...

ESTIMATION DES DEGATS CAUSES PAR ... A UX CEREALES EN ALGERIE

by user

on
Category: Documents
1

views

Report

Comments

Transcript

ESTIMATION DES DEGATS CAUSES PAR ... A UX CEREALES EN ALGERIE
ESTIMATION DES DEGATS CAUSES PAR LES OISEAUX
A UX CEREALES EN ALGERIE
Maxime METZMACHER * et D aniel Dusms * *
Le p roblème des dégâts causés p ar les oiseaux aux céréales du
Maghreb, et en p articulier ceux dus aux Moineaux esp agnols
Pass er h ispan iolensis, a d éj à été abordé p ar Bachkiroff (1953) au
Maroc et p ar Bortoli (1 969) en Tunisie. En Algérie, l'Institut natio­
n al de l a Protection des Végétaux s'en est aussi préoccupé et nous
a chargé d'en quantifier l'importance .
P arallèlement à cet obj ectif, le présent travail a également eu
pour but l'étud e de l a rép artition des dommages dans l'ensemble
des p a rcelles échantillonnées. De tels renseignements sont en effet
n é cessaires pour orienter le choix des méthodes de pro tection des
récoltes, et en affiner les applications.
Par ailleurs la réalisation, à plus grande échelle, des estima­
tions de dégâts ne peut être envis agée que sur la base de méthodes
rapides de collecte et d'exploitation des données . C'est pourquoi
nous avons tenté également de fournir à l' agronome une version
simplifiée de la technique expérimentée.
MA TERIEL ET ME THODES
ZoNE n'ÉTUDE
Le choix d e la v allée et des hauteurs de l'oued A tchane, près
de Sidi B akhti (35 ° 40' N, O o 40' W) en Oranie, a été déterminé p ar
l a présence de colonies de Moineaux esp agnols qui faisaient l'obj e t
de visites régulières.
D ans cette région, les surfaces cultivables sont principalement
cons acrées à la céréaliculture (avoine, blé tendre, blé dur, orge) ,
et en second lieu aux vignobles. Les vers ants les plus abrupts sont
* Université d e Liège, Laboratoire d'Ethologie et de Psychologie animales,
22, quai Van-Beneden, B-4020 Liège.
* * Université de Liège, In stitut de Mathématique, 15, avenue des TiUeuls,
B-4000 Liège.
R e v . Ecol. ( Terre et Vie), vol. 35, 1 98 1 .
6
laissés à l'état de friche, ou couverts de buissons de lentisques. La
végétation arborescente est localisée aux abords de l'oued (boise­
ments de tamaris) , des pistes (rangées d'oliviers, quelques haies
d'acacias) , quelques fermes isolées (eucalyptus, oliviers, pins) .
MÉTHODE n'ÉcHANTILLONNAGE
Toutes les emblavures d'orge Hordeum vu/gare (soit 1 5) et de
blé dur Triticum sativum (soit 1 4) , situées d ans une aire d'environ
7 km de long et 2,5 km de large, furent retenues pour y prélever
des échantillons (1) . Ces p arcelles, de superficie fort v a riable
L/5
...
- - - - �· - - - .... -
1
l_--
r-_l!�
--
L
-
-•- - -
1
'
1
•
1
•
1
- -
-
_. _ - - - ._ - -
-•
- - - _. -
1
•
1
•
1
t
-
·
- - - -
- _. _ - - -
r
- ---- - - -
n
f.
1
1
1
1
'
1
1
1
T
1
1
+
t
F i gure 1. - Dispo sition des stations et chem inement d'échantillonnage
dans des parcelles de forme régulière ou irréguli ère (explicati o n s dans l e texte ) .
(tableau I) , formaient généralement d e s groupes de m ê m e variété
(fig. 2) . D ans chacune d'elles, douze stations d'échantillonnage
furent rép arties sur trois lignes allongées d ans le sens du plus
grand axe (fig. 1) . L'espacement entre les lignes et les stations était
obtenu comme suit : on mesurait tout d'abord le p érimètre en
double p as (cela pour pouvoir ultérieurement, et avec l'aide d'une
carte au 1/25 ooo · , en calculer la surface) . On divisait ensuite la
largeur en quatre de manière à disposer d'une ligne centrale et de
deux lignes latérales équidistantes. Sur chacune d'elles, les quatre
stations d'échantillonnage étaient séparées du bord de la p arcelle
et les unes des autres d'un cinquième de la longueur du grand axe.
1 . Pour les deux céréales il s'agis sait de variét é s barbues.
- 582 -
D es repères pris d ans le paysage permettaient de maintenir la
direc t ion du chemin€ment ainsi planifié. A chaque station, une
b aguette métallique était lancée vers le sol, et les épis des quatre
tiges les plus proches collectés après mesure d€ la longueur des
plantes de la base au sommet. On délaissait toutefois les épis
complètement attaqués p ar le charbon Ustilago sp., et ceux encor€
enfermés d ans leurs feuilles.
Ces échantillons, qui comportent 48 éléments p ar parcelle,
furent prélevés, pour l'org€, dans la quinzaine et pour le blé dans
la semaine précédant la récolte. Le biais qui en résulte n'est pro­
b ablement p as très important, car c'est au stade pâteux que les
emblavures r€çoivent le plus grand nombre de dépréd ateurs .
Une autre lacune de la méthode est l'absence de prélèvements
sur la frange la plus externe des parc€lles. C elle-ci a été évi­
tée p arce que les plantes y étaient en général plus clairsemées, et
écrasées p ar endroits p ar les véhicules agricoles , ou même consom­
mées par les troupeaux de ruminants.
MÉTHODES n'ANALYSE
L'examen des épis consiste à compter les grains qui subsistent
et les emplacem€nts des grains consommés, que les bractées encore
présentes en général mettent en évidence. La somme de ces deux
nombres perm€t de calculer le nombre de grains existants avant
déprédation. Le rapport du nombre de grains perdus et du nombre
o riginel donne le pourcentage de perte par épi. Celui-ci sert
d€ base au calcul des p ertes moyennes par station d'échantillon­
n age, p ar ligne et p ar p arcelle.
Pour les comptages, on ne prend pas en considération les
grains échaudés, mais tous les autres, y compris ceux qui ont subi
des attaques p artielles (des perforations attribuables aux insectes,
p a r exemple) . Quant aux grains perdus, c'est le « volume » laissé
vide qui permet de préj uger de leur état premier (grain plein ou
échaudé) .
En ce qui concerne les tiges dont l'épi a été sectionné près de
l a base (ce que révèle 1€ diamètre de la tige au niveau de la cou­
p ure) , le nombre de leurs grains est extrapolé à partir du nombre
moyen de grains des autres épis de la parcelle et de même classe
de longueur. Si cela ne semble pas être le cas, cette moyenne
s'obti€nt à p artir des classes de longueur supérieures à celles des
tiges sectionnées.
Par ailleurs, et p arce que l'échantillonnage a été exécuté de
façon systématique, l'analyse statistique de la variance parcellaire
a été réalisée s€lon la méthode préconisée par Jado t et Oger (1975) .
Celle-ci tient en effet compte de la variabilité dans les deux dimen­
sions du schéma d'échantillonnage.
- 583 -
RESULTATS ET DISC USSION
VARIATION S INTERPARCELLAIRES
Le tableau 1 présente la distribution des dommages dans les
échantillons des deux céréales, leurs erreurs standards, et la super­
ficie des p arcelles correspondantes. Il faut no ter que les mesures
des surfaces sont entachées d'erreu rs très difficilement estima­
bles ; on devra, faute de mieux, supposer qu'elles se compensent.
Pour les deux céréales, la fourchette des v ariations des p ertes
moyennes parcellaires est fort étalée : de 3,4 % à 46,4 % pour
l'orge e t de 0,2 % à 42,7 % pour le blé dur.
Les p arcelles, où les pertes sont en moyenne inférieures ou éga­
les à 10 % , sont au nombre d e sept pour l'orge (soit 47 %) et
de onze pour le blé (soit 79 % ) .
TABLEAU 1
Pourcentages (x1) de pertes en grains dans les parcelles d'orge
et de b lé dur (s� : erreurs standards, s1 : surfaces en ha) .
B LE
ORGE
-
x,
Pa rcelles
(% )
1
2
26,6
37,2
46,2
46,4
4, 3
24,9
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
-
Sxl
s,
(%)
(ha )
5, 6
3,0
1 ,9
0,7
1 1 ,6
7,1
1 ,0
5,7
8,4
5,9
1 1 ,6
8,7
1 ,7
5 ,0
2,7
2,7
2,1
4,2
3,4
2,6
6,6
5,4
4,9
20,1
1 8,5
1 0,0
2,6
6,2
1,7
1 1 ,1
5,0
7,7
3,6
8,6
8,3
8,4
5 ,1
3,2
0,5
-
-
x,
Sxl
s,
Parcelles
(% )
(%)
(% )
16
17
18
19
9,3
42, 7
4,3
41,1
9,5
1,2
0,2
4,0
8,0
2,3
5,8
2,3
3,3
1,2
6,8
1 ,3
8,1
0,6
0,3
2,8
1 ,8
6 ,5
6,6
2,2
5,0
1 8, 1
5 ,.0
6 ,9
1 ,5
1 ,2
2,9
1 ,0
6,0
20
21
22
23
4,0
1 ,9
4,4
1 0 ,7
6,8
6,0
24
25
26
27
28
29
2,3
3,0
1 ,0
Estimation de la moyenne générale pondérée du pourcentage de perte et son
erreur standard :
-
=
1 5,2 %
Sx =
1,7 %
l[
-
-
l[
=
5,0 %
s� = 0,6 %
- 584 -
Quant à l'estimation de la moyenne générale pondérée du
pourcentage d e p erte, o n notera qu,'elle est environ trois fois plus
élevée (15,2 % ) pour l'orge que pour le blé (5,0 %) A cela il y a
deux raisons princip ales : tout d'abord l a maturation plus précoce
de l'orge (qui a atteint son stade p â teux avant l'éclosion des j eunes
Moineaux esp agnols, donc à un moment où les adultes sont surtout
granivores) , ensuite un exode d'une p artie de la population de
Moineaux espagnols après un premier cycle de reproduction.
Par ailleurs, et pour tenter d'expliquer la distribution des
pertes parcellaires, on a c alculé les corrélations entre la moyenne
du pourcentage de p erte de chaque p arcelle et :
l a distance p a rcelle-colonie (en ne tenant compte que des
colonies de Moineaux espagnols les plus proches) ;
un indice de rendement moyen p arcellaire (égale au quo­
tient du total du nombre de grains originel de l'échan­
tillon collecté p a r le nombre d'épis qu'il comporte, c'est-à­
dire 48) ;
l a surface des p arcelles ;
leur forme, étirée (c'est-à-dire où la longueur est deux fois
supérieure, ou égale, à la largeur) ou non ;
l a présence ou l'absence n'habitation dans leur environne­
ment immédiat ;
- l a présence o u l' absence d'eau à proximité ;
une forte abondance de perchoirs (au minimum sur toute
une de leurs longueurs, ou deux largeurs) , ou une abon­
d ance faible ou nulle.
Le tableau II reprend les résultats de ces calculs. Pour l'orge,
les corrélations p artielles montrent que les dommages ne sont
significativement liés qu'à l'indice de rendement et à l'abondance
des perchoirs, seules variables introduites dans l'équation de
régression p a s à pas (avec le p ourcentage de perte comme variable
dépendante, e t des limites pour F égales à 4,0 et 3,9) .
On notera également que les corrélations simples surestiment
l'importance de certains liens, p ar exemple oelui qui existe entre
le pourcentage de p erte et la variable « distance » . Cela parce que
plusieurs v ariables sont soumises à des influences communes.
Pour le blé, en revanche, la variable « distance » est la seule
qui soit liée d'une m anière significative avec l e pourcentage de
p erte, et qui entre dans l'équation de régression p a s à p as.
Ces différences, à notre avis, ne sont pas liées à la nature des
deux céréales, m ais plutôt à l' agencement spatial p articulier de
leurs emblavures. On remarque en effet (figure 2) que plusieurs
p arcelles de blé (nos 17, 1 9, 27, 28) se situent au pied des colonies de
Moine aux esp agnols, tandis que celles d'orge en sont plus écartées.
D ans le premier cas c'est la solution de facilité qui s'impose (les
oiseaux vont se nourrir au plus près) , dans l'autre des préférences
p euvent se m anifester. Et certaines - comme la présence d' arbres
.
- 585 -
TABLEAU II
Corrélations simples (r) et corrélations partielles ( rp)
entre le p o urcentage de perte parc e lla ire e t différentes varia bles
caractéristiques des parcelles e t de leur en vironnement physiq ue
(explications dans le texte) .
ORGE
[) i stance
Parc. Col .
r
- 0,73 *
rp
- 0,.25
Indice
Rend.
0,7 9
0,81 . . .
Surface
Forme
- 0,32
- 0,07
- Ml
0,26
Habitat.
Point
d'eau
0,64
0,50
- 0,27
0,69 * .
0,27
0,1 2
Perchoirs
BLE
r
- 0,60 .
0,38
- 0,45
- 0,5 3
0,33
0,07
0,48
rp
-- 0,60 .
0 ,2 2
- 0,05
- 0 ,45
0,04
0,1 7
0,36
• p < 0,05 ; • * p < 0,01 ; * * . p < 0,00 1 .
n = 1 5 pour l 'orge, n = 1 4 pour l e blé.
qui offrent une sécurité accrue vis-à-vis des prédateurs (1)
peu­
vent inciter les bandes d'oise aux à p arcourir des distances plus
grandes qu'il n'est nécessaire pour leur alimentation. D'autre p art,
il fau t aussi noter l'obligation pour les o ccup ants de certaines colo­
nies de p arcourir 2 kilomètres ou plus pour atteindre un point
d'eau. Cela expliquerait aussi que les p ertes , pour l'orge, p uissent
être moins directement liées à l a distance parcelle-colonie (celle-ci
étant dans l'ensemble inférieure au traj et vers l'abreuvoir) .
La p art de l a variation du pourcentage de p e rte qui est « expli­
quée » p ar s a régression en fonction de l a (pour le blé) , o u
d e s (pour l'orge) , variable(s) indépendan te (s) est également fort
différente (élevée pour l'orge : R2
0,798 et faible pour le
blé : R2
0,364) . Cela signifie que pour le blé le pourcentage de
perte est loin d'être uniquement déterminé par la variable prise en
considération. Même pour l'orge, il faudrait p o uvoir tenir compte
du nombre d'oiseaux fréquentant chaque p arcelle (la v ariable
« distance parcelle-colonie » n e traduit qu'indirectement e t impar­
faitement cette pression de déprédation) , de l a densité des épis, de
l'abondance des insectes e t des adventices, d'une « lutte » au
-
=
=
( 1 ) Les rangée s d'arbres pourraient m ê m e j ouer l e r ô l e de fil conducteur entre
certaines p arcelles.
- 586 -
F i g u t·e 2. - L o c a l i s a t i o n d e s pii i'Cl• l l c s d'01•ge et d l• blé l'Il 1 !1 7 7 .
t· ou t e ;
,..._
o u NI e n <' O U ;
....... ..
ou t'd il sec ;
r a n g é e d ' n t·bre s proche d'une p a rce l l e ; 1 it 1 5
.......
•
h n h l t a t ion ;
: p a rct' l l e s d' o rg e ;
16 ri 29 : p n r ce l l e s de blé dur.
0 à 2,.5 o/'o
�
1);;:;:
; 5,1 11 1 0 % � ·
; 1 0,1 11 20 %
20,1 à 40 o/'o o
2 : 40,1 à so %
I m p ortance d e s pertes en gra ins :
2,6 A G o/'o
H
A, D : g t· a n d e s c o l o n i e s de m o i n e a u x e s p a g n o l s a c t i y e s en a n i l - m n i .
B
:
pet i t e co l o n i e ùc m o i n e a u x e s p a g n o l s n c t i f s e n
a vr i l -m a l -j u i n .
C : pe t i t e c o l o n i e d e m o i n c n u x e s p a g n o l s n c t i f s en m a i-j u i n .
moyen d e frondes (qui écarte peut-être les oiseaux des petites par­
celles pour les envoyer sur les grandes) . A propos des adventices
il faut rappeler que pour certains granivores « les dégâts sont
étroitement liés à l a disponibilité et au degré d'appétence rel atif
des graines sauvages et cultivées » (Bortoli , 1974) .
VARIATION S INTRAPARCELLAlRES
Si la distribution des pertes parcellaires est liée à certaines
v ariables, on peut se demander si les différences de dommages
observées entre les stations ne le sont p as aussi. En d'autres termes,
existe-t-il en plus d'une déprédation préférentielle de certains
champs, un phénomène an alogue dans certaines p arties d'entre eux.
Pour étudier cette question on a caractérisé chacune des
1 80 stations d'orge et des 1 68 stations de blé à l'aide des variables
suivantes :
leur p erte moyenne (en % ) ;
la longueur moyenne de leurs pieds ;
un indice de rendement (à p artir des épis non échau dés)
- 587 -
-
le nombre d'épis échaudés ;
la p résence ou l'absence de perchoir(s) à proximité ;
la présence ou l'absence d'habitation à proximité ;
la présence ou l'absence d'un point d'eau à proximité ;
leur position : sur une ligne latérale, o u sur la ligne
médiane ;
- un indice d'éloignement par r apport à la colonie de Moi­
neaux espagnols la plus proche (co dé de 1 à 4 d ans
les lignes, ou · de 1 à 3 dans le sens perpendiculaire à cel­
les-ci .
Ensuite on les a rassemblées en différents groupes en fonc­
tion, soit de la proximité géographique des p arcelles dont elles
faisaient p arties, soit du pourcentage de p erte de celles-ci (ces
pourcentages p arcellaires diffèrent généralement des pourcenta­
ges de perte stationnels) . Ceux-ci une fois constitués, on a cherché
à savoir si dans l'un ou l'autre les stations p résentaient une struc­
ture ordonnée sous la forme de gradients, ou p artitionnée en sous­
ensembles. Pour cela on a eu recours à l'analyse discriminante pas
à pas (avec des valeurs pour F égales à 3,0 et 2,999) . Les diagram­
mes de dispersion qui en résultent, montrent que les stations des
divers groupes sont rép arties en « nu ages » fortement sup erposés.
Les nu ages globaux révèlent néanmoins l'existence d'un gradient
de perte.
Une combin aison des stations d'orge en trois groupes s'est
toutefois montrée plus intéressante, car deux sous-ensembles plus
homogènes occupaient les extrémités de ce gra dient. Les fonctions
discriminantes retenues dans cette an alyse ont en effet permis de
classer correctement 66,7 % des stations dans le grou p·e I (corres­
pondant aux p arcelles les plus endommagées) , 41,6 % dans le
groupe II (parcelles moyennement attaquées) , et 77,1 % d ans le
groupe III (p arcelles faiblement attaquées) . Les variables sur
lesquelles elles sont basées, sont dans l'ordre : longueur moyenne
des pieds, pourcentage de perte stationne}, « perchoirs » , « eau » .
Pour le blé c'est également une analyse discriminante su r trois
groupes (basés sur le pourcentage de p erte p arcellaire) qui a
donné la combinaison la moins h étérogène. Le chevauchement des
groupes est cependant plus marqué que pour l'orge, et la m atrice
de classification moins précise : 50,0 % des stations correctement
classées dans le groupe I (pertes élevées) , 26,7 % dans le groupe II
(pertes moyennes) , 71 ,4 % dans le groupe III (pertes faibles) . Les
variables retenues dans ce cas sont le pourcentage de p erte sta­
tionne} et l a longueur moyenne des pieds.
Dans un deuxième temps on a analysé, dans ces trois groupes
d'orge (idem pour le blé) , les corrélations entre le pourcentage de
perte stationne} et les autres caractéristiques des stations .
Le tableau III reprend les plus importantes pour l'orge. Les
corrélations p artielles et les corrélations simples vont dans le
- 588 -
TABLEAU III
Corrélations simples ( en bas et a ga u che) et corré lations partielles
a u t e t a droite) e n tre le po urcentage de perte stationne!,
�n
1 zndzce de rendement stationn eZ, la longu e ur moyenne des pieds,
dans trois groupes de parce lles d' orge (explications dans le texte) .
(
?
ORGE
Indice
de rendement
P erte
I (n =
I I (n
Perte
III (n
I , I I , I I I (n
Indice
de
rendement
-
Longueur
36)
0,32
0,23
48 )
0,25
0,1 9
96 )
0,1 7
- 0,03
1 80)
0,20 .
0,20 .
I
0,36
0,23
II
0 ,.28
0, 71 • • •
0,2 1 •
0,72 • • •
0 ,44 . . .
0,68
III
I , II, III
I
0,22
0 ,.2 9
II
0,15
0,71 . . .
III
0,1 3
0 , 72 • • •
0 ,44 . . .
0.74 . . .
Longueur
I, II, III
• p < 0,.0 5 ; • • • p < 0 ,0 0 1 .
même sens. Les corrélations p artielles montrent cependant, mieux
que les autres, l a faiblesse du lien entre l'indice de rendement et
le pourcentage de p·e rte d'une p art, et entre ce dernier et l a lon­
gueur moyenne des pieds d'autre p art. Cette dépendance n'est
d' ailleurs significative que pour les trois groupes réunis. Par contre
« rendement » et « longueur » sont des variables bien liées dans
les groupes II et III. Nous en rep arlerons plus loin.
Si on sub divise chacun de ces groupes en deux pour comparer
les pertes entre les lignes l atérales et médianes, on enregistre, dans
le groupe 1, des p ertes moyennes assez différentes de part et
d'autre, mais, p as plus qu'ailleurs, elles ne sont statistiquement
signific atives.
589 -
Pour le blé on note également une corrélation significative
entre « rendement » et « longueur » d ans les trois groupes (n = 24,
r = 0,58, e, P < 0,05, dans 1 ; n = 60, r = 0,70, P < 0,05, dans II ;
n = 84, r = 0,76, P < 0,001, dans III) . A part cela, on peut se limiter
à l'analyse du groupe 1, qui présente en outre une corrélation par­
tielle significative entre le pourcentage de p erte et le facteur eau
(rp = 0,65, P < 0,001) . Celle-ci est due à l a présence d'une colonie
établie le long de l'oued et la p arcelle no 17 (figure 2) .
On remarque aussi dans ce groupe un lien entre le pourcen­
tage de perte et l'indice d'éloignement (r = - 0,54, P < 0,01 ) , ce qui
montre une déprédation plus intense d ans les zones des p arcelles
les plus proches des colonies. L'augmentation du nombre d'épis
échaudés, lorsqu'on s'éloigne du bord de la colonie (r = 0,56,
P < 0,01 ) , renforce sans doute ce gradient.
Par ailleurs on a encore analysé les variations intraparcellaires
des deux céréales au niveau des individus. Le test de signification
du coefficient bisérial de point (D agnelie, 1 970) , p ar exemple, per­
met de montrer que les épis attaqués sont en moyenne p ortés par
des pieds plus longs que les épis intacts (P < 0,001 pour l'orge,
P < 0,01 pour le blé ; fig. 3) . Mais il n'y a p as de dépendance mar­
quée entre le pourcentage de perte des épis attaqués et la lon­
gueur des pieds (r
0,20, avec P < 0,001 , pour l'orge ; r
0,13,
=
=
20
20
Orge
Blé
�
..
..,
c
0
..,
"
�
-;;
ë'i
w
w
0
o
n
L l
�
�
�
ro
�
oo
�
�
•
o
l
�
�
n
�
l �·
�
�
C l a s s e s de l o n g u e u r l e n c m ) des deux céréales
oo
�
�
0
�
Figure 3 . - Di stribution de fréquence d es pieds intacts et endommagés d'orge
et de blé. Classes de pieds intacts, en noir. Cla sses de .p ieds endommagés, en blanc.
- 590 -
non significatif p o ur le blé) . La préférence pour les individus les
plus longs a déj à été p rouvée ailleurs (pour l'orge et le blé p ar
Dawson, 1 970 ; p o ur le m aïs p ar Cardinell et Hayne, in Dyer, 1 975,
et p ar Dyer lui-même) ; mais elle n'est p as systématique : De
Grazio e t al. (1969) ne l'ont p as observée pour le maïs. D ans le cas
présent cette p référence p rovient peut-être d'une production plus
grande des pieds les plus longs, rendement et longueur étant en
effet corrélés . Mais une action combinée de ces deux facteurs n'est
pas à exclure. Les pieds les plus longs présentent à la fois l'avan­
tage d'être des tables bien fournies et bien situées, car ils permet­
tent aux oiseaux grégaires de garder plus facilement un contact
visuel avec leurs congénères, de repérer plus rapidement un pré­
d ateur aérien et d'être aussi plus éloignés des prédateurs terrestres
(serpents) .
Enfin on p eu t encore s e demander si les lisières boisées, qui
bordent une des longueurs de certains champs (cinq au total, dont
quatre sont des emblavures de blé et un d'orge) , entraînent une
disymétrie d ans la rép artition des dégâts intrap arcellaires. Le test
� indique que les différences observées sont significatives (P <
0,01 ) . Les épis proche s des arbres sont donc en moyenne
plus souvent attaqués que les autres. Manikowski et Da Camara­
Smeets (1979) ont également mis en évidence ce facteur.
Pour résumer ces informations on émettra l'hypothèse que les
déprédateurs agissent i dentiquement dans les champs d'orge et de
blé. D ans ce cas, on peut conclure qu'ils attaquent de préférence
les zones les plus proches de leurs colonies dans les p arcelles qui
les bordent ; et que d ans celles-ci et dans les autres ils manifestent
un attrait pour les épis proches des arbres, ainsi que pour les pieds
les plus longs (en général plus productifs) . Tout cela n'exclut évi­
demment p as l'influence possible d'autres variables.
Les observations de B arnard (1 980) , sur certains aspects du
comportement alimentaire des b andes de Moine aux domestiques,
éclairent ces conclusions . Cet auteur en a effet montré que la vigi­
lance de ces oiseaux était plus grande loin du couvert (où le risque
de prédation était plus grand) , et que leur distance de fuite était
négativement influencée par la densité des graines sur lesquelles
ils se nourrissaient.
PERSPECTIVES D'ÉCHANTILLONNAGE
On peut simplifier la méthode utilisée en tirant parti de
la relation existant entre le pourcentage d'épis attaqués (p 1) et le
pourcentage de dégâts moyens par épi (p 2) . Pour la linéariser on
a transformé ces deux v ariables en : X = log (1-p 1) et Y
log
(1-p 2) . Pour chaque éch antillon, p 1 représente le rapport du nom­
bre d'épis endommagés au nombre d'épis non échaudés, tandis que
p 2 correspond au nombre de grains consommés divisé p ar le nom­
bre de grains originel. On obtient ainsi l'équation Y = 0,453 X.
=
- 591 -
Comme le coefficient de régression é tait identique pour les deux
céréales, on a regroupé leurs données sur un seul schéma (fig. 3) .
Ce résultat laisse supposer que les granivores ont le même compor­
tement dans les deux typ es d'emblavures.
Des simplifications analogues ont déj à été proposées p ar
Hayne (1946) , Dyer (1 966) , Manikowski et D a C am ara-Smeets (1979) .
Mais si elles facilitent l'exploitation des données, c'est aux dépens
de la précision. Pour des études minutieuses nous pensons, comme
les derniers auteurs cités, qu'il faudra encore p asser par l'examen
détaillé et fastidieux des épis.
Par contre, en ce qui concerne l'intensité d'échantillonnage, il
doit être possible de mieux adapter la méthode utilisée aux diffé­
rentes intensités de dégâts. Pour cela on peut préconiser une étude
plus intensive de leurs rép artitions en simulant - comme l'ont fait
Granett et al. (1974) - sur ordinateur différent s schémas d'échan­
tillonnage.
•
•
·a. 50
'41
�
y = 0. 453
c.
c:
Gl
x
�
•
E
g, 40
'41
"0
Gl
"0
30
•
20
10
•
10 20 30
40
50
60
70
80
% d'épis endommagés
F i gure 4. - Equation de régre s s i o n entre le p ourcentage d'épi s endommagés
et ,J e pourcentage de dégâts moyen s par épi, orge et blé comb i n é s.
- 592 -
CONCLUSIONS
Il convient tout d'abord d'insister sur le caractère local des
résultats obtenus. La densité des colonies de Moineaux espagnols
est en effet fort v ariable d'une région à l'autre. D e p lus 1977 a été
une année fort sèche ; il s erait dès lors souhaitable de répéter ces
estimations de dégâts d ans des conditions climatiques plus
normales.
C e ci dit, il reste encore plusieurs questions en suspens.
Observe-t-on p ar exemple une croiss ance compensatoire au niveau
des épis a ttaqués. D awson (1970) n'a pas constaté d'effets signifi­
catifs. Mais Dyer (1 975) , p ar contre, a pu montrer qu'elle pouvait
dans certains cas compenser les pertes chez le maïs.
Par ailleurs, peut-on attribuer tous les dommages aux seuls
oiseaux granivores. Selon D awson (1 970) la présence de bractées
entières aux endroits endommagés des épis est un critère qui per­
met de sép arer les dégâts d'oiseaux de ceux dus aux insectes. Ces
derniers doiven t les couper pour consommer les grains, alors que
les premiers les l aisseraient intactes. Nous avons cependant cons­
taté en volière que les Moineaux domestiques les sectionnent ou
l es arrachent quelquefois. Ce critère de discrimination n'est donc
p as totalement fiable. Mais, comme la maj orité des bractées subsis­
tait d ans nos échantillons, on peut accuser les oiseaux de tous
les dommages p ar p rélèvement de grains entiers, sans peut-être
biaiser la réalité.
Qu ant à l a perte complète d'épis p ar rupture, ou coupure, de
l a tige (3,3 % des épis des échantillons d'orge, et 2,4 % de ceux du
blé) , c'est un type de dégât plus difficile à attribuer. Si la pliure
d'une tige sous le poids d'un oiseau, et sa rupture ultérieure sous
l'effet du vent, ne sont p a s à exclure, l'action directe de petits
m a mmifères n'est p a s non plus à écarter.
D e plus, quelles sont , p armi les oiseaux, les espèces qui ont
pris p art aux dépréd ations. Les Moineaux espagnols, s'ils sont sans
conteste les granivores les plus nombreux dans cette région et plus
p articulièrement dans leurs emblavures, n'y sont toutefois pas
seuls. On citera également l a présence de la C aille des blés
Coturnix coturnix, de la Perdrix gambra A lectoris barbara, de la
Tourterelle des bois Streptope lia t urtur, de l'Alouette des champs
A lauda aruensis, du Cochevis Galerida sp, du Bruant proyer Embe'­
riza calandra, le Verdier Chloris chloris, du Chardonneret Cardue­
lis carduelis, de la Linotte mélodieuse Carduelis cannabina, du
Pinson des arbres Fringilla coelebs et du Moineau domestique
Passer domesticus. Certaines de ces espèces cependant, telles la
Caille, la Perdrix et la Tourterelle, ne sont p as capables de se per­
cher sur les céréales et p ar conséquent ne peuvent les endommager
à tous les stades de leur croissance (sauf dans les p arties versées
des emblavures) .
- 593 -
Enfin, comment quantifier l a part de responsabilité des dif­
férentes espèces déprédatrices, et surtou t celle des Moineaux esp a­
gnols. Pour cela il faudrait conn aître leurs régimes alimentaires et
la dynamique de leurs populations dans cette région. Ces questions,
pour le Moineau espagnol, seront abordées dans un autre travail.
RESUME
En 1 977 une méthode d'échantillonnage a été expérimentée
pour estimer les dégâts d'oiseaux aux céréales (orge, blé dur) du
nord-ouest de l'Algérie.
La distribution des dommages a été analysée en fonction de l a
présence de colonies d e Moineaux espagnols. L e s informations
recueillies indiquent que les oiseaux p réfèrent certains champs et,
à l'intérieur de ceux-ci, certains épis à d'autres. Les raisons en sont
discutées.
Les résultats apportent aussi un moyen de simplifier la
méthode de sondage.
SUMMARY
A method for evalu ating bird dam age to cereal crops (barley
and wheat) has been tested during 1 977 in N .W. Algeria .
The damage distribution has been interpreted with reference
to Sp anish Sp arrow colonies. The collected inform a tions revea­
led that birds did not feed randomly within the study area and
within the fields.
A simplification of the sampling method is proposed.
REMERCIEMENTS
Nous tenons à remercier MM. P . DAGNEILE et R . P A U t à la F a culté des sciences
agronomiques d e Gembloux ; M . F . MoNFORT, Mlle G. MERSCH, M. G. L A P LAN CHE et ses
collab orateurs du C.E.C.T .I. à l'Université d e Liège, pour leur aide en informatiqu e
et -statistique ; M. J .C. RuWET à l'Un iversité de Liège, et M. J.P. JACOB à l ' I n stitut
des Sciences naturelles de BruxelJes, pour leurs remarques et sugge stio n s ;
Mme DA CAMARA-SMEETS à l'Université de Louvain, pour ses renseignements b ibl i o ­
graphiques ; l e s Directeurs des d o m a i n e s B A R K AT SLIMANE et AB D E N Nou R à Sidi
Bakhti, pour avoir facil ité le travail de terra in.
-
BIBLIO GRAPHIE
BACHKIROFF, 1 . (1 953 ) . - Le Moineau steppique au Maroc. Service de l a défen s e dell
végé taux. Rabat.
BARNARD, C.J. (1 980 ) . - Flock feeding and time budgets in the House sparrow (Pas­
ser domes.ficus L.) . A n im . Beha v., 28 : 295-309.
BoRTOLI, L. ( 1 969 ) . - Contribution à l ' étude du problème des o i seaux granivore s
en Tunisie. Bu ll. Fac. Agron., 23 : 33-1 53.
- 594 -
L. ( 1 9 7 4 ) . - Les o i s eaux gran ivores en Afrique tropicale avec référence
spéciale à Q u e le a q u e lea. Le milieu et le s dégâts. In t . Stud. Sparrow, 7 :
37-7 5 .
DAGNELIE, P. (1 969-1 97 0) . - Théorie e t m é thodes s tatistiq u e s . Gembloux, Presses
agronomiques.
DAWSON, D . G . (1 970 ) . - Estimation of grain Joss due to s.parrows (Passer dorn es­
lieus) i n New Zealand. N.Z .J. A gric. R e s ., 13 : 681 -688.
DE GRAZIO, J.W.,, BESSER, J.F., G U A RI N O , J.L., LOVELES S, C.M. et ÛLDM EYER, J.L.
(1 96 9 ) . - A m ethod for appra i sing Blackb ird dammage to corn. J. Wildl.
Manage., 33 : 988-994.
BORTOLI,
DYER, M . l . ( 1 9 6 7 ) .
Z o o l. , 45 :
DYER,
- A n analysis ob Blackbird flock feeding behaviour. Can. J.
7 65-7 7 2 .
M.l. ( 1 9 7 5 ) . - T h e e ffects o f Red-winged blackbirds (A g e laius ph oeniceus L.)
on b i o m a s s production o f corn grains (Zea m a y s L.) . J. Appl. Ecol., 1 2 :
7 1 9-7 2 6 .
G R AN ETT,
P . , T RO UT , J . R . , MESSERSMITH, D . H . e t STOCKDALE, Th.M . (1 974) . - Sampling
corn for bird damage. J. Wildl. Jlanage., 38 : 903-909.
HAYNE, D .W . (1 946) . - The relationship between numbcr of ears opened and the
amount of grain taken by redwings in cornfields. J. A gr. R e s ., 7 2 : 289-295 .
JADOT, R. et ÜGER, R. (1 9 7 5 ) . - L'estimation de l'intensité des attaques de j aunisse
de l a b etterave. B u ll. Rech. A g ro n . Gem b lo ux, 1 0 : 1 7 7-1 84.
MAN IKOWSKI, S . et DA CAMARA-SMEETS, M. ( 1 9 7 9) . - Estimating bird damage to
sorghum and millet i n Tchad. J. W i ldl: Manage., 4 3 : 540-544.
- 595 -
Fly UP