DÉTERMINATION DU NOMBRE D'OVULES PAR FEMELLE CHEZ LE SAUMON ATLANTIQUE ANADROME AU QUÉBEC
3. RÉSULTATS ET DISCUSSION 1 Revue de la littérature
Comme il a déjà été mentionné, il existe une grande variabilité (figure 1) de la fécondité relative chez les diverses populations de Saumon atlantique à travers le monde. Malgré cette constata-tion, une tendance s'observe: les populations d'eau douce (ouananiche) ont une fécondité (oeufs/kg) inférieure aux saumons anadromes, ce qui a déjà été noté par Sutterlin et al. (1978).
En comparant les populations nordiques et celles de provenance plus méridionale (figure 1 et tableau 1), il s'en dégage que la fécondité augmenterait en se déplaçant vers le sud. De toute évidence, l'application des valeurs de fécondité du Saumon atlantique anadrome à des popula-tions de ouananiche devrait être corrigée à la baisse, quelle que soit la classe d'âge.
Les auteurs consultés diffèrent d'opinion en ce qui a trait à l'importance du diamètre des oeufs sur leur taux de survie. Certains mentionnent que plus le diamètre est élevé, plus le taux de survie des juvéniles est élevé (Pope et al. 1961; Bagenal 1971; Kasakov 1981). Ceci implique que la survie des oeufs n'est pas uniquement liée au nombre d'oeufs déposés et qu'il existe d'autres facteurs qui l'influencent.
3.2 Droite de régression
Lors du traitement des données, il a été démontré que la meilleure corrélation était celle existant entre le nombre d'oeufs et le poids (r = 0,78) (tableau 4). Certains auteurs préfèrent évaluer la fécondité relative en fonction de la longueur (Bagenal 1978; Pope et al. 1961) plutôt qu'en fonction du poids, puisque, à l'opposé du poids, la longueur varie peu ou pas au cours d'une saison.
Malgré cela, il nous apparaît plus justifié d'évaluer la fécondité relative en fonction du poids pour deux raisons:
1) la corrélation obtenue avec le poids (r = 0,78) est supérieure à celle obtenue avec la longueur (r = 0,58);
2) la plupart des saumons provenant des rivières du Québec sont issus de la pêche sportive, pour laquelle le poids est la donnée recueillie par les exploitants, de préférence à toute autre.
La transformation de la droite de fécondité relative en relation log/log ou semi-log n'apporte aucune précision additionnelle tout en accentuant la difficulté d'interprétation. La relation linéaire (y = a + bx) apparaît donc la plus appropriée.
La figure 2 illustre la droite de régression établie à partir des données utilisées. L'équation de cette droite est:
Y = 2 269,27 + 1 041,57 X (r = 0,78 et n = 467)
où Y est le nombre d'ovules et X le poids du saumon en kilogrammes. Une comparaison entre le nombre réel d'oeufs et l'estimation obtenue à partir de la droite indique que dans la pire situation, l'équation surévalue le nombre d'oeufs de seulement 9,2%.
161
3000
-2 500 _
S 2 000
<v
XI
o
z
g 1500
o
1000
500 —
-1 1 • 1
1 ' . 1 '
11 ' 1 ' 1 '
1 1 1 1
-- •
1
• •
• t
1. 1 . 1 .
• 1
•
• •
i Étendue de t la variation
. 1 . 1 . 1 r
1
•i
—
, ' , , ,-
,
-Il 13 15
17 19 21
Référence (Tableau I )
Figure 1. Nombre moyen d'oeufs par kg de poids corporel du Saumon atlantique selon divers auteurs.
SC
16
3
p
0) .O
E o
Equation de la régression y - 2 269,27 + 1 041,57 x y = nombre d'ovules
x = poids r = 0,78
n = 467 saumons
1 v I I
j ,Poids ( k g )
1 2 1 6 1 8
Figure 2. Droite de régression du nombre d'oeufs en fonction du poids chez le Saumon atlantique anadrome.
163
3.3 Variations entre les groupes d'âge
L'analyse de covariance du nombre d'oeufs en fonction du poids, en prenant l'âge en mer estimé comme covariable, montre qu'il existe une différence dans l'élévation des droites ajustées sur les groupes d'âge en mer. Cette différence est significative à 95%. Ceci signifie que la fécondité en fonction du poids des saumons ne suit pas exactement la même relation entre les groupes d'âge en mer.
La régression d'ensemble (n = 467) demeure un modèle estimatif fiable du nombre d'oeufs en fonction du poids, en autant que la moyenne de poids d'un groupe d'âge ne s'écarte pas trop de la moyenne du groupe d'âge correspondant à l'échantillon utilisé dans le cadre de cette étude.
3.4 Variations annuelles
Seulement neuf rivières comportent plus d'une année de données avec des nombres suffisants pour en effectuer le traitement. En comparant les pentes des droites de régression pour chaque année et pour chaque rivière, il existe une différence significatique entre celles-ci dans trois cas:
les rivières Dartmouth, Ouelle et Saint-Jean.
Dans le cas de la rivière Dartmouth, les années 1983, 1978 et 1977 diffèrent des autres années considérées dans l'analyse inter-annuelle, mais ne diffèrent pas entre elles. Pour la rivière Saint-Jean, il s'agit des années 1986 et 1977, et pour la rivière Ouelle, de l'année 198S. Ces différences pourraient ne pas être réelles mais traduire des échantillonnages différents.
Pope et al. (1961) ne rapportent aucune variation inter-annuelle pour six rivières d'Ecosse, et selon eux, la génétique des stocks serait responsable de cette situation.
3.5 Variations entre les rivières
L'analyse de covariance de la fécondité en fonction de la rivière d'origine, en prenant l'âge en mer estimé comme covariable, indique qu'il existe une différence significative de la fécondité entre certains groupes de rivières. Un test de rangs multiples montre l'existence de huit regroupements de rivières qui affichent des différences de fécondité entre eux (tableau 5).
Il s'agit de différences qui pourraient bien refléter un artefact d'échantillonnage, lequel tient compte, entre autres, de poissons de station piscicole, plutôt qu'une réelle différence dans la fécondité des stocks des rivières considérées.
3.6 Fécondité moyenne des femelles
Le nombre moyen d'oeufs par femelle de notre échantillon (n = 501) est de 8 652 ± 3 695 (tableau 6). En examinant la répartition par groupe d'âge en mer observée, il s'en dégage une augmentation du nombre d'oeufs des jeunes individus ( l an) vers les plus âgés (plus de 3 ans).
En considérant le nombre moyen d'oeufs par kg de poids corporel et en fonction des groupes d'âge (tableau 7), on constate la grande fécondité relative des madeleinaux, une décroissance vers les groupes d'âge supérieurs, et une stabilisation à 3 ans de mer et plus.
Les nombres moyens d'oeufs pour les 2 ans de mer ( l 628 oeufs/kg) et les 3 ans et plus (1 256 oeufs/kg) sont similaires à ceux rapportés par Courtois (1983) qui sont respectivement de 1 450 oeufs/kg (2 ans de mer) et l 202 oeufs/kg (3 ans de mer). Rappelons que les données de cet auteur sont les seules disponibles pour le Québec méridional.
Bien que le poids des femelles de plus de 3 ans de mer augmente fortement, leur fécondité relative n'augmente pas. Il appert que les poissons de 2 et 3 ans de mer constituent de meilleurs reproducteurs potentiels que les reproducteurs à fraye antérieure.
Tableau S. Analyse de rangs multiples sur la fécondité en fonction de la rivière d'origine.
Rivières Fécondité moyenne Groupes homogènes2
Cascapédia
1 Saumons provenant de la station piscicole de Tadoussac.
2 Les groupes homogènes sont constitués par chaque colonne d'astérisques.
Dans le cas des madeleinaux, la faible taille de l'échantillon (n = 3) ne permet pas d'extrapoler les résultats à l'ensemble des rivières du Québec. Les groupes d'âge de 2 et 3 ans de mer donnent une moyenne combinée de 1 487,93 ± 307,63 oeufs/kg (n = 151 poissons).
Il faut noter que l'échantillonnage n'est pas entièrement fait au hasard et n'est assurément pas représentatif des groupes d'âge présents dans chacune des rivières citées. Dans les faits, peu de rivières possèdent des populations recelant 38% de poissons de 3 ans de mer et plus, comme l'échantillon utilisé (57 poissons de 3 ans et plus sur 151) pourrait laisser croire.
La moyenne générale de l'ensemble de l'échantillon illustre sans doute mieux la répartition réelle des groupes d'âge de nos populations, avec une moyenne de 1 495 ± 336 oeufs/kg de femelle.
165
Tableau 6. Nombre moyen d'oeufs par femelle.
Age en mer Nombre d'individus
Moyenne Écart type
1 an 2 ans 3 ans
Plus de 3 ans
Tous les groupes d'âge
3 103 37 27 501
2 959,33 6 584,44 10 487,78 14 043,52 8 651,85
746,31 1 326,41 2 245,79 3 553,45 3 694,61
* Incluant les poissons d'âge inconnu.
Tableau 7. Nombre moyen d'oeufs par kg de femelle.
Âge en mer Nombre d'individus Nombre moyen
d'oeufs par kg
Écart type
1 an 3 2 ans 94 3 ans 31 Reproducteurs à fraye antérieure 26 Tous les groupes d'âge 501*
2 430,57 1 628,49 1 256,14 1 244,21 1 495,02
619,84 277,49 194,29 173,07 335,93
' Incluant les poissons d'âge inconnu.
4. CONCLUSION
Le nombre d'oeufs produits par une femelle est beaucoup mieux estimé par le poids que par la longueur. L'équation Y = 2 269,27 + l 041,57 X permet d'évaluer avec assez de précision le nombre réel d'oeufs. L'analyse de covariance effectuée sur cette relation suggère qu'elle est différente selon l'âge en mer des saumons.
Les variations inter-annuelles sont plutôt faibles et à moins d'un changement majeur dans la structure d'une population, il n'y a pas lieu d'ajuster les évaluations effectuées à partir de la droite de régression.
Les variations de fécondité inter-rivières suggèrent la pertinence d'une évaluation rivière par rivière; toutefois, les résultats obtenus ne reflètent peut-être pas des différences réelles dans la fécondité des stocks, mais plutôt des biais d'échantillonnage.
Des études additionnelles devraient être faites pour documenter la fécondité relative de saumons provenant de rivières de la rive nord du Saint-Laurent, puisque seule la rivière de la Trinité était présente dans l'échantillon considéré.
De même, une attention particulière devra être apportée à l'échantillonnage des madeleinaux, compte tenu de leur faible représentativité dans l'échantillon utilisé.
Enfin, il est important de poursuivre la récolte des données fondamentales de fécondité des femelles selon leur rivière d'origine.
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