陳 燕，周叢羽，王迎賓

( 浙江海洋學(xué)院 水產(chǎn)學(xué)院，浙江 舟山 316022 )

東海中部鮐魚相對體質(zhì)量指數(shù)的計算

陳 燕，周叢羽，王迎賓

( 浙江海洋學(xué)院 水產(chǎn)學(xué)院，浙江 舟山 316022 )

為描述東海中部鮐魚資源的健康狀況，反映魚類所遭受的外界壓力情況，基于2009-2010年在東海中部捕獲的鮐魚的叉長和體質(zhì)量數(shù)據(jù)，通過建立鮐魚的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量，計算得到東海中部鮐魚的相對體質(zhì)量指數(shù)值。根據(jù)叉長和體質(zhì)量對數(shù)中值建立的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量方程為：lgms=0.104574L2+2.945479L-2.014981。相對體質(zhì)量與叉長的分布情況顯示，當(dāng)叉長小于10 cm時，相對體質(zhì)量指數(shù)為45～166，而當(dāng)叉長為15 cm時，相對體質(zhì)量指數(shù)變化范圍較小，為82～109。雖然在叉長小于10 cm或叉長在20 cm時，相對體質(zhì)量指數(shù)的變動性較大，但其頻率趨于正態(tài)分布。東海中部鮐魚相對體質(zhì)量指數(shù)的計算為不同海域間鮐魚資源的相互比較研究提供了便利，也為今后更全面、準(zhǔn)確地了解該研究海域鮐魚群體的資源狀況提供了研究基準(zhǔn)。該指數(shù)不受體長大小所引起的誤差的影響，能夠較準(zhǔn)確地在具有不同時空特征以及來自不同種群的魚類個體之間進(jìn)行相互比較，從而能夠更好地為鮐魚資源的開發(fā)與管理提出科學(xué)建議。

鮐魚；相對體質(zhì)量指數(shù)；標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量；東海中部

進(jìn)入21世紀(jì)，我國東海海域鮐魚(Pneumatophorusjaponicus)捕撈產(chǎn)量迅速增長，已經(jīng)超過2.0×105t[1-2]。隨著捕撈強度的不斷加劇，眾多學(xué)者使用多種技術(shù)和方法對東海海域鮐魚資源的狀況進(jìn)行了分析[3-7]。

1978年，Wege 等[8]首先提出了相對體質(zhì)量指數(shù)的概念。相對體質(zhì)量指數(shù)是一種常用的條件指數(shù)，它允許不同長度和種類的樣本進(jìn)行比較，并且能夠提供評估種群的標(biāo)準(zhǔn)。相對體質(zhì)量指數(shù)被認(rèn)為在衡量魚類自身健康狀況方面比其他指數(shù)具有優(yōu)勢：(1)計算簡單；(2)不隨測量單位發(fā)生改變；(3)計算過程中用到的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量能夠消除魚類體型變化帶來的影響；(4)相對體質(zhì)量指數(shù)的變化主要源于外部因素的影響；(5)相對體質(zhì)量指數(shù)可用于不同體長以及不同種群魚類之間的比較[9]。

相對體質(zhì)量指數(shù)mr按下式計算：

mr=m/ms×100

(1)

式中，m為魚類個體的實際體質(zhì)量，ms為相同體長個體的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量。

當(dāng)某一個體或體長組的相對體質(zhì)量指數(shù)值遠(yuǎn)低于100時，表示其處于不良狀態(tài)，而當(dāng)其相對體質(zhì)量指數(shù)值遠(yuǎn)高于100 時，說明該個體或體長組所處的外界環(huán)境是良好的。

自Wege等[8]提出相對體質(zhì)量指數(shù)概念并應(yīng)用于大口黑鱸(Micropterussalmoides)以后，該方法在其他種類中也得到了廣泛應(yīng)用。Willis等[10]為白斑狗魚(Esoxlucius)建立了一個標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量方程；Murphy等[11]亦用同種方法建立了一個大眼鱸(Stizostedionvitreum)的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量方程。隨著相對體質(zhì)量指數(shù)被廣泛接受及應(yīng)用，目前標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量方程已應(yīng)用于27個種類。

在我國，目前尚未見到有關(guān)相對體質(zhì)量指數(shù)研究的報道。本研究通過計算東海中部海域鮐魚的相對體質(zhì)量指數(shù)，一方面可以彌補我國在該領(lǐng)域研究的空白，另一方面也可為該研究海域鮐魚資源狀況的評估以及未來鮐魚資源的管理提供參考。

1 材料與方法

2009年2月至2010年12月期間，每次間隔約半個月從寧波海裕海洋漁業(yè)公司的圍網(wǎng)漁船、浙江普陀群眾的圍網(wǎng)漁船等共12艘群眾圍網(wǎng)取樣1次，共采集鮐魚樣本5386尾。采樣漁船的主要捕撈區(qū)域在北緯26.30°～31.30°和東經(jīng)122.00°～127.00°之間(圖1)。

圖1 2009—2010年鮐魚樣本的取樣海域

在數(shù)據(jù)處理過程中，根據(jù)叉長和體質(zhì)量數(shù)據(jù)建立叉長-體質(zhì)量回歸曲線(在制圖過程中分別取以10 為底的對數(shù) )[12]，計算出叉長-體質(zhì)量回歸方程以及決定系數(shù)r2。

在計算相對體質(zhì)量指數(shù)之前，首先要計算標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量。本文使用EMP-Ws方法對東海中部鮐魚的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量進(jìn)行計算。該方法有成熟的Excel宏模塊，下載網(wǎng)址為：http://www.sdafs.org/fmsafs/interactive-excel-tool-for-computing-assessing-and-using-emp-ws-equations/[12]。在Excel中，首先根據(jù)提示進(jìn)行數(shù)據(jù)分組，由小至大進(jìn)行排列，組距選擇1 cm(表1)；然后，計算每個叉長組的平均體質(zhì)量，這是后續(xù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量計算的基礎(chǔ)；接著計算每個叉長組所對應(yīng)的體質(zhì)量的中值、1/4值、3/4值和平均值，然后根據(jù)公式進(jìn)行計算。在此，標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量的計算公式為：

lgms(j)=a+blgLj+c(lgLj)2

(2)

式中的a、b、c均為常數(shù)，標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量(j)為第j叉長組所對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量，Lj為第j叉長組的中值(或1/4值、3/4值及平均值之一，本文以中值為例進(jìn)行分析)。

最后，根據(jù)下式計算每個研究個體的相對體質(zhì)量指數(shù)：

mr(jk)=m(jk)/ms(j)×100

式中，m(jk)為第j叉長組中第k個個體的體質(zhì)量。

表1 鮐魚樣本的叉長和體質(zhì)量數(shù)據(jù)分組情況

2 結(jié) 果

2.1 鮐魚叉長—體質(zhì)量回歸曲線

體質(zhì)量-叉長回歸曲線為lgm=3.2055 lgL-2.1684，該曲線斜率等于3.2055，在2.5～3.5的范圍內(nèi)，且r2=0.9941，線性關(guān)系顯著。叉長-體質(zhì)量回歸曲線見圖2。

圖2 東海中部鮐魚叉長-體質(zhì)量回歸曲線

2.2 相對體質(zhì)量計算

當(dāng)分別使用每個叉長組體質(zhì)量的中值、1/4值、3/4值和平均值時，根據(jù)公式(2)得到的3個常數(shù)a、b、c的取值情況列于表2 。

表2 東海中部鮐魚4個計算標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量的二次回歸方程參數(shù)a、b、c的取值情況

以叉長為橫坐標(biāo)，相對體質(zhì)量指數(shù)為縱坐標(biāo)建立相對體質(zhì)量與叉長的分布情況圖顯示，趨勢線并未呈現(xiàn)明顯增加或減小(圖3)。當(dāng)叉長小于10 cm時，相對體質(zhì)量指數(shù)為45～166，而當(dāng)叉長約為15 cm時，相對體質(zhì)量指數(shù)變化范圍較小，為82～109。盡管在叉長小于10 cm或叉長約20 cm時，相對體質(zhì)量指數(shù)的變動性較大，但其頻率趨于正態(tài)分布(圖4)。因此，相對體質(zhì)量指數(shù)可以消除由于鮐魚尺寸不同帶來的影響，即不同叉長鮐魚之間可以進(jìn)行比較。

圖3 由標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量中值回歸方程計算得到的東海中部鮐魚相對體質(zhì)量分布

圖4 東海中部鮐魚相對體質(zhì)量頻率

3 討 論

3.1 相對體質(zhì)量指數(shù)的特點

魚體的健康狀況反映了在某些因素影響下，物理、生物、以及環(huán)境因子從以前到現(xiàn)在所經(jīng)歷的變動，其中這些因素包括食物之間營養(yǎng)狀況的相互影響、環(huán)境和棲息地特征、污染和疾病，還包括捕撈等。魚體健康狀況除了其固有的生物和生態(tài)的重要性之外，對海洋資源與生態(tài)系統(tǒng)的監(jiān)測和管理同樣能提供很大的幫助。

標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量模型提供了一個有用的生物參考點，而且具有包容性，沒有時間差。它是一個典型不受基準(zhǔn)改變影響的固定參考點，這一點有助于研究者對現(xiàn)有資源狀況的判斷，以及對未來資源的預(yù)測。例如傳統(tǒng)的評估指標(biāo)：最大可持續(xù)產(chǎn)量、成熟的雌魚生物量和最大補充量等，這些指標(biāo)在判斷種群生產(chǎn)率和當(dāng)前管理策略效果等方面都發(fā)揮著重要的作用。因此，對現(xiàn)存資源群體的健康狀況有準(zhǔn)確的了解，可以減少在補充量預(yù)測過程中產(chǎn)生的誤差。本研究中，標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量方程不受時間和空間的影響，反映了鮐魚所經(jīng)歷的飽滿度最高和最低的情況。通過計算相對體質(zhì)量指數(shù)，一方面可以了解現(xiàn)有資源的狀況，另一方面能對鮐魚群體生存環(huán)境有初步認(rèn)識。此外，由于相對體質(zhì)量指數(shù)不受時間變遷的影響，待今后計算多個時間序列的相對體質(zhì)量指數(shù)以后，便可以分析判斷隨時間變化的鮐魚的健康狀況。

3.2 相對體質(zhì)量指數(shù)的應(yīng)用及研究展望

本文研究所使用的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量方程與Kreiner等[13-14]用于評估健康狀況的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量方程有類似的地方，但也有諸多不同。與之前的研究相比，本文介紹的標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量模型包含的數(shù)據(jù)更多，使用的是加權(quán)二次方程，而不是簡單的線性方程。表2中的4個不同的方程式為東海中部鮐魚的研究提供了一個體質(zhì)量范圍，這個范圍可作為評估管理目標(biāo)和生態(tài)系統(tǒng)動態(tài)的標(biāo)準(zhǔn)。我們通過一個給定的相對體質(zhì)量指數(shù)值去判斷魚體的健康狀況，這取決于已知的條件分布，而該條件分布情況可根據(jù)表2 的4個方程(平均值、中位值和四分位數(shù))獲得。相對體質(zhì)量分布圖(圖3)顯示，鮐魚叉長在10～20 cm以及26 cm左右時變化范圍較小，這主要是由于本文的叉長數(shù)據(jù)分組的組距是1 cm，鮐魚樣本叉長體質(zhì)量數(shù)據(jù)分組情況顯示，在10～17 cm，有7個分組，在26～28 cm，有2個分組，這9個分組內(nèi)各自所出現(xiàn)的樣本個體數(shù)明顯少于其他分組，這就導(dǎo)致了相對體質(zhì)量的計算過程中，在該范圍內(nèi)出現(xiàn)的數(shù)據(jù)較少。此外，由于相對體質(zhì)量分布圖是以叉長為橫坐標(biāo)建立的，因此，在相對體質(zhì)量分布圖中會出現(xiàn)上述范圍內(nèi)散點比較集中的現(xiàn)象。

Murphy等[15]提到，相對體質(zhì)量指數(shù)的基本概念是標(biāo)準(zhǔn)體質(zhì)量，適用于描述一個魚體的固有形狀。雖然魚體的長度通常在漁業(yè)評估和魚體條件研究中是魚體質(zhì)量的初級決定因素，但是，無論在種群內(nèi)還是種群間，相同長度的魚體質(zhì)量是具有很大的變動幅度的。為了充分了解這種潛在的影響因素，今后還必須對這種條件變化進(jìn)行更進(jìn)一步的分析和研究，包括不同叉長組距所對應(yīng)的相對體質(zhì)量指數(shù)值的大小等。

[1] 鄭基,王迎賓,李仁星,等.浙江海域鮐鲹魚資源量評估[J].浙江海洋學(xué)院學(xué)報：自然科學(xué)版,2012,31(4):309-315.

[2] 嚴(yán)利平,張輝,李圣法,等.東、黃海日本鯖種群鑒定和劃分的研究進(jìn)展[J].海洋漁業(yè),2012,34(2):217-221.

[3] 陳衛(wèi)忠,胡芬.用實際種群分析法評估東海鮐魚現(xiàn)存資源量[J].水產(chǎn)學(xué)報,1998,22(4):334-339.

[4] 程家驊,林龍山.東海區(qū)鮐魚生物學(xué)特征及其漁業(yè)現(xiàn)狀的分析研究[J].海洋漁業(yè),2004,26(2):73-78.

[5] Li G，Chen X J，F(xiàn)eng B.Age and growth of chub mackerel (Scomberjaponicus) in the East China and Yellow Seas using sectioned otolith samples [J].Journal of Ocean University of China，2008,7(4):439-446.

[6] 王凱,嚴(yán)利平,程家驊,等.東海鮐魚資源合理利用的研究[J].海洋漁業(yè),2007,29(4):337-343.

[7] 嚴(yán)利平,李建生,凌建忠,等.應(yīng)用體長結(jié)構(gòu)VPA評估東海西部日本鯖種群資源量[J].漁業(yè)科學(xué)進(jìn)展，2010,31(2):16-22.

[8] Wege G J，Anderson R O.Relative weight (Wr):a new index of condition for largemouth bass.in G.D.Novinger and J.G.Dillard，editors.New approaches to the management of small impoundments [M].Symposium 4，Bethesda，Maryland:American Fisheries Society,1978:79-91.

[9] Blackwell B G，Brown M L，Willis D W.Relative weight (Wr) status and current use in fisheries assessment and management[J].Reviews in Fisheries Science,2000,8(1):1-44.

[10] Willis D W，Scalet C G.Relation between proportional stock density and growth and condition of northern pike populations[J].North American Journal of Fisheries Management,1989,9(4):488-492.

[11] Murphy B R，Brown M L，Springer T A.Evaluation of the relative weight (Wr) index，with new applications to walleye[J].North American Journal of Fisheries Management,1990,10(1):85-97.

[12] Ndjaulaa H O N，Gerowb K G，van der Lingenc C D，et al.Establishing a baseline for evaluating changes in body condition and population dynamics of sardine (Sardinopssagax) in the southern Benguela ecosystem[J].Fisheries Research,2013,147(1):253-263.

[13] Kreiner A，van der Lingen C D，F(xiàn)reon P.A comparison of condition factor and gonadosomatic index of sardine (Sardinopssagax) stocks in the northern and southern Benguela upwelling ecosystems 1984-1999[J].African Journal of Marine Science,2001,23(1):123-134.

[14] van der Lingen C D，F(xiàn)reon P，F(xiàn)airweather T P，et al.Density dependent changes in reproductive parameters and condition of southern Benguela sardineSardinopssagax[J].African Journal of Marine Science，2006，28 (3/4):625-636.

[15] Murphy B R， Willis D W，Springer T A.The relative weight index in fisheries management:status and needs[J].Fisheries (Bethesda),1991,16(2):30-38.

CalculationofRelativeBodyWeightIndexofChubMackerelinCentralEastChinaSea

CHEN Yan，ZHOU Congyu，WANG Yingbin

( School of Fisheries，Zhejiang Ocean University，Zhoushan 316022，China )

The relative body weight index (mr) was calculated in chub mackerel (Pneumatophorusjaponicus)based on the fork length and body weight data collected during 2009 and 2010 in the Central East China Sea in order to evaluate the pressure of surrounding environment on chub mackerel stock.The equation obtained by standard weight (ms) was established as lgms=0.104574L2+2.945479L-2.014981 based on the mid-values of lg10-transformed fork length and body weight.The frequency of relative body weight and fork length showed that the range ofmrwas varied from 45 to 166 at fork length of below 10 cm，and the range ofmrwas varied between 82 and 109 at fork length of about 15 cm.The frequency of the variation ofmrtended to follow normal distribution，although the variation ofmrwas relative large when the fork lengths were within smaller than 10cm and close to 20 cm.The calculation ofmrof chub mackerel in the Central East China Sea provided convenience for the comparison of chub mackerels among different seas，and provided baseline of the status of chub mackerel stock in surveyed area for future studies.The index is not affected by the errors of the variation of fish body size，and can be used in accurate comparison of the individuals derived from different populations with different temporal and spatial characteristics for future exploitation and management.

chub mackerel;mr;ms;Central East China Sea

10.16378/j.cnki.1003-1111.2016.03.017

S931.1

A

1003-1111(2016)03-0289-04

2015-08-08；

2015-10-08.

浙江省自然科學(xué)基金資助項目(LY13D010005)；浙江省本科院校中青年學(xué)科帶頭人學(xué)術(shù)攀登項目(Pd2013222).

陳燕(1992-)，女，本科生;研究方向：漁業(yè)資源評估與管理. E-mail：1107966314@qq.com.通訊作者：王迎賓(1979 -)，男，副教授；研究方向：漁業(yè)資源種群動力學(xué).E-mail：yingbinwang@126.com.