SKJ Conf /83/ 17
ETAT DES STOCKS DE LISTAO DE L’ATLANTIQUE
PAR ANALYSE DES COHORTES, ANALYSE DE PRODUCTION
PAR RECRUE ET PAR LE MODELE GLOBAL
Alain FONTENEAU
R E S U M E
Cet article analyse les prises, les efforts, les pue
et les structures de taille et d’âge de listao
de 1968 B
1981 dans l’ensemble de l’atlantique. Dans une première
étape les prises par âge et par engin
sont reconstituées
L’examen des vecteurs de prises par âge révèle que dans
l’Atlantique est,une fraction importante de la population
n’est recrutée que tardivement puis devient inaccessible
à tous les engins actuels.Dans l’atlantique ouest le plein
recrutement est plus:rapide et la disponibilité du stock
semble rester constante avec l’âge.Ces vecteurs de prises
sont ensuite analys& par analyse des cohortes. La varia-
bilité du recrutement est ainsi mise en évidence et semble
modérée.Les coeffic$&ts de mortalité par pêche en fonc-
tion de *l’âge sont auss’i calculés tenant compte des : in-
certitudes actuelles sur le taux-d’exploitation du stock.
Une solution optimale de l’analyse des cohortes est obte-
nue avec un recrutement variable et en ajustant la tendan
ce des taux de mortalités.par pêche a celle des
efforts
de pêche. Un modéLe.de productfon est en outre ajusté aux
données de prises ‘et d’effort, .-et aux ‘résultats de
l’analyse des cohortes. Une analyse de production par re-
crue selon le modéle RICKER est réalisée dans les biffé-
rentes hypothèses d’identité des stocks.Le.stock de lis-
tao dans l’Atlantique est semble n’être que modérément
exploité
: un accroissement de 30 X de la Rri’se est pré-
vu pour un doublement de F.
La compétition entre engins pour la production par
recrue est analysée.Très peu’ou aucun accroissement de la
production par recrue semble pouvoir être attendus d’un
changement de taille B la première capture ou d’un chan-
gement d ’ engins ; l’exploitation des tailles de listao ac
tuellement peu disponibles, par exemple dans de nouvelles
. . . -/ . . .

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1 6 2
zones de pêche ou par de nouveaux engins, ne devrait en-
trainer qu’un faible accroissement de la production par
recrue ëquibibrée .,
S U M M A R ‘f
This paper analyses catches, effort, cpue$ size and
age distribution of the Atlantic skipjack fisheries sin-
ce 1968.In a first step tbe quaterly catches by ages and
year are estimated for a11 fisheries ;these catch curves
show that in the eastern Atlantic there
is a slow pro-
gressive recruitment during 2 years followed by a quick
extinction of the available population.
In the western
atlantic, full recruitment is faster,and the availabili-
ty of the stock seems rather constant for .older fishes o
A cohort analysis is conducted on the catch curves
by area for a11 cohorts. The variability of recruitment
is analyzed and show to be rather moderate. Age specific
fishing mortalities are estimated taking into account
the present incertainties upon the exploitation rate of
the stock. An optimal solution of the cohort analysis is
obtained with variable recruitment and adjusting exploi-
tation rate of the stock,and Ithe trend .of- fis&%ng”effortO
A production mode1 is also adjusted to catch and effort
data in the eastern Atlantic. A yield per recruit analy-
sis is conducted under different stock hypothesis.
The
eastern Atlantic stock seems to be mderatly exploited
and could provide an estimated increased
catch of 30 .X
with a doubled fishing mortality,The~competi.tionbetween
gears e x p l o i t i n g small o r Zarge wkipjtiék i s also. ana-
lyzed, . Very minor , or more probabfy no increase, cari be
expected under present fis,hing pattem with a size limit
or a decreased fishing mortaiity by gears,catching small
skipjack. The possible :.ex@Gitation of Sarge ,sk$$a;ck
presently net in the catch(ltor instance with’new fishing
gear or new fishing areas)shouId.produce only a margiBa1
increase of the equilibrium yield per recruit,

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1 6 3
E T A T D E - s S T O C K S D E LISTAO (KATSUWUNUS PELAMYS)
DE L’ATLANTIQUE PAR ANALYSE DES COHORTES, ANALYSE
DE PRODUCTION PAR RECRUE ET PAR LE MODÈLE GLOBAL
A l a i n F O N T E N E A U
1 .
I N T R O D U C T I O N
Les seules analyses de cohortes et de production par recrue réalisées
sur le listao de l’Atlantique avaient été effectuées lors du groupe de tra-
vail de Dakar en juin 1976 et reprises par le groupe de travail ICCAT de
Brest en 1980. Ces analyses souffraient alors de plusieurs limitations
majeures :
. méconnaissance quasi complète alors de la croissance du listao.
. médiocrité des statistiques de pêche de listao Zi cette époque.
t échantillonnages médiocres des tailles capturées durant la période
étudiée.analyses des cohortes réalisées sur des cohortes synthétiques et
l
non sur des cohortes réelles.
. analyses portant uniquement sur des pêcheries de l’Atlantique de
l’est.
Depues ces analyses, les pêcherres de listao ont montré un accroissement
sensible du volume de leurs prises (tant dans l’Atlantique de l’est que dans
l’Atlantique ouest), assocS B des changements dans les tailles des listaos
capturés. En outre Iles pêcheries de listao ont été de mieux en mieux échan-
tillonnées .par les scientifiques depuis 1976 et permettent de ce fait de
réaliser des analyses plus fines.
Xl était donc essentiel de mener à bien une analyse compléte des prises
des pêcherles récentes, analyse qui pallierait aux défauts des premiers
calculs, utiliserait les nombreuses connaissances , en particulier biologiques,
récemment acquises sur le listao et actualiserait les calculs en les déve-
loppant .
1
L’un des objectifs de la présente analyse reste de déterminer si les
premiers résultats qui suggéraient qu’il n’y a pour le listao aucun béné-
fice de production par recrue B attendre d’une limitation de la taille
3 la premiére capture, sont toujours valables pour les pêcheries actuelles.
Un autre objectif est d’estimer les potentiels d’amélioration de pro-
duction par recrue. Enfin bien que l’approche du modèle global n’aie jamais
fourni pour le listao de résultats convaincants, il est probablement hatif
de renoncer définitivement 8 son utilisation. Il est plutôt souhaitable de
chercher B améliorer les conditions de son utilisation en particulier par
l’emploi d’un effort “listao”.
La présente étude aura donc les objectifs ci-dessus.

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‘-w - -p.-e _---- swL..M.B- -.-., *-w-. -e-y.m.-” s.----,
1 16 4
2 *
13 0 N N E E s
D E
H A s E
2.1. PRISES
Les statistiques de prises par engin, trimestre et secteurs publiéespar
1’ICCAT ont été retenues et utilisées comme:. base d’extrapolation. Ces données
sont résumées dans le tableau 1, au niveau des prises annue 1 les tous engins
dans les secteurs Est et Ouest.
2.2 0 RELATION LONGUEUR POIDS
Les poids théoriques des fréquences de ta.il1.e ont: eté recalculés pour-
tous les échantillons en employant la relation longueur--poids ayant les
paramètres a = 7.30 .10V6 (CAYRR com. pers.:la Ces parametres ont été obtenus
pour l’ensemble de l’Atlantique lors des études préliminaires de CAYRE et
LALOE. Ces paramètres p qui résultaient de travaux préliminaires sont très
proches des valeurs finales trouvées nar CAYRE et LALOE 1983 pour ces deux
paramètres : a = 7,30.10w6, b = 3.2568.
Cette relation a été calculée sur un échanti llon important de près de
9 000 listaos de tailles comprises entre 32 et 78 cm. On peut considérer
que cet échantillon est bien représentatif pour 1 ‘ensemble des pêcheries.
2.3. FREQUENCES DE TAILLES
La connaissance du nombre d’individus capturés par âge est généralement
obtenue chez les thonidés à partir des fréquences de tailles des débarquements
et d’une hypothèse sur la croissance moyenne des individus, hypothèse qui
permet de construire les vecteurs de prises par âge.,
Une base de données a donc été créé avec les fréquences de tailles des
listaos débarqués de 1973 % 1981 pour toutes les pêcheries échantillonnées,
Les fréquences de tailles disponibles par année et trimestre sont représen-
tées sur le tableau 2. Les fréquences de tailles ont tEté stratifiées par
engin, pays et trimestre, puis extrapolées aux prises trimestrielles de
chaque engin/pays.
Dans le cas des strates engin-trimestre oit une capture a été réalisée
sans être échantillonnée, une substitution de strate est réalisée avec la
strate jugée la plus proche sur le plan de la structure de taille des prises.
Les substitutions de strates ainsi réalisées sont indiquées dans le tableau 3.
On note que la proportion des strates échantillonnées s’améliore avec: le
temps (tableau 4) avec un maximum en 1981 où 97 % des prises de listao ont
été échantillonnées. Les fréquences de taille de listao exprimées en pou&en-
tage pour l’Atlantique est et ouest, moyenne de 1975 à 1981, sont représentées
figure 1.
La génération des vecteurs de l’Atlantique est de prises par âge et
par engin est un processus automatique,grâce à la mise au point d’un pro-
gramme (GENCOHO) qui, à partir de la base de données des tailles et des
prises trimestrielles par engin, réalise automatiquement les extrapolations
et les substitutions de strates nécessaires, puis étant donnée une loi de
croissance quelconque, reconstitue les vecteurs de prises par âge. La loi
de croissance trimestrielle retenue et la procédure utilisée pour estimer
les prises par âge à partir des prises par taille sont décrites au paragraphe
2.4. Les prises par âge sont est.imées pour le:, années 1968 2 1981 dans l’Atl.an-
tique est et de 1973 31981 dans 1’AtlantiquG:t $:*uest.‘

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165
Les prises par tailles publiées dans le rapport du groupe de travail de
travail de Dakar 1976 ont été utilisées pour reconstruire les vecteurs de
prises par âge de 1968 à 1975 dans l’Atlantique est. Ces données bien qu’é-
tant d’une qualité moindre que celles-réunies pour la période récente, cons-
tituent une estimation correcte des prises par taille de listao durant
cette période (An. ISRA - ORSTOM 1976).
Durant la période 1976 à 1981 le programme GENCOHO appliqué aux données
disponibles dans la base a permis de reconstituer les prises par âge dans
l’Atlantique est. Dans l’Atlantique de l’ouest, les prises ont été jugées
négligeables jusqu’en 1972 et les vecteurs de prises par âges ont été
estimés seulement de 1973 à 1981.
2.4. CROISSANCE
Les analyses en cours sur la croissance du listao ne sont pas encore
complètes ; les i+certitudes sur ce paramètre essentiel sont toutefois dé-
sormais très réduites grâce surtout aux résultats déjà obtenus par les
marquages et recaptures de l’année listao. La présente analyse utilise
une loi de c’roissance “moyenne” calculée par P. CAYRE (com. pers.) d’aprés
les résultats des marquages (janvier 1983). Cette loi de croissance moyenne
est représentée en longueur et en poids, sur la figure 2. On remarque dès
à présent la particularité de la croissance pondérale qui est quasiment
linéaire de 35 à 75 cm, soit pendant toute la phase exploitée. Du point de
vuerpratique, les prises par cohortes ont été reconstituées en suivant dans
la distribution des tailles capturées un groupe de listaos nés pendant une
période de 12 mois. :Le schéma du découpage des fréquences de tailles en
fonction du trimestre est présenté sur la figure 3. L’âge initial nommé ar-
bitrairement 1.0 an correspond à une taille du recrutement dans la pêcherie
au Ier trimestre à moins de 38 cm. On note que la loi de croissance acceptée
comme hypothèse de travail est
unique pour l’Atlantique est et ouest.
Toutes les observations sur la croissance du listao proviennent en fait de
l’Atlantique de l’est.
2.5. MORTALITE NATURRLLR
Peu de progrès sensibles ont été obtenus dans la détermination de la mor-
talité naturelle du listao de l’Atlantique. Toutefois,du fait que la crois-
sance et la structure en âge des prises sont désormais assez bien connues,
cela réduit sensiblement les incertitudes dur la mortalité naturelle. Ainsi,
pour une espèce à croissance modérée et exploitée pendant 5 a 6 ans, un
taux moyen de mortalité naturelle compris entre 0.6 et 0.8 apparait comme
une fourchette “raisonnable”. On peut en effet juger peu vraisemblables les
valeurs supérieures à 0.8, (par exemple 1.2) qu’on associe parfois a l’hy-
pothèse d’une crois.sance très rapide, supérieure B 20 cm/an. De même des
valeurs de M inférieures à 0.6 sont sans doute peu vraisemblables du fait
de la rareté, au moins dans les prises, des gros listaos et ceci même à une
époque 00 le stock était de toute évidence sous exploité. Si l’ordre de
grandeur de M est ainsi relativement cerné, ce paramètre demeure une incon-
nue de taille dans les analyses de cohortes et de production par recrue, tant
quand à son niveau moyen que quand à ses éventuelles variations en fonction
de l’âge. La présente analyse se limite pour des raisons pratiques évidentes
a la comparaison de deux hypothèses “vraisemblables’ (M = 0.6 et M = 0.8)
sans chercher à explorer les conséquences de l’emplo~~de valeurs extrêmes
(fortes ou faibles) de la mortalité naturelle (par exemple 1.5 ou 0.4).

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1 ‘6 6
2.6. IDENTITE DES STOCKS DE LISTA0
Les travaux en cours sur l’identité des stocks de listao ne peirmettront
probablement pas de conclure formellement qu’il y a un ou plusieurs stocks
de listaos dans l’Atlantique. Les premières analyses suggèrent une grande
complexité de la structure de la population de listao dans l’Atlantique
est avec un taux de mélange faible pour certaines zones proches (Sénégal
et Iles du Cap Vert par exemple), ou fort pour certaines zones éloignées
(Angola, Ghana et zone équatoriale au large du Liberia). Aucun listao
marqué à l’est n”a été 3 ce jour repêché & l’ouest suggérant une ségrégation
possible entre 2 stocks eSt et ouest. Les analyses fines de ce problème
étant menées dans un autre travail, la présente analyse retiendra les deux
hypothèses globales classiques suivantes :
. existence d’un stock unique de listao Atlantique
. existence de deux stocks de listao indépendants dans l’Atlantique de
l’est et de l’ouest,
2 0 7. EFFORT DE PECHE EXERCE SUR LR LISTA0 ,; PRISES PAR UNITE D’EFFORT (pue)
2.7.1. Généralités
On admet très généralement qu’il est difficile d’estimer l’effort de
pêche sur le listao. Les causes de ce problgme sont multiples ; on peut
énumérer les principales D
(a) Le listao a étB par le pas& pour certaines flottes, et demeure
parfois saisonnièrement, une espèce marginale et peu recherchée. De ce
fait les fortes variations de p.u.e. (qui sert de base au calcul de l’effort),
semblent traduire le plu3 souvent,plus de3p variations de 1 ‘espèce cible yque
des variations de l’abondance du listao.
(h) la standardisation des puissances de pêche sur le listao en fonction
des catégorfes- de bateaux est soit inexistante (USA, Japon, Espagne), soit
mal ada.ptée a cette espèce (FISM) 0
(c) les variations safsonniéres de la capturabiliti5 du listao semblent
fortes, au mozns pour les~senneurs
: il en résulte d’importantes~variations
des p.u,e. ) donc des efforts subséquents, alors qu’en réalité le stock et
1 ‘effort sont prob&hlement relativement stabl.es.
On tentera toutefois de résoudre ces problèmes en introduisant dans le
calcul de l’effort deux éléments nouveaux :
- pour des flottilles de senneurs FISMK(senneurs moyens et grands senneurs)
et américains, on dispose de statistiques par mois et carré de 1* depuis 1969
e t 1958 ; on.utiJisera alors pour ces espèces le concept d’un effort de pêche
calculé 8. partir d’un indice de p.u.e. “Listao” et d’un indice de p.u.e.
“Lis tao-alhacore”
selon le concept développé par FONTRNRAU 1983. Ce concept
vise 3 différencier trois types d’efforts selon les espiices cibles : un
effort “albacore”, un effort “listao”, et un effort “mixte” sur les deux espèces.
La p.u.e. est ensuite calculée comme une moyenne des p.u.e. correspondant 3
ces trois types d’efforts de pêche.
- Dans le cas de la flottille espagnole pour laquelle on ne dispose que
du nombre de thoniers annuellement présents par catégorie de jauge dans la
pêcherie et de la prise totale, on estimera un effort de pêche standardisg
et on calculera un indice de p.u.e. en divi.sant la prise par l’effort
*FISM : Senneurs Françai.s) Ivoiriens) Sénggalais et Marocains.

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1 6 7
standardisé de l’année (tableau 5). Cet effort annuel standardisé est calculé
en attr%buant des facteurs de puissance de pêche par catégorie respectivement
égaux à 0.63 pour la classe 4, 1.00 pour la classe 5, 1.55 pour la classe
6 et 1.81 pour la classe 7 (estimation obtenue pour la période 1979 à 1981)
La flottille de tanneurs de Téma pour laquelle on dispose d’une longue
série de statistiques fines n’est pas systématiquement retenue dans tous
les calculs. On peut en effet penser que les p.u.e. de cette flottille sont
biaisées, en particulier par suite de trois importants biais probables :
(1) accroissement probable de la puissance de pêche moyenne de la
flottille japonaise par %ncorporation entre 1969 et 1981 de bateaux plus
performants et abandon des bateaux les moins performants. Aucune analyse
de ce problème n’a bté réalisée B ce jour:(Ce même problème a été mis ‘en
évidence chez les senneurs FIgX : Les puu.e. FISM non standardisées oont
en hausse forte OU légère, selon l’èspèce, albacore ou listao).
(2) changements de tactique de pêche, en particulier par accroissement
de la concentration de l’effort de pêche sur le listao. Un tel phénomène est
Clai;rement mis en é.vidence pour la flottille IrISM sur l’albacore. Aucune
étude n’a été réalis&e sur les tanneurs de Téma, mais ces changements sont
trés probables du fait :
de l’apprentissage progressif très probable des zones, saisons et
l
techniques de pêche par les équi$ages japonais entre 1969 début de la
pêcher$e et 1981 (soit en 13 années).
des changements dans la composition spécifique de la prise : le listao
représente 54 X de la prise des aanneurs japonais en 1969 et 95 X en 1981. La
cause exacte dece changement demeure non élucidée ; Il pourrait résulter
soit d’un changement réel de l’espèce cible, soit plus probablement d’une
déclaration erronnée de la,composition spécifique des captures. Dans cette
dernière hypothèse, si on admet.que le pourcentage de listao est constant
dans la prise des canrieurs japonais de 1969 8 1981, la tendance de leur
p,u,e. se trouve sens,~~l~~ut;mppifiée.
(3) ~x$@s~$on ,.de”i”.effSr.t::rie,. pêche des jours de recher’che sans pêche de
194sL B ~<ii?,~,&?‘emploi‘ de~:$&dkEe&%e p.u.e; ..dek. tanneurs japo&i$s;de Téma
est dou: $&$éké. @ns, ..l.‘at$&k’@n~ .ces pfoblties s$ient :ana$ésl. Du fait
de ces ‘.‘&k~#i+~~~$$~rnes’ &k$&&ies la. p.-Ù. .e -des. &ineu~rk~.~~e. J$kua ne sera
pas ~ntégr@?ia$s kl,?~ndi&~,&$&i~’ $3 ,es:tZmer au:këux 1’ e&$&& la pêcherie.
Toutefoi;s On:$* &égrera B %it&e-.&ditiakif d&is le< calcul $:?ua, &ihiize
d’efajort “auxil’$.aike” afin .de $I&&i&ner l’impact de l’incorpor&k de cette
p u e dans l’est$mati.on de l’effort total.
2.7.2. ‘Données :
L’effort de pêche exercé sur le listao.,sera estimé en divisant la prise
totale &nuelle par 1’tidEce de p u e jugé représenter l’abondance de l’espèce
en combinant les p u e de divers engks.
Les données de p u e.retenues sont celles décrites au chapitre précédent
(2.7. l.), soit sept sBries:de p u e. On calculera ensuite la p u e moyenne,
dans l’uni\\té du grand senneur FISt4exploitant les strates mixtes albaçore-
listao,(2ème colonne du ‘kabLe&‘“ifb); après avoir recalculé des séries de p u e
ayant La même moyenne.. Les.‘$.u e’brutes d’origine, les p u e transformées et
les indices de p u e et d’e.ffort résultants sont donnés au tableau 7, ‘et figure
Enfin on calculera à titre de comparaison deux autrea sérkes de p u e :
. l’une excluant les p u e des senneurs moyens FIS, durant les années
1980 et 19.81 durant lesquelles le nombre de bateaux et leurs zones d’activité

---

1 :6 8
très réduites font que ces années ne sont plus conpara.ble.s aux années anté-
rieures D
. l’autre excluant totalement les senneurs moyens FISM du fait de la
forte hétérogéné?té dans le temps des activitgs de cette flottille,et incluant
la p u e des tanneurs japonais de Téma. Cette série a été au préalable cor-
rigée pour la composition spécifique et la standardisation des efforts de
pêche (tableau 6 ) o
2.7.3. Résultats
On constate (figure 5 ) que l’effort de pêche sur le listao ainsi estime
montre une tendance 8 un accroissement régulier entre 1969 et la période
récente. Les données suggèrent toutefois une stabilisation de l’effort de
1978 à 1981 pour l’effort de pêche calculé Bi partir du premier indice de cpue
incluant les senneurs moyens FISM jusuqu’en 1981, Cette stabilisation
récente de l’effort n’est pas observée durant la période Gcente ci l’on
exclut les senneurs moyens FISM, choix qui semble justifie
(2.7.2.).
3 .
L E S
V E C T E U R S D E
P 1: ‘L S E: S
P A R
A G E
Il s’agit d’un résultat essentiel, qui, indépendamment des analyses
subséquent& , mérite un examen attentif, (Tableau 7 e.t 8) 0 Ces donnees de
-
base fondamentales sont représentées de 5 façions differentes :
- figure 6 : populations virtuelles des cohortes 1967 t 1981 .
- figure 7 : prises annuelles, des âges I Zi 3, rëalisées sur les cohortes
1968 è 1980 e
- figure 8 : évolution de 1962 3 1981 des prises annuelles réalisées
dans l’Atlantique (total, est et ouest) sur les âges ! à. 5+ D
- f%gure. 9 : prises trimestrielles sur les.cohortes 68 B 80 dans l”At-
lantique est t: .a) et dans l’Atlantique ouest ( ,b) o
- figure .,1’0: vecteurs de prises moyennes de 1973 B 1982 par. trimestre
pour
est et ouest..
ces diverses figures permet plusieurs constatations importantes
l’esseneiel des prises en nombres provient dans l’Atlantique est, d’une
périoie de 3 ans(ce qui correspond a des individus d’un poids compris entre 1
et 5.5 kg) (tableau 3.
les Pri;ses de listao d’âges 4 et 5 sont proportionnellement plus im-
portantes dans l’Atlantique ouest que dans l’Atlantique de l’est (figure S),
ies prises trimestrielles de chaque Bge sont très variables d’une
année-B l’autre (figure 9).
les prises annuelles en nombre obtenues sur chaque cohorte m’anifestent
une virkabEl%té modérée d’une cohorte Zi l’autre (figurzr7) ; il en est de même
des prises totales (populations virtuelles) cumulées obtenues sur les diverses
cohortes (fig&re 6).
L’amplitude de ces variations semble en effet à l?exaraen de ce.s figures
très cotuparable 8,la variabilité constatée pour d’aueres thonidés tropicaux.
Elle semble supérieure 3 celle observée pou’t les espèces démersales tropicales,
mais bien inférieure 3 celle observée chez les pélagiques côtiers (FONTANA 1979)

---

1 ‘6 9
Il semble de fait à l’examen de ces 2 figures, que les prises par co-
horte suivent les niveaux croissants d’effort et de mortalité par pêche en
montrant ;
- une variabilité modérée du recrutement
- une grande variabilité de la capturabilité trimestrielle (figure 9),
mais une certaine constance de la capturabilité au niveau annuel (figure 7).
On peut faire ces hypothèses du fait qu’il existe en permanence dans l’At-
lantique de 1’es.t un effort de.pêche susceptible de s’exercer sur le listao
quand cette espèce est disponible aux engins de pêche.
On ne peut bien entendu rejeter d’autres explications à ces observations,
par exemple l’emploi d’une loi de croissance erronée ou l’insuffisance des
échantillonnages de tailles qui conduit à’pratiquer des substitutions de
strates en nombre parfois.excessif (tableau 3).
Quoi qu’il en soit et nonobstant ces incertitudes, l’hypothèse de la
stabilité du recrutement sera conservée dans un premier temps comme hypothèse
préliminaire de travail. Cette hypothèse simplificatrice demeure en effet
acceptable en l’a bsence de très fort ou très faible recrutement et dès lors
que le recrutement ne manifeste pas de tendance marquée. Cette hypothèse
semble en outre résulter logiquement des travaux de CAYRE et FARRUGIO 1983
sur la fécondité et la ponte du listao.
En effet, du fait du fort potentiel de ponte du listao et de la diver-
sité des conditsons oif il-peut se reproduire, on peut penser qu’il pourra
exister une certaine stahllité du recrutement, indépendamment du niveau du
stock reproducteur, au molns.,dans certaines limites de la biomasse et indé-
pendammeat des conditions écologiques dans telle ou telle strate (du fait
du caractère opportuniste;de $a .r.&Drod,uction du iistao) . Dans une deuxième
étape on tentera d ’ es timér ï& <a;kafions ‘du rec&tement .
L’examen des vecteurs moyens de prises par âge durant la décennie
1972 à 1981 pour l’Atlantique .est, et 1973 Zi 1981 pour l’Atlantique ouest
(figure 10) , est aussi: du @fus,.‘grind,. intérêt et. permet, ind~pendamuient de
toute analyse deccohorte, de Tf4iT.e: un certz&n. nombres. d%iypi+~s,es (figure 113 0
On note dans .L!AtlaStisue.~~~~~~~~~~~~les .Prlso& .p’$$&&:; && en-. moyenne cons-
tantes de,.-1 .5 ans, 8’. 3.i;ati~~~~~~~r~~~e~ ,?p,h&e :~dè$écrutem&t progressif.
, , p ,+,,‘:,~.;:.:,.‘..’ id
: *: ‘;.,‘<, - .: :
Sans ~pr~juRer’~de.8. r&+tats .&szwaLvses de’s,z.?îzltfiortea :ult+%eures, cela
..-a: i .~.~~~~~~,~1,,,‘:.9,~~~~‘, I : ,
traduit.:. t&&~ tirooabl.~~~~~~~~ior~~~&rnept~~~~~~~~~~~.~~dans
lés~~~i$cheries
Iy:::.r $$& $.& i ” . . .,. ,, ,. i .:.;i..+x. Y. ::<.:
jui$‘il+f’.Ziiae .d6 ;3 ‘. &ns.;$~~~$?$ ,.+meD&&&$ient. c~xx+~~se~. ;La, mortalité *de
la C&&e I (&&urelle &‘..:bgg8 ~~~~~~‘~~~:.-3:‘~~,:.~~;:;~g ~J@..‘p++es pgra.$$@, dé-
,. -’ .:.. .y ~ f
y:?+y?;u&:.,:.., , .’ , .%‘y. .,
croissent tri& .rapidemi+t, +,~~?@ti:+nnue,l a~p~.entj%&‘l ; 96 1 Une teile
baisse surestime très. px!obah&ment ‘;h.e,+ucoup Xa&aisse ~ré~lle de la..population,
car une mortalité naturelle:,-$~~et-.ordre de g#icleur~.semble peu vraisemblable
et l.a prise réduite ne peut pas.éntr&er un J?~-&l&r&
; . .
‘On doit donc ,envisager
deux hypothèses :
(1) B l’âge de 3 ans (4,s. kg), la cohorte est brutalement victime d’une
forte mortalWZ naturelle.
(2) elle n’est plus que très peu disponible aux engins de pêche actuels
travaillant dans L’Atlantique de l’est, soit par suite de migrations, soit
par suite d’un changement de comportement.
Au contraire, dans l’Atlant?que ouest, le vecteur moyen des prises par
âge a une allure très d?f<,Zrente (@gure l.0); après une montée progressive
entre 1 et 2 ans (reeruten%nt’progre&îf), il decroit régulièrement B un
taux annuel apparent 2 * 0.9G. Sans préjuger la non plus des résultats de
l’analyse des cohortes , unl:tel taux correspond assez bien a priori B une
mortalité naturelle ‘raisonnable” et B un taux de mortalité par pêche modéré,

---

---
.mm-
----“.l------

”
.-
1 7 0
sans qu’on doive faire intervenir des changements importants de la disponi-
bilité par âge. Enfin l’allure “classique” du vecteur des prises dans l’ouest
rend peu probable l’hypothèse d’un fort accroissement de M 3 partir ide 3 ans,
hypothèse, biologiquement peu crédible, qui avait. eté envisagée pour expli-.
quer la disparition brutale des listaos de plu.~ de 3 ans à l’est,
Cette discussion du vecteur des prises par âge dans l’Atlantique ouest
n’est pertinente que si la même croissance rsi applique dans les deux secteurs.
Si par exemple la croissance à l’ouest est beaucoup plus rapide qu’à l’est?,
les différences dans les tailles capturées (figure 1) ne seraient pas dûes à
des différences dans les âges capturés, mai!: à cette di.fféren.ce.daris la loi de
c r o i s s a n c e .
4
.
L’1. N A L Y S E
D E S
C ! O H O R T E S
4.1. METHODE
4.1.1. Généralités
L,‘analyse des cohortes a été réalisée en utilisant le programme écrit par
FOX dans sa’version modifiée par FONTENEAU permettant l’emploi de la solution
directe à partir d’une estimation du recrutement. La mgthode utilisée est
celle décrite par TOMLINSON 1970, Tous les calculs ont été réalisés sur des
“vraies” cohortes, i.e. non pas sur des cohortes synthétiques comme lors des
groupes. de travail de Dakar 1976 et Brest 1980. Les analyses ont été con-
duites dans les 2 hypothèses d’un s-teck unique ou de 2 stocks, selon une
procédure analogue.
4.1.2. Hypothèse recrutement constant
L’analpe.darw un premier temps a retenu l’hypothi-se d’un recrutement
constant, Goncerw&nt le niveau de ce recrutement, donc du taux d’exploita-
ti,on du @okp ‘deux hypothèses ont été retenues :
- p&$,rle -stock de l’At.l.antique est : ce stock semble, soit proche de
la pl;e$&+xploitation, soit modérément exploité..Ces deux.h@$thi%es seront
dénos@ésip’P inax et F min. dans .la suite d& il’elposé. On verFF$$i& ;J,‘analyse
de product$Yon pa.r.secrue que ces deux hypoth”esès correspondentZa&i potentiel
d’accroissement de la production (par recrue) d’environ 10 i”.@ ,‘r$&)~‘à. 100 Z
(F m%n.). La solution F max a été choisie en fixant
s le niv,eau :‘du re-
crutement au plus bas niveau capable de gén&er tous les vecteurs d&*k$risea
observés jusqu’a présent. La même démarche a ét6 .adopt6e pour M = 0.6::ef
M 4 0.8, fournissant des estimations du rec~tement minimum moyen égal&-8
125 millions (M = 0.. 6) et 175 millions d ‘individus (M = Q. 8) a 1 ‘âgé .du
recrutement dans la pêcherie (à une taille inférieure 3 38 cm au Ier trimestre).
La solution F min est fixée par hypothi5se B un niveau du recrutement
double de celui calculé dans l’hypothèse F max, soit respectivement 250
millions (M - 0.6) et 350. millions (M = 0.8) d’individus.
- pour le stock de l’Atlantique ouest :: ce stock semble soit modérément
exploité (F max), soit sous exploité (F min)., Dans cette hypothsne E max,
les recrutements, moyens ont été estimés à 30 et 20 millions d’individus
(M - 0.8 et 0.6)à d es niveaux approximativement égaux au double du recrutement
minimum susceptible de permettre les prises observées. Ce choix est largement
arbitraire mais correspond aux fortes incertitudes dans le secteur, liées
au caract&re récent des pêcheries et à la médiocritc des données statistiques
dans le secteur.

---

1 171 :
A cette solution F max correspondra un potentiel d’accroissement de la
production (par recrue) d’environ 70 %, pour des vecteurs F multipliés par 6.
La solution F min de l’analyse des cohortes sera calculée pour des recrutements
égaux par hypothèse Cr 5 fois les recrutements précédents, soit 150 millions
(M = 0.8) et 100 millions (M = 0.6),d’individus. Cette hypothèse F min de
l’Atlantique ouest correspond donc 3 un recrutement à un même niveau que l’hy-
pothèse F max dans l’Atlantique est. La encore ces choix arbitraires résul-
tent des fortes incertitudes dans ce domaine et les analyses subséquentes
n’auront donc qu’un caractère relatif et préliminaire.
- pour le stock de l’Atlantique total, les estimations du recrutement
correspondant à F min et F max seront obtenues par addition des recrutements
dans l’Atlantique ouest et est, dans les hypothèses analogues.
Les objectifs d’une telle étude sont de déterminer une fourchette ac-
ceptable de taux d’exploitations des stocks et d’analyser dans ces diverses
hypothèses les paramètres calculés par l’analyse des cohortes : mortizlitG
par pêche, populations sous jacentes.
4.1.3. Hypothése recrutement variable
On constate que les vecteurs de prises manifestent une tendance à l’ac-
croissement du niveau des effectifs capturés et une variabilité mod6rée des
prises d’une cohorte B l’autre.
11 est souhaitable de tenter de tenir compte de cette variabilité du
fait qu’une erreur modérée sur le recrutement génère une erreur Importante
sur les P calculés (par exemple si ,011 .admet que la classe 1973 est ‘!moyenne”,
B un niveau 157 millions, alors que .cette classe est 55 % supérieure à ce
chiffre, le Fmoyen de l’âge.‘.5 B 4.0 sera estimé à 0.61 alors qu’il n’est
en réalité que de 0.28, soit une erreur sur F de 118 X)
On pourra admettre comme hypothèse de travail que le niveau de la prise
sur une cohorte durant les 2.5 années de l’exploftatlon.de celle-c% est
principalement déterminé par le niveau du recrutement de-la cohorte.,Dans
cette hypothèse, la ItirtaJité par pêche moyenne de.chaque.cohorte.durakt
2.5 ans, entre 1.5 et ,3 ans;,;a.:du ,+zïrier .comme l!effort.:de :Pêche-,~El;‘,~~.~tres-
termes on considérera que; si la.&Pturabilité,dtuiie cohorte est ~vk&hle
dreune sa%son de :pêche @.I d’une~&.~$&&;~ .i”aut.re, sk capturabil~té~,&n&ïe
durant les’ 215 années dti ..s~ni&&%&îon signSX~ca,t’ive, est const&i~e d’une
-b.,z ,.. ~ .,.q :2$:>, -. < i
‘cohorte à. 1 ‘autre, f+s: VaTT,p?-~~~~~~~:;prp~~~~~t~ alors .de vati&oi$, de N
et F. Si lron admet ce&el.h&j&th%se:& .k&ki$l,’ 11 devient possZd.+'~'esti-
;<. ; ., .*. .,
',
mer les variations ‘du rkutement , . :,
On calculera d’abord pourtoutes les cohortes de 1968 a 1981, le Fmoyen
entre les âges 1.5 et 4.0 ans correspondant a-une large gamme de rekutements.
Ainsi par M - 0.6 on fera varier ..le recrutement de 50 B 310 millions d’in-
dividus par pas de 5 millions;
cbn déterminera ensuite les vecteurs F moyeas par année de pêche les mieux
en accord avec la tendance de l’effort de pêche;
Pour cela on miuimisera la somme des carrés des écarts entre les F et les
efforts de la période 1968 8 1981. On admettra dans cette analyse que les
cohortes antérieures B 1968 et celles 1980 et 1981 (non estimables par la
méthode actuelle) sont des cohortes “moyennes”,

---

F-F-
_-“I---
--_l*-X”_<-IY_-I-*-----~.~.--I----,I-

”
.
1 ’ 7 2
4.2. RESULTATS A RECRUTEMENT CONSTANT
4.2.1. Taux de mortalité par pêche, II constant égal 3 0.6 et 0,8
--.---
“--
Les taux de mortalité par pêche trimestriels ont été calculés de 1968
à 1981 dans l’Atlantique est, et de 1973 à 1981 dans l’Atlantique ouest et
dans l’Atlantique total. Afin de pouvoir mieux visualiser ces résultats,
les taux de mortalité par pêche ont été regroupés par périodes de quelques
années jugées relativement homogènes et caractéristiques :
D Atlantique est
: 70 a 73, 74 à 77, 78 b 81 (figure 12)
e Atlantique ouest :
73 ;à 76, 80 et 81 (figure 13)
Ces moyennes pluriannuelles ont en outre pour objectif de mettre en
relief les tendances des taux de mortalités par pêche en résorbant la forte
variabilité interannuelle des taux de mortalité par pêche trimestriels.
(a) Dans l’Atlantique est on constate :
les faibles différences dans les ‘allures” des vecteurs F ca’lcul&~
dans ies hypothèses F min et F max, et pour M = 0.6 ou M = 0.8
Y la faiblesse des taux de mortalité par pêche lors de l’année du recru-
tement B un poids moyen inférieur B 2.5 kg (s&t un âge inférieur 3 2.5 ans)
0 la décrozssance régulière des taux de mortalitG par pêche de
l’Sge,2,5 ZI la fin de l’âge 4, soit Z! des poids moyens compris entre 2.5
et 8 kg0 Cette décroissance semble ?ndépendante du niveau d’exploitation du
stock ; elle est très voisine de 1968 à 1981,
l’existence d’un cycle saisonnier marquE’des taux de mortaPitB par
pêche’avec des F maxima pour tous les âges au 3ème <trimestre,
la tendance a l’accroissement de la mortalité par pêchetdans des pro-
portions voisines pour les 4 classes d’âge exploitées avec des F ‘?signifi-.
catifs”, (par exemple supérieur’8 0.1) entre les anuées 1970-73 et 1979-811
(b) Dans l’Atlantique ouest on note :
la relative constance’des,F entre les âges 1 et 5 : les F manifestent
des &ctu&.& ;saisonniSres notables, mais ont une tendance stable et ne
montrent $s (Il.4 forte t&&nce~&&oissanèe observée iii l’est.
.,
’ :
le très tiotable actirofs&nent des F entre la période 73-76 et 80-81
et ce&. quelque:‘soit fe’nive& ‘&‘exploitation du stock g
(c) Dans l’Atlantique total :
L’analyse donne des résultats analogues a ceux de L’Atlantique est du
fait de la dominante des prises de ce secteur. Le vecteur F calculé dans
l’hypothése F max pour la période récente 1980-1981 est seul représenté
(figure 14). On note la même tendance décroissante des F avec I’âge, B un
degré moindre toutefois que dans le secteur Atlantique est, pris isolément0
4i2.2.1. Populations sous
-------s-w 1B1ev- gacente et biomasse, M constant
- - - - - - - - - - - - - - - M - - - - I - -
L'analyse des cohortes permet de calculer pour chacune de ses solutions
une estimation de la population sous jacente par âge en nombre d’individus.
Connaissant la croissance pondérale des individus, il est alors aisé de
calculer la tendance de la biomasse annuelle du stock. Ce calcul a été
réalisé dans les 2 hypothèses de stock, en ,prenant comme biomasse annuelle
moyenne, la biomasse de chaque classe 3 la fin du Zème trimestre. Ces ré-
sultats sont représentés figure 15. CII note une faible variabilité i.nter-

---

1
73
annuelle des biomasses, variabilité très inférieure par exemple à celle des
p u e en listao. La tendance des indices est identique quelque soit l’hypothèse
sur F, mais à des niveaux absolus de biomasses bien entendu différents selon
les hypothèses F min et F max.
Cette stabilité des biomasses a été probablement accentuée par l’hypothèse
de travail d’un recrutement constant (hypothèse qui demeure sans doute assez
proche de la réalité si l’on examine la faible variabilité des populations
virtuelles).
Il n’en demeure pas moins vrai que pour un stock 3 4 ou 5 classes
d’âge dont la variabilité du recrutement est modérée, on doit nécessairement
avoir une biomasse assez peu variable, biomasse dont la tendance décroissante
est déterminée par l’accroissement des prises. Ce résultat est l’un des plus
importants et peu discutables de la présente analyse des cohortes ; il suggère
que les variations de p u e, au moins de celles calculées d’une manière “tra-
ditionnelle”, ne représentent pas véritablement l’abondance du stock mais lar-
gement les variations de sa capturabilité à telle ou telle pêcherie. Cela
confirme donc qu’il sera difficile d’envisager d’ajuster un modèle global à de
telles données (FONTENEAU 1983) oii la p u e ne traduit pas l’abondance, et où
l’effort ne correspond pas à la mortalité par pêche exercée par les flottilles.
4.3. RESULTATS DE L’ANALYSE DES COHORTES A RECRUTEMENT VARIABLE AVEC AJUSTEMENT
DE LA TENDANCE DES MORTALITES PAR PECHE A CELLE DE L’EFFORT DE PECHE
Les F calculés selon la méthode décrite au paragraphe 4.1.3. apparaissent au
tableau lO.-L’examen de l’évolution de l’effort de pêche suggère que la.morta-
lité par pêche subie par chaque cohorte de 1968 à 1981 a été en régulier accrois-
sement.
L’accroissement de l’effort est d’environ de 1 B 3 entre 1969 et 1981 ;
on retiendra donc cette amplitude pour la variation du F moyen dans la période.
On conservera toutefois une autre hypothèse de travail consistant Zi admettre
un F multiplié par 5 (accroissement probablement surestimé) pour analyser la
sensibilité de la méthode a l’emploi d’une évolution biaisée de l’effort de pêche.
Le niveau actuel ou passé de F demeure problématique ; on fera donc deux hypo-
thèses sur le F moyen actuel ; celle d’un F élevé et celle d’un F modéré exercés
dans la péri;$e rî+ente sur la classe 1979.
Ori caIculergj.ensui.te B 1:‘aide du tableau 9, les recrutements de chaque
cohorte corresp-dants aux F ayant les taux d’accroissement admis. Les résultats
de cette analj&e~$ont repré+tés’figure 12.
On constate.que la variabilité du recrutement ainsi calculée semble peu dé-
pendante des hypothèses sur le niveau et la tendance de F. On met ainsi en évi-
dence dans tous. les cas: une forte classe 1973, supérieure d’environ 55 X B la
moyenne 69-79 et 3 classes médiocres, les classes 68 (40 X inférieure), 74 et 75
(20 X inférieure). Les autres classes semblent proches du niveau moyen du recru-
.tement de la Déri&de..
Le vecteur des recrutements permettant de calculer le8 F les mieux en
accord avec les efforts annuels est B un niveau moyen de 157 millions.‘,‘Ce vec-
teur de recrutement est représenté figure 17. Cette solution de X”analyae des
cohortes (Recrutement variable, F ajustés aux efforts) sera appelée F PR&.
Les taux de mortalité par pêche par âge dans cette hypothèse sont donnés.au
tableau 10 et représentés sur la figure 18 pour la période récente 1979 B
1981. L’é+olution du’taux de mortalité de pêche par année (de pêche) de 1967
B 1981 est elle représentée figure 15, afin d’être comparée ZI l’évolution
des biomasses calculées dans l’hypothèse d’un recrutement constant, Cette
solution de l’analyse des cohortes est celle qui sera jugée comme traduisant
au mieux la dynamique passée du stock de listao.
.

---

1 7 4
5 . P R O D U C T I O N
P A R
1R E C R U E
5.1. GENERALITES :
Le modèle employé a été classiquement le modèle de production par recrue
de RICKER (RICKER 1975) avec :
s une mortalité naturelle constante
. une mortalité par pêche constante, puis une mortalité par pêche varia-
ble en fonction de l’âge
Dans ce dernier cas, les vecteur F par âge sont ceux calculés par an-
née de pêche à partir des analyses de cohortes menées sur les “vraies” co-
hortes de 1965 à 1981 (tableau 9).
. la base de temps est, comme pour l’analyse des cohortes le trimestre=
. la croissance pondérale est celle representée figure2 et correspond
à la croissance en longueur représentée sur la même figure.
La production par recrue a été calculée sur les périodes de temps de
la pêcherie jugées “homogènes’” au § 4.2.1. D afin d’analyser la production
par recrue durant des périodes “caractéristiques” et e.n. moyennant les
erreurs possibles commises dans le calcul d’un F d’une année Cr un âge donné.
Les mêmes calculs de production par recrue sont menés dans les 3 hy-
pothèses de 2 stocks est et ouest, et dans selle d’un stock unique dans
l’Atlantique.
5.2 e PRODUCTION PAR RECRuEd A F CONSTANT :
Dans ce calcul on introduira un F constant, variant de 0 à 1.0, indé-
pendamment des résultats de l’analyse des cohortes.
11 est cla2r pour le listao que F n’est pas constant en fonction de
l’âge, quelque soit les hypothèses sur L’identité des stocks, la croissance
et la mortalité naturelle. L’analyse de production par recrue à F constant
présente toutefois un Intêrêt certain, dans la mesure oa elle sert de va-
leur de référence Zi laquelle on pourra utilement comparer les résultats
obtenus avec des valeurs de F plus conformes aux observations. Les résultats
de cette analyse.sont représentés sous forme graphique sur la f%gure 23,pour
I4 = 0.6 et un recrutement de 200 m”zllions d’individus (donc comparable a
une hypothèse F min.). On remarque immédiatement la forme caractéristique
des isoplèthes de production par recrue o dans toute la gamme des F “vrai-
semblables” pour une pêcherie exploitant le stock d’un taux d’exploitation
modéré B un taux élevé, il n’y a ni bénéfice, ni perte significative de pro-
duction par recrue, 3 augmenter l’âge B la première capture. Ce résultat
“paradoxal’ résulte de toute évidence de la forme particulière de la courbe
de crois-sance en poids qui est quasiment linéaire du recrutement jusqu’a
la disparition des individus de la pêcherie. Qn note en outre que I.a prise
maximale d’une telle pêcherie est a peine supérieure B 175 000 t pour un y
légèrement supêrieur B M.
5.3, PRODUCTION PAR RECRUE ATLANTIQUE EST o
5.3.1. Ensemble des pêcheries :
La production par recrue dans cette hypothèse Sté. calculee durant deux
périodes caractéristiques de la pêcherie de listao :

---

1
75
- Années 1970 à 1973 (pêcherie historique)
- Années 1979 à 1981 (pêcherie actuelle)
La même analyse a tout d’abord été conduite dans les hypothèses F min
et F max, avec un recrutement constant, décrites au chapitre 4.1. à l’ana-
lyse des cohortes, et pour M = 0.6 et M = 0.8.
Ces résultats sont représentés figure 20 et 21. On constate sur ces
figures que l’allure des isocourbes de production par recrue est tr& com-
parable quelque so.it la valeur de M, la période d’étude et l’hypothèse sur
le degré d’exploitation du stock.
On constate en particulier que dans tous les cas il n’y a ni bénéfice,
ni perte sensible de production par recrue à ne pas capturer les listaos
entre 1 et 2 ans ou 2.5 ans.
Ce résultat est conforme aux analyses réalisées en 1976 pour la période
historique (Groupe de travail de Dakar), Il répond à la question qui était
posée lors de la rdunion du SCRS en 1982 concernant un éventuel changement
de stratégie de pêche de certaines pêcheries durant la période ‘récente”.
La production par recrue du stock de l’Atlantique de l’est a aussi
été calculée pour les résultats de l’analyse des cohortes les mieux en
accord avec la tendance des efforts pour M = 0.6 (F prob.) avec un recru-
tement variable (tableau 25). Ce résultat est représenté figure 25 c. (La
pêcherie actuelle (1979 à 1981) exploiterait le listao avec le vecteur des
F par âge représenté sur la même figure). Un doublement de ce vecteur F
entrainerait un accroissement de production par recrue de 30 % selon le
schéma actuel des F par âge.
5.3.2. Analyse de production par recrue multiengins :
(a) Généralités :
Chaque pêcherie de listao de l’Atlantique de l’est exploite en général
une certaine gamme de tailles (et d’âges) caractéristique de celle-ci.
Certaines pêcheries en particulier exploitent en majorité des .listaos de
petite taille, par exemple la pêcherie de l’Angola.(c&neurs.e,t senneurs
qui capturént les mêmes tailles de listao) et celle de~~~&n&&rs de Téma.
Les résultats des marquages suggérent fort’fJ2ment que..ces..i;ê~~~~:~es ,exploitent
en aval. lé.$&mé stock que les autres pê&eriés d,e. sen@&rs et$ie’?‘k&rneurs
. ..>*:.. rv’.:- < t: : ,
qui exp~oi,$&ï~ dans l’Atlantique est lés :$3taos .pl~~~~~g~s’..;-~~~,-est:-aonc
très intéressant dans cette hypothèse d’analyser ‘la :F~~o;r”~~~~è~ti~lle,
,P. .‘y;*@* a*, *)’ h”; .
en termes dé.production par recrue, entre’ .lès engins’ cap.turan~~~.~e~Pdormnance
de jeunes poissons-et les autres pêcheries. Deux types de. c&&@&ns seront
ainsi analysés, celle entre la pêcherie angolaise et les aut% pêcheries
de l’Atlantique est, et celle entre la pêcherie des tanneurs déTéma et les
autres pêcheries.
(b) Canneurs de Téma et autres pêcheries :
Le calcul de la production par recrue est effectué dans la p?riode ré-
cente 1978-1981, à partir des taux de mortalité par pêche moyens’par âge
calcul& durant cette période (F ajustes aux efforts, recrutements variables,
M - 0 . 6 ) .
On dispose par l’analyse des cohortes des estimations des F parâge
pour tous les engins réunis. On connait par ailleurs la prise, ennombre
d’individus, par âge de chaque engin dans la même période. Il est alors aisé
de calculer les F partiels de chaque engin en ventilant le F total propor-
tionnellement à la prise de chaque engin (tableau 12). Les vecteurs F par
âge ainsi estimés sont représentés figure 25. On note la différence marquée
entre ces 2 vecteurs F, les tanneurs de Téma exploitant le stock à un plus
jeune âge. Ces vecteurs F constituent la donnée de base de l’analyse de
production par recrue multiengins.

---

1 7 6
,;
. tout accroissement de la mortalité par pêche d”un engin décroît la
production de l’autre engin.
. dans la situation actuelle tout accroissement de la mortalité par
pêche générée par l’un ou l’autre engin augmente la production par recrue
globale.
. pour des mortalités par pêche très @levées de l’un ou l’autre engin
la production par recrue totale devient indépendante de l’effort du Zème
engin. Par exemple si le F des pêcheries “non Téma” est multiplié par 5,
la production par recrue totale thborique sera la même (150 000 t, à 2 38
près) sans la flottille de Téma (capture = 0) ou avec une flottille ac-
tuelle x 10 (capturant alors 61 0.00 t) . On peut donc en conclure que les
différences importantes ‘dans les âges des listaos capturés sont sans impact
significatif sur la production par recrue des pêcheries.
L’introduction d’une limite d’âge à la Ière capture de 2.0 ans amène
aux résultats donnés dans le tableau 14 (a ii c)-
. La limite entraine par rapport à la situatîon actuelle une baisse
de la production par recrue globale de 6.5 X, surtout sensible chez les
tanneurs de Téma (17 X) et moins forte chez les autres engins (4 X) .
Pour des efforts de pêche accrus’ par exemple doublés pour tous
les eagins, la production par recrue globale serait identique avec ou sans
limite de taille. Cette stabilité résulte en fait d’une perte de 8 X chez
les tanneurs et d’un gain de 3 % pour les autres engins. Les légères per-
tes ou les bénéfices nuls à attendre d’une taille àr la première capture, mis
en évidence au chapitre 5.3.1.’ doivent donc être nuancés en un potentiel
de perte légère ou de gains légers pour les flottilles exploitant diverses
tailles de listao,et un potentiel de perte sensible pour les flottilles
exploitant le listao à un jeune âge et pendant une période restreinte (can-
neurs de Téma) o
(c) Canneurs de l’Angola et autres pêcheries
Le calcul a bté effectué de la même manière que pour les tanneurs de
Téma et durant la même période. Les vecteurs de prises retenus sont ceux
des tanneurs de l’Angola ; on pourra .de .fait aisément considérer que ces
conclusions s’appliquent à’ Z’ensémfilr des p8cheries t,ravaillant potentielle-
ment en Angola,du fait que .les: p&heries de l’Angola exploitent le listao
aux mêmes tailles et durant l~S:&&@s saisons de pêche que les flottilles
de senneuw dans la région, Les ré$ultats des calculs sont données au ta-
b l e a u 15’ca B c).
To&es les conclusions faites pour la compétition entre flottilles de
Téma et autres flottilles s’appliquent dans le cas de l’Angola.
5.4, PRODUCTISN PAR RXCRUR ATLANTIQUE OUEST
L’analyse des cohortes a montré que les vecteurs F par âge sont, comme
les vecteurs de prises, trés différents dans l’Atlantique ouest de ,ceux cal-
culés à l’est. L’analyse de production par recrue a été menée durant les
périodes 1973-75 et 1980-1981. Cette deuxième période a été choisie pour
inclure une prise “moyenne” de la pêcherie brésilienne de gros listaos, dont
le d&eloppement date de 1980, Les rdsultats de l’analyse sont représentés
figures 23 et 24 : in constate à l’examen de ces figures que les courbes de
production par recrue obtenues dans cette hypothèse sont très comparables a
celles.obtenues dans l’Atlantique est, en particulier en ce qui concerne
les conséquences d’un éventuel changement de l’âge 2 la première capture.
Seul l’accroissement potentiel de production ‘par recrue avec des F .accrus
est supérieure, mais ce n’est que la conséquence directe de l’hypothèse ad.mise

---

177
pour le recrutement. Aucun ajustement des F annuels aux efforts annuels n’a
été tenté du fait de l’absence d’indices d’effort de pêche.
5.5. PRODUCTION PAR RECRUE ATLANTIQUE TOTAL
L’analyse de production par recrue a été conduite sur les F max calculés
dans l’hypothèse d’un stock unique de listao dans l’Atlantique (5 4 . 2 ) . Les
résultats de cette analyse sont représentés pour M = 0 . 6 sur la figure 25(b)
On constate 3 l’examen de cette figure une différence sensible par rapport
aux résultats précédents : si dans l’hypothèse F min 03 le stock atlantique
n’est que modérément exploité en 1980-81, l’allure des isoplèthes est iden-
tique aux résultats précédents, celles où le stock est proche de l a pleine
exploitation sont particulières :
On note a%nsi que pour des mortalités par pêche accrues, par exemple
de 5 0 X, il y a un très léger bénéfice de 1.6 X à porter jusqu’a 2 ans
l’âge 21 la ptemfère capture. Ce résultat est intéressant à considérer. Bien
que rfen ne confirme l’hypothèse d’un stock unique de listao, il montre bien
que si le stock est assez fortement exploité, les fortes captures de petits
listaos (par exemple celles en Angola) diminuent la production parrecrue,
alors que celles de gros listaos (par exemple aux Canaries ou au Brésil)
l’améliorent,
Bien entendu ces variations de production par recrue demeurent négli-
geables V~X à vis des variations du recrutement ou de celles résultant de
changements de capturabilité.
5.6, INl$UENcE DU SCHEMA D’EXPLOITATION SUR LA PRODUCTION PAR RECRUE
On a vu la particularité du sch&ua de recrutement capturabilité du lis-
tao dans. l’Atlantique est (figure 10) qui est déduit de.‘l’axamen du vecteur
moyen des :.pri%es .par âge. On peut se poser la question de l’influence d’un
éventuel Gh+qement des capturabilités par âge ;.en particulier on peut se
deman.deF, qy$ accrois!?er+t ‘de :production par recrue &$a?.!. à espérer si
l,es pci$&oti.e+de plus àe..3.0. ans ,te&taient disponibles *dans les Pêcheries
de 1’A~+@pi .est,, L’anal+e..&:!? constant P~issait~&~poser Un Potentiel
de g$WYuic@&te, Ce résultat est confirmé en..me&nt .l’l:&&$e de +p,roduction
par rec&i&à& troi8Yecteurs I?;L*~?& différent&’ (&-*0;6) ,(fi&e 253.
l- ‘fe vecteur FPROBestimé dans l’Atlantique est de 1979 B 1981.
2-eunwecteur P d&ivé de celui de la solutioti P max dans l’Atlantique
total 19.79 B 1981.
3- un vecteur F dérivé de la solution F min Atlantique ouest, 1979 tl
19.81.
Ces trois vecteurs ont été fixés a un niveau tel qu’ils ont un même F
moyen de? âges 1.5 B 4.0 ans.
L’analyse de production par recrue montre qu’a court terme, il y a un
léger accroissement de 5 000 B 1.0 000 t de production par recrue dans la
prhe correspondant<& ces trois vecteurs F- Le potentiel de production
par recrue maximale pour des vecteurs F accrus demeure très voisin dans les
3 ca8.

---

1 7 8
6 .
M O D E L E
G L O B A L , A T L A N T I Q U E D E L ’ E S T
6.1. AJUSTEMENT AUX DONNEES D’EFFORT/PUE
Le modèle global généralisé dans sa version décrite par FOX 1975, a
été ajusté aux données de prises, efforts de pêche et p.u.e.
Un tel ajustement est considére habituellement comme difficile ou
imposs%le pour le listao. L’ajustement a toutefois été tenté sur les don-
nées de p u e et d’effort obtenus au chapitre 2.7. Les valeurs observées
et les courbes d’ajustement sont représentées figure 27 m Dans ce modèle,rap-
pelons que le paramètre m, correspond au type du modèle : m = 2, modèle
parabolique de Schaeffer, m = 1.0 modèle exponentiel de Fox et m = 0.0
modèle hyperbolique o Le modèle a été ajusté avec ces 3 valeurs de m. Le
paramètre k, égal du nombre de classes d’âges exploités significativement
par la pêcherie et nécessaire à l’estimation des efforts équilibréssa été
ffxé à 3,
Les résultats de ces ajustements sont donnés au tableau 16. On constate
à l’examen de ce tableau que selon la valeur de myla prise maximale équi-
lcbrée est estimée entre 104 000 t (m = 2.0) et 177 000 t (m = 0). Pour
m = 1.0, qui donne le meilleur ajustement du modèle aux observations, la
PME*est estrmée à 120 000 t, La pêcherie actuelle exerce un effort de pêche
très proche de l'effort optimum (15 X; inférieur) pour m = 2.0 ; l'effort
actuel est par contre sensiblement inférieur ,B l’effort optimum (de 75 X)
dans le modèle avec m = 1.0.
L’ajustement du modè,&z global aussi étél réalisé s,ur les deux autres
séries de p u e - efforts calculées au paragraphe 2.7.2. afin d’analyser la
sensibi%té du modèle au choix de la p u e retenue comme indice d’abondance.
Les résultats de ces ajustements sont données’ aux tableaux 17 et 18.
On constate que les résultats obtenus sont tri% comparables a ceux obtenus
avec la première série de p u e.
Le modèle global tend donc B conclure pour :Les diverses p u e retenues
que le stock de listao de l’Atlantique est,a atteint sa pleine exploitation,
ou est proche de ce niveau.
6.2, AJUSTEMENT AUX DONNEES PRI$ES ET TAUX DE MORTALITE I'AR PECHE
Les taux F sont ceux calculés au paragraphe 4.4., c’est B dire % recru-
tement variable. Le calcul est effectué pour ru = 0.1 et 2.0,et k = 3, Les
résultats de.:ces analyses sont donnés au tableau 19.
La comparaison des résultats obtenus avec un ajustement sur l’effort
et sur la mortalité par pêche montre que ceux-ci sont très comparables, tant
en ce qui concerne les PME estimées que quant h latébtuation de l’effort de
la pêcherie actuelle par rapport a l’effort optimum. On note en g8néral
un ajustement meflleur qu’avec l’effort de pêche, Les différences sont de
fait beaucoup plus importantes selon le m retenu,que selon l’emploi d’un
vecteur effort de pêche ou mortalités par pêche.
6.3. CONCLUSIONS
Dans tous les cas les conclusions de cette analyse sont a accepter avec
beaucoup de prudence du fait de la difficuLt@ e d'estimer :L'effort de pêche
et 2 des variations de capt%abilité chez 16: listao.En outre dans le meilleur
des cas, ces estimations ne s'appliquent que par une pêcherie ayant sa
configuration actuelle (zones, engins et tailles Capturées).
-.,-*.. - - - - - - -
-
-
-
* PME= Pri SP mnuimale 6n11i 1 i hrPta

---

1
79
7 .
E V O L U T I O N D E L A
F E C O N D I T E
DU
S T O C K
Il est essentiel dans l’aménagement d’une ressource halieutique de con-
trôler l’évolution du potentiel de reproduction du stock. Les données col-
lectées lors de l’année listao permettent de faire ces calculs.
Le nombre d’oeufs pondus par une femelle de listao en fonction de son
âge a été estimé par P. CAYBE et al. 1983. Sachant par ailleurs que le sex
ratio est indépendant de la taille et égal Zi 0.5, il est aisé, connaissant
le nombre d’individus dans le stock, de calculer une estimation du nombre
d’oeufs produits potentiellement par le stock.
La loi fécondité-âge utilisée est représentée figure 27.(CAYBE, com. pers.)
L’évolution du potentiel instantané de ponte du stock estimé au 5 4.2.3
de 1968 3 1981,est représenté figure 28. Qn constate qu’entre 1968 oii le
stock était peu exploité,et 1981,1e potentiel instantané de ponte aurait-baissé
d’un niveau 5.4 a 3.5 milliards d’oeufs annuels. Ce potentiel instantané
correspond au nombre d’oeufs pondus annuellement si chaque femelle pond une
fois par an et doit éventuellement être multiplié par le nombre de pontes
annuelles si une femelle de listao pond plusieurs fois par an.
8 .
C O N C L U S I O N S - E T A T
D E S
S T O C K S D E
L I S T A 0
Les principales conclusions de la présente étude sont les suivantes :
(1) les vecteurs de prises par âge sont très caractéristiques et dif-
férents dans l’Atlantique est ou ouest.
Dans l’Atlantique est, ils:,;fraduisent un re~rutemerit tr& progressif
de chaque cohorte dans la pgcher-le jusqu’a 1 ‘âge.$@, .3 $s, puis un “&a-
nouiss,ement” ‘&pide de la popuiaticin exploiGe, p$&ablement du B une émi-
gration de& &divfdus hors de ila ;Zone de pêche tr&%@&nelle.
. ;!-q&: ‘C,‘ 1, > .,
Dans %‘&iantique ouest
, “G-‘-
apr&%ne:phase de. recr&ment progressif
:, . ‘.‘“y~-. .$c *,Y .
de 1 .Q B 2-Q a&, on note une d@$&&&&~ progress%&&& -pri&e’s par âge,
correspondant l%obableaient a l~&oi&lité totale réelle~‘riatürelle et par
peche, de la population.
(2) la mortalité par pêche a considérablement augmenté dans tous les
secteurs de 1968 Ct.19.81 ; on note toutefois que;.;.a l’est et B l’ouest,
chaque secteur a conservé l’allure Coractériati‘que~~eLSon vecteur de prises
par âges ; les prises par âge de chaque secteur.-sekont .accrues dans des
proportions analogues quand les prises totales ont .&gmentées.
(3) le recrutement semble peu variable si l’on en juge par la stabilité
des populations virtuelles qui suivent la tendance de l’effort de pêche.
Seule la classe 1973 semble avoir été bien supérieure B la moyenne et la
classe 15168 bien inférieure. Bien que les variations des recrutements sem-
blent modérées, il est important de les estimer afin d’éviter les sérieuses
erreurs commises sur les P estimés pour les cohortes faibles ou fortes.
(4) la capturabilitg du stock de listao est très variable surtout
pour les senneurs, et constitue la principale source de variabilité des
p u e, la variabilité de la biomasse du stock étant trés probablement faible
du fait de la présence simultanée de c’Inq classes d’âge significatives et
de la stabilité du recrutement.

---

180
(5) le taux de mortalité naturelle retenu dans l’analyse ne semble pas
avoir véritablement d’importance et ne change ni les conclusions, ni la
tendance des paramètres, au moins dans la gamme des mortalités naturelles
étudiées de 0.6 à 0.8.
(6) le stock de listas de l’Atlantique de l’est serait proche de la pleine
exploitation, mais
pourrait fournir un accroissement des prises d’en-
viron 30 % pour un effort de pêche doublé, ceci. dans les conditions actuelles
de pêche,
(7) les variations de p u e et donc de la prise resteront fortes du
fait de la variabilité du facteur capturabilité, au moins tant que les mé-
canismes de cette variabilité n’auront pas été appréhendgs. Les écarts
biomasse et p u e mensuelle par engin pourront utilement être analysés
afin en particulier de décaler un éventuel cycle de la capturabilité,
surtout chez les senneurs où ce paramètre semble le plus variable.
(8) dans l’hypothèse de deux stocks de listaos, il n’y a ni bénéfice,
ni perte, au niveau de l’ensemble des pêcheries B ne pas capturer les indi-
vidus entre 1 et 2 ans 9 quelquesoit le taux d’exploitation du stock ou la
mortalité naturelle de l’espèce (pour la gamme étudiée M = 0.6 et M = 0.8)
(9) dans l’hypothèse d’un stock unique de listao dans l’Atlantique, il.
n’y a pas de bénéfice ni de perte .a ne pas capturer le listao jusqu’à un
âge de 2 ans (2.5 kg) si le stock est actuellement assez fortement exploité.
Par contre dans cette hypothèse pour un vecteur F accru de 100 %, il y a
un gain de production par recrue de 1.6 4: pour un âge % la première capture
accru de 1 à 2 ans. Si ce stock est faiblement exploité, il n’y a, comme
dans l’hypothêse de 2 stocks, aucun bénéfice, et le plus souvent une perte
légère, a attendre d’un accroissement de l’âge ZI la première capture.
(10) &a possibilité $ de changer la production par recrue du listas en
modifiant le profil des F par âge (“Fishing pattern*‘) semble très minime
et la production par recrue totale du listao atlantique semble très indé-
pendante du schéma des F par âge (du fait probablement de la croissance pon-
dérale quasiment linéaire). L’analyse de production par ,recrue multiengins
révèle en particulier que les engins qui capturent une dominante de listao
de petite ta?lie, comme les tanneurs de Téma ou ceux de l’Angola, sont bien
entendu en compétition avec les autres flottilles, mais ne ‘diminuent pas
la productkon par recrue globale.
(11) l’emploi d’un modèle global sur des données de prise/effort ou de
prise/mortalité par pêche est une possibilité qui semble intéressante 3
explorer e

---

181’
B I B L I O G R A P H I E
An. ISRA-ORSTOM, 1976.- Rapport du groupe de travail sur le listao atlantique.
91 p*
An. ICCAT, 1980.- Rapport de la réunion sur les thonidés tropicaux juvéniles.
Brest. Rec. Scient. ICCAT vol. 13.
CAYRE (P.) et LALOE, (F.), 1983.- Relation longueur poids du listao de l'o-
céan Atlantique. Dot. SKJ conf./83/13. ICCAT.
CAYRE (P,} et FARRUGIO (H.), 1983.- Biologie de la reproduction du listao
de l'océan Atlantique. Dot. SKJ conf./83/12. ICCAT
FONTANA (A.), 1979.- Etude du stock démersal côtier congolais. Biologie et
dynamique des principales espèces exploitées. Propositions d'aménagement
de la pêcherie.
Thèse doct<. Etat Sciences Nat. Univers. Pierre et Marie Curie Paris 6 :
300 p.
FONTENEAU (A.), 1983.- Le modèle global et la dynamique du listao. Dot
SKJ conf./83/18. ICCAT
FONTENEAU (A.), X983.- L'effort de pêche sur le listao. Dot. SKJ conf./83/16
ICCAT
FOX (W.W.) (Jr), 1975.- Fitting the generalized stock production mode1 by
least squares an8 equilibrium approximation. Fish. Bull. US vol. 73 (1) :
pp 23-26.
PELLA (J.J.) and TOMLINSON (P.K.), 1969.- A generalized stock production model.
Bull. Inter. Am. Trop. Tuna Comm., 13 : pp 240-496
TOMLINSON (P.K.), 1970.- A generalization of the Murphy catch equation.
J. Fish. Res. Bd. Canada 27 ; pp. 821-825.
RICKER (W.E.), 1975.- Computation and interpretation of biological statistics
of fish populations. Bull. Fish. Res. Board Can, No 191, 382 pp.

---

1 8 2
LISTE DES FIGURES
Figure 1 o-- : Fréquences de taille du listao (moyenne de 1975 à 1981, en pour-
centage) par classe de 1 cm de longueur à la fourche pour les pêcheries de
1 ‘Atlantique est (la) et pour celles de l’Atlantique ouest (lb).
Figure 2.- : Croissance du listao en longueur et en poids retenue dans l’a-
nalyse.
Figure 3.- : Décomposition des fréquences de tailles trimestrielles en pri.ses
par âge.
Figure 4.- : Indice de pue utilisées dans le calcul d’un indice d’effort listao
Figure 5.- : Evolution de l’effort de pêche exercé sur le listao selon l’indice
de pue retenu.
Figure 6.- : Populations virtuelles des cohortes recrutées de 1968 Z 1981
dans l’Atlantique est.
Figure 7.- : Prises annuelles réalisées aux âges 1 à 3 sur les cohortes 1968
à 1980.
Figure 8.- : Evolution de 1962 à 1981 des prises annuelles réalisées dans
l’Atlantique (total, est et ouest) des âges 1 à .5+
Figure 9.- : Prises trimestrielles en fonction de l’âge réalisées sur les
cohortes 1968 a 1980 dans l’Atlantique est(9a) et sur les cohortes 1973 à
1980 dans l’Atlantique ouest (9b).
Figure lO.- o Prises moyennes par âge de 1973 ?i 1981, par trimestre, dans
l’Atlantique est et dans l’Atlantique ouest.
Figure 11.- : Concepts déduits de l’examen des vecteurs de prises moyennes
par âge dans l’Atlantique est (lla) et ouest (llb).
Figure 12.- : Vecteur des mortalités par pêche moyennes calculées pour l’At-
lantique est pour M = 0.6 et M = 0.8 dans lahypothèse recrutement constant
et dans les hypothèses d’un stock soit assez fortement exploité (F max) sont
modérément exploité (F min). Les F moyens sont calculés pour 3 périodes
caractéristiques de l’évolution des pêcheries :1970 a 1973, 1974 % 1977,
1978 B 1981.
Figure 13.- : Vecteur des mortalités par pêche moyennes calculées pour l’At-
lantique ouest pour M = 0.6 et M = 0.8 dans l’hypothèse recrutement constant
et dans les hypothèses d’un stock
assez fortement exploité (F max:) ou mo-
dérément exploité (F min), Les F moyens sont calculés pour 2 périodes ca-
ractéristiques de l’évolution des pêcheries : 1973 à 1976, 1977 à 1981.
Figure 14.- D Vecteur des mortalités par pêche moyennes calculées pour l’At-
lantique total pour M = 0.6 dans les hypothèses recrutement constant et d’un
stock assez fortement exploité (F max), périodes 1979-1981.
Figure 15.- : Evolution de la biomasse listao de l’Atlantique est, dans les
hypothèses F max., F min. à recrutement constant et dans l’hypothèse F PROR.
à recrutement variable (niveau moyen = 157 mi. 1,lions à 1 ‘âge 1 .O) .

---

1 8 3
Figure 16.- : Variations estimées du recrutement listao de l’Atlantique est
selon la tendance et le niveau de la mortalité par pêche.
Figure 17.- : Variation
du recrutement jugée la plus probable pour ie listao
de l’Atlantique est ,,
Figure 18.- : Taux trimestriels de mortalités par pêche en fonction de l’âge,
M = 0.6, F ajusté à l’effort de pêche, recrutement variable, moyenne de la
période 1979 à 1981 (Listao de l’Atlantique est).
Figure 19.- : Effort de pêche et taux de mortalité par pêche annuels moyens
calculés dans la solution F PROB de l’analyse des cohortes avec un recrutement
variable, listao de l’Atlantique est.
Figure 20.- : Modèle de Production par recrue à F et M constant (M = 0.6).
Figure 21.- : ModDle de Production par recrue pour M = 0.6, recrutement cons-
tant, dans les hypothèses F min et F max. pour le listao de l’Atlantique est
Figure 22.- : Modèle de Production par recrue pour M = 0.8, recrutement cons-
tant, dans les hypothèses F min et F max pour le listao de l’Atlantique est
Figure 23.- : Modèle de Production par recrue à F et M constant, dans les
hypothèses F min et F max pour le listao de l’Atlantique ouest
Figure 24.- : Modèle de Production par recrue pour M = 0.6, recrutement cons-
tant, dans les hypothèses F min et P max. pour le listao de l’Atlantique ouest
Figure 25.- : Production par recrue calculée selon divers schéma d’exploitation
(a) le Vecteur des F moyens par âge de l’Atlantique ouest, période 1979-1981,
hypothèse F min, M = 0.6, recrutement constant
(la) le,YecteurGd&ss;E,
moyeps-p@ .âge,~~e@&lantique total,. période..l.979-1981,
hypothèse F max, M = “0%. 6, recrutement .‘Cons tant
(c) le Vecteur des F moyens par âge de l’Atlantique est, période 1979-1981,
hypothèse F prob., M = 0.6, recrutement variable.
Figure 26.- : Vecteurs F par âge de la pêcheries des tanneurs de Téma et de
celle des tanneurs de l’Angola et mortalité par pêche des autres pêcheries
(solution F PROB de l’analyse des cohortes, moyenne 1978 à 1981)
Figure 27 1- Modèle de production ajusté au listao de l’Atlantique est pour
M= 0, 1 et 2sk = 3. L’effort de pêche est calculé à partir de la pue excluant
les senneurs moyens FISM en 1980-81 et incluant les pue de Téma corrigées.
Figure 28.- : Relation entre la fécondité et l’âge employée dans la présente
analyse.
Figure 29.- : Evolution du potentiel de ponte e.stimé pour la période 1968 à 1987
dans l’hypothèse F PROB à recrutement variable.

---

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,“) : “__ .__..___
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18 4
LISTE DES TABLEAUX
Tableau le- : Statistiques des prises annuelles totales par zone de listaos
(en milliers de tonnes) utilisées dans l’analyse.
Tableau 2.- : Echantillons des fréquences de taille de listaos disponible pour
les différentes pêcheries de l'Atlantique est (a) et de l'Atlantique ouest (b).
Tableau 3.- : Substitutions de strates réalisées de 1976 à 1981 dans l’At-
Cantique est (3a) et dans l'Atlantique ouest (3b).
Tableau 4. -: Tonnages de listaos échantillonnés au niveau engin-pays-trimestre,
dans l'Atlantique est et ouest,
Tableau 5.- : Calcul de l'indice d'effort exercé sur le listao (a) données
brutes (b) données transformées.,
Tableau 6.- : Estimation d'une pue corrigée pour les tanneurs japonais de Téma
Tableau 7.- : Vecteurs des prises trimestrielles par âge, années 1968 à 1981,
listao de L'Atlantique est
Tableau 8.- : Vecteurs des prises trimestrielles par âge I années 1973 à 1981,
listao de l'Atlantique ouest,,
Tableau 9.- : F moyens entre les âges 1.5 B I,O ans se:Lon le niveau du recrute-
ment, listao de l'Atlantique est.
Tableau 10.- : Taux de mortalités par pêche calculés par analyse des cohortes
dans la solution "F PROB"(F ajustés à l'effort 9 M = O,ti, Recrutement va-
riable$,pour le listao de l'Atlantique est.
Tableau 11.- : Production par recrue du listao de l'Atlantique est, dans
l'hypothèse M = 0.6, recrutement variable et F ajustés B la tendance de l'effort.
Tableau 12.- : Estimation des F partiels par engin des tanneurs de T&na et des
tanneurs de L'Angola de 1978 à 1981.
Tableau 13.- : Production par recrue multiengins du listao de l'Atlantique est,
tanneurs de Téma et autres pêcheries, sans Limite d'âge à la première capture
(en milliers de tonnes métriques).
Tableau 14.- : Production par recrue multiengins du listao de l’Atlantique est :
tanneurs de Téma et autres pêcheries , avec une limite d'âge 2 Is première cap-
ture de 2 ans'(en milliers tonnes.métriques),
Tableau 15.- : Production par recrue multiengins du Pistao de l'Atlantique est :
tanneurs de l'Angola et autres pêcheries, sans limite d’âge a la première cap-
ture (en milliers de tonnes métriques.)
Tableau 16.- : Résultats de l'ajustement du modèle global au listao de l'Atlantique
est sur les données de prises et d’efforts de pêche.
Tableau 17.- : Résultats de l’ajustement du modèle global au listao de l’At-
lantique est sur les données de prises et d’efforts de pêche avec des, efforts
de pêche calculés en éliminant les pue FISM en 1980-1981 (jugés peu représen-
tatives) o

---

1 8 5’
Tableau 18.- : Résultats de l’ajustement du modèle global au listao de l’At-
lantiaue est sur les données de prises et d’efforts de pêche,
et en incorporant les pue de~Téma corrigées quand à la composition
spécifique et la standardisation de l’effort de pêche.
Tableau 19.- : Résultats de l’ajustement du modèle global du listao de
L’Atlantique est sur les données de prises et mortalité par peche.
Tableau l.- : Statistiques de prises annuelles totales de listaos par zone
(en milliers de tonnes) utilisées dans l’analyse.
(données de prises jugées les meilleures à la date de l’analyse)
PRISE
PRISE
PRISE
ANNEE
ATL .
ATL.
ATL.
EST
OUEST
TOT.
68
45.7
2.6
48.3
69
t
28.1
1.9
30.0
7 0
47.9
2.4
50.3
71
76.8
2.2
79.0
7 2
74.8
1.4
76.2
7 3
75.1
2.7
77.8
7 4
114.4
3.3
117.7
75
57.4
3.4
60.8
7 6
73.1
3.7
76.8
77
114.6
3.2
117.8
78
100.7
6.6
107.3
7 9
84.6
5.8
90.4
80
102.7
12.5
115.2
81
119.0
18.6
137.6

---

1 8 6
Tableau 2 *- : Ec:hantillons des fréquences de tailles de lista0 disponibles
pour les diverses pêcheries de l’Atl.antique de ? ‘Est.
_---,-.-l---.“,-- ----
~_...
. _.._ c-. -._--

-.--.
---,“--
----
--
---
A N N
___-_-.
-_-.-.- . ..--
----
-.-
1974
1975
1976
1978
1980
-. -.- --,-- --. -
Canneur s
f
+
+
9
Téma
Senneurs
9
+
4,
Espagnols
Canneurs
t
9
d-
Espagnols
FISM
+
+
+
Canneurs
t
t
-4.
Canaries
Portugal
_-
Senneurs
t
+
pêche:
Japon
Senneurs
t
9
+
USA-Canada
URSS
es
Canneurs
Cap Vert
Is.
Canneurs
4~
Angola
- Prise non échantillonnée
+ Prise échantillonnée utilisée dans l'analyse
(+)Prise échantillonnée non utilisee dans l'analyse

---

3 a 7
Tableau 3Jt9: Substitutions de strates réalisées : 3(a) Atlantique est de
1976 à 1981
I
STRATE NON
--f-
STRATE DE ’
?
I ECHANTILLONNEE
I
SUBSTITUTION
1 ENGIN1 A N
(TRIM ~ENGIN, / A N
I
f
FIS
t t>
75
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7 3
75
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7 7
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YAROC
7-l
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YAROC
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7 7
7 7
C C A N
7 7
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7 7
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7 8
78
C C A N
7 8
7d
C CA%
80
8 0
U R S S
7 6
7 6
U R S S
76
7 6
U R S S
-7b
7 6
U R S S
76
7 6
U R S S
7 7
7 7
U R S S
7 7
7 7
URSS
7 7
7 7
U R S S
7 7
7 7
U R S S
743
75
U R S S
7 8
78
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‘I’ableau 3 ( a ) . - : Substitutions de strates réalisées : 3W Atlantique
est de 1976 à 1981
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18Y
T a b l e a u 3 (b) .- : Substitutions de strates réalisées : 3(b) A t l a n t i q u e o u e s t
de 1976 a 1981
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1 9 0
Pableau 4.- : ïonnages d e listao d é b a r q u é s CCL I!c~han.tillonnGs îu n i v e a u trimestrtl
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Tonnage
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1976
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1977
114 600
90 320
79
1978
100 700
85 240
8 5
1979
84 600
75 570
8 9
1980
102 700
92 534
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1981
119 000
115 035
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Atlantique
1973
2 700
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1974
3 300
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1975
3 400
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1976
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1977
3 200
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1
1978
6 600
1 4 0 0
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1979
5 800
3 900
6 7
1980
12 500
7 500
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1981
18 600
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1 9 1
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1970
2.3
3.4
6.6
3.6
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2.6
1971
2.0
3.3
4 . 5
3.4
13.0
3.4
1972
2.3
3.0
3.9
7.9
4 . 7
4.4
1973
1.9
1.6
6.4
6.1
24.0
3.2
1974
1.9
2.8
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15.3
4 . 6
1975
2.3
2.3
3.4
2.4
5.3
2.0
1376
1.7
3.3
6.8
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12.3
1 ..5
1977
2.5
4 . 9
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5.7
2 . 8
2. 2
1978
2.7
3.9
3.9
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1.8
1979
2.6
2 . 8
2.0
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1.2
1980
5.4
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2 . 0
1981
3.9
2.3
3.5
4.2
4.4
9.1
2.1
-
- -
-
-
I
I
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T a b l e a u 5 ( b ) . - : Données transformées et effort standardisé en uni té GS F I S
sur densit6 m i x t e a l b a c o r e listao.
p u e sur densités l-
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1970
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1971
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1973
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1974
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1975
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1976
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1977
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1979
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1981
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119
41.0
-
-
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c a t é g o r i e c a l c u l é s d e 1 9 7 9 B 1 9 8 1 e t é g a u x B 463 p o u r c l a s s e 4 , 1 . 0 0 p o u r
c l a s s e 5 , 1 . 5 5 p o u r c l a s s e 6 e t 1 . 8 1 p o u r c l a s s e 7 .

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1 9 2
T a b l e a u 6 . - : E s t i m a t i o n d ’ u n e p u c rrigee pou.r l e s tanneurs
japonais de ‘I‘i;naa
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6.4
5.2
.93
4.8
81
6,7
5.4
* 94
5.1
*La correction espèce est realisée en admettant que Pa proportion du
listas dans la prise totale est constante et Ggale b celle déclarée de
1969 à 1973,
*‘La puissance de pêche moyenne est calculée pour chaque catégo,rie
de 50 tx et les variations de ce facteur résultent des changements de com-
position de la flotte japonaise (d’après donnees de M, MFNSAR com. pers.).

---

193
T a b l e a u 7 (a) .- : V e c t e u r s d e p r i s e s t r i m e s t r i e l l e s p a r a g e , a n n é e s 1 9 6 8 à 1984
listao A t l a n t i q u e e s t
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3
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215
12
2
103
1 826
1 676
55
4
3
937
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731
4 3
2 7
4
2 114
2 916
2 149
6 4
8
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-
-
-
1969
1
0
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665
120
1
2
2
787
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1 2
0
3
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2 124
620
8
0
4
1 472
2 536
413
10
1
-
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-
-
1970
1
2
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1 9
0
2
164
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697
4
0
3
I 8 9 8
6 233
495
2
0
4
3 373
3 314
246
0
0
-
-
-
-
1971
1
1 6
2 528
1 191
12
0
2
376
1 836
1 367
2 0
1
3
3 619
6 904
673
3 3
0
4
8 316
5 763
396
2 0
1
-
-
-
1972
1
135
2 734
2 407
9 3
3
2
422
2 959
985
119
3
3
6 194
6 050
532
7 0
10
4
5 266
5 202
510
3
0
_.
1973
1
0
4 056
388
1
0
2
1 315
3 706
1 071
102
7
3
7 818
8 577
827
14
0
4
8 088
1 842
88
34
1
-
-
1974
1
282
12 391
675
32
0
2
3 311
7 335
1 074
86
20
3
4 796
11 074
1 435
58
1 1
4
9 878
4 134
312
36
1
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-
1975
1
5 1
3 726
1 3 6 2
82
0
2
214
1 708
1 386
122
3 3
3
2 458
5 204
821
79
0
4
4 136
2 514
329
7 0
6
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-
-

---

1 9 4
Tableau 7 (suite)
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1
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1978
1
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1 669
898
102
1 0
-1
8 049
1 423
135
2
1
;
/
8 1 669 292
10 706
1 363
104
3
4
5 992
2 660
1 180
26
11
--e---__- ___
- _-_. --
---.-.-
~_
.I.--_,,
~---.
- e - m - -
t-
1979
1
+ 192
7 501
400
60
56
2
j 2 1 4 3
5 830
1 0 3 2
/
110
8
7 368
1 105
238
8
1 866
264
106
10
__uI .. . . j----.--.-..
-1_
6 299
70
a 175
20
7 787
4
3 627
20
- - - - -
6 637
5 8
12 000
3
7 684
10
5 310
10

---

‘Tableau b - : Vecteurs de prises trimestrielles par age, années 197.1 à 1 9 8 1
listao de l’Atlantique ouest
--T---

- -
-
AGE
-
-
-
-
-
-
--- --
ANNEE
l?RIM
1
2
3
4
5+
---
1973
1
0
183
6 6
5
43
2
49
145
5 2
2 2
3 4
3
/
6
15
5
2
:3
1 5
5
2
3
--,--
-- - “. ..-.,- -
-
_~-___ ..-
1974
0
231
85
7
54
61
183
6 6
2 8
4 2
1 5
44
16
7
10
15
44
16
7
10
-
-
-
1975
1
9
368
112
3 4
14.
2
172
305
86
2 1
11
3
9
2 5
9
4
6t
4
9
25
9
4
6
1976
1
5 4
440
136
42
2
247
389
110
20
t
3
21
30
9
1
4
-l- 14
2 3
6
1
-
-
1
I 3 280 117 42 17.
2
208
329
112
4
5
3
49
6 7
17
1
1
4
20
3 3
1 2
1
1
-
-
-
1978
1
152
419
150
36
1 2
2
221
367
132
5
6
3
142
234
7 5
4
4
4
185
329
9 3
2 4
1
-
-
-
t
1
3
297
169
63
20
2
185
312
160
25
8
3
I
68
270
96
13
8
4
-4 61 108 71 20
5
-
-
-
1980
l
17
555
320
124
6 5
297
777
351
104
18
489
1138
208
5 4
2
234
310
195
88
2 0
-
-
-
-
-
1981
8
679
523
233
48
86
439
571
589
3 6
172
664
352
18
0
4 7
246
213
148
78
-----.

---

Tableau 9. - : F m o y e n s c a l c u l é s a g e s 1 . 5 a 4 a n s s e l o n l e n i v e a u d u r e c r u t e m e n t , listao d e l ’ A t l a n t i q u e e s t
a n n é e r e c r u t e m e n t c o h o r t e
-
R E C R U T .
1968
1969 .
1970
1971
1972
1973
1974
1975
1
1976
1977
1978
j 1979
310
-039
“073
104
.109
.116
.210
100
L 107
. 191
.142
305
“039
.074
1106
.lll
.119
.213
1102
0 108
s 195
P 145
,
300
, 0 4 0
.076
,109
.113
.121
.216
.104
.110
199
“149
I
295
.041
.077
.112
.115
.124
.221
.106
.112
1204
.152
1 29û
.042
“079
.114
118
.126
.226
.108
.115
.208
.155
I
285
“043
.080
116
1120
.B28
,231
,1 lr:
.lli
.213
. :58
.154 : “164
’
280
.044
-081
1118
.122
131
.236
.112
.120
.218
.162
$158 ’ .168
!
275
.045
.083
120
.124
,133
,242
115
.223
166
.162
. 172
/
270
.046
.085
:123
.127
.137
.249
1118
:1’25”
.229
:170
. 166
.176
1 265
.047
.087
.126
,130
,140
.256
.121
.128
.235
.174
.170
. 180
1 260
.048
,089
128
133
.144
o 262
124
131
.241
.178
. 174
. 184
1 255
.047
,091
1131
1136
.147
.270
1127
1134
.247
-183
. 178
.189
1
25’j
.049
.094
.134
140
.150
,277
.130
137
.254
. 187
. 182
194
245
.050
.095
137
:143
,154
.286
.132
:140
.262
.192
. 187
:199
i
23.0
, 0 5 2
.097
1141
.146
.158
.295
135
.144
.270
.197
,192
-205
1
235
.053
“099
145
150
.162
.304
1138
0 147
.278
.202
198
.211
I
230
.054
.102
1
1149
1155
167
.314
142
151
.287
a 207
1204
,217
:
-) .-% e
iLr?
.055
.106
I
.l53
. 159
1172
i 325
,147
1155
,297
.1 314
i i
.2lc1
.223
220
.056
.108
i .i57
l i63
.i76
337
i5i
ni?59
“307
,221
,216
:
” 230
,
215
.058
168
,181
1350
1156
,164
.317
0 228
223
;
238
!
210
.060
:173
.187
.364
. 161
.169
u 328
-235
.230
1
:246
205
:Oh2
178
* 193
,379
i66
175
,342
,243
.238
1 s 255
200
.064
. 120
1
.178
1184
. 199
“394
Y170
:180
“357
,252
“246
;
-264
!95
,065
.123 1
.184
0 i90
,206
.412
0 176
186
.372
.261
-255
l
i 274
190
.067
,127 1
.190
i97
.2i2
.431
.182
:a92
.388
,270
,264
1284
185
, 0 6 9
,132
:204
.220
.454
189
.199
.407
.281
b 274
-295
180
.071
.137
.211
.229
.478
,196
,206
.426
293
_ 285
308
175
0 074
. 142
.210
.219
,238
“506
.204
.214
“449
1306
.298
1375
170
.076
,146
, 2 1 8
.228
.247
.535
.211
.22
.473
.319
.312
.337
165
.078
.237
.258
.574
, 2 2 0
,232
.504
-334
,327
“354
.-. s .?a
-l-In
160
, 0 8 0
,247
.270
.613
“229
.24i
.535
.35û
,343
.3fL
155
.083
.259
.284
.669
.240
“253
.576
.370
-367
, 3 9 3
150
.086
0271
.296
.725
.251
,264
.618
“390
.381
,415
145
.090
.285
.312
,817
a 264
,278
s 679
, 4 1 5
.405
,443
140
0 094
.300
,329
“909
.277
.292
.740
.440
.430
.472
135
.098
.318
.350
1.150
.294
.309
.846
.474
.462
.511
130
. 102
.336
.371
1.351
.311
.326
.953
“509
.494
.551

---

Tableau 3 (suite)
6
-.
I
I
I
1
,
RECRUT.
1968
1969
1970
1972
l
1973
I
1974
1975
1976
1
1977
1978
1979
/
125
.107
.215
.342
.359
.398
-
.333
.348
.550
,541
.608
120
112
,227
.364
.383
.425
-
.354
.371
.604
.588
.666
115
1118
0241
,392
.414
.462
-
.233
.400
.683
.662
768
110
.124
.256
.421
.446
.500
-
-412
,430
.762
736
1870
l
105
132
.274
.462
.592
.558
-
.453
.473
* 932
:890
1.185
!OO
:138
.293
,504
.538
.494
.517
i.102
i .û44
i .Wû
1
80 90
. 157
.344
.636
.680
.628
.656
.181
,420
.901
1.028
j
7 0
.216
.544
/
6 0
.266
.802

---

1

‘9

8
q
-.-
-7
-
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hp
---
m
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---
..-.

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_,

.-
---

-.-
_-^..-

-

---

199
Tableau Il.- : Production par recrue du listao de l’Atlantique est, dans
1 ‘hypothèse M = 0.6, recrutement variable et F ajustés à la tendance de
l’effort
3.0
2.75
2.50
tc 2.25
2.00
1.75
1.50
:.25
1.00
Multiplicateurs du vecteur F
-
-*
3.00
38
32
38
4 5
57
9 4
2.75
25
47
56
65
8 0
Y21
2.50
3 8
67
79
90
108
145
2.25
43
74
87
98
115
150
2.00
47
80
93
104
121
150
tc 1.75
5 1
86
99
109
125
149
1.50
54
89
102
112
127
149
1.25
54
89
102
112
127
148
7.00
54
89
102
112
127
148
-
1
-
-
.50 1
1.0 ]
1.251
1.501 2.0
4. 0
Multiplicateurs du vecteur F
--
3.00
22
41
50
5 8
72
135
2.75
3 1
57
6 8
7 8
9 4
135
2.50
4 8
82
9 6
107
124
156
2.25
58
9 6
109
120
136
159
2.00
62
101
114
124
138
157
1.75
66
105
117
127
140
153
tc1.50
6 9
107
120
129
140
151
1.25
70
108
120
129
140
150
1.00
70
108
120
129
140
150
.50
1.0
1.25
1.50
2.00
4. 0
---
Multiplicateurs du vecteur F

---

2 0 0
l’sbleau I 2-- : Estimation des 1;’ partiel.~ par engin des tanneurs d e Téma e t d e s
tanneurs
angolais de 1978
3 1981
--- --~___.- -_--.___-
. -_.,. “- .->-_-w.-,.- --.--- - ---_-
c
F
F
AGE
F I.
c
c
AN
TRIM
78-8 1
78-8 1
78-81
70-8 1
78-8 1
78-8 1
(F prob)
TOUS
XJNEURS
CANNEURS
CANNEURS
CANNEURC;
ENGINS
TEMA
ANGOLA
TEMA
ANGOLA
-----_
ATL.EST- ---.-
- -
-
-
I
1
.005
181
1 1 1
38
.OO3
.OOlO
2
.077
2318
1084
118
,036
.0039
3
.311
7.553
3192
65
.131
.0156
4
.364
7056
2886
381
.149
.0197
2
1
.369
5526
3109
896
0208
.0598
2
.719
8263
2353
153
.205
.0129
3
1.060
8386
3053
121
e 386
.0153
4
.526
2915
581
86
.105
-0155
3
1
. 163
805
181
21
.037
.0043
2
.307
1234
187
0
.046
0
3
.288
971
82
0
.024
0
4
.261
706
93
0
-034
0
4
1
.061
132
6
0
.003
0
2
.054
119
16
0
.007
0
3
.064
140
11
0
.005
0
4
.047
78
8
0
,005
0
5
1
.025
37
2
0
.OOl
0
2
.006
8
3
0
.001
0
3
,004
6
0
0
0
0
4
.OlO
11
0
0
0
0
-
-
- - - -
-_y- - - - -

---

2 OI
rablcdu i.3.-
: Production par recrue multiengins du listao Atlantique est :
tanneurs de Téma et autres pêcheries, sans limite d'âge à la Ière capture
(milliers de tonnes métriques)
(a) Production par recrue
des tanneurs Téma
MULTIPLICATEUR
5 . 0
9
1 7
VECTEUR F
2 . 0
1 5
2 9
Pêcheries non
1.0
19
3 6
TEMA
0 . 5
2 2
4 0
0
2 5
4 6
R F
.5
1.0
MULTIPLICATEUR F CANNEURS TEMA
(b) Production par recrue
autres engins
MULTIPLICATEUR
VECTEUR F
Pêcheries non
1.0 89
80
TEMA
MULTIPLICATEUR F CANNEURS TJZMA
(c) Production par recrue
toutes Dêcheries
r
,
r
MULTIPLICATEUR
5 . 0
152
151
151
151
149
VECTEUR F
2 . 0
127
132
135
140
147
Pêcheries non
1.0
89
100
108
122
141
TEMA
.5
54
7 0
84
104
136
0
0
2 5
4 6
RF
. o
.5
1.0
2.0
5.0
MULTIPLICATEUR F CANNEURS TEMA

---

2 0 2
Tableau 14.- : Production par recrue multiengins du listao de l'Atlantique est
avec tc à 2. ans : tanneurs de Téma et autres pêcheries (en milliers de tonnes
métriques)
(a) Production par recrue des
tanneurs Téma avec tc à 2.0 ans
~-
- -.- .
5.0
MlJLTIPL.lCIB.0 9%
2.0
VECTEUW i
Pêcheries non
1.a
.5
TEMA
.Q
- -
RF
~~
- - - -
MULTIPLICATEUR VECTEUR F
CANNEURS TEMA
(b) Production par recrue des autres
enginsavec tc Zi 2.0 ans
MULTIPLICATEW?
VECTEUR F
Pêcheries non
TEMA
MULTIPLICATEUR VECTEUR F CANNEURS
TEMA
(c) Production par recrue tous engins
avec tc à 2.0 ans
MULTIPLICATEUR
VECTEUR F
Pêcheries inox:
TEMA
MULTIPLICATEUR VECTEUR F CANNEURS
TEMA

---

2 0 3
fableau lb.- : P r o d u c t i o n p a r r e c r u e m u l t i e n g i n s d u listao d e l ’ A t l a n t i q u e e s t
p ê c h e r i e s d e l ’ A n g o l a e t a u t r e s p ê c h e r i e s
( a ) P r o d u c t i o n p a r r e c r u e
Angola
MULTIP LICA’I’EUR VECTEUR F
!
Autres p ê c h e r i e s
5.0 1.0 1.8 3.7
2.0 1.6 3.3
1.0 2.1 4.2
.5 2.4 4.8
0
MULTIPLICATEUR VECTEUR F CANNEURS
ANGOLA1 S
(lb) P r o d u c t i o n p a r r e c r u e
d e s p ê c h e r i e s n o n A n g o l a i s e s
MULTIPLICATEUR VECTEUR F
r
r
A u t r e s p ê c h e r i e s
5 . 0 1 5 0
149 148 146 142 135
2 . 0 1 4 0
138 137 134 128 118
1 . 0 1 0 7
E 105 104 102 97 88
.5 68
67 67 65 62 56
0
0.5 1.0 2.0 4.0 8.0
MULTIPLICATEUR VECTEUR F CANNEURS
ANGOLAIS
( c ) P r o d u c t i o n p a r r e c r u e
toutes pêcheries
MULTIPLICATEUR VECTEUR F \\
I
Autres p ê c h e r i e s
5 . 0
150
150
150
150
149
149
2 . 0
140
140
140
140
141
142
1.0
107
108
108
110
113
118
0 . 5
68
70
7 1
74
80
9 0
0
0
2 . 8
5 . 6
1 1
21
39
0
0 . 5
1.0
2 . 0
4.0
8.0
MULTIPLICATEUR VECTEU’R F CANNEURS
ANGOLAIS

---

----
uIIIIy---I--*~*~
--
---,
,.
.
.>-,,,.,,.

---_-

.
.
2 0 4
‘Tableau Ih,- : 14 jus tement du modèle global ; yrI ses efforts de pêche,k = 3 ;
lista<, de l’Atlantique est i:meilleur v =: *‘I
Tableau 17,- : Ajustement du modèle global du,x données d’effort calculées
sans senneur moyen P ii 5 80-81
Tableau 18.~. : Ajustement du madele global aux données d’effort calculées
sans SM FIS et avec pue Téma corrigees (espZ!c.e
et standardisation effort)
Tableau %9.- : Ajustement du m$dèfe global ;, prisesPmortalités par pêche,
k
= 3 , listao de 1 ‘Atlantique est,
y - - . , - -
. - - -

---

2 0 5
(a>
Figure l.- : Fréquences de taille des listaos (moyenne 1975 à 1981, en pour-
centage), par classe de 1 cm de longueur à la fourche,
(a) pour les pêcheries de l’Atlantique est
(b) pour les pêcheries de l’Atlantique ouest

---

a
-
-
-. . . - - - -
~I.yRI------.~- -
- _ _ ,“1 . . . . --.-< “--.-
2 0 6
6
5
G
1
2
\\
Fipre 2 - - - : Croissance du listao en Iongueuk. et en poi.ds retenue dans l’analyse
b
2
80
I
1
I
I
I
I
I
I

---

F i g u r e 4.- : p u r? u t i l i s é e s d a n s l e c a l c u l d ’ u n i n d i c e d ’ e f f o r t listao
- Effort Calculé sans canneurs TEMA
avec senneurs moyens FISM (a) ou
sans ceux-ci (b)
- Effort calculé sans semeurs moyens
FISM avec tanneurs TEMA

---

--__
,I ., . “~ -.<-.
---.---“-.
--m-w...”

*--L---..IU
711P
-
----
2 0 8
I
70
7 >
FS@
CLASSE D
D ’ AGk
z COHORTE
z
dam 1 ’ A t lant-ique e s t
Y
I
PRISE
1’
EN MILLLONS
II
30
CLASSES
25
20
72 ,’
15
1 0
5

---

---

._“.. -e-m
1
2
3 494-E
10
S
a

---

El 1
Figure 9 (b) .- : P r i s e s t r i m e s t r i e l l e s r é a l i s é e s s u r l e s c o h o r t e s 1 9 7 3 à IY8U
d a n s l ’ A t l a n t i q u e o u e s t .

---

fl-
p-mm--
/II---_J_~-_u___--~.~.,-----
,_<
-__
<-..
-----
.---.
2 1 ‘ 2

---

21 3
S.
4
3
2

---

Figure 12,- : Vecteur des mortalités par pêche moyennes calculées pour I’At-
lantique est pour M = CI.6 et M = 0.8 dans l’hypothèse recrutement constant
et dans les hypothèses d’un stock soit assez fortement exploité (F max‘) .mo-
dérément exploité (F min). Les F moyens sont calculés pour 3 périodes C=a--
ractéristiques de I’Gvolution des pêcheries
1970 à 1973, 1974 à 19’77,
1978 à 1981,

---

4
2
3
4
5
6
F i g u r e 13.- : V e c t e u r d e s m o r t a l i t é s p a r p ê c h e m o y e n n e s c a l c u l é e s p o u r l’At-
lantique ouest pour M = 0 . 6 e t M = 0 . 8 d a n s l ’ h y p o t h è s e r e c r u t e m e n t c o n s t a n t
e t d a n s l e s h y p o t h è s e s d ’ u n s t o c k a s s e z f o r t e m e n t e x p l o i t é ( F m a x ) o u m o d é r é -
m e n t e x p l o i t é ( F m i n ) . L e s F m o y e n s s o n t calculés pour 2 périodes caractéris-
t i q u e s d e l ’ é v o l u t i o n des pêcheries : 197’3 à 1 9 7 6 , 1 9 7 7 à 1 9 8 1 .

---

Figure 14.- : Vecteur des mortalités par ;)&C~C moyennes calculées pour 1’ At-
lantique total pour M = 0.6 dans les hypothijses recrutement cons tant et d ‘un
stock assez fortement exploite (F max), pérsode 1979-1981.
Biomasse ! 100ot)
F MIN
.P .
,
I
v
70
7 ii
80 ANNEE
F i g u r e 15.- : !::volution d e l a biomassc tic, 1 i.:Bt;icl Ar i.a.nt:ique est dans des hypothèses
E‘ m a x . (recrutemenl- c o n s t a n t !>!!!I milli.or~:,j, )‘ min. (re(*rutement constant 250
millionq) et FPROR ( r e c r u t e m e n t vnrinbl~~ 3 S*i! r&e~~~, rnoy~~n 1 5 7 m i l l i o n s ) .

---

21 7
RECRllTEHEtiT
CO0
A : F79 - .555
F79 = &5
B : P79 - ;280
F7Y - F68x5
C : F
= .s55
79
F79 = F68x3
D : F,9 = .28D
F79 = F68x3
F i g . HI .- : Variations du recrutement selon la tendance et le
niveau de la mortalite par péchc (j c.3.2)

---

21 8
,
.
1---T@-
I
2
3
6
AGE
F i g u r e 16.~- : Taux trimestriels d e morealie~ par pêche en fonction de l’âge ;
H - 0 . 6 , . F a j u s t é a l ’ e f f o r t , r e c r u t e m e n t v a r i a b l e ; moyenne des années 1979 à 1981
F
EFFORT’
.50
50 ’
.ions
.30
.20
. 10
‘--P
75
8 0
AN D E
PECHE
F i g u r e 19:- : Effort d e p ê c h e e t t a u x d e m o r t a l i t é s p a r p ê c h e a n n u e l s m o y e n s
PaiculGs d a n s L a s o l u t i o n F p r o b d e l’analvse d e s c o h o r t e s d e 1968 J 1981 avec
tn r e c r u t e m e n t ->:Iriable

---

2 1 9
AGE PREMIER]<
CAPTURE ( t c)
?'aux instantanë de mortalité par pêche (F)
Figure 20. - : Modèle de production par recrue à F et M constants (M = 0.6)

---

220
Figure 21.- : HodSlr de production par L-L’C~UL atlantique est SI - 0.b

---

i.0
Figure 23.- Modèle de production par recrue atlantique ouest M = 0.6
.s
f.0
c-=

---

2 2 2
ACE
jr
PREHIERE
CAPTUKE
4.0
Hultiplicateur d< F
LI
Multiplicateur de F
3.0
AGE
PREKIERI
cAmJRE
k
r.-e
i.*
3-o
Hultiplicateur d e F
F i g u r e 25.- : Production par recrue selon divers sch6mard’exploitation :
(a) le Vecteur des F moyens par âge de l’Atlantique ouest, pbriode 1979-198
hypothese F min. M = 0.6, recrutement constant
(b) le Vecteur des F moyens par âge de 1”Arlantiqus total, pêriode 197:-1qR
hypothèse F max, M = 0.6, recrutement constant
( c ) l e Vect,eur d e s F m o y e n s p a r â g e d e 1 ‘Atlanl~qu~~ e:;t: ptirl 61 ‘“‘9-19’Tci -
hypothèse + prob. Q H = 0 . 6 , rezrutemenf variable

---

2 2 3
- t:ANNEURS 'l'EM:r
O-Q AUTRES
*OC
O--QI AURES
80 4
.
, CANNEURS
ANGOLA
.0t
02
.OI
c
.* ‘igure 26.- : Vecteurs E par âge des pêcheries des tanneurs de Téma et de
1 'Angola comparés aux mortalités par pêche des autres pêcheries (Moyenne
78 à 81).

---

22 4
10
20
SO
q
S O
6oKmxl
F i g u r e 27.- : Modèle de production ajust6 au l’Atlantique est pour 3 = G.1
et 2 et k = 3. L’effort de pêche est calcul6 à partir de la pue excluant
les semeurs moyens FISH en 1980-81 et incluant les pue de Téma corrigées.
Figure 28.- : Relation entre féconditg et age utilisge

---