ANNEXE VIII

INDICES D'ABONDANCE DES ESPECES DEMERSALES DU PLATEAU

CONTINENTAL IVOIRIEN ESTIMES A PARTIR DE TROIS CAMPAGNES DE CHALUTAGES STRATIFIES

par

CAVERIVIERE Alain

Chargé de Recherches de ORSTOM

1. INTRODUCTION

La premiere campagne de chalutages stratifiés couurant l'ensemble du plateau continental ivoirien (10 – 120 m) a été effectuée en 1978. Depuis, d'autres campagnes similaires ont suivies, de manière plus ou moins régulière, jusqu'à nos jours.

Toutes ces campagnes ont été réalisées à partir d'un meme navire (N/O ANDRE NIZERY) de 24 m de longueur hors-tout et 425 chevaux, utilisant un chalut de type Picard de 24,6 m de corde de dos et dont l'ouerture de maille au niveau du cul est de 39 mm.

Outre la comparaison des indices d'abondances d'une saison à une autre et d'une année à l'autre, les campagnes d'échantillonnage stratifié peuvent présenter certains avantages :

• Elles permettent des calculs de variance.

• Elles donnent la possibilite d'évaluer les brais susceptibles d'être introduits dans les evaluations d'abondance à partir des données de la pecherie, par des changements dans la capturabilité de la par les chalutiers commerciaux ; modifications qui peuvent etre dues à une agrégation plus ou moins importante des poissons sans que l'abondance rélle varie (Grosslein, 1969), ou encore issues d'améliorations techniques qui augmentent la puissance de peche et qui n'ont pas étéperçues par les scientifiques.

• Elles peuvent parfois autoriser une estimation des recrutements futurs à partir du monbre de pré—recrues.

• L'estimation des rejets des chalutiers commerciaux est un des grands intéréts de ce type d'étude quand ils sont importants, et nous savons que c'est le cas pour plusieurs espèces en Côte d'Ivoire (espèces sans valeur marchande ou individus de petites tailles d'espèces normalement commercialisées).

• Elles peuvent aussi permettre une estimation des mortalités par classe d'àge quand l'échantillonnage au port présente des risques de biais. Qutre les rejets d'individus de petites tailles, il peut s'agir cas de la pêcherie ivoirienne - de biais dos à la vente directe, sans passer par l'intermédiaire de la criée, depoissons de grandes tailles, d'espéces à haute valeur marchande qul échappent qinsi à léchantillonnage (Caverivière, 1982).

  Les résultats présentés dans cette étude ne concernent que :

• Une analyse des effets de la atratification sur les variances.

• La présentatio des indices d'abondance des principales espèces et groups d'espèces rencontrés lors des trois premieres grandes campagnes d'échant llonnaged strat fiés (CHALOI 78.01 du 30.1 au 12.2.1978, CHALCI 79.01 du 13 au 31.3.1979, CHALCI 80.01 du 20.8 au 10.9.1980).

2. LES CAMPAGNES DE PROSPECTION

Nous avons employe en Cote d'Ivoire la meme technique d'échantillonnage que celle utilisée dans le carde de l'ICNAF (Internationl commission for the Northwest Atlantic Fisheries) et bien explicitée par Grosslein (1969) et Doubleday (1976). Pour cette method-d'échantillonnage stratifié au hasard, qui est plus avantageuse du point de vue des variances qu'un échantillonnage aléatoire simple nous avons choisi deux grandes strates : de 10 à 50 m (communauté des Sciaenidés) et de de 50 à 120 m (communauté des Sparidés). A l'intérieur de ces deux grandes strates 27 et 41 rectangles comprenant dix sous-rectangles de 2,5 de latitude et 2' de longitude (longueur approximative d'un trait de chalut d'une demi-heure), ou d'une surface équivalente, ont été découpés en fonction de la bathymétrie - qui est le facteur principal de la variabilité dans une zone donnée (Chardy et Le Guen, 1971 ; Domain. 1980) - et, dans la mesure du possible, de la granulométrie. Chacun des rectangles est donc considéré comme une zone homogéne pour laquelle un seul trait de chalut dans un sous-rectangle tiré au hasard est nécessaire à l'échantillonnage. Du fait de notre découpage, chacune des deux grandes strates peut étre divisée en sous-strates si on le désire par séparation de trois régions ainsi définies :

• Grand Bassam : de la frontière ivoiro-ghanéenne à Abidjan (3°00 w à 4°00 W).

• Grand Lahou : d'Abidjan à Sassandra (4°00'w à 6°'w).

• San Pedro : de Sassandra au Cap des Palmes (6°00'w à 7.30'w).

Les résultats bruts des traits de chalut des trois grandes campagnes ayant couvert l'ensemble de la Côte d'Ivoire ont fait l'objet de rapport détaillés (Caverivière et Champagnat, 1978 et 1979 ; Caverivière, 1980). L découpage en rectangles a été modifié après la première campagen (CHALCI 78.01), celui utilisé pour les deux autres (CHALCI 79.01 et 80.01) est donné sur la figure 1. Pour des raisons de temps, seul un rectangle sur deux de la strate 50–20 m a été échantillonné lors de la première campagne ; pal contre, deux sous-dectancles par rectangle ont été échantillonnés lors de CHALCI 80.01 pour la strate 10–50 m. Tous les traits ont eu lieu de jour.

3. CALCUL DES VARIANCES ET DES ALLOCATIONS

La détermination des limites de confiance des estimations pose un problème important quard il s'agil d'échantillonner les populations de poissons. La distribution des échantillons obéit en effet très généralement à une binomiale néstive (Taylor, 1953 ; Pennington et Grosslein, 1978), la variance de la distribution de moyenne μ peut s'écrire :

K est appelé coefficient de dispersion ; pour de faibles valeurs de ce paramètre le degré d'agrégation est elévé, quand il tend vers l'infini nous avons une distribution de poisson, assimilable à une distribution normale quand la moyenne est supérieure à 10. Pennington et Grossiein (1978) indiquent qu'une ° - distribution(*) peut etre employée pour calculer les limites de confiance d'une telle distribution. on pourra cependant considérer qu'à partir de 30 échantillons au total, le biais, par rapport à la loi normale, sur les limites de confiance de la moyenne, est négligeable (Elliot, 1970).

Dans le cas d'un échantillonnage stratifié, le calcul de la moyenne pondérée par le nombre de traits de chalut n (allocation) de chaque strate s'écrit :

avec A; représentant la surface de la strate i et A la surface totale. Sa variance est :

avec s(x.gif) = erreur standard de la moyenne pour la strate i, soit s(x.gifi)

(*) : “If a population is such that there is a proportion q of zero and the distribution of nonzero values is lognormal, then the resulting distribution is called a ° - distribution”.

Après une preimère campagne or peut calculee l'allocation optimele qui allove à cheque strate une fraction du nobre de trail total N prévu pour la campagne sulvants :

à la surface de la strate et à son ácart-type, elle permet de exp. On peut approcher la diminution de variance attendue en reprenant les formules précédentes avec les nouvelles valeurs de n

4. EFFETS DE LA STRATIFICATION

Nous ne dunn—nons les résullats détaillés, pour serVIR d'exemple, qu'en de qui conerne les rendements totaus obtenus lors de la campagne CHALCI 79.01, et deux pour deux espèces semi—pélagiques (Brachydeuters euritus et Balistes carolinensis) dont les coefficients de dispersion sont failbles.

Le tableau : cécapitule les différents calculs suivant le nombre de strates pris en comle. Le tableau 2 donne les moyennes, ainsi que leurs erreurs—standards et coefficients de variation (erreurs—standards rapportées u moyennes), calculées pour l'ensemble de la Cte d'Ivoire à partir des différents stratifications (cf. le tableau 3 pour les surfaces). Les coefficients de variation pour la prise tatle sont faibles (*), de l'ordre de 12 %; ils sont plus éleués pour Balistes carolinesie et Brachydeuterus auritus. Ils he présentent pas de diminution marquée quand le nombre de strates augmente. La baisse maximale est de 1 %, entre la stratification à six niveaux et pas de stratification du tour, pour la prose totale.

Le tableau 3 donne les allocations maximales, calculées à partir des prises totales, qu'il aurait été préférable d'utiliser. Quelques fortes Variations apparaissent entre ces allocations et celles qui ont été effectivement réalisées. Notons que le nombre de traits pour l'ensemble des strates 10–50 m passe de 26 à 34, soit une augmentation de plus de 30 %, Le tableau 4 montre cependant que les modifications espérées des coefficients de variation, si les allocations optimales etaient utilisées, ne seraient pas tres importantes.

^(*) : De plus, du fait que l'échantillonnage à l intérieur de chaque strate n'est pas feit strictement au hasard (les sous—rectangles n'étant tirés au hasard qu'à l'intérieur de chaque rectangle), nous savons que les variances sont un peu surestimées dans proportion qu'on ne peut chiffrer facilement.

En conciusion, la stratégie d'échantillonnage consistant a tire au hasald un sous-rectangle sur dix,parait bine adaptés pour 1'etude de 1'atondance globle des poissons démersaux du plateau continental ivcirien, Elle doone un coefficient de varation de la moyenne de 1'ordre de 16% pour la strate 10–—50 m et de 1'ordre de 13% pour la strate 50–120m, ce qui est tout a fait satisfaisant, Les coefficients de variation pour des éspéces donées sont copendant souvent plus élevéces semi-pélagiques. Notes que comme le coefficient de variation décroit selon la 1'on veut diviser cette valeur par un certain capport, de multiplier le nombre de traits par le carré de ce rapport.

5. INDICES D'ABOUNDANCE

Le tableau 5 donne les résultats des trois principales campagnes CHALCI en de qui concerne les rendements moyens totaus par bande bathymétrique. On peut comparer les resultats de deux campagens : l'hypothèse nulle sera rejetée à 95 % si zéro n'est pas compris dans l'intervalle :

ainsi l'hypothèse nulle (pas de changement d'abondance) ne peut etre rejetés en ce qui concerne les prises globales 10–120 m des trois campagnes. Le tableau 6 est similaire au tableau 5 ; il donne les prises moyennes horaires après éliminatio du baliste, espèce semi—pélagique qui compose une grande partie des prises mon commercialisées.

Les rendements moyens obtenus par strate bathymétrique sur vingt des principales espèces sont récapitulés dans le tableau 7. Les rendements par station pour certaines de ces espèces et pour d'autres sont fournis dans les tableaux 8a,b,c.

6. CONCLUSION

Il a été indiqué dans l'introduction que les résultats des campagnes d'échntillonnage stratifié pouvaient etre utiles à plusieurs sortes d'études . Ainsi,une autre annexe du présent rapport du groupe de travail en tient compte pour l'étude des variations saisonnières d'abondance.

Caverivière (1979) a utilisé les résultats des deux premières campagnes pour calculer des biomasses et des producions potentielles qu'il compare à des résultats obtenus à partir de radiales effectuées en 1966–67 (radiales Grand Bassam), 1963–64 (Guinean Trawling Survey), et à partir de modèles globaux. La prise en compte de la troisième campagne pour l'estimation de moyennes qui tiennent compte des variations saiconnières, modifie quelque—peu les valeurs, ces dernières seront données dans le corps du présent rapport.

BIBLIOGRAPHIE

Caverivière, A. 1979 — Estimation des potentiels de peche des stocks démersaux ivoiriens par les modèles globaux. Effets de la prolifération du baliste (Balistes capriscus). Centre Rech. Océanogr. Abidjan, vol. x, n° 2 : 95–164.

Caverivière, A., 1980 — Campagne CHALCI 80.01 (20.8.80–10.9.80). Réseltate des chalutages. Centre Rech. Océanogr. Abidjan, Arch. Scient., vol. 6, n° 3 : 198p.

Caverivière, A., 1982 — Les espèces démersales du plateau continental ivoirien. Biologle et expio tation, Thèse Doctorat Etat Sciences, Univers. Aix—Marseille Il, 2 vol., 415p. et 159p.

Caverivière, A. et Champagnat, C., 1978 — Campagne CHALCI 78.01 (80.1.78 au 12.2.78). Résultats des chalutages. Centre Rech. Océanogr. Abidjan, Arch.Scient., vol. 4, n° 1 : 118p.

Caverivière, A. et Champagnat, C., 1979 — Campagne CHALCI 79.01 (13.03.79 au 31.03.79). Résultats des chalutages . Centre Rech. Océanogr. Abidjan,Arch.Scient., vol.5,n°4 :198p.

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Elliot, J.M., 1970 — Some methods for the statistical analysis of samples of benthic invertebrates. Freshw. Biol. Assoc. Scientific Publ., n° 25 : 144p.

Grosleir, M.D., 1969 — Groundfish survey program of ETC Woods Role. Comm.Fish. Review, vol. 31, n° 8–9 : 22–30.

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Taylor, C.C., 1953 - Nature of variability la trawl catches. Fish. Bull.,vol.54 :83.

Fig. 1(a) Découpage en rectangles du plateau continental ivoirien pour l'échantillonnage stratifié des campagnes CHALCI 79.01 et 80.01. Strate 10–50 m en grisé

Fig. 1(b) Découpage en rectangles du plateau continental ivoirien pour l'échantillonnage stratifié des campagnes CHALCI 79.01 et 80.01. Strate 10–50 m en grisés.

Fig. 1(c) Découpage en rectangles du plateau continental ivoirien pour l'échantillonnage stratifié des campagnes CHALCI 79.01 et 80.01. Strate 10–50 m en grisé

TABLEAU 1 : Calcul des moyennes, écart—type et erreur—standard de la moyenne, pour chacune des strates susceptibles de diviser le plateau continental de Côte d'lvoire ; 4 niveaux de sratification : - 3 secteaurs et 2bandes bathymétriques
- 3 secteurs
- 2 bandes bathymétriques
- ensemble du plateau : pas de stratification

(Prises en Kg/0,5 h)

(Prises en Kg/0,5 h)