日本以南黑潮流量对西北太平洋柔鱼渔场重心影响的滞后性分析

第32卷第1期2 0 1 7年2月大连海洋大学学报J O U R N A L O F D A L I A N O C E A N U N I V E R S I T YVol.32 No. 1Feb .2017D O I：10. 16535/j. cnki. dlhyxb.2017.01.017 文章编号:2095-1388 (2017 ) 01-0099-06日本以南黑潮流量对西北太平洋柔鱼渔场重心影响的滞后性分析崔雪森，伍玉梅，唐峰华，吴祖立，戴阳，樊伟(中国水产科学研究院东海水产研究所农业部东海与远洋渔业资源开发利用重点实验室，上海200090)摘要：为研究西北太平洋海域黑潮流量对柔鱼Ommastrephes b artram ii渔场的影响，本研究中结合1994一2010年西北太平洋海域黑潮流量和柔鱼渔场重心数据，采用阿尔蒙法建立了多项式分布滞后模型，通过分析黑潮流量异常与渔场重心偏移的互相关系数和模型的A IC值，确定了模型的最佳滞后期数，并添加了一阶滞后残差项以消除残差序列的自相关。

结果表明：在经度方向上，黑潮流量异常在一年内对柔鱼渔场重心偏移没有明显的影响；而在纬度方向上，模型中黑潮流量异常变量的第12 ~15期系数均显著，分别为0. 003 72 (P<0. 05)、0.00493 (P<0. 01)、0.006 29 (P<0. 01)和 0.00781 (P<0. 05)，说明黑潮流量异常会在6个月后的两个月内对渔场纬度重心产生正向的影响，模型调整后的相关系数为0.549。

本研究中考虑了渔场对黑潮流量响应的时滞性，研究结果对延长西北太平洋柔鱼渔场预报的有效期限具有一定的参考意义。

关键词：柔鱼；黑潮流量；渔场重心；时滞效应中图分类号：S931.3 文献标志码：A柔鱼Ommastrephes bartramii广泛分布于西北太平洋海域，是该海域重要的渔业资源。

柔鱼通常随 着黑潮向北洄游，并在黑潮与亲潮相遇的交汇区形 成渔场[1]，其中黑潮具有流速快、流量大和高温 高盐等特性，是影响西北太平洋海洋环境和柔鱼资 源分布的重要因素。

黑潮强度、流轴摆动以及形态变化与该海域柔 鱼资源及渔场的关系非常复杂，一直是相关研究的 重点。

在黑潮形态与渔场关系的研究方面，邵全琴 等[2]研究表明，在黑潮发生准弯曲的年份，西北 太平洋柔鱼的单位捕捞努力量渔获量（catch per u­nit of effort，C P U E)处于最高水平，在小弯曲的年 份一般较高，而在大弯曲和平直形态的年份较低;沈惠明[3]研究发现，1999年黑潮的弯曲使西北太 平洋海况发生异常，致使金枪鱼等鱼类资源量增 加，秋刀鱼等鱼类资源量降低。

而在黑潮强度变化 对渔场影响方面，曹杰[4]认为，黑潮流量变化能 够在一定程度上影响局部海域的海表温度异常值 (S S T A)，从而进一步影响柔鱼的时空分布；Y u 等[5]认为，黑潮强度增加会形成柔鱼更为适宜的 生存环境；另有研究表明，较强的黑潮势力，不仅 会使渔汛提前、渔汛期延长，同时会使渔场的空间 位置向北发生一定的偏移[6-9]。

迄今为止，尽管一些学者从不同层面研究了黑 潮与渔业资源间的联系，但少有研究考虑黑潮变化 对渔场变动的滞后性。

为此，本研究中拟利用1994一2010年日本以南黑潮流量和西北太平洋柔 鱼渔获信息，以半个月为时间单位，基于多项式分 布滞后模型，定量分析了黑潮流量异常对渔场重心 的影响，以期对柔鱼渔场的准确把握起到参考作 用，也为该海域柔鱼渔场长期预报提供基础信息。

1材料与方法1.1数据来源与处理黑潮流量数据来自日本九州大学应力学研究所网站（http: //w w w.i i a m.k y u s h u-u.a c.j p/o e d/a s u-ka/alt/index. h t m l)，该数据序列时间范围为1992—收稿日期：2016-05-13基金项目：国家“十二五”科技支撑计划项目（2013B A D13B01);中央级公益性科研院所基本科研业务费专项（2015T07) 作者简介：崔雪森（1973—),男，副研究员。

E-mail: cuil012@通信作者：樊伟（1971 — ),男，研究员。

E-mail: fanwee@100大连海洋大学学报第32卷2010年，为四国岛以南30°N以北的A S U K A线断面数据（图1)，该数据集由卫星海面高度数据与黑潮流量关系计算得到[10]，时间间隔约为10 d，流量单位为m3/s。

本研究中提取了1994一2010年共17年的黑潮流量数据。

有研究表明，日本九州东南海域黑潮形态波动的最小时间尺度为半个月[11]，参照这一结论，本研究中也以半个月为单位对黑潮流量进行采样，各期多年平均流量值的计算公式为2010軈=移V y，/17。

⑴y=1994其中：j p e[1，24]表示一年中的期号；y表示年份；V y，p表示y年第p期的黑潮流量（m3/s);軈表示黑潮流量在JP期的多年平均值（m3/s)。

由此计算各年每一期的黑潮流量异常值，公式为A V y，，V y，軈。

⑵以下将A V y p简记为，其中t为1994—2010年以半个月为单位连续的期数，即1~168期。

渔获数据由上海海洋大学鱿钓技术组提供，渔场区域为150毅~ 165°E和38毅~46°N的公海海域(图1)。

数据内容主要包括生产日期、渔获坐标信息（经度和纬度）和渔获产量。

由于本研究中要考察渔场位置偏移相对于黑潮变化的滞后性，因此，渔获数据的选取年份较黑潮数据推迟1年，即选取1995—2011年的渔获数据。

为确定渔场位置，米用了以下方法计算渔场重心（Fishing ground gravity，F G G)[12]：N NLon=上----，Lat=------。

(3)移C i移C ii=i i=iFig. 1 Distribution diagram of Kuroshio axis in the south off J a p a n,A S U K A line a n d fishingground of neon flying squid in Northwest Pacif­ic O c e a n 其中：i为生产作业序号；N为生产作业次数；C i 为第i次生产的产量（t); L o n^n L a^*别为第i次生产的经度（°)和纬度（°)。

计算每年每半个月的渔场平均经度和纬度重心，公式分别为20102010移L〇n y，,移 L a t y, Py =1995y=1995L〇n p =16 ，L a t P =16 。

（4)类似于计算黑潮流量异常相同的方法，渔场经度和纬度重心较多年平均渔场重心的偏移分别为A L〇n y，p = L〇n y，p-L〇n p，(5)A L a t y，P=L a t y，P-L a t P。

其中，驻乙〇^，/>和A L a t y p分别为渔场重心的经度偏移和纬度偏移，简记为A L o'和A L a t t。

1.2方法1. 2. 1 数据平稳性检验本研究中的数据为渔场经度重心偏移、渔场纬度重心偏移和黑潮流量异常3个时间序列，为避免在回归分析过程中出现“伪回归”现象，必须要对3个时间序列进行平稳性检验。

用 A D F(A u g m e n t dickey-fuller)检验序列中是否存在单位根，如果存在单位根，则表明时间序列不平稳，会导致伪回归；如果不存在单位根，则表明序列平稳，可以进行回归分析[13]。

1.2.2阿尔蒙法分布滞后模型将渔场重心位置偏移作为被解释变量，将当前时刻及以前k个时刻的黑潮流量异常作为解释变量，建立模型：A P t=b +；移啄k A V t-k。

(6)其中：t为当前时刻；k为滞后期数；K为滞后最大期数，K e{K x，K y}，K x、K y分别为黑潮流量对渔场经度重心和纬度重心产生影响的最大滞后期数；A P t e{ A L o n t，A L a t t}，A L o n t、A L a t t分别为t时刻渔场重心较常年在经度上和纬度上的偏移值；b为常数；A V u为相对t时刻滞后k期的黑潮流量异常；啄为多项式系数。

由于模型中不同滞后期的黑潮流量异常A V间可能存在严重的共线性，若直接运用O L S(ordina­ry least square) 法估计，则可能无法得到最佳无偏估计量。

因此，本模型通过阿尔蒙（A l m o n)多项式变换对黑潮流量异常的滞后分布进行估计[14]。

在阿尔蒙法中，多项式最大阶数M—般取2~4[15]，本研究中取M= 2。

再利用互相关（cross­correlation) 系数，根据滞后互相关系数大于 1.96倍标准误差界，确定出滞后期的大致范围，然后在此范围内，根据A I C准则（又称赤池信息量准第1期崔雪森，等：日本以南黑潮流量对西北太平洋柔鱼渔场重心影响的滞后性分析101则），从最小滞后期k (k>M)开始，连续增加解释变量A V的滞后阶数并进行回归。

当A I C取得极小值时，确定模型的最优滞后期值K[16]。

模型滞后期K与多项式阶数M确定后，再利用D u r b i n-W a t s o n检验（简称D W检验）来判断残差是否为正态分布。

若为非正态分布，则尝试在模型中添加一^阶滞后残差项A R(1)，以消除自相关，从而建立最终的滞后模型。

2结果与分析2.1渔场重心与黑潮流量异常如图2所示，1994一2010年黑潮流量在(2.68~9郾56)x107m3/s之间，正负最大异常值分别为 3. 32x107m3/s和-3.07x107m3/s，分别出现在2007年2月的上半月和2008年5月的下半月。

各年份同期的渔场重心位置同样也存在较大波动，其中经度重心平均值为155. 5°E，东向和西向最大偏移均达到8. 6毅，而纬度重心的平均值为42. 4°N，其波动幅度较经度重心变动偏窄，南向和北向最大偏移分别为2. 1毅和3.0。

图2渔场重心经、纬度方向的偏移与黑潮流量异常的对应关系Fig. 2 Corresponding relationship between the offset of fishing ground gravity (F G G)and the anomalyof Kuroshio transport对渔场经度重心偏移、纬度重心偏移和黑潮流量异常3个时间序列进行单位根检验，得到单位根A D F检验结果如表1所示。

由平稳性检验结果可知，3个序列的A D F伴随概率均小于0.001，所以拒绝原假设，说明序列均为平稳序列，回归分析中不会存在伪回归，在后序分析中可以用阿尔蒙多项式法进行滞后分析。