Page 248 - 《水产学报》2026年第04期

4 期 水 产 学 报 50 卷
√ √
a = λ max (km); b = λ min (km) 性假设，故差异性检验与相关性分析均采用非参
椭圆主轴方向由 λ max 对应特征向量确定。在 数方法。年际差异采用 Wilcoxon 秩和检验，季节
局地公里坐标系中，根据 a、b 及主轴方向角构建 差异采用 Kruskal-Wallis 检验；检验结果显著时，
标准椭圆，并转换回地理坐标系绘制 1 倍标准差 进一步采用经 Bonferroni 校正的 Dunn 检验进行事
的惯性椭圆，用以直观表征群体的空间扩散范围 后多重比较。
与主导展布方向。 采用 Spearman 秩相关分析检验当年生与非当
群体分布的各向同性公式： 年生群体资源密度与底层盐度、水温之间的相关
性，并按季节分层进行。为刻画高密度分布站位
√
λ min
isotropy = 的环境偏好特征，将各季节资源密度≥75 百分位
λ max
且大于 0 的站位定义为高密度站位，比较两类群
该指数取值为 0~1，值趋近 1 表明分布接近
体高密度站位对应的底层盐度分布。
各向同性，值越小则各向异性越显著。
为量化环境因子对资源密度的独立影响，采
在每个"年份×季节"组合内，分别获得当年生
用负二项广义线性模型 (GLM) 分析底层盐度和水
群体与非当年生群体的分布重心及惯性后，进一
温对两类群体资源密度的效应，以处理密度数据
步计算两类群体分布重心间的欧氏距离：
的过离散特征，并纳入季节因子 (season) 作为协
( )
∆CG x = CG x,YOY −CG x,non−YOY ×111×cos ¯φ
变量。模型形式：
( )
∆CG y = CG y,YOY −CG y,non−YOY ×111
Density ∼ S+T+season
√
2
∆CG = ∆CG +∆CG 2
x y 式中，S 为底层盐度 (PSU)，T 为底层水温 (℃)，
式中， ¯ φ 为两组分布重心纬度的均值。GIC 计算 season 为季节因子。回归系数经指数变换后解释
公式： 为环境变量每变化一个单位所对应的资源密度
相对变化率。
ΔCG 2
GIC = 1−
2 体 长 分 析 采 用 双 因 素 方 差 分 析 (Two-Way
ΔCG + I YOY + I non-YOY
ANOVA) 检验年龄组 (当年生/非当年生群体) 和季
该指数取值为 0~1，值越大表示两类群体空
间重叠程度越高。空间分离指数公式： 节 (春季/夏季/秋季) 及其交互效应对体长的影响；
对显著效应采用 法进行事后两两比较，
√ Tukey HSD
separation = 1−GIC
年龄组间体长总体差异采用独立样本 t 检验。效
该指数值越大，表示当年生群体与非当年生 应量采用偏 η 表示，η < 0.06 为小效应，0.06~
2
2
群体在空间上的分离程度越高。 0.14 为中等效应，>0.14 为大效应 。
[25]
1.5 盐度锋面识别 所有统计分析和绘图均在 R 4.3.2 中完成。
在纬度 31.0°~31.5° N 长江口口门区提取底层 2 结果
盐度沿经度方向的剖面数据。将该范围内网格点
按经度分箱 (步长 0.05°)，计算各经度箱底层盐度 2.1 群体组成与生物学特征
中位数；以相邻经度箱盐度差值除以对应水平距
群体组成与年龄结构 2024—2025 年调
离 (km)，得到盐度绝对梯度 (PSU/km)。锋面位置
查期间共采集刀鲚生物学样本 12 025 尾，其中
定义为盐度梯度最大值所对应的经度 (最大梯度
当年生幼鱼 6 418 尾，占 53.4%；非当年生个体
法)，锋面强度以该最大梯度值为表征。上述分析
5 607 尾，占 46.6%。在非当年生群体中，1 龄个
按季节分别开展，并在两年合并尺度下计算，以
体 占 绝 对 优 势 (4 240 尾 ， 占 非 当 年 生 群 体 的
表征研究区盐度锋面位置与强度的季节变化特征。
75.6%)，其次为 2 龄个体 (1 243 尾，占 22.2%)，≥
1.6 数据统计与分析
3 龄个体数量较少 (共 124 尾，占 2.2%)。
统 计 分 析 前 ， 采 用 Shapiro-Wilk 检 验 和 群体组成在季节尺度上发生明显变化。春季
Levene 检验分别评估各变量的正态性与方差齐性。 群体以非当年生个体为主，占 78.6% (3 133/3 986)，
结果表明，资源密度数据不满足正态性与方差齐 当年生群体占 21.4%；夏季当年生群体比例升高

https://www.china-fishery.cn 中国水产学会主办 sponsored by China Society of Fisheries
4