Variabilité entre les classes pour la zone« rives du lac»

Variabilité entre les classes pour la zone« rives du lac»

VARIATION DE LA CONDITION CORPORELLE

Il n’y a pas d’homogénéité des variances dans le milieu « rives du lac » (F = 4,189 ; ddl1 = 43 ; ddli = 1361 ; P = 0,000) alors que l’homoscédasticité existe pour le milieu« intérieur des terres (F = 1,303 ; ddl1 = 33 ; ddli = 357; P = 0,128). On va donc effectuer une comparaison des variabilités entre les classes sur le premier milieu « rives du lac » et une analyse de variance multifactorielle simple avec 4 facteurs (sexe, âge, année, saison) pour le milieu « intérieur des terres ».
Ill. 1 -Variabilité entre les classes pour la zone « rives du lac » L’hypothèse de variabilité plus forte chez les mâles adultes que chez les femelles adultes est confirmée (Z = -2,366; P = 0,018). Par contre la différence entre les adultes et les juvéniles n’est pas observée de manière significative que ce soit pour les femelles (Z = -1.153 ; P =0,249) ou pour les mâles (Z = 0,944 ; P =O, 173). D’autre part, il n’y a pas d’effet cycles saisonniers sur la variabilité pour la zone « rives du lac» (Z = -0,968 ; P= 0,333). Les classes présentent la même variabilité durant les cycles saisonniers 94/95 et 95/96.L’effet saison n’est présent que chez les individus adultes, alors qu’il n’existe pas chez les juvéniles. Chez les adultes, des différences sont observées aussi bien entre saisons d’un même cycle saisonnier qu’entre saisons semblables de cycles saisonniers différents. En effet, chez les adultes on trouve des différences significatives entre les saisons du cycle saisonnier 95/96 : la variabilité est plus importante en saison des pluies qu’en saison sèche chaude (Z = 2,023; P =0,043), mais elle est aussi plus importante en saison sèche froide qu’en saison sèche chaude (Z = -2,023 ; P =0,043). Mais globalement, pour les saisons identiques des cycles saisonniers 94/95 et 95/96, on ne retrouve de différence de variabilité qu’entre les saisons sèches chaudes (Z = -2,023 ;
0,043). La variabilité en saison sèche chaude est plus importante pendant le cycle saisonnier 94/95. Mais en fait, les différences de variabilité entre les saisons apparaissent chez les femelles et pas chez les mâles. Les différences intra – cycle chez les femelles ne ressortent qu’entre la saison sèche froide et la saison sèche chaude du cycle saisonnier 95/96 (Z = – 2,023 ; P =0,043), tandis que pour les saisons identiques de cycles saisonniers différents, il existe une différence significative qu’entre les saisons sèches chaudes (Z = -2,023 ; P =0,043) des cycles saisonniers 94/95 et 95/96 et entre les saisons sèches froides (Z = – 2,201; P =0,028) des cycles saisonniers 93/94 et 95/96.

ESTIMATION DES POPULATIONS

Les estimations des densités d’impalas des 3 strates de la zone ne présentent pas la même précision : les coefficients de variations sont compris entre 18,73 et 52,85 %. Cette disparité est due tout d’abord à la différence d’intensité d’échantillonnage qu’il existe entre ces 3 strates. L’augmentation du nombre de répétitions ou du nombre de transects dans les strates « Vallées adjacentes» et « Intérieur des terres », aurait permis d’avoir une meilleure précision (Murindagomo, 1997). La taille de l’échantillon de chaque strate peut être arrêtée en estimant la longueur L totale des transects surveillés, qui dépend de la précision voulue du comptage et des connaissances ( fréquence de rencontre ( n/L)) issue des estimations précédentes (B uckland et al., 1993). Malheureusement un manque de temps et de moyens financiers a limité l’intensité d’échantillonnage. Cependant il serait intéressant de mettre au point, à partir de ces données et de ces résultats, une stratégie d’échantillonnage et de calculer le nombre de transects et de répétitions nécessaires dans chaque strate, afin d’obtenir les meilleures précisions pour un coût équivalent. Il faudrait aussi augmenter la précision des mesures. Toutefois, ce problème est mineur car une estimation de densité peut être relativement sure même si les mesures sont assez imprécises. Mais il faut que les mesures des distances entre les animaux proches du transect et l’observateur soient exactes, que l’erreur de mesure soit faite de manière aléatoire et que la taille de l’échantillon soit importante (Gates et al., 1985 in Buckland et al., 1993 ). Bien que l’intensité d’échantillonnage dans la strate « rives du lac» soit la plus important, ce n’est pas la strate qui présente l’estimation la plus précise car la fonction de probabilité de détection ne présente pas nettement «l’épaule» pour les faibles valeurs de y, contrairement au modèle de la strate « Vallées adjacentes » qui donne la meilleure précision des estimations. La présence de « l’épaule » sur la fonction de détectabilité près du transect est indispensable pour que la théorie de Distance sampling soit performante (Buckland et al., 1993 ). La strate « Intérieur des terres » présente la plus grande imprécision car c’est la strate qui est caractérisée par la plus faible intensité d’échantillonnage et par un modèle qui a le plus de mal à s’ajuster aux données. Cela tient sûrement au fait que dans cette strate les impalas ne présentent pas une distribution très homogène. En effet, certaines zones de cette strate présentent des densités importantes, supérieures à 25 ind/km2, alors que la densité moyenne de la majorité de la strate, caractérisée par des forêts de miombo, est de l’ ordre de 3 ind/km2 (Murindagomo, 1997). 22
Pour les strates « rives du lac» et « vallées adjacentes » on obtient des estimations avec des coefficients de variation de 21,12 et 18,75 %. Ce qui est une précision très correcte car le dénombrement n’est pas une opération de haute précision et une certitude de 20 % est une marge minimale. Ce minimum de précision est du aux nombreuses hétérogénéités dans la population (classes et sexes d’âge), dans l’habitat (hétérogénéité spatiale) et dans le temps (effet de la température, de la luminosité ou des précipitations sur les comptages) (Gaillard et al., 1993). Le nombre d’impalas estimé en avril 1998 (début de saison sèche froide) est de 32 000 individus avec un IC1 [19 669 – 54 352] et des densités estimées de 135 ind/km2 dans la strate « Rives du lac », 22 i_nd/km2 dans la strate « Vallées adjacentes» et 4,6 ind/km2 dans la strate « Intérieur des terres» alors qu’en septembre 1997 (fin de saison sèche chaude) la population était estimée à 22 000 avec un IC [13 940- 29 894] avec des densités respectives pour chacune des trois strates de 120,14; 4,25 et 5,25 (Murindagomo, 1997) et que les comptages aériens effectués par le WWF montraient une forte diminution de la population entre les années 1989 et 1995 avec une estimation de 2500 individus en 1995 avec un coefficient de variation de 55 % (WWF, 1995). Les estimations des deux comptages effectués au sol montrent une tendance à une légère croissance de la population, contrairement aux comptages aériens. Il semble donc que les comptages aériens ne soient pas adaptés à l’Impala. La forte diminution observée par ces comptages peut s’expliquer par le fait que les impalas, en réponse aux prélèvements (1500 individus par an entre 1993 et 1996 et 500 en 1997), ont modifié leur comportement en augmentant la distance de fuite par rapport à l’avion, et en évitant les zones découvertes où la pression cynégétique est très forte (Murindagomo, 1997). Effectivement, on a remarqué lors des comptages que les densités sont plus faibles dans les zones de chasse du projet « Faune et Village» et plus particulièrement dans les zones ouvertes du bord du lac que dans les zones qui ne font pas partie des terres de chasse et qui présentent les mêmes conditions de milieu. Il y a donc un effet chasse : adaptation comportementale des impalas, changement de la structure des troupeaux et diminution des effectifs.

Table des matières

SOMMAIRE
INTRODUCTION
MATERIEL ET METHODES
I-L ‘IMPALA
II -ESTIMATION DES POPULATIONS
II. 1 -Les comptages
II. 2 -Estimation des densités
Ill -MODELE DE DYNAMIQUE DES POPULATIONS
IV-VARIATION DE LA CONDITION CORPORELLE
RESULTATS
!-ESTIMA TION DES POPULATIONS
Il -MODELE DE DYNAMIQUE DES POPULATIONS
III – VARIATION DE LA CONDITION CORPORELLE
III. 1 -Variabilité entre les classes pour la zone« rives du lac»
III. 2 -Analyse de variance multifactorielle pour la zone « Intérieur des terres »
III. 3 -Comparaisons des gains moyens de poids
DISCUSSION -CONCLUSION
1-ESTIMATION DES POPULATIONS
II-MODELE DE DYNAMIQUE DES POPULATIONS
III- VARIATION DE LA CONDITION CORPORELLE
BIBLIOGRAPHIE

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