Le voilier de l’Atlantique Est, Istiophorus ...
Le voilier de l’Atlantique Est,
Istiophorus aibicans (Latreille, 1804). Quelques aspects de la
biologie et de 1 ‘exploitation,
Corinne CAPISANO
Ce travail a été réalisé d'Avri1 à Octobre 1988 au CRODT* dans
le cadre d'un stage
de fin d'études d'ingénieur agronome,
spécialité halieutique, de l'ENSAR**.
*
CRODT, DP 2241.DAKAR Sénégal
** ENSAR, Route de Saint Drieuc 35000 RENNES l?rance
35
--
‘.-
--.*.#l----‘
, . ,
REMERCIEMENTS
En premier
lieu je tiens
S. remer-ci er
Mansi eur
Reynaud, F. II. G. des Sirops Teisseire (Francei , c_anc qui Y
f inanciérement, je n 'aurais pas pu faire cette @tude,
Je remercie ensuite:
- la
direction g&nérale
de l'ClRST!3l de Paris et la
direction de
1 . ‘CIRSTQM d e Dakat-
p o u r le5 facilités
qu'elles m'ont
accordées, et
la direction
q&nPrale d e
1 ’ rnsti tut
Sén&gal ai ç
de
Recherches
Cigricole5
pour
m’avoir
acceptée
au
Centre de
Recherches
Dcéanographi ques de
Dakar Thi woye
(CROI?T~ e
t
pet-mis
1 'accés aux moyens calculs;
-l'ensemble
deci
m e m b r e s d u
CRODT
e t
tout
particuliérement le
bureau cal.cul '1
qui m’a
ai déc dans
me-, périgrinations
i n f o r m a t i q u e s , e t
la section
pêche
artisanale,
5ans
qui la
correction
deç
f i c h i e r s
sénégalais n 'aurait pu ?ktre effectuée;
- l e s
membres du
club de p&.zhe sportive de Dakar et de
1 'hbtel Savanna
qui m'ont
permis d ‘embarquer sur 1 eut-s
bat eaux tl
Enfin je
remercie
tout
particuli&rement
Alain
Fonteneau et
Taib Diouf
pour
1. e
temps
qu'il5
m’ont
consacré.
36
R E S U M E
C=ette
étude
t r a i t e d e
1 ‘Istiophoru5
a.lb I 1: a !-{ 5
de
1. ‘Atlantique Est.
C)n y
effectue une r-E-vi si on des stat i sti queç
pa.langriéres japonaises,
coréennes, cubaines et tai wanai5es en
prenant comme
référence 1 E-S
données japonai seç
supposées 1 es
mei 11 cures m
Les
stat i st i ques
d e
l a
pêcherie
a r t i s a n a l e
s&négal ai se sont y
~1 le5 aussi V
révi sties. Les résultats d e c e s
estimations
différent
notablement des
c h i f f r e s o f f i c i e l s
des
b u l l e t i n s s t a t i s t i q u e s
de 1 ‘ICCAT.
L’évolution de la pêcherie
appara.Ft nettement:
diminutian des
t o n n a g e s et des prises par
unité d ‘effort
d e l a pk?cherie p a l a n g r i é r e e t f o r t e c r o i s s a n c e
d e s p&cherieç artisanales ouest-africaines.
Certains
paramétres
biologiques
d e c r o i s s a n c e
e t
-de
mortal. 1 té sont
cal CU1 éc, S. p a r t i r d ’ é c h a n t i l l o n s d e f r é q u e n c e s
dE t a i l l e
d e l a
p ê c h e r i e a r t i s a n a l e s&négalaise, U n e r e l a t i o n
ta.i 1 I e-.poi ds et
une0 courbe
d e croissance
sont obtenues. Ces
r&sul t a t s n e
peuvt-n t
cependant
@tre
considérés
comme
entiérement f i a b l e s
du fait
de nombreux
problcfimes
qui
sont
di E~cL\\~&s.
L’examen deç cartes de dençité du voilier 9 calculées avec
la. méthode
de Honma (1974) ‘i permet de retenir 1 ‘hypothkse d’un
stock d a n s la zone Centre-Est,
L ‘ktude dynamique a été effectuée sur ce stock particul ier w
Le modéle
global génGra.1 isé
de F’el la
et Tomlinson est ajustk
a u x donn&es
de prises
e t d ’ e f f o r t
révis&es d a n s c e t t e é t u d e .
Les mei 11 eur 5
ajustements sont
obtenus pour
des paramétres m
compris entre
Oet 1, le
stock ne
semblant pas encore avoir
0.t tei nt un
n i v e a u d e p l e i n e
explnitation.
Une
anal yse
des
cohartes
est
menée:
l e s
captures
par
engins
sont
ce1 i es
révi sées 11 L a m a t r i c e d e s
p r i s e s p a r Crge e s t est.imée d e l?bi &.
1986 puL~.r-
3 engins;
l a palangre:,
l a l i g n e & m a i n e t l e f i l e t
maillant.
Les anal yses
de cohorteç sont conduites dans 1 ‘hypothése
d ‘un recrutement
constant et
d ‘un stock
proche de
l a p l e i n e
exploita.tion,
p u i s
dans
1 ‘hypothése
d ‘un
recrutement
décroissant . Avec
1 a deux i éme
h y p o t h é s e l a s o l u t i o n
obtenue
f o u r n i t d e s
estimations de biomasse qui sont en accord avec 1a
baisse importante
d e s pue palanyrières de
1 9 6 0 a
1986. L a
v a l i d i t é d e s
deux hypothkes
et des
r é s u l t a t s corresp0ndant.s
est di. scutée
e t l e
recrutement constant semble biologiquement
1 ‘hypothése 1 a
pluç vraisemblable.
Les données de base de ces.
anal yses d e
cohortes
étant
cependant
peu
f i a b l e , i l
e s t
d i f f i c i l e d ’ a p p o r t e r c!ne r&pOnSe c a t é g o r i q u e =
ries calculs de production par recrue sont réalisés avec les
taux de
mot-ta1 ité par
ptyche
moyen
par
%e
dans
l e s
deux
hypothéses.
Malgré les incertitudes concernant les résultats, 1 ‘étude
conc 1 ut que
l e çtock
d e voilier de 1 ‘Atlantique Centre-Est ne
montre pas
d e signe
de suresploitation
e n dépit
d e l a f o r t e
baisse des pue palangriéres.
37
This paper
s t u d i e s t h e
bicr1ogj.y a n d stock assessment of
s a i l f i s h ,
i 5 t i i.> p h i.> Y u -Ç
albicans,
ï3f
the
East
Atlanticn
The
japanese, karean <I cuban and taiwanese longline data are revised
using as
ref erence the
j a p a n e s e d a t a which are supposed ta b e
t h e best. T h e d a t a o f t h e s e n e g a l e s e a.rtisanal f i s h e r y are a l s o
revised.
The
resul t 5
o f
these
rst i mat i ons
provi des
data
substanti a1 1 y dl. f f erent
from the I C C A T da.ta. The trends of the
f ishery are
clear: decreasc
o f the cat.ch a n d t h e cpue o f t h e
longline f i s h e r i e s a n d a
s t r o n g inrrease
o f t h e West-AQrican
artisanal catches.
S o m e biological
parameters - gr-owth rate and mortality -
are estimated
using the
size f r e q u e n c i e s o f
the
senegal ese
artisanal f ishery.
A l e n g t h - w e i g h t
r e l a t i o n ç h i p
and
growth
CU.TV@
are
obtained.
Th(+EX?
recul Ç: 5
s h o u l d be
consi. dered
prel i mi nar y and
not completly
sure 5
several
major
probl emc
eitill remain.
A study
o f t h e
densi ty charts
calcul ated wi th
Honma ’ s
m e t h o d i n d i c a t e s that t.he h y p o t h e s i s of a çttick i n t h e central-
eastern area
cari b e
retai ned S The
!E:tcxk assessment s t u d y h a s
b e e n carried out o n t h i s s t o c k .
The general ized
p r o d u c t i o n mode1
according ta F’el 1-a and
Toml i nson has
been ad justed
t a t h e
revised catch
a n d e f f o r t
d a t a . The best ad justments were obtained for m between (5 and 1.
The stock
does n o t
yet seems
t a be f u l l y exploited.
Cohor t
anal yses wrer
carr i ed out : t h e catches b y g e a r a r e t h e r e v i s e d
d a t a . T h e c a t c h b y
age matr i x waç estimated from 1961 to 198cP
f o r S gearsg l o n g l i n e , h a n d l i n e a n d gill n e t .
T h e cohort
anal yses wer e
carr i ed out.
a c c o r d i n g to
twc3
hypotheses: a1
constant recrui tment
a n d a
s t o c k a l m o s t f u l l y
exploited,
a n d b) decreasing recruitment. This second hypcsthese
provides p o p u l a t i o n s i z e
estimates well f i t t e d t-o t h e longline
cpue whi ch
shows a
strnng decrease
f r o m 1.9&3 t a
1986,,
The
val idi ty
Gf
these
two
hypothese5
is
cl i scussed j
the
one
considering
const.ant
recrui tment
5ef3ms
b i o l o g i c a l l y
more
r e a l i s t i c . T h e d a t a b a s e af t h o s e cohor-t a n a l y s e s a r e net s u r e
a n d i t ’ s difficult t a give a categoric: a n s w e r .
Yield per
recruit calculation5,
a r e carried out w i é h t h e
average f ishing patterns under the two hypot.heses.
The study concludes that the central-eastern sailfish stock
does n o t
show any
s i g n c3f
overexplaitation i n
spite 0-F
the
s t r o n g d e c r e a s e o f longline cpue.
38
I N T R O D U C T I O N
Les poissons pûrte-épée sûnt regroupés en 2 familles :
- les Xiphiidae avec un seul genre, Xiphias ;
- les Tstiophoridae avec 3 genres, Nakaira,
Tetrapturus et
Istiophorus.
Le voilier,
reconnaissable
à sa première dorsale en forme
de voile considérablement plus haute que la hauteur du corps,
fait
partie du
genre
Istiophorus. Le
voilier de
l'Atlantique est cité
sous
l e nom d'I.stiophorus albicans
(LATREILLE,
1804) pour
le distinguer du voilier de l'Indo-
Facifique,
Istiophorus platypterus
(SHAW et NODDER, 1791).11
n'est cependant pas
rare de voir les 2 formes réunies sous
l'appellation Istiophorus platypterus
Contrairement à d'autres grands pélagiques comme les thons
ou l'espadon, Xiphias gladius, le voilier n'est l'espèce cible
d'aucune pêche industrielle et les tonnages déclarés sont
faibles.
Four
1986 (la Commission Internationale pour la
Conservation des Thonidés de l'Atlantique (ICCAT) donne les
chiffres
suivants :
154481
tonnes
d'albacores
f Th unnus
albacares), 20750 tonnes d'espadons et seulement 3642 tonnes de
voiliers.
Cependant ce dernier chiffre est peu fiable du fait des
mauvaises statistiques des différentes pêcheries qui capturent
du voilier :
- Les prises de la pêche sportive, dont c'est l'une des
espèces cibles, sont fort mal connues pour plusieurs raisons:
(1) l'échantillonnage de cette pêcherie est très difficile du
fait de la multitude des points- de débarquement et leur grande
variabilité;
(2) les pays qui ne sont pas membres de l'I.C.C.A.T. -donnent
leurs statistiques de pêche à la F.A.O. (IYood and Agricultural
Organisation)
qui
s'intéresse
exclusiveme-nt à l a
pêche
professionelle.
Les prises de la pêche sportive et récréative
ne
sont donc pas
comptabilisées
et dans l'Atlantique-Ouest,
notamment les Caraïbes où cette activité est très pratiquée,
cela biaise les statistiques de manière non négligeable.
- Les pêcheries artisanales africaines ne sont pas toutes
échantillonnées ;
- Les
palangriers,
et les senneurs,
pour lesquels le
voilier
n'est
qu'une
prise
annexe,
souvent
rejetée,
fournissent,
quand c'est le cas, des statistiques notoirement
sous-estimées ou mélangées à d'autres espèces
--
39
-
Quels que soient les tonnages Gels, le voilier ne présente
que
peu
d'intérêt,
sur
le
plan
mondial,
pour
la pêche
professionnelle.
Les programmes nationaux et
internationaux
récemment mis en place afin de mieux connaître cette espece,
jusqu'ici peu etudiée et fort mal connue, n'ont donc vu le jour
que sous l'impulsion des pêcheurs sportifs dont les intérêts en
matière d'aménagement divergent notablement de ceux de pêcheurs
industriels.
Ils se doivent en effet de maintenir le stock à un
haut niveau de prise par unité d'effort (pue) et de biomasse
alors que les palangriers et les senneurs ne s'alarmeraient pas
de sa disparition.
L'idée que les captures de ces pêcheries
industrielles seraient importantes par rapport aux autres, et
notamment
les
pêches
artisanales
elles-mêmes
en
plein
développement,
a donc suscité l'inquietude au sein de ce groupe
financièrement puissant des pêcheurs sportifs, Aussi certains
organismes
internationaux telle l'ICCAT, ou 1'IATTC (Inter-
American Tropical
Tuna
Commission)
ont
mis en
place des
programmes d'étude sur les poissons porte-épée dans lesquels le
voilier tient une place importante.
Cette étude,
qui s'incrit dans le programme istiophoridés
du Sénégal,
s'intéresse
uniquement à
l'Atlantique Est où
l'individualisation d'un ou plusieurs stocks est probable et
pour lequel
les statistiques sont meilleures que celles de
l'Atlantique Ouest. Les objectifs poursuivis sont les suivants:
- Corriger les statistiques palangrières afin de tenter
d'obtenir une base de données fiable ;
- Essayer de déterminer la structure du ou des stocks
présents dans l'Atlantique Est ;
- Améliorer ou
établir certains paramètres biologiques,
notamment ceux de la croissance qui nous seront utiles dans les
calculs de dynamique des populations ;
- Evaluer le niveau d'exploitation du ou des stocks.
A l'issue de cette étude nous espérons être en mesure de
lever un
certain
nombre
des
incertitudes
qui
concernent
1'Istiophorus albicans: l'identité des stocks et leur état
actuel,
l'importance
relative des différentes pêchesies,leur
impact sur le ou les stocks et leur évolution possible.
40
CHAPITRE 1 DESCRIPTION DES
PECHERIES DE VOILIER DANS
L’ATLANTIQUE EST
Le
voilier
est
un poisson
assez
commun
dans
'les eaus
tropicales de l'Océan Atlantique 06 de nombreuses pêcheries de
surface et de subsurface capturent cette espèce.
La présence
de voiliers est
fortement corrélee à la
température des eaux: en dessous de 23-25" C on a très peu de
chance d'en rencontrer. De ce fait,
dans les eaux où la
température baisse en dessous de ces isothermes (Sén&gal par
exemple) la pêche au voilier est une activité saisonnière.
1 o 1 a LES PECHERIES SPORTIVES
Les pêcheries sportives de voiliers sont distribubes dans
l'Atlantique Est au Sénégal et en Côte d'ivoire.
La pêche se pratique à bord de vedettes rapides avec des
cannes à
moulinet dont les lignes sont accrochees à des
tangons. Trois lignes maximum sont installées et les hameçons
sont boettés avec des sardinelles plates,
Sardinella eba, des
sardinelles
rondes,
Sardinella maderensis ou des demi-becs,
Hemiramphus brasiliensis,
La pêche sportive de voilier la plus importante est celle
du Sénégal où elle se pratique surtout autour de la presqu'île
du Cap Vert ffigurel) de juin à octobre. Les principaux centres
de débarquement
sont
Dakar,
Ngor 9
les
Almadies et
Saly
Portudal.
Le voilier est quasiment la seule espèce cible des
pêcheurs
sportifs (très
peu de
marlins
bleus,
Makaira
nigrieans,
sont pris chaque année) et tout est mis en oeuvre
pour en capturer. Les vedettes partent vers 9 heures du matin
et effectuent le plus rapidement possible le trajet jusqu'aux
sones où des concentrations de voiliers ont été repérées,
Les
concentrations de voiliers sont en général bien localisées sur
des zones réduites de quelques milles (sur des fonds de plus de
50 mètres de profondeur) et elles sont suiv-ies d'un jour à
l'autre par les vedettes.
Toutes sont équipées de radio et
l'information circule vite. Quand aucun voilier n'est visible,
les pêcheurs essaient alors de localiser au sondeur des bancs
de petits poissons pélagiques où les istiophoridés pourraient
être en train de se nourrir.
En fait,
l'observation d'un seul voilier suffit les jours
de faible apparence à regrouper l'ensemble de la flottille de
pêche sportive.
Il est intéressant de noter que si l'arrivée des voiliers
dans les eaux sénégalaises est nette
,elle suit directement
l'arrivée des eaux chaudes en juin,
leur départ est beaucoup
plus variable dans le temps: certaines années en effet ces
poissons disparaissent (i.e.
on n'en aperçoit plus) avant le
refroidissement des eaux.
Enfin, en ce qui concerne les habitudes de pkhe, on
remarque
que depuis quelques années
les pêcheurs dakarois
41
- 1 8 . 0
- 1 7 . 5
- 1 7 . 0
-16.5
- 1 6 . 0
Figure 1: Zones de pêche du voilier par Ees pêcheries sportives et artisanales sénégalaises
42
emploient des lignes de résistance de plus en plus faible: les
lignes
utilisées
ici
sont d'une
résistance
inférieure à 00
livres, qui est la résistance la plus courante sur l'ensemble
de l'Atlantique.
1,2 8 LES PECHERIES ARTISANALES
Les pêcheries artisanales actuellement
identifiées
sont
celles du Sénégal, de la Côte d'ivoire,
du Ghana et du Bénin.
Les
zones
de pêche étant à S-20 milles de la Côte,
des
embarcations légères,
ou pirogues,
équipées de moteurs hors-
bord sont employées.
Au
Sénégal
cette
pêche
est
pratiquée
autour de la
Fresqu'ïle du Cap Vert et un peu plus au nord (figure 1) avec
la même saisonnalité qu'en pêche sportive et toujours sur des
fonds de plus de 50 mètres de profondeur. Les principaux centre
de débarquement sont Kayar, Yoff et Soumbédioune. Dans ces 3
ports seules certaines pirogues vont à la recherche du voilier.
Elles partent alors vers 8 heures du matin et se regroupent sur
les
concentrations de voiliers.
Des lignes à main sont
utilisées avec quelques variantes :
- des lignes de fond boettées avec un appât mort, des demi-
becs. La pêche s'effectue pirogue arrêtée.
- des lignes de sub- surface auxquelles sont généralement
accrochées des chinchards,
Tr-achusus s p ,
vivants qui nagent
sous la pirogue arrêtée.
Simultanément à la pêche du voilier les pirogues utilisant
ces deux premières techniques ont souvent des lignes de fond en
pêche pour d'autres espèces.
- des lignes traînantes (2 ou 3 par pirogue) associées
comme en pêche sportive à des leurres, L'appât est mort, et les
pirogues tournent en rond.
Dien sur,
selon que les voiliers sont en profondeur ou en
surface, l'efficacité de ces lignes varient beaucoup.
Ces dernières années on note une nette évolution de cette
pêche : il n'y a que 6-7 ans,
le voilier n'était qu'une prise
annexe
non
recherchée,
alors
qu'actuellement il
est
une
véritable espèce cible et les pêcheurs
s'embarquent avec un
matériel
approprié.
Cependant,
contrairement à la
pêche
sportive,
aucun artisan pêcheur ne part dans le seul but de
capturer
des
voiliers et
s'il
peut
pêcher
des
poissons
économiquement
plus
intéressants,
il
délaisse
ces
istiophoridés,‘ La présence
de voilier n'implique donc pas
toujours de nombreuses prises,
Au Ghana, en Côte d'ivoire et au Bénin, les pêches qui ont
lieu toute l'année, sont faites en surface avec des filets
maillants principalement et des lignes à main.
Par ailleurs,
dans ces 4 pays il
arrive que de petites
sennes
capturent
accidentellement
des
voiliers
qui se
nourrissent au
milieu du banc de poissons visé par
les
pêcheurs,
Enfin, la
plupart
des
pays
ouest-africains
ont
des
pécheries
artisanales
qui
capturent
aussi
des
voiliers.
43
Toutefois l'importance réduite de ces flottilles, comparees à
celles du Ghana et du Sénégal, laisse penser, en l'absence de
statistiques officielles, que ces prises sont faibles
Ie 3 o LES PALANGRIERS
L’es
palangriers
qui
opèrent
dans
l'Atlantique
Est;
exploitent les zones de distribution du voilier qui constitue
pour eux
une
pêche
accessoire
aux
prises de thonidés et
d'espadon,
La pêche a la palangre consiste à mouiller en pleine eau de
longues lignes dormantes portant des hameçons disposés de façon
régulière,
Une
palangre
est
Constit*uée
:ear
une
suite d'élements
contenu dans un panier . Chaque panier contient 360 mètres de
ligne principale, 20 mètres de ligne flottante et des avançons
(7 pour la palangre
flottante,
plus de 10 pour la palangre
profonde) de 22,5 mètres chacun. Le nombre de paniers mis bout
à bout à chaque pose varie de 220 à 500 unites.La pose,
totalement manuelle, s'effectue de 2 à 8 heures du matin, le
bateau se déplaçant à 8 noeuds.La remontée, semi mécanique,
débute vers
11 heures du matin et
se
poursuit
jusqu'au
lendemain le bateau ayant une vitesse de 3 noeuds. Les hameçons
boettes avec un appât mort,
généralement le Cololabis saira,
sont mouillés à des profondeurs variables :
50 à 120 mètres
pour les palangres flottantes et 50 à 250 mètres pour les
palangres profondes.
Les flottilles palangrières actuellement en activité dans
l'Atlantique
Est sont les flottilles japonaise,
taïwanaise,
coréenne et cubaine. Les zones de prospection sont différentes
selon les espèces ciblestfigure 2).
Deux flottilles n'ont semble-t"il jamais changé d'espèce
cible, donc de zone d'activité:
- la flottille taïwanaise, qui recherche le germon, Thunnus
a l a l u n g a ,
répartit l'essentiel de son effort au nord et au sud
de la zone intertropicale;
la
flottille
cubaine
qui
pêche
dans la
zone
intertropicale,
son espèce cible étant l'albacore.
Quant aux deux autres flottilles, leur effort s'est déplacé
au cours de la période 1957-1986:
- les japonais ont pêché préférentiellement l'albacore et
le -thon rouge, Thunnus thynnus thynnus, du début de la pêcherie
aux
années
1972-73
puis 'leur espèce cible principale est
devenue progressivement le tho:n obèse, Thunnus obesus, et leur
flottille s'est déplacée au nord et au sud des tropiques;
- la flottille coréenne qui recherchait surtout l'albacore,
s'intéresse depuis les années 1982-83 au thon obèse (J.U.
LEII,1985).
Les changements de ces deux flottilles ne sont cependant
pas de
même
importance:
la zone
de pêche
actuelle
des
palangriers japonais n'a plus rien ;i voir a.vec celle de la
période historique (1956-1972), alors que l'évolution de la
pêcherie coréenne, qui concerne surtout les gros palangriers,
n'a fait qu'étaler quelque peu son effort de part et d'autre
des tropiques.
44
Figurez: Effort des paiangriers japonais, cubains, coréens et taiwanais dans l’Atlantique,
PriociJe de la cartographie
.,““--” . . . . . . . . . . . . .
“...“.“l”*,<,l”.....,.~. ,“..I. ..,.,.l*.,.
Les données des fichiers représentés sont par 5’ mois; chaque cercle est une valeur nouvelle observée
dans les années que l’on sélectionne et a une surface proportionnelle au paramètre tracé. Les cercles sont
positionnés de façon aléatoire dans chaque carré de 5’.
Lié à la recherche du thon obese,
il y a eu aussi pour ces
deux dernières pêcheries un changement dans l'engin de pêche.
En effet,
la palangre profonde,
introduite depuis
1980 dans
l'Atlantique Est par les japonais (SUZUKI et ECUME, 1982) et qui
visent à capturer les gros patudos abondants dans les eaux.
profondes,
est actuellement davantage employée par les japonais
et,
à un moindre degré,
par les coréens que la palangre de
surface.
Xotons aussi le développement récent dans la zone ouest
africaine de la flottille de palangriers espagnols et portugais
qui recherchent l'espadon dans les eaux côtières de cette zone,
Dien qu'aucune capture ne soit déclaree par cette flottille, on
sait par des observateurs qu'elle capture des voiliers en
nombre significatif, ceux-ci 'étant soit rejetés soit utilisés
comme appât.
104 m LES SENNEURS ET LES CHALUTIERS PE~A~IQU~S
La pêche à la senne consiste, apres avoir repéré un banc de
poissons
suffisamment
compact, à
l'encercler au moyen d'un
filet coulissant dont on réduit progressivement le volume.
'Des pêches à la senne de sardinelles et à. la senne à thons
(dont la taille des mailles et du filet entier est supérieure .à
la première) capturent parfois accidentellement des quantités
relativement
importantes de voiliers en Côte d'ivoire, au
Ghana, au Sénégal et au Dénin
Dans des conditions similaires,
il arrive que des chaluts
pélagiques capturent des voiliers
115 e CONCLUSION
L'exploitation du voilier de l'Atlantique Est est donc
complexe.
Selon
les
pêcheries, il
est
une
espèce
cible
principale
(pêche
sportive),
une
espèce
cible
secondaire
(pêcheries
artisanales
africaines) ou
une prise
annexe
non
recherchée et souvent rejetée
(pêcheries
industrielles).
Les
zones
d'exploitation
de ces diverses flottilles sont très
différentes et les intensités de peche à l'intérieur de ces
zones ont beaucoup changé: la zone intertropicale est beaucoup
moins
exploitée
actuellement
alors
que les eaux cotières
-africaines
subissent un
effort
de
pêche
croissant.
Ces
changements d'intensité de pêche dans les zones à voilier,
ainsi que l'évolution des engins
(passage 'de la palangre de
surface à la palangre- profonde,
amélioration des techniques
-africaines et diminution de la résistance des lignes dans la
pêcherie sportive dakaroise) devront être pris en compte pour
analyser la situation actuelle du stock et ses perspectives
d'exploitation.
46
CHAPITRE II MATERIEL ET METHODES
II 0 1 I STATISTIQUES
II.l..l
.STATISTIQUES
FALANGRIRRES
L'objectif est d'établir, à partir des fichiers ICCAT de la
pêche palangrière internationale, des statistiques d'effort et
de captures, corrigées par carrés de 5 degrés de latitude et de
longitude et
par
mois
(carré
5"/mois) d u
voilier
dans
l'Atlantique Est de 1957 à 1986.
Les chiffres actuels soumis à 1'ICCAT par divers pays sont
très douteux pour cette espece et il est nécessaire de reviser
les déclarations de plusieurs pays afin de les remplacer par
des estimations jugées plus vraisemblables.
11.1.1.1. . WNNEES DE RASE
Nous utilisons les fichiers palangres de données de prises
et d'effort par carré de 5"/mois issus des échantillonnages des
équipages et
des
scientifiques et
fournies à
1'ICCAT.
L'ensemble de ces fichiers constitue la "tache 2 ICCAT". Les
pays pêchant de façon notable le voilier sont : Japon, Chine-
Taiwan, Cuba, Corée, Vénézuela et Brésil. Les pays ne pêchant
que dans l'Atlantique Ouest, le Crésil et le Vénézuéla, ne sont
pas pris en compte et seuls sont utilisés les fichiers du Japon
de 1967 à 1 9 8 6 , de Chine-Taïwan de 196i à 1985, de la Coree de
1966 à 1969 et 1974 à 1986, de Corée et Fanama de 1973 à 1985,
et de Cuba en 1973
et de 1975 à 1985 (le fichier CoréetFanama
provient des enquêtes ICCAT alors que le fichier Corée est
diffusé par l'office statistique coréen). Les captures sont en
nombre de poissons, excepté pour les fichiers Corée et Corée t
Fanama où elles sont en tonnes.
Certaines données ne semblent pas cohérentes :
JAFON : pour les années 1957 à 1960, début de la pêcherie,
les prises de voiliers sont anormalement faibles. Ceci est sans
doute le fait d'une mauvaise comptabilisation des rejets (H.
Suzuki,
com.
pers.) à une époque où les voiliers étaient
rejetés par les pêcheurs japonais.(tableau 1).
47
iableau l.- Prises d’is_Isioqhorus a&Ggs_ (en nornbrei d ’ a p r è s
les fichiers de la tache 2 de 1’ICCAT.
ANNEE
JAPON
CHINE
CUBA :OREE
O R E E (1)
TAIWAN
‘ANAHA
-
-
1957
1 905
1958
1 265
1959
4 474
1960
7 732
1561
22 438
1962
49 150
1963
31 182
1964
44 760
1965
56 390
1966
39 996
0
1967
31 601
8 8
lD6
1968
25 939
35 969
5 5 5
1969
12 339
19 850
6 8 8
1970
5 073
18 767
1971
5 441
42 691
1972
3 647
52 091
1973
3 154
15 645
1974
7 9 8
10 822
0
1975
1 805
4 793
0
0
0
1976
153
1 312
0
0
1 5
1977
1 068
6 1 7
0
0
0
1978
502
7 9 6
0
0
6
1979
8 4 9
1 3 9
0
0
130
1980
1 537
0
G
0
4 3
1981
2 283
0
0
0
9 5
1982
4 367
0
0
0
10
1983
2 532
0
0
0
17
1984
3 353
0
0
0
2 0
1985
3 886
0
0
0
31
1986
3 351
0
0
0
13
L
-
-
-
-
(1) de 1966 à 1969 données en nombre de poissons, puis de 1974
à 1985 en tonnes métriques.
cml?m
:
-J:pour la période 1.966 à 1969 les efforts en nombre
d'hameçons ne semblent pas cohérents avec le nombre de bateaux
en activité : le nombre de palangriers en activité durant cette
-période est deux fois moins important qu'en 1974. alors que le
nombre d'hameçons est au moins 25 fois plus petit, sans que
les caractéristiques des bateaux aient changée.
*il n'y a aucune donnée de 1970 à 1973
* pour la période 1974 à 1985 les prises de voiliers sont
mélangées
avec celles d'espadons,
Xiphias glis,dius, de ma'kaires
bleus, Makaira nigricans et de makaires blancs, Tetrapturus albidus,
Aucun chiffre ne peut donc être attribué au voilier.' (Dans le
tableau il y a donc des ekros),
48
*La comparaison
des tonnages obtenus à partir de ces
fichiers de la tache 2 avec ceux des bulletins statistiques de
1'TCCAT (tache 1) a montré que le taux de couverture des années
1975 à 1979 du fichier Corée est moins bon que celui du fichier
Corée + Panama que nous utiliserons donc sur cette période
(choix identique à celui du groupe de travail Drest 1984)
GUDA : * de 1966 à 1974 inclus, bien que la pêcherie ait
déjà commencé, il n'y a pas de données de captures,
* les prises de voiliers sont mélangées à celles d'espadons
et de makaires bleus et blancs :
CHINE-TAIWAN : les prises annuelles par carré de S"/mois
sont très
supérieures &
celles données dans les bulletins
statistiques de 1'I.C.C.A.T. . Ceci est en fait un problème qui
a déjà été soulevé lors de réunions antérieures de 1'1,C.C.A.T.
sans qu'aucune solution n'ait été apportée.
Enfin il faut savoir que dans la plupart des statistiques
palangrières
les chiffres donnés dans la catégorie voilier
comprennent toujours des spearfish, Tetrapturus sp.
Si ce
point est noté dans les bulletins statistiques de l'I,C:C.A.T.,
aucun
renseignement
sur la part respective des différentes
espèces n'est fourni.
Ainsi devant ces incohérences ou imprécisions, il nous a
semblé impossible
de retenir non seulement les données des
fichiers de la tache 2 mais aussi les déclarations actuelles
des bulletins statistiques de 1'I.C.C.A.T. .
11.1.1.2 . EVALUATIONS
Deux méthodes ont
été utilisées
selon que les données
d'effort semblaient correctes ou
non.
Dans les 2 cas les
données du Japon,
considérées comme bonnes à partir de 1961,
ont servi de base
à l'estimation des prises.
Four la Corée de 1966 à 1973
et Cuba de 1966 à 1974 nous
avons utilisé la taille des flottilles ,(i.e. le nombre de
palangriers en opération1 pour évaluer les prises de voiliers.
Connaissant le nombre de bateaux palangriers des deux pays
pour chaque année, et prenant comme référence les captures de
voiliers par bateau japonais à la même époque, nous avons
appliqué un
facteur
multiplicatif
au prorata- des efforts,
supposant des zones de pêche identiques,
Les prises obtenues
sont en nombre de poissons-.
L'estimation des -prises palangrières des pays dont les
statistiques sont douteuses ou absentes repose sur l'hypothèse
que les palangriers des divers pays ont les mêmes rendements en
voiliers que les palangriers japonais quand ils pêchent dans la
49
même strate 5"/mois. Si aucun palangïier japonais n'a explûité
les strates 5"/mois considérées,
c e sont les p.u.e. moyennes
mensuelles du Japon, dans la zone de pêche du voilier (.entre
20" nord et 20"
sud) qui sont utilisées. Toutes les pue dont
nous parlons ici sont des pue nominales par 5" mois (i.e. des
prises par nombre d'hameçons posés).
A partir du fichier japonais nous avons donc calcule les
pue par strates 5"/mois et les pue moyennes mensuelles de
l'Atlantique Est sur 3 périodes : 1.361-68; 1963-76 ; 13i7-85.
Cette division a été faite après examen de l'évolution des pue,
obtenues par la méthode de Honma (i.e. multipliées par l'indice
d'abondance de Honma) (Honma, 13741, des palangriers japonais
de 1356 à 1386,
La connaissance de l'évolution de la pecherie de voilier
dans
l'Atlantique
Est
permet
de
distinguer 3
périodes
(figure 3):
1361-68 : inise en place de la pécherie palangrière ;
1363-76 :
diminution
des
captures
palangrièïes
e t
développement des pêcheries artisanales ; 137/-1386 : pêcherie
actuelle.
* La période 1357 à 1360 n'a pas et& employee puisque se!;
chiffres sont supposés sous-estimés,
L'indice d'abondance de Honma repose sur une stratification
par carré de 5'/mois des statistiques de prises et d'efforts.
Le calcul se fait en deux étapes:
(1) les densités moyennes de l'espèce (qui sont des pue
moyennes)
sont calculées par
strates de 5"
mois durant une
période de référence. La période 1361 î 1979 a été retenue dans
la présente étude,
(2) un indice d'effort effectif est calculé en pondérant
l'effort nominal dans chaque strate 5" mois par la densité
moyenne de l.'espèce calculée précédemment afin de calculer un
effort effectif spécifique,
Cet indice de Honma est calculé
dans une
zone de référence quelconque, La présente étude a
retenu pour ces calculs statistiques la zone Atlantique Est.
Avec ces pue de Honma ont été réévaluées :
(1) les
prises du Japon
de 1357 à 1360 avec les FUE
japonaises
1961-68 (même
zone de pêche mais voiliers bien
comptabilisés et
sous
l'hypothèse
que
les
FUI?
ont
été
constantes de 1957 à 1970).
(2) les prises de la flottille- Chine-Taïwan de 1966 à1968
avec les FUE japonaises 1361-68.
(3) les prises de la Corée en 1374 ; de Corée t Fanama de
1975 à 1976
; de Cuba de 1975 à 1376 et
de Chine-Taïwan de
1969 à 76 avec les FUE japonaises 1369-76.
(4) les prises de la flottille de Corée et Fanama de 1977 à
1973 ;de la Corée de 1380 à 1.985, de Cuba de 1977 à 1985 et de
Chine Taïwan de 1977 à 1385 avec les PUE Japonaises 1377-85.
50
Figure 3
,Evolution iies prises par unité d’efîort àes palangriers japorrais (calculées avec la
méthode de Honma 1 sur le voilier gans l’Atlantique Est,
5 1
Les
taux. de
couverture de
s,tatistiques
soumises à
1'I.C.C.A.T.
n'étant pas de 100 % pour les fichiers Corée +
Fanama et Corée nous avons appliqué à cette flottille des
coefficients d'extrapolation. (tableau 2),
Tabieau 2.- Coefficients d’extrapolation appliqués i la
flottille coréenne
.---
ANNEE
COEFFICIENT
FICHIEF!
-
-
1974
1,844
Corée
1975
2,007
CoréetPan
1976
1,359
CoréetPan
1977
1,7E.O
CoréetPan
1978
1,724
CoréetPan
1979
5,688
CoréetPan
1980
2,014
Corée
Corée
ioree
Corée
lorée
Corée
II.iw1.3 . SEPARATION VOILIER/SPEARl?ISH
11 existe, de fait,
dans les déclarations japonaises de
voilier deux biais inverses:
-_
une
surestimation
par
déclaration de
tetraptures
(spearfish) comme voilier ; cette surestimation semble faible
dans l'Atlantique Est d'après
les observations de Bikawa et
Honma (Kikawa et Honma, 1983).
-- une sous estimation des voiliers du fait du peu d'intérêt
économique de cette espèce.
La résultante de ces deux biais est inconnue. Paute de
mieux nous devrons admettre l'hypothèse que nous ne faisons pas
d'erreur
importante
en
attribuant
les
tonnages
voilier/spearfish
aux
seuls
voilier dans
les
statistiques
japonaises puis, par les différentes évaluations, expliquées au
paragraphe précédent, dans les statistiques coréennes9 cubaines
et taïwanaises.
11.1.1.4 . PASSAGE DES FICHIERS EN NOMBRE A DES I?ICHIERS EN
POIDS
Deux nos fichiers les pri.ses sont déclarées en nombre de
poissons comme dans le fichier japonais. Il était cependant
indispensable de passer à des statistiques en poids. A partir
d'un fichier ICCAT de mensurations de voiliers des palangriers
de 1970 à 1985 et de la relation taille-poids établie par
Limouey (1980):
5 i!
P =
3,04x10-6 LO 3,163 (F en kg et LO,
longueur de
l'arrière de l'oeil à la fourche en cm), nous avons calcule le
poids moyen des poissons pêchés dans l'Atlantique Est. Nous
n'avons
cependant
pas
utilisé
toutes
les
mensurations du
fichier pour faire ce calcul. En effet ces mensurations ont été
effectuées à bord des palangriers par l'équipage, et non des
scientifiques, et un
grand
nombre
d'entre
elles
sont
inutilisables.
Ainsi nous avons
supprimé toutes les tailles
supérieures à 200 centimètres et l'ensemble des mensurations
taïwanaises signalées non fiables par 1'I.C.C.X.T.
Le poids
moyens
obtenu
avec les mensurations restantes
{cubaines et
japonaises) est de 25 kilogrammes et c'est ce poids que nous
avons utilisé,
y compris pour les années antérieures à 1970,
pour passer du nombre d'individus aux tonnages.
11.1.2. S T A T 1 S T 1 Q U E S
A R T I S A N A L E S E T
S P O R T I V E S
II. 1.2.1. SENEGAL
Les données de la pêche artisanale sénégalaise proviennent
des enquêtes effectuées par des techniciens du CRODT (C!entre de
Recherches Océanographiques de Dakar Thiaroye) dans les ports
de Kayar,
Yoff et Soumbédioune où est débarquée la quasi-
totalité
des
voiliers.
L'échantillonnage des captures s'y
effectue en sélectionnant un certain nombre de pirogues et en
échantillonnant ensuite à l'intérieur de ces pirogues. S'il y a
des voiliers ils sont tous comptés et une partie d'entre eux
mesures.
Les poids sont
ensuite estimés grâce î la relation
taille-poids de Limouzy (1980). Les mesures n'étant, là encore
pas faites par des scientifiques, on retrouve certains biais
d'échantillonnage dont nous parlerons ultérieurement. De telles
mensurations,
ajoutées aux erreurs de codage et de saisie sur
ordinateur (une mensuration de 150 centimètres peut, mal saisie
dans le fichier, devenir, selon les cas, 13, 150 poissons ou 1
poisson
de 500 centimètres) entraînent une fausse évaluation
des tonnages pêchés. Ces erreurs n'avaient malheureusement pas
été corrigées dans les fichiers informatiques du CRODT du fait
que le voilier
n'avait fait l'objet d'aucune étude. Après
correction d'un grand nombre de ces erreurs, nous avons obtenu
des statistiques différentes pour plusieurs années des chiffres
soumis antérieurement à 1'I.C.C.A.T. .
Les données de la pêche sportive sont recueillies aux
centres de pêche sportive d'Air Afrique, et de l'hôtel Savana
de Dakar ,
du club de pêche de Saly Fortudal et auprès de
quelques
particuliers
qui
répertorient
leurs
prises.
Généralement le chiffre exact des prises effectuées pendant la
saison
est
connu,
mais le nombre de mensurations est très
faible.
Les poissons ne sont presque jamais mesurés par les
pêcheurs et seulement pesés lors des concours, Les poids moyens
obtenus au cours de ces manifestations permettent cependant une
estimation pour l'ensemble des prises.
Pour ces 2 pêcheries,
les efforts de pêche sont donnés en
nombre de sorties et les FUE en nombre de poissons par sortie.
53
II.S.2.2. LE GHANA
La * pêche
artisanale
ghanéenne
capture
des
quantités
importantes de voilier mais les chiffres soumis à 1'I.C.C.A.T.
semblent sujet à caution pour certaines années. Far exemple les
bulletins statistiques donnent 449 et 16 tonnes pour les années
1982 et 1983 alors qu'en 1981 et 1984 il y a 1191 et 2101
tonnes (tableau 3). Il est fort probable que les tonnages n'ont
pas autant varié et nous avons estimé les prises de ces années
en
calculant
la moyenne
des 2
années
antérieures.
Ceci
supposant qu'aucun changement notable n'ait eu lieu sur ces 3
années nous n'ayons pas fait d'estimation pour les premieres,
années pour
lesquelles il
est difficile de savoir si les
faibles tonnages sont le fait de mauvaises estimations ou du
début de la pêcherie.
iableaupi.- Prises de voiliers en tannes métriques dans
l’ensemble de l’Atlantique selon les bulletins statistiques
ICCAT
--
ANNEE
JAPON
OREE
XNEG
HANA
IENKN 1
ANAM
1957
118
1558
119
1959
28
1960
215
1961
361
1962
600
2
1963
735
4
23
1964
1170
2
3
49
1965
2471
2
11
02
1966
1845
34
149
75
,567
678
183
??Il
71
76
968
97û
594
!75
14
7c
969
458
593
b43
il
81
970
594
698
t25
87
971
446
779
'67
il
112
972
221
302
'45
50
121
973
144
598
.65
)O
144
2
974
,137
248
59
!9
107
8
975
150
166
09
i2
136
22
976
137
270
65
15
167
11
977
47
64
1 1
i6
1613
138
978
20
52
32
!O
t5û
174
979
39
37
24
II
105
46
980
55
49
23
18
326
91
981
94
86
65'
.3
530
49
36
982
173
140
48
;9
692
16
48
983
69
108
7
18
461
01
0
984
91
51
7ï
14
154
i67
53
985
122
48
89
.9
278
00
50
986
103
0
72
15
&iY2
041
25
- -
- -
54
II.1',2,3. LE DENIN
L
Lés bulletins statistiques de 1'I.C.C.A.T. ne donnent des
flonnages que pour les années 1981, 1982, 1984, 1983. Nous avons
estimé les années 1983 et 1986 de la même manière que pour le
Ghana
11.1.2.4. LA COTE D'IVOIRE.
Nous
n'avons
aucune donnée
sur les prises de la pêche
sportive ivoirienne. Quant à la pêche artisanale, aucun chiffre
n'est soumis à 1'I.C.C.A.T. mais depuis 1984 des enquêteurs du
Centre de Recherches Océanographiques d'Abidjan mesurent 10 à
20 % des voiliers débarqués. La longueur mesurée étant celle du
menton à la fourche nous avons du tout d'abord établir une
relation entre cette longueur et celle que nous utilisons : la
longueur oeil-fourche. Lors de nos mesures pour l'établissement
d'une relation taille-poids
(voir paragraphe 11.2.1.) nous
avons noté les 2 longueurs et la relation obtenue à partir de
102 couples est la suivante : OP = 0.833 MI: + J,OJ.
A partir des longueurs oeil-fourche
et de la relation
taille-poids nous avons évalué les tonnages,
IL2 0 BIOLOGIE
Le
voilier
itant
fort
mal
connu, il
nous a
semblé
interessant de déterminer certains paramètres
biologiques,
notamment ceux de la croissance,
indispensables à la plupart
des calculs de dynamique des populations. Nous avons donc tenté
d'estimer les différents
paramètres de la courbe de Von
Dertalanffy k et k et d'améliorer la relation mathématique
liant le poids à la longueur, établie par Limouzy (1980).
Simultanément nous comptions estimer différents paramètres de
la reproduction tels que la fécondité,
le sexe-ratio ou le
rapport gGnadGSOmatiqUe.
II 1.
.2.
R E L A T I O N
T A I L L E - F O I D S
Nous avons effectué nos mesures durant les mois d"août à
octobre au
centre
de pêche
sportive d'Air Afrique et dans
l'entreprise NEGOCE DES PRODUITS DE LA MER à Dakar, sur des
poissons frais.
La longueur mesurée est celle de la fourche à l'arrière de
l'oeil {figure 4) avec une précision de 0,s CA et le poids est
celui du poisson frais entier
non éviscéré avec une précision
de 100 g. 127 voiliers ont ainsi été mesurés et pesés. Du fait
de problèmes techniques il nous a rarement été possible de voir
les gonades et de déterminer le sexe du poisson pesé et mesuré.
Nous n'avons donc établi qu'une relation taille-poids pour les
2 sexes
confondus
à partir d'une
régression linéaire sur
l'équation LnF = Lna + bLn .
55
Pigureh: Différentes mesures du wili.er4
0
Figurez: Zone où s’applique 1s présente étude de dynamique: zone Atlantique Centre-ht,
56
11.2.2 .
E T U D E D E L A
R E P R O D U C T I O N
Nous avions l'intention de prélever les gonades de chaque
poisson mesuré. Malheureusement,
ces poissons ramenés en fin de
journée ne sont vendus par les mareyeurs que le lendemain matin
et ces intermédiaires ont donc refusé le plus souvent que nous
ouvrions les poissons. Une solution aurait été d'en acheté un
certain nombre, mais le prix etait beaucoup trop élevé. Nous
n'avons donc pas pu faire d'étude de la reproduction
1X.2.3 .
C R O I S S A N C E :
A N A L Y S E
D E S
DISTRIDUTIONS
D
E
S
PREQUENCES DR
L O N G U E U R S .
Les mensurations utilisées sont celles recueillies par les
enquêteurs de la section pêche artisanale du CRODT dans les
ports de Yoff, Soumbédioune et Kapar de 1982 à 1987. Elles sont
réunies en classes de 1 centimetre de façon mensuelle. Etant
donné le peu de mensurations effectuées par port et par mois
nous
a\\-ons
du faire
plusieurs hypothèses pour procéder à
certains regroupements.
(4
: les voiliers présents au large de ces
3 lûcalités
font certainement partie du même stock (cf chapitre V) et
possèdent les mêmes caractéristiques. Cette hypothèse nous a
permis de regrouper les mensurations des 3 ports
(b)
: La croissance est supposée négligeable durant les
mois de juillet, août et septembre et les mensurations de ces
trois mois sont donc regroupées.
Les 6 premiers histogrammes obtenus à partir de ces 6
échantillons annuels ont mis en évidence des pics anormaux pour
les "chiffres ronds",
Les nombres de poissons des classes .de
taille 14C, 150, 160, 170...
étaient très élevés alors que les
effectifs des
classes - 139,
141,
149,
151..,
étaient
pratiquement nuls. Ceci étant fort. improbable s'tatistiquement,
nous avons vu là le biais très classique du aux préférences des
échantillonneurs
pour les chiffres ronds.
Nous
avons donc
choisi de tenter de corriger ce biais et de répartir la moitié
des *poissons de ces pics anormauk .de. part et d'autre :(Par
exemple,
la moitié, des. poissons de la classe de. taille 150. a
été répartie entre les classes 119 et 131). Il est possible que
les classes 738, 142', 148.+.
aient aussi été touchées par. ce
biais d'échantillonnage, mais aucune correction n'a été opérée
sur ces classes, C'est à partir de ces échantillons corrigés
que nous avons effectué une étude de la croissance en faisant
un suivi des progressions modales. Notons que ce- suivi s'est
fait sur de vraies cohortes-et non pas sur des pseudo-cohortes.
Identification
des
structures
modales ou
méthode de
Petersen (1892):
Cette méthode consiste à identifier des tailles modales
qui
apparaissent
dans les distributions de
fréquences de
longueur,
et à interpréter celles-ci comme appartenant à des
âges
différents.
Les différences de
tailles
entre
modes
57
successifs
sont
interprétés
comme
correspondant à
1. a
croissance.
Four cela on suppose que ILes indivi.dus naissent en
différents
groupes
SuCcesSifS e t
que
c e s
groupes
seront
identifiables par leur taille noyenne dans les &chantillons de
tailles réalisés periodiquement.
:dGUS
avons donc tout d'abord decomposé les distributions
modales de nos 6 échantillons, dont les modes se recouvraient,
en différents modes caractéristiques pour les suivre dans le
temps. Nous avons pour cela utilisé deux techniques: la methode
de Dhattacharya, 1967 (avec le logiciel LFSA, 1987)et celle de
Fauly et David, 1981 (avec le logiciel ELEFAN, 1388).
Les
résultats
obtenus
par
cette
filiation
modale
s'expriment
sous
la forme de la loi de croissance de Von
Dertalanffy
(1938).
Cette
loi
s'exprime
selon
l'équation
classique:
Lt
= b (l-e-ke(t-to)
avec Lt
= longueur à l'âge t
LCO = longueur asymptotique
K
= taux de croissance
to
= âge théorique auquel la taille est nulle
11.2.4 .
E S T I M A T I O N D E L A
M O R T A L I T E
T O T A L E Z
A P P A R E N T E
II- existe
plusieurs
méthodes
d'estimation
du taux de
mortalité
totale, Z,
en particulier celles portant
sur la
courbe des captures par tailles. N'eus avons utilise 2 de ces
méthodes:
- La courbe des captures à partir des fréquences de longueurs:
méthode de Paulg (1983) et méthode de Sparre (1985);
--la courbe des captures cumulées It partir des fréquences de
longueurs: méthode de Jones et Van ZaPingue (1981).
Toutes ces méthodes ont en commun comme hypothèses de base:
_- une croissance qui suit le modèle de Von Dertalanffy;
.-
une
mortalité totale, Z,
lconstante
pour
toutes les
classes d'âge exploitées et dkcrite par l'expression Nt=Noe-Zt
( No
est l'effectif initial de la co'horte et Xt.
le nombre de
survivants de l'âge t);
-- un recrutement constant;
.- un échantillonnage couvrant toutes les classes d'âge et
donc représentatif de la population durant l'btude;
.- une équation des captures:
ctl,t2 = Ntl - F/Z (1 - e -z(tz-tlJ)
o ù Ct1,tz
représente le nombre d'individus pêchés entre
les âges tl et t2. Cette équation est. lin&arisée par une simple
transformation logarithmique népérienne.
IIe 3 a EVALUATION DES STOCKS
II 3 1.
.r>.
I D E N T I T E
D E S
S T O C K S
Identifier
les
stocks de
voiliers
présents
dans
l'Atlantique Est est important dans la mesure où toute étude
dynamique n'est cohérente que si elle s'effectue sur un stock
entier
bien
délimité.
ce
genre
d'identification se
fait
généralement en combinant les resultats de marquages, l'analyse
des données de pêche et des données biologiques. Four notre
étude nous n'avons eu à notre disposition que des résultats de
marquages et des données de pêche qui nous ont permis de faire
des hypothèses sur les migrations effectuées par les voiliers
au cours de l'année et donc sur leur appartenance possible à un
stock déterminé.,
1X.3.1.1 . LES RESULTATS DE MARQUAGES:
Un certain nombre de voiliers sont marqués individuellement
à l'aide d'une marque en plastique souple. Cette marque porte
les' indications nécessaires à son identification et dépasse
largement du dos du poisson.
Quand un voilier est recapturé,
par comparaison des lieux et date de marquage et recapture, on
connaît au moins la distance minimale rectiligne parcourue par
le poisson.
11.3.1.2 . L'ANALYSE DES DONNEES DE PECIIE
Si une pêcherie est active dans une très vaste zone, on
peut d'après
la répartition
spatio-temporelle des captures
esquisser
les
grands
traits de la migration des espèces
capturées.
Dans l'identification des stocks de voiliers nous
avons analysé les données palangrières en traçant les prises
par unité d'effort calculées selon la méthode de Honma (1974)
( ou densités moyennes du voilier)
et les pue
réelles des
palangriers japonais.
11.3.2 .
M O D E L E
GLODAL
11.3.2.1 . RAPFELS
Les
modèles
globaux
permettent, à
partir des
simples
données d'effort et-de captures, d'évaluer la taille du stock
et le potentiel de capture.
Le modèle proposé par Schaefer (Schaefer,
1954) a pour
équation de base:
dB/Dt = HIP - KB - qfB = HI32 - (K + P)B
ûù Ej e-,t la Wiomâ3se
du stûck,
ci la captuiabilit6, f l'effûrt
de ptschcz et r la mortalitiii due à la o&che.
A l'équilibre Be = R/H t (q/H)f
Ue = qBe
Ye = fBf!
59
avec I3e
biomasse à l'equilibre, Ye
captures a l'equilibre
et Ue prises par unité d'effort
Avec de telles équations , à l'équilibre, les rendements de
la pêcherie
décroissent linéairement q,uand l'effort de pêche
augmente. La production s'accroît jusqu'à atteindre un maximum,
La prise maximale équilibrée
(FMI? ou MSY en anglais),
puis
décrolt vers zéro pour des effort de pêche croissants.
Fella et Tomlinson (1363) ont généralisé ce modèle en y
introduisant un paramktre m qui module la forme de la courbe de
production
équilibrée, en
particulier
pour
des
faibles
biomasses et
des
efforts de
pêche
élevés.
L'équation
fondamentale devient:
dD/dt = H’ - Kl3 - qfD .
Les
trois
principaux
types de
courbes du
modèle de
production généralisé sont ceux avec:
-m=2, modèle de Schaeffer;
- m = 1, ou modèle de l?ox (Fox,
13iO) dans lequel la
biomasse décroît selon une loi exponentielle;
- m = 0, modèle hyperbolique où, du fait de la plus lente
décroissance
des
pue, la
production
masimale
équilibrée
théorique n'est obtenue que pour un effort de pêche infini.
Dans la pratique, on est rarement en situation d'équilibre.
L'effort annuel varie, le stock ne se trouve pas instantanément
à la position d'équilibre correspondant au nouvel effort. Un
dglai est nécessaire,
d'autant plus grand en général que le
nombre de groupes d'âge intervenant de façon notable dans la
pêcherie est élevé. On peut suivre l'évolution de la biomasse
et
donc
des
captures et
pue en
intégrant
l'équation
différentielle
(l/ddU/dt
=(H/qm)W - (K/q)U - fU. (Laurec et Le Guen,
1981) ou modifier les valeurs d'effort pour se rapprocher des
conditions d'équilibre (Gulland, 1371).
Dans la méthode de
Gulland,
l'effort à l'équilibre est approché par une moyenne
pondérée des efforts de l'année courante et des K années
antérieures
11.3.2.2.
NOTRE ETUDE
Nous avons utilisé le modèle global généralise (programme
FRODFIT, Fox 1375) avec les trois paramètres m de base, ainsi
qu'en recherchant par itérations le modèle le mieux en accord
avec les observations de prises, effort et pue. L'approximation
de l'état d'équilibre est faite selon la méthode de I?~X
(l?ox,l974), qui est un dérivé de celle de Gulland. Les efforts
des (k-l) années antérieures et de celle courante sont pondérés
de façon inversement proportionnelle à leur rang, k étant égal
au nombre de groupes d'âge significatifs dans la pêcherie. Un
facteur k=4 a été retenu
dans notre étude après examen des
distributions modales des fréquences de longueurs, qui montrent
que 4 classes d'âge alimentent significativement la pêcherie.
D'autre part, notre tentative d'évaluation des stocks va se
faire sur une zone Centre-Est de l'Atlantique (figure 5) où
semble s'individualiser un stock de voilier (cf ChapitreIV).
60
Dans notre cas les efforts des diffkrentes flottilles de
l'Atlantique Est ne sont pas homogènes : pour les palangriers
il
s'agit d'hameçons par 3', alors que pour les p&cheries
artisanales et sportives senégalaises (nous ne possédons pas de
données d'effort pour le Ghana, la Côte D'ivoire et le Dénin)
il est en nombre de sorties.
Nous avons donc d-u au préalable
standardiser
tGUS
c e s
efforts en
calculant un
indice
d'abondance moyen de l'ensemble de la pêcherie afin d'obtenir
un effort effectif total.
L'indice d'abondance moyen a été obtenu en combinant les
pue des palangriers et celles de la pêche sportive sénégalaise:
-. les pue palangrières ont été calculées avec la méthode
Honma, en prenant cette fois-ci comme zone de référence la zone
Centre-Est,
et sont notées
PUE11 dans le tableau 4.
iableau $.- : P r i s e s p a r unité d ’ e f f o r t d e s p a l a n g r i e r s (.par
centaines d’hameçons) et de la pêche sénégalaise (en nombre de
sorties et corrigées en centaines d’hareçons 1 sur les voiliers
de l’Atlantique Centre-Est
Tableau L!T- : P U E s t a n d a r d i s é e s , caotures f en tonnes
ANNEE
PUE!i
PUEsen
PUEsenxC
m é t r i q u e s ) e t e f f o r t e f f e c t i f ! e n nohore d’hamecons i
de l’ensemble des pêcheries de voilier sur l’Atlantique
C e n t r e - E s t
P U E :
CAPTURES
EFFORT (106)
(PUEsetPUE11)/2 Tr;
eff-ectif
1 9 5 7
1.6
105
1 9 5 8
0.8
132
1 9 5 9
0.2
71
1960
0.9
381
1961
2.4
4 2 0
17.5
1 9 6 2
3.3
666
îG.1
1953
2.2
465
ii.1
1964
2.5
463
15.5
1965
::..o
5.100 2.1
63
1.341
3.5
iO65
1966
2.925
î.fi 54
1.150
2.3
3b4
!5.E
1967
2.100 2.6
a4
1.789
4.0
1014
25.5
1966
2.100
2.6
78
1.661
6.1
llbl
13.0
1969
3.5
2.225 2.2
66
1.405
944
26.9
1970
2.2
494
22.4
1971
2.0
564
26.2
1972
2.525 2.8
84
1.789
1.9
4 4 9
23.0
1973
1.8
1.175 2.8 84
1.789
2 7 4
14.8
1.150 2.2
1974
1.8
66
1.405
509
28.2
0.775 2.5 75
1975
1.2
1.597
8 7 3
i2.7
0.800 2.2
1976
1.2
66
1.405
4 1 2
34.3
0.525 2.0
1977
60
2.1
1046
4q.a
1 . 2 7 8
1978
1.4
0.675
1.7 51
1960
14ü.5
1 . 0 8 6
1979
0.525 1.5 45
0.958
1.2
2695
215.6
0.375 1.2
1980
36
1.1
1717
0.766
156.0
1981
1.1
2401
218.2
1982
0.8
2494
293.4
1983
0.8
3499
437.3
3 X 7 0 - 8 6
1.467
68
::1.467/68:0.02
1984
0.7
2407
343.0
1985
0.5
2583
516.6
1986
0.7
2850
407.1
61
Figure 6: Evalution des pue, calculies avec la méfhoàe de Honma, de tcute la pêcherie palangrière
de l’ktlaniique Centre-Est et de la pêche sportive de Dakar
62
(2) les
taux de mortalite naturelle et les captures par
âges doivent être connus sans erreurs.
Il demeure aussi qu'il existe dans l'analyse d'une matrice
de prises par âge une infinité de solutions.
3n doit
donc
évaluer
l'impact des différentes erreurs
possibles et choisir le I?T le plus en accord avec d'autres
variables
auxiliaires,
en général issues de la pecherie. Ce
choix des IZ terminaux est réalisé par des méthodes de "tuning":
on
cherche,
par
exemple,les
I;T pour lesquels les biomasses
calculées sont en accord statistique avec les pue (totales o-u
par âge ) , ou bien la mortalité en accord avec l'effort de pêche
effectif des flottilles.
II9 2.
.d.3.
NOTRE ETUDE
Avant de procéder à l'analyse de cohortes proprement dite
il est nécessaire d'estimer les vecteurs de prises totales par
âge. Four cela nous avons eu besoin des captures totales par
engin, d'une relation taille-poids, d'une loi de croissance et
de mensurations extrapolées aux prises de chaque engin.
Les mensurations
Le fichier des mensurations palangrières de 1970 à 1985
comptant peu de mesures par an (annexe l),
nous avons regroupé
l'ensemble des données sur deux périodes, en supposant qu'au
cours de ces périodes la structure des captures n'avait pas
changé. Les deux périodes choisies sont 1970-1979 et 1980-1985
puisque l'introduction de la palangre profonde dans les années
1980 et le développement des pêcheries de surface ont pu
entrainer des changements dans les tailles capturées.
Dans le
calcul nous avons donc attribué les mensurations 1970-1979 à
toutes les années de 1957 à 1979 et celles de 1980-1985 aux
annees 1980 à 1986.
Four les pêcheries à lignes à mains la pêche sportive et la
pêche
artisanale
sénégalaises,
les
seules
mensurations
disponibles étant celles de la pêche artisanale pour les années
1982 à
1986,
nous
avons
supposé
que
les
deux
pêcheries
capturaient des voiliers de même taille, et nous avons appliqué
nos "échantillons pêche artisanale"
aux deux pêcheries.
Pour
les années 1967 à 1981 nous avons utilisé les mensurations de
l'année 1982.
Quant aux pêcheries à filet maillant (Ghana, Benin et Côte
d'ivoire),
nous avons là aussi considéré qu'elles capturaient
toutes la même gamme de voiliers et les mensurations effectuées
en 1985 à Abidjan leur ont été appliquées sur toutes la période
d'exploitation. (Le
fichier mensurations ivoirien débute en
1984 mais nous n'avons utilisé ni cette année-là ni l'année
1986 qui comptent trop peu de mesures}.
Bien entendu,quelle que soit la pêcherie, l'ensemble des
substitutions que nous avons faites suppose une stabilité dans
les tailles capturées.
Enfin,
les fichiers palangriers et ivoiriens étant en
classes de 5 centimètres,
nous avons du regrouper le fichier
63
- Seules les pue de la pGche sportive de Dakar (notées
FUEsen.
dans le tableau 4) ont et4 employ&es etant donne
qu'elles sont plus significatives de l'abondance des voiliers
que
les
pue de la
pêche
artisanale
sénegalaise.
Four
standardiser
ces pue de la pêche sportive, nous les a\\-ons
multijpliées par le rapport des moyennes puelr/puesen sur la
période 1370 â 1386.
L<?S
ordres de grandeur et les variations de ces FUE
standardisées étant similaires
(figure 6),
nous avons calculé
une pue moyenne pour chaque année :
PUI-, := PUEll+PUEsen standard
e 1970,à 198
et PUE11 pour
-
2
SE. es annees
P
an erieures,
qui nous a permis d'estimer l'effort effectif de l'ensemble
des pêcheries de l'Atlantique centre-Est (tableau 5).
11.3.:3 .
L ' A N A L Y S E D E
C O H O R T E S
11.3.3.1 . RAPPELS
La connaissance du nombre d'individus capturés, par une ou
plusieurs
pêcheries
sur
une
cohorte en
fonction du temps,
permet, grâce aux techniques d'analyse des cohortes, d'estimer
l'évolution
de
l'effectif
d.e
cette
cohorte
depuis
son
recrutement dans la pêcherie jusqu'â son extinction {réelle ou
apparente),
ai.nsi que les taux de mortalité par pêche subis en
fonction de l'âge.
L'analyse des cohortes repose sur la combinaison (3) de
l'équation des. captures (1) et de l'equation de survie (2):
Nt+i
= Nt eez
Ct = l?/Z(l - e-Z) Nt
Nt+l/Ct
= ZemZ/P(l - eeZ)
(3)
Ct 1 Mt et Nt+ r étant connus,
on peut résoudre l'équation
(3) en Ft. Connaissant Nt et Ct-1 on peut de la même façon, si
on suppose M constante au cours des années, calculer I;t-1 puis
Nt - 1
et ainsi de suite jusqu'à l'âge du recrutement (Murphy,
1365).
Toutefois si on pose le système complet des équations de
type (3) pour chaque couple (t+l, t) de la vie de la cohorte,
Mt étant admis et Ct connue,
il existe une inconnue de plus
qu'il n'y a d'équations. L'un des paramètres Nt ou T;t doit donc
être estimé,
L'effectif d'un âge du stock étant difficile â
évaluer,
on choisit généralement une valeur du coefficient l?,
Or on a montré qu'en choisissant arbitrairement le F du dernier
âge (PT_) pour initialiser le calcul (i.e. en méthode inverse),
l'erreur due â cette valeur tend à diminuer, dans certains cas,
au fur et â mesure que l'on remonte les années:
c'est le
phénomène de convergence.
Si l'on dispose donc d'une matrice complete de prises par
âge
et par année de pêche on peut calculer les populations
sous-jacentes puis les l? et q par &ge et par année, Il y a
néanmoins plusieurs problèmes:
(1)
la
convergence
n'est
bonne
que si le
taux
d'exploitation du stock est élevé (i.e,
l? élevé par rapport à
Ml;
64
senégalais
en classes de 5 centimetres,
bien que ces grandes
classes soient mal adaptées à la décomposition de prises par
âge des adultes à croissance ralentie à partir des prises par
taille (cf chapitre IV)
Loi dis croissance
A partir de la clef taille-âge obtenue dans cette étude,
nous
avons
retenu
une
loi de
croissance.
cette
loi de
croissance a
été
utilisée pour découper les fréquences de
tailles
selon
des
limites
annuelles
fixes.
L'âge
nûté
arbitrairement 1 correspond à une taille du recrutement dans la
pecherie. Cet âge est l'âge 3-, qui regroupe les &ges relatifs
J et 4 selon notre étude. Les divisions de la loi de croissance
sont les suivantes: 4- de 103 à 1SS centimètres, 3 de 1SS à 149
6 de 149 à 158 , 7 de 155 à 165, S de 165 à 170, 9t de 170 à
iss.
Relation taille-puids
Kous avons utilisé celle que nous avons calculée dans la
presente étude.
Elles sont issues de nos fichiers corrigés.
La méthode de calcul que nous avons employée est celle
proposée par
Tomlinson (Tomlinson, 1970), qui n'est qu'une
généralisation
de la méthode de Murphy. L'initialisation se
fait soit par le P terminal (solution inverse), soit par le I;
initial (solution directe), soit par le recrutement. La méthode
directe avec Fi est d'un usage délicat car si on introduit un
FI
élevé alors que les captures sont faibles, la population
sous-jacente calculée va être très réduite et les itérations
risquent d'être interrompues par extinction prématurée de la
cohorte. Un problème équivalent se pose dans l'analyse directe
menée à partir du recrutement: l'analyse n'a pas de solution si
le recrutement est insuffisant. Toutefois cette solution est
biologiquement
interessante
car
elle
permet de
travailler
aisément
dans
l'hypothèse d'une
constance du
recrutement,
hypothèse qui semble biologiquement intéressante pour l'espèce
étudiée. De plus dans le cas du voilier , l'utilisation de FT
est difficile. Il est en effet assez difficile de supposer une
stabilité des l? terminaux du fait de la variabilité du facteur
q pour l'ensemble des pêcheries au cours des annees:
les
voiliers sont des poissons migrateurs et la présence (donc la
capture} des individus les plus âgés dans une zone donnée est
assez
variable,
Les pêcheries artisanales,
qui
contribuent
actuellement à
plus des
trois-quart des prises sont
très
localisées et les variations dans leurs captures d'individus
âgks entraznent des variations du I; terminal. Nous avons donc
choisit d'initialiser les itérations avec le recrutement. Nous
avons travaillé dans deux hypothèses:
.-
le
recrutement a
été
constant depuis
le début de
l'exploitation;
- le recrutement a varié au cours des années;
65
Four ces deux hypothêses, nous avons estimé la mortalité
naturelle M a 0.4.
Ce taux de mortalité naturelle est celui
estimé par la formule de Pauly fcf paragraphe 'IV.4)
I134.
.J.
L
A
P R O D U C T I O N
F A R
R E C R U E
Les
conséquences
d'une
variation
dans le
schéma
d'exploitation d'une cohorte (modification de la taille de
première capture ou de la mortalité par pêche selon l'âge} sont
les mêmes quel que soit le niveau du recrutement. C'est à dire
que les schémas d'exploitation visant à maximiser la production
du stock auront les mêmes effets relatifs, indépendamment du
niveau de recrutement.
Il est donc intéressant d'analyser les
changements de stratégies de pêche en termes de production par
recrue.
Diverses méthodes permettent de
réaliser
ces
calculs et
nous
avons
employé
celle de Ricker
(1958) du fait de
son
caractère
général,
La méthode de Ricker se fonde sur la
discrétisation des paramètres de croissance et de mortalités
naturelle et par pêche.
Les calculs permettent d'obtenir des
isoplèthes de production par recrue équilibrée en fonction
d'une situation de référence de la pêcherie. En fait nous avons
calculé la production par recrue multipliée par le recrutement
moyen de la période afin d'obtenir des diagrammes
ayant un
niveau
comparable
à
1-a
production
du
stock.
66
CHAPITRE II-f - STATISTIQUES
111,i o CHIFFRES QFPICIELS DE L’I,C,C,AJ, ET NOUVELLES
STATISTIQUES
Tabieau 6.- Prises oe voiiiers en tonnes métriques par les
paianyiers et les pecheries artisanales dans l’Atlantique-
Tableau?.- Prises de voiliers (en tonnes metriques de
Est apr& estimations et évaluations de la présente étude.
l’Atlantique Est d’après le tableau 5
ANNEE IAPOk
T T
CHIN, ic ûAEE+ iUBA ;ENEGAl HAHA
ENIN
A N N E E S T PALANGRIERS
PECHERIES
AIMAI il P ANAMA
TM
%
TN ARTISANALES :
-
-
i
f
1957
1 0 5
1 9 5 7
1 0 5
1 0 0
0
iO5
1956
132
1 9 5 8
132
100
0
132
1959
4 3 9
1 9 5 9
4 3 9
1 0 0
0
435
1960
6i9
1 9 6 0
678
100
0
678
1961
5 6 0
1961
5 6 0
100
0
560
1962
122s
1 9 6 2
1228
1 0 0
0
1228
1963
7 7 9
1 9 6 3
7 7 9
1 0 0
0
7 7 9
1964
, 1 1 9
1 9 6 4
1 1 1 9
1 0 0
0
1119
1965
, 4 0 9
1 9 6 5
1409
1 0 0
0
1409
1966
9 9 9
3 3 4
1 3 6
1 9 6 6
1467
1 0 0
0
1467
1967
790
6
6 8 0
2 1 9
7 6
1967
1694
9 5
7 6
5
1694
1968
6 4 0
53
db?
175
7 6
1 9 6 8
1820
9 6
7 6
4
1896
1969
248
6iE
2 8 0
5 4
ai
1 9 6 9
1 2 5 5
9 4
ai
6
1336
1970
126
625
145
19
a 7
1970
9 1 7
9 2
8 7
8
1004
11971
1 3 6
385
8 5
13
112
1971
6 1 5
8 5
112
15
727
1 9 7 2
5 8 7
7 8
1 2 2
2 2
ÏOC
i 1972
91
27i
47
11
122
1913
78
193
5 2
9
144
2
1 9 7 3
3 3 3
7 0
146
3 0
475
1974
1 9
146
466
2
107
a
1974
6 3 3
a 5
1 1 5
1 5
74E,
1975
4 5
3 6 0
665
6 5
136
2 2
1 9 7 5
1 1 3 5
aa
158
1 2
129.’
1976
3
a 2
311
4 4
167
11
1 9 7 6
4 4 2
7 2
178
2 8
620
1977
2 6
31
261
2 0
165
6 3 8
1 9 7 7
3 4 0
30
a03
7 0
114;
1978
1 2
41
2 6 2
2 5
144
1 5 7 4
1 9 7 8
3 4 2
17
1718
a 3
2 0 6 0
1979
21
2 4
iX
2 1 7
104
2 2 4 6
1 9 7 9
4 0 0
1 5
2 3 5 0
8 5
2756
1980
j8
4 2
137
5 5
3 2 8
1191
1 9 8 0
2 7 4
1 6
1 5 1 9
0 4
li9i.
1981
5 7
64
1 2 6
2 7
5 2 5
1 6 7 0
1981
274
1 1
2 2 3 0
a 9
2504
1982
109
59
l b 6
20
5 4 9
1 6 7 0
1982
3 6 6
1 4
2 2 6 7
86
26%;
1983
6 3
14
148
2 3
427
2 1 0 1
1 9 8 3
2 5 0
9
2 5 7 8
91
282E.
198d
a 3
3 2
lia
2 5
141
2 0 6 7
3 0
1984
2 6 0
11
2268
a 9
2 5 2 8
1985
97
71
118
2 0
2 6 0
2100
120
1 9 8 5
308
1 1
2 5 1 8
a 9
2 8 2 6
1986
a 3
71: ç
1181
20%
481
2 1 0 0
100
1 9 8 6
2 9 2
1 0
2 7 3 1
9 0
$023
-
L
-
-
SEstiaation à partir de l’année antérieure
67
l-1
II
est difficile de comparer nos estimations (tab.leaux 6 et
7 ) a.ux chiffres officiels de 1'I.C.C.A.T. (tableau 7) dans la
mesure où ces dernières portent SUI' l'ensemble de l'Atlantique
alûrs que no3 estimations n'ont et& faites que sur l'Atlantique
Est.
Cependant nous remarquons que pour la Corée les tonnages
des bulletins statistiques de l'I,C.C.A.T. sont généralement
inférieuïs
pour l'ensemble de l'Atlantique à ceux de nos
estimations
sur l'Atlantique Est seulement. Il est facile de
supposer que ces faibles tonnages officiels sont issus d'une
forte
sous-estimation
des
captures
dans les
déclarations
coréennes.
. .
On retrouve le même phenomine pour les premieres
années de la pêcherie japonaise.
Les prises de Cuba, qui étaient estimées a des niveaux
relativement élevés pour l'Atlantique (moyenne 1943-1986 = 210
tonnes), ne sont estimées, par notre étude, pour l'Atlantique
Est qu'à 45 tonnes. Cette différence est surprenante car lar
flottille cubaine exploite principalement l'Atlantique Est
(figure 2).
Après correction, les tonnages sénégalais des années 1938 à.
1986 sont identiques ou inferieurs a ceux antérieurement soumis,
à 1'I.C.C.A.T..
La prise moyenne des pêcheries artisanales,
sénégalaises,
qui
était, en moyenne de
1980 à 1986, de 781
tonnes par
an,
n?est
p lu s
que
73c-l
JLCJ
tonnes,soit
une baisse
moyenne annuelle de 52 tonnes
III.2.1 . LA PALANGRE
E; i nous faisons
le bilan de nos nouvelles statistiques,
nous constatons (tableaux & et ci, figure 7a) que les prises de
l'ensemble de la pêcherie palangrière peuvent être divisées en
3 périodes:
-. de 1357 à 1968, croissance des captures jusqu'à 1520
tonnes;
-. de 1969 à 1976, chute des captures jusqu'à 400 tonnes;
-. de 137i à 1985, stabilisation autour de Y00 tonnes.
i;iGUS pouvons I'expliqUeï de la manière Suivante:
- La première période correspond à l'installation de la
pêcherie
japonaise
sur
un
StGCk
non
exploité.
Les
prises
augmentent
réellement
parallèlement,
sans
doute, à
une
amélioration des statistiques.
- Dans la deuxième période,
la diminution des tonnages
n'est.
pas
le
résultat
d'une
diminution
des
efforts de
l'ensemble de la pêcherie dans l'Atlantique Est. En effet la
figure 8 montre que le nombre d'hameçons augmente jusqu'en
1975.
Cette diminution est surtout le fait de la baisse des
prises japonaises (tableau 6). Plusieurs causes à cette baisse:
(l)-la diminution de 1'
effort effectif japonais
suï le
voilier (figure 8),
liée à un déplacement des lieux de pêche
(figure 2).
En effet, comme nous
:L'avons dé,jà mentionné, de
195î à 1972 1'
effort japonais
est
concentré dans la zone
intertropicale,
zone qui correspond à celle à voiliers, alors
qu'à
partir de
1973
l'esp&ce
c:. i ble
principale
devenant
68
1-1
i.
c
Figure i : Prises de voiliers par les pêcheries artisanales et palangrières: (a) sur l’Atlantique
Est, (bj sur l’Atlantique Centre-Est,
69
mi 1 ii
Figure% : Effort en Cllions d’baaeçons
dans l’Atla.ntique Est; (a) de toute la pêcherie
palangrière, (b) des palangriers japonais seuls,
7 0
*.
.
++++-t’hbi i i i i ÜI Îi. i i
Pigure 9: Prises par unité d’effort nosinales des palangriers japonais, par trimestre, sur le
voilier durant deux périodes: (a) phiode historique 1956 a 1912, (b) période récente 1913 a 1985..
- -
71
progressivement le thon obèse, 1' effort se déplace au nord et
au sud de la llzone à voiliers".
(2)-l'introduction de la palangre profonde a entraîné une
baisse des captures de voiliers. En effet l'etude de Yang et
Gong (Yang et Gong,1387) montre que les prises de voilier sont
pratiquement nulles en dessous de 190 metr-es de profondeur.
- La troisième période correspond à une stabilisation des
efforts et des zones de pêche.
111.2v.3 . LES PECIIERIES ARTISANALES ET SFORTIVES
En ce qui concerne les pêcheries artisanales et sportives,
leur évolution est très différente : leur installation est plus
tardive,
1967 seulement;
les tonnages augmentent lentement
jusqu'en 1976 (178 tonnes) puis deviennent elevés à partir de
1378 (2000 à 2600 tonnes).
Cette brusque augmentation est la
consequence de l'evolution des pêcheries artisanales : suite à
l'apparition de débouchés locaux, le voilier qui n'était qu'une
prise
annexe
non
recherchée,
est devenu
saisonnièrement,
au
moins, au Sénégal, une espèce cible S#econdaire (voir le chapitre
1).
Il n'est pas certain cependant que l'augmentation des
prises
ait été aussi brutale, l'amélioration, voire même le
debut de la collecte de statistiques, pour cette espèce, ne sont
pas à négliger dans ce brusque développement apparent.
111.2.3 . L'ENSEMDLE DES PECIIERIES
L'une des
conséquences
du développement des pêcheries
artisanales est le renversement de l'importance respective des
deux pêcheries. Jusqu'en 1377, 70 à 100% des tonnages sont
issus,
des captures palangrières, alors qu'actuellement elles
représentent moins de 15% du total (figure 7a). En 1386, les
292 tonnes de la pêche palangrière face aux 2641 tonnes des
pêcheries artisanales africaines montrent combien l'idée que la
pêche industrielle serait le principal danger pour le stock de
voilier est infondée (si les chiffres actuels, estimés pour les
palangriers,
représentent bien la réalite...)
III, TENDANCE DES PALE,
Que ce soit les pue calculées selon la méthode de Honma
(tableau 4) ou les pue nominales (tab.leau 81, on assiste à une
chute importante:
les pue Honma ont ainsi diminué de 90 % de
1968 à 1986 et les pue réelles de 80 % de 1960 à 1986. La
figure 9 mon,tre d'ailleurs que les pue japonaises ont fortement
chuté entre la période 1957-19'72 et la période actuelle. Encore
une fois,
1"introduction de la palangre profonde dans les
flottilles japonaises et coréennes doit expliquer en parti;
cette baisse.
De plus nous ne devons pas oublier que
validité des pue du début de la pêcherie est suspecte, du fait
des données statistiques douteuses pour cette période; la chute
spectaculaire
que
révèle
nos
chiffres
n'est
peut--être
pas,
entièrement une réalité
72
T a b l e a u 8.-Prises p a r unité d ’ e f f o r t n o m i n a l e s ( n o m b r e
de voiliers pour 100 hameçons posés) de la pêcherie
paiangrière.
Années
htlantique Est
Fltlant. Centre E s t
1957
0.172
û.170
1958
0.140
0.140
1955
0.171
0.020
1960
0.180
0.130
1961
0.090
0.080
1962
0.140
0.120
1963
0.104
0.090
1964
0.124
0.095
1965
0.103
0.110
1966
0.121
0.066
1967
û.155
0.151
1966
0.120
0.172
1969
0.085
0.112
1970
0.082
0.093
1971
O.û31
0.050
1972
0.022
0.030
1973
CI.117
0.027
1974
0.030
0.042
1975
0.030
0.036
1976
0.022
0.032
1977
0.014
0.023
1978
0.512
0.023
1979
O.Ul7
0.035
1980
0.012
0.019
1981
0.013
0.019
1982
0.012
0.017
1983
0.015
0.017
1984
0.011
0.015
1985
U.(ilO
0.014
1986
O.irlO
0.014
L
-
III ,4 o LA ZONE ATLANTIQUE CENTRE-EST
Notre étude dynamique se situant dans la zone centre-est de
l'Atlantique,
nous
avons
effectuh
les
mêmes
calculs
statistiques sur cette zone restreinte, Excepté le fait que les
prises palangrières
sont encore moins importantes par rapport
aux prises artisanales,
(figure 7b),
l'ensemble des résultats
énoncés précédemment reste valable poùr cette zone.
73
:L'évolutkoc de
l'ensemble de iLa pêcherie du voilier est
très nette:
(1) il y a une augmentation des captures totales depuis une
quinzaine d'années.
Cette augmentation très rapide de 1973 iit
1979 {les prises sont passées de 748 à 2750 tonnes,
soit 400
tonnes d'augmentation moyenne annuelle} a cependant ralenti (de
1979 à 1986 les prises sont passées de 2750 A 3023, soit 3!3
tonnes d'augmentation moyenne annuelle,
( 2)
cette
augmentation
générale
est le
fait
du
développement
des
pêcheries
artisanales,
qui
capturent
actuellement 90 % des voiliers,
alors que les changements
d'engins dans
la pêcherie palangrière ont tendance à faire
chuter les prises..
(3)
simultanément à
cette
augmentation
des
Prise:s
artisanales,
les tonnages palangriers ont beaucoup baissé ainsi
que
leurs
pue. Il
aurait
d'ailleurs
été
intéressant de
connaztre l'evolution des pue artisanales, malheureusement nous
n'avons eu à notre disposition que des données fragmentaires
insuffisântes,
Face à cette évolution rapide, il est important de rappeler
que
nos
statistiques
finales
sont
fort
différentes
des
statistiques officielles
. Quoiqu'il ne soit pas certain que
nos propres données soient justes,
il est evident que celle
soumises à 1'I.C.C.A.T.
sont fausses et il serait bon d'opérer
une
révision
officielle afin que les prochaines études sur
l'lstiophorus albieans s'appuient sur des statistiques fiables.
Une manière sûre d'avoir des estimations fiab:Les sur les prises
de voilier des pêcheries industrielles (palangriers, senneurs,
espadoniers...)
serait de mettre des observateurs scientifiques
sur un échantillon de ces bateaux.
74,--
CHAPITRE IV BIOLOGIE
IV, 1 N IDENTITE DES STOCKS
L'hypothèse de deux stocks,
un dans l'Atlantique Est,
l'autre dans l'Atlantique Ouest, a communément eté admise
jusqu'ici pour plusieurs raisûns:
.- un grand nombre d'individus a été marque par les pêcheurs
sportifs dans l'Atlantique Ouest et aucun de ces poissons n'a
été repêchb à l'Est.
Des migrations d'Ouest en Est sont donc
tres rares ou nulles si nous prenons en compte les impûrtantes
prises à
l'Est. E n
comparaison,
plusieurs
recaptures
transatlantiques Ouest-Est de marlin bleu ont été notees pour
un nombre de marquages et de captures très faible comparé au
voilier.
- peu de poissons sont marqués dans l'Atlantique Est et le
fait de ne pas capturer d'individus marqués dans l'Atlantique
Ouest n'est donc pas un indice
de non migration Est-Ouest.
Cependant la taille moyenne des voiliers est sensiblement plus
élevée à l'Est qu'à l'Ouest (ceci est clairement montré par
comparaison des fréquences des tailles capturées à l'Est et de
celles provenant de Floride employées dans l'étude de Hedgepeth
et Jolley (Hedgepeth et Jolley,
1383) et permet de considérer
comme peu probable la migration d'adultes d'Est en Ouest.
Les cartes des densités calculées par la méthode de Honma
(figure 10 et 11) sur la période 1361-1986 à partir du fichier
palangre japonais suggèrent qu'il y aurait au moins deux stocks
de voiliers sur l'ensemble de l'Atlantique, voire trois.
En
effet
des
densités
importantes et
continues
sur
plusieurs mois
sont
notables:
(1) du
Sénégal âu
Cap Lapez
(avril à juin),
(2) des Caraïbes au nord du Bresil (juillet à
août) et (81 du centre du Dresil au nord du Brksil (octobre à
décembre),
En ce qui concerne le stock Est,
qui sera l'objet de la
présente étude, il serait distribué le long des côtes d'Afrique
entre le Sénégal et l'Angola. Les plus fortes densités sont, en
moyenne,
observées dans la zone centrale du Golfe de Guinée.
Nous notons aussi des migrations saisonnières apparentes Nord-
Sud au large du Sénégal et de l'Angola. Nous notons enfin qu'il
n'existe pas véritablement, dans la distribution Est-Ouest du
voilier de zone où l'espèce serait absente; cette distribution
relativement continue ne permet donc pas de rejeter l'hypothèse
d'un stock unique (comme cela est le cas pour les stocks de
germon Atlantique Nord et Sud).
La distinction de deux stocks dans l'Atlantique Ouest, l'un
des Caraïbes au nord du Brésil et l'autre au sud du Brésil
n'est pas évidente.
Lorsque les densités sont importantes au
niveau des Caraïbes, elles sont nulles au sud du Brésil et vice
versa. Nous pouvons donc admettre l'hypothèse que les voiliers
présents au
nord de
l'Atlantique
Ouest de
juin à
août
descendent au sud du Brésil jusqu'à la fin de l'année puis
remontent à nouveau vers le nord. Les résultats des marquages
75
DIJ SAILFISH 61-86 JANVIl?Fl
DIJ SAILFISH 61-86 AVRfL
OIJ SAILFISH 61-86 FEVRIER
DIJ Sh<FISH 61-86 IIAI
DIJ S A I L F I S H 6146 MARS
OtJ SAILFISH 61-86 JUIN
Figure 101 Densités de voiliers, calculées avec la néthode de Honsa, du nois de janvier au rois de
juin (dans l’Atlantique,
76
DIJ SAILFISH 61-86 JUILLET
DtJ SAILFISH 61-86 OCTOSRE
DIJ SA[LfISH 61-86 NOVMBRE
DIJ SAILFISH 61-86 ADUT
OIJ SAlLFISti 61-86 SEPTEHfRE
DIJ SAILFISH 61-86 DECEf@K
FigureII: Densités de voiliers,,calculées avec la séthode de Eonna, du rois de juillet au aois de
décembre dans l’Atlantique.
77
et recaptures de voiliers dans l'Atlantique Cuest (figure 1%)
(F.J.Mather III et a1.,1374) montrent d'ailleurs que ces
poissons peuvent effectuer de grandes distances. Cependant la
distance minimale que devrait effectuer un voilier entre les
Caraïbes et le
sud du Brésil est d'environ
3000 milles
nautiques,
ce qui est bien supérieur aux déplacements observés
actuellement
avec
les
marquages--recaptures
nord-américains
(moins de 1500 milles nautiques) et ce qui constituerait
sans
doute une migration 'rare statistiquement". 'La majeure partie
des recaptures signalées est le fait des pecheurs sportifs. Or
il n'y en a
guère au delà de l'est de l'arc des Caraïbes.
Qu'aucune recapture n'est été signalée plus au sud ne prouve
donc pas que les voiliers ne peuvent pas effectuer plus de 1500
mill'es nautiques dans l'année. (Aucune recapture ne semble, par
ailleurs, avoir été rapportée par les flottilles palangrières;
il est toutefois difficile d'utiliser ce résultat négatif en
matière d'identité des stocks).
Nous pouvons donc-admettre l'hypothese qu'il y aurait au
moins deux stocks sur l'ensemble de l'Atlantique, l'un assez
bien
individualisé
au Centre-Est et le deuxième entre les
Caraïbes et le sud du l3rési1, les distances entre ces deux
dernières zones étant tout de même très grandes.
IV, 2 o RELATION TAILLE-POIDS
IV.2.1 . RESULTATS
La régression linéaire LnP = Lna + bLnL0 (F étant le poids
et LO la longueur oeil-fourche) a été effectuée sur 127 couples
taille-poids compris entre 122 et 1177 centimetres et entre 7,6
et 36.6 kilogrammes. Les résultats sont les suivants:
estimation
erreur standard
Lna
-10.52
1.041
b
2.721
0.207
avec un coefficient de corrélation-de 0.76, ce qui donne la
relattion mathématique:
p= 2.6#3~1()- 5 XL@ ’ 7 2 1
F étant en kilogrammes et LO en centimètres.
Les correspondances longueur-poids sont indiquées dans le
tabl.eau 3a.
78
h n
c
._
__- . ..-
i a b l e a u ?a.- î o r r e s o o n d a n c e s l o n g u e u r (oeil-fourchei
e t p o i d s
d u voilier d’htlantlque C e n t r e - E s t .
i a b l e a u Yb.-
: C o r r e s p o n d a n c e â g e - i o n g u e u r d e voii:.er
lasses de taille
reia tion
p r é s e n t e
d’dtlanxoue C e n t r e - E s t seion l e s 5 reiations trouvees d a n s l a
e n c m
timoury
é t u d e
orésente ewde
-
-em
lûû
105
6 . 9
7 . 9
age
iongueui
jm: 190
iû5
110
8.1
9 . 0
La: 188
im:l8i
110
115
9.5
10.2
li5
120
10.7
11.5
1
3 4
4 4
50
6 2
77
- -
1 2 0
125
12.2
12.8
2
tli
125
13û
13.9
14.3
5
85
103
113
1x
135
15.6
15.9
4
lû4
L3
1’
1X
1%
14û
17.6
17.6
5
120
1.86
‘3’
146
140
145
19.7
19.4
b
152
150
155
145
1 5 0
22.û
21.3
7
143
156
163
15il
1 5 5
24.4
23.3
6
151
165
168
155
160
2i.o
25.5
9
158
171
171
160
165
29.9
27.8
10
164
175
174
165
170
32.9
30.1
l i
169
178
17a
170
175
36.1
32.7
1 2
173
180
177
175
180
39.5
55.3
1 3
176
182
178
180
1 8 5
43.2
38.1
14
178
183
179
185
190
47.0
41.0
15
180
164
18ù
190
1 9 5
51.1
44.0
16
182
165
itiû
195
200
55.4
47.2
Ii
184
18~
186
18
165
186
18û
19
186
187
180
-
IV.28.2 . VALIDITE DES RESULTATS
Le coefficient de notre régression est médiocre et les
résidus sont importants (figure 13). Ceci peut s'expliquer par
la très grande variante des poids pour une taille donnée. Par
exemple,
dans notre échantillon,
les individus de 160 à 165
centimètres ont un poids allant de 23 à 35 kilogrammes. Cette
variabilité n'est pas due à des erreurs de mesure puisque nous
avons nous même effectué cet echantillonnage avec le plus grand
soin.
Par contre nous n'avons pas pu différencier les sexes et
nous pouvons
supposer que
ces écarts
sont liés à une forte
hétérogénéité des poids, à taille égale, des mâles et des
femelles,
q,ui
serait
par
exemple
liée A une
croissance
différentielle.
L'étude de Hedgepeth et Jolley sur le voilier
de Floride donne d'ailleurs une croissance en poids plus rapide
pour la femelle que pour le mâle, Quelle que soit donc la
validité de
notre
résultat il
est
donc
évident
que
la
séparation
des
sexes 9
qui
s'est
malheureusement
avérite
impossible,
aurait été fort intéressante.
IV 3.
. 2: .
COMPARAISON AVEC LES ETUDES ANTERIEURES
La relation taille-poids de Limouzg (1980) pour les deux
sexes
combinés
est
P =
:3.04x10-6 LO3*163, ce qui donne
(tableau 9a),
par rapports à nos propres résultats, des poids
PlUS
petits jusqu'à une taille de 135 centimètres puis plus
élevés.
Cette relation a été obtenue en échantillonnant les
captures de la pêche sportive de Dakar pendant les mois de
juilllet et août, 115 individus avaient eté mesures et pesés et
ils s'échelonnaient entre 136; et 188 centimètres et entre 16.1
130
Regrreslon poide(y)/longueur OFLx)
Reeidue de le regrseeion
In y = ln 8 + b In x
poide/longueur OF
n
0
0
0.27
n
0
II
0.07
-4.13
-0.33
4.8
4.9
5
5-l
5.2
longueur oeil-fourche
Log(iongusur OR
Figure @: Regression linéaire entre le poids et !a !ongueur oeil-fourche du vûi!ier d!Atlantique
Centre-Est,
et 46.5 Bilogrammes,soient des gammes de taille et de poids
supérieures à celles de notre propre kchantillon.
Il aurait ét4 fort intéressant de calculer la relation
taille-poids en regroupant les deux khantillons faits à Dakar
dans des conditions similaires, mais
les données de Limouzg
n'était malheureusement pas disponibles.
L'intéret de l'étude de Limouzy (1980) réside dans le fait
qu'elle a déterminé deux relations taille-poids, l'une pour les
mâles et l'autre pour les femelles le-t qu'elle en a déduit qu'il
n'p avait pas de différence significative entre les deux.
En ce
qui
concerne sa
relation
pour
les
deux
sexes
combinés,
son coefficient de corrillation, 3.05,
est. meilleur
que celui de notre propre relation, mais nous ne pouvons pus en
déduire qu'elle est meilleure. Notre kchantillon a été fait sur
3 mois (celui de Limouzy ne porte que sur 2) et est un peu plus
grand.
Knfin il faut gai-der à l'esprit que s'il existe une forte
variabilité
interindividuelle de la relation taille-poids du
voilier,
on peut aussi penser qu"il existe une variabilité
notable de cette relation d'une annke à l'autre,
Les critkres de choix étant absents, rious utiliserons notre
propre relation dans la suite de notre étude,
IL3 8 LA GROISSANCE
IV.3.1 . LES RESULTATS
Le suivi des progressions modales
nous a donné plusieurs
séries de paramètres de croissance:
- à partir du suivi des modes selon la technique de
Dhattacharga, deux solutions se sont révélées possibles:
L-=188 e t
k=O.265
Cl)
L~=181 e t
k=0.327
cv
- avec la méthode de Paul>- (ELEFMi.) nous aL*ons obtenu:
L-=190 e t
k=0.2
(3)
Les
courbes
de croissance et
J.es correspondances âge-
longueur (figure
14 et tableau 9b),
tracées et calculées en
posant t. = 0,
montrent que les différences ne sont pas très
importantes entre ces résultats, Far exemple, les poissons de
100 centimètres,
taille d'entrée dans la pêcherie d'après nos
échantillons sénégalais,
auraient entre 2 et 3 ans.
Ces âges
sont des âges relatifs car nous n'avons aucune idée de l'âge
des plus jeunes individus Pêc:hés (de 1 mètre de long). Nous
avons choisi,, pour continuer notre étude, la première relation,
puisque la méthode de Pauly donne des résult.ats très proches
mais qu'elle
semble cependant moins
fiable dans de nombreux
cas. Le tableau SC des intervalles de temps nécessaires pour
passer d'une classe de 5 centimètres à la suivante
(pour la
relation c.hoisie (l)), montre combien ces grandes classes sont
mal a'daptées pour délimiter la croissance des grands âges, qui
82
Figure 14: Courbes de croissance obtenues dans la présente étude: 1: avec LQZ~~C, 2: avec Lmzi88 et
3: avec 6=181,
83
peuvent rester plusieurs années dans une même classe de 5
centimètres.
- ,._.,--_- I.-^- -
- .._ “-l__” _ “” ll-_-._ _,,. -__
Longueur
Age
nt
Tableau 9c: Intervalle de tenps (en année]
,_^,.,,_,._. -_" ..-...
1," .._ ---,.^ - .I--II.“.. . I .._. /-‘I
passé dans une classe de taille de 5cr
100
2.86
0.2207
par le voilier d’Atl.antique Centre Est.
105
3.09
0.2343
110
3.32
0.2500
115
3.57
0.2677
120
3.84
0.2882
125
4.13
0.3120
130
4.44
0.3402
135
4.78
0.3739
140
5.15
0.4151
145
5.57
0.4665
150
6.03
0.5324
155
6.57
0.6200
160
7.19
0.7423
165
i.93
0.9250
170
l
8.85
1.2280
175
10.08
1.8321
180
!. 11.91
L-.----- - i.. _.-_-._- _I_
IV.3.2 . VALIDITE DE CES RESULTATS
La validité de ces résultats depend d'abord des données
utilisées.
Les 6 échantillons de tailles qui 'ont servi à cette
étude de la croissance sont loin d'etre satisfaisants:
-_
comme
nous
l'avons déjà signalé
(chapitre II), la
préférence
des
échantillonneurs
pour
les
chiffres
ronds
entraîné des pics et des creux difficiles a corriger;
-.
les
êchantillons n e
sont
certainement
pas
assez
importants pour des distributions ayant de nombreux modes.
AlOrS que les
classes de tailles pêchées s'étalent de 110 à
199
centimètres,
soit 90
classes de 1
centimètre, les
échantillons de 1982 à 1987 comprennent respectivement 731,
429, 110, 382, 967 et 943 mesures. En aucun cas l'échantillon
de 1984 ne peut être représentatif des captures de la pêche
artisanale
sénégalaise et
rIDUS
ne
l'avons d'ailleurs pas
utilisé;
-- les échantillons comportent des miiles et des femelles,
sans distinction de sexe.
Or si,
comme
r-lous
l'avons dit
précédemment,
il y a une croissance
différentielle des deux:
sexes, les modes ne correspondent plus à des âges mais aux âges
des deux sexes. Il peut donc apparaître davantage de modes;
qu'il n'y a réellement d'âges dans les captures ou n'apparaître
aucun mode distinct et leur séparation est alors peu fiable. Et
en effet il est assez improbable que les .modes que nous avons;
déterminés avec la méthodes de Dhattacharya (annexe 2) soient
"réalistes".
84
En
second
lieu la
méthode de
Fetersen
I-epGSe
SUI-
l'hypothèse d'une ponte annuelle qui génère une cohorte par an,
Or on ignore si le voilier ne se reproduit pas toute l'année et
génère ainsi une cohorte continue dans le temps pour 1.aquelle
la méthode de Fetersen n'est pas utilisable.
Enfin,
quelle
que
soit la
validité
intrinsèque de ces
différentes courbes de croissance, elles peuvent ne pas être
valables pour l'ensemble du stock de l'Atlantique Centre Est si
1 'echantillon sénégalais que nous avons utilisé n'est pas
représentatif de l'ensemble du stock exploitable.
IV.3.3 . COMPARAISON AVEC LES ETUDES ANTERIEURES
11 y a encore quelques années on pensait que le voilier
était
un poisson à croissance rapide
et à
vie
courte, la
lecture directe de l'âge sur les pièces osseuses donnant des
âges maximum de 3 à 7 ans selon les chercheurs, Ce n'est que
depuis la recapture dans l'Atlantique Ouest d'une femelle
marquée 13
ans
auparavant (Frince et a1.,198&), que l'on a
admis la possibilité d'une grande longevité pour cette espèce.
Nous ne parlerons donc ici que des études les plus récentes et
notamment de celle de Hedgepeth et Jolley (1983).
Dans l'étude d'Hedgepeth et Jolley deux relations ont été
calculées et leurs paramètres sont les suivants:
k=147 e t k=0.3014
pour les mâles
k=183 e t k=0.1586
pour les femelles
Ces relations ont été obtenues en examinant 1071 sections
d'épines dorsales et en établissant une relation entre la
longueur
oeil-fourche et
le rayon de l'épine dorsale. Les
poissons échantillonnés étaient de petite taille (les mâles de
79 à 144 centimètres,les femelles de 80 à 132 centimètres)
comparativement à ceux de notre échantillon.
Nous notons que les deux lois de croissance (présente étude
et celle de Hedgepeth et Jolley) sont très différentes,
mais
que
cette
différence
peut
s'expliquer
par
l'origine
géographique
des échantillons et correspondre à une réelle
différence dans la croissance. I:L est difficile de conclure sur
ce
point en
l'absence de lectures directes de l'âge qui
devraient être réalisées sur le voilier de l'Atlantique Est.
IV, 4 8 e MORTALITE TOTALE Z APPARENTE
Nous avons fait notre recherche en utilisant les paramètres
de croissance de la première relation,
soient
La=188 et
k=0.265. Les méthodes de Sparre (1985), de Fauly (1963) puis de
Jones et Van Zalingue (1981) ont donné des Z de 0.75, 0.868 et
0.57 respectivement. Il est bien évident que, la validité des
paramètres de
croissance
utilisés
étant
fort
discutable,
l'exactitude de ces différents taux de mortalité totale reste,
elle aussi, difficile à déterminer.
Dans leur étude, Hedgepeth et Jolley (1983) ont déterminé
selon différentes méthodes des Z allant de 1.00 à 1.35 pour les
85
deux sexes
combines.
Là encore il
est difficile de comparer
leurs
résultats
aux
nôtres, du
fait des
differences des
échantillons utilisés; cette diffêrence peut toutefois provenir
d'une mortalité par pêche plus élevée dans l'Atlantique Ouest.
Au cours du calcul de Z, la méthode de Pauly (1983) nous a
donné un taux de mortalité naturelle de 0.4. Ce taux est issu
d'une relation où intervient, entre autres, 3.a température des
eaux
où
,vivent
les
voiliers.
Cette
relation,
très
approximative,
est
cependant
une
indication
que, faute de
mieux, nous utiliserons plus tard dans l'analyse de cohortes,
étant entendu qu'une telle mortalité naturelle n'est nullement
aberrante pour des poissons ayant urée longévité possible de 13
ans.
Les
résultats,
obtenus
par la
présente
étude
sur la
biologie du voilier, doivent -être considerés avec précaution.
En effet,
la plupart des données de base sont insuffisantes et
même parfois douteuses.
Far exemple, notre échantillon pour
établir une relation taille-poids est bien trop petit, surtout
pour une
espèce où
la relation
taille-poids a
une forte
variante.
De plus le fait de n'avoir pas pu différencier les
sexes est un sérieux handicap.
Toutefois,
dans un contexte o,ü les études biologiques du
voilier d'Atlantique
sont quasi
inexistantes,
CE?S
résultats,
même
limités,
peuvent
certainement,
servir de
base
de
comparaison à des etudes ultérieures*
86
CHAPITRE V EVALUATION DES STOCKS
Ve 1 a o MODELE GLOBAL
NÛUS
avons ajusté le modèle global gén&ralise de Pella et
Tomlinson à nos données de capture et d'effort standardises de
toute la pêcherie
d'Atlantique Centre-Est sur deux périodes:
- de 1961 à 1986, de cette manière les pue du début, de la
pecherie
japonaise,
qui
semblent
sous
estimer
l'abondance
réelle du stock, ne sont pas prises en compte;
- de 1971 à 1986, ce qui revient à supprimer toute la
période où
seuls les palangriers
exploitaient le voilier et
durant laquelle leurs pue, calcu:Lées avec la méthode de l-ionma,
varient beaucoup et ont une moyenne
(0.133 poissons pour 100
hameçons) bien supérieure à celle des années suivantes (tableau
3). Ces pue sont censées mesurer les variations de l'abondance
du
voilier; il
est
difficile d'imaginer
qu'elle
ait
PU
décroître aussi fortement que les pue durant la période (1960 à
1970) pendant laquelle un effort de pêche relativement modéré
étaient exercé-.
v.l.l . RESULTATS
Le modèle de Schaefer (m=2) s'ajuste assez mal & notre
pêcherie alors que pour m=O et m=l l'ajustement est meilleur
(tableau 10).
Sur les données de la période 1971 à 1986 le
meilleur ajustement
est obtenu pour un paramètre m=O.J9, et
pour la période 1961 à 1986 il est obtenu pour m=O (figures 15a
et 15b)
Tableau iO.- : Résultats des différents ajustements au modèle
global de Pella et Tmlinson
v.1.2 . VALIDITE DES RESULTATS
Dans les cas où l'ajustement est assez bon, la production
maximale équilibrée est comprise entre le niveau actuel (2800
87
)
NNEE = 1961
-
-
-
-_ 100 -
2QQ
JQQ,~, 4 0 0 - - 5 0 0 - - 6 io
,
-
-
---.._ --....
v--w.-
2500
Figure U: Ajustement du modèle global généralisé de Pella et foh~on avec les neilleurs
paramètres I: (1) sur la période 1961-1986 (VO), (b) gur la période 19’11-1986 (m41,3!),
88
tonnes) &t 3000 tonnes, ce qui signifie que, dans l?etat actuel
de la pêcherie, le stock est proche de la pleine esploitatiûn.
Le modèle global qui s'ajuste le mieux à nos donn&es est un
modèle dont le paramètre m est compris entre 0 et 1. Le mûd$?z
hyperbolique
(m=Of,
dans
lequel la
production
maximale
equilibrée
est obtenue avec
un effort de peche
infini,
est
difficilement défendable biologiquement. Il peut cependant £tre
accepté dans certaines situations:
- Quand on exploite une fraction du stock, qui peut être
considérée comme étant renouvelée par le reste du stock et donc
ne s'épuise pas si l'effort est grand (Laloe, sous presse).
- Quand une
pêcherie débute et qu'elle augmente
ses
surfaces
d'exploitation. La
,fraction d u
StGCk
exploitee
augmente donc et un accroissement de l'effort entra2né une
augmentation continue des captures.
Nous notons que depuis 1973 l'accroissement de la prise est
intervenu par une intensification de l'effort de pêche et un
accroissement
des
prises
par
les
pêcheries de
surface
localisées dans des petites fractions du stock (Sénégal, Côte-
d'ivoire, Ghana). Nous pouvons donc considérer que la deuxième
situation, pour laquelle m=O est acceptable, est remplie par le
pêcherie de voilier et que nos résultats, sur ce point précis,
ne
sont
pas
aberrants, au
moins
dans la gamme d'effcrts
a c t u e l s .
Tout changement significatif dans les engins ou les
zones
de pêche pourrait probablement remettre en cause les
présents évaluations.
En ce
qui
concerne
les
données
utilisées
pour
ces
ajustements,
elles ne sont pas sans défaut:
(1) Les pue de la pêche
sportive de Dakar ne sont pas
nécessairement
représentatives de l'abondance
du stock de
l'Atlantique Centre-Est pour de multiples raisons:
- l'accessibilité à la ressource peut varier: la zone
de prospection des pêcheurs sportifs de Dakar est très petite
et il est possible que les voiliers se déplacent hors de cette
zone et deviennent inaccessibles;
- la vulnérabilité n'est pas constante: le poisson peut
être
sur les lieux de pêche mais, du fait d'un& nourriture
abondante
(les eaux sénégalaises sont très riches), ne plus
mordre aux appâts des pêcheurs;
- la réduction de la résistance des fils dans la pêche
dakaroise depuis quelques années a pu entraîner une baisse des
rendements indépendante de la taille du stock,
(2) L'indice d'Honma,
bien que d'une utilisation fréquente
pcjur le
suivi de l'abondance dans la pêche palangrière,
est
susceptible de biaiser la tendance de l'abondance du -stock.
D'autres indices (méthode de Laurec et Le Gall, 1973, modèle
lineaire
généralisé)
seraient
susceptibles de
donner
des
résultats différents. Par ailleurs l'indice des palangriers est
biaisé à un degré indéterminé par l'introduction des palangres
profondes.
(3) La
méthode
utilisée
pour
combiner les
indices de
palangre et de surface est sommaire et pourrait être améliorée.
(4) Les tonnages introduits ne représentent peut-être pas
la totalité des captures effectuées sur le stock ( les captures
de divers engins sont inconnues),
89
Un serieux problème dans la présente évaluation de stock
demeure
l'hypothèse
d'un
stock
(id3
voiliers
unique
dans
l'Atlantique Centre-Est. Cette hypothèse repose sur des bases
fragiles;
s'il existe au sein de la zone centre-est plusieurs
fractions de stocks, ou si les individus de la .zone centre-est
font en réalité partie d'un stock allant du Drésil à l'Afrique,
les présents résultats seraient biaises à un degré indéterminé.
Dans
l'hypothèse
d'un
stock
unique de
voiliers dans
l'Atlantique Centre-Est, si les valeurs absolues de nos données
de
base ne
sont
pas
rigoureusement
exactes,
il
est
vraisemblable que
leur évolution,
propre et relative,
sûit
correcte et l'ajustement du modèle assez peu biaisé. Avec des.
données plus exactes,
la production maximale équilibrée et
"effort seraient certainement différents mais les conclusions
2.
sur la pêcherie (sous ou surexploitation) inchangées.
V.1.3 . COMPARAISON AVEC LE3 F3'UDES AWTERIEURIW
L,e modèle global a été peu utilisé pour analyser les stocks
de voiliers de l'Atlantique Est. Nous pouvons cependant citer
les études de Conser (1979) et de Limouzy ( 1980) qui ont aussi
tenté d'ajuster un modèle de Pella et Tomlinson, (1969) aux
pêcheries de voilier,
Conser a trav-aillé dans deux hypothèses sur les stocks de
voiliers de l'Atlantique: un seul stock sur tout cet océan ou
un
stock à l'Est et un stock à l'Ouest.
Il a utilisé les
données de captures des palangriers argentins,
brésiliens,
cubains,
japonais et coréens, de la pêche sportive américaine
et de la pêche ghanéenne sur la periode 1967 à 1976.
L'es indices d'abondance ont été calculés selon la méthode
de Honma sur les données des palangriers japonais et l'effort
effectif de l'ensemble des pêcheries estime par rapport à
l'eff'ort japonais,
L'hypothèse de deux stocks donne les meilleurs résultats,
mais dans tous les cas les ajustements sont assez mauvais: les
coefficients d'ajustement oscillent entre 0.33 et 0.73.
Limouzy a travaillé dans l'hypothèse d'un stock pour tout
l'Atlantique Est et a utilise les mêmes données de capture que
Conser en y ajoutant les prises sénégalaises.
Les pue de la
pêche sportive de Dakar ont étiS utilisées de la même façon que
dans notre étude mais de 1967 à 1976 seulement.
LYajustement est meilleur qiue dans l'etude de Conser, soit
pour m=O, 1 et 2 des coefficients d'ajustement de 0.93,.0.76 et
0.57.
Les
productions
maximales
équilibrées
sont
comprises
entre 900 et 1130 tonnes
Ces deux études sont contestables sur plusieurs points:
- 19identité d'un seul stock sur tout l'Atlantique l?,st
semble peu probable d'après les résultats de notre étude;
- les captures sénégalaises ne sont pas prises en compte
par Conser;
l'ensemble
des
données de
capture
palangrières
proviennent de déclarations statistiques douteuses, que nous
avons, dans notre étude, tenté de corriger au mieux.
90
autre qu'elle est plus actuelle, il semble donc logique de
considerer la présente étude comme plus réaliste que ces deux-
C i .
Y, 2 a ANALYSE DE COHORTES
V”1.
.G.
HYFOTHESES RETENUES FOUR INITIALISER LES ANALYSES DE
COHORTES
Deux hypotheses ont été retenues:
Dans la
première
hypothèse
jugée
biologiquement
plausible,
celle d'un recrutement constant, on a cherché le
plus faible niveau de recrutement constant capable (pour M=0.4)
de générer les prises observées. Ce recrutement constant est de
500000 individus à l'âge du recrutement (i.e. 1.00 mètres). Les
résultats des analyses ainsi menées montrent que la biomasse
theorique
résultante est très stable comparée
aux pue. Nous
avons donc été amené à considérer une deuxième hypothèse
mettant en accord pue
et biomasse
calculée par
analyse des
cohortes.
- Dans l'hypothèse recrutement décroissant, la diminution
du recrutement suit celle des pue. Le recrutement décroît ainsi
dans cette hypothèse de 2000000 à 500000 de 1957 à 19S6.
v.2.2 . RESULTATS
Le tableau -11 donne les captures par âges trimestriels
issues de nos calculs..
Les taux de mortalité par pêche moyens par âge trimestriels
des poissons exploités (de 3 à 9 ans) pour les deux périodes
caractéristiques de la
pêcherie,
1966 à
1971
(voilier
essentiellement exploité par les palangriers) et 1980 à 1986
(période
actuelle),
sont
donnés
dans le
tableau 12 et
représentés sur les figures 16 a,b,c,d.
Bien
entendu
les
mortalités
sont
inférieures
dans
l'hypothèse d'un recrutement égal à 2 millions, en particulier
dans les premisres années de la pêcherie.
L'évolution des schemas d'exploitation est très nette: de
l96&-1931 à 1980-1986 la mortalité par pêche exercée sur les
trimestre 1 à 8 a tres légèrement diminué. Au contraire, la
mortalité par pêche des âges supérieurs a fortement augmentk et
est devenue très supérieure à celle des jeunes. Cette évolution
est due aux pêcheries artisanales, et notamment aux pêcheries à
filet maillant, qui exercent de fortes mortalité sur les âges
trimestriels 9 à
24.(tableaux 13 a et b). La
pêcherie
palangrière a aussi, si nous
en tenons à la présente étude,
quelque peu évolué et les mortalités par pêche sur le dernier
âge exploité (trimestres 21 à 24) auraient augmente.
La biomasse théorique des âges trimestriels 9 à 24, qui
constituent
la presque totalité des captures, évolue très
différemment pour les deux hypothèses (figure 17):
- dans le cas d'un recrutement constant, elle reste stable
globalement (diminution de 11000 à 10000) et ses variations ne
suivent pas les variations des pue
et notamment leur forte
chute. Ce
résultat
tendrait à
montrer, si
l'hypothèse
91
même manière que
surestime la baisse de biomasse; recrutement
-
dans le deuxième cas, la biomasse
constant
les pue et chute de 47000
est
,.----
exacte,
-.
que la
theorique
à
'3000.
baisse
évolue de la
des
E>ue
Tableau i2.- : Taux de mortalité moyens par pèche et par âge
trimestriel exercés sur le voilier de l’Atlantique Centre-Est.
RECRUTEMI II 1C O N S T .
RECRUTEMEt
DECROIS.
66-71
80-86
66-71
80-86
1
0.021
0.029
0.006
0.024
2
0.016
û.OOG
0.005
0.000
3
0.002
0 . 0 1 5
0.000
0 . 0 1 2
4
0.039
0.021
0 . 0 1 1
0 . 0 1 9
5
0 . 1 0 9
0.023
0.030
0 . 0 1 9
6
0.061
0.036
0 . 0 1 7
0.030
7
0.025
0.064
0.007
0.052
8
0.076
0.072
0.020
0.059
9
0.125
0.232
0.030
0 . 1 7 7
10
0.044
0.284
0.011
0 . 2 1 4
1 1
0.038
0.33
0.010
0.276
12
0.032
0.459
0 . 0 1 7
0.252
15
0.055
0.205
0 . 0 1 3
0.135
14
0.008
0.232
0.002
0.150
15
0.047
0.346
0.009
0.218
1 6
0 . 0 2 1
0.478
0.005
0 . 1 8 3
17
0.000
0.130
0.000
0.073
18
0.000
0 . 1 6 6
0.000
0 . 0 9 1
19
0.069
D.079
0.015
0.355
20
0.000
0.328
0.000
0 . 1 1 3
21
O.ilO@
0 . 3 1 3
G.OOû
0 . 1 3 9
22
0 . 1 8 9
0.544
0.041
0.146
23
0.145
2.091
0.030
0.685
24
0.063
1 . 4 1 6
0 . 0 1 3
0 . 3 7 1
l’âge trimestriel 1 est l’âge d’entrée dans la pêcherie, soit l’âge 4- qui regroupe les &ges
relatifs 3 et 4 selon notre Etude.
93
e. 268
0.200
0.188
e. 180
9.lb0
B. lb0 1
e. 148
0.14e
e. 128
0.120
B. 1Qû
1
8. aô03
8.069
0. QbQ
8.848
e. 820
0. Q@@
1
2
3
4
5
b
7
8
9 191112131415lb17
1819 20
a
[ c] PALME JAP. CUBA, TAIW, COREE ( m LIGNES SENEGAL
m FILET MA. GHA, C. IVOIRE, BENIN 1
1.88
1.48
:. 20 11
1. eeJ
1
9.68,
0. bQ
û.4e
Q.2Q
-dllllllllll
I!f!.:
i
e. 00 j- , , , , ,a”“y
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1
2
3
4
5
b 1 6 9 1 9 1 1 1 2 1 3 1 4 1 5 lb17 1 8 1 9 20?122 23 24
1 12 13 14 15 lb 17 19 19 20 21 22 23 24
C
d
Figure 16 Taux de mortalité par pêche moyens et par âge appliqués
sur le voilier dans l’Atlantique
Centre-Est: durant la période 1966-1911 avec un recrutement (a) constant, et ib) décroissant et durant la
période actuelle avec un recrutement (c) constant et (d) décroissant,
tableau 13b- : taux de rortalité moyens par pêche, par âge
trinestriel et par engin sur le voilier d’Atlantique Centre-
iabieau Ija- : Taux oe mortalité royens par pêche, par âge
Est, sous l’hypothèse d’un recrutement constant de SOOGGG
triaestrie! et par engin sur le voilier d’Atlantique Centre-
Est, sous l’hypothèse d’un recrutepent constant décroissant.
1 9 6 6 - 7 1
198G-66
l
1966-71
1980-86
-
-
--
-
-
gh engin
1
2
1
2
3
$kgin
1
2
1
2
3
--.--A-- -
-
-
-
-
-
i
O.OGt
o.üoo
0.020
0.000
0.004
1
0.021
0.000
0.024
0.000
0.005
2
G.005
0.000
0.000
0.000
0.000
2
0 . 0 1 6
0.000
0.000
0.000
0.000
3
0.000
ir.000
0.005
0 . 0 0 1
0.006
3
0.002
0.000
0.006
0.002
0.007
4
G.011
G.GOO
0.002
0.000
0 . 0 1 7
4
0.039
O.GOO
0.002
0.000
0.019
5
0.03
O.GOG
0.000
0.000
0 . 0 1 9
5
0.109
0.000
0 . 0 0 0
0.000
0.023
6
0.017
0.000
0.000
0.000
0 . 0 1 9
6
0 . 0 6 1
0.000
0.003
0.000
0.023
7
0.006
0 . 0 0 1
0.002
0.013
0.037
7
0.022
0.003
0 . 0 0 0
0 . 0 1 6
0.045
8
ù.~K!O
0.000
O.OGG
0.900
0.059
8
0.086
0.000
0 . 0 1 3
0.000
0.072
9
0.030
G.GOO
0.010
0.000
0.167
9
0 . 1 2 3
0.000
0.015
0.000
0 . 2 1 9
10
G.011
0.000
0.011
0.000
0.203
1 0
0.044
0.000
0.008
0.000
0.269
11
O.ùGj
0.007
O.OG6
5.101
0 . 1 6 9
11
0 . 0 1 2
0.026
0.012
0 . 1 3 7
0.223
12
0.011
O.ilYO
0.008
O.GGO
0.244
1 2
0.072
0.000
0.000
0.000
0.339
1 3
. .._
U.VIS
O.ùOG
O.OOG
0.000
0 . 1 3 5
1 3
0.055
0.000
0.000
0.000
0.205
14
û. 002
û.000
ù.GGG
G.GGG
G.ISG
14
0.008
0.000
0.000
G.OGG
0.232
15
O.SI
û.006
û.GO3
0.114
0.101
1 5
G.OG7
0.034
0.004
0 . 1 8 2
0 . 1 6 0
!6
û.ùo5
ù.Güir
G.Gl2
û.ùOY
0 . 1 7 1
lb
0.021
0.000
0.020
0.001,
G.276
Ii
û.ùûO
0.000
0.000
G.GGG
0.073
1 7
0.000
0.000
0 . 0 0 0
0.000
0 . 1 3 0
1 8
û.000
O.OùG
0.000
0.000
0 . 0 9 1
1 8
G.OGG
0.000
0.000
0.000
0 . 1 6 6
1 9
0.002
0 . 0 1 3
0.006
0.188
0 . 1 6 1
1 9
0.009
0.060
0 . 0 1 1
0 . 3 7 1
0.307
25
0.300
0.000
0.027
0.000
0.086
20
0.000
0.000
0 . 0 5 5
0.000
0 . 1 7 3
21
0.000
0.000
0.000
0.000
0 . 1 3 9
2 1
0.000
0.000
0.000
0.000
0 . 1 3 1
2 2
0.041
0.000
O.OGG
0.000
0 . 1 4 6
22
0 . 1 8 9
0.000
0 . 0 0 0
0.000
0.344
2 3
G.GlO
0.020
0 . 0 6 1
0.308
0 . 3 1 6
23
0.048
0.097
0 . 1 7 2
0.932
0.887
2 4
O.ûl3
0.000
0.141
it.OOG
0.229
2 4
0.063
0.000
0 . 5 8 3
0.000
(3.693
-
-
-.
*:oalangre. i-lignes à m a i n , 3:filet eaillanc
95
1 -+- R=588000 ( - R decrais.
1
Figure Q: Evolution de la bionasse des âges trioestriels % à 24 du voilier d’dtlantioue Centre-
Est sous deux hypothèse sur le recrutement,
96
Si nous admettons l'hypothese recrutement décroissant, cela
équivaut à
admettre
que la chute des pue des palangriers
correspond à une chute de biomasse,
due à la diminution du
recrutement. Flusieurs raisons nous poussent à considérer ceci
comme peu probable:
(1) Le premier effondrement des pue (tableau 4), qui
passent de 6.1 kilogrammes pour 100 hameçons en 1968 à 0.6 en
13i6, a lieu à une époque où le stock est peu exploité f les
tonnages sont 2 à 3 fois plus faibles que ceux actuels et où
son effondrement est peu vraisemblable. On a d'ailleurs déjà
notÊ de fortes baisses des pue palangrières initiales pour
divers
thoniers dans la plupart des océans (l'albacore en
particulier).
Cette
baisse
est
interprétée
selon diverses
hypothèses,
mais ne semble avoir aucun rapport avec une baisse
réelle de la biomasse totale des adultes.
(2) La baisse actuelle des pue (de 1.1 en 1978 à O.ïi en
1986)
peut
s'expliquer,
entre
autres
facteurs
par
les
changements d'engin intervenus dans la pêcheries palangrière:
l'introduction de la palangre profonde dans la zone d'étude a
certainement
entraîné
une baisse de la capturabilité des
v o i l i e r s , l'abondance des voiliers à 250 mètres de profondeur
étant probablement moins grande qu'à 100 mètres de profondeur,
du fait de l'affinite de cette espèce pour les eaux chaudes. Ce
biais potentiel
resterait à
analyser
à partir des données
japonaises et coréennes.
Compte tenu de l'évolution de la pêcherie de voilier dans
l'Atlantique
Est,
nous
pensons
donc
que
l'hypothèse du
recrutement stable et d'une variation de la capturabilité du
stock est la plus plausible biologiquement.
Les résultats de cette analyse à recrutement constant n'en
sont
cependant
pas
moins
discutables. Un
certain
nombre
d'hypothèses ont pu biaiser les résultats:
(1) Nous avons choisi une mortalité naturelle de 0.4 mais
rien ne nous permet d'affirmer que ce choix est le bon. Il
aurait été intéressant d'analyser les variations des résultats
en fonction de la variation de la mortalité naturelle mais nous
n'en avons pas eu le temps.
(2) La matrice des prises par âge est douteuse pour de
multiples raisons:
- l'incertitude sur les prises totales
la
faiblesse
des
échantillonnages de
taille et
subséquemment les nombreuses substitutions de strates opérées.
Ceci est particulièrement un problème pour les palangriers dont
les échantillonnages sont entièrement réduits;
- l'incertitude sur la croissance;
- la procédure -grossière d'estimation des prises par âge à
partir des fréquences, ceci d'autant plus que les classes de- 5
centimètres
sont
excessives
vis à
vis -du faible
taux de
croissance des adultes âgés.
(3) L'ajustement des analyses de cohortes aux pue ou aux
efforts
effectifs a
été
réalisée d'une
manière grossière,
D'autres méthodes, par exemple celle de Farrack (Farrack, 1986)
ou de DeRiso (Deniso et al.,
1985) pourraient être utilement
employées
sur ce
stock.
Il demeure
que l'ajustement des
analyses de cohortes aux pue est peut-être une absurdité
biologique.
97
--
1--
98
-/w,“_,l*l*
.,l,~I~~~
.vmsmea
W*..s,-,.--s
_II--.
Nonobstant
ces problkmes,
les présents resultats obtenus
dans
l'hypothèse
recrutement
constant
peuvent
donner
une
certaine indication des tendances des biomasses et des taux de
mortalitk par pêche par âge et par engin.
Sur la période historique, les figures 19 a, b, c et d de
La production par recrue (multipliée par le recrutement moyen)
montrent:
(1)
dans
l'hypothèse
d'un
recrutement
constant,
l'augmentation de F
donne
des
prévisions de
pwduction
similaires aux résultats de la pêcherie actuelle (entre 3 et
4000 tonnes).
(2) par contre,
dans l'autre hypothèse,
les prévisions
faites en augmentant F donnent des résultats bien supérieurs
(3500 tonnes) à ceux de la pêcherie actuelle.
A partir des taux de mortalité par pêche de la période
actuelle (figure 18~ et lad), l'augmentation du facteur F
entraîné
une
augmentation
régulière de la production. Dans
l'hypothèse du recrutement variable,
l'accroissement est plus
fort (6000 tonnes pour un facteur multiplicatif de l? de 4) que
dans l'autre hypothkse (4000 tonnes pour un facteur 4). Ceci
s'explique
par le fait que le recrutement est supérieur à
500000 et que le stock n'est pas pleinement exploité dans la
première hypothèse.
Les possibilités d'augmenter les captures
en augmentant F sont donc plus importantes que dans l'hypothèse
d'un recrutement de 500000, qui correspond à un schéma de pêche
proche de la pleine exploitation.
Nous notons donc que
les projections de production par
recrue
faites dans l'hypothese d'un recrutement historique
élevé f 2 millions) conduisent à des surestimations du potentiel
de la pecherie.
Le résultat des calculs de production par
recrue &tait en effet
"valable"
en terme de production par
recrue, mais ne prenait pas en compte la baisse subséquente du
recrutement
(dans
cette
hypothese)
qui
vient
altérer
les
conclusions.
En ce qui concerne les predictions pour une augmentation de
l'âge de première capture,
elles sont
à peu près identiques
dans tous les cas de figure: la production reste égale ou
décroît. Ceci s'explique aisément: l'ensemble des pêcheries ne
capturent que des adultes et l'augmentation de la taille à la
première capture,
c'est à dire ne plus pêcher que
les. très
vieux
individus,
ne peut pas améliorer
la production. Si la
pêcherie capturait des juvéniles cela pourrait être différent.
De plus, les taux d'exploitation relativement modérés qui. sont
estimés pour la plupart des âges contribuent à ce résultat.
Enfin la validité de ces derniers résultats est étroitement
liée à celle des valeurs des taux de mortalité par pêche et par
âge et à la croissance. Elle est donc sujette à discussion.
99
L'ensemble de ces rksultats peut être cuntest6 dans la
mesure où il existe de multiples incertitudes concernant cette
espèce.
Dans la limite de leur validité, i:I semble cependant que la
crainte, parfois formulée, d'un danger d'extinction du stock de
voilier dans la région de l'étude, soit peu fondée. Outre le
fait que la pêcherie ne capture que dets adultes, le stock
semble soit proche de la pleine
exploitation,
soit bien en
deça. Aucun indice d'une surexploitation n'est jamais apparent.
SO0
CONCLUSION
rr0ut au
long de cette étude nous avons eu à faire face à de
nombreus problèmes
concernant
les
données
statistiques
sur
lesquelles se
sont appuyés
tous nos calculs. Nous avons tenté
de corriger
au
mieux
les
incohérences
mais
cela n'a
pas
toujours été
possible et,
dans tous
les cas, les évaluations
faites restent souvent incertaines.
Les résultats sont donc discutables et nous même n'apportons
jamais de réponse catégorique aux questions posées.
Il n"en
reste pas moins que cette étude a mis en exergue un
certain nombre de problèmes:
- l'absence ou le peu de fiabilité des données statistiques.
Outre les
données de
capture, il
serait intéressant de mieux
définir les
efforts en
pêche
artisanale,
de connaître le
pourcentage de
palangres
profondes
dans la
flottille
palangrière, et
de disposer
d'observation directes,
par des
obser\\Fateurs scientifiques,
sur les
captures et les rejets de
voiliers de certaines flottilles palangrières.
- les
paramètres biologiques
pourraient
être
notablement
améliorés
avec
des
analyses de
pièces
osseuses,
des
échantillonnages plus
intensifs sur les tailles et les poids;
ces études devraient aussi être réalisées par sexe.
- enfin,
la base de l'étude dynamique, l'identification des
différents stocks,
serait définit de bien meilleure façon par
des marquages intensifs. Ces marquages pourraient être réalisés
à coiit.
modéré sur les pêches sportives ouest-africaines et par
des observateurs sur les palangriers.
Nous ne
devons
cependant
pas
oublier
que
L'Istiophorus
albicans est un (tgros poissonw difficile à manipuler et que son
étude biologique
n'est pas simple. De plus, il n'est pas d'une
grande importance
pour les
pêcheries internationales
et les
moy-ens financiers
mis en oeuvre actuellement dans l'Atlantique
Est pour son étude sont dérisoires,
Les résultats de la présente étude montrent qu'il n'y aurait
pas, dans
l'immédiat de dange-r pour
le stock de l'Atlantique
Centre-Est;
l'évolution des pêcheries
étant trés
rapide, il
s'agirait poutant d'etablir un programme d'amélioration des
statistiques, des
connaissances biologiques
et de
l'état des
stocks. Ces
r&sultats seraient du plus grand intérêt, comparés
à ceux que l'on pourrait obtenir dans l'Atlantique Ouest sur un
stock dont la biologie et les conditions sont probablement bien
différentes.
101
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104
Annexe 1: Noabre de aensurations de voilier effectuées SUI des palangriers japonais eu activité
dans i’htiantique Centre-Est, dans les ports sénégalais Kagar , Foff et Sounbédioune et à Abidjan,
Palangriers
Pêche
Pêche
Année
japonais
sénégalaise
'ivoirienne
1970
3
1971
59
1972
52
1973
25
1974
29
1975
461
1976
706
1977
182
1978
4
1979
17
1980
13
1981
2
1982
12
9 3 4
1983
44
5 9 0
1984
141
145
168
1985
47
494
394
1986
40
1312 :
1987
436
1352 i
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105
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‘1 10
L.-.---.-zsm.-,,.---
b-- -F------------
-i__
”
5
---
--=
f
Istiophorus aibicans (Latreille, 1804). Quelques aspects de la
biologie et de 1 ‘exploitation,
Corinne CAPISANO
Ce travail a été réalisé d'Avri1 à Octobre 1988 au CRODT* dans
le cadre d'un stage
de fin d'études d'ingénieur agronome,
spécialité halieutique, de l'ENSAR**.
*
CRODT, DP 2241.DAKAR Sénégal
** ENSAR, Route de Saint Drieuc 35000 RENNES l?rance
35
--
‘.-
--.*.#l----‘
, . ,
REMERCIEMENTS
En premier
lieu je tiens
S. remer-ci er
Mansi eur
Reynaud, F. II. G. des Sirops Teisseire (Francei , c_anc qui Y
f inanciérement, je n 'aurais pas pu faire cette @tude,
Je remercie ensuite:
- la
direction g&nérale
de l'ClRST!3l de Paris et la
direction de
1 . ‘CIRSTQM d e Dakat-
p o u r le5 facilités
qu'elles m'ont
accordées, et
la direction
q&nPrale d e
1 ’ rnsti tut
Sén&gal ai ç
de
Recherches
Cigricole5
pour
m’avoir
acceptée
au
Centre de
Recherches
Dcéanographi ques de
Dakar Thi woye
(CROI?T~ e
t
pet-mis
1 'accés aux moyens calculs;
-l'ensemble
deci
m e m b r e s d u
CRODT
e t
tout
particuliérement le
bureau cal.cul '1
qui m’a
ai déc dans
me-, périgrinations
i n f o r m a t i q u e s , e t
la section
pêche
artisanale,
5ans
qui la
correction
deç
f i c h i e r s
sénégalais n 'aurait pu ?ktre effectuée;
- l e s
membres du
club de p&.zhe sportive de Dakar et de
1 'hbtel Savanna
qui m'ont
permis d ‘embarquer sur 1 eut-s
bat eaux tl
Enfin je
remercie
tout
particuli&rement
Alain
Fonteneau et
Taib Diouf
pour
1. e
temps
qu'il5
m’ont
consacré.
36
R E S U M E
C=ette
étude
t r a i t e d e
1 ‘Istiophoru5
a.lb I 1: a !-{ 5
de
1. ‘Atlantique Est.
C)n y
effectue une r-E-vi si on des stat i sti queç
pa.langriéres japonaises,
coréennes, cubaines et tai wanai5es en
prenant comme
référence 1 E-S
données japonai seç
supposées 1 es
mei 11 cures m
Les
stat i st i ques
d e
l a
pêcherie
a r t i s a n a l e
s&négal ai se sont y
~1 le5 aussi V
révi sties. Les résultats d e c e s
estimations
différent
notablement des
c h i f f r e s o f f i c i e l s
des
b u l l e t i n s s t a t i s t i q u e s
de 1 ‘ICCAT.
L’évolution de la pêcherie
appara.Ft nettement:
diminutian des
t o n n a g e s et des prises par
unité d ‘effort
d e l a pk?cherie p a l a n g r i é r e e t f o r t e c r o i s s a n c e
d e s p&cherieç artisanales ouest-africaines.
Certains
paramétres
biologiques
d e c r o i s s a n c e
e t
-de
mortal. 1 té sont
cal CU1 éc, S. p a r t i r d ’ é c h a n t i l l o n s d e f r é q u e n c e s
dE t a i l l e
d e l a
p ê c h e r i e a r t i s a n a l e s&négalaise, U n e r e l a t i o n
ta.i 1 I e-.poi ds et
une0 courbe
d e croissance
sont obtenues. Ces
r&sul t a t s n e
peuvt-n t
cependant
@tre
considérés
comme
entiérement f i a b l e s
du fait
de nombreux
problcfimes
qui
sont
di E~cL\\~&s.
L’examen deç cartes de dençité du voilier 9 calculées avec
la. méthode
de Honma (1974) ‘i permet de retenir 1 ‘hypothkse d’un
stock d a n s la zone Centre-Est,
L ‘ktude dynamique a été effectuée sur ce stock particul ier w
Le modéle
global génGra.1 isé
de F’el la
et Tomlinson est ajustk
a u x donn&es
de prises
e t d ’ e f f o r t
révis&es d a n s c e t t e é t u d e .
Les mei 11 eur 5
ajustements sont
obtenus pour
des paramétres m
compris entre
Oet 1, le
stock ne
semblant pas encore avoir
0.t tei nt un
n i v e a u d e p l e i n e
explnitation.
Une
anal yse
des
cohartes
est
menée:
l e s
captures
par
engins
sont
ce1 i es
révi sées 11 L a m a t r i c e d e s
p r i s e s p a r Crge e s t est.imée d e l?bi &.
1986 puL~.r-
3 engins;
l a palangre:,
l a l i g n e & m a i n e t l e f i l e t
maillant.
Les anal yses
de cohorteç sont conduites dans 1 ‘hypothése
d ‘un recrutement
constant et
d ‘un stock
proche de
l a p l e i n e
exploita.tion,
p u i s
dans
1 ‘hypothése
d ‘un
recrutement
décroissant . Avec
1 a deux i éme
h y p o t h é s e l a s o l u t i o n
obtenue
f o u r n i t d e s
estimations de biomasse qui sont en accord avec 1a
baisse importante
d e s pue palanyrières de
1 9 6 0 a
1986. L a
v a l i d i t é d e s
deux hypothkes
et des
r é s u l t a t s corresp0ndant.s
est di. scutée
e t l e
recrutement constant semble biologiquement
1 ‘hypothése 1 a
pluç vraisemblable.
Les données de base de ces.
anal yses d e
cohortes
étant
cependant
peu
f i a b l e , i l
e s t
d i f f i c i l e d ’ a p p o r t e r c!ne r&pOnSe c a t é g o r i q u e =
ries calculs de production par recrue sont réalisés avec les
taux de
mot-ta1 ité par
ptyche
moyen
par
%e
dans
l e s
deux
hypothéses.
Malgré les incertitudes concernant les résultats, 1 ‘étude
conc 1 ut que
l e çtock
d e voilier de 1 ‘Atlantique Centre-Est ne
montre pas
d e signe
de suresploitation
e n dépit
d e l a f o r t e
baisse des pue palangriéres.
37
This paper
s t u d i e s t h e
bicr1ogj.y a n d stock assessment of
s a i l f i s h ,
i 5 t i i.> p h i.> Y u -Ç
albicans,
ï3f
the
East
Atlanticn
The
japanese, karean <I cuban and taiwanese longline data are revised
using as
ref erence the
j a p a n e s e d a t a which are supposed ta b e
t h e best. T h e d a t a o f t h e s e n e g a l e s e a.rtisanal f i s h e r y are a l s o
revised.
The
resul t 5
o f
these
rst i mat i ons
provi des
data
substanti a1 1 y dl. f f erent
from the I C C A T da.ta. The trends of the
f ishery are
clear: decreasc
o f the cat.ch a n d t h e cpue o f t h e
longline f i s h e r i e s a n d a
s t r o n g inrrease
o f t h e West-AQrican
artisanal catches.
S o m e biological
parameters - gr-owth rate and mortality -
are estimated
using the
size f r e q u e n c i e s o f
the
senegal ese
artisanal f ishery.
A l e n g t h - w e i g h t
r e l a t i o n ç h i p
and
growth
CU.TV@
are
obtained.
Th(+EX?
recul Ç: 5
s h o u l d be
consi. dered
prel i mi nar y and
not completly
sure 5
several
major
probl emc
eitill remain.
A study
o f t h e
densi ty charts
calcul ated wi th
Honma ’ s
m e t h o d i n d i c a t e s that t.he h y p o t h e s i s of a çttick i n t h e central-
eastern area
cari b e
retai ned S The
!E:tcxk assessment s t u d y h a s
b e e n carried out o n t h i s s t o c k .
The general ized
p r o d u c t i o n mode1
according ta F’el 1-a and
Toml i nson has
been ad justed
t a t h e
revised catch
a n d e f f o r t
d a t a . The best ad justments were obtained for m between (5 and 1.
The stock
does n o t
yet seems
t a be f u l l y exploited.
Cohor t
anal yses wrer
carr i ed out : t h e catches b y g e a r a r e t h e r e v i s e d
d a t a . T h e c a t c h b y
age matr i x waç estimated from 1961 to 198cP
f o r S gearsg l o n g l i n e , h a n d l i n e a n d gill n e t .
T h e cohort
anal yses wer e
carr i ed out.
a c c o r d i n g to
twc3
hypotheses: a1
constant recrui tment
a n d a
s t o c k a l m o s t f u l l y
exploited,
a n d b) decreasing recruitment. This second hypcsthese
provides p o p u l a t i o n s i z e
estimates well f i t t e d t-o t h e longline
cpue whi ch
shows a
strnng decrease
f r o m 1.9&3 t a
1986,,
The
val idi ty
Gf
these
two
hypothese5
is
cl i scussed j
the
one
considering
const.ant
recrui tment
5ef3ms
b i o l o g i c a l l y
more
r e a l i s t i c . T h e d a t a b a s e af t h o s e cohor-t a n a l y s e s a r e net s u r e
a n d i t ’ s difficult t a give a categoric: a n s w e r .
Yield per
recruit calculation5,
a r e carried out w i é h t h e
average f ishing patterns under the two hypot.heses.
The study concludes that the central-eastern sailfish stock
does n o t
show any
s i g n c3f
overexplaitation i n
spite 0-F
the
s t r o n g d e c r e a s e o f longline cpue.
38
I N T R O D U C T I O N
Les poissons pûrte-épée sûnt regroupés en 2 familles :
- les Xiphiidae avec un seul genre, Xiphias ;
- les Tstiophoridae avec 3 genres, Nakaira,
Tetrapturus et
Istiophorus.
Le voilier,
reconnaissable
à sa première dorsale en forme
de voile considérablement plus haute que la hauteur du corps,
fait
partie du
genre
Istiophorus. Le
voilier de
l'Atlantique est cité
sous
l e nom d'I.stiophorus albicans
(LATREILLE,
1804) pour
le distinguer du voilier de l'Indo-
Facifique,
Istiophorus platypterus
(SHAW et NODDER, 1791).11
n'est cependant pas
rare de voir les 2 formes réunies sous
l'appellation Istiophorus platypterus
Contrairement à d'autres grands pélagiques comme les thons
ou l'espadon, Xiphias gladius, le voilier n'est l'espèce cible
d'aucune pêche industrielle et les tonnages déclarés sont
faibles.
Four
1986 (la Commission Internationale pour la
Conservation des Thonidés de l'Atlantique (ICCAT) donne les
chiffres
suivants :
154481
tonnes
d'albacores
f Th unnus
albacares), 20750 tonnes d'espadons et seulement 3642 tonnes de
voiliers.
Cependant ce dernier chiffre est peu fiable du fait des
mauvaises statistiques des différentes pêcheries qui capturent
du voilier :
- Les prises de la pêche sportive, dont c'est l'une des
espèces cibles, sont fort mal connues pour plusieurs raisons:
(1) l'échantillonnage de cette pêcherie est très difficile du
fait de la multitude des points- de débarquement et leur grande
variabilité;
(2) les pays qui ne sont pas membres de l'I.C.C.A.T. -donnent
leurs statistiques de pêche à la F.A.O. (IYood and Agricultural
Organisation)
qui
s'intéresse
exclusiveme-nt à l a
pêche
professionelle.
Les prises de la pêche sportive et récréative
ne
sont donc pas
comptabilisées
et dans l'Atlantique-Ouest,
notamment les Caraïbes où cette activité est très pratiquée,
cela biaise les statistiques de manière non négligeable.
- Les pêcheries artisanales africaines ne sont pas toutes
échantillonnées ;
- Les
palangriers,
et les senneurs,
pour lesquels le
voilier
n'est
qu'une
prise
annexe,
souvent
rejetée,
fournissent,
quand c'est le cas, des statistiques notoirement
sous-estimées ou mélangées à d'autres espèces
--
39
-
Quels que soient les tonnages Gels, le voilier ne présente
que
peu
d'intérêt,
sur
le
plan
mondial,
pour
la pêche
professionnelle.
Les programmes nationaux et
internationaux
récemment mis en place afin de mieux connaître cette espece,
jusqu'ici peu etudiée et fort mal connue, n'ont donc vu le jour
que sous l'impulsion des pêcheurs sportifs dont les intérêts en
matière d'aménagement divergent notablement de ceux de pêcheurs
industriels.
Ils se doivent en effet de maintenir le stock à un
haut niveau de prise par unité d'effort (pue) et de biomasse
alors que les palangriers et les senneurs ne s'alarmeraient pas
de sa disparition.
L'idée que les captures de ces pêcheries
industrielles seraient importantes par rapport aux autres, et
notamment
les
pêches
artisanales
elles-mêmes
en
plein
développement,
a donc suscité l'inquietude au sein de ce groupe
financièrement puissant des pêcheurs sportifs, Aussi certains
organismes
internationaux telle l'ICCAT, ou 1'IATTC (Inter-
American Tropical
Tuna
Commission)
ont
mis en
place des
programmes d'étude sur les poissons porte-épée dans lesquels le
voilier tient une place importante.
Cette étude,
qui s'incrit dans le programme istiophoridés
du Sénégal,
s'intéresse
uniquement à
l'Atlantique Est où
l'individualisation d'un ou plusieurs stocks est probable et
pour lequel
les statistiques sont meilleures que celles de
l'Atlantique Ouest. Les objectifs poursuivis sont les suivants:
- Corriger les statistiques palangrières afin de tenter
d'obtenir une base de données fiable ;
- Essayer de déterminer la structure du ou des stocks
présents dans l'Atlantique Est ;
- Améliorer ou
établir certains paramètres biologiques,
notamment ceux de la croissance qui nous seront utiles dans les
calculs de dynamique des populations ;
- Evaluer le niveau d'exploitation du ou des stocks.
A l'issue de cette étude nous espérons être en mesure de
lever un
certain
nombre
des
incertitudes
qui
concernent
1'Istiophorus albicans: l'identité des stocks et leur état
actuel,
l'importance
relative des différentes pêchesies,leur
impact sur le ou les stocks et leur évolution possible.
40
CHAPITRE 1 DESCRIPTION DES
PECHERIES DE VOILIER DANS
L’ATLANTIQUE EST
Le
voilier
est
un poisson
assez
commun
dans
'les eaus
tropicales de l'Océan Atlantique 06 de nombreuses pêcheries de
surface et de subsurface capturent cette espèce.
La présence
de voiliers est
fortement corrélee à la
température des eaux: en dessous de 23-25" C on a très peu de
chance d'en rencontrer. De ce fait,
dans les eaux où la
température baisse en dessous de ces isothermes (Sén&gal par
exemple) la pêche au voilier est une activité saisonnière.
1 o 1 a LES PECHERIES SPORTIVES
Les pêcheries sportives de voiliers sont distribubes dans
l'Atlantique Est au Sénégal et en Côte d'ivoire.
La pêche se pratique à bord de vedettes rapides avec des
cannes à
moulinet dont les lignes sont accrochees à des
tangons. Trois lignes maximum sont installées et les hameçons
sont boettés avec des sardinelles plates,
Sardinella eba, des
sardinelles
rondes,
Sardinella maderensis ou des demi-becs,
Hemiramphus brasiliensis,
La pêche sportive de voilier la plus importante est celle
du Sénégal où elle se pratique surtout autour de la presqu'île
du Cap Vert ffigurel) de juin à octobre. Les principaux centres
de débarquement
sont
Dakar,
Ngor 9
les
Almadies et
Saly
Portudal.
Le voilier est quasiment la seule espèce cible des
pêcheurs
sportifs (très
peu de
marlins
bleus,
Makaira
nigrieans,
sont pris chaque année) et tout est mis en oeuvre
pour en capturer. Les vedettes partent vers 9 heures du matin
et effectuent le plus rapidement possible le trajet jusqu'aux
sones où des concentrations de voiliers ont été repérées,
Les
concentrations de voiliers sont en général bien localisées sur
des zones réduites de quelques milles (sur des fonds de plus de
50 mètres de profondeur) et elles sont suiv-ies d'un jour à
l'autre par les vedettes.
Toutes sont équipées de radio et
l'information circule vite. Quand aucun voilier n'est visible,
les pêcheurs essaient alors de localiser au sondeur des bancs
de petits poissons pélagiques où les istiophoridés pourraient
être en train de se nourrir.
En fait,
l'observation d'un seul voilier suffit les jours
de faible apparence à regrouper l'ensemble de la flottille de
pêche sportive.
Il est intéressant de noter que si l'arrivée des voiliers
dans les eaux sénégalaises est nette
,elle suit directement
l'arrivée des eaux chaudes en juin,
leur départ est beaucoup
plus variable dans le temps: certaines années en effet ces
poissons disparaissent (i.e.
on n'en aperçoit plus) avant le
refroidissement des eaux.
Enfin, en ce qui concerne les habitudes de pkhe, on
remarque
que depuis quelques années
les pêcheurs dakarois
41
- 1 8 . 0
- 1 7 . 5
- 1 7 . 0
-16.5
- 1 6 . 0
Figure 1: Zones de pêche du voilier par Ees pêcheries sportives et artisanales sénégalaises
42
emploient des lignes de résistance de plus en plus faible: les
lignes
utilisées
ici
sont d'une
résistance
inférieure à 00
livres, qui est la résistance la plus courante sur l'ensemble
de l'Atlantique.
1,2 8 LES PECHERIES ARTISANALES
Les pêcheries artisanales actuellement
identifiées
sont
celles du Sénégal, de la Côte d'ivoire,
du Ghana et du Bénin.
Les
zones
de pêche étant à S-20 milles de la Côte,
des
embarcations légères,
ou pirogues,
équipées de moteurs hors-
bord sont employées.
Au
Sénégal
cette
pêche
est
pratiquée
autour de la
Fresqu'ïle du Cap Vert et un peu plus au nord (figure 1) avec
la même saisonnalité qu'en pêche sportive et toujours sur des
fonds de plus de 50 mètres de profondeur. Les principaux centre
de débarquement sont Kayar, Yoff et Soumbédioune. Dans ces 3
ports seules certaines pirogues vont à la recherche du voilier.
Elles partent alors vers 8 heures du matin et se regroupent sur
les
concentrations de voiliers.
Des lignes à main sont
utilisées avec quelques variantes :
- des lignes de fond boettées avec un appât mort, des demi-
becs. La pêche s'effectue pirogue arrêtée.
- des lignes de sub- surface auxquelles sont généralement
accrochées des chinchards,
Tr-achusus s p ,
vivants qui nagent
sous la pirogue arrêtée.
Simultanément à la pêche du voilier les pirogues utilisant
ces deux premières techniques ont souvent des lignes de fond en
pêche pour d'autres espèces.
- des lignes traînantes (2 ou 3 par pirogue) associées
comme en pêche sportive à des leurres, L'appât est mort, et les
pirogues tournent en rond.
Dien sur,
selon que les voiliers sont en profondeur ou en
surface, l'efficacité de ces lignes varient beaucoup.
Ces dernières années on note une nette évolution de cette
pêche : il n'y a que 6-7 ans,
le voilier n'était qu'une prise
annexe
non
recherchée,
alors
qu'actuellement il
est
une
véritable espèce cible et les pêcheurs
s'embarquent avec un
matériel
approprié.
Cependant,
contrairement à la
pêche
sportive,
aucun artisan pêcheur ne part dans le seul but de
capturer
des
voiliers et
s'il
peut
pêcher
des
poissons
économiquement
plus
intéressants,
il
délaisse
ces
istiophoridés,‘ La présence
de voilier n'implique donc pas
toujours de nombreuses prises,
Au Ghana, en Côte d'ivoire et au Bénin, les pêches qui ont
lieu toute l'année, sont faites en surface avec des filets
maillants principalement et des lignes à main.
Par ailleurs,
dans ces 4 pays il
arrive que de petites
sennes
capturent
accidentellement
des
voiliers
qui se
nourrissent au
milieu du banc de poissons visé par
les
pêcheurs,
Enfin, la
plupart
des
pays
ouest-africains
ont
des
pécheries
artisanales
qui
capturent
aussi
des
voiliers.
43
Toutefois l'importance réduite de ces flottilles, comparees à
celles du Ghana et du Sénégal, laisse penser, en l'absence de
statistiques officielles, que ces prises sont faibles
Ie 3 o LES PALANGRIERS
L’es
palangriers
qui
opèrent
dans
l'Atlantique
Est;
exploitent les zones de distribution du voilier qui constitue
pour eux
une
pêche
accessoire
aux
prises de thonidés et
d'espadon,
La pêche a la palangre consiste à mouiller en pleine eau de
longues lignes dormantes portant des hameçons disposés de façon
régulière,
Une
palangre
est
Constit*uée
:ear
une
suite d'élements
contenu dans un panier . Chaque panier contient 360 mètres de
ligne principale, 20 mètres de ligne flottante et des avançons
(7 pour la palangre
flottante,
plus de 10 pour la palangre
profonde) de 22,5 mètres chacun. Le nombre de paniers mis bout
à bout à chaque pose varie de 220 à 500 unites.La pose,
totalement manuelle, s'effectue de 2 à 8 heures du matin, le
bateau se déplaçant à 8 noeuds.La remontée, semi mécanique,
débute vers
11 heures du matin et
se
poursuit
jusqu'au
lendemain le bateau ayant une vitesse de 3 noeuds. Les hameçons
boettes avec un appât mort,
généralement le Cololabis saira,
sont mouillés à des profondeurs variables :
50 à 120 mètres
pour les palangres flottantes et 50 à 250 mètres pour les
palangres profondes.
Les flottilles palangrières actuellement en activité dans
l'Atlantique
Est sont les flottilles japonaise,
taïwanaise,
coréenne et cubaine. Les zones de prospection sont différentes
selon les espèces ciblestfigure 2).
Deux flottilles n'ont semble-t"il jamais changé d'espèce
cible, donc de zone d'activité:
- la flottille taïwanaise, qui recherche le germon, Thunnus
a l a l u n g a ,
répartit l'essentiel de son effort au nord et au sud
de la zone intertropicale;
la
flottille
cubaine
qui
pêche
dans la
zone
intertropicale,
son espèce cible étant l'albacore.
Quant aux deux autres flottilles, leur effort s'est déplacé
au cours de la période 1957-1986:
- les japonais ont pêché préférentiellement l'albacore et
le -thon rouge, Thunnus thynnus thynnus, du début de la pêcherie
aux
années
1972-73
puis 'leur espèce cible principale est
devenue progressivement le tho:n obèse, Thunnus obesus, et leur
flottille s'est déplacée au nord et au sud des tropiques;
- la flottille coréenne qui recherchait surtout l'albacore,
s'intéresse depuis les années 1982-83 au thon obèse (J.U.
LEII,1985).
Les changements de ces deux flottilles ne sont cependant
pas de
même
importance:
la zone
de pêche
actuelle
des
palangriers japonais n'a plus rien ;i voir a.vec celle de la
période historique (1956-1972), alors que l'évolution de la
pêcherie coréenne, qui concerne surtout les gros palangriers,
n'a fait qu'étaler quelque peu son effort de part et d'autre
des tropiques.
44
Figurez: Effort des paiangriers japonais, cubains, coréens et taiwanais dans l’Atlantique,
PriociJe de la cartographie
.,““--” . . . . . . . . . . . . .
“...“.“l”*,<,l”.....,.~. ,“..I. ..,.,.l*.,.
Les données des fichiers représentés sont par 5’ mois; chaque cercle est une valeur nouvelle observée
dans les années que l’on sélectionne et a une surface proportionnelle au paramètre tracé. Les cercles sont
positionnés de façon aléatoire dans chaque carré de 5’.
Lié à la recherche du thon obese,
il y a eu aussi pour ces
deux dernières pêcheries un changement dans l'engin de pêche.
En effet,
la palangre profonde,
introduite depuis
1980 dans
l'Atlantique Est par les japonais (SUZUKI et ECUME, 1982) et qui
visent à capturer les gros patudos abondants dans les eaux.
profondes,
est actuellement davantage employée par les japonais
et,
à un moindre degré,
par les coréens que la palangre de
surface.
Xotons aussi le développement récent dans la zone ouest
africaine de la flottille de palangriers espagnols et portugais
qui recherchent l'espadon dans les eaux côtières de cette zone,
Dien qu'aucune capture ne soit déclaree par cette flottille, on
sait par des observateurs qu'elle capture des voiliers en
nombre significatif, ceux-ci 'étant soit rejetés soit utilisés
comme appât.
104 m LES SENNEURS ET LES CHALUTIERS PE~A~IQU~S
La pêche à la senne consiste, apres avoir repéré un banc de
poissons
suffisamment
compact, à
l'encercler au moyen d'un
filet coulissant dont on réduit progressivement le volume.
'Des pêches à la senne de sardinelles et à. la senne à thons
(dont la taille des mailles et du filet entier est supérieure .à
la première) capturent parfois accidentellement des quantités
relativement
importantes de voiliers en Côte d'ivoire, au
Ghana, au Sénégal et au Dénin
Dans des conditions similaires,
il arrive que des chaluts
pélagiques capturent des voiliers
115 e CONCLUSION
L'exploitation du voilier de l'Atlantique Est est donc
complexe.
Selon
les
pêcheries, il
est
une
espèce
cible
principale
(pêche
sportive),
une
espèce
cible
secondaire
(pêcheries
artisanales
africaines) ou
une prise
annexe
non
recherchée et souvent rejetée
(pêcheries
industrielles).
Les
zones
d'exploitation
de ces diverses flottilles sont très
différentes et les intensités de peche à l'intérieur de ces
zones ont beaucoup changé: la zone intertropicale est beaucoup
moins
exploitée
actuellement
alors
que les eaux cotières
-africaines
subissent un
effort
de
pêche
croissant.
Ces
changements d'intensité de pêche dans les zones à voilier,
ainsi que l'évolution des engins
(passage 'de la palangre de
surface à la palangre- profonde,
amélioration des techniques
-africaines et diminution de la résistance des lignes dans la
pêcherie sportive dakaroise) devront être pris en compte pour
analyser la situation actuelle du stock et ses perspectives
d'exploitation.
46
CHAPITRE II MATERIEL ET METHODES
II 0 1 I STATISTIQUES
II.l..l
.STATISTIQUES
FALANGRIRRES
L'objectif est d'établir, à partir des fichiers ICCAT de la
pêche palangrière internationale, des statistiques d'effort et
de captures, corrigées par carrés de 5 degrés de latitude et de
longitude et
par
mois
(carré
5"/mois) d u
voilier
dans
l'Atlantique Est de 1957 à 1986.
Les chiffres actuels soumis à 1'ICCAT par divers pays sont
très douteux pour cette espece et il est nécessaire de reviser
les déclarations de plusieurs pays afin de les remplacer par
des estimations jugées plus vraisemblables.
11.1.1.1. . WNNEES DE RASE
Nous utilisons les fichiers palangres de données de prises
et d'effort par carré de 5"/mois issus des échantillonnages des
équipages et
des
scientifiques et
fournies à
1'ICCAT.
L'ensemble de ces fichiers constitue la "tache 2 ICCAT". Les
pays pêchant de façon notable le voilier sont : Japon, Chine-
Taiwan, Cuba, Corée, Vénézuela et Brésil. Les pays ne pêchant
que dans l'Atlantique Ouest, le Crésil et le Vénézuéla, ne sont
pas pris en compte et seuls sont utilisés les fichiers du Japon
de 1967 à 1 9 8 6 , de Chine-Taïwan de 196i à 1985, de la Coree de
1966 à 1969 et 1974 à 1986, de Corée et Fanama de 1973 à 1985,
et de Cuba en 1973
et de 1975 à 1985 (le fichier CoréetFanama
provient des enquêtes ICCAT alors que le fichier Corée est
diffusé par l'office statistique coréen). Les captures sont en
nombre de poissons, excepté pour les fichiers Corée et Corée t
Fanama où elles sont en tonnes.
Certaines données ne semblent pas cohérentes :
JAFON : pour les années 1957 à 1960, début de la pêcherie,
les prises de voiliers sont anormalement faibles. Ceci est sans
doute le fait d'une mauvaise comptabilisation des rejets (H.
Suzuki,
com.
pers.) à une époque où les voiliers étaient
rejetés par les pêcheurs japonais.(tableau 1).
47
iableau l.- Prises d’is_Isioqhorus a&Ggs_ (en nornbrei d ’ a p r è s
les fichiers de la tache 2 de 1’ICCAT.
ANNEE
JAPON
CHINE
CUBA :OREE
O R E E (1)
TAIWAN
‘ANAHA
-
-
1957
1 905
1958
1 265
1959
4 474
1960
7 732
1561
22 438
1962
49 150
1963
31 182
1964
44 760
1965
56 390
1966
39 996
0
1967
31 601
8 8
lD6
1968
25 939
35 969
5 5 5
1969
12 339
19 850
6 8 8
1970
5 073
18 767
1971
5 441
42 691
1972
3 647
52 091
1973
3 154
15 645
1974
7 9 8
10 822
0
1975
1 805
4 793
0
0
0
1976
153
1 312
0
0
1 5
1977
1 068
6 1 7
0
0
0
1978
502
7 9 6
0
0
6
1979
8 4 9
1 3 9
0
0
130
1980
1 537
0
G
0
4 3
1981
2 283
0
0
0
9 5
1982
4 367
0
0
0
10
1983
2 532
0
0
0
17
1984
3 353
0
0
0
2 0
1985
3 886
0
0
0
31
1986
3 351
0
0
0
13
L
-
-
-
-
(1) de 1966 à 1969 données en nombre de poissons, puis de 1974
à 1985 en tonnes métriques.
cml?m
:
-J:pour la période 1.966 à 1969 les efforts en nombre
d'hameçons ne semblent pas cohérents avec le nombre de bateaux
en activité : le nombre de palangriers en activité durant cette
-période est deux fois moins important qu'en 1974. alors que le
nombre d'hameçons est au moins 25 fois plus petit, sans que
les caractéristiques des bateaux aient changée.
*il n'y a aucune donnée de 1970 à 1973
* pour la période 1974 à 1985 les prises de voiliers sont
mélangées
avec celles d'espadons,
Xiphias glis,dius, de ma'kaires
bleus, Makaira nigricans et de makaires blancs, Tetrapturus albidus,
Aucun chiffre ne peut donc être attribué au voilier.' (Dans le
tableau il y a donc des ekros),
48
*La comparaison
des tonnages obtenus à partir de ces
fichiers de la tache 2 avec ceux des bulletins statistiques de
1'TCCAT (tache 1) a montré que le taux de couverture des années
1975 à 1979 du fichier Corée est moins bon que celui du fichier
Corée + Panama que nous utiliserons donc sur cette période
(choix identique à celui du groupe de travail Drest 1984)
GUDA : * de 1966 à 1974 inclus, bien que la pêcherie ait
déjà commencé, il n'y a pas de données de captures,
* les prises de voiliers sont mélangées à celles d'espadons
et de makaires bleus et blancs :
CHINE-TAIWAN : les prises annuelles par carré de S"/mois
sont très
supérieures &
celles données dans les bulletins
statistiques de 1'I.C.C.A.T. . Ceci est en fait un problème qui
a déjà été soulevé lors de réunions antérieures de 1'1,C.C.A.T.
sans qu'aucune solution n'ait été apportée.
Enfin il faut savoir que dans la plupart des statistiques
palangrières
les chiffres donnés dans la catégorie voilier
comprennent toujours des spearfish, Tetrapturus sp.
Si ce
point est noté dans les bulletins statistiques de l'I,C:C.A.T.,
aucun
renseignement
sur la part respective des différentes
espèces n'est fourni.
Ainsi devant ces incohérences ou imprécisions, il nous a
semblé impossible
de retenir non seulement les données des
fichiers de la tache 2 mais aussi les déclarations actuelles
des bulletins statistiques de 1'I.C.C.A.T. .
11.1.1.2 . EVALUATIONS
Deux méthodes ont
été utilisées
selon que les données
d'effort semblaient correctes ou
non.
Dans les 2 cas les
données du Japon,
considérées comme bonnes à partir de 1961,
ont servi de base
à l'estimation des prises.
Four la Corée de 1966 à 1973
et Cuba de 1966 à 1974 nous
avons utilisé la taille des flottilles ,(i.e. le nombre de
palangriers en opération1 pour évaluer les prises de voiliers.
Connaissant le nombre de bateaux palangriers des deux pays
pour chaque année, et prenant comme référence les captures de
voiliers par bateau japonais à la même époque, nous avons
appliqué un
facteur
multiplicatif
au prorata- des efforts,
supposant des zones de pêche identiques,
Les prises obtenues
sont en nombre de poissons-.
L'estimation des -prises palangrières des pays dont les
statistiques sont douteuses ou absentes repose sur l'hypothèse
que les palangriers des divers pays ont les mêmes rendements en
voiliers que les palangriers japonais quand ils pêchent dans la
49
même strate 5"/mois. Si aucun palangïier japonais n'a explûité
les strates 5"/mois considérées,
c e sont les p.u.e. moyennes
mensuelles du Japon, dans la zone de pêche du voilier (.entre
20" nord et 20"
sud) qui sont utilisées. Toutes les pue dont
nous parlons ici sont des pue nominales par 5" mois (i.e. des
prises par nombre d'hameçons posés).
A partir du fichier japonais nous avons donc calcule les
pue par strates 5"/mois et les pue moyennes mensuelles de
l'Atlantique Est sur 3 périodes : 1.361-68; 1963-76 ; 13i7-85.
Cette division a été faite après examen de l'évolution des pue,
obtenues par la méthode de Honma (i.e. multipliées par l'indice
d'abondance de Honma) (Honma, 13741, des palangriers japonais
de 1356 à 1386,
La connaissance de l'évolution de la pecherie de voilier
dans
l'Atlantique
Est
permet
de
distinguer 3
périodes
(figure 3):
1361-68 : inise en place de la pécherie palangrière ;
1363-76 :
diminution
des
captures
palangrièïes
e t
développement des pêcheries artisanales ; 137/-1386 : pêcherie
actuelle.
* La période 1357 à 1360 n'a pas et& employee puisque se!;
chiffres sont supposés sous-estimés,
L'indice d'abondance de Honma repose sur une stratification
par carré de 5'/mois des statistiques de prises et d'efforts.
Le calcul se fait en deux étapes:
(1) les densités moyennes de l'espèce (qui sont des pue
moyennes)
sont calculées par
strates de 5"
mois durant une
période de référence. La période 1361 î 1979 a été retenue dans
la présente étude,
(2) un indice d'effort effectif est calculé en pondérant
l'effort nominal dans chaque strate 5" mois par la densité
moyenne de l.'espèce calculée précédemment afin de calculer un
effort effectif spécifique,
Cet indice de Honma est calculé
dans une
zone de référence quelconque, La présente étude a
retenu pour ces calculs statistiques la zone Atlantique Est.
Avec ces pue de Honma ont été réévaluées :
(1) les
prises du Japon
de 1357 à 1360 avec les FUE
japonaises
1961-68 (même
zone de pêche mais voiliers bien
comptabilisés et
sous
l'hypothèse
que
les
FUI?
ont
été
constantes de 1957 à 1970).
(2) les prises de la flottille- Chine-Taïwan de 1966 à1968
avec les FUE japonaises 1361-68.
(3) les prises de la Corée en 1374 ; de Corée t Fanama de
1975 à 1976
; de Cuba de 1975 à 1376 et
de Chine-Taïwan de
1969 à 76 avec les FUE japonaises 1369-76.
(4) les prises de la flottille de Corée et Fanama de 1977 à
1973 ;de la Corée de 1380 à 1.985, de Cuba de 1977 à 1985 et de
Chine Taïwan de 1977 à 1385 avec les PUE Japonaises 1377-85.
50
Figure 3
,Evolution iies prises par unité d’efîort àes palangriers japorrais (calculées avec la
méthode de Honma 1 sur le voilier gans l’Atlantique Est,
5 1
Les
taux. de
couverture de
s,tatistiques
soumises à
1'I.C.C.A.T.
n'étant pas de 100 % pour les fichiers Corée +
Fanama et Corée nous avons appliqué à cette flottille des
coefficients d'extrapolation. (tableau 2),
Tabieau 2.- Coefficients d’extrapolation appliqués i la
flottille coréenne
.---
ANNEE
COEFFICIENT
FICHIEF!
-
-
1974
1,844
Corée
1975
2,007
CoréetPan
1976
1,359
CoréetPan
1977
1,7E.O
CoréetPan
1978
1,724
CoréetPan
1979
5,688
CoréetPan
1980
2,014
Corée
Corée
ioree
Corée
lorée
Corée
II.iw1.3 . SEPARATION VOILIER/SPEARl?ISH
11 existe, de fait,
dans les déclarations japonaises de
voilier deux biais inverses:
-_
une
surestimation
par
déclaration de
tetraptures
(spearfish) comme voilier ; cette surestimation semble faible
dans l'Atlantique Est d'après
les observations de Bikawa et
Honma (Kikawa et Honma, 1983).
-- une sous estimation des voiliers du fait du peu d'intérêt
économique de cette espèce.
La résultante de ces deux biais est inconnue. Paute de
mieux nous devrons admettre l'hypothèse que nous ne faisons pas
d'erreur
importante
en
attribuant
les
tonnages
voilier/spearfish
aux
seuls
voilier dans
les
statistiques
japonaises puis, par les différentes évaluations, expliquées au
paragraphe précédent, dans les statistiques coréennes9 cubaines
et taïwanaises.
11.1.1.4 . PASSAGE DES FICHIERS EN NOMBRE A DES I?ICHIERS EN
POIDS
Deux nos fichiers les pri.ses sont déclarées en nombre de
poissons comme dans le fichier japonais. Il était cependant
indispensable de passer à des statistiques en poids. A partir
d'un fichier ICCAT de mensurations de voiliers des palangriers
de 1970 à 1985 et de la relation taille-poids établie par
Limouey (1980):
5 i!
P =
3,04x10-6 LO 3,163 (F en kg et LO,
longueur de
l'arrière de l'oeil à la fourche en cm), nous avons calcule le
poids moyen des poissons pêchés dans l'Atlantique Est. Nous
n'avons
cependant
pas
utilisé
toutes
les
mensurations du
fichier pour faire ce calcul. En effet ces mensurations ont été
effectuées à bord des palangriers par l'équipage, et non des
scientifiques, et un
grand
nombre
d'entre
elles
sont
inutilisables.
Ainsi nous avons
supprimé toutes les tailles
supérieures à 200 centimètres et l'ensemble des mensurations
taïwanaises signalées non fiables par 1'I.C.C.X.T.
Le poids
moyens
obtenu
avec les mensurations restantes
{cubaines et
japonaises) est de 25 kilogrammes et c'est ce poids que nous
avons utilisé,
y compris pour les années antérieures à 1970,
pour passer du nombre d'individus aux tonnages.
11.1.2. S T A T 1 S T 1 Q U E S
A R T I S A N A L E S E T
S P O R T I V E S
II. 1.2.1. SENEGAL
Les données de la pêche artisanale sénégalaise proviennent
des enquêtes effectuées par des techniciens du CRODT (C!entre de
Recherches Océanographiques de Dakar Thiaroye) dans les ports
de Kayar,
Yoff et Soumbédioune où est débarquée la quasi-
totalité
des
voiliers.
L'échantillonnage des captures s'y
effectue en sélectionnant un certain nombre de pirogues et en
échantillonnant ensuite à l'intérieur de ces pirogues. S'il y a
des voiliers ils sont tous comptés et une partie d'entre eux
mesures.
Les poids sont
ensuite estimés grâce î la relation
taille-poids de Limouzy (1980). Les mesures n'étant, là encore
pas faites par des scientifiques, on retrouve certains biais
d'échantillonnage dont nous parlerons ultérieurement. De telles
mensurations,
ajoutées aux erreurs de codage et de saisie sur
ordinateur (une mensuration de 150 centimètres peut, mal saisie
dans le fichier, devenir, selon les cas, 13, 150 poissons ou 1
poisson
de 500 centimètres) entraînent une fausse évaluation
des tonnages pêchés. Ces erreurs n'avaient malheureusement pas
été corrigées dans les fichiers informatiques du CRODT du fait
que le voilier
n'avait fait l'objet d'aucune étude. Après
correction d'un grand nombre de ces erreurs, nous avons obtenu
des statistiques différentes pour plusieurs années des chiffres
soumis antérieurement à 1'I.C.C.A.T. .
Les données de la pêche sportive sont recueillies aux
centres de pêche sportive d'Air Afrique, et de l'hôtel Savana
de Dakar ,
du club de pêche de Saly Fortudal et auprès de
quelques
particuliers
qui
répertorient
leurs
prises.
Généralement le chiffre exact des prises effectuées pendant la
saison
est
connu,
mais le nombre de mensurations est très
faible.
Les poissons ne sont presque jamais mesurés par les
pêcheurs et seulement pesés lors des concours, Les poids moyens
obtenus au cours de ces manifestations permettent cependant une
estimation pour l'ensemble des prises.
Pour ces 2 pêcheries,
les efforts de pêche sont donnés en
nombre de sorties et les FUE en nombre de poissons par sortie.
53
II.S.2.2. LE GHANA
La * pêche
artisanale
ghanéenne
capture
des
quantités
importantes de voilier mais les chiffres soumis à 1'I.C.C.A.T.
semblent sujet à caution pour certaines années. Far exemple les
bulletins statistiques donnent 449 et 16 tonnes pour les années
1982 et 1983 alors qu'en 1981 et 1984 il y a 1191 et 2101
tonnes (tableau 3). Il est fort probable que les tonnages n'ont
pas autant varié et nous avons estimé les prises de ces années
en
calculant
la moyenne
des 2
années
antérieures.
Ceci
supposant qu'aucun changement notable n'ait eu lieu sur ces 3
années nous n'ayons pas fait d'estimation pour les premieres,
années pour
lesquelles il
est difficile de savoir si les
faibles tonnages sont le fait de mauvaises estimations ou du
début de la pêcherie.
iableaupi.- Prises de voiliers en tannes métriques dans
l’ensemble de l’Atlantique selon les bulletins statistiques
ICCAT
--
ANNEE
JAPON
OREE
XNEG
HANA
IENKN 1
ANAM
1957
118
1558
119
1959
28
1960
215
1961
361
1962
600
2
1963
735
4
23
1964
1170
2
3
49
1965
2471
2
11
02
1966
1845
34
149
75
,567
678
183
??Il
71
76
968
97û
594
!75
14
7c
969
458
593
b43
il
81
970
594
698
t25
87
971
446
779
'67
il
112
972
221
302
'45
50
121
973
144
598
.65
)O
144
2
974
,137
248
59
!9
107
8
975
150
166
09
i2
136
22
976
137
270
65
15
167
11
977
47
64
1 1
i6
1613
138
978
20
52
32
!O
t5û
174
979
39
37
24
II
105
46
980
55
49
23
18
326
91
981
94
86
65'
.3
530
49
36
982
173
140
48
;9
692
16
48
983
69
108
7
18
461
01
0
984
91
51
7ï
14
154
i67
53
985
122
48
89
.9
278
00
50
986
103
0
72
15
&iY2
041
25
- -
- -
54
II.1',2,3. LE DENIN
L
Lés bulletins statistiques de 1'I.C.C.A.T. ne donnent des
flonnages que pour les années 1981, 1982, 1984, 1983. Nous avons
estimé les années 1983 et 1986 de la même manière que pour le
Ghana
11.1.2.4. LA COTE D'IVOIRE.
Nous
n'avons
aucune donnée
sur les prises de la pêche
sportive ivoirienne. Quant à la pêche artisanale, aucun chiffre
n'est soumis à 1'I.C.C.A.T. mais depuis 1984 des enquêteurs du
Centre de Recherches Océanographiques d'Abidjan mesurent 10 à
20 % des voiliers débarqués. La longueur mesurée étant celle du
menton à la fourche nous avons du tout d'abord établir une
relation entre cette longueur et celle que nous utilisons : la
longueur oeil-fourche. Lors de nos mesures pour l'établissement
d'une relation taille-poids
(voir paragraphe 11.2.1.) nous
avons noté les 2 longueurs et la relation obtenue à partir de
102 couples est la suivante : OP = 0.833 MI: + J,OJ.
A partir des longueurs oeil-fourche
et de la relation
taille-poids nous avons évalué les tonnages,
IL2 0 BIOLOGIE
Le
voilier
itant
fort
mal
connu, il
nous a
semblé
interessant de déterminer certains paramètres
biologiques,
notamment ceux de la croissance,
indispensables à la plupart
des calculs de dynamique des populations. Nous avons donc tenté
d'estimer les différents
paramètres de la courbe de Von
Dertalanffy k et k et d'améliorer la relation mathématique
liant le poids à la longueur, établie par Limouzy (1980).
Simultanément nous comptions estimer différents paramètres de
la reproduction tels que la fécondité,
le sexe-ratio ou le
rapport gGnadGSOmatiqUe.
II 1.
.2.
R E L A T I O N
T A I L L E - F O I D S
Nous avons effectué nos mesures durant les mois d"août à
octobre au
centre
de pêche
sportive d'Air Afrique et dans
l'entreprise NEGOCE DES PRODUITS DE LA MER à Dakar, sur des
poissons frais.
La longueur mesurée est celle de la fourche à l'arrière de
l'oeil {figure 4) avec une précision de 0,s CA et le poids est
celui du poisson frais entier
non éviscéré avec une précision
de 100 g. 127 voiliers ont ainsi été mesurés et pesés. Du fait
de problèmes techniques il nous a rarement été possible de voir
les gonades et de déterminer le sexe du poisson pesé et mesuré.
Nous n'avons donc établi qu'une relation taille-poids pour les
2 sexes
confondus
à partir d'une
régression linéaire sur
l'équation LnF = Lna + bLn .
55
Pigureh: Différentes mesures du wili.er4
0
Figurez: Zone où s’applique 1s présente étude de dynamique: zone Atlantique Centre-ht,
56
11.2.2 .
E T U D E D E L A
R E P R O D U C T I O N
Nous avions l'intention de prélever les gonades de chaque
poisson mesuré. Malheureusement,
ces poissons ramenés en fin de
journée ne sont vendus par les mareyeurs que le lendemain matin
et ces intermédiaires ont donc refusé le plus souvent que nous
ouvrions les poissons. Une solution aurait été d'en acheté un
certain nombre, mais le prix etait beaucoup trop élevé. Nous
n'avons donc pas pu faire d'étude de la reproduction
1X.2.3 .
C R O I S S A N C E :
A N A L Y S E
D E S
DISTRIDUTIONS
D
E
S
PREQUENCES DR
L O N G U E U R S .
Les mensurations utilisées sont celles recueillies par les
enquêteurs de la section pêche artisanale du CRODT dans les
ports de Yoff, Soumbédioune et Kapar de 1982 à 1987. Elles sont
réunies en classes de 1 centimetre de façon mensuelle. Etant
donné le peu de mensurations effectuées par port et par mois
nous
a\\-ons
du faire
plusieurs hypothèses pour procéder à
certains regroupements.
(4
: les voiliers présents au large de ces
3 lûcalités
font certainement partie du même stock (cf chapitre V) et
possèdent les mêmes caractéristiques. Cette hypothèse nous a
permis de regrouper les mensurations des 3 ports
(b)
: La croissance est supposée négligeable durant les
mois de juillet, août et septembre et les mensurations de ces
trois mois sont donc regroupées.
Les 6 premiers histogrammes obtenus à partir de ces 6
échantillons annuels ont mis en évidence des pics anormaux pour
les "chiffres ronds",
Les nombres de poissons des classes .de
taille 14C, 150, 160, 170...
étaient très élevés alors que les
effectifs des
classes - 139,
141,
149,
151..,
étaient
pratiquement nuls. Ceci étant fort. improbable s'tatistiquement,
nous avons vu là le biais très classique du aux préférences des
échantillonneurs
pour les chiffres ronds.
Nous
avons donc
choisi de tenter de corriger ce biais et de répartir la moitié
des *poissons de ces pics anormauk .de. part et d'autre :(Par
exemple,
la moitié, des. poissons de la classe de. taille 150. a
été répartie entre les classes 119 et 131). Il est possible que
les classes 738, 142', 148.+.
aient aussi été touchées par. ce
biais d'échantillonnage, mais aucune correction n'a été opérée
sur ces classes, C'est à partir de ces échantillons corrigés
que nous avons effectué une étude de la croissance en faisant
un suivi des progressions modales. Notons que ce- suivi s'est
fait sur de vraies cohortes-et non pas sur des pseudo-cohortes.
Identification
des
structures
modales ou
méthode de
Petersen (1892):
Cette méthode consiste à identifier des tailles modales
qui
apparaissent
dans les distributions de
fréquences de
longueur,
et à interpréter celles-ci comme appartenant à des
âges
différents.
Les différences de
tailles
entre
modes
57
successifs
sont
interprétés
comme
correspondant à
1. a
croissance.
Four cela on suppose que ILes indivi.dus naissent en
différents
groupes
SuCcesSifS e t
que
c e s
groupes
seront
identifiables par leur taille noyenne dans les &chantillons de
tailles réalisés periodiquement.
:dGUS
avons donc tout d'abord decomposé les distributions
modales de nos 6 échantillons, dont les modes se recouvraient,
en différents modes caractéristiques pour les suivre dans le
temps. Nous avons pour cela utilisé deux techniques: la methode
de Dhattacharya, 1967 (avec le logiciel LFSA, 1987)et celle de
Fauly et David, 1981 (avec le logiciel ELEFAN, 1388).
Les
résultats
obtenus
par
cette
filiation
modale
s'expriment
sous
la forme de la loi de croissance de Von
Dertalanffy
(1938).
Cette
loi
s'exprime
selon
l'équation
classique:
Lt
= b (l-e-ke(t-to)
avec Lt
= longueur à l'âge t
LCO = longueur asymptotique
K
= taux de croissance
to
= âge théorique auquel la taille est nulle
11.2.4 .
E S T I M A T I O N D E L A
M O R T A L I T E
T O T A L E Z
A P P A R E N T E
II- existe
plusieurs
méthodes
d'estimation
du taux de
mortalité
totale, Z,
en particulier celles portant
sur la
courbe des captures par tailles. N'eus avons utilise 2 de ces
méthodes:
- La courbe des captures à partir des fréquences de longueurs:
méthode de Paulg (1983) et méthode de Sparre (1985);
--la courbe des captures cumulées It partir des fréquences de
longueurs: méthode de Jones et Van ZaPingue (1981).
Toutes ces méthodes ont en commun comme hypothèses de base:
_- une croissance qui suit le modèle de Von Dertalanffy;
.-
une
mortalité totale, Z,
lconstante
pour
toutes les
classes d'âge exploitées et dkcrite par l'expression Nt=Noe-Zt
( No
est l'effectif initial de la co'horte et Xt.
le nombre de
survivants de l'âge t);
-- un recrutement constant;
.- un échantillonnage couvrant toutes les classes d'âge et
donc représentatif de la population durant l'btude;
.- une équation des captures:
ctl,t2 = Ntl - F/Z (1 - e -z(tz-tlJ)
o ù Ct1,tz
représente le nombre d'individus pêchés entre
les âges tl et t2. Cette équation est. lin&arisée par une simple
transformation logarithmique népérienne.
IIe 3 a EVALUATION DES STOCKS
II 3 1.
.r>.
I D E N T I T E
D E S
S T O C K S
Identifier
les
stocks de
voiliers
présents
dans
l'Atlantique Est est important dans la mesure où toute étude
dynamique n'est cohérente que si elle s'effectue sur un stock
entier
bien
délimité.
ce
genre
d'identification se
fait
généralement en combinant les resultats de marquages, l'analyse
des données de pêche et des données biologiques. Four notre
étude nous n'avons eu à notre disposition que des résultats de
marquages et des données de pêche qui nous ont permis de faire
des hypothèses sur les migrations effectuées par les voiliers
au cours de l'année et donc sur leur appartenance possible à un
stock déterminé.,
1X.3.1.1 . LES RESULTATS DE MARQUAGES:
Un certain nombre de voiliers sont marqués individuellement
à l'aide d'une marque en plastique souple. Cette marque porte
les' indications nécessaires à son identification et dépasse
largement du dos du poisson.
Quand un voilier est recapturé,
par comparaison des lieux et date de marquage et recapture, on
connaît au moins la distance minimale rectiligne parcourue par
le poisson.
11.3.1.2 . L'ANALYSE DES DONNEES DE PECIIE
Si une pêcherie est active dans une très vaste zone, on
peut d'après
la répartition
spatio-temporelle des captures
esquisser
les
grands
traits de la migration des espèces
capturées.
Dans l'identification des stocks de voiliers nous
avons analysé les données palangrières en traçant les prises
par unité d'effort calculées selon la méthode de Honma (1974)
( ou densités moyennes du voilier)
et les pue
réelles des
palangriers japonais.
11.3.2 .
M O D E L E
GLODAL
11.3.2.1 . RAPFELS
Les
modèles
globaux
permettent, à
partir des
simples
données d'effort et-de captures, d'évaluer la taille du stock
et le potentiel de capture.
Le modèle proposé par Schaefer (Schaefer,
1954) a pour
équation de base:
dB/Dt = HIP - KB - qfB = HI32 - (K + P)B
ûù Ej e-,t la Wiomâ3se
du stûck,
ci la captuiabilit6, f l'effûrt
de ptschcz et r la mortalitiii due à la o&che.
A l'équilibre Be = R/H t (q/H)f
Ue = qBe
Ye = fBf!
59
avec I3e
biomasse à l'equilibre, Ye
captures a l'equilibre
et Ue prises par unité d'effort
Avec de telles équations , à l'équilibre, les rendements de
la pêcherie
décroissent linéairement q,uand l'effort de pêche
augmente. La production s'accroît jusqu'à atteindre un maximum,
La prise maximale équilibrée
(FMI? ou MSY en anglais),
puis
décrolt vers zéro pour des effort de pêche croissants.
Fella et Tomlinson (1363) ont généralisé ce modèle en y
introduisant un paramktre m qui module la forme de la courbe de
production
équilibrée, en
particulier
pour
des
faibles
biomasses et
des
efforts de
pêche
élevés.
L'équation
fondamentale devient:
dD/dt = H’ - Kl3 - qfD .
Les
trois
principaux
types de
courbes du
modèle de
production généralisé sont ceux avec:
-m=2, modèle de Schaeffer;
- m = 1, ou modèle de l?ox (Fox,
13iO) dans lequel la
biomasse décroît selon une loi exponentielle;
- m = 0, modèle hyperbolique où, du fait de la plus lente
décroissance
des
pue, la
production
masimale
équilibrée
théorique n'est obtenue que pour un effort de pêche infini.
Dans la pratique, on est rarement en situation d'équilibre.
L'effort annuel varie, le stock ne se trouve pas instantanément
à la position d'équilibre correspondant au nouvel effort. Un
dglai est nécessaire,
d'autant plus grand en général que le
nombre de groupes d'âge intervenant de façon notable dans la
pêcherie est élevé. On peut suivre l'évolution de la biomasse
et
donc
des
captures et
pue en
intégrant
l'équation
différentielle
(l/ddU/dt
=(H/qm)W - (K/q)U - fU. (Laurec et Le Guen,
1981) ou modifier les valeurs d'effort pour se rapprocher des
conditions d'équilibre (Gulland, 1371).
Dans la méthode de
Gulland,
l'effort à l'équilibre est approché par une moyenne
pondérée des efforts de l'année courante et des K années
antérieures
11.3.2.2.
NOTRE ETUDE
Nous avons utilisé le modèle global généralise (programme
FRODFIT, Fox 1375) avec les trois paramètres m de base, ainsi
qu'en recherchant par itérations le modèle le mieux en accord
avec les observations de prises, effort et pue. L'approximation
de l'état d'équilibre est faite selon la méthode de I?~X
(l?ox,l974), qui est un dérivé de celle de Gulland. Les efforts
des (k-l) années antérieures et de celle courante sont pondérés
de façon inversement proportionnelle à leur rang, k étant égal
au nombre de groupes d'âge significatifs dans la pêcherie. Un
facteur k=4 a été retenu
dans notre étude après examen des
distributions modales des fréquences de longueurs, qui montrent
que 4 classes d'âge alimentent significativement la pêcherie.
D'autre part, notre tentative d'évaluation des stocks va se
faire sur une zone Centre-Est de l'Atlantique (figure 5) où
semble s'individualiser un stock de voilier (cf ChapitreIV).
60
Dans notre cas les efforts des diffkrentes flottilles de
l'Atlantique Est ne sont pas homogènes : pour les palangriers
il
s'agit d'hameçons par 3', alors que pour les p&cheries
artisanales et sportives senégalaises (nous ne possédons pas de
données d'effort pour le Ghana, la Côte D'ivoire et le Dénin)
il est en nombre de sorties.
Nous avons donc d-u au préalable
standardiser
tGUS
c e s
efforts en
calculant un
indice
d'abondance moyen de l'ensemble de la pêcherie afin d'obtenir
un effort effectif total.
L'indice d'abondance moyen a été obtenu en combinant les
pue des palangriers et celles de la pêche sportive sénégalaise:
-. les pue palangrières ont été calculées avec la méthode
Honma, en prenant cette fois-ci comme zone de référence la zone
Centre-Est,
et sont notées
PUE11 dans le tableau 4.
iableau $.- : P r i s e s p a r unité d ’ e f f o r t d e s p a l a n g r i e r s (.par
centaines d’hameçons) et de la pêche sénégalaise (en nombre de
sorties et corrigées en centaines d’hareçons 1 sur les voiliers
de l’Atlantique Centre-Est
Tableau L!T- : P U E s t a n d a r d i s é e s , caotures f en tonnes
ANNEE
PUE!i
PUEsen
PUEsenxC
m é t r i q u e s ) e t e f f o r t e f f e c t i f ! e n nohore d’hamecons i
de l’ensemble des pêcheries de voilier sur l’Atlantique
C e n t r e - E s t
P U E :
CAPTURES
EFFORT (106)
(PUEsetPUE11)/2 Tr;
eff-ectif
1 9 5 7
1.6
105
1 9 5 8
0.8
132
1 9 5 9
0.2
71
1960
0.9
381
1961
2.4
4 2 0
17.5
1 9 6 2
3.3
666
îG.1
1953
2.2
465
ii.1
1964
2.5
463
15.5
1965
::..o
5.100 2.1
63
1.341
3.5
iO65
1966
2.925
î.fi 54
1.150
2.3
3b4
!5.E
1967
2.100 2.6
a4
1.789
4.0
1014
25.5
1966
2.100
2.6
78
1.661
6.1
llbl
13.0
1969
3.5
2.225 2.2
66
1.405
944
26.9
1970
2.2
494
22.4
1971
2.0
564
26.2
1972
2.525 2.8
84
1.789
1.9
4 4 9
23.0
1973
1.8
1.175 2.8 84
1.789
2 7 4
14.8
1.150 2.2
1974
1.8
66
1.405
509
28.2
0.775 2.5 75
1975
1.2
1.597
8 7 3
i2.7
0.800 2.2
1976
1.2
66
1.405
4 1 2
34.3
0.525 2.0
1977
60
2.1
1046
4q.a
1 . 2 7 8
1978
1.4
0.675
1.7 51
1960
14ü.5
1 . 0 8 6
1979
0.525 1.5 45
0.958
1.2
2695
215.6
0.375 1.2
1980
36
1.1
1717
0.766
156.0
1981
1.1
2401
218.2
1982
0.8
2494
293.4
1983
0.8
3499
437.3
3 X 7 0 - 8 6
1.467
68
::1.467/68:0.02
1984
0.7
2407
343.0
1985
0.5
2583
516.6
1986
0.7
2850
407.1
61
Figure 6: Evalution des pue, calculies avec la méfhoàe de Honma, de tcute la pêcherie palangrière
de l’ktlaniique Centre-Est et de la pêche sportive de Dakar
62
(2) les
taux de mortalite naturelle et les captures par
âges doivent être connus sans erreurs.
Il demeure aussi qu'il existe dans l'analyse d'une matrice
de prises par âge une infinité de solutions.
3n doit
donc
évaluer
l'impact des différentes erreurs
possibles et choisir le I?T le plus en accord avec d'autres
variables
auxiliaires,
en général issues de la pecherie. Ce
choix des IZ terminaux est réalisé par des méthodes de "tuning":
on
cherche,
par
exemple,les
I;T pour lesquels les biomasses
calculées sont en accord statistique avec les pue (totales o-u
par âge ) , ou bien la mortalité en accord avec l'effort de pêche
effectif des flottilles.
II9 2.
.d.3.
NOTRE ETUDE
Avant de procéder à l'analyse de cohortes proprement dite
il est nécessaire d'estimer les vecteurs de prises totales par
âge. Four cela nous avons eu besoin des captures totales par
engin, d'une relation taille-poids, d'une loi de croissance et
de mensurations extrapolées aux prises de chaque engin.
Les mensurations
Le fichier des mensurations palangrières de 1970 à 1985
comptant peu de mesures par an (annexe l),
nous avons regroupé
l'ensemble des données sur deux périodes, en supposant qu'au
cours de ces périodes la structure des captures n'avait pas
changé. Les deux périodes choisies sont 1970-1979 et 1980-1985
puisque l'introduction de la palangre profonde dans les années
1980 et le développement des pêcheries de surface ont pu
entrainer des changements dans les tailles capturées.
Dans le
calcul nous avons donc attribué les mensurations 1970-1979 à
toutes les années de 1957 à 1979 et celles de 1980-1985 aux
annees 1980 à 1986.
Four les pêcheries à lignes à mains la pêche sportive et la
pêche
artisanale
sénégalaises,
les
seules
mensurations
disponibles étant celles de la pêche artisanale pour les années
1982 à
1986,
nous
avons
supposé
que
les
deux
pêcheries
capturaient des voiliers de même taille, et nous avons appliqué
nos "échantillons pêche artisanale"
aux deux pêcheries.
Pour
les années 1967 à 1981 nous avons utilisé les mensurations de
l'année 1982.
Quant aux pêcheries à filet maillant (Ghana, Benin et Côte
d'ivoire),
nous avons là aussi considéré qu'elles capturaient
toutes la même gamme de voiliers et les mensurations effectuées
en 1985 à Abidjan leur ont été appliquées sur toutes la période
d'exploitation. (Le
fichier mensurations ivoirien débute en
1984 mais nous n'avons utilisé ni cette année-là ni l'année
1986 qui comptent trop peu de mesures}.
Bien entendu,quelle que soit la pêcherie, l'ensemble des
substitutions que nous avons faites suppose une stabilité dans
les tailles capturées.
Enfin,
les fichiers palangriers et ivoiriens étant en
classes de 5 centimètres,
nous avons du regrouper le fichier
63
- Seules les pue de la pGche sportive de Dakar (notées
FUEsen.
dans le tableau 4) ont et4 employ&es etant donne
qu'elles sont plus significatives de l'abondance des voiliers
que
les
pue de la
pêche
artisanale
sénegalaise.
Four
standardiser
ces pue de la pêche sportive, nous les a\\-ons
multijpliées par le rapport des moyennes puelr/puesen sur la
période 1370 â 1386.
L<?S
ordres de grandeur et les variations de ces FUE
standardisées étant similaires
(figure 6),
nous avons calculé
une pue moyenne pour chaque année :
PUI-, := PUEll+PUEsen standard
e 1970,à 198
et PUE11 pour
-
2
SE. es annees
P
an erieures,
qui nous a permis d'estimer l'effort effectif de l'ensemble
des pêcheries de l'Atlantique centre-Est (tableau 5).
11.3.:3 .
L ' A N A L Y S E D E
C O H O R T E S
11.3.3.1 . RAPPELS
La connaissance du nombre d'individus capturés, par une ou
plusieurs
pêcheries
sur
une
cohorte en
fonction du temps,
permet, grâce aux techniques d'analyse des cohortes, d'estimer
l'évolution
de
l'effectif
d.e
cette
cohorte
depuis
son
recrutement dans la pêcherie jusqu'â son extinction {réelle ou
apparente),
ai.nsi que les taux de mortalité par pêche subis en
fonction de l'âge.
L'analyse des cohortes repose sur la combinaison (3) de
l'équation des. captures (1) et de l'equation de survie (2):
Nt+i
= Nt eez
Ct = l?/Z(l - e-Z) Nt
Nt+l/Ct
= ZemZ/P(l - eeZ)
(3)
Ct 1 Mt et Nt+ r étant connus,
on peut résoudre l'équation
(3) en Ft. Connaissant Nt et Ct-1 on peut de la même façon, si
on suppose M constante au cours des années, calculer I;t-1 puis
Nt - 1
et ainsi de suite jusqu'à l'âge du recrutement (Murphy,
1365).
Toutefois si on pose le système complet des équations de
type (3) pour chaque couple (t+l, t) de la vie de la cohorte,
Mt étant admis et Ct connue,
il existe une inconnue de plus
qu'il n'y a d'équations. L'un des paramètres Nt ou T;t doit donc
être estimé,
L'effectif d'un âge du stock étant difficile â
évaluer,
on choisit généralement une valeur du coefficient l?,
Or on a montré qu'en choisissant arbitrairement le F du dernier
âge (PT_) pour initialiser le calcul (i.e. en méthode inverse),
l'erreur due â cette valeur tend à diminuer, dans certains cas,
au fur et â mesure que l'on remonte les années:
c'est le
phénomène de convergence.
Si l'on dispose donc d'une matrice complete de prises par
âge
et par année de pêche on peut calculer les populations
sous-jacentes puis les l? et q par &ge et par année, Il y a
néanmoins plusieurs problèmes:
(1)
la
convergence
n'est
bonne
que si le
taux
d'exploitation du stock est élevé (i.e,
l? élevé par rapport à
Ml;
64
senégalais
en classes de 5 centimetres,
bien que ces grandes
classes soient mal adaptées à la décomposition de prises par
âge des adultes à croissance ralentie à partir des prises par
taille (cf chapitre IV)
Loi dis croissance
A partir de la clef taille-âge obtenue dans cette étude,
nous
avons
retenu
une
loi de
croissance.
cette
loi de
croissance a
été
utilisée pour découper les fréquences de
tailles
selon
des
limites
annuelles
fixes.
L'âge
nûté
arbitrairement 1 correspond à une taille du recrutement dans la
pecherie. Cet âge est l'âge 3-, qui regroupe les &ges relatifs
J et 4 selon notre étude. Les divisions de la loi de croissance
sont les suivantes: 4- de 103 à 1SS centimètres, 3 de 1SS à 149
6 de 149 à 158 , 7 de 155 à 165, S de 165 à 170, 9t de 170 à
iss.
Relation taille-puids
Kous avons utilisé celle que nous avons calculée dans la
presente étude.
Elles sont issues de nos fichiers corrigés.
La méthode de calcul que nous avons employée est celle
proposée par
Tomlinson (Tomlinson, 1970), qui n'est qu'une
généralisation
de la méthode de Murphy. L'initialisation se
fait soit par le P terminal (solution inverse), soit par le I;
initial (solution directe), soit par le recrutement. La méthode
directe avec Fi est d'un usage délicat car si on introduit un
FI
élevé alors que les captures sont faibles, la population
sous-jacente calculée va être très réduite et les itérations
risquent d'être interrompues par extinction prématurée de la
cohorte. Un problème équivalent se pose dans l'analyse directe
menée à partir du recrutement: l'analyse n'a pas de solution si
le recrutement est insuffisant. Toutefois cette solution est
biologiquement
interessante
car
elle
permet de
travailler
aisément
dans
l'hypothèse d'une
constance du
recrutement,
hypothèse qui semble biologiquement intéressante pour l'espèce
étudiée. De plus dans le cas du voilier , l'utilisation de FT
est difficile. Il est en effet assez difficile de supposer une
stabilité des l? terminaux du fait de la variabilité du facteur
q pour l'ensemble des pêcheries au cours des annees:
les
voiliers sont des poissons migrateurs et la présence (donc la
capture} des individus les plus âgés dans une zone donnée est
assez
variable,
Les pêcheries artisanales,
qui
contribuent
actuellement à
plus des
trois-quart des prises sont
très
localisées et les variations dans leurs captures d'individus
âgks entraznent des variations du I; terminal. Nous avons donc
choisit d'initialiser les itérations avec le recrutement. Nous
avons travaillé dans deux hypothèses:
.-
le
recrutement a
été
constant depuis
le début de
l'exploitation;
- le recrutement a varié au cours des années;
65
Four ces deux hypothêses, nous avons estimé la mortalité
naturelle M a 0.4.
Ce taux de mortalité naturelle est celui
estimé par la formule de Pauly fcf paragraphe 'IV.4)
I134.
.J.
L
A
P R O D U C T I O N
F A R
R E C R U E
Les
conséquences
d'une
variation
dans le
schéma
d'exploitation d'une cohorte (modification de la taille de
première capture ou de la mortalité par pêche selon l'âge} sont
les mêmes quel que soit le niveau du recrutement. C'est à dire
que les schémas d'exploitation visant à maximiser la production
du stock auront les mêmes effets relatifs, indépendamment du
niveau de recrutement.
Il est donc intéressant d'analyser les
changements de stratégies de pêche en termes de production par
recrue.
Diverses méthodes permettent de
réaliser
ces
calculs et
nous
avons
employé
celle de Ricker
(1958) du fait de
son
caractère
général,
La méthode de Ricker se fonde sur la
discrétisation des paramètres de croissance et de mortalités
naturelle et par pêche.
Les calculs permettent d'obtenir des
isoplèthes de production par recrue équilibrée en fonction
d'une situation de référence de la pêcherie. En fait nous avons
calculé la production par recrue multipliée par le recrutement
moyen de la période afin d'obtenir des diagrammes
ayant un
niveau
comparable
à
1-a
production
du
stock.
66
CHAPITRE II-f - STATISTIQUES
111,i o CHIFFRES QFPICIELS DE L’I,C,C,AJ, ET NOUVELLES
STATISTIQUES
Tabieau 6.- Prises oe voiiiers en tonnes métriques par les
paianyiers et les pecheries artisanales dans l’Atlantique-
Tableau?.- Prises de voiliers (en tonnes metriques de
Est apr& estimations et évaluations de la présente étude.
l’Atlantique Est d’après le tableau 5
ANNEE IAPOk
T T
CHIN, ic ûAEE+ iUBA ;ENEGAl HAHA
ENIN
A N N E E S T PALANGRIERS
PECHERIES
AIMAI il P ANAMA
TM
%
TN ARTISANALES :
-
-
i
f
1957
1 0 5
1 9 5 7
1 0 5
1 0 0
0
iO5
1956
132
1 9 5 8
132
100
0
132
1959
4 3 9
1 9 5 9
4 3 9
1 0 0
0
435
1960
6i9
1 9 6 0
678
100
0
678
1961
5 6 0
1961
5 6 0
100
0
560
1962
122s
1 9 6 2
1228
1 0 0
0
1228
1963
7 7 9
1 9 6 3
7 7 9
1 0 0
0
7 7 9
1964
, 1 1 9
1 9 6 4
1 1 1 9
1 0 0
0
1119
1965
, 4 0 9
1 9 6 5
1409
1 0 0
0
1409
1966
9 9 9
3 3 4
1 3 6
1 9 6 6
1467
1 0 0
0
1467
1967
790
6
6 8 0
2 1 9
7 6
1967
1694
9 5
7 6
5
1694
1968
6 4 0
53
db?
175
7 6
1 9 6 8
1820
9 6
7 6
4
1896
1969
248
6iE
2 8 0
5 4
ai
1 9 6 9
1 2 5 5
9 4
ai
6
1336
1970
126
625
145
19
a 7
1970
9 1 7
9 2
8 7
8
1004
11971
1 3 6
385
8 5
13
112
1971
6 1 5
8 5
112
15
727
1 9 7 2
5 8 7
7 8
1 2 2
2 2
ÏOC
i 1972
91
27i
47
11
122
1913
78
193
5 2
9
144
2
1 9 7 3
3 3 3
7 0
146
3 0
475
1974
1 9
146
466
2
107
a
1974
6 3 3
a 5
1 1 5
1 5
74E,
1975
4 5
3 6 0
665
6 5
136
2 2
1 9 7 5
1 1 3 5
aa
158
1 2
129.’
1976
3
a 2
311
4 4
167
11
1 9 7 6
4 4 2
7 2
178
2 8
620
1977
2 6
31
261
2 0
165
6 3 8
1 9 7 7
3 4 0
30
a03
7 0
114;
1978
1 2
41
2 6 2
2 5
144
1 5 7 4
1 9 7 8
3 4 2
17
1718
a 3
2 0 6 0
1979
21
2 4
iX
2 1 7
104
2 2 4 6
1 9 7 9
4 0 0
1 5
2 3 5 0
8 5
2756
1980
j8
4 2
137
5 5
3 2 8
1191
1 9 8 0
2 7 4
1 6
1 5 1 9
0 4
li9i.
1981
5 7
64
1 2 6
2 7
5 2 5
1 6 7 0
1981
274
1 1
2 2 3 0
a 9
2504
1982
109
59
l b 6
20
5 4 9
1 6 7 0
1982
3 6 6
1 4
2 2 6 7
86
26%;
1983
6 3
14
148
2 3
427
2 1 0 1
1 9 8 3
2 5 0
9
2 5 7 8
91
282E.
198d
a 3
3 2
lia
2 5
141
2 0 6 7
3 0
1984
2 6 0
11
2268
a 9
2 5 2 8
1985
97
71
118
2 0
2 6 0
2100
120
1 9 8 5
308
1 1
2 5 1 8
a 9
2 8 2 6
1986
a 3
71: ç
1181
20%
481
2 1 0 0
100
1 9 8 6
2 9 2
1 0
2 7 3 1
9 0
$023
-
L
-
-
SEstiaation à partir de l’année antérieure
67
l-1
II
est difficile de comparer nos estimations (tab.leaux 6 et
7 ) a.ux chiffres officiels de 1'I.C.C.A.T. (tableau 7) dans la
mesure où ces dernières portent SUI' l'ensemble de l'Atlantique
alûrs que no3 estimations n'ont et& faites que sur l'Atlantique
Est.
Cependant nous remarquons que pour la Corée les tonnages
des bulletins statistiques de l'I,C.C.A.T. sont généralement
inférieuïs
pour l'ensemble de l'Atlantique à ceux de nos
estimations
sur l'Atlantique Est seulement. Il est facile de
supposer que ces faibles tonnages officiels sont issus d'une
forte
sous-estimation
des
captures
dans les
déclarations
coréennes.
. .
On retrouve le même phenomine pour les premieres
années de la pêcherie japonaise.
Les prises de Cuba, qui étaient estimées a des niveaux
relativement élevés pour l'Atlantique (moyenne 1943-1986 = 210
tonnes), ne sont estimées, par notre étude, pour l'Atlantique
Est qu'à 45 tonnes. Cette différence est surprenante car lar
flottille cubaine exploite principalement l'Atlantique Est
(figure 2).
Après correction, les tonnages sénégalais des années 1938 à.
1986 sont identiques ou inferieurs a ceux antérieurement soumis,
à 1'I.C.C.A.T..
La prise moyenne des pêcheries artisanales,
sénégalaises,
qui
était, en moyenne de
1980 à 1986, de 781
tonnes par
an,
n?est
p lu s
que
73c-l
JLCJ
tonnes,soit
une baisse
moyenne annuelle de 52 tonnes
III.2.1 . LA PALANGRE
E; i nous faisons
le bilan de nos nouvelles statistiques,
nous constatons (tableaux & et ci, figure 7a) que les prises de
l'ensemble de la pêcherie palangrière peuvent être divisées en
3 périodes:
-. de 1357 à 1968, croissance des captures jusqu'à 1520
tonnes;
-. de 1969 à 1976, chute des captures jusqu'à 400 tonnes;
-. de 137i à 1985, stabilisation autour de Y00 tonnes.
i;iGUS pouvons I'expliqUeï de la manière Suivante:
- La première période correspond à l'installation de la
pêcherie
japonaise
sur
un
StGCk
non
exploité.
Les
prises
augmentent
réellement
parallèlement,
sans
doute, à
une
amélioration des statistiques.
- Dans la deuxième période,
la diminution des tonnages
n'est.
pas
le
résultat
d'une
diminution
des
efforts de
l'ensemble de la pêcherie dans l'Atlantique Est. En effet la
figure 8 montre que le nombre d'hameçons augmente jusqu'en
1975.
Cette diminution est surtout le fait de la baisse des
prises japonaises (tableau 6). Plusieurs causes à cette baisse:
(l)-la diminution de 1'
effort effectif japonais
suï le
voilier (figure 8),
liée à un déplacement des lieux de pêche
(figure 2).
En effet, comme nous
:L'avons dé,jà mentionné, de
195î à 1972 1'
effort japonais
est
concentré dans la zone
intertropicale,
zone qui correspond à celle à voiliers, alors
qu'à
partir de
1973
l'esp&ce
c:. i ble
principale
devenant
68
1-1
i.
c
Figure i : Prises de voiliers par les pêcheries artisanales et palangrières: (a) sur l’Atlantique
Est, (bj sur l’Atlantique Centre-Est,
69
mi 1 ii
Figure% : Effort en Cllions d’baaeçons
dans l’Atla.ntique Est; (a) de toute la pêcherie
palangrière, (b) des palangriers japonais seuls,
7 0
*.
.
++++-t’hbi i i i i ÜI Îi. i i
Pigure 9: Prises par unité d’effort nosinales des palangriers japonais, par trimestre, sur le
voilier durant deux périodes: (a) phiode historique 1956 a 1912, (b) période récente 1913 a 1985..
- -
71
progressivement le thon obèse, 1' effort se déplace au nord et
au sud de la llzone à voiliers".
(2)-l'introduction de la palangre profonde a entraîné une
baisse des captures de voiliers. En effet l'etude de Yang et
Gong (Yang et Gong,1387) montre que les prises de voilier sont
pratiquement nulles en dessous de 190 metr-es de profondeur.
- La troisième période correspond à une stabilisation des
efforts et des zones de pêche.
111.2v.3 . LES PECIIERIES ARTISANALES ET SFORTIVES
En ce qui concerne les pêcheries artisanales et sportives,
leur évolution est très différente : leur installation est plus
tardive,
1967 seulement;
les tonnages augmentent lentement
jusqu'en 1976 (178 tonnes) puis deviennent elevés à partir de
1378 (2000 à 2600 tonnes).
Cette brusque augmentation est la
consequence de l'evolution des pêcheries artisanales : suite à
l'apparition de débouchés locaux, le voilier qui n'était qu'une
prise
annexe
non
recherchée,
est devenu
saisonnièrement,
au
moins, au Sénégal, une espèce cible S#econdaire (voir le chapitre
1).
Il n'est pas certain cependant que l'augmentation des
prises
ait été aussi brutale, l'amélioration, voire même le
debut de la collecte de statistiques, pour cette espèce, ne sont
pas à négliger dans ce brusque développement apparent.
111.2.3 . L'ENSEMDLE DES PECIIERIES
L'une des
conséquences
du développement des pêcheries
artisanales est le renversement de l'importance respective des
deux pêcheries. Jusqu'en 1377, 70 à 100% des tonnages sont
issus,
des captures palangrières, alors qu'actuellement elles
représentent moins de 15% du total (figure 7a). En 1386, les
292 tonnes de la pêche palangrière face aux 2641 tonnes des
pêcheries artisanales africaines montrent combien l'idée que la
pêche industrielle serait le principal danger pour le stock de
voilier est infondée (si les chiffres actuels, estimés pour les
palangriers,
représentent bien la réalite...)
III, TENDANCE DES PALE,
Que ce soit les pue calculées selon la méthode de Honma
(tableau 4) ou les pue nominales (tab.leau 81, on assiste à une
chute importante:
les pue Honma ont ainsi diminué de 90 % de
1968 à 1986 et les pue réelles de 80 % de 1960 à 1986. La
figure 9 mon,tre d'ailleurs que les pue japonaises ont fortement
chuté entre la période 1957-19'72 et la période actuelle. Encore
une fois,
1"introduction de la palangre profonde dans les
flottilles japonaises et coréennes doit expliquer en parti;
cette baisse.
De plus nous ne devons pas oublier que
validité des pue du début de la pêcherie est suspecte, du fait
des données statistiques douteuses pour cette période; la chute
spectaculaire
que
révèle
nos
chiffres
n'est
peut--être
pas,
entièrement une réalité
72
T a b l e a u 8.-Prises p a r unité d ’ e f f o r t n o m i n a l e s ( n o m b r e
de voiliers pour 100 hameçons posés) de la pêcherie
paiangrière.
Années
htlantique Est
Fltlant. Centre E s t
1957
0.172
û.170
1958
0.140
0.140
1955
0.171
0.020
1960
0.180
0.130
1961
0.090
0.080
1962
0.140
0.120
1963
0.104
0.090
1964
0.124
0.095
1965
0.103
0.110
1966
0.121
0.066
1967
û.155
0.151
1966
0.120
0.172
1969
0.085
0.112
1970
0.082
0.093
1971
O.û31
0.050
1972
0.022
0.030
1973
CI.117
0.027
1974
0.030
0.042
1975
0.030
0.036
1976
0.022
0.032
1977
0.014
0.023
1978
0.512
0.023
1979
O.Ul7
0.035
1980
0.012
0.019
1981
0.013
0.019
1982
0.012
0.017
1983
0.015
0.017
1984
0.011
0.015
1985
U.(ilO
0.014
1986
O.irlO
0.014
L
-
III ,4 o LA ZONE ATLANTIQUE CENTRE-EST
Notre étude dynamique se situant dans la zone centre-est de
l'Atlantique,
nous
avons
effectuh
les
mêmes
calculs
statistiques sur cette zone restreinte, Excepté le fait que les
prises palangrières
sont encore moins importantes par rapport
aux prises artisanales,
(figure 7b),
l'ensemble des résultats
énoncés précédemment reste valable poùr cette zone.
73
:L'évolutkoc de
l'ensemble de iLa pêcherie du voilier est
très nette:
(1) il y a une augmentation des captures totales depuis une
quinzaine d'années.
Cette augmentation très rapide de 1973 iit
1979 {les prises sont passées de 748 à 2750 tonnes,
soit 400
tonnes d'augmentation moyenne annuelle} a cependant ralenti (de
1979 à 1986 les prises sont passées de 2750 A 3023, soit 3!3
tonnes d'augmentation moyenne annuelle,
( 2)
cette
augmentation
générale
est le
fait
du
développement
des
pêcheries
artisanales,
qui
capturent
actuellement 90 % des voiliers,
alors que les changements
d'engins dans
la pêcherie palangrière ont tendance à faire
chuter les prises..
(3)
simultanément à
cette
augmentation
des
Prise:s
artisanales,
les tonnages palangriers ont beaucoup baissé ainsi
que
leurs
pue. Il
aurait
d'ailleurs
été
intéressant de
connaztre l'evolution des pue artisanales, malheureusement nous
n'avons eu à notre disposition que des données fragmentaires
insuffisântes,
Face à cette évolution rapide, il est important de rappeler
que
nos
statistiques
finales
sont
fort
différentes
des
statistiques officielles
. Quoiqu'il ne soit pas certain que
nos propres données soient justes,
il est evident que celle
soumises à 1'I.C.C.A.T.
sont fausses et il serait bon d'opérer
une
révision
officielle afin que les prochaines études sur
l'lstiophorus albieans s'appuient sur des statistiques fiables.
Une manière sûre d'avoir des estimations fiab:Les sur les prises
de voilier des pêcheries industrielles (palangriers, senneurs,
espadoniers...)
serait de mettre des observateurs scientifiques
sur un échantillon de ces bateaux.
74,--
CHAPITRE IV BIOLOGIE
IV, 1 N IDENTITE DES STOCKS
L'hypothèse de deux stocks,
un dans l'Atlantique Est,
l'autre dans l'Atlantique Ouest, a communément eté admise
jusqu'ici pour plusieurs raisûns:
.- un grand nombre d'individus a été marque par les pêcheurs
sportifs dans l'Atlantique Ouest et aucun de ces poissons n'a
été repêchb à l'Est.
Des migrations d'Ouest en Est sont donc
tres rares ou nulles si nous prenons en compte les impûrtantes
prises à
l'Est. E n
comparaison,
plusieurs
recaptures
transatlantiques Ouest-Est de marlin bleu ont été notees pour
un nombre de marquages et de captures très faible comparé au
voilier.
- peu de poissons sont marqués dans l'Atlantique Est et le
fait de ne pas capturer d'individus marqués dans l'Atlantique
Ouest n'est donc pas un indice
de non migration Est-Ouest.
Cependant la taille moyenne des voiliers est sensiblement plus
élevée à l'Est qu'à l'Ouest (ceci est clairement montré par
comparaison des fréquences des tailles capturées à l'Est et de
celles provenant de Floride employées dans l'étude de Hedgepeth
et Jolley (Hedgepeth et Jolley,
1383) et permet de considérer
comme peu probable la migration d'adultes d'Est en Ouest.
Les cartes des densités calculées par la méthode de Honma
(figure 10 et 11) sur la période 1361-1986 à partir du fichier
palangre japonais suggèrent qu'il y aurait au moins deux stocks
de voiliers sur l'ensemble de l'Atlantique, voire trois.
En
effet
des
densités
importantes et
continues
sur
plusieurs mois
sont
notables:
(1) du
Sénégal âu
Cap Lapez
(avril à juin),
(2) des Caraïbes au nord du Bresil (juillet à
août) et (81 du centre du Dresil au nord du Brksil (octobre à
décembre),
En ce qui concerne le stock Est,
qui sera l'objet de la
présente étude, il serait distribué le long des côtes d'Afrique
entre le Sénégal et l'Angola. Les plus fortes densités sont, en
moyenne,
observées dans la zone centrale du Golfe de Guinée.
Nous notons aussi des migrations saisonnières apparentes Nord-
Sud au large du Sénégal et de l'Angola. Nous notons enfin qu'il
n'existe pas véritablement, dans la distribution Est-Ouest du
voilier de zone où l'espèce serait absente; cette distribution
relativement continue ne permet donc pas de rejeter l'hypothèse
d'un stock unique (comme cela est le cas pour les stocks de
germon Atlantique Nord et Sud).
La distinction de deux stocks dans l'Atlantique Ouest, l'un
des Caraïbes au nord du Brésil et l'autre au sud du Brésil
n'est pas évidente.
Lorsque les densités sont importantes au
niveau des Caraïbes, elles sont nulles au sud du Brésil et vice
versa. Nous pouvons donc admettre l'hypothèse que les voiliers
présents au
nord de
l'Atlantique
Ouest de
juin à
août
descendent au sud du Brésil jusqu'à la fin de l'année puis
remontent à nouveau vers le nord. Les résultats des marquages
75
DIJ SAILFISH 61-86 JANVIl?Fl
DIJ SAILFISH 61-86 AVRfL
OIJ SAILFISH 61-86 FEVRIER
DIJ Sh<FISH 61-86 IIAI
DIJ S A I L F I S H 6146 MARS
OtJ SAILFISH 61-86 JUIN
Figure 101 Densités de voiliers, calculées avec la néthode de Honsa, du nois de janvier au rois de
juin (dans l’Atlantique,
76
DIJ SAILFISH 61-86 JUILLET
DtJ SAILFISH 61-86 OCTOSRE
DIJ SA[LfISH 61-86 NOVMBRE
DIJ SAILFISH 61-86 ADUT
OIJ SAlLFISti 61-86 SEPTEHfRE
DIJ SAILFISH 61-86 DECEf@K
FigureII: Densités de voiliers,,calculées avec la séthode de Eonna, du rois de juillet au aois de
décembre dans l’Atlantique.
77
et recaptures de voiliers dans l'Atlantique Cuest (figure 1%)
(F.J.Mather III et a1.,1374) montrent d'ailleurs que ces
poissons peuvent effectuer de grandes distances. Cependant la
distance minimale que devrait effectuer un voilier entre les
Caraïbes et le
sud du Brésil est d'environ
3000 milles
nautiques,
ce qui est bien supérieur aux déplacements observés
actuellement
avec
les
marquages--recaptures
nord-américains
(moins de 1500 milles nautiques) et ce qui constituerait
sans
doute une migration 'rare statistiquement". 'La majeure partie
des recaptures signalées est le fait des pecheurs sportifs. Or
il n'y en a
guère au delà de l'est de l'arc des Caraïbes.
Qu'aucune recapture n'est été signalée plus au sud ne prouve
donc pas que les voiliers ne peuvent pas effectuer plus de 1500
mill'es nautiques dans l'année. (Aucune recapture ne semble, par
ailleurs, avoir été rapportée par les flottilles palangrières;
il est toutefois difficile d'utiliser ce résultat négatif en
matière d'identité des stocks).
Nous pouvons donc-admettre l'hypothese qu'il y aurait au
moins deux stocks sur l'ensemble de l'Atlantique, l'un assez
bien
individualisé
au Centre-Est et le deuxième entre les
Caraïbes et le sud du l3rési1, les distances entre ces deux
dernières zones étant tout de même très grandes.
IV, 2 o RELATION TAILLE-POIDS
IV.2.1 . RESULTATS
La régression linéaire LnP = Lna + bLnL0 (F étant le poids
et LO la longueur oeil-fourche) a été effectuée sur 127 couples
taille-poids compris entre 122 et 1177 centimetres et entre 7,6
et 36.6 kilogrammes. Les résultats sont les suivants:
estimation
erreur standard
Lna
-10.52
1.041
b
2.721
0.207
avec un coefficient de corrélation-de 0.76, ce qui donne la
relattion mathématique:
p= 2.6#3~1()- 5 XL@ ’ 7 2 1
F étant en kilogrammes et LO en centimètres.
Les correspondances longueur-poids sont indiquées dans le
tabl.eau 3a.
78
h n
c
._
__- . ..-
i a b l e a u ?a.- î o r r e s o o n d a n c e s l o n g u e u r (oeil-fourchei
e t p o i d s
d u voilier d’htlantlque C e n t r e - E s t .
i a b l e a u Yb.-
: C o r r e s p o n d a n c e â g e - i o n g u e u r d e voii:.er
lasses de taille
reia tion
p r é s e n t e
d’dtlanxoue C e n t r e - E s t seion l e s 5 reiations trouvees d a n s l a
e n c m
timoury
é t u d e
orésente ewde
-
-em
lûû
105
6 . 9
7 . 9
age
iongueui
jm: 190
iû5
110
8.1
9 . 0
La: 188
im:l8i
110
115
9.5
10.2
li5
120
10.7
11.5
1
3 4
4 4
50
6 2
77
- -
1 2 0
125
12.2
12.8
2
tli
125
13û
13.9
14.3
5
85
103
113
1x
135
15.6
15.9
4
lû4
L3
1’
1X
1%
14û
17.6
17.6
5
120
1.86
‘3’
146
140
145
19.7
19.4
b
152
150
155
145
1 5 0
22.û
21.3
7
143
156
163
15il
1 5 5
24.4
23.3
6
151
165
168
155
160
2i.o
25.5
9
158
171
171
160
165
29.9
27.8
10
164
175
174
165
170
32.9
30.1
l i
169
178
17a
170
175
36.1
32.7
1 2
173
180
177
175
180
39.5
55.3
1 3
176
182
178
180
1 8 5
43.2
38.1
14
178
183
179
185
190
47.0
41.0
15
180
164
18ù
190
1 9 5
51.1
44.0
16
182
165
itiû
195
200
55.4
47.2
Ii
184
18~
186
18
165
186
18û
19
186
187
180
-
IV.28.2 . VALIDITE DES RESULTATS
Le coefficient de notre régression est médiocre et les
résidus sont importants (figure 13). Ceci peut s'expliquer par
la très grande variante des poids pour une taille donnée. Par
exemple,
dans notre échantillon,
les individus de 160 à 165
centimètres ont un poids allant de 23 à 35 kilogrammes. Cette
variabilité n'est pas due à des erreurs de mesure puisque nous
avons nous même effectué cet echantillonnage avec le plus grand
soin.
Par contre nous n'avons pas pu différencier les sexes et
nous pouvons
supposer que
ces écarts
sont liés à une forte
hétérogénéité des poids, à taille égale, des mâles et des
femelles,
q,ui
serait
par
exemple
liée A une
croissance
différentielle.
L'étude de Hedgepeth et Jolley sur le voilier
de Floride donne d'ailleurs une croissance en poids plus rapide
pour la femelle que pour le mâle, Quelle que soit donc la
validité de
notre
résultat il
est
donc
évident
que
la
séparation
des
sexes 9
qui
s'est
malheureusement
avérite
impossible,
aurait été fort intéressante.
IV 3.
. 2: .
COMPARAISON AVEC LES ETUDES ANTERIEURES
La relation taille-poids de Limouzg (1980) pour les deux
sexes
combinés
est
P =
:3.04x10-6 LO3*163, ce qui donne
(tableau 9a),
par rapports à nos propres résultats, des poids
PlUS
petits jusqu'à une taille de 135 centimètres puis plus
élevés.
Cette relation a été obtenue en échantillonnant les
captures de la pêche sportive de Dakar pendant les mois de
juilllet et août, 115 individus avaient eté mesures et pesés et
ils s'échelonnaient entre 136; et 188 centimètres et entre 16.1
130
Regrreslon poide(y)/longueur OFLx)
Reeidue de le regrseeion
In y = ln 8 + b In x
poide/longueur OF
n
0
0
0.27
n
0
II
0.07
-4.13
-0.33
4.8
4.9
5
5-l
5.2
longueur oeil-fourche
Log(iongusur OR
Figure @: Regression linéaire entre le poids et !a !ongueur oeil-fourche du vûi!ier d!Atlantique
Centre-Est,
et 46.5 Bilogrammes,soient des gammes de taille et de poids
supérieures à celles de notre propre kchantillon.
Il aurait ét4 fort intéressant de calculer la relation
taille-poids en regroupant les deux khantillons faits à Dakar
dans des conditions similaires, mais
les données de Limouzg
n'était malheureusement pas disponibles.
L'intéret de l'étude de Limouzy (1980) réside dans le fait
qu'elle a déterminé deux relations taille-poids, l'une pour les
mâles et l'autre pour les femelles le-t qu'elle en a déduit qu'il
n'p avait pas de différence significative entre les deux.
En ce
qui
concerne sa
relation
pour
les
deux
sexes
combinés,
son coefficient de corrillation, 3.05,
est. meilleur
que celui de notre propre relation, mais nous ne pouvons pus en
déduire qu'elle est meilleure. Notre kchantillon a été fait sur
3 mois (celui de Limouzy ne porte que sur 2) et est un peu plus
grand.
Knfin il faut gai-der à l'esprit que s'il existe une forte
variabilité
interindividuelle de la relation taille-poids du
voilier,
on peut aussi penser qu"il existe une variabilité
notable de cette relation d'une annke à l'autre,
Les critkres de choix étant absents, rious utiliserons notre
propre relation dans la suite de notre étude,
IL3 8 LA GROISSANCE
IV.3.1 . LES RESULTATS
Le suivi des progressions modales
nous a donné plusieurs
séries de paramètres de croissance:
- à partir du suivi des modes selon la technique de
Dhattacharga, deux solutions se sont révélées possibles:
L-=188 e t
k=O.265
Cl)
L~=181 e t
k=0.327
cv
- avec la méthode de Paul>- (ELEFMi.) nous aL*ons obtenu:
L-=190 e t
k=0.2
(3)
Les
courbes
de croissance et
J.es correspondances âge-
longueur (figure
14 et tableau 9b),
tracées et calculées en
posant t. = 0,
montrent que les différences ne sont pas très
importantes entre ces résultats, Far exemple, les poissons de
100 centimètres,
taille d'entrée dans la pêcherie d'après nos
échantillons sénégalais,
auraient entre 2 et 3 ans.
Ces âges
sont des âges relatifs car nous n'avons aucune idée de l'âge
des plus jeunes individus Pêc:hés (de 1 mètre de long). Nous
avons choisi,, pour continuer notre étude, la première relation,
puisque la méthode de Pauly donne des résult.ats très proches
mais qu'elle
semble cependant moins
fiable dans de nombreux
cas. Le tableau SC des intervalles de temps nécessaires pour
passer d'une classe de 5 centimètres à la suivante
(pour la
relation c.hoisie (l)), montre combien ces grandes classes sont
mal a'daptées pour délimiter la croissance des grands âges, qui
82
Figure 14: Courbes de croissance obtenues dans la présente étude: 1: avec LQZ~~C, 2: avec Lmzi88 et
3: avec 6=181,
83
peuvent rester plusieurs années dans une même classe de 5
centimètres.
- ,._.,--_- I.-^- -
- .._ “-l__” _ “” ll-_-._ _,,. -__
Longueur
Age
nt
Tableau 9c: Intervalle de tenps (en année]
,_^,.,,_,._. -_" ..-...
1," .._ ---,.^ - .I--II.“.. . I .._. /-‘I
passé dans une classe de taille de 5cr
100
2.86
0.2207
par le voilier d’Atl.antique Centre Est.
105
3.09
0.2343
110
3.32
0.2500
115
3.57
0.2677
120
3.84
0.2882
125
4.13
0.3120
130
4.44
0.3402
135
4.78
0.3739
140
5.15
0.4151
145
5.57
0.4665
150
6.03
0.5324
155
6.57
0.6200
160
7.19
0.7423
165
i.93
0.9250
170
l
8.85
1.2280
175
10.08
1.8321
180
!. 11.91
L-.----- - i.. _.-_-._- _I_
IV.3.2 . VALIDITE DE CES RESULTATS
La validité de ces résultats depend d'abord des données
utilisées.
Les 6 échantillons de tailles qui 'ont servi à cette
étude de la croissance sont loin d'etre satisfaisants:
-_
comme
nous
l'avons déjà signalé
(chapitre II), la
préférence
des
échantillonneurs
pour
les
chiffres
ronds
entraîné des pics et des creux difficiles a corriger;
-.
les
êchantillons n e
sont
certainement
pas
assez
importants pour des distributions ayant de nombreux modes.
AlOrS que les
classes de tailles pêchées s'étalent de 110 à
199
centimètres,
soit 90
classes de 1
centimètre, les
échantillons de 1982 à 1987 comprennent respectivement 731,
429, 110, 382, 967 et 943 mesures. En aucun cas l'échantillon
de 1984 ne peut être représentatif des captures de la pêche
artisanale
sénégalaise et
rIDUS
ne
l'avons d'ailleurs pas
utilisé;
-- les échantillons comportent des miiles et des femelles,
sans distinction de sexe.
Or si,
comme
r-lous
l'avons dit
précédemment,
il y a une croissance
différentielle des deux:
sexes, les modes ne correspondent plus à des âges mais aux âges
des deux sexes. Il peut donc apparaître davantage de modes;
qu'il n'y a réellement d'âges dans les captures ou n'apparaître
aucun mode distinct et leur séparation est alors peu fiable. Et
en effet il est assez improbable que les .modes que nous avons;
déterminés avec la méthodes de Dhattacharya (annexe 2) soient
"réalistes".
84
En
second
lieu la
méthode de
Fetersen
I-epGSe
SUI-
l'hypothèse d'une ponte annuelle qui génère une cohorte par an,
Or on ignore si le voilier ne se reproduit pas toute l'année et
génère ainsi une cohorte continue dans le temps pour 1.aquelle
la méthode de Fetersen n'est pas utilisable.
Enfin,
quelle
que
soit la
validité
intrinsèque de ces
différentes courbes de croissance, elles peuvent ne pas être
valables pour l'ensemble du stock de l'Atlantique Centre Est si
1 'echantillon sénégalais que nous avons utilisé n'est pas
représentatif de l'ensemble du stock exploitable.
IV.3.3 . COMPARAISON AVEC LES ETUDES ANTERIEURES
11 y a encore quelques années on pensait que le voilier
était
un poisson à croissance rapide
et à
vie
courte, la
lecture directe de l'âge sur les pièces osseuses donnant des
âges maximum de 3 à 7 ans selon les chercheurs, Ce n'est que
depuis la recapture dans l'Atlantique Ouest d'une femelle
marquée 13
ans
auparavant (Frince et a1.,198&), que l'on a
admis la possibilité d'une grande longevité pour cette espèce.
Nous ne parlerons donc ici que des études les plus récentes et
notamment de celle de Hedgepeth et Jolley (1983).
Dans l'étude d'Hedgepeth et Jolley deux relations ont été
calculées et leurs paramètres sont les suivants:
k=147 e t k=0.3014
pour les mâles
k=183 e t k=0.1586
pour les femelles
Ces relations ont été obtenues en examinant 1071 sections
d'épines dorsales et en établissant une relation entre la
longueur
oeil-fourche et
le rayon de l'épine dorsale. Les
poissons échantillonnés étaient de petite taille (les mâles de
79 à 144 centimètres,les femelles de 80 à 132 centimètres)
comparativement à ceux de notre échantillon.
Nous notons que les deux lois de croissance (présente étude
et celle de Hedgepeth et Jolley) sont très différentes,
mais
que
cette
différence
peut
s'expliquer
par
l'origine
géographique
des échantillons et correspondre à une réelle
différence dans la croissance. I:L est difficile de conclure sur
ce
point en
l'absence de lectures directes de l'âge qui
devraient être réalisées sur le voilier de l'Atlantique Est.
IV, 4 8 e MORTALITE TOTALE Z APPARENTE
Nous avons fait notre recherche en utilisant les paramètres
de croissance de la première relation,
soient
La=188 et
k=0.265. Les méthodes de Sparre (1985), de Fauly (1963) puis de
Jones et Van Zalingue (1981) ont donné des Z de 0.75, 0.868 et
0.57 respectivement. Il est bien évident que, la validité des
paramètres de
croissance
utilisés
étant
fort
discutable,
l'exactitude de ces différents taux de mortalité totale reste,
elle aussi, difficile à déterminer.
Dans leur étude, Hedgepeth et Jolley (1983) ont déterminé
selon différentes méthodes des Z allant de 1.00 à 1.35 pour les
85
deux sexes
combines.
Là encore il
est difficile de comparer
leurs
résultats
aux
nôtres, du
fait des
differences des
échantillons utilisés; cette diffêrence peut toutefois provenir
d'une mortalité par pêche plus élevée dans l'Atlantique Ouest.
Au cours du calcul de Z, la méthode de Pauly (1983) nous a
donné un taux de mortalité naturelle de 0.4. Ce taux est issu
d'une relation où intervient, entre autres, 3.a température des
eaux
où
,vivent
les
voiliers.
Cette
relation,
très
approximative,
est
cependant
une
indication
que, faute de
mieux, nous utiliserons plus tard dans l'analyse de cohortes,
étant entendu qu'une telle mortalité naturelle n'est nullement
aberrante pour des poissons ayant urée longévité possible de 13
ans.
Les
résultats,
obtenus
par la
présente
étude
sur la
biologie du voilier, doivent -être considerés avec précaution.
En effet,
la plupart des données de base sont insuffisantes et
même parfois douteuses.
Far exemple, notre échantillon pour
établir une relation taille-poids est bien trop petit, surtout
pour une
espèce où
la relation
taille-poids a
une forte
variante.
De plus le fait de n'avoir pas pu différencier les
sexes est un sérieux handicap.
Toutefois,
dans un contexte o,ü les études biologiques du
voilier d'Atlantique
sont quasi
inexistantes,
CE?S
résultats,
même
limités,
peuvent
certainement,
servir de
base
de
comparaison à des etudes ultérieures*
86
CHAPITRE V EVALUATION DES STOCKS
Ve 1 a o MODELE GLOBAL
NÛUS
avons ajusté le modèle global gén&ralise de Pella et
Tomlinson à nos données de capture et d'effort standardises de
toute la pêcherie
d'Atlantique Centre-Est sur deux périodes:
- de 1961 à 1986, de cette manière les pue du début, de la
pecherie
japonaise,
qui
semblent
sous
estimer
l'abondance
réelle du stock, ne sont pas prises en compte;
- de 1971 à 1986, ce qui revient à supprimer toute la
période où
seuls les palangriers
exploitaient le voilier et
durant laquelle leurs pue, calcu:Lées avec la méthode de l-ionma,
varient beaucoup et ont une moyenne
(0.133 poissons pour 100
hameçons) bien supérieure à celle des années suivantes (tableau
3). Ces pue sont censées mesurer les variations de l'abondance
du
voilier; il
est
difficile d'imaginer
qu'elle
ait
PU
décroître aussi fortement que les pue durant la période (1960 à
1970) pendant laquelle un effort de pêche relativement modéré
étaient exercé-.
v.l.l . RESULTATS
Le modèle de Schaefer (m=2) s'ajuste assez mal & notre
pêcherie alors que pour m=O et m=l l'ajustement est meilleur
(tableau 10).
Sur les données de la période 1971 à 1986 le
meilleur ajustement
est obtenu pour un paramètre m=O.J9, et
pour la période 1961 à 1986 il est obtenu pour m=O (figures 15a
et 15b)
Tableau iO.- : Résultats des différents ajustements au modèle
global de Pella et Tmlinson
v.1.2 . VALIDITE DES RESULTATS
Dans les cas où l'ajustement est assez bon, la production
maximale équilibrée est comprise entre le niveau actuel (2800
87
)
NNEE = 1961
-
-
-
-_ 100 -
2QQ
JQQ,~, 4 0 0 - - 5 0 0 - - 6 io
,
-
-
---.._ --....
v--w.-
2500
Figure U: Ajustement du modèle global généralisé de Pella et foh~on avec les neilleurs
paramètres I: (1) sur la période 1961-1986 (VO), (b) gur la période 19’11-1986 (m41,3!),
88
tonnes) &t 3000 tonnes, ce qui signifie que, dans l?etat actuel
de la pêcherie, le stock est proche de la pleine esploitatiûn.
Le modèle global qui s'ajuste le mieux à nos donn&es est un
modèle dont le paramètre m est compris entre 0 et 1. Le mûd$?z
hyperbolique
(m=Of,
dans
lequel la
production
maximale
equilibrée
est obtenue avec
un effort de peche
infini,
est
difficilement défendable biologiquement. Il peut cependant £tre
accepté dans certaines situations:
- Quand on exploite une fraction du stock, qui peut être
considérée comme étant renouvelée par le reste du stock et donc
ne s'épuise pas si l'effort est grand (Laloe, sous presse).
- Quand une
pêcherie débute et qu'elle augmente
ses
surfaces
d'exploitation. La
,fraction d u
StGCk
exploitee
augmente donc et un accroissement de l'effort entra2né une
augmentation continue des captures.
Nous notons que depuis 1973 l'accroissement de la prise est
intervenu par une intensification de l'effort de pêche et un
accroissement
des
prises
par
les
pêcheries de
surface
localisées dans des petites fractions du stock (Sénégal, Côte-
d'ivoire, Ghana). Nous pouvons donc considérer que la deuxième
situation, pour laquelle m=O est acceptable, est remplie par le
pêcherie de voilier et que nos résultats, sur ce point précis,
ne
sont
pas
aberrants, au
moins
dans la gamme d'effcrts
a c t u e l s .
Tout changement significatif dans les engins ou les
zones
de pêche pourrait probablement remettre en cause les
présents évaluations.
En ce
qui
concerne
les
données
utilisées
pour
ces
ajustements,
elles ne sont pas sans défaut:
(1) Les pue de la pêche
sportive de Dakar ne sont pas
nécessairement
représentatives de l'abondance
du stock de
l'Atlantique Centre-Est pour de multiples raisons:
- l'accessibilité à la ressource peut varier: la zone
de prospection des pêcheurs sportifs de Dakar est très petite
et il est possible que les voiliers se déplacent hors de cette
zone et deviennent inaccessibles;
- la vulnérabilité n'est pas constante: le poisson peut
être
sur les lieux de pêche mais, du fait d'un& nourriture
abondante
(les eaux sénégalaises sont très riches), ne plus
mordre aux appâts des pêcheurs;
- la réduction de la résistance des fils dans la pêche
dakaroise depuis quelques années a pu entraîner une baisse des
rendements indépendante de la taille du stock,
(2) L'indice d'Honma,
bien que d'une utilisation fréquente
pcjur le
suivi de l'abondance dans la pêche palangrière,
est
susceptible de biaiser la tendance de l'abondance du -stock.
D'autres indices (méthode de Laurec et Le Gall, 1973, modèle
lineaire
généralisé)
seraient
susceptibles de
donner
des
résultats différents. Par ailleurs l'indice des palangriers est
biaisé à un degré indéterminé par l'introduction des palangres
profondes.
(3) La
méthode
utilisée
pour
combiner les
indices de
palangre et de surface est sommaire et pourrait être améliorée.
(4) Les tonnages introduits ne représentent peut-être pas
la totalité des captures effectuées sur le stock ( les captures
de divers engins sont inconnues),
89
Un serieux problème dans la présente évaluation de stock
demeure
l'hypothèse
d'un
stock
(id3
voiliers
unique
dans
l'Atlantique Centre-Est. Cette hypothèse repose sur des bases
fragiles;
s'il existe au sein de la zone centre-est plusieurs
fractions de stocks, ou si les individus de la .zone centre-est
font en réalité partie d'un stock allant du Drésil à l'Afrique,
les présents résultats seraient biaises à un degré indéterminé.
Dans
l'hypothèse
d'un
stock
unique de
voiliers dans
l'Atlantique Centre-Est, si les valeurs absolues de nos données
de
base ne
sont
pas
rigoureusement
exactes,
il
est
vraisemblable que
leur évolution,
propre et relative,
sûit
correcte et l'ajustement du modèle assez peu biaisé. Avec des.
données plus exactes,
la production maximale équilibrée et
"effort seraient certainement différents mais les conclusions
2.
sur la pêcherie (sous ou surexploitation) inchangées.
V.1.3 . COMPARAISON AVEC LE3 F3'UDES AWTERIEURIW
L,e modèle global a été peu utilisé pour analyser les stocks
de voiliers de l'Atlantique Est. Nous pouvons cependant citer
les études de Conser (1979) et de Limouzy ( 1980) qui ont aussi
tenté d'ajuster un modèle de Pella et Tomlinson, (1969) aux
pêcheries de voilier,
Conser a trav-aillé dans deux hypothèses sur les stocks de
voiliers de l'Atlantique: un seul stock sur tout cet océan ou
un
stock à l'Est et un stock à l'Ouest.
Il a utilisé les
données de captures des palangriers argentins,
brésiliens,
cubains,
japonais et coréens, de la pêche sportive américaine
et de la pêche ghanéenne sur la periode 1967 à 1976.
L'es indices d'abondance ont été calculés selon la méthode
de Honma sur les données des palangriers japonais et l'effort
effectif de l'ensemble des pêcheries estime par rapport à
l'eff'ort japonais,
L'hypothèse de deux stocks donne les meilleurs résultats,
mais dans tous les cas les ajustements sont assez mauvais: les
coefficients d'ajustement oscillent entre 0.33 et 0.73.
Limouzy a travaillé dans l'hypothèse d'un stock pour tout
l'Atlantique Est et a utilise les mêmes données de capture que
Conser en y ajoutant les prises sénégalaises.
Les pue de la
pêche sportive de Dakar ont étiS utilisées de la même façon que
dans notre étude mais de 1967 à 1976 seulement.
LYajustement est meilleur qiue dans l'etude de Conser, soit
pour m=O, 1 et 2 des coefficients d'ajustement de 0.93,.0.76 et
0.57.
Les
productions
maximales
équilibrées
sont
comprises
entre 900 et 1130 tonnes
Ces deux études sont contestables sur plusieurs points:
- 19identité d'un seul stock sur tout l'Atlantique l?,st
semble peu probable d'après les résultats de notre étude;
- les captures sénégalaises ne sont pas prises en compte
par Conser;
l'ensemble
des
données de
capture
palangrières
proviennent de déclarations statistiques douteuses, que nous
avons, dans notre étude, tenté de corriger au mieux.
90
autre qu'elle est plus actuelle, il semble donc logique de
considerer la présente étude comme plus réaliste que ces deux-
C i .
Y, 2 a ANALYSE DE COHORTES
V”1.
.G.
HYFOTHESES RETENUES FOUR INITIALISER LES ANALYSES DE
COHORTES
Deux hypotheses ont été retenues:
Dans la
première
hypothèse
jugée
biologiquement
plausible,
celle d'un recrutement constant, on a cherché le
plus faible niveau de recrutement constant capable (pour M=0.4)
de générer les prises observées. Ce recrutement constant est de
500000 individus à l'âge du recrutement (i.e. 1.00 mètres). Les
résultats des analyses ainsi menées montrent que la biomasse
theorique
résultante est très stable comparée
aux pue. Nous
avons donc été amené à considérer une deuxième hypothèse
mettant en accord pue
et biomasse
calculée par
analyse des
cohortes.
- Dans l'hypothèse recrutement décroissant, la diminution
du recrutement suit celle des pue. Le recrutement décroît ainsi
dans cette hypothèse de 2000000 à 500000 de 1957 à 19S6.
v.2.2 . RESULTATS
Le tableau -11 donne les captures par âges trimestriels
issues de nos calculs..
Les taux de mortalité par pêche moyens par âge trimestriels
des poissons exploités (de 3 à 9 ans) pour les deux périodes
caractéristiques de la
pêcherie,
1966 à
1971
(voilier
essentiellement exploité par les palangriers) et 1980 à 1986
(période
actuelle),
sont
donnés
dans le
tableau 12 et
représentés sur les figures 16 a,b,c,d.
Bien
entendu
les
mortalités
sont
inférieures
dans
l'hypothèse d'un recrutement égal à 2 millions, en particulier
dans les premisres années de la pêcherie.
L'évolution des schemas d'exploitation est très nette: de
l96&-1931 à 1980-1986 la mortalité par pêche exercée sur les
trimestre 1 à 8 a tres légèrement diminué. Au contraire, la
mortalité par pêche des âges supérieurs a fortement augmentk et
est devenue très supérieure à celle des jeunes. Cette évolution
est due aux pêcheries artisanales, et notamment aux pêcheries à
filet maillant, qui exercent de fortes mortalité sur les âges
trimestriels 9 à
24.(tableaux 13 a et b). La
pêcherie
palangrière a aussi, si nous
en tenons à la présente étude,
quelque peu évolué et les mortalités par pêche sur le dernier
âge exploité (trimestres 21 à 24) auraient augmente.
La biomasse théorique des âges trimestriels 9 à 24, qui
constituent
la presque totalité des captures, évolue très
différemment pour les deux hypothèses (figure 17):
- dans le cas d'un recrutement constant, elle reste stable
globalement (diminution de 11000 à 10000) et ses variations ne
suivent pas les variations des pue
et notamment leur forte
chute. Ce
résultat
tendrait à
montrer, si
l'hypothèse
91
même manière que
surestime la baisse de biomasse; recrutement
-
dans le deuxième cas, la biomasse
constant
les pue et chute de 47000
est
,.----
exacte,
-.
que la
theorique
à
'3000.
baisse
évolue de la
des
E>ue
Tableau i2.- : Taux de mortalité moyens par pèche et par âge
trimestriel exercés sur le voilier de l’Atlantique Centre-Est.
RECRUTEMI II 1C O N S T .
RECRUTEMEt
DECROIS.
66-71
80-86
66-71
80-86
1
0.021
0.029
0.006
0.024
2
0.016
û.OOG
0.005
0.000
3
0.002
0 . 0 1 5
0.000
0 . 0 1 2
4
0.039
0.021
0 . 0 1 1
0 . 0 1 9
5
0 . 1 0 9
0.023
0.030
0 . 0 1 9
6
0.061
0.036
0 . 0 1 7
0.030
7
0.025
0.064
0.007
0.052
8
0.076
0.072
0.020
0.059
9
0.125
0.232
0.030
0 . 1 7 7
10
0.044
0.284
0.011
0 . 2 1 4
1 1
0.038
0.33
0.010
0.276
12
0.032
0.459
0 . 0 1 7
0.252
15
0.055
0.205
0 . 0 1 3
0.135
14
0.008
0.232
0.002
0.150
15
0.047
0.346
0.009
0.218
1 6
0 . 0 2 1
0.478
0.005
0 . 1 8 3
17
0.000
0.130
0.000
0.073
18
0.000
0 . 1 6 6
0.000
0 . 0 9 1
19
0.069
D.079
0.015
0.355
20
0.000
0.328
0.000
0 . 1 1 3
21
O.ilO@
0 . 3 1 3
G.OOû
0 . 1 3 9
22
0 . 1 8 9
0.544
0.041
0.146
23
0.145
2.091
0.030
0.685
24
0.063
1 . 4 1 6
0 . 0 1 3
0 . 3 7 1
l’âge trimestriel 1 est l’âge d’entrée dans la pêcherie, soit l’âge 4- qui regroupe les &ges
relatifs 3 et 4 selon notre Etude.
93
e. 268
0.200
0.188
e. 180
9.lb0
B. lb0 1
e. 148
0.14e
e. 128
0.120
B. 1Qû
1
8. aô03
8.069
0. QbQ
8.848
e. 820
0. Q@@
1
2
3
4
5
b
7
8
9 191112131415lb17
1819 20
a
[ c] PALME JAP. CUBA, TAIW, COREE ( m LIGNES SENEGAL
m FILET MA. GHA, C. IVOIRE, BENIN 1
1.88
1.48
:. 20 11
1. eeJ
1
9.68,
0. bQ
û.4e
Q.2Q
-dllllllllll
I!f!.:
i
e. 00 j- , , , , ,a”“y
, ,
1
2
3
4
5
b 1 6 9 1 9 1 1 1 2 1 3 1 4 1 5 lb17 1 8 1 9 20?122 23 24
1 12 13 14 15 lb 17 19 19 20 21 22 23 24
C
d
Figure 16 Taux de mortalité par pêche moyens et par âge appliqués
sur le voilier dans l’Atlantique
Centre-Est: durant la période 1966-1911 avec un recrutement (a) constant, et ib) décroissant et durant la
période actuelle avec un recrutement (c) constant et (d) décroissant,
tableau 13b- : taux de rortalité moyens par pêche, par âge
trinestriel et par engin sur le voilier d’Atlantique Centre-
iabieau Ija- : Taux oe mortalité royens par pêche, par âge
Est, sous l’hypothèse d’un recrutement constant de SOOGGG
triaestrie! et par engin sur le voilier d’Atlantique Centre-
Est, sous l’hypothèse d’un recrutepent constant décroissant.
1 9 6 6 - 7 1
198G-66
l
1966-71
1980-86
-
-
--
-
-
gh engin
1
2
1
2
3
$kgin
1
2
1
2
3
--.--A-- -
-
-
-
-
-
i
O.OGt
o.üoo
0.020
0.000
0.004
1
0.021
0.000
0.024
0.000
0.005
2
G.005
0.000
0.000
0.000
0.000
2
0 . 0 1 6
0.000
0.000
0.000
0.000
3
0.000
ir.000
0.005
0 . 0 0 1
0.006
3
0.002
0.000
0.006
0.002
0.007
4
G.011
G.GOO
0.002
0.000
0 . 0 1 7
4
0.039
O.GOO
0.002
0.000
0.019
5
0.03
O.GOG
0.000
0.000
0 . 0 1 9
5
0.109
0.000
0 . 0 0 0
0.000
0.023
6
0.017
0.000
0.000
0.000
0 . 0 1 9
6
0 . 0 6 1
0.000
0.003
0.000
0.023
7
0.006
0 . 0 0 1
0.002
0.013
0.037
7
0.022
0.003
0 . 0 0 0
0 . 0 1 6
0.045
8
ù.~K!O
0.000
O.OGG
0.900
0.059
8
0.086
0.000
0 . 0 1 3
0.000
0.072
9
0.030
G.GOO
0.010
0.000
0.167
9
0 . 1 2 3
0.000
0.015
0.000
0 . 2 1 9
10
G.011
0.000
0.011
0.000
0.203
1 0
0.044
0.000
0.008
0.000
0.269
11
O.ùGj
0.007
O.OG6
5.101
0 . 1 6 9
11
0 . 0 1 2
0.026
0.012
0 . 1 3 7
0.223
12
0.011
O.ilYO
0.008
O.GGO
0.244
1 2
0.072
0.000
0.000
0.000
0.339
1 3
. .._
U.VIS
O.ùOG
O.OOG
0.000
0 . 1 3 5
1 3
0.055
0.000
0.000
0.000
0.205
14
û. 002
û.000
ù.GGG
G.GGG
G.ISG
14
0.008
0.000
0.000
G.OGG
0.232
15
O.SI
û.006
û.GO3
0.114
0.101
1 5
G.OG7
0.034
0.004
0 . 1 8 2
0 . 1 6 0
!6
û.ùo5
ù.Güir
G.Gl2
û.ùOY
0 . 1 7 1
lb
0.021
0.000
0.020
0.001,
G.276
Ii
û.ùûO
0.000
0.000
G.GGG
0.073
1 7
0.000
0.000
0 . 0 0 0
0.000
0 . 1 3 0
1 8
û.000
O.OùG
0.000
0.000
0 . 0 9 1
1 8
G.OGG
0.000
0.000
0.000
0 . 1 6 6
1 9
0.002
0 . 0 1 3
0.006
0.188
0 . 1 6 1
1 9
0.009
0.060
0 . 0 1 1
0 . 3 7 1
0.307
25
0.300
0.000
0.027
0.000
0.086
20
0.000
0.000
0 . 0 5 5
0.000
0 . 1 7 3
21
0.000
0.000
0.000
0.000
0 . 1 3 9
2 1
0.000
0.000
0.000
0.000
0 . 1 3 1
2 2
0.041
0.000
O.OGG
0.000
0 . 1 4 6
22
0 . 1 8 9
0.000
0 . 0 0 0
0.000
0.344
2 3
G.GlO
0.020
0 . 0 6 1
0.308
0 . 3 1 6
23
0.048
0.097
0 . 1 7 2
0.932
0.887
2 4
O.ûl3
0.000
0.141
it.OOG
0.229
2 4
0.063
0.000
0 . 5 8 3
0.000
(3.693
-
-
-.
*:oalangre. i-lignes à m a i n , 3:filet eaillanc
95
1 -+- R=588000 ( - R decrais.
1
Figure Q: Evolution de la bionasse des âges trioestriels % à 24 du voilier d’dtlantioue Centre-
Est sous deux hypothèse sur le recrutement,
96
Si nous admettons l'hypothese recrutement décroissant, cela
équivaut à
admettre
que la chute des pue des palangriers
correspond à une chute de biomasse,
due à la diminution du
recrutement. Flusieurs raisons nous poussent à considérer ceci
comme peu probable:
(1) Le premier effondrement des pue (tableau 4), qui
passent de 6.1 kilogrammes pour 100 hameçons en 1968 à 0.6 en
13i6, a lieu à une époque où le stock est peu exploité f les
tonnages sont 2 à 3 fois plus faibles que ceux actuels et où
son effondrement est peu vraisemblable. On a d'ailleurs déjà
notÊ de fortes baisses des pue palangrières initiales pour
divers
thoniers dans la plupart des océans (l'albacore en
particulier).
Cette
baisse
est
interprétée
selon diverses
hypothèses,
mais ne semble avoir aucun rapport avec une baisse
réelle de la biomasse totale des adultes.
(2) La baisse actuelle des pue (de 1.1 en 1978 à O.ïi en
1986)
peut
s'expliquer,
entre
autres
facteurs
par
les
changements d'engin intervenus dans la pêcheries palangrière:
l'introduction de la palangre profonde dans la zone d'étude a
certainement
entraîné
une baisse de la capturabilité des
v o i l i e r s , l'abondance des voiliers à 250 mètres de profondeur
étant probablement moins grande qu'à 100 mètres de profondeur,
du fait de l'affinite de cette espèce pour les eaux chaudes. Ce
biais potentiel
resterait à
analyser
à partir des données
japonaises et coréennes.
Compte tenu de l'évolution de la pêcherie de voilier dans
l'Atlantique
Est,
nous
pensons
donc
que
l'hypothèse du
recrutement stable et d'une variation de la capturabilité du
stock est la plus plausible biologiquement.
Les résultats de cette analyse à recrutement constant n'en
sont
cependant
pas
moins
discutables. Un
certain
nombre
d'hypothèses ont pu biaiser les résultats:
(1) Nous avons choisi une mortalité naturelle de 0.4 mais
rien ne nous permet d'affirmer que ce choix est le bon. Il
aurait été intéressant d'analyser les variations des résultats
en fonction de la variation de la mortalité naturelle mais nous
n'en avons pas eu le temps.
(2) La matrice des prises par âge est douteuse pour de
multiples raisons:
- l'incertitude sur les prises totales
la
faiblesse
des
échantillonnages de
taille et
subséquemment les nombreuses substitutions de strates opérées.
Ceci est particulièrement un problème pour les palangriers dont
les échantillonnages sont entièrement réduits;
- l'incertitude sur la croissance;
- la procédure -grossière d'estimation des prises par âge à
partir des fréquences, ceci d'autant plus que les classes de- 5
centimètres
sont
excessives
vis à
vis -du faible
taux de
croissance des adultes âgés.
(3) L'ajustement des analyses de cohortes aux pue ou aux
efforts
effectifs a
été
réalisée d'une
manière grossière,
D'autres méthodes, par exemple celle de Farrack (Farrack, 1986)
ou de DeRiso (Deniso et al.,
1985) pourraient être utilement
employées
sur ce
stock.
Il demeure
que l'ajustement des
analyses de cohortes aux pue est peut-être une absurdité
biologique.
97
--
1--
98
-/w,“_,l*l*
.,l,~I~~~
.vmsmea
W*..s,-,.--s
_II--.
Nonobstant
ces problkmes,
les présents resultats obtenus
dans
l'hypothèse
recrutement
constant
peuvent
donner
une
certaine indication des tendances des biomasses et des taux de
mortalitk par pêche par âge et par engin.
Sur la période historique, les figures 19 a, b, c et d de
La production par recrue (multipliée par le recrutement moyen)
montrent:
(1)
dans
l'hypothèse
d'un
recrutement
constant,
l'augmentation de F
donne
des
prévisions de
pwduction
similaires aux résultats de la pêcherie actuelle (entre 3 et
4000 tonnes).
(2) par contre,
dans l'autre hypothèse,
les prévisions
faites en augmentant F donnent des résultats bien supérieurs
(3500 tonnes) à ceux de la pêcherie actuelle.
A partir des taux de mortalité par pêche de la période
actuelle (figure 18~ et lad), l'augmentation du facteur F
entraîné
une
augmentation
régulière de la production. Dans
l'hypothèse du recrutement variable,
l'accroissement est plus
fort (6000 tonnes pour un facteur multiplicatif de l? de 4) que
dans l'autre hypothkse (4000 tonnes pour un facteur 4). Ceci
s'explique
par le fait que le recrutement est supérieur à
500000 et que le stock n'est pas pleinement exploité dans la
première hypothèse.
Les possibilités d'augmenter les captures
en augmentant F sont donc plus importantes que dans l'hypothèse
d'un recrutement de 500000, qui correspond à un schéma de pêche
proche de la pleine exploitation.
Nous notons donc que
les projections de production par
recrue
faites dans l'hypothese d'un recrutement historique
élevé f 2 millions) conduisent à des surestimations du potentiel
de la pecherie.
Le résultat des calculs de production par
recrue &tait en effet
"valable"
en terme de production par
recrue, mais ne prenait pas en compte la baisse subséquente du
recrutement
(dans
cette
hypothese)
qui
vient
altérer
les
conclusions.
En ce qui concerne les predictions pour une augmentation de
l'âge de première capture,
elles sont
à peu près identiques
dans tous les cas de figure: la production reste égale ou
décroît. Ceci s'explique aisément: l'ensemble des pêcheries ne
capturent que des adultes et l'augmentation de la taille à la
première capture,
c'est à dire ne plus pêcher que
les. très
vieux
individus,
ne peut pas améliorer
la production. Si la
pêcherie capturait des juvéniles cela pourrait être différent.
De plus, les taux d'exploitation relativement modérés qui. sont
estimés pour la plupart des âges contribuent à ce résultat.
Enfin la validité de ces derniers résultats est étroitement
liée à celle des valeurs des taux de mortalité par pêche et par
âge et à la croissance. Elle est donc sujette à discussion.
99
L'ensemble de ces rksultats peut être cuntest6 dans la
mesure où il existe de multiples incertitudes concernant cette
espèce.
Dans la limite de leur validité, i:I semble cependant que la
crainte, parfois formulée, d'un danger d'extinction du stock de
voilier dans la région de l'étude, soit peu fondée. Outre le
fait que la pêcherie ne capture que dets adultes, le stock
semble soit proche de la pleine
exploitation,
soit bien en
deça. Aucun indice d'une surexploitation n'est jamais apparent.
SO0
CONCLUSION
rr0ut au
long de cette étude nous avons eu à faire face à de
nombreus problèmes
concernant
les
données
statistiques
sur
lesquelles se
sont appuyés
tous nos calculs. Nous avons tenté
de corriger
au
mieux
les
incohérences
mais
cela n'a
pas
toujours été
possible et,
dans tous
les cas, les évaluations
faites restent souvent incertaines.
Les résultats sont donc discutables et nous même n'apportons
jamais de réponse catégorique aux questions posées.
Il n"en
reste pas moins que cette étude a mis en exergue un
certain nombre de problèmes:
- l'absence ou le peu de fiabilité des données statistiques.
Outre les
données de
capture, il
serait intéressant de mieux
définir les
efforts en
pêche
artisanale,
de connaître le
pourcentage de
palangres
profondes
dans la
flottille
palangrière, et
de disposer
d'observation directes,
par des
obser\\Fateurs scientifiques,
sur les
captures et les rejets de
voiliers de certaines flottilles palangrières.
- les
paramètres biologiques
pourraient
être
notablement
améliorés
avec
des
analyses de
pièces
osseuses,
des
échantillonnages plus
intensifs sur les tailles et les poids;
ces études devraient aussi être réalisées par sexe.
- enfin,
la base de l'étude dynamique, l'identification des
différents stocks,
serait définit de bien meilleure façon par
des marquages intensifs. Ces marquages pourraient être réalisés
à coiit.
modéré sur les pêches sportives ouest-africaines et par
des observateurs sur les palangriers.
Nous ne
devons
cependant
pas
oublier
que
L'Istiophorus
albicans est un (tgros poissonw difficile à manipuler et que son
étude biologique
n'est pas simple. De plus, il n'est pas d'une
grande importance
pour les
pêcheries internationales
et les
moy-ens financiers
mis en oeuvre actuellement dans l'Atlantique
Est pour son étude sont dérisoires,
Les résultats de la présente étude montrent qu'il n'y aurait
pas, dans
l'immédiat de dange-r pour
le stock de l'Atlantique
Centre-Est;
l'évolution des pêcheries
étant trés
rapide, il
s'agirait poutant d'etablir un programme d'amélioration des
statistiques, des
connaissances biologiques
et de
l'état des
stocks. Ces
r&sultats seraient du plus grand intérêt, comparés
à ceux que l'on pourrait obtenir dans l'Atlantique Ouest sur un
stock dont la biologie et les conditions sont probablement bien
différentes.
101
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104
Annexe 1: Noabre de aensurations de voilier effectuées SUI des palangriers japonais eu activité
dans i’htiantique Centre-Est, dans les ports sénégalais Kagar , Foff et Sounbédioune et à Abidjan,
Palangriers
Pêche
Pêche
Année
japonais
sénégalaise
'ivoirienne
1970
3
1971
59
1972
52
1973
25
1974
29
1975
461
1976
706
1977
182
1978
4
1979
17
1980
13
1981
2
1982
12
9 3 4
1983
44
5 9 0
1984
141
145
168
1985
47
494
394
1986
40
1312 :
1987
436
1352 i
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