En dépit de gros efforts de collecte et de mise en forme des données effectuées dans les semaines précédant la réunion, il est apparu nécessaire de procéder à de nouvelles estimations sur les données de base, en particulier la stratégie de ventilation par espèce des captures totales déclarées dans les bulletins du COPACE.
Concernant les données antérieures à 1979, on a d'abord procédé à la séparation des captures totales en familles (Clupeidés, Carangidés, Scombridés et divers), à partir des données des flottilles les plus proches de celles ne déclarant que des captures détaillées. Ce sont essentiellement les pêcheries industrielles de l'ex-URSS, de la Roumanie et du Sénégal qui ont été utilisées dans ce cas. On a séparé les captures de Clupeidés en Sardinella aurita (fig. 20), S. maderensis (fig. 21) et Sardina pilchardus, essentiellement à partir des déclaration Roumaines et Sénégalaises. Il persiste toujours un certain degré d'incertitude quant à la part de S. pilchardus dans les abondantes captures des flottes sous pavillon des Bermudes, de la Norvège ou de l'Afrique du Sud, dans les années 1970. Le problème avait déjà été identifié lors de travaux antérieures (COPACE, 1978, FAO, 1980), mais la présence d'un chercheur roumain dans notre groupe a permis d'affiner la ventilation en accentuant la rapidité du transfert de l'effort de pêche de Sardinella spp. vers Sardina pilchardus.
On disposait de divers indices d'abondance:
Prise par jours de mer totaux des flottes de l'ex-URSS et de la Roumanie en Mauritanie, au cours des dernières années, ventilées par mois, par région (Nord et Sud) et par espèce de 1985 à 1991 (figs. 22a, b et 23a,b).
PUE spécifique d'une espèce cible pour les flottes de l'ex-URSS en Mauritanie. Les chercheurs russes ont tenté de limiter les biais liés aux fréquents changements d'espèces cibles en ne retenant comme jour de pêche pour une espèce considérée que les journées où cette espèce dépassait un certain seuil des captures totales (75% ou 50%). Le groupe reconnaît l'intérêt d'une telle approche mais souligne le risque de sous-estimation d'une éventuelle baisse de l'abondance lorsqu'un tel indice est utilisé. La sensibilité de cet indice au seuil de composition spécifique mériterait d'être testé, en particulier pour des seuils beaucoup plus faibles (10 à 30%).
Prise par heure de recherche et capture du poisson, par espèce, pour la flotte industrielle sénégalaise.
Prise par sortie pour la flotte artisanale sénégalaise. La prise par heure en mer est également disponible pour les ports principaux de Joal et Mbour (Petite Côte), mais non pour les autres points de débarquement.
Du fait de l'absence de chevauchement spatio-temporel des flottes de chalutiers des pays de l'Est avec les flottes industrielles artisanales ou industrielles du Sénégal (elles opèrent uniquement en Casamance ou secondairement au large de la Petite Côte), il n'a pas été possible de calculer un effort de pêche total standardisé pour l'ensemble de la région.
On a appliqué la procédure du modèle linéaire généralisé (programme GLM de SAS pour le Sénégal, et modèle de Robson et Gavaris pour la Mauritanie; cf infra) pour calculer des indices d'abondance par pays:
| - Mauritanie (fig. 24): | - indice 1 (ex-URSS et Roumanie combinées, effort total) |
| - indice 2 (ex-URSS seule, seuil de capture S. aurita 50%) | |
| - Sénégal (fig. 25a, b): | - indice 3 (pêche industrielle, effort total) |
| - indice 4 (pêche artisanale, effort total) | |
| - indice 3 et 4 combinés. |
En Mauritanie les indices 1 et 2 montrent des évolutions totalement opposées pour Sardinella aurita (par manque de temps S.maderensis n'a pas été étudiée). Cette différence ne peut être expliquée uniquement par les interactions existant dans le modèle (rapports de puissance de pêche des différents types de bateaux variant selon le pays pêcheur, l'année ou la strate spatio-temporelle).
On a tenté d'appliquer l'indice 2 (série la plus longue et présentant a priori l'évolution la plus réaliste) à l'ensemble du stock sénégalo-mauritanien). On a pour cela divisé les captures totales par cet indice d'abondance afin d'obtenir un indice d'effort de pêche (méthode de Gulland). Le logiciel CLIMPROD1 a été utilisé pour appliquer des modèles globaux sur ce jeu de données. Qu'il s'agisse de modèles simples (linéaire, exponentiel ou généralisé) ou de ces mêmes modèles intégrant aussi l'effet des changements environnementaux, les résultats sont totalement incohérents (augmentation de l'effort de pêche entraînant l'augmentation des pue) et procurent de très mauvais ajustements. Ceci tendrait à prouver que l'existence de trois composantes bien identifiées du stock empêche d'utiliser un indice d'abondance provenant d'une flotte qui n'exploite qu'une ou deux de ces composantes.
Au Sénégal, on note une concordance relativement bonne des indices 3 et 4 pour S. aurita jusqu'en 1987 (tendance à la baisse jusqu'en 1984 et remontée ensuite, voir figures 25a, b). Après 1987, les indices divergent: celui de la pêche artisanale continue de s'accroître alors que l'indice industriel chute (S. aurita) ou oscille sans tendance (Sardinella spp.). Cela tient sans aucun doute à la dégradation de la flottille et de son mode d'exploitation. La grande variabilité des données et leur faible nombre renforcent l'idée que cet indice n'est plus très fiable.
On a toutefois retenu la combinaison des deux indices qui permettent d'obtenir une longue série. L'interaction (statistique) entre les pue des deux flottilles a été fortement limitée dans le modèle linéaire en pondérant les pue par les captures totales de chaque flotte. On note que cet indice suit une évolution différente des indices 1 et 2 calculés pour la Mauritanie.
Ceci renforce encore l'idée de l'impossibilité de modéliser l'ensemble du stock en ne prenant en compte qu'un indice d'abondance limité géographiquement. Pour preuve, ici encore, l'incohérence de la série d'efforts calculés, comme précédemment, par la méthode de Gulland à partir de cet indice sénégalais. Les modèles globaux résultants restent tout aussi incohérents que lorsque l'on utilise uniquement un indice d'abondance mauritanien.
On a tenté de remettre à jour le modèle global avec influence climatique proposé par Fréon (1986) pour le compartiment de la nourricerie de la Petite Côte. Ce modèle assume que les fluctuations du stock d'adultes migrateurs ne sont pas suffisamment importantes dans la série historique pour venir affecter grandement la fraction de recrutement liée à la reproduction des jeunes reproducteurs avant leur départ de la nourricerie). Dans le temps imparti, il n'a pas été possible de calculer précisément un indice d'abondance ciblé sur ces jeunes reproducteurs à partir de la composition en taille des captures. A défaut, on a considéré uniquement les captures et efforts effectués à l'intérieur des 25 m, pour les deux espèces de sardinelles confondues.
Bien que provisoire et non validés par la méthode du Jackniffe (figs. 26 à 32), les modèles résultats suggèrent aussi bien pour S. aurita que Sardinella spp. un niveau d'exploitation modéré du sous-stock, dont la production serait très dépendante de l'intensité de l'upwelling (le modèle pour S. maderensis seul ne permet pas d'aboutir à des figures réalistes en raison de la difficulté d'estimer un indice d'abondance spécifique).
Analyses séquentielles des populations (ASP): S. aurita
Le stock de S. aurita dans la région du COPACE est exploité par trois grands ensembles de flottilles. L'ensemble sénégalais (regroupant la pêche artisanale et la pêche industrielle), la flottille de l'ex-URSS, et l'ensemble roumain (la flottille roumaine avec les autres flottilles ayant opéré dans la ZEE mauritanienne).
Au cours du présent travail, les données de capture et de fréquence de tailles sont disponibles pour les deux premiers ensembles alors que les fréquence de taille de la flottille roumaine ont servi pour la deuxième composante du troisième ensemble.
Les prises par tailles annuelles de l'ensemble des flottilles ont été estimées. Ces prises par tailles sont données aux tableaux 11 et 13 et sont représentées à la figure 33. Elles ont ensuite été utilisées pour réaliser des analyses séquentielles des populations (ASP) destinées à calculer les mortalités par pêche en fonction de l'âge et les populations (et biomasses) correspondantes. Deux méthode ASP sont appliquées sur ces données, la méthode de Jones (1981) et la méthode ADAPT (Gavaris, 1988).
Cette méthode consiste en l'analyse des tailles capturées, ou analyse de pseudocohortes réalisées sur les prises moyennes de trois périodes (la dernière englobant les deux premières) 1979–1981, 1989–1991 et 1979–1991 (fig. 34). Dans cette méthode, les durées qui s'écoulent entre les limites inférieures et supérieures des bornes de tailles sont estimées à partir de la loi de croissance retenue pour l'espèce. La méthode de calcul retenue utilise la formulation des ASP à intervalles de temps variables proposés par Pella et Tomlinson, 1969 et programmée par Fox 1973.
Dans le cas de S. aurita, deux lois potentielles de croissance ont été retenues pour tenir compte des sérieuses incertitudes dans le domaine:
une loi de croissance rapide, celle proposée par Boely et al. (1982): L infini = 30.63 cm; k = 1.206; t zéro = 0.062. Cette loi de croissance repose sur diverses observations biologiques convergentes. Une mortalité naturelle M de 1.0 a été retenue dans cette hypothèse.
une loi de croissance lente, celle proposée au cours du groupe de travail suivant la clé taille-âge disponible: L infini = 40, 70 cm; k = 0,0326; t zéro = 0,628. Cette loi de croissance repose sur des lectures de pièces osseuses (otolithes et écailles). Une mortalité naturelle N = 0.6 a été retenue dans cette hypothèse.
Les durées cumulées des intervalles de temps correspondants à ces deux hypothèses apparaissent aux figure 35; dans l'hypothèse d'une croissance rapide, la phase exploitée dure moins de 4 ans; elle dure près de 7 ans dans l'autre hypothèse.
L'analyse par taille des pseudocohortes pose divers problèmes potentiels, en particulier elle suppose une stabilité du recrutement et des schémas d'exploitation. Elle ne permet pas de suivre de vraies cohortes. Elle a aussi l'inconvénient de ne pas avoir une solution inique, et demande un choix plus ou moins arbitraire d'un F terminal ou d'une population à une âge. Elle a par contre l'avantage d'être souple en matière d'hypothèse de croissance: elle permet par exemple d'utiliser différents hypothèses de croissance, sans demander des lecture d'âge continues ou indépendantes des résultats de ces lectures.
ADAPT est une méthode d'ASP véritables de la matrice des prises par âge. Elle estime les valeurs d'abondance pour la dernière année de pêche qui permettent de minimiser une “fonction critère”; en l'occurrence, la différence de la moyenne des carrés entre Log (CPUE observées) et Log (CPUE calculées) par âge et par an. Les valeurs des CPUE sont calculées à l'aide d'analyse de régression pour chaque groupe d'âge entre les valeurs observées et les abondances estimées à l'aide des VPA. L'analyse de régression (appliquée ici) utilise l'hypothèse de l'erreur multiplicative.
La méthode ADAPT ajuste les biomasses à des indices de PUE jugés représentatifs de la biomasse. Elle demande l'introduction d'un certain nombre de jeux de données:
Les prises par âge ont été estimées à partir des prises par tailles (tableau 11). Des clés taille/âge, obtenues par lecture directe pour les années 1987, 1989-1992 ont été présentées par la délégation russe. Ces clés ont servi à la préparation d'une clé taille/âge combinée (tableau 12), qui a été utilisée pour la construction de la matrice des prises par âge (tableau 13) à l'aide de l'algorithme de Kimura (1987).
L'effort standardisé sur S. aurita, a été estimé en divisant les captures totales de cette espèce par la PUE standard de la flottille des RTMS russe ayant opéré dans la ZEE mauritanienne de 1979 à 1991.
La PUE standard est estimée à l'aide du modèle multiplicatif de Robson et Gavaris (Gavaris, 1980), programmé par Gavaris et Gascon (1985). Les captures journalières par bateau, pour une partie de la flottille de l'URSS (ZAPRIBA) opérant dans toute la zone COPACE (34.1.3 et 34.3.1), au cours de la période 1979 à 1991, ont constitué la base de données pour cette analyse. L'effort est alloué à l'espèce dont les captures sont de 50% ou plus des captures journalières. Ceci a été appliqué aux deux esèces de sardinelles. Ensuite, les données ont été combinées par mois.
La composition spécifique a été estimée suivant l'échantillonnage des observateurs du CNROP/ATANTNIRO de 1986 à 1991 et à partir d'une combinaison des informations des observateurs, des campagnes de chalutage et de l'utilisation des connaissances bioécologiques sur ces espèces.
Des observations (716) ont été utilisées pour déterminer les paramètres du modèle. Le coefficient de corrélation multiple du modèle est de 0.685 et le coefficient moyen des variations standards des CPUE est de 0.15. Les séries de PUE et d'effort obtenues à partir de cette analyse sont présentées dans le tableau 12 et la figure 23.
L'applicatoin de ADAPT a été réalisée sur les âges de 1 à 6+ (option 1) et les âges de 1 à 7 (option 2). Il faut signaler que la clé taille âge est jugée de qualité très pauvre. Les biomasses obtenues en utilisant les deux options sont présentées sur la figure 37. Les années de pêche retenues vont de 1979 à 1991 et l'âge de plein recrutement est l'âge 3. Un taux de mortalité naturelle de M = 0.6 a été retenu pour l'analyse.
L'application du modèle ADAPT demande les données complémentaires suivantes:
le F terminal pour l'âge le plus élevé, qui a été estimé comme la moyenne pondérale (sur les abondances) des mortalités par pêche sur lesgroupes d'âge pleinement recrutés 3 à 6 (option 2) ou 3 à 5 (option 1);
l'abondance du premier groupe d'âge (recrutement) à l'année terminale (1991), estimée comme moyenne arithmétique de ce groupe pendnt la période 1979– 1990;
Les analyses ont porté sur les trois périodes 1979–1981, 1989–1991 et 1979–1991, ceci afin d'apprécier les changements de régimes d'exploitation que suggère l'examen des prises par tailles.
Des VPA utilisant une large gamme de F terminaux ont été conduites pour les deux hypothèse de croissance.
Pour la croissance rapide, une seule solution de l'analyse des cohortes a été retenue comme hypothèse de travail plausible parmi les multiples résultats correspondants à ces F terminaux variés. Cette solution correspond à un recrutement de 6 milliards d'individus à une longueur de 9 cm. Ce niveau de recrutement moyen se situe à un niveau supérieur au recrutement minimal moyen qui explique les prises moyennes par âge observés de 1979 à 1991. Le même niveau de recrutement a été retenu pour les trois périodes étudiées (initiale, finale et totale), les modifications des prises par âge semblant être dues essentiellement à des modifications des schémas d'exploitation, et pas à une tendance du recrutement (au moins de 1979 à 1991). Le F par âge et les populations sous-jacentes en nombre et en biomasse correspondantes à ces analyses sont données aux figures 35 et 38. Les populations sous- jacentes par âges ainsi estimées ont été comparées aux effectifs par tailles estimés en 1992 par le N/O F. NANSEN. Cette comparaison montre, qu'au-delà de 21 cm de longueur à la fourche caudale (soit 1 an après le recrutement à une taille de 10 cm), les effectifs des populations estimés par cette méthode et par le N/O F. NANSEN ont des ordres de grandeurs comparables (ce n'est absolument pas le cas pour les effectifs estimés selon une croissance lente). Les effectifs de tailles inférieures à 20 cm estimés par le N/O F. NANSEN, sont beaucoup plus faibles, ces valeurs étant probablement très sous estimées pour diverses causes logiques: faibles biomasses des jeunes âges, distribution côtière des nurseries et passage rapide probable des tailles de 10 à 20 cm.
Pour la croissance lente, l'analyse n'a été réalisée que sur la période moyenne 1979–1991 et trois solutions de l'analyse des cohortes ont été retenues (fig. 36 et 39): celle correspondant à un F terminal élevé de 1.0 (très proche de la solution asymptotique de la VPA qui correspond au recrutement minimal susceptible d'expliquer les captures observées sur la cohorte moyenne), puis celles de F terminal = 0.2 et F terminal = 0).
Cette analyse a porté sur deux options, la première en utilisant les groupes d'âge 1 à 6 et la deuxième, les groupes d'âge de 1 à 7.
Les résultants obtenus (abondances, biomasses, coefficients de mortalité par pêche, résidus et les caractéristiques statistiques, pour la première option, sont présentés dans le tableau 15. L'évolution des biomasses et des recrutements sont présentés sur la figure 41.
Ces résultats montrent des variations marquées, notamment la baisse de la biomasse pendant les années 1982 et 1983, suivie d'un accroissement qui a atteint un maximum pendant les années 1987–1988. Pendant les années suivantes, la biomasse a baissé pour atteindre un niveau qui demeure supérieur (en 1991) à la moyenne sur la période étudiée.2 Un regard sur l'évolution des recrutements montre que les variations observées des biomasses correspondaient à des variations des niveaux de recrutement. Par exemple: les niveaux relativement bas des recrutements vers le début des années 1980 ont changé et tendent à s'accroître pour atteindre des maximums en 1986–1987. On constate un décalage de 1 à 2 ans entre les évolutions des recrutements (max. 86–87) et des biomasses (max. 87-88).
Ces résultats nous permettent de suggérer que les variations des stocks de cette espèce sont, en général, déterminées par les niveaux des recrutements.
L'évolution du coefficient pondéral moyen de la mortalité par pêche est présenté sur la figure 42. Cette évolution montre des variations en zigzag autour du niveau moyen pour la période observée. Ce coefficient est très bas pour les plus jeunes groupes d'âge (1–3), contrairement aux plus âgés (4–6) pour lesquels les valeurs sont très élevées. Ce phénomène n'est pas le reflet de la situation de l'état de la population. Ceci serait plutôt dû à la qualité de la clé taille/âge utilisée au cours de ce travail. Le diagnostic (les résidus des valeurs de PUE observées et celles calculées par groupe d'âge et par an) et les caractéristiques statistiques des abondances estimées pour les groupes d'âge 2–5 pendant l'année terminale (tableau 15) ne montrent pas de biais ou l'existence d'erreurs hors échelle dans des données introduites.
Les résultats de la deuxième option (groupes d'âge de 1 à 7) montrent les mêmes tendances de variation des abondances et des biomasses que pour la première option. La seule différence observée concerne les niveaux de l'abondance et de la biomasse qui sont plus élevés pour la deuxième option. L'analyse du tableau des résidus confirme une incertitude sur le calcul des abondances du groupe d'âge 6.
Croissance lente
Les ASP avec une croissance lente et une mortalité naturelle faible conduisent à une exploitation durant une longue période de 7 ans. La mortalité par pêche ne devient significative (F0.1) qu'après 3 années d'exploitation et ceci, quelque soit le F terminal. Seuls les âges 5 et 6 sont fortement exploités. On note au contraire que la biomasse disponible est maximale de 2 à 4 ans, et globalement très élevée: 200.000 à 300.000 tonnes au minimum, aux âges 2, 3 et 4 ans. La biomasse totale est très forte et comprise entre 900.000 et 1.600.000 tonnes.
Ces résultats sont biologiquement peu vraisemblables: il est peu réaliste d'imaginer qu'il existe une biomasse aussi importante (près d'un million de tonnes minimum) qui soit cryptique tant pour les pêcheries (F très faible) que pour les explorations scientifiques par écho-intégration. Cette incohérence résulte soit d'une croissance trop lente, soit d'autres biais non encore connus (par exemple dans la méthodologie employée). Ces résultats ne peuvent pas être retenus comme étant plausibles.
Croissance rapide
L'ASP conduite dans cette hypothèse, et dont les résultats sont jugés vraisemblables, révèle des F moyens faibles, avec un F croissant entre les classes 20–25 cm âgées d'un an et entre celles de 25 à 32 cm. Cet accroissement de F s'observe aux trois périodes étudiées: il est particulièrement net dans la période historique dominée par la pêcherie d'adultes dans la zone mauritanienne. Il apparaît aussi, toutefois, dans la pèriode récente. La biomasse totale correspondante à cette ASP est de 700.000 tonnes en moyenne; le maximum de biomasse s'observe très nettement vers l'âge correspondant à une longueur de 25 cm où se localiserait plus de la moitié de la biomasse totale.
Production par recrue
Une analyse de production par recrue selon le modèle de Ricker a été conduite sur les résultats des trois vecteurs de F calculés pour une croissance rapide (jugée la plus vraisemblable).
Les résultats de ces trois analyses sont donnés à la figure 43 qui montre:
que le stock serait loin d'avoir atteint sa pleine exploitation, sa productivité pouvant aisément atteindre 500.000 tonnes avec les niveaux récents du recrutement.
que toute accroissement de l'âge à la première capture n'aurait que des effets très négatifs sur la production par recrue (ce résultat n'ayant absolument rien de surprenant du fait du recrutement tardif à plus de 20 cm dans les pêcheries).
Ces conclusions sont communes aux trois périodes étudiées (1979–81, 1989–92, 1979–91).
En accord avec les résultats de cette analyse, nous pouvons dire qu'en 1991 les niveaux de biomasse de S. aurita sont d'un niveau de 1,6 millions de tonnes. L'état du stock ne semble pas être influencé par la pêcherie, ce qui suggère la possibilité de continuer l'exploitation de ce stock au moins au niveau actuel de l'effort de pêche.
La comparaison des résultats des deux approches (Jones et ADAPT) montre des différences qui méritent d'être éclaircies.
La biomasse estimée par la méthode de Jones (700.000 tonnes en moyenne) est inférieure à la biomasse estimée par ADAPT selon l'option de croissance rapide (1,1–1,6 millions de tonnes pour l'année 1991). Cette différence s'explique par le fait que le résultat de la méthode de Jones est une valeur moyenne sur un intervalle d'années choisies, alors que les résultats d'ADAPT sont les estimations de la biomasse pour l'année terminale.
Les résultats des deux méthodes dépendent des hypothèses de base et de la qualité des données utilisées.
Les problèmes majeurs rencontrés au cours de ce travail sont les suivants:
Il est nécessaire de résoudre ces problèmes dans le futur, comme il serait important de prévoir des études sur le recrutement, étant donné qu'une relation entre ce dernier et les niveaux de biomasse est clairement suggérée par les résultats obtenus par la méthode ADAPT.
L'évaluation directe des stocks de poisson pélagique côtiers fait appel à la technique d'écho-intégration. Cette méthode d'évaluation de la biomasse, décrite par de nombreux travaux, admet le principe que l'écho des poissons qui se trouvent dans le volume d'eau insonifié est proportionnel à leur densité.
Cette méthode, outre son indépendance vis-à-vis des évaluations faites à partir des données pêche, apporte des informations précieuses, notamment sur la répartition géographique des espèces, les migrations, le comportement et la taille des stocks en vue de la régulation des pêcheries.
De mars 1970, époque à laquelle remontent les premières données d'écho-prospection, à nos jours, près d'une cinquantaine de campagnes de recherches océanographiques se sont déroulées dans la zone d'extension géographique des stocks de petits pélagiques côtiers intéressant la Mauritanie et le Sénégal.
La ZEE mauritanienne a été couverte par le N/O N'DIAGO de ce pays de mars 1983 à mars 1989, en totalisant près de 12 campagnes. Ce chalutier de 36,75 m est de construction japonaise avec une puissance de 700 CV. Il est équipé entre autres d'un sondeur SIMRAD (EK 400) de fréquence 38 kHz et d'un écho-intégrateur AGENOR.
Les évaluations acoustiques réalisées avec le matériel Biosonics dont dispose le Sénégal ont débuté en 1983 avec le N/O Laurent AMARO puis poursuivies depuis 1985 avec le nouveau navire Louis SAUGER (35 m de long, 280 TJB, 800 CV). La fréquence des campagnes est d'au moins une par année. La première campagne effectuée par le CRODT (Echosar 5) fut réalisée en coopération avec le navire français CAPRICORNE. En 1986, une “Cooperative Survey” a réuni à Dakar les navires Dr. FRIDTJOF NANSEN (Norvège), CORNIDE DE SAAVEDRA (Espagne), N'DIAGO (Mauritanie) et Louis SAUGER (Sénégal) pour une intercalibration et des travaux de prospection sur l'ensemble de la région.
Dans le cadre du projet FAO/COPACE, le norvégiens ont, à plusieurs reprises, effectué des campagnes régionales (de 1981 à 1992) avec le N/O Dr. FRIDTJOF NANSEN. Ce navire a une puissance de 1500 CV et mesure 50 m. Il est équipé de sondeurs SIMRAD EK 400 (38kHz). Pour la dernière campagne de 1992, le modèle KL 500/38kHz a été utilisé.
Un approche est d'analyser les différentes estimations en termes de valeurs relatives et par rapport aux estimations antérieures pour chacun des bateaux. Autrement dit, les valeurs de biomasse du Louis SAUGER ou du N'DIAGO doivent s'analyser par rapport à celles calculées lors des campagnes précédentes et il en est de même pour le FRIDTJOF NANSEN.
Le Tableau 1, qui présente les estimations de biomasse des campagnes “Echosar”, montre une variabilité d'abondance interannuelle bien trop importante pour être seulement expliquée par les incertitudes liées à la méthodologie employée. Ces fluctuations sont caractéristiques des stocks pélagiques et sont observées dans différents écosystèmes du monde. Les travaux publiés ont montré que si l'action de pêche est prépondérante sur la dynamique de ces espèces, l'action des phénomènes physiques du milieu joue un rôle important sur les fluctuations quantitatives de ces stocks et sur leur distribution spatiale (ici seule une fraction du stock est concernée).
| Période | Côte Nord | Petit Côte | Gambie | Casamance | Total |
|---|---|---|---|---|---|
| Mars 1983 | 141,3 | 218,9 | 27,7 | 164,2 | 552,1 |
| Mars 1984 | 103,5 | 118,4 | 92,9 | 148,4 | 463,2 |
| Avr. 1985 | 130,0 | 391,4 | 206,3 | 199,8 | 927,5 |
| Fév. 1986 | 151,5 | 130,1 | 59,0 | 293,8 | 634,4 |
| Mars 1987 | 150,0 | 136,0 | 118,5 | 178,5 | 583,0 |
| Fév. 1988 | 162,3 | 103,7 | 373,3 | 178,3 | 817,6 |
| Mars 1989 | 63,5 | 72,9 | 8,6 | 29,4 | 174,4 |
| Mars 1992 | - | 44,0 | 144,6 | 214,9 | 405,2 |
| Mars 1993 | 227,4 | 246,1 | 192,2 | 359,6 | 1.025,4 |
Si l'on excepte la campagne de mars 1993 où la même chute d'abondance a été observée en Mauritanie, on remarque que les évaluations des campagnes précédentes sont homogènes: elles se répartissent autour d'une moyenne de 588.000 tonnes avec un coefficient de variation de 13% en saison froide.
La très faible valeur de biomasse détectée en mars 1989 pourrait s'expliquer par un problème de comportement et d'accessibilité: les poissons se seraient concentrés près de la côte, échappant ainsi à la détection acoustique; ceci expliquerait que les rendements de la pêche artisanale n'aient pas été affectés par cette baisse apparente importante de l'abondance. Ceci demande cependant à être confirmé, et éventuellement mieux expliqué par une analyse des conditions hydrologiques rencontrées pendant cette campagne. Un autre fait explicatif est que les poissons auraient migré plus au sud, en dehors de la ZEE sénégalaise.
La dernière campagne de mars, circonscrite au sud du Cap-Vert, fait apparaître une tendance à la baisse au niveau de la Petite Côte et un accroissement de la biomasse en Casamance. Cette chute observée sur la Petite Côte pourrait s'expliquer notamment par les migrations de faible amplitude décrites au sud du Cap-Vert qui expliqueraient de déplacement des poissons vers la zone Sud. Cette baisse apparaît moins importante si l'on considère la totalité de la biomasse mesurée sur la Côte Sud (Casamance + Petite Côte) par rapport à celle des années 1986 à 1988.
Les variations observées, même si elles sont importantes, reflètent la réalité de la situation trouvée et non une variabilité instrumentale ou méthodologique, comme en témoigne la comparaison de résultats obtenus dans un secteur par deux séries de mesures (radiales pair-impair).
Les résultats présentés pour les zones nord (19°47'–20°36') et sud (16°04'–19°47') montrent des variations importantes, aussi bien en terme de biomasse totale, qu'en terme de biomasse spécifique (Tableau 2).
| Secteur géographique | 20°36'N à 19°47'N | 19°47'5N à 18°02'5N | 18°02'5N à 16°04'0N | Total | |
|---|---|---|---|---|---|
| Surface prospectée | 1466 | 2063 | 2981 | 6510 | |
| Date | (milles carrés) | ||||
| mars 1983 | ND8302 | 537.000 | 96.000 | 82.000 | 715.000 |
| juin 1983 | ND8306 | 482.000 | 1 083.000 | 511.000 | 2 075.000 |
| oct. 1983 | ND8309 | 260.000 | 452.000 | 550.000 | 1 262.000 |
| mars 1984 | ND8402 | 248.000 | 218.000 | 148.000 | 616.000 |
| juin 1984 | ND8404 | 195.000 | 107.000 | 130.000 | 432.000 |
| sept. 1986 | ND8608P | 233.000 | 235.000 | 421.000 | 889.000 |
| déc. 1986 | ND8612P | 215.000 | - | - | - |
| fév. 1987 | ND8701P | 767.000 | 185.000 | 374.000 | 1 325.000 |
| mars 1987 | ND8705P | 1 063.000 | - | - | - |
| nov.1987 | ND8710P | 328.000 | 153.000 | 316.000 | 797.000 |
| mars 1988 | ND8802P | 1 233.000 | 609.000 | 408.000 | 2 240.000 |
| mars 1989 | ND8903P | 249.000 | 65.000 | 311.000 | 625.000 |
Ces variations semblent, à première vue, difficilement explicables, d'autant plus que pendant la même période, les captures des chalutiers pélagiques apparaissent dans l'ensemble plutôt stables. Il est cependant souligné que la flottille recherche principalement les chinchards et opère essentiellement dans la zone sud au cours du premier semestre, et plutôt dans la zone nord pendant la second semestre, alors que la biomasse (toutes espèce confondues) est maximale au cours du premier semestre dans la zone nord, mais celle-ci est majoritairement composée de Clupeidés qui ne semblent pas intéresser les chalutiers pélagiques.
Les variations importantes de biomasses spécifiques d'une campagne à l'autre ne peuvent s'expliquer que si l'on considère des migrations importantes des stocks de part et d'autre de la ZEE mauritanienne. La zone mauritanienne apparaît comme une zone de passage où les déplacements des stocks, en liaison avec les variations hydroclimatiques, semblent être la cause principale de la variabilité des estimations effectuées.
La relation faiblesse de l'évaluation de mars 1989 est à mettre en relation avec les résultats trouvés au Sénégal à la même période.
Les estimations de biomasse de sardinelles et de chinchards dans la zone couverte par ce navire sont présentées ci-après. La figure 46 présente l'évaluation de biomasse par pays. On note une hausse très importante de la biomasse des sardinelles et une relative stabilité des chinchards.
| Sardinelles Chinchards | |||
|---|---|---|---|
| (x 1000 tonnnes) | |||
| Dr. FRIDTJOF NANSEN | 1991–1992 | 90–480 | 280–940 |
| Dr. FRIDTJOF NANSEN | 1986 | 680 | 710 |
| Dr. FRIDTJOF NANSEN | 1992 | 4050 | 960 |
Le niveau élevé des estimations obtenues par le N/O Dr. FRIDTJOF NANSEN au cours de la campagne de 1992 n'a pas échappé aux scientifiques norvégiens et a fait l'objet d'une analyse présentée dans leur rapport. S'ils notent tout d'abord une relative stabilité des évaluations de chinchards et de maquereaux par rapport à leurs précédentes estimations, ils font bien remarquer que la hausse de la biomasse globale est due principalement aux sardinelles dont le niveau actuel est près de six fois supérieur aux résultats des campagnes précédentes. Plusieurs raisons seraient à l'origine de ces fortes valeurs parmi lesquelles l'amélioration de leurs équipements qui élimine les problèmes de saturation qui sont plus cruciaux pour les sardinelles que pour les autres espèces. De plus, pour la première fois, ils ont étendu leur zone de couverture vers la côte.
Une synthèse des campagnes acoustiques a été effectuée à partir des rapports de campagnes et des précédents groupes de travail. Le tableau 17 présente les résultats de toutes les campagnes effectuées dans le secteur depuis 1974. Les chiffres représentent les estimations des biomasses totales en 103 tonnes. Le tableau 16 présente de la même façon les estimations de biomasse pour S. aurita pour toutes ces campagnes. Il en ressort deux points principaux:
les campagnes ne sont que peu cordonnées. On dispose rarement des couvertures totales de la distribution géographique;
la ventilation des mesures acoustiques par espèce est douteuse, souvent fondée sur un petit nombre de chalutages d'identification.
Certaines valeurs du tableau 16 sont aberrantes. Il s'avère difficile à partir des campagnes dont on dispose de construire un série temporelle des biomasses par espèce.
Le groupe de travail a donc considéré les biomasses totales estimées et a retenu les campagnes qui permettent d'évaluer la biomasse sur l'ensemble de la région du Cap Blanc au sud du Sénégal, ou aux îles Bissagos pour certaines.
La biomasse totale estimée dans la région aurait assez fortement diminué entre 1982 et 1986 pour atteindre en 1992 une valeur double de celle de 1982. Les estimations du Louis SAUGER au Sénégal, bien que nettement inférieures en valeur absolue, montrent également une forte tendance de la hausse en 1992–1993 (tableau 17).
Pour construire une série plus longue le groupe de travail a procédé comme suit. Les campagnes mauritaniennes et sénégalaises ont été regroupées lorsqu'elles avaient eu lieu à des dates proches pendant une même saison hydrologique. Un facteur d'intercalibration entre bateaux a été utilisé pour regrouper les valeurs. Ce facteur est celui fourni dans le rapport du Groupe de Travail sur la méthodologie acoustique de Casablanca (11–15 décembre 1989) (Marchal, ed. 1991).
Quand un secteur n'avait pas été prospecté, on a estimé une valeur en utilisant la proportion de biomasse que présentait ce secteur lors des campagnes poches dans le temps. Les campagnes utilisées et les valeurs estimées de biomasse totales sont fournies dans le tableau 18. La série des valeurs pour la région Sénégal + Mauritanie est présentée sur la figure 47. Seul un petit nombre de campagnes a pu être utilisé. De plus les valeurs ne sont pas directement comparables car différentes campagnes réalisées avec différents bateaux ont servi à l'élaboration de la série de donnés. Néanmoins, plusieurs remarques peuvent être déduits.
La biomasse est en augmentation probable depuis 1987. L'estimation du N/O F. NANSEN en 1992 est très différente de toutes celles effectuées depuis 1974. Cette campagne mérite une analyse plus fine et ses résultats demandent confirmation. Par contre l'estimation de 1989 apparaît nettement sous-évaluée car on n'a observé aucune baisse des rendements de la pêche. Il faut cependant noter que les deux navires ont abouti à une estimation très faible dans chacune des régions qui pourrait provenir d'une faible accessibilité de la biomasse au cours de cette campagne.
L'échantillonnage proche de la côte pose un problème sérieux pour l'évaluation. Cette zone n'est pas prospectée alors qu'elle est riche. Dans certaines campagnes, la densité moyenne prospectée est extrapolée à la zone côtière tandis que pour d'autres, les estimations ne tiennent pas compte de la zone côtière non prospectée. Aucune correction n'a été faite dans ce cas. Au cours des 20 années d'observation, la biomasse estimée a fluctué de l à plus de 4 millions de tonnes.
Les écarts d'estimation entre bateaux peuvent être faibles ou au contraire assez forts et atteignet presque 100%.
Quand l'ensemble de la région est couvert par la prospection, la saison hydrologique paraît ne pas avoir d'influence sur l'estimation. Cependant, des phénomènes de compensation dans les déplacements de biomasse peuvent se produire (figure 47).
L'aire de répartition des stocks Mauritanie-Sénégambie-Guinée Bissau a été découpée en cinq zones écologiques majeures:
On a calculé les pourcentages de biomasses dans chaque zone. Ces valeurs donnent une idée des proportions résidentes des stocks dans les sous-régions comme des flux entre zones. Ces pourcentages sont donnés dans la figure 48 et le tableau 18.
On note que les zones Nord-Mauritanie et Sud-Sénégal montrent les plus faibles variations: elles contiennent à peu près toujours la même proportion du stock. En 1987 pour la zone Nord-Mauritanie et 1989 pour la zone Sud-Sénégal, les valeurs observées s'écartent le plus des valeurs moyennes.
Les zones Sud-Mauritanie et Nord-Sénégal montrent des proportions plus variables, principalement la zone Nord-Sénégal.
Les proportions moyennes ont été calculées par zone et par saison. On voit que les sardinelles sont présentes partout et en toutes saisons. La valeur faible de la biomasse observée en saison froide pour le Nord-Sénégal est notable. Cependant il faut prendre en considération la faible dimension de cette zone. Toutes saisons confondues, la moitié du stock se trouve dans la zone Sud-Mauritanie et Nord-Sénégal.
Il est intéressant d'analyser ce tableau de pourcentage avec le modèle biologique des répartitions spatiales des classes d'âge et des migrations de S. aurita. La zone Sud-Sénégal en saison chaude représente une partie résidente du stock composée de juvéniles et de jeunes adultes qui totaliserait en moyenne 28% du stock. Toutefois, ceci suppose que toutes les espèces suivent les flux migratoires de S. aurita, ou que cette espèce est prépondérante dans la biomasse totale observée. L'analyse n'est donc qu'indicative.
Le secteur Bissagos représente une grande inconnue, ayant été très peu souvent prospecté. En saison chaude, la biomasse observée ne représente guère plus de 6% de la biomasse totale. Par contre, en saison froide, la proportion du stock qui y est présente peut être très importante.
Pour la campagne de février 1992 du N/O Dr. FRIDTJOF NANSEN on dispose des effectifs par classe de taille (en cm) estimés pour chacune des espèces (figure 49).
L'histogramme de S. aurita montre que l'essentiel de la biomasse détectée était constituée de grands adultes. On remarque par contre le très fiable effectif des tailles 12 à 22 cm. Dans l'hypothèse d'une croissance lente, ceci laisserait supposer la quasi-absence d'au moins une classe d'âge. Par contre cette distribution n'est pas contradictoire avec l'hypothèse d'une croissance rapide s'il existe une période de ponte relativement courte. On ne peut toutefois pas écarter les biais dûs soit à l'échantillonnage, soit à la non accessibilité de cette classe d'âge.
L'histogramme de S. maderensis n'est pas aussi déséquilibré et montre une classe bien représentée de 17 à 21 cm. Ceci est compatible avec l'hypothèse formulée par ailleurs, relative à une croissance plus lente de cette espèce.
La répartition géographique des tailles des deux espèces est conforme au schéma général de distribution spatiale des catégories de tailles en saison froide. On doit cependant noter l'effectif particulièrement élevé de grandes S. aurita dans la zone mauritanienne et de jeunes adultes de S. maderensis dans la zone sénégalaise. Cette répartition correspond bien à celle de la pêche. On notera également que les juvéniles (LF inférieure à 15 cm) n'ont été rencontrés qu'au nord de la Mauritanie (figure 50).
