocity,and volume transport of the Kuroshio in relation with the large meander[J].Journal of Physical Oceanography,1995,25(12):3103-3117.

[11] Nakamura H,Hiranaka R,Ambe D,et al.Local wind effect on the Kuroshio path state off the southeastern coast of Kyushu[J]. Journal of Oceanography,2015,71(5):575-596.

[12] 宇田道隆.海洋漁場(chǎng)學(xué)[M].東京:恒星社厚生閣,1960:54.

[13] Dickey D A,Fuller W A.Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root[J].Journal of the American Statistical Association,1979,74(366):427-431.

[14] Almon S.The distributed lag between capital appropriations and expenditures[J].Econometrica,1965,33(1):178-196.

[15] Fair R C,Jaffee D M.A note on the estimation of polynomial distributed lags[R].New Jersey:Princeton University,1971.

[16] 丁俊君,戴生泉.多項(xiàng)式分布滯后模型階數(shù)的確定及其應(yīng)用[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2004(10):28-29.

[17] Yatsu A,Watanabe T,Mori J,et al.Interannual variability in stock abundance of the neon flying squid,Ommastrephes bartramii,in the north Pacific Ocean during 1979-1998:impact of driftnet fishing and oceanographic conditions[J].Fisheries Oceanography,2000,9(2):163-170.

[18] 田思泉.西北太平洋柔魚資源評(píng)價(jià)及其與海洋環(huán)境關(guān)系的研究[D].上海:上海海洋大學(xué),2006.

[19] 沈新強(qiáng),王云龍,袁騏,等.北太平洋魷魚漁場(chǎng)葉綠素a分布特點(diǎn)及其與漁場(chǎng)的關(guān)系[J].海洋學(xué)報(bào),2004,26(6):118-123.

[20] 陳新軍,錢衛(wèi)國(guó),許柳雄,等.北太平洋150°～165°E海域柔魚魷釣漁場(chǎng)及其預(yù)報(bào)模型研究[J].海洋水產(chǎn)研究,2003,24 (4):1-6.

[21] Yamagata T,Shibao Y,Umatanit S I.Interannual variability of the Kuroshio extension and its relation to the Southern Oscillation/El Ni?o[J].Journal of the Oceanographical Society of Japan,1985, 41(4):274-281.

[22] Qiu Bo,Chen Shuiming,Hacker P,et al.The Kuroshio extension northern recirculation gyre:profiling float measurements and forcing mechanism[J].Journal of Physical Oceanography,2008,38 (8):1764-1779.

[23] Jayne S R,Hogg N G,Waterman S N,et al.The Kuroshio extension and its recirculation gyres[J].Deep Sea Research Part I:O-ceanographic Research Papers,2009,56(12):2088-2099.

[24] Qiu Bo,Kelly K A,Joyce T M.Mean flow and variability in the Kuroshio extension from Geosat altimetry data[J].Journal of Geophysical Research,1991,96(C10):18491-18507.

[25] Itoh S,Yasuda I.Characteristics of mesoscale eddies in the Kuroshio-Oyashio Extension region detected from the distribution of the sea surface height anomaly[J].Journal of Physical Oceanography,2010,40(5):1018-1034.

[26] 范江濤,陳新軍,曹杰,等.西北太平洋柔魚漁場(chǎng)變化與黑潮的關(guān)系[J].上海海洋大學(xué)學(xué)報(bào),2010,19(3):378-384.

[27] Hurlburt H E,Metzger E J.Bifurcation of the Kuroshio extension at the Shatsky rise[J].Journal of Geophysical Research Atmospheres,1998,103(C4):7549-7566.

[28] Nakata K,Hada A,Matsukawa Y.Variations in food abundance for Japanese sardine larvae related to the Kuroshio meander[J]. Fisheries Oceanography,1994,3(1):39-49.

[29] 沈明球,房建孟.黑潮大彎曲的灰色分析和預(yù)測(cè)[J].海洋通報(bào),1997,16(2):11-19.

[30] 鄭利栄,岸道郎,杉本隆成.房総·常磐沿岸におけるマイワシ漁獲量と海況変動(dòng)要因の多変量解析[J].水産海洋研究, 1989,53(4):372-377.

Effect of Kuroshio transport off southern Japan on fishing ground gravity of neon flying squid Ommastrephes bartramii in northwest Pacific Ocean based on time lag analysis

CUI Xue-sen,WU Yu-mei,TANG Feng-hua,WU Zu-li,DAI Yang,FAN Wei

(Key Laboratory of East China Sea&Oceanic Fishery Resources Exploitation and Utilization,Ministry of Agriculture,East China Sea Fisheries Research Institute,Chinese Academy of Fishery Sciences,Shanghai 200090,China)

Polynomial distribution lag model was established by Almon method and the data of Kuroshio transport anomaly and squid fishing ground gravity offset during 1994 and 2010 to study the effect of Kuroshio transport on fishing ground of neon flying squid Ommastrephes bartramii in the northwest Pacific Ocean.The optimal lag time period of the model was determined by Akaike information criterion(AIC)resulting from the regression model and the analysis of the cross correlation between the variables of Kuroshio transport anomaly in different periods and the offset of fishing ground gravity.Meanwhile,first order lag residuals were appended in the model to eliminate the autocorrelation of error terms.The regression analysis indicated that there was no significant effect of anomaly of Kuroshio transport on meridional offset of fishing ground gravity during a whole year period.However,the coefficients of Kuroshio transport anomaly in the zonal model showed significant effect,with value of 0.003 72(P＜0.05)in the 12th,0.004 93(P＜0.01)in the 13th,0.006 29 in the 14th(P＜0.01)and 0.007 81 in the 15th(P＜0.05),indicating that the Kuroshio transport anomaly has continuing influence on the fishing ground gravity in north and south direction for 2 months with the lag of 6 months,with adjusted correlation coefficient of 0.549.Since the time lag of fishing ground variance behind the change in Kuroshio transport was considered,the findings provided a reference to extend the validity of fishing ground forecast of neon flying squid in the northwest Pacific Ocean.

Ommastrephes bartramii;Kuroshio transport;fishing ground gravity;time lag effect

S931.3

A

10.16535/j.cnki.dlhyxb.2017.01.017

2095-1388(2017)01-0099-06

2016-05-13

國(guó)家 “十二五”科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目 (2013BAD13B01);中央級(jí)公益性科研院所基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng) (2015T07)

崔雪森 (1973—),男,副研究員。E-mail:cui1012@sh163.net

樊偉 (1971—),男,研究員。E-mail:fanwee@126.com