田志盼，麻秋云，張?jiān)骑w，田思泉,3,4

( 1.上海海洋大學(xué) 海洋科學(xué)學(xué)院，上海 201306； 2.上?？萍拣^自然史研究中心，上海 200041； 3.國(guó)家遠(yuǎn)洋漁業(yè)工程技術(shù)研究中心，上海 201306； 4.大洋漁業(yè)資源可持續(xù)開發(fā)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，上海 201306 )

鮐魚(Pneumatophorusjaponicus)廣泛分布于印度洋—太平洋的溫帶及亞熱帶海域[1]，屬中上層洄游性魚類[2-3]，我國(guó)近海鮐魚主要分布在東海、黃海。我國(guó)于20世紀(jì)70年代發(fā)展了近海鮐魚的燈光圍網(wǎng)漁業(yè)[4-5]，隨著傳統(tǒng)底層漁業(yè)資源的衰退，鮐魚的重要性逐漸提高，其資源的開發(fā)強(qiáng)度也不斷上升，2008年產(chǎn)量近6×105t，近年來產(chǎn)量仍超4×105t。

當(dāng)前中國(guó)近海鮐魚研究主要集中于環(huán)境因子對(duì)資源變動(dòng)的影響[6-9]、漁場(chǎng)學(xué)[10-11]和單位捕撈努力量漁獲量標(biāo)準(zhǔn)化[12]等方面，此外也有關(guān)于鮐魚生長(zhǎng)死亡、產(chǎn)卵群體繁殖力特征等方面的基礎(chǔ)生物學(xué)研究[13-15]。而在資源評(píng)估方面，因缺乏足夠的漁業(yè)數(shù)據(jù)，多為短時(shí)間周期研究，如：李綱等[16]根據(jù)1997—2006年漁獲量數(shù)據(jù)，通過貝葉斯方法對(duì)東海、黃海鮐魚進(jìn)行了資源評(píng)估與管理策略評(píng)價(jià)；嚴(yán)利平等[17]根據(jù)2007年5—12月漁業(yè)數(shù)據(jù)，通過體長(zhǎng)結(jié)構(gòu)實(shí)際種群分析法評(píng)估了東海西部鮐魚種群的現(xiàn)存資源量。這些資源評(píng)估研究距今久遠(yuǎn)，而近十年來鮐魚漁獲量波動(dòng)較大且處于歷史高位，其資源可能面臨過度開發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)，因此有必要對(duì)中國(guó)近海鮐魚整體種群進(jìn)行長(zhǎng)周期的資源評(píng)估，以充分理解其種群動(dòng)態(tài)與資源開發(fā)狀況。對(duì)全球漁業(yè)資源評(píng)估和管理來說，數(shù)據(jù)限制或缺乏已成為常態(tài)[18-19]。相較其他復(fù)雜的漁業(yè)資源評(píng)估模型，剩余產(chǎn)量模型的數(shù)據(jù)需求不高(僅需要漁獲量和努力量數(shù)據(jù))，且能得到最大可持續(xù)產(chǎn)量等重要的管理參考點(diǎn)信息，是使用最普遍的評(píng)估模型之一[20-21]，因此適合于鮐魚的資源評(píng)估。貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型(JABBA)是一種基于貝葉斯方法的狀態(tài)空間產(chǎn)量模型[22]，其已在大西洋劍魚(Xiphiasgladius)[23]、大西洋大眼金槍魚(Thunnusobesus)[24]等重要經(jīng)濟(jì)魚種的評(píng)估中得到廣泛應(yīng)用。其貝葉斯方法可以通過合理的先驗(yàn)信息降低不確定性[25-26]，狀態(tài)空間建模則賦予模型同時(shí)估計(jì)過程誤差和觀測(cè)誤差的能力[27-29]。而除了過程誤差和觀測(cè)誤差，漁業(yè)資源評(píng)估中仍存在許多不確定性，如數(shù)據(jù)缺乏或誤報(bào)、評(píng)估模型假設(shè)是否滿足、評(píng)估模型結(jié)構(gòu)和參數(shù)設(shè)置等[20,30]。為研究中國(guó)近海鮐魚的長(zhǎng)周期漁業(yè)開發(fā)狀況，筆者將使用中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒中的漁獲量和努力量數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行資源評(píng)估，并關(guān)注以下因素對(duì)資源評(píng)估的影響：(1)捕撈努力量數(shù)據(jù)的選擇和漁獲量的準(zhǔn)確性；(2)捕撈能力隨時(shí)間的變化；(3)模型參數(shù)的先驗(yàn)信息。因此筆者將以貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型為基礎(chǔ)，進(jìn)行中國(guó)近海鮐魚資源評(píng)估模型的構(gòu)建與結(jié)果輸出，并探究影響資源評(píng)估的不確定性因素，以期為我國(guó)鮐魚漁業(yè)的科學(xué)管理提供參考信息。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

漁獲量數(shù)據(jù)和捕撈努力量數(shù)據(jù)均來自于中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒[31]，時(shí)間跨度為1979—2019(表1)。考慮到統(tǒng)計(jì)年鑒中按省域劃分?jǐn)?shù)據(jù)，而實(shí)際生產(chǎn)中存在普遍的跨省捕撈情況，故筆者不劃分具體海域和種群，而采用整個(gè)沿海漁獲量和努力量數(shù)據(jù)作為中國(guó)近海鮐魚的資源評(píng)估數(shù)據(jù)。其中單位捕撈努力量漁獲量(CPUE)按下式計(jì)算：

(1)

式中，C為漁獲量，E為捕撈努力量數(shù)據(jù)(包括海洋捕撈從業(yè)人數(shù)、海洋機(jī)動(dòng)漁船功率和海洋機(jī)動(dòng)漁船噸位)。

1.2 貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型

貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型(版本為v1.2，https://github.com/jabbamodel/JABBA)中定義的剩余產(chǎn)量函數(shù)形式為：

(2)

式中，SP為剩余產(chǎn)量，r為種群的內(nèi)稟增長(zhǎng)率，m為形狀參數(shù)，B為資源生物量，K為環(huán)境容納量。這是一般形式的剩余產(chǎn)量函數(shù)。m=2時(shí)函數(shù)為Scheafer形式，m趨近于1時(shí)則為Fox形式，其他值為Pella-Tomlinson形式。

表1 中國(guó)近海1979—2019年鮐魚的漁獲量與捕撈努力量

貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型中，過程方程定義如下：

(3)

貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型中，觀測(cè)方程定義如下：

Ii,y=qiByeεy,i(y=1,2,…,n)

(4)

漁業(yè)能獲得最大可持續(xù)產(chǎn)量所需的種群生物量(BMSY)和捕撈死亡系數(shù)(FMSY) 分別為：

(5)

(6)

捕撈死亡系數(shù)(F)定義為：

(7)

最大可持續(xù)產(chǎn)量(MSY)按下式計(jì)算：

MSY=FMSYBMSY

(8)

B/BMSY<1表示種群已處于資源型過度捕撈狀態(tài)，F(xiàn)/FMSY>1則表示種群正遭受捕撈型過度捕撈；B/BMSY=1和F/FMSY=1時(shí)，種群的生物量和捕撈死亡系數(shù)均為能夠獲得最大可持續(xù)產(chǎn)量的最佳水平；若B/BMSY>1且F/FMSY<1則表明資源處于適度開發(fā)的健康狀態(tài)[35]。

根據(jù)鮐魚的生活史和種群特征以及相關(guān)資源評(píng)估文獻(xiàn)的資料[16,36]，將各參數(shù)的先驗(yàn)分布設(shè)置為：BMSY/K為最常用取值0.4，這也是貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型的設(shè)置；固定值σfix為貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型默認(rèn)值0.2；形狀參數(shù)m服從均值為1.188、變異系數(shù)為0.5的對(duì)數(shù)正態(tài)分布，其中1.188由BMSY/K的取值確定，即m～LN(1.188，0.5)；初始資源消耗率P1979=B1979/K，設(shè)P1979～LN(1，0.25)；r取中值0.88，設(shè)r～LN(0.88，0.5)；K設(shè)為均勻分布，上下限分別為歷史最高漁獲量的1～10倍，即K～U(592 637 t，5 926 370 t)?？刹断禂?shù)q為無信息均勻分布，q～U(10-34，1)。

1.3 敏感性分析

內(nèi)稟增長(zhǎng)率r表征種群的恢復(fù)力強(qiáng)弱，初始資源消耗率P1979則影響對(duì)資源量的判斷，如果設(shè)定的參數(shù)先驗(yàn)分布不準(zhǔn)確，會(huì)對(duì)資源評(píng)估結(jié)果造成較大偏差，因此有必要測(cè)試參數(shù)不同先驗(yàn)分布對(duì)資源評(píng)估結(jié)果的影響。因此筆者設(shè)定了6個(gè)方案(S1～S6)，針對(duì)r和P1979的不同先驗(yàn)分布進(jìn)行敏感性分析(表2)。S2和S3的P1979先驗(yàn)中值分別由1降為0.9、0.8，r先驗(yàn)分布不變； S4～S6的r設(shè)為無信息先驗(yàn)，即r～U(0.1，3)，P1979先驗(yàn)中值分別設(shè)為1、0.9和0.8。不同方案中，當(dāng)均方根誤差(RMSE)或偏差信息準(zhǔn)則(DIC)較小時(shí)，說明模型擬合效果較好[37]。

表2 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型方案S1～S6設(shè)置與擬合效果

在S1～S6方案中選出擬合效果最好的方案(基準(zhǔn)方案)對(duì)我國(guó)近海1979至2019年的鮐魚進(jìn)行資源評(píng)估。之后為測(cè)試模型穩(wěn)健性，對(duì)模型基準(zhǔn)方案進(jìn)行敏感性分析。對(duì)于輸入模型的種群豐度指數(shù)單位捕撈努力量漁獲量計(jì)算，考慮使用海洋捕撈從業(yè)人數(shù)、海洋機(jī)動(dòng)漁船功率和海洋機(jī)動(dòng)漁船噸位的不同組合，共得到6種方案(表3，a1～a6)?？紤]到漁船漁具捕撈性能的提升，設(shè)置可捕系數(shù)q每年增加1%、2%和3%共3種情況(表3，b1～b3)。此外，將考察漁獲量數(shù)據(jù)的誤報(bào)比例對(duì)評(píng)估結(jié)果的影響，假設(shè)1979—2010年間漁獲量數(shù)據(jù)存在70%、80%、90%和110%共4種誤報(bào)率情形。

表3 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型敏感性分析方案

回溯性分析對(duì)于資源評(píng)估和漁業(yè)管理風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估同樣重要，回溯性問題(RP)指隨著漁業(yè)數(shù)據(jù)的逐年增加到資源評(píng)估中，模型估算結(jié)果可能出現(xiàn)系統(tǒng)性偏差而導(dǎo)致持續(xù)高估或低估的問題?；厮菪詥栴}誤差的強(qiáng)度主要由Mohn[38]定義的ρ來衡量：

(9)

式中，y1，y2分別為數(shù)據(jù)集的起始和結(jié)束年，y1：y表示利用y1到y(tǒng)年的數(shù)據(jù)進(jìn)行模型估計(jì)，X為某一估計(jì)的模型參數(shù)(如資源生物量或捕撈死亡系數(shù)等)。ρ趨于0，表明不存在回溯性問題；ρ大于0，表明存在正回溯性問題，即同一年某參數(shù)短時(shí)間序列的估計(jì)值大于整個(gè)時(shí)間序列的估計(jì)值；反之則為負(fù)回溯性問題[39]。

2 結(jié) 果

2.1 模型比較

S1～S6中各方案的均方根誤差和偏差信息準(zhǔn)則值差別極小(表2)，但不同方案間B/BMSY和F/FMSY有一定差別。當(dāng)P1979的先驗(yàn)分布中值降低時(shí)，估計(jì)的B/BMSY有所增加而F/FMSY減?。划?dāng)r為無信息先驗(yàn)分布時(shí)，B/BMSY估計(jì)值減小而F/FMSY增大(圖1)。最終選擇S1作為基準(zhǔn)方案進(jìn)行資源評(píng)估和后續(xù)的不確定性分析。

圖1 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型S1～S6方案相對(duì)生物量水平和相對(duì)捕撈死亡系數(shù)水平趨勢(shì)Fig.1 Trends of B/BMSY and F/FMSY of different scenarios (S1—S6) in JABBA for chub mackerel in the coast of China

基準(zhǔn)方案下所有參數(shù)后驗(yàn)分布均左右對(duì)稱且在合理的范圍內(nèi)，說明模型收斂并得到了可信的結(jié)果(圖2)?；鶞?zhǔn)方案評(píng)估的最大可持續(xù)產(chǎn)量為46.5萬t，BMSY為603萬t，B2019高于BMSY，F(xiàn)2019低于FMSY(表4)。

圖2 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型基準(zhǔn)方案參數(shù)先驗(yàn)分布(深色)和后驗(yàn)分布(淺色)Fig.2 Priors (dark) and posteriors (light) of parameters of base case in JABBA for chub mackerel in the coast of China可捕系數(shù)1～3和觀測(cè)誤差估計(jì)項(xiàng)1～3對(duì)應(yīng)于努力量數(shù)據(jù)的海洋捕撈從業(yè)人數(shù)、海洋機(jī)動(dòng)漁船功率和海洋機(jī)動(dòng)漁船噸位數(shù)據(jù).q1—q3 and tau2.1—tau2.3 correspond to fishermen, vessel power and vessel tons for effort, respectively.

表4 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型基準(zhǔn)方案參數(shù)后驗(yàn)估計(jì)值及其95%置信區(qū)間

對(duì)S1的回溯性分析表明，當(dāng)數(shù)據(jù)自2019年逐年減至2012年，B/BMSY估計(jì)值略有增大，F(xiàn)/FMSY估計(jì)值略有減小，但差別很小(圖3)。計(jì)算得到B/BMSY、F/FMSY的ρ值分別為0.036、-0.078。

圖3 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型基準(zhǔn)方案相對(duì)生物量水平和相對(duì)捕撈死亡系數(shù)水平的回顧性分析Fig.3 Retrospective analysis of B/BMSY and F/FMSY of base case in JABBA for chub mackerel in the coast of ChinaRefer和2018—2012表示輸入數(shù)據(jù)序列的末年分別為2019年和2018—2012年.Refer and 2018—2012 indicate that the last year of input data are 2019 and 2018—2012.

2.2 種群動(dòng)態(tài)

基準(zhǔn)方案評(píng)估下，鮐魚種群早期處于資源型捕撈過度狀態(tài)，之后資源狀態(tài)有所改善，2019年有83.3%概率處于既無資源型過度捕撈也無捕撈型過度捕撈的健康狀態(tài)(圖4)。近年來相對(duì)捕撈死亡系數(shù)F/FMSY<1且仍在降低，但相對(duì)生物量B/BMSY>1也有降低的趨勢(shì)(圖5)。

圖4 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型基準(zhǔn)方案資源開發(fā)狀態(tài)變化Fig.4 Kobe plot showing estimated trajectories of B/BMSY and F/FMSY of base case in JABBA for chub mackerel in the coast of China綠色和紅色區(qū)域分別表示種群處于健康和危險(xiǎn)狀態(tài)，橙色和黃色區(qū)域分別表示種群處于捕撈型過度捕撈和資源型過度捕撈狀態(tài)；黑色點(diǎn)線展示了相對(duì)生物量水平和相對(duì)捕撈死亡系數(shù)水平在1979—2019年的變化，3個(gè)深淺不同的灰色區(qū)域分別代表2019年資源狀態(tài)的置信區(qū)間(置信區(qū)間為50%，80%，95%); CI.置信區(qū)間.The green and red areas indicate that the stock is in a healthy and risk state, respectively, while orange and yellow areas indicate that the stock is in an overfished and overfishing state, respectively； the black dotted line shows the interannual variation of B/BMSY and F/FMSY from 1979 to 2019 and three different shades of gray area represent the confidence intervals (CI 50%, 80%, 95%) of the stock status in 2019; CI.confidence interval.

2.3 不確定性

敏感性分析中，相較于基準(zhǔn)方案(S1)，當(dāng)使用的努力量數(shù)據(jù)由基準(zhǔn)方案的3種減少為2種(a1～a3)或1種時(shí)(a4～a6)，中國(guó)近海鮐魚最大可持續(xù)產(chǎn)量和B2019/BMSY估計(jì)值均有增加而F2019/FMSY均有減小，但當(dāng)不包含海洋捕撈從業(yè)人數(shù)時(shí)(a3、a5、a6)，最大可持續(xù)產(chǎn)量和B2019/BMSY的增加幅度和F2019/FMSY的減小幅度均更大(表5)?？刹秇系數(shù)q的年增加幅度變大時(shí)，最大可持續(xù)產(chǎn)量和B2019/BMSY先增后減，F(xiàn)2019/FMSY先減后增(表5)。所有方案(S1，a1～a6，b1～b2)均為B2019/BMSY>1且F2019/FMSY<1，僅b3(q年增3%)時(shí)B2019/BMSY<1而F2019/FMSY>1。

表5 中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型基準(zhǔn)方案敏感性分析

隨漁獲量少報(bào)程度的增加，B2019/BMSY和F2019/FMSY有所增加，最大可持續(xù)產(chǎn)量明顯減??；而當(dāng)漁獲量多報(bào)時(shí)(110%)，B2019/BMSY和最大可持續(xù)產(chǎn)量有所增加，F(xiàn)2019/FMSY有所減小，且B2019/BMSY和F2019/FMSY的變化幅度大于少報(bào)(表6)。

表6 不同漁獲量誤報(bào)率下中國(guó)近海鮐魚貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型基準(zhǔn)方案評(píng)估資源狀態(tài)

3 討 論

筆者通過貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型評(píng)估了1979—2019年中國(guó)近海鮐魚的資源狀況，結(jié)果顯示，種群處于未過度捕撈的健康狀態(tài)(B2019/BMSY=1.160，F(xiàn)2019/FMSY=0.773)，當(dāng)前最大可持續(xù)產(chǎn)量約46萬t，可以維持當(dāng)前的漁獲量水平。內(nèi)稟增長(zhǎng)率r和初始資源消耗率P1979的先驗(yàn)分布對(duì)于模型擬合效果無甚影響。1979—2010年間一定范圍內(nèi)的漁獲量誤報(bào)率對(duì)最大可持續(xù)產(chǎn)量的估計(jì)影響較大，對(duì)資源狀態(tài)的影響較小。模型的捕撈努力量數(shù)據(jù)應(yīng)納入海洋捕撈從業(yè)人數(shù)，以保證結(jié)果的穩(wěn)定?？刹断禂?shù)q的不同年增速對(duì)評(píng)估結(jié)果有顯著影響且無規(guī)律。

3.1 鮐魚資源狀態(tài)變動(dòng)

1980—2010年間，相對(duì)捕撈死亡系數(shù)水平和相對(duì)生物量水平均為上升趨勢(shì)，鮐魚資源量隨捕撈強(qiáng)度上升而變大，可能原因有二：其一，該時(shí)間段內(nèi)東海海域魚類的平均營(yíng)養(yǎng)級(jí)指數(shù)下降[40]，高營(yíng)養(yǎng)魚類占比減小，使鮐魚的被捕食壓力減少、食物來源增加，故其資源量增加；其二，Yasuda等[41]研究表明，1973—1999年間東海海域鮐魚成魚的分布中心存在長(zhǎng)周期的循環(huán)，且循環(huán)模式與氣候變化的長(zhǎng)周期波動(dòng)一致，而Free等[42]研究表明，氣候變化導(dǎo)致的海洋變暖能提高部分中上層魚類種群的繁殖力。因此，氣候變化導(dǎo)致種群補(bǔ)充量增加，從而使資源量增加。評(píng)估得到當(dāng)前中國(guó)近海鮐魚的最大可持續(xù)產(chǎn)量為46.5萬t，與前人研究結(jié)果相比更加樂觀。Wang等[43]研究認(rèn)為，2009—2010年東海鮐魚生物量約為18.8萬t；李綱等[16]研究認(rèn)為，2006年東海、黃海鮐魚最大可持續(xù)產(chǎn)量約為30萬t。一方面主要是因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)范圍更大，另一方面可能是因?yàn)轷T魚資源變動(dòng)容易受到水溫等環(huán)境因素的影響[44-46]，資源量變動(dòng)較快。針對(duì)當(dāng)前資源狀態(tài)，雖然近年來B/BMSY>1而F/FMSY<1且仍有下降的趨勢(shì)，但B/BMSY卻表現(xiàn)出一定的降低趨勢(shì)，表明近海鮐魚資源的恢復(fù)力可能有所減弱。近年來，我國(guó)對(duì)浙北漁場(chǎng)梭子蟹(Portunus)漁業(yè)、山東東營(yíng)海蜇(Rhopilemaesculentum)漁業(yè)等地區(qū)和漁業(yè)品種進(jìn)行了捕撈限額管理[47]，但近海鮐魚漁業(yè)尚無出臺(tái)相關(guān)政策，建議制定一定的養(yǎng)護(hù)管理政策以更好地保護(hù)和利用其資源。

3.2 不確定性分析

本研究中，鮐魚資源評(píng)估的不確定性主要來源于模型參數(shù)的先驗(yàn)分布和數(shù)據(jù)兩方面。

對(duì)前者，模型的貝葉斯方法能夠?qū)⒔?jīng)驗(yàn)判斷、前人的研究結(jié)果與現(xiàn)有數(shù)據(jù)相結(jié)合[48]，其計(jì)算的后驗(yàn)概率分布受到先驗(yàn)概率分布和模型數(shù)據(jù)兩者影響。在對(duì)參數(shù)的不確定性分析中，種群參數(shù)初始資源消耗率P1979和內(nèi)稟增長(zhǎng)率r對(duì)于中國(guó)近海鮐魚的資源評(píng)估結(jié)果影響甚微，數(shù)據(jù)對(duì)模型的影響較大并主導(dǎo)了P1979和r的后驗(yàn)分布，說明使用的中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)包含了一定的信息，并影響了模型參數(shù)的后驗(yàn)概率分布[49]。

對(duì)后者，為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥?shù)穩(wěn)健性，敏感性分析非常重要，如模型對(duì)某參數(shù)敏感，則應(yīng)提高其參數(shù)的精準(zhǔn)度。鮐魚資源評(píng)估的敏感性分析表明：(1)在不同捕撈努力量數(shù)據(jù)的組合中，不包含海洋捕撈從業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)的結(jié)果與其他方案相差較大，會(huì)導(dǎo)致評(píng)估結(jié)果過于樂觀(B2019為BMSY的2倍，而F2019僅為FMSY的1/5左右)。而鮐魚漁業(yè)經(jīng)過多年開發(fā)，資源狀態(tài)不應(yīng)如此良好，故此類結(jié)果不符合實(shí)際情況，從保護(hù)鮐魚資源的角度來看，建議此后相關(guān)評(píng)估應(yīng)納入海洋捕撈從業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)。(2)可捕系數(shù)q的不同年增速(1%、2%和3%)中，且當(dāng)q年增速為3%時(shí)，評(píng)估的資源狀態(tài)由健康轉(zhuǎn)為過度捕撈，考慮到捕撈性能提升的客觀存在和復(fù)雜的資源變動(dòng)因素[44,50]，后續(xù)研究可考慮分時(shí)間段的q變化等方案。(3)1979—2010年間漁獲量誤報(bào)率對(duì)最大可持續(xù)產(chǎn)量結(jié)果有一定干擾，對(duì)當(dāng)前相對(duì)捕撈死亡系數(shù)的影響稍大，但基本不影響對(duì)當(dāng)前相對(duì)生物量水平的判斷，制定相關(guān)的捕撈限額政策時(shí)應(yīng)重點(diǎn)考慮漁獲量誤報(bào)問題。此外，回溯性問題是漁業(yè)資源評(píng)估中常出現(xiàn)的問題，其誤差過大可能會(huì)影響漁業(yè)管理政策的預(yù)期效果，甚至導(dǎo)致漁業(yè)最終不可持續(xù)[51]。對(duì)模型基礎(chǔ)方案的回溯性分析中，相對(duì)生物量和相對(duì)捕撈死亡系數(shù)的ρ值均趨近于0，結(jié)合直觀的圖形繪制結(jié)果可知，模型不存在明顯的回溯性問題，這可能歸功于狀態(tài)空間建模能夠消除一部分觀測(cè)誤差和過程誤差的不確定性，從而能夠避免一定的回溯性問題[52]。

3.3 不足與展望

剩余產(chǎn)量模型對(duì)漁業(yè)資源的種群動(dòng)態(tài)進(jìn)行了高度綜合，相較于年齡結(jié)構(gòu)模型等復(fù)雜模型，具有參數(shù)少、所需數(shù)據(jù)相對(duì)簡(jiǎn)單的特點(diǎn)，但其形狀參數(shù)m對(duì)環(huán)境容納量K和內(nèi)稟增長(zhǎng)率r的估計(jì)產(chǎn)生顯著影響，將形狀參數(shù)固定為某個(gè)值，可能會(huì)影響剩余產(chǎn)量模型評(píng)估結(jié)果的可靠性，但m較難準(zhǔn)確估計(jì)且容易導(dǎo)致資源評(píng)估的失敗[53]。筆者對(duì)形狀參數(shù)的先驗(yàn)分布設(shè)置一定程度上消除了一些不確定性，但這是在貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型假設(shè)的m由BMSY/K決定的基礎(chǔ)上的，想要估計(jì)m的取值范圍，可能還需要由m、r及其與種群統(tǒng)計(jì)參數(shù)的復(fù)雜經(jīng)驗(yàn)關(guān)系來確定[54]。

因中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒中，1979年前鮐鲹魚類的數(shù)據(jù)是一起統(tǒng)計(jì)的，故本研究?jī)H使用了1979年之后漁獲量數(shù)據(jù)。捕撈努力量數(shù)據(jù)上，理論上使用國(guó)內(nèi)海洋捕撈機(jī)動(dòng)漁船的相關(guān)數(shù)據(jù)更能接近中國(guó)近海鮐魚漁業(yè)的實(shí)際情況，但其數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較短(2015—2019)，為不致使模型出現(xiàn)過擬合現(xiàn)象[22]，筆者僅使用了海洋機(jī)動(dòng)漁船數(shù)據(jù)。因數(shù)據(jù)缺乏，筆者僅使用名義單位捕撈努力量漁獲量而未使用標(biāo)準(zhǔn)化單位捕撈努力量漁獲量數(shù)據(jù)，會(huì)在一定程度上影響資源評(píng)估結(jié)果的準(zhǔn)確性。單位捕撈努力量漁獲量的標(biāo)準(zhǔn)化是漁業(yè)資源評(píng)估與管理的一項(xiàng)重要基礎(chǔ)工作[55]，后續(xù)研究應(yīng)嘗試進(jìn)行單位捕撈努力量漁獲量標(biāo)準(zhǔn)化的研究。在漁獲量誤報(bào)問題上，傾向使用早期的數(shù)據(jù)，因此僅考慮了1979—2010年的按比例誤報(bào)情況，但誤報(bào)程度在不同時(shí)間段可能存在差異，且2010年之后誤報(bào)率雖小但仍有可能存在，需要進(jìn)一步的研究判斷。此外，張魁等[56]研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)漁業(yè)數(shù)據(jù)失真時(shí)，貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間模型能夠較好地處理漁業(yè)數(shù)據(jù)(特別是漁獲量數(shù)據(jù))中存在的隨機(jī)誤差，而筆者同樣采用了貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間方法，在一定程度上較好地反映了相關(guān)的誤差問題。

筆者所用數(shù)據(jù)來自中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒，用于科學(xué)研究，其可靠性受到一定的質(zhì)疑[57]，盡管存在誤差，但相關(guān)數(shù)據(jù)仍能夠在很大程度上反映中國(guó)的漁業(yè)生產(chǎn)情況，而且從數(shù)據(jù)覆蓋的宏觀時(shí)空范圍和廣度上來看，中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒的重要性不言而喻，殊為難得。已有非常多的科學(xué)研究根據(jù)中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)開展，并獲得了非常有價(jià)值的成果，如基于漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，Ma等[58]建立了東海、黃海不同小黃魚種群的空間異質(zhì)性模型，李繼龍等[40]分析了中國(guó)四大海域(渤海、黃海、東海和南海)生態(tài)系統(tǒng)的魚類生態(tài)結(jié)構(gòu)變化，Szuwalski等[59]揭示了東海高漁獲量的可能原因并提出了相應(yīng)的生態(tài)系統(tǒng)管理建議，Kang等[60]總結(jié)了中國(guó)漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒的價(jià)值和對(duì)可持續(xù)漁業(yè)管理的重要作用。此外，本研究的焦點(diǎn)并不是鮐魚資源評(píng)估的絕對(duì)值結(jié)果，而是著重關(guān)注其資源評(píng)估的不確定性來源和影響因素，也包括數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)誤差帶來的影響，從這一角度來說，漁業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)能夠?yàn)楸狙芯刻峁┓浅６嗟南嚓P(guān)信息。但同時(shí)考慮到相關(guān)生產(chǎn)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的不完善，為提高資源評(píng)估結(jié)果的準(zhǔn)確性，未來的研究應(yīng)該收集不同來源的數(shù)據(jù)，尤其是科研調(diào)查和碼頭采樣的數(shù)據(jù)，以便優(yōu)化資源評(píng)估的輸入數(shù)據(jù)和參數(shù)。

4 結(jié) 論

貝葉斯?fàn)顟B(tài)空間產(chǎn)量模型評(píng)估顯示，當(dāng)前中國(guó)近海鮐魚資源呈健康狀態(tài)，資源型和捕撈型過度捕撈均未發(fā)生。參數(shù)的敏感性分析表明：模型對(duì)內(nèi)稟增長(zhǎng)率和初始資源消耗率的先驗(yàn)分布不敏感；一定的漁獲量誤報(bào)率不影響評(píng)估的資源狀態(tài)；捕撈努力量數(shù)據(jù)選擇時(shí)應(yīng)納入海洋捕撈從業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)，以得到較合理結(jié)果。為提高資源評(píng)估結(jié)果的準(zhǔn)確性、降低不確定性，需要著重關(guān)注漁獲量數(shù)據(jù)質(zhì)量和捕撈努力量數(shù)據(jù)的選擇。