ETUDE BIOECOLOGIQUE DE L’ICHTYOFAUNE DU « COMPLEXE MANGOKY-IHOTRY »

ETUDE BIOECOLOGIQUE DE L’ICHTYOFAUNE DU
« COMPLEXE MANGOKY-IHOTRY »

Méthodes d’identification des espèces 

Les poissons qui se trouvent dans les stations où l’eau est transparente sont préalablement identifiés par une observation visuelle directe. Mais après la pêche, tous les individus obtenus sont : – déterminés à partir des ouvrages de Glaw et Vences (1994), Sparks et Reinthal (2001) et Sparks et Stiassny (2005) ; – séparés en divers lots correspondant à chaque espèce ; – mesurés et pesés un à un à l’aide d’un pied à coulisse possédant une précision de 10-2 et des pesolas de différentes portées : 100 g, 300 g et 2 kg et demi ; – maintenus vivants dans le filet de stockage (4 mm2 de vide de maille et 80 cm de hauteur) avant de les relâcher à la fin du quatrième jour. La présence d’une espèce de poissons dans une station donnée est marquée par le chiffre « 1 » et l’absence par « 0 ». Un ou deux spécimens de chaque espèce ont été sélectionnés et conservés (pendant 24 heures) dans un bocal contenant un liquide de conservation (mélange d’alcool 9% et de formol 1%). Ensuite, ils ont été prélevés et emballés dans des fragments de tissus mouillés de ce liquide et enfin enfermés dans des sacs du type « Ziploc » et ramenés au laboratoire pour une vérification et une identification complètes. 1

Analyse de la fréquence « F » et de l’abondance « A 

La fréquence « F » est la fraction du nombre de relevé où l’espèce est présente (r) et du nombre total des relevés (R) ; – L’abondance absolue « Aa » est le total de l’effectif d’une espèce donnée durant l’échantillonnage et l’abondance relative « Ar » est le rapport entre le nombre d’individu d’une espèce trouvée dans un site (Aa) et le nombre total des individus recensés (N). 100 R r F (%)   et 100 N Aa Ar (%)  

 Analyse de diversité spécifique « H’ » et de l’équitabilité « J »

 L’indice de diversité de Shannon H’ sert à mesurer la diversification en espèce de chaque station. Plus la distribution de fréquence est étalée, (répartition des éléments équitables), plus la diversité s’avère grande. Plus H’ est élevé, plus « Ar » augmente et l’inverse est vrai (Magurran, 1988). – H’ = 0 si tous les individus du peuplement appartiennent à une seule et même espèce – H’ est maximal quand tous les individus sont répartis d’une façon égale sur toutes les espèces (Frontier, 1983). H’ = – ∑ pi log pi ou H’ = – ∑ (ni / N) log (ni /N) H’ : indice de diversité spécifique de SHANNON ; pi : proportion du nombre des individus par espèce ; ni : nombre des individus d’une espèce donnée, i allant de 1 à S (nombre total d’espèces) ; N : nombre total des individus ; log : logarithme décimal (log 10) ; H’ max = log S avec S est égal au nombre total d’espèces ou la richesse spécifique L’équitabilité désigne la répartition du nombre d’individus par espèce dans un environnement donné (https://fr.wikipedia.org/wiki/Indice_de_Shannon). L’indice de l’équitabilité J ou de régularité R consiste à comparer l’étalement de deux distributions ayant des richesses différentes ou à comparer la diversité mesurée sur la distribution de la population (Legendre & Legendre, 1979). Selon Pielou (1966) : J varie de 0 à 1 ; J = 0 quand une seule espèce domine tout le peuplement ; J = 1 quand les espèces ont des abondances identiques dans le peuplement H’max H’ R  J 

 ETUDE QUANTITATIVE

 La comparaison des diverses stations d’étude nécessite des analyses quantitatives des espèces de poissons recensées. 

 Mensuration des individus capturés (tailles et poids)

Tous les individus obtenus sur le terrain ont été mesurés suivant la longueur totale du corps, pesés puis dénombrés. Les techniques de mensuration ont été réalisées comme indiquées dans le Tableau III. Tableau III : Techniques de mensuration des individus capturés Prise de mesure Prise de poids – Chaque individu de poisson a été mesuré à l’aide d’un pied à coulisse ou d’une règle graduée de 30 cm. – La longueur totale du corps a été notée, elle commence à la bouche et se termine à la partie terminale de la nageoire caudale. Suivant la taille, chaque spécimen a été pesé à l’aide d’un pesolas de trois types de portée : – 100 g pour les petits poissons ; – 300 g pour ceux qui ont de taille moyenne ; – 2 kg et demi pour les gros individus supérieurs à 21 cm (Annexe IV). Les individus dénombrés sont classifiés en huit catégories de taille ou de poids suivant le tableau de classification en Annexe V.

Evaluation de la biomasse

 La biomasse est définie comme la masse totale d’une espèce (plante ou animal) ou d’un groupe d’espèces présent dans un milieu naturel donné à un temps donné. Elle est exprimée en unité de poids par unité de surface ou de volume (kg/ha par exemple). Pour chaque lac étudié, elle est estimée à partir du poids total des individus obtenus par les pêches successives. 

Evaluation de stock par la méthode de DE LURY

 C’est l’une des méthodes permettant de calculer l’évaluation de stock des poissons, – Le principe est basé sur la pratique des pêches successives dans un même secteur bien isolé, sans y réintroduire les poissons pêchés. Si l’effort demeure identique, les captures diminuent chaque fois. – Le nombre de poissons capturés à chaque prélèvement est proportionnel au nombre de poissons qui étaient présents dans le secteur juste avant ce passage (Arrignon, 1977). La population piscicole « p » la plus probable est obtenue par : m n m   ² p Où p : valeur la plus probable de la population de poissons; m : poids des sujets capturés lors de la première pêche et n : poids des sujets capturés lors de la seconde pêche. 16 Remarque : Au niveau d’un site, la pêche s’effectue pendant 4 jours successifs, m représente le poids des individus capturés lors des deux premiers jours et n désigne le poids des sujets attrapés lors des deux derniers jours. 

METHODES D’ANALYSE DES DONNEES 

Les données obtenues ont été traitées par Microsoft Excel, puis analysées par un progiciel statistique SPSS 10.0 « Statistical Package for the Social Sciences » (Nie et al., 1983) ou STATVIEW.

Corrélation de Pearson

 Elle est utilisée pour identifier la relation entre la taille moyenne et le poids moyen des individus capturés en une période donnée (crue ou étiage). Elle justifie la liaison linéaire existant entre deux variables quantitatives aléatoires qui a pour but de décider si la valeur du coefficient de corrélation observée, notée « r » est significative (différente de zéro) pour que l’hypothèse principale (p = 0), soit rejetée (Scherrer, 1984). Ce coefficient est calculé par :         ( )² ( )² ( )( ) r x,y X X Y Y X X Y Y Les corrélations peuvent être assemblées dans un tableau à doubles entrées : La particularité de ce tableau s’explique par le chiffre 1 sur la diagonale. Toutes les valeurs de corrélations sont situées entre -1 et +1. « r » = ±1 : si tous les points du diagramme de dispersion sont situés sur une ligne droite, d’où le nom de corrélation linéaire. « r » = 0 : lorsque le nuage de points ne montre aucune tendance de relation entre les deux variables. Signe « + » : indique que la première variable augmente en même temps que la seconde. Signe « – » : signale que l’une des variables augmente quand l’autre diminue.

Test « t » de Student

 Il permet d’observer la variation de la taille, du poids et de stock des poissons en fonction des périodes. X Y X r x x = 1 r x y Y r x y r y y = 1 17 Le test « t » de Student permet d’analyser les différences de moyennes de la population, les échantillons sont non appariés, de petite taille et ont des mesures quantitatives. Il diffère du test z sur certains points et l’erreur standard ESD est estimée différemment (Chalmers et al., 2001). Le Tableau IV reproduit le mode de calcul de « t » et d’ESD. Tableau IV : Mode de calcul de « t » et d’ESD « t » est calculé par D A B ES X! X! t   « t » est comparé avec des valeurs critiques obtenues non pas d’une distribution normale, mais d’une autre distribution de probabilité. ESD est ensuite obtenue par l’équation : B C A C n S n S    2 2 ESD Avec SC : variance commune des populations, nA : nombre de mesure de l’échantillon A, nB : nombre de mesure de l’échantillon B L’estimation de la variance commune des populations est donnée par :      1  1 1 1 S 2 2 2 C        A B A A B B n n n S n S SA 2 : variance de l’échantillon A SB 2 : variance de l’échantillon B La distribution de « t » varie avec la taille de l’échantillon, ou plus précisément avec le nombre de degré de liberté (ddl). Ainsi avec deux tailles d’échantillon nA et nB, le nombre de ddl = (nA-1) + (nB -1) ou (nA+ nB -2). Ici, A signifie période de crue et B période d’étiage.  Première hypothèse H0 : la taille moyenne, le poids moyen et le stock estimés en période de crue sont les mêmes que ceux en période d’étiage.  Deuxième hypothèse H1 : la taille moyenne, le poids moyen et le stock estimés en période de crue sont différents que ceux en période d’étiage. Si t calculé > t critique  Rejet de H0 L’intervalle de confiance le plus habituellement calculé est celui de 95%, mais un autre intervalle de confiance peut être utilisé à partir de la différence des moyennes des échantillons. Il provient des différentes formules mentionnées dans le Tableau V suivant : Tableau V : Mode de calcul de l’intervalle de confiance Différence des moyennes des échantillons X!A – X!B Limite de confiance inférieure (X!A – X!B) – (t x ESD) Limite de confiance supérieure (X!A – X!B) + (t x ESD) Intervalle de confiance (X!A – X!B) ± (t x ESD) .