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Índices de abundancia del bacalao austral (Salilota australis) derivados de las capturas comerciales de la flota pesquera argentina. Período 1991-2006

por

Analía R. Giussi y Emiliano J. Di Marco

1. INTRODUCCIÓN

El bacalao austral (Salilota australis) es un pez de importancia comercial para la flota pesquera argentina, y aunque no constituye un objetivo de pesca dirigida, sus capturas se obtienen como fauna acompañante en la pesquería de merluza de cola (Macruronus magellanicus).

Las mayores capturas históricas de la especie en el Atlántico Sudoccidental se registraron durante la década del noventa. Su explotación presentó una marcada variabilidad anual debido a cambios en la direccionalidad de las flotas que participan de la pesquería. En la Zona Económica Exclusiva de Argentina las capturas en los últimos años se mantuvieron entre las 1800 y las 4000 t., después de un máximo de unas 9500 t. en el año 2000. La pesquería es administrada a través del establecimiento de una captura máxima permisible anual por parte del Consejo Federal Pesquero, que surge de las recomendaciones que realiza anualmente el Instituto Nacional de Investigación y Desarrollo Pesquero (INIDEP) y que se ha mantenido en los últimos años en 5000 t.

Si bien la especie se encuentra ampliamente distribuida en el Océano Atlántico Sudoccidental, coincidiendo con aguas de la corriente de Malvinas, sus densidades son bajas en la mayoría del área. Las estimaciones de abundancia realizadas por el método de área barrida durante las campañas de investigación han resultado en valores muy fluctuantes y no del todo confiables, dado que las mismas no tenían como objetivo principal la evaluación de la abundancia del bacalao austral. Por tal razón, se ha estimado la captura por unidad de esfuerzo (CPUE) de la flota congeladora que opera sobre este recurso, utilizándose la misma como índice de la abundancia para la calibración del modelo de evaluación pesquera estructurado por edades (Cordo et al., 2002, Di Marco et al., 2006). En el presente trabajo se continúa con el análisis de la estimación de las CPUEs anuales estandarizadas a los efectos de obtener índices de abundancia del efectivo de bacalao austral en el Atlántico Sudoccidental en el período 1991-2006.

2. MATERIALES Y MÉTODOS Los datos básicos, que consisten en la información de capturas de bacalao austral por unidad

de tiempo y área, provinieron de las estadísticas oficiales que son elaboradas a partir de los partes de pesca y correspondieron al período 1991-2006. Dichos partes tienen carácter de declaración jurada y son confeccionados por los capitanes de las embarcaciones comerciales argentinas para ser entregados a la Dirección Nacional de Pesca. Esos datos, disponibles en el Centro de Cómputos del INIDEP, fueron procesados calculándose la captura por unidad de esfuerzo (CPUE) de bacalao austral en toneladas por hora de arrastre (t/h), correspondiente a la operación de un buque en un cuadrado estadístico, de un grado de latitud por uno de longitud, durante un viaje de pesca.

Si bien la especie suele ser capturada por otras flotas, en el análisis sólo se incluyeron los registros correspondientes a la flota congeladora que aportó, en promedio durante los últimos años del período considerado, más del 70 % de la captura total de Argentina. Los datos de CPUE se agruparon de acuerdo a tres estratos de potencia de máquina de los buques (Estrato 1: menores de 1400 HP; Estrato 2: entre 1400 y 2899 HP; Estrato 3: mayores de 2900 HP).

Se eliminaron los registros que no consignaban zona de pesca o que correspondían a áreas donde es poco probable que se distribuya la especie (Gorini et al., 2003), o bien no se indicaban las

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horas de pesca.

Los datos básicos se procesaron mediante el software comercial Statistica 5.5 (StatSoft, 1999). Siguiendo las sugerencias propuestas por Hernández (2004), se adoptó un modelo lineal general (MLG) definido como:

ln (CPUE) = Constante + Año + Mes + Buque + Rectángulo estadístico+ Año x CAT. HP (1)

donde CAT. HP corresponde a la categoría de potencia de máquina.

Para la estimación de los parámetros del modelo (1) se consideró una parametrización sigma-restrictiva.

Las medias geométricas anuales del ln (CPUE) y los límites de sus respectivos intervalos de confianza, estimados por el modelo mediante el método de mínimos cuadrados, se expresaron en términos de la variable original (CPUEi) aplicando directamente la transformación antilogarítmica (Hernández, 2004):

CPUEi = EXP (ln CPUE) i (2)

para i = 1991, 1992, ..., 2006 3. RESULTADOS Y DISCUSIÓN

La distribución total de la frecuencia de los logaritmos naturales de CPUE (t/h) correspondiente a los buques congeladores resultó aproximada a una distribución Normal, permitiendo aceptar el supuesto básico para la aplicación de un MLG (Figura 1).

-11 -10 -9 -8 -7 -6 -5 -4 -3 -2 -1 0 1 2 3lnCPUE

0

200

400

600

800

1000

1200

1400

1600

1800

2000

2200

2400

Núm

ero

de O

bser

vaci

ones

Figura 1. Distribución de los logaritmos naturales de la CPUE (t/h) correspondientes a los datos disponibles de captura de bacalao austral durante el período 1991-2006.

Como primer paso del análisis, se identificaron y descartaron los valores de CPUE detectados como outliers y altamente influyentes. Para ello, se eliminaron las observaciones que presentaban un valor residual “estudentizado” mayor que 4 y menor de -4, y un valor predicho mayor que -1 y menor que -7. De los 9853 registros originales, 40 fueron eliminados como outliers, quedando 9813 registros en el análisis (Tabla 1).

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Tabla 1. Número de registros incluidos en el análisis, discriminados por categorías de potencia de máquina del buque (HP) durante el período 1991-2006.

Año Categoría HP 1

Categoría HP 2

Categoría HP 3

Total general

1991 6 23 3 32 1992 17 21 1 39 1993 21 17 15 53 1994 80 78 15 173 1995 130 69 12 211 1996 98 177 17 292 1997 106 387 51 544 1998 192 988 151 1331 1999 103 887 177 1167 2000 88 962 202 1252 2001 46 646 186 878 2002 49 307 118 474 2003 63 508 339 910 2004 30 561 244 835 2005 25 545 274 844 2006 22 509 247 778

En el análisis de varianza se consideraron todos los factores individualmente y la interacción entre las variables AÑO y CAT. HP. Los factores de mayor peso resultaron ser AÑO, MES y RECTÁNGULO ESTADÍSTICO, mientras que CAT. HP y su interacción con el factor AÑO no resultó estadísticamente significativo (Tabla 2). Dado que las capturas de esta especie son obtenidas en su mayoría en forma incidental y sólo un escaso número de buques las obtiene de manera dirigida, el coeficiente de correlación múltiple obtenido del modelo estimado explica sólo un 50% de la variación total observada de los datos (Tabla 3).

Tabla 2. Resultados del análisis de varianza de la CPUE del modelo lineal general (escala logarítmica).

Intercepto Grados de Libertad

Suma cuadrados

Cuadrado medio F p

1 4426,07 4426,07 2978,54 0,000

BUQUE 92 915,23 9,95 6,69 0,000 AÑO 15 331,01 22,07 14,85 0,000 MES 11 518,26 47,11 31,71 0,000 RECT. ESTADÍSTICO 69 10487,22 151,99 102,28 0,000 AÑO* CATEGORIA DE HP 30 55,00 1,83 1,23 0,177 Error 9595 14258,03 1,49

La distribución de los residuos estandarizados, correspondientes al ajuste del modelo mostró

la normalidad de los datos básicos (Figura 2). Sin embargo, los valores extremos se alejaron de las estimaciones normales esperadas, hacia valores positivos y negativos. Por tal razón, se decidió analizar anualmente el comportamiento de los residuos de los datos crudos y, de este modo, observar si algún año en particular se producía ese comportamiento (Figura 3).

Tabla 3. Test de suma de cuadrados del modelo completo versus suma de cuadrados residuales.

R múltiple 0,7099 R² múltiple 0,5039 R² ajustado 0,4927 Suma de cuadrados (modelo) 14485,42 Grados de Libertad (modelo) 217 Cuadrado medio (modelo) 66,75 Suma de cuadrados (residual) 14258,03 Grados de Libertad (residual) 9595 Cuadrado medio (residual) 1,49 F 44,92 p 0,000

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-5 -4 -3 -2 -1 0 1 2 3 4 5

Residuos

-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

5

Valo

res

Nor

mal

es E

sper

ados

,01

,05

,25

,55

,85

,99

Figura 2. Probabilidad normal de residuos estudentizados.

Si bien se observó cierta variabilidad en los datos, se evidenció un alto grado de homocedasticidad y normalidad, lo cual permitió aumentar el grado de confiabilidad en los datos básicos considerados para el posterior análisis. Las variaciones más notorias se detectaron en los años 1999, 2000 y 2006, aunque no fueron relevantes a los efectos de los procedimientos posteriores (Figura 3).

Del mismo modo, los valores predichos mostraron un buen ajuste respecto de los residuos crudos (Figura 4).

1991

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2-5-4-3-2-101234

1992

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

1993

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

1994

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

1995

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2-5-4-3-2-101234

1996

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

1997

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

1998

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

1999

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2-5-4-3-2-101234

2000

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

2001

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

2002

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

2003

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2-5-4-3-2-101234

2004

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

2005

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

2006

-12 -10 -8 -6 -4 -2 0 2

Figura 3. Probabilidad normal de residuos crudos por año considerado en el análisis.

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-8 -7 -6 -5 -4 -3 -2 -1 0

Valores Predictivos

-8

-6

-4

-2

0

2

4

6

8

10

Res

iduo

s C

rudo

s

Figura 4. Distribución de los residuos respecto de los valores estimados por el modelo.

En forma similar a lo observado por Giussi et al. (2005), los resultados obtenidos del ajuste de las CPUEs del bacalao austral indican una tendencia general decreciente en el período analizado (Tabla 4, Figura 5). Los valores medios estandarizados disminuyeron notablemente entre los años 1991 y 1993, período en el cual los intervalos de confianza fueron notoriamente amplios. A partir de esos años, se observó menor amplitud en los intervalos de confianza asociados a menores valores medios estandarizados. Hasta el año 1997, las capturas totales fueron escasas (Figura 6), sin embargo, los valores de las CPUEs individuales fueron más elevados que los actuales, probablemente debido a la baja presión pesquera a la cual eran sometidas las especies presentes en el área austral y entre las que se encontraba el bacalao austral. A partir del año 1997 y hasta el 2000, si bien hubo un aumento notorio en las capturas, el mismo estuvo asociado a un aumento en el esfuerzo de pesca, que no reflejó un incremento similar en las CPUEs, que decrecieron hasta presentar cierta estabilidad durante los últimos años. Con posterioridad a la notoria disminución observada durante el año 2001, las capturas fueron fluctuantes obteniendo la totalidad de la flota argentina un valor medio superior a las 3000 toneladas anuales (Giussi et al., 2006). Tabla 4. Medias anuales de CPUE de bacalao austral (t/h) y límites de sus respectivos intervalos de confianza.

Año CPUE medio observado

CPUE medio estandarizado

Lím. Inf. IC 95% Lím. Sup. IC 95%

1991 0,0148 0,0793 0,0428 0,1469 1992 0,0180 0,0631 0,0271 0,1472 1993 0,0102 0,0437 0,0289 0,0660 1994 0,0092 0,0368 0,0272 0,0498 1995 0,0130 0,0411 0,0304 0,0555 1996 0,0091 0,0266 0,0205 0,0345 1997 0,0116 0,0236 0,0194 0,0287 1998 0,0199 0,0301 0,0256 0,0354 1999 0,0303 0,0345 0,0291 0,0408 2000 0,0430 0,0235 0,0198 0,0280 2001 0,0312 0,0216 0,0179 0,0261 2002 0,0245 0,0194 0,0159 0,0236 2003 0,0279 0,0145 0,0122 0,0174 2004 0,0294 0,0137 0,0109 0,0171 2005 0,0181 0,0121 0,0097 0,0150 2006 0,0192 0,0132 0,0105 0,0165

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IDEP

0,00

0,05

0,10

0,15

0,20

0,25

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Año

CPU

E (t/

h)

Figura 5. Valores medios anuales e intervalos de confianza de la CPUE estandarizada (toneladas / hora) de bacalao austral durante el período 1991-2006.

Debe tenerse en cuenta que el incremento observado en la captura a partir del año 1998

puede estar relacionado con las disposiciones legales vigentes respecto de la flota congeladora. La misma se vio obligada por la Resolución Nº 24/99 de la SAGPYA, que limitaba al sur de la latitud 48ºS el área de acción de la flota congeladora y restringía la captura de merluza común (Merluccius hubbsi), a dirigir su esfuerzo hacia otros calderos y otra especies, focalizándose en las que se hallaban principalmente en la región patagónica (Wöhler et al., 2002; Giussi et al., 2003).

0

1000

2000

3000

4000

5000

6000

7000

8000

9000

10000

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005Año

Cap

tura

(t)

2006

Congeladores

Costeros

Factorías

Fresqueros

Otros

Total

Figura 6. Capturas anuales de bacalao austral declaradas por tipo de flota durante el período 1991-2006.

En el análisis mensual de las CPUEs (Figura 7) se observó que durante el período

comprendido entre febrero y agosto, los valores fueron los más elevados, con una leve disminución hacia finales del año. Probablemente, la disminución durante la primavera esté asociada al comportamiento reproductivo de la especie que se lleva a cabo en cercanías de las Islas Malvinas y que provoca una marcada estacionalidad en las capturas (Wöhler et al., 2004)

Además, y como fuera destacado en otras oportunidades para el bacalao austral (Giussi et al., 2005) y otras especies (Giussi et al., 2006; Giussi & Wöhler, 2007), durante el mes de enero se producen las menores descargas de la flota y por ende, la relación entre el esfuerzo y la captura suele ser la menor obtenida. Este hecho podría estar relacionado tanto con la modalidad de colección de los datos, como con la operatividad de la flota.

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IDEP

ene feb mar abr may jun jul ago sep oct nov dic-4,8

-4,6

-4,4

-4,2

-4

-3,8

-3,6

-3,4

-3,2

-3ln

CP

UE

Figura 7. Valores medios mensuales estimados del ln de la CPUE estandarizada (toneladas / hora) de bacalao austral durante el período 1991-2006.

El análisis de la CPUE respecto de la potencia de máquina (HP) de los buques considerados en el estudio permitió identificar un comportamiento similar entre las tres categorías durante el período 1998-2001. Durante los años previos se observó una gran variabilidad, mientras que a partir del año 2003 los estratos de los buques de mayor potencia evidenciaron un patrón similar decreciente (Figura 8). La categoría 1 (buques menores de 1400 HP de potencia de máquina) aumentó su rendimiento durante los años 2005 y 2006, diferenciándose del resto.

catHP 1 catHP 2 catHP 3

1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006

Año

-6

-5,5

-5

-4,5

-4

-3,5

-3

-2,5

-2

-1,5

-1

-0,5

0

lnC

PUE

Figura 8. Valores medios estimados del ln de la CPUE estandarizada (toneladas / hora) de bacalao austral por categoría de potencia de máquina de los buques considerados en el análisis durante el período 1991-2006.

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4. CONSIDERACIONES FINALES

El hecho de que las capturas de esta especie sean incidentales dificulta el análisis que se realiza del comportamiento de la flota respecto de este recurso, dado que responde a la direccionalidad efectuada en relación a otras pesquerías. No obstante su parcialidad, la estimación de la CPUE estandarizada que surge de este informe puede considerarse como un indicador aceptable de la tendencia de la abundancia del bacalao austral y ha sido empleado como índice de ajuste al modelo de evaluación estructurado por edades (Cordo et al., 2002; Di Marco et al., 2006). 5. BIBLIOGRAFÍA Cordo, H., Wöhler, O. & Cassia, M. 2002. Evaluación de la abundancia del bacalao austral (Salilota

australis) del Atlántico Sudoccidental. Inf. Téc. INIDEP Nº 37/02, 15 pp. Di Marco, E., Giussi, A. & Martínez, P. 2006. Estimación de la abundancia y estado de explotación

del bacalao austral (Salilota australis) del Atlántico Sudoccidental. Período 1980-2005. Informe de Asesoramiento y Transferencia INIDEP Nº 45/06, 13 pp.

Giussi, A., Sánchez, F., Marí, N. & Wöhler, O. 2003. Análisis de las capturas de merluza de cola

(Macruronus magellanicus) y su fauna acompañante en el Mar Argentino al norte de los 48º S. Años 1998-2003. Inf. Téc. INIDEP Nº 116/03, 22 pp.

Giussi, A., Gorini, F. & Wöhler, O. 2005. Índices de abundancia del bacalao austral (Salilota

australis) derivados de las capturas comerciales de la flota pesquera argentina. Período 1991-2004. Inf. Téc. INIDEP Nº 43/05, 10 pp.

Giussi, A., Gorini, F. & Wöhler, O. 2006. Estadística pesquera de peces demersales australes en el

Atlántico Sudoccidental (Período 1995-2005). Inf.Téc. INIDEP 101/06, 79 pp. Giussi, A. & Wöhler, O. 2007. Estimación de índices de abundancia de polaca (Micromesistius

australis) a partir de la captura por unidad de esfuerzo de los buques surimeros argentinos en el período 1992-2006. Inf. Téc. INIDEP Nº 15/07, 9 pp.

Gorini, F., Di Marco, E. & Wöhler, O. 2007. Estadística pesquera de peces demersales australes en

el Atlántico Sudoccidental. Inf. Téc. INIDEP Nº 108/03, 87 pp. Hernández, D. R. 2004. Estimación de índices de abundancia relativa, estimación del poder de

pesca y estandarización del esfuerzo a partir de modelos multiplicativos. Revisión y ampliación de notas de 2002. Notas de divulgación, Biblioteca INIDEP, Mar del Plata, 56 pp.

Perez Comas, J. A. 1980. Distribución, áreas de concentración y estructura de la población del

bacalao austral (Salilota australis, Gunther, 1887) del Atlántico Sudoccidental. Rev. Invest. Des. Pesc. 2:23-37.

STATSOFT, INC. 1999. STATISTICA for Windows (v.5.5). Satsoft, Inc., Tulsa, Oklahoma.

Wöhler, O., Cassia, M. & Hansen, J. 2004. Biología y pesquería del bacalao austral (Salilota australis) En: R.P.Sánchez y S.I. Bezzi (Eds.) El mar Argentino y sus recursos pesqueros. Los peces marinos de interés pesquero. Caracterización biológica y evaluación del estado de explotación. Publicaciones especiales INIDEP, Mar del Plata, 4: 347-359.

Wöhler, O., Martínez, P. & Marí, N. 2002. Estimación de índices de abundancia de merluza negra

(Dissostichus eleginoides) en el Mar Argentino. Inf. Téc. INIDEP Nº 13/02, 35 pp.

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