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Latin american journal of aquatic research

versión On-line ISSN 0718-560X

Lat. Am. J. Aquat. Res. v.37 n.1 Valparaíso  2009

http://dx.doi.org/10.4067/S0718-560X2009000100001 

Lat. Am. J. Aquat. Res., 37(1): 1-15, 2009
Special issue: "Swordfish fisheries inthe southeastem Pacific Ocean"
E. Yáñez (ed.)
DOI: 10.3856/vol37-issuel-fülltext-1

RESEARCH ARTICLE

 

Edad y crecimiento del pez espada (Xiphias gladius Linnaeus, 1758) en el Pacífico suroriental (Diciembre 1994-Septiembre 1996)

Age and growth of swordfish (Xiphias gladius Linnaeus, 1758) in the southeastem Pacific (December 1994-September 1996)

 

Javier Chong1 & Mario Aguayo2

1 Universidad Católica de la Santísima Concepción, Caupolicán 491, Concepción, Chile. (jvchong@ucsc.cl)
2 Instituto de Investigación Pesquera de la VIII Región, Colón 2780, Talcahuano, Chile


RESUMEN. Se estudió la edad y crecimiento del pez espada en el área de pesca del océano Pacífico suroriental frente a la costa de Chile, mediante el conteo y medidas de anillos en secciones transversales de la segunda espina de la aleta anal. El examen del borde de las secciones y el análisis del incremento marginal permitió establecer la formación de un anillo de crecimiento anual. Los parámetros de crecimiento del pez espada fueron estimados utilizando medidas de longitud retrocalculada proporcional a la edad, mediante regresiones no lineales para medidas de longitud de la mandíbula inferior horquilla y radio de la espina, a la edad actual y pretérita. En estas relaciones se emplearon dos modelos: (i) el modelo I correspondiente a una relación lineal y (ii) el modelo II a una relación potencial. Este último fue seleccionado ya que presentó un mejor ajuste y el valor to de la ecuación de crecimiento de von Bertalanffy, fue más cercano al origen. El test multivariado (T2 ) de Hote-lling mostró diferencias significativas en el crecimiento entre sexos, lo que fue corroborado por la prueba de Chen. Los parámetros de crecimiento en longitud para machos fueron: longitud asintótica (L) = 275,1 cm; coeficiente de crecimiento (K) = 0,1774 año-1 y edad longitud cero (to ) = -2,1076 año. En hembras la L = 304,7 cm; K = 0,1533 año-1 y to = -2,0571 año. En el crecimiento en peso sólo se estimó el peso asintótico (W) mediante la relación longitud de la mandíbula inferior horquilla-peso total, siendo 278,7 kg en machos y 406,7 kg en hembras.

Palabras clave: Xiphias gladius, crecimiento, edad, longitud, peso, Chile, Pacífico suroriental.


ABSTRACT. Swordfish age and growth of were determined in the fishing área of the southeastem Pacific off the Chilean coast by counting and measuring the rings in cross sections of the second spine of the anal fin. The examination of the edge of the sections and the analysis of the marginal increment allowed us to establish the formation of one growth ring per year. The swordfish growth parameters were estimated using back calculated length data proportional to the age, which was obtained from nonlinear regressions for lower jaw-fork length (LJFL) measurements and spine radius at the present and previous ages. Two models were used for these rela-tionships: (i) linear correlation (model I) and (ii) potential correlation (model II). The latter was selected be-cause of its better fit and because the to valúes in the von Bertalanffy growth equation are closer to the origin. Hotelling's multivariate test (T2) showed significant differences in growth between males and females; this was corroborated by Chen's test. The growth parameters in terms of length for males were: asymptotic length (L) = 275.1 cm, growth coefficient (K) = 0.1774 year-1 , and age at zero length (to ) = -2.1076 year. For fe-males, the parameters were: L = 304.7 cm, K = 0.1533 year-1, and to = -2.0571 year. For the growth parameters in terms of weight, only the asymptotic weight (W) was estimated using the LJFL vs. total weight rela-tionship. This was 278.7 kg for males and 406.7 kg for females.

Keywords: Xiphias gladius, growth, age, length, weight, Chile, southeastem Pacific.


INTRODUCCIÓN

El pez espada (Xiphias gladius L.) es una especie cosmopolita que se encuentra ampliamente distribuida a nivel mundial, localizándose en mares tropicales, subtropicales y temperados (Nakamura, 1985). En el Pacífico suroriental se encuentra hasta cerca de los 40°S en aguas entre 13°C y 24°C (Barbieri et al., 1990; Ponce & Bustos, 1991). En Chile, la pesquería del pez espada es una de las más antiguas, existiendo registros de desembarques entre 3.000 y 4.000 ton en el periodo 1938-1986 y a partir de 1987, presenta un aumento sostenido de los desembarques hasta alcanzar un máximo de 7.255 ton en 1991. Las capturas de la flota palangrera se realizan principalmente entre los 21,5° y 39,0°S y entre los 120 y 600 mn de la costa (Donoso & Cerna, 1999).

Galleguillos et al. (2001) realizaron un estudio comparativo para analizar la afinidad genética entre muestras de diferentes localidades del Pacífico, observando que ésta es mayor entre las muestras de Chile, Ecuador y México comparadas con las de Hawai y Australia, de manera que consideran que las poblaciones que se desplazan por aguas chilenas provendrían a lo menos desde la zona de Baja California hacia el sur. Además, señalan que aún cuando no se contó con muestras de Japón, los ejemplares de esta área podrían considerarse como un stock propio del Pacífico oeste de acuerdo a Reb et al. (2000, flde Galleguillos et al., 2001).

La determinación de la edad es indispensable para el conocimiento de la dinámica poblacional entre cuyos aspectos son importantes la longevidad de los individuos y el conocimiento de la estructura etaria en el tiempo, lo que permite el seguimiento de las diferentes cohortes o clases anuales en una población. A su vez, el crecimiento permite conocer las tasas de incremento que inciden en las tasas de renovación de un stock, estimaciones de mortalidad natural, entre otros parámetros, que son fundamentales para la evaluación de stock mediante modelos analíticos o estructurales.

En general, la mayoría de los estudios de edad y crecimiento que se han realizado en el pez espada a nivel mundial corresponden a especímenes que se distribuyen en el océano Atlántico, en los que se ha utilizado la segunda espina de la aleta anal (Berkeley & Houde, 1983; Tsimenides & Tserpes, 1989; Ehr-hardt et al, 1996) y los otolitos (Radtke & Hurley, 1983; Megalofonou et al, 1995). En el océano Pacífico, Castro-Longoria & Sosa-Nishizaki (1998) compararon los estimados de edad del pez espada capturados por buques con red de enmalle en Baja California de 1992 a 1993, a través del análisis de microestructuras en otolitos y secciones transversales del segundo radio duro o espina de la segunda aleta anal. Uchiyama et al. (1998) evaluaron varias partes duras como rayos de la primera aleta dorsal y primera aleta anal, además de vértebras y otolitos sagitta correspondientes a muestras de pez espada en la pesquería de palangre del Pacífico centro-norte (Hawai) entre 1991 y 1993. Posteriormente, Sun et al. (2002) realizaron un estudio de la edad y crecimiento del pez espada en las aguas de los alrededores de Taiwán utilizando cortes transversales de la segunda espina de la aleta anal y consideraron que los parámetros de crecimiento estimados eran apropiados para su uso en la evaluación de las poblaciones de pez espada del océano Pacífico occidental.

En Chile, Leiva (1993) en un estudio preliminar de crecimiento del pez espada mediante la lectura de anillos en cortes transversales de la cuarta espina dorsal y segunda espina anal, determinó que esta última era la más apropiada. De acuerdo con el modelo de von Bertalanffy la longitud asintótica (LMIH) para hembras fue de 348 cm, K de 0,089 año-1 y en machos fue de 278 cm y el K de 0,112 año-1 , siendo en ambos sexos, la edad teórica to -3,67 años. Posteriormente, Montiel (1996) para la zona norte y central del país, utilizó una muestra más amplia estimando una longitud asintótica de 282 cm, un K de 0,293 año-1 y un to de 0,109 año para hembras, y para los machos los valores fueron de 250 cm, K de 0,32 año-1 y to de -0,755 año.

De esta forma, los objetivos del presente trabajo son estimar los parámetros de la función de crecimiento en longitud y peso, y establecer si existe crecimiento diferencial entre los sexos en X. gladius.

MATERIALES Y MÉTODOS

Las muestras de pez espada examinadas corresponden a ejemplares capturados entre diciembre de 1994 y septiembre de 1996 frente a la costa chilena, entre 32°-40°S y 76°-82°W por embarcaciones industriales de palangre, entre 30°23'-34°00'S y 72°29'-78°23'W, por embarcaciones artesanales con red de enmalle (Fig 1).


A bordo de la embarcación se determinó la longitud mandíbula inferior horquilla (LMIH), se registró el peso del tronco (PTR), se cortó la aleta anal a nivel de su base y se extrajeron las gónadas para la determinación del sexo.

La estimación de edad se realizó mediante la lectura de bandas o anillos de crecimiento anuales (Chugunova, 1963) presentes en la segunda espina de la aleta anal siguiendo en forma estricta la metodología descrita por Tsimenides & Tserpes (1989) y Tserpes & Tsimenides (1995), poniendo énfasis en i) localización del primer annulus que puede estar ausente en animales grandes, ii) patrón de zonación de bandas opacas anchas y hialinas angostas, y iii) presencia de bandas múltiples en ejemplares grandes. De las espinas extraídas, previa limpieza y fijación en formalina y secado, se obtuvieron cortes transversales de 1,0-1,5 mm de espesor cercanos a su base, donde los dos elementos que la constituyen se juntan (Fig. 2). Se midió el radio de la espina (Re) y de cada anillo hialino o traslúcido (Rn); además se determinó el tipo de borde, esto es, opaco y hialino (O y H) presente en el borde de la sección de la espina. La determinación de la longitud del pez a las distintas edades se efectuó sobre la base de la longitud a la edad actual y la longitud a edad pretérita.


Longitud a la edad actual

En este caso se relacionó la LMIH del pez en el momento de su captura y la edad presente determinada por el número de anillos hialinos formados en la sección transversal de la espina.

Longitud a edad pretérita

La LMIH de los peces se calculó a partir del radio de los anillos hialinos presentes en los cortes transversales de las espinas. En la lectura se utilizó un microscopio estereoscópico con aumento 10x y una reglilla donde cada división correspondió a 0,1 mm.

Para determinar y validar el carácter anual en la formación de los anillos de crecimiento se analizó el incremento marginal relativo de la espina (IMR) cuya expresión es (Prince et al, 1988; Esteves et al, 1995):

donde,

Re : radio de la espina
Rn y Rn-1 : distancia desde el foco al borde externo de los anillos hialinos n y n-1, respectivamente.

El IMR promedió se calculó en los meses en que se dispuso de muestras de espinas, desde diciembre de 1994 hasta septiembre de 1996.

En la validación también se examinó la distribución mensual del tipo de borde de la espina para lo cual se aplicó el criterio de Dannevig (1933), para otolitos. Las bandas o anillos opacos anchas (O) que generalmente caracterizan los periodos de mayor crecimiento del pez se ven de color claro o blanquecino con iluminación incidente y los anillos hialinos o traslúcidos angostos (H) que habitualmente se identifican con periodos de menor crecimiento se observan como bandas estrechas de color oscuro, como ha sido informado para los otolitos de otras especies de la costa de Chile (Aguayo, 1971; Aguayo & Ojeda, 1987; Chong & Aguayo, 1990; Aguayo & Chong, 1991).

En el estudio de crecimiento se aplicó el retrocál-culo de la longitud a cada edad por cada sexo. Para ésto fue necesario determinar la relación entre el radio de la espina y la longitud mandíbula inferior horquilla. Esta relación y la distancia desde el foco al borde externo de los sucesivos anillos hialinos se utilizaron para retrocalcular las longitudes a las edades pretéritas. En la relación entre la LMIH-Re y el retrocálculo de longitudes a la edad se utilizaron los modelos que se describen a continuación.

Modelo I

En este modelo, la relación entre Re y LMIH se determinó mediante una regresión lineal estándar LMIH = a + b Re. Esta función y los radios de los distintos anillos hialinos se usaron para el retrocálculo de longitudes a edades pretéritas representadas por cada anillo anual, siguiendo la fórmula de Whitney & Carlander (1956, fide Francis, 1990):

donde:

Li : longitud corregida o proporcional del pez al momento de formación del i-ésimo anillo anual
Li' : longitud al momento de formación del i-ésimo anillo determinada por la regresión lineal
Lc : longitud del pez al momento de la captura
Lc' : longitud del pez correspondiente al radio de la espina y estimada por la regresión lineal
c : intercepto de la función g(R) cuando es lineal
Ri : radio de la sección de la espina al momento de formación del i-ésimo anillo anual
Rc : radio de la sección de la espina al momento de la captura.

Modelo II

La relación entre el radio de la sección de la espina y la LMIH se determinó usando una función potencial del tipo L = a • Reb (Ehrhardt, 1992; Ehrhardt et al., 1996). Los parámetros de la función se estimaron mediante ajustes no lineales por mínimos cuadrados de los datos observados de LMIH y Re. Esta relación y los radios de los sucesivos anillos anuales se utilizaron para el retrocálculo de las longitudes a las edades, mediante la siguiente fórmula (Tserpes & Tsimenides, 1995; Ehrhardt et al., 1996; Araya & Cubillos, 2002):

Para evaluar posibles diferencias significativas en la relación longitud de la mandíbula inferior horquilla y el radio de la espina entre machos y hembras, se aplicó un análisis de covarianza (ANCOVA), considerando como hipótesis nula (H0) que las pendientes de las regresiones eran iguales, para lo cual se compararon los valores de F de Fisher observado y esperado para un nivel de confianza del 95%.

Crecimiento

Los datos de LMIH retrocalculados a la edad se emplearon para ajustar los parámetros de crecimiento de la ecuación estándar de von Bertalanffy para longitud y peso, cuya ecuación para longitud es:

y para peso es:

donde,

Lt

: LMIH promedio a la edad
L : longitud asintótica
Wt : peso promedio a la edad
W : peso asintótico
to : edad hipotética a edad cero
K : coeficiente de crecimiento
b  : pendiente de la relación LMIH-peso.

Los parámetros de crecimiento en longitud de machos y hembras se estimaron mediante el método de ajuste no lineal. La bondad de ajuste de los parámetros se determinó mediante el coeficiente de determinación r2. Para comprobar la existencia de diferencias significativas entre las curvas de crecimiento de machos y hembras se usó un procedimiento estadístico multiva-riado, el T2 de Hotelling (Bernard, 1981), pero con la formulación propuesta por Cerrato (1990) es expresada por:

donde (P1-P2)' es un vector transpuesto de (P1-P2) siendo este último el vector diferencia de parámetros (vector columna). Por otra parte, S-1p1-p2 corresponde a la matriz de varianza-covarianza del vector diferencia de estimaciones. El test considera como hipótesis nula que "los vectores de los parámetros de crecimiento son iguales", y la regla de decisión indica que se rechaza la hipótesis nula si el estadístico calculado supera el valor crítico , esto es,

donde F corresponde el percentil de la distribución de Fisher con 3 y N1+N2-6 grados de libertad. En este caso, la hipótesis se rechaza cuando T2 calculado > T2 .

Otra prueba de comparación utilizada fue la propuesta por Chen et al. (1992), que básicamente analiza la suma de cuadrados residuales (RSS) que resultan del proceso de ajuste no lineal de los parámetros de crecimiento. La formulación del test (Ratkowsky, 1983) es:

donde:

: número total de muestras
K : : número de grupos en comparación
RSSs : suma de cuadrados residuales de ambos grupos (machos más hembras)
RSSp : suma de cuadrados residuales del ajuste agrupado (sin diferenciar por sexo).

En la expresión de crecimiento en peso, el valor asintótico (W) se estimó a partir de la longitud asintótica, manteniendo los valores de K y to estimados para el crecimiento en longitud.

En la relación LMIH - peso total (PT) se empleó la siguiente expresión potencial para cada sexo y para sexos combinados:

dado que el peso de los individuos corresponde a peso tronco (PTR), fue necesario convertirlo a peso total (PT), para lo cual se utilizaron las siguientes relaciones biométricas (Yañez et al., 2003):

RESULTADOS

Las muestras colectadas correspondieron a 463 machos y 549 hembras. El rango de LMIH para machos estuvo entre 105 y 270 cm, y para hembras entre 108 y 318 cm. Los PTR estuvieron entre 14 y 195 kg para machos, y entre 14 y 341 kg para hembras.

El incremento marginal relativo (IMR), mostró una tendencia a presentar valores menores (0,4-0,5) en junio-julio de 1995 y de mayo a julio de 1996 y mayores (0,6-0,7) en septiembre-diciembre de 1995 y agosto-septiembre de 1996, indicando la formación del annulus al término del otoño y comienzos de invierno (Fig. 3). Dicha tendencia fue corroborada por la mayor presencia del borde H de junio a septiembre (> 60%), sucediendo lo contrario con el borde opaco, con porcentajes mayores de octubre a diciembre (Fig. 3).


El radio promedio de los anillos anuales (H) en cortes transversales de espinas de la segunda aleta anal de pez espada por sexo se presentan en las Tablas 1 y 2. Generalmente, en los grupos mayores los primeros anillos y otros, aunque se pueden identificar resulta poco confiable medirlos y corresponden a los espacios sin información, se observan en la Tabla 2.



Las relaciones entre la LMIH y Rg son descritas por las siguientes ecuaciones (Fig. 4):


Modelo I

Hembra LMIH = 88,468 + 18,4974 • Re (r2 = 0,81; n = 517)

Macho LMIH = 90,878 + 17,9323 • Re (r2 = 0,70; n = 463)

Modelo II

El análisis de covarianza entre las funciones de machos y hembras señaló que existen diferencias significativas entre las pendientes de las regresiones, siendo el valor de F observado de 1,61 mayor que el esperado (F0.95;466,513 de 1,13), por lo que se rechazó la hipótesis nula (bmachos = bhembras).

En las longitudes retrocalculadas a las diferentes edades, los incrementos fueron más altos para el primer año de edad con ambos modelos. En el modelo I las longitudes promedios fueron 126,62 cm y 127,0 cm en machos y hembras, respectivamente, y en el modelo II fueron de 116,27 cm en machos y 113,38 cm en hembras (Tabla 3). Las tasas de crecimiento disminuyen notoriamente después del primer año, pero en las hembras, después del tercer año las tasas fueron mayores que en los machos. También las tasas de crecimiento fueron mayores con el método II después del tercer año (Tabla 3).


Los valores de los parámetros de crecimiento en longitud estimados en machos y hembras por ambos modelos para la edad pretérita y para la edad actual se indican en la Tabla 4. Los parámetros ajustados con información de LMIH a la edad actual presentaron valores de longitud asintótica mayores, por lo tanto valores de K muy bajos y con valores de to que están más alejados del origen. Los errores estándar son mayores que en los otros casos de ajuste, situación que se explica por el sesgo que presentan las muestras de LMIH de pez espada, en especial en las tallas menores.


Los valores de los parámetros de crecimiento que presentan un mayor ajuste de los datos a la regresión expresado por los mayores valores del coeficiente de determinación (r2 ) y menores errores estándar correspondieron al modelo II, para machos y hembras. Los valores de longitud a la edad estimados por la ecuación de von Bertalanffy para los casos de edad actual y pretérita (modelos I y II) se entregan en la Tabla 5 (Fig. 5).



La longitud a la edad estimada para los distintos casos en machos mostró que entre las edades 3 y 9 hay coincidencia, situación que también se observó en hembras y con mayor énfasis en las longitudes a la edad actual y las estimadas por el modelo II (Tabla 5). La longitud media a la edad 1 estimada por el modelo II fue menor que en los otros casos a consecuencia del empleo de una función potencial para relacionar LMIH y Re (Fig. 5). También se consideró, para fines prácticos, la inclusión de una expresión de crecimiento para sexos combinados de pez espada, cuya curva fue muy similar al modelo II de hembras (Tabla 4) y cuyo ajuste no lineal presentó un mayor valor para el coeficiente r de Pearson en relación con los otros casos.

La comparación de los parámetros de crecimiento entre mayos y hembras mediante el test T2 de Hotelling mostró que en todos los casos hay diferencias significativas entre los sexos. En el caso de la edad actual el T2 observado de 11,02 fue mayor que el esperado T 20,05 de 7,82. Para edad pretérita los T2 observa-vados para los modelos I y II fueron 34,38 y 72,67, respectivamente, mayores que el T 20,05 en ambos casos (7,80).

El test de Chen et al. (1992) corroboró la diferencia en el crecimiento entre sexos para el pez espada, para los dos modelos desarrollados. Para el modelo I la suma de cuadrados residuales (SCR) para sexos combinados fue de 760079 con un Fcalculado (11,37) mayor que el F0,05 (3,0). Para el modelo II la SCR fue de 759607 con un Fcalculado (18,39) mayor que el F0,05 de 2,6.

La relación entre LMIH y el peso total (PT) considerando 290 hembras, 242 machos fue descrita por las siguientes ecuaciones:

Los valores ajustados de los parámetros del modelo de von Bertalanffy para peso se muestran en la Tabla 6. Los pesos asintóticos se estimaron convirtiendo las longitudes asintóticas mediante las relaciones longitud-peso respectiva, manteniendo los valores de K y t0 del crecimiento en longitud.


El punto de inflexión o cambio de la tasa de crecimiento en peso se produce a las edades de 7 y 8 años para machos y hembras, respectivamente por el modelo I. En el caso del modelo II el cambio de tasa de crecimiento se produce a las edades 5 y 6, respectivamente. Para los sexos combinados el punto de inflexión ocurre a la edad de 6 años. En la Fig. 6 se presentan las curvas de crecimiento en peso del pez espada por sexo; para los distintos modelos considerados. Los pesos promedios a las distintas edades y para los diferentes métodos considerados en este estudio se indican en la Tabla 7.



DISCUSIÓN

Los resultados obtenidos señalan que las hembras de pez espada alcanzan tallas y edades mayores que los machos, coincidiendo con lo indicado por otros autores tanto para el océano Atlántico (Tsimenides & Tserpes, 1989; Ehrhardt, 1992; Tserpes & Tsimenides 1995; Arocha et al, 2003), como para el Pacífico (Leiva, 1993; Montiel, 1996; Sun et al, 2002).

El segundo radio o espina de la aleta anal ha resultado ser una estructura apropiada para el estudio de la edad en pez espada, pues ha permitido discernir con seguridad la secuencia de bandas opacas anchas y hialinas estrechas, que además son fáciles de colectar, almacenar y su extracción no perjudica el valor económico del pez, coincidiendo con lo expresado por la mayoría de los autores que han estudiado el crecimiento de esta especie (Tsimenides & Tserpes, 1989; Ehrhardt, 1992; Tserpes & Tsimenides, 1995; Sun et al, 2002; Arocha et al, 2003).

La validación parcial de la formación periódica de los anillos de crecimiento a través del análisis del incremento marginal relativo (IMR) y de la distribución mensual de los anillos opacos y hialinos en el borde de la sección de la espina indica la formación del anillo hialino de mayo a julio. La causa de la formación del annulus no está bien definida, habiéndose señalado factores como la reproducción en el océano Pacífico norte y también de carácter ambiental (Sturn & Salter, 1990; Ferreira & Russ, 1994; Beckman et al, 1999; Franks et al, 1999, flde Sun et al, 2002). Al respecto, Berkeley & Houde (1983) para el Atlántico (Florida), sugieren la formación del annulus en febrero-marzo (final de invierno) y lo relacionan con el complejo patrón migratorio del pez espada. No obstante, Ehrhardt (1992) determina para la misma área del Atlántico un incremento marginal máximo en verano (julio a septiembre) y reducido al final de otoño y comienzo de primavera corroborando parcialmente lo indicado por Berkeley & Houde (1983). Posteriormente, Ehrhardt et al (1996) encuentran que el incremento marginal relativo es mínimo en febrero-marzo traduciéndose en la formación de una banda hialina o traslucida, que coincide con el peak de desove informado por Arocha (1995). Además, indican que el IMR máximo corresponde a julio-septiembre relacionado con la estación de alimentación y su rango de distribución más al norte. En el Pacífico norte Sun et al (2002) señalan la formación del annulus en julio-agosto, que corresponde al final del periodo de desove para dicha área, lo que es opuesto a lo encontrado en el Atlántico norte; pero agregan también que podría estar relacionado con su migración, como ha sido sugerido por Berkeley & Houde (1983) y Ehrhardt et al (1996), para las poblaciones del Atlántico y por Tserpes & Tseminides (1995), para el Mar Egeo. En el presente caso, frente a las costas de Chile, la formación del anillo hialino estaría asociado con el término de la migración post-reproductiva y su estadía en la zona de alimentación, caracterizada por aguas mas frías de la corriente Chile-Perú (Bernal et al, 1982). Por tanto, la relación entre la formación del annulus y las diferentes fase del ciclo de vida del pez espada (desove, migración, alimentación) deberían ser objeto de mayor investigación como ha sido señalado por otros autores (Berkeley & Houde, 1983; Tserpes & Tseminides, 1995; Ehrhardt et al, 1996; Sun et al, 2002).

El análisis multivariado o T2 de Hotelling señala que el crecimiento entre hembras y machos, ya sea a la edad actual, o pretérita es diferente, lo que es corroborado con el test de Chen et al. (1992) que compara la suma de cuadrados residuales, lo que es concordante con la mayoría de los autores que han informado sobre este hecho en X. gladius.

El parámetro to estimado por la ecuación estándar de von Bertalanffy presentó valores alejados de cero al considerar los ajustes a la edad actual y por el modelo I, que usó una función lineal para describir la relación entre LMIH y Re. En el modelo II que utilizó una función potencial para describir dicha relación, el valor de to es más cercano a cero, lo cual es biológicamente más realista como lo señalan Ehrhardt (1992), Tserpes & Tsimenides (1995) y Ehrhardt et al. (1996). Por otra parte, como los valores del coeficiente de determinación (r2) son mayores para el ajuste de los parámetros de crecimiento por el modelo II (Tabla 3), se considera que los parámetros estimados con este modelo para la ecuación estándar de von Bertalanffy son los más aceptables para estimar el crecimiento del pez espada en el océano Pacífico suroriental.

El ajuste de parámetros de crecimiento en peso se ha hecho de forma simple, esto es, estimando el peso asintótico a partir de la longitud asintótica y la relación entre la LMIH y el peso total del cuerpo para macho, hembra y sexos combinados. En cambio, los valores de los parámetros K y to corresponden a los determinados para el crecimiento en longitud, aunque lo ideal hubiese sido el haber contado con medidas observadas de peso total a la edad actual, de manera de ajustar una curva de crecimiento en peso en forma independiente que representase con mayor precisión la relación peso total-edad.

En las estimaciones de los parámetros de crecimiento de X. gladius hay una gran diversidad de valores dependiendo de las regiones consideradas por diferentes autores, discriminación por sexo o no, estructura considerada para la determinación de edad y la amplitud de tallas de las muestras disponibles (Tabla 8). En el caso del Pacífico suroriental se puede considerar que las estimaciones de Leiva (1993) son las más cercanas a las estimadas en este trabajo, comparadas con las de Montiel (1996), cuyas estimaciones de K son mayores y determinan valores de L menores.

Los valores de L estimados considerando número de edad equivalente (12 y 13 edades) son bastante semejantes en hembras, independiente de los lugares de captura, presentando valores de L = 340,0 cm (Berkeley & Houde, 1983), L = 325,9 cm (Ehrhardt, 1992), L = 348 cm (Leiva, 1993), L = 282 cm (Montiel, 1996), L = 300,7 cm (Sun et al, 2002), L = 304,7 cm (presente trabajo); lo que no sucede con los valores de K y to que presentan diferencias grandes entre 0,040 año-1 y 0,293 año-1 y entre -3,67 años y -0,75 años, respectivamente (Tabla 8).


La mayoría de los autores en los estudios de crecimiento de pez espada han usado los modelos estándar y generalizado de von Bertalanffy (VB), al respecto Berkeley & Houde (1983) encuentran un buen ajuste mediante el modelo estándar VB (Tabla 8), para el crecimiento del pez espada para Florida en el Atlántico. Sin embargo, Ehrhardt (1992) señala que el modelo generalizado VB entrega un mejor ajuste que el estándar. Por su parte, Tserpes & Tseminides (1995), para el Mar Mediterráneo determinan que ambos modelos entregan un buen ajuste y señalan que el modelo generalizado VB sobreestima el valor de L, recomendando el estándar VB (Tabla 8). Esto es respaldado parcialmente por Sun et al. (2002) y Arocha et al. (2003) quienes no encuentran diferencias significativas al comparar el uso de ambos modelos en el ajuste de crecimiento para el pez espada (Tabla 8). Por lo cual, ambos modelo estándar y generalizado de von Bertalanfy, con la incorporación de una función potencial para la relación LMHI-Re representan adecuadamente el crecimiento del pez espada para el Pacífico suroriental.

AGRADECIMIENTOS

En forma muy especial expresamos nuestros agradecimientos a la Subsecretaría de Pesca del Gobierno de Chile en la persona del Dr. Patricio Bernal Ponce, Subsecretario de la época, que ha permitido el uso de la información analizada en la presente publicación y bajo cuya gestión se logró la obtención del material biológico, a través de dos proyectos ejecutados por los autores. Hacemos extensivos los agradecimientos al Sr. Francisco Ponce, funcionario de dicha Subsecretaría por su continua preocupación y gestión para lograr un mayor conocimiento y regulación de la pesquería del pez espada. También, hacemos extensivos nuestros agradecimientos a tres revisores anónimos que con sus observaciones y sugerencias han contribuido a mejorar este trabajo.

 

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Received: 1 December 2006; Accepted: 30 January 2008