东海区底层及近底层鱼类资源的空间异质性3苏奋振133　周成虎1　史文中2　杜云艳1(1中国科学院地理科学与资源研究所,北京100101;2香港理工大学土地测量与地理资讯学系,香港)【摘要】　运用空间自相关指数和变异函数分析东海区底层及近底层鱼类资源的空间自相关性和空间变异.其空间分布平均场的G eary c 和Moran I 指数分别为0138和0152,各向同性随机变异占总变异的5919%,表明其空间分布具有中等自相关特性,空间变异中由随机引起的变异大于由空间相关尺度过程引起的变异;各方向变异属于几何异向性.资源密度的年际变化与C 、C 0和C +C 0均呈正相关,说明年际平均密度的增加由空间自相关变异和随机变异共同引起,随机变异略强于空间自相关变异.关键词　鱼类资源　海洋地理信息系统　空间异质性　变异函数　空间自相关文章编号　1001-9332(2004)04-0683-04　中图分类号　S922193　文献标识码　ASpatial heterogeneity of demersal f ish in E ast China Sea.SU Fenzhen 1,ZHOU Chenghu 1,SHI Wenzhong 2,DU Yunyan 1(1Institute of Geographical Sciences and N atural Resources Research ,Chinese Academy of Sciences ,Beijing 100101,China ;2Depart ment of L and 2S urveying and Geo 2Inf orm atics ,Hong Kong Polytechnic U ni 2versity ,Hong Kong ,China ).2Chin.J.A ppl.Ecol .,2004,15(4):683～686.Quantitative analysis for the spatial distribution of fish is one of the important methods in fishery or fish ecology research.In this paper ,the indexes G eary c and Moran I for the density distribution of demersal fish were calcu 2lated ,and the semivariograms were drawn.The values of G eary c and Moran I were 0.38and 0.52,respectively ,and the C 0/C 0+C was 59.9%,which meant that the distribution had a medium s patial autocorrelation with anisotropy ,and the heterogeneity caused by random was a little higher than that caused by spatial autocorrelative process.The annual fluctuation of density was caused by the spatial autocorrelation and the random ,because the density was significantly positively correlated with the values of C ,C 0and C +C 0,respectively.K ey w ords Fishery resources ,Marine geographic information system ,Spatial heterogeneity ,Semivariogram ,Spatial autocorrelation.3国家863计划项目(2003AA637030,2002AA639400,2003AA604040).33通讯联系人.2002-08-15收稿,2003-09-22接受.1　引 言从空间角度研究海洋渔业是现代渔业生态研究的重要方向之一[3,5,6].空间异质性的定量描述则是研究空间分布的重要方法,也是建立景观过程关系或生态空间模型重要的基础工作[1,2,7,9].本文续东海中上层鱼类资源空间异质性研究[4,9]之后,对该区底层及近底层鱼类资源密度分布的空间自相关程度和空间变异以及它们的年际变化进行研究,从而分析资源分布的生态学意义.以下若非特别指明,资源密度一词代表东海区底层及近底层鱼类资源密度.2　研究区域与研究方法211　研究区域与数据研究区(图1)包括东海大部和部分南黄海.一般拖网捕获的是底层及近底层鱼类.本文以东海区拖网捕捞统计为样本,空间分辨率为10’×10’,时间分辨率为天,以网产代表底层及近底层鱼类资源密度.图1是11年的平均密度分布.212　研究方法以Moran I 指数和G eary c 指数描述鱼类资源密度的空间自相关程度.G eary c 指数公式参见文献[8],Moran I 指数公式如下式:I =16n i =16nj =1w ij・6n i =16nj =1w ij (D i -D m )(D j -D m )6ni =1(D i -D )2式中,n 为样本点总数,i 、j 为任意两个空间相临样本点,D i 为i 点上的资源密度,D m 为样本平均值,当点i 与j 是四邻域时w ij 为1,否则为0.两指数的含义参见文献[8].以区域化变量理论为基础,研究鱼类资源分布的结构性和随机性.理论依据和计算方法请参见文献[9].3　结果与分析311　资源密度及其空间自相关性资源密度样本各统计值见表1.其偏态数S k >0,正偏;峰态数Ku >3,高狭峰,说明该海域底层及近底层鱼类资源密度的分布以低密度区域为主,高密度区域较少.变异值Cv 较高,表明各点鱼类资应用生态学报　2004年4月　第15卷　第4期 CHIN ESE JOURNAL OF APPL IED ECOLO GY ,Apr.2004,15(4)∶683～686图1　底层及近底层鱼类资源空间分布Fig.1Spatial distribution of demersal fish resource.源密度值差异较大.s2/mµ1,表明东海区底层及近底层鱼类资源密度强烈集聚在样本空间的低密度区域.0<G eary c<1;I>0,表明资源密度分布在空间上具有中等的自相关性.受底质及种群间的相互影响,若有分鱼种数据,对各自鱼种进行分析,其自相关性当比此要弱.312　资源分布方向性变异针对11年底层及近底层鱼类资源平均密度场,计算各向同性与各向异性的实测变异曲线(图2).经检验,球状模型拟合效果最好,获取变异函数的理论参数(表2).其中方向角为计算方向与正北方向的顺时针夹角.从图2可以看出,各向同性曲线(ISO)在h> 250km后,γ(h)趋于一恒定值(图2a),说明底层及表1　资源密度样本统计参数T able1Statistics for the density of demersal f ish resource年份Year最大密度Max.density标准差S平均数m偏态数Sk峰态数Ku Cv=s/m s2/m G eary Moran I19872000186111171741052312115829401190143 1988842197211691131952610511047501250147 1989250016919106146177701211627101330131 19903300157177219111419316211634101390131 199115009454117158861311741630144014 1992250271926132198131211063001380137 1993100059112917913411912119911801290128 1994695614917312181811237501270144 199510838548146135719117614901180135 1996650941477172152815112111501270139 19971333156151061931451716114622901290134平均场Avg.300331736141189519501923101380152 Avg:“平均场”为11年各渔区的平均资源密度所构成的样本The average density field during the11years.图2　11年平均密度场的实测变异曲线Fig.2Semivariogram for the average resource density during the11years.近底层鱼类资源密度各向同性最大空间相关距离为250km(对应于表中的a值).各方向变异分析中,各方向变异的基台值(C0+C)大体一致,而变程不同,表明底层及近底层鱼类资源密度的空间变异属于几何异向性,利用拉伸系数公式k(k=aθ1/aθ2),可得最大拉伸比为118,说明影响东海区底层及近底层鱼类分布的过程在各方向上的作用范围不一,这与黑潮等水文过程影响的方向性差异相一致,从图1也可以看出,底层及近底层鱼类的带状分布与黑潮及其对马分支走向一致.比较45°、135°两个方向的变异曲线(图2a和表2),可以看出45°方向的变程大于135°方向的变程,而从总变异(C+C0)和随机变异所占总变异的比重(C0/(C0+C))来看,八个方向中,45°方向最小,486应　用　生　态　学　报 15卷表2　资源密度空间分布变异函数参数T able2Semivariogram p arameters for density sp atial distribution of demersal f ish resourceC0C a C0+C C0/(C0+C) ISO6344252503191059015987N0°5584582289671016015492N2215°5265092270191035015082N45°450458188869908014956N6715°5525031856641055015232N90°5425131551201055015137N11215°5625021526701064015282N135°8382291502291067017854N15715°527419133916946015571135°方向最大,这些都与黑潮的流向相一致.对于东西方向和南北方向的变异曲线而言(图2b和表2),在400km左右内,除变程有所差异外,总变异(C+C0)和随机变异所占总变异的比重(C0/ (C0+C))差异较小,说明此两方向上在400km左右尺度内,影响因子对底层及近底层鱼类空间分布的影响相近.但在大于400km后,东西方向的变异曲线有一剧烈攀升,说明东西方向的变异曲线属于套合结构,有两个以上不同的过程所控制,这与底层及近底层鱼类的分布(图1)在长江口形成的块状集聚区和黑潮流轴左侧的带状集聚区相一致.C0/(C+C0)在135°方向上值为79%,说明此方面上主要是随机因素起主导作用,而在45°上为4916%,说明除随机因素外还有相关因子(黑潮暖流的影响).总的来看,C0/(C+C0)处于49%～78%之间,说明随机差异占总差异的比重较大,也就是说,鱼类资源分布除大范围尺度的环境影响外,小尺度范围的影响同样重要.这主要对应于底质的不均匀性,以及种群间的相互影响.从C0/(C+C0)来看(表2),平均为5612%,结合图2可见,底层及近底层鱼类资源分布呈现一定的块作用,在各方向上随机变异占比例高于相关所引起的变异.313　资源分布年际变异对于1987～1997年的鱼类资源分布的变化,我们计算了各年份的变异曲线(图略)并拟合理论参数(表3).各年的C0/(C0+C)值平均为5213%,表明底层及近底层鱼类资源分布的空间变异中由随机引起的变异大于由空间相关尺度过程引起的变异.表3　底层及近底层鱼类密度分布的变异函数参数T able3Annu al p arameters of semivariogram for the distribution of demersal f ish resource年Year C0C a C0+C C0/(C0+C)密度Density Moran I G eary c 198712000279283845733992801300541117130142801191 19881854159413586134480153770376120146601248 19897537165361201942407301313089116190130901331 19909000350012500012500017282100130601389 19919513284860009123610176959855130140144 19923513322213216830151390925100137401384 19938675483263614150161272129100127901291 1994114111555681622960149695147120144301271 19953132433922345174710141922144140135201179 1996398036109223475900152437464160138501268 199711655975277642214070154444882130134101291图3　1987～1997年年际变化Fig.3Annual fluctuation from1987to1997.AN:Average net production. 比较各年份平均网产与空间最大变异(C+C0)来看,平均网产高的年份其空间最大变异也大(图3a),统计检验表明其相关系数为01860,置信度0100,说明平均网产高不是整个海域的资源密度上升,而是鱼类聚集度增高,资源密度在整个海域的分布更加不均匀.比较各年份平均网产与随机引起的变异C0来看,平均网产高的年份其变异也大(图3a),统计检验表明其相关系数为01734,置信度0101,而平均网产与相关引起的变异C也存在统计相关,相关系数更高,为01831,置信度0100,说明东5864期 苏奋振等:东海区底层及近底层鱼类资源的空间异质性 海区底层及近底层鱼类资源密度的年际变化是由随机变异与相关变异共同引起的,空间自相关过程引起的变异略强.从各年份变程a与C0/(C+C0)来看,a值大的年份其C0/(C+C0)值就小(图3b),统计检验表明其相关系数为-01610,置信度01046,我们知道变异曲线的变程a反映空间最大相关距离,而C0/(C +C0)描述了随机变异在空间最大变异中的比重,可见随机变异在空间最大变异中的比例影响空间的相关分布.G eary c在(0,1)内,其值越大,说明其空间自相关程度越小,相对而言就是随机性越大,从表中也可以看出,C0/(C+C0)大的年份其G eary c也高(图3c),统计检验表明其相关系数为01675,置信度01023,说明用C0/(C+C0)和G eary c来度量空间分布随机性,其敏感度处于同一水平.而Moran I与C0/(C+C0)不存在统计相关,说明Moran I和G eary c两者在度量空间分布随机性时,其敏感度处于不同水平,G eary c高于Moran I.4　结 论411　东海鱼类资源的空间分布具有空间自相关特性,且样本非正态分布,在应用以样本独立或样本近似正态分布为先决条件的经典统计模型时,须谨慎或进行预处理.412　空间自相关指数G eary c和Moran I,以及变异函数理论均可用于描述鱼类资源密度空间分布,其结论一致.变异函数理论的方法能反映更多的空间分布信息,包括导致空间结构性的过程及其方向. 413　东海区底层及近底层鱼类资源空间分布平均场的G eary c和Moran I指数分别为0138和0152,各向同性随机变异占总变异的5919%,表明其空间分布具有中等自相关特性,空间变异中由随机引起的变异大于由空间相关尺度过程引起的变异.由于底层及近底层鱼类分布受底质及种群间相互影响,若分种群计算,其随机变异所占比重当更高.414　从总变异(C+C0)和随机变异所占总变异的比重(C0/(C0+C))来看,45°方向最小,135°方向最大,这些都与黑潮的流向相一致.东西方向的变异曲线属于套合结构,有两个以上不同的过程所控制,这与底层及近底层鱼类的分布(图1)在长江口形成的块状集聚区和黑潮流轴左侧的带状集聚区相一致. 415　资源密度的年际变化与C、C0和C+C0均呈正相关,说明年际平均密度的增加由空间自相关变异和随机变异共同引起,随机变异强于空间自相关变异.致谢　本项研究得到东海水产研究所韩士鑫、沈新强、陈卫忠研究员的帮助,在此表示感谢!参考文献1　Kareiva P.1994.Space:The frontier for ecological theory.Ecology, 75:1.2　Li H2B(李哈滨),Wang Z2Q(王政权),Wang Q2C(王庆成).1998.Theory and methodology of spatial heterogeneity quantifica2 tion.Chi n J A ppl Ecol(应用生态学报),9(6):651～657(in Chi2 nese)3　Meaden G J.2000.Applications of GIS to fisheries management.In: Wright D and Bartlett D eds.Marine and Coastal G eographic Infor2 mation Systems.London:Taylor&Francis.205～2064　Su F2Z(苏奋振),Zhou C2H(周成虎),Shao Q2Q(邵全琴),et al.2001.Spatio2temporal analysis for fishery resources in East China Sea.J Fishery Sci Chi na(中国水产科学),8(3):45～51(in Chi2 nese)5　Su F2Z(苏奋振),Zhou C2H(周成虎),Shao Q2Q(邵全琴),et al.2002.Development and application of marine fishery geographic in2 formation system.J Fisheries Chi na(水产学报),26(2):169～174 (in Chinese)6　Su F2Z(苏奋振),Zhou C2H(周成虎),Liu B2Y(刘宝银),et al.2002.A spatio2temporal pattern extracting model for fishing ground.Acta Oceanol Si n(海洋学报),24(5):45～55(in Chi2 nese)7　Su F2Z(苏奋振),Zhou C2H(周成虎),Du Y2Y(杜云艳),et al.2003.Spatic2temporal problems of geographic information system in marine fishery.Chi n J A ppl Ecol(应用生态学报),14(9):1569～1572(in Chinese)8　Su F2Z(苏奋振),Zhou C2H(周成虎),Z T2Y(仉天宇),et al.2003.Spatial heterogeneity pelagic fishery resources in the East China Sea.Chi n J A ppl Ecol(应用生态学报),14(11):1971～19759　Turner M G and G ardner RH.1991.Quantitative methods in land2 scape ecology.The Analysis and Interpretation of Landscape Het2 erogeneity.New Y ork:Springer2Verlag.作者简介　苏奋振,男,1972年生,副研究员,主要从事RS &GIS在环境、资源和生态方面的研究及其数据挖掘,发表论文近30篇.Tel:010*********,E2mail:sufz@lreis1ac1cn686应　用　生　态　学　报 15卷。