Québec VALIDATION ET SIMPLIFICATIONDES STATISTIQUES DE CHASSEDE L'ORIGNAL

VALIDATION ET SIMPLIFICATION DES STATISTIQUES DE CHASSE

DE L'ORIGNAL

par

Réhaume Courtois Jean Maltais

et

Yves Leblanc

Novembre 1991

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Québec

Direction de la gestion des espèces et des habitats Service de la faune terrestre

VALIDATION ET SIMPLIFICATION

DES STATISTIQUES DE CHASSE DE L'ORIGNAL

par

Réhaume Courtoise- Jean Maltais2

Yves Leblanc2

1 Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche

2 Gauthier et Guillemette consultants Inc.

Québec Novembre 1991

Référence à citer

COURTOIS, R., J. MALTAIS et Y. LEBLANC. 1991. Validation et simplification des statistiques de chasse de l'orignal. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction de la gestion des espèces et des habitats, 37 p.

RÉSUMÉ

Nous avons utilisé l'analyse en composante principale, l'analyse de groupement et la régression multiple pour décrire les principaux axes de variation des statistiques québécoises de chasse de l'orignal, entre 1973 et 1990, pour identifier les populations possédant des caractéris- tiques similaires et pour prédire les principaux paramè- tres des populations.

L'analyse en composantes principales montre que les statistiques de chasse permettent de décrire les change- ments du taux d'exploitation (axe I ) , de la densité (axe II) et de la productivité (axe III) des populations d'orignaux. Plusieurs des 11 statistiques de chasse utilisées au Québec sont toutefois redondantes. Les meilleurs indicateurs du taux d'exploitation sont l'âge moyen des mâles et des femelles adultes ainsi que le pourcentage d'animaux de 1,5 an et le nombre de faons/100 femelles dans la récolte. Les changements de densité se manifestent surtout par des modifications de la récolte par unité de surface et un changement du pourcentage de mâles chez les adultes récoltés. Finalement, le pourcen- tage de femelles adultes en lactation serait le seul indicateur fiable des changements de productivité.

L'analyse de groupement associe les populations en 5 groupes. Les populations du sud du Québec sont caractéri- sées par une forte productivité mais des faibles densités à cause d'un taux d'exploitation élevé. Dans l'ouest de la province, les populations sont peu productives mais leurs rendements par unité de surface sont élevés grâce à des densités également élevées. Les populations nordiques se caractérisent principalement par de très faibles densités, une productivité réduite et des taux d'exploitation bas. Les populations du centre et du

IV

centre-nord possèdent des caractéristiques intermé- diaires.

Des régressions multiples, basées sur les résultats de 52 inventaires aériens permettent de prédire les caractéris- tiques des populations d'orignaux à partir des statisti- ques de chasse. La densité et le taux d'exploitation sont les paramètres décrits avec le plus de précision (r2 >

0,70) . Des équations sont également fournies pour estimer la productivité brute et un indice du taux d'accroisse- ment. Ces 4 indicateurs seraient suffisants pour faire le suivi des populations d'orignaux. En plus de leur simplicité d'interprétation, ils offrent l'avantage d'éliminer la redondance des données. Les régressions multiples ont finalement été appliquées aux statistiques de chasse 1971-1990 pour décrire les tendances histori- ques des populations d'orignaux du Québec. Les limites de ces modèles sont discutées.

TABLE DES MATIÈRES

Page RÉSUMÉ . . . III TABLE DES MATIÈRES V LISTE DES TABLEAUX VII LISTE DES FIGURES ET DE L'ANNEXE IX

1. INTRODUCTION 1

2. MATÉRIEL ET MÉTHODES 3 2.1 Statistiques de chasse 3 2.2 Inventaires aériens . 4 2.3 Enquêtes postales 6 2.4 Analyses statistiques 6 3. RÉSULTATS 9

3.1 Relations entre les statistiques

de chasse 9 3.2 Association des zones de chasse . . . . 11 3.3 Relations entre les statistiques

de chasse et les inventaires aériens . . 12 4. DISCUSSION 15

4.1 Interprétation des statistiques

de chasse 15 4.2 Utilité et limites des modèles de

régression 17 4.3 Stratégies de gestion 19 REMERCIEMENTS 22

RÉFÉRENCES 23

V i l

LISTE DES TABLEAUX

Tableau 1. Corrélations entre les 10 indicateurs (statistiques de chasse) utilisés pour le suivi des populations québé- coises d'orignaux entre 1973 et 1990.

Page

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Tableau 2. Corrélations (r de Pearson) entre les axes d'ordination et les caractéris- tiques des populations et de la chas-

se. 28

Tableau 3. Caractéristiques (moyenne + erreur- type) de la récolte, des populations et de la chasse pour les 4 principaux groupes de zones de chasse identifiés

par l'analyse de groupement. 29 Tableau 4. Régressions multiples permettant de

prédire les paramètres des popula- tions d'orignaux du Québec d'après les statistiques de chasse et la situation géographique des zones de

chasse. 30

Tableau 5. Comparaison des valeurs estimées lors des inventaires aériens et des va- leurs prédites à l'aide des modèles de régression pour 5 zones de chasse représentatives des groupes identi-

fiés lors de l'analyse de groupement 31

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LISTE DES FIGURES ET DE L'ANNEXE

Page Figure 1. Ordination des variables utilisées

comme statistiques de chasse au Qué- bec dans le plan des axes principaux a) I et II et B) I et III.

Figure 2. Groupement à liens complets des zones de chasse du Québec selon les carac- téristiques de la récolte d'orignaux.

Figure 3. Répartition géographique des 5 grou- pes de zones identifiés par l'analyse de groupement, a) statistiques de chasse 1973-1984; b) 1985-1990.

Figure 4. Relation entre la densité corrigée (orignaux/10 km2) à l'hiver et la récolte/10 km2 à l'automne précédant l'inventaire.

Figure 5. Évolution probable des principales caractéristiques du cheptel québécois d'orignaux d'après les modèles de ré- gression.

Annexe 1. Longitude et latitude du centre géo- graphique des zones de chasse et code des groupes de zones.

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1. INTRODUCTION

Peu importe les objectifs poursuivis par les gestionnai- res de la faune, un suivi est nécessaire pour évaluer l'impact de la chasse sur les populations. L'approche idéale consisterait à dénombrer le cheptel et à détermi- ner sa composition (Gill 1990). Le recensement total est toutefois virtuellement impossible pour les populations sauvages principalement à cause des coûts que cela exi- gerait mais aussi parce que certaines bêtes échappent à la vigilance des observateurs, particulièrement en milieu fermé. Ces contraintes forcent les gestionnaires de la faune à utiliser plutôt des indicateurs calculés à partir d'échantillons jugés représentatifs des populations. Les tendances exhibées par ces indicateurs les renseignent sur l'évolution intrinsèque des populations (Courtois 1989) .

Les approches diffèrent d'une juridiction à l'autre selon les objectifs poursuivis, selon le contexte socio- économique et selon les espèces en cause. Ainsi, le système de suivi de l'orignal (Alces alces) au Québec fait intervenir 3 sources d'informations. Les tendances démographiques (abondance, rapport des sexes, recrute- ment, âge moyen) sont évaluées à l'aide des statistiques de chasse recensées aux stations d'enregistrement des captures. L'effort de chasse est estimé par des enquêtes postales réalisées aux 5 ans et depuis 1989, par le recensement du nombre de permis vendus dans chaque zone de chasse. Finalement, un programme quinquennal d'inven- taires aériens (Courtois 1991a) permet d'estimer la taille et la composition des populations d'orignaux de chaque zone de chasse.

Le système actuel semble bien rodé et il permet de décrire adéquatement l'état du cheptel (Courtois et

Lamontagne 1990). Certaines données ont toutefois été guelgue peu sous-utilisées. C'est le cas notamment des statistigues de chasse gui sont informatisées depuis 1971 mais gui n'ont servi gu'à leur but premier, c'est-à-dire décrire les tendances des populations de chague zone de chasse indépendamment l'une de l'autre. Une synthèse plus globale permettrait de regrouper les zones possédant des caractéristiques similaires et auxquelles pourraient s'appliquer des stratégies de gestion semblables.

D'autre part, il est reconnu gue ce sont les inventaires aériens gui donnent l'image la plus juste d'une popula- tion (Timmermann 1974, Gasaway et DuBois 1987) . En outre, les résultats gu'on en tire directement (densité, population totale, productivité) ou en les conciliant avec les statistigues de chasse (taux d'exploitation, recrutement) sont facilement interprétables. Les inven- taires aériens sont toutefois très coûteux, si bien gue les ressources humaines et matérielles disponibles au Québec ne permettent gu'un inventaire à tous les 5 ans dans chague zone de chasse. Entre 2 inventaires, l'état des populations doit être inféré à partir des statisti- gues de chasse, gui sont d'interprétation plus délicate à cause du grand nombre d'indicateurs et des variations annuelles dues à des causes externes (ex. conditions de chasse) ou à l'imprécision de l'échantillonnage (Courtois 1989) .

Notre travail vise 2 objectifs principaux : premièrement, nous présenterons une image simplifiée des statistigues de chasse et nous les utiliserons afin de regrouper les populations gui affichent des profils similaires.

Deuxièmement, à l'exemple de Crête et Dussault (1986) nous développerons des modèles de régression permettant d'estimer les caractéristigues des populations d'orignaux à partir des statistigues de chasse.

2. MATÉRIEL ET MÉTHODES

2.1 Statistiques de chasse

Les statistiques de chasse proviennent des rapports annuels tirés dû Système d'information sur la grande faune (Gauthier et Roy 1981; Roy 1985; Breton 1991). Les séries historiques comprennent la date et la longueur (jours) de la saison de chasse et 10 indicateurs servant à décrire les fluctuations d'abondance, de productivité et du taux d'exploitation (Courtois 1989). Les données brutes proviennent des stations d'enregistrement où les chasseurs doivent obligatoirement rapporter leurs captures. Les méthodes de calcul des indicateurs ont été présentées par Crête et Dussault (1986).

Indicateurs d'abondance

récolte = nombre d'orignaux recensés aux stations d'en- registrement ;

récolte/10 km2 = récolte X 10/superficie, en km2, d'ha- bitat favorable à l'orignal dans la zone de chasse;

mortalités diverses = nb d'orignaux dont la mort est due à d'autres causes que la chasse (accidents routiers, bra- connage, prédation, etc).

Indicateurs de productivité

faons/100 femelles = nb faons récoltés X 100/nb de femelles de plus de 2,5 ans dans la récolte;

% femelles en lactation = nb femelles avec présence de lait X 100/nb femelles > 2,5 ans;

rapport des sexes chez les faons = nb faons mâles X 100/nb de faons femelles.

Indicateurs du niveau d'exploitation

% de mâles chez les adultes = nb mâles (>0,5 an) X 100/nb de femelles (>0,5 an);

% de 1,5 an = nb orignaux de 1,5 an/nb orignaux adul- tes (>0,5 an);

âge moyen des mâles adultes = S âge des roâles/nb mâles de plus de 0,5 an dont l'âge fut déterminé;

âge moyen des femelles adultes = S âge des feme1les/nb de femelles de plus de 0,5 an dont l'âge fut déterminé.

2.2 Inventaires aériens

L'inventaire aérien est utilisé au Québec pour estimer la densité des orignaux (nb/10 km2 d'habitat), la population totale d'une zone de chasse (densité X superficie d'habitat/10) et la structure de la population (% de mâles chez les adultes; nb faons/100 femelles). Les inventaires sont réalisés en 2 phases (Courtois 1991b).

Premièrement, on survole à l'hiver des parcelles-échan- tillons de 60 km2 le long de virées êguidistantes de

500 m orientées nord-sud afin de cartographier les réseaux de pistes localisés dans la neige. Cette partie du travail est effectuée à l'aide d'avions ou d'hélicop- tères volant à 160 km/h à une altitude moyenne de 110 m.

Dans un deuxième temps, les réseaux de pistes sont survolés à basse altitude à l'aide d'un hélicoptère afin de dénombrer les orignaux et de les classifier (faons, mâles et femelles adultes) en prenant en considération la taille, la présence de bois ou d'une tache vulvaire et la coloration du museau (Crête et Goudreault 1980) . La phase 2 peut s'appliquer sur la totalité (échantillonnage aléatoire stratifié; Snedecor et Cochran 1971) ou une partie (25-66%) des parcelles-échantillons (échantillon- nage double; Rivest et aJL. 1990) . En échantillonnage double, la population totale et sa variance sont estimées à l'aide de modèles de régression permettant de prédire le nombre d'orignaux présents dans un réseau de pistes en fonction de sa superficie et du nombre d'orignaux vus lors du survol du ravage en phase 1. Dans tous les cas, les densités estimées sont corrigées en considérant un taux de visibilité de 73% (Crête et al. 1986).

Les données analysées proviennent de 57 inventaires aériens effectués dans différentes zones de chasse du Québec entre les hivers 1976 et 1991. Les inventaires antérieurs à 1986 furent tirés de Crête et Dussault (1986) alors que les plus récents sont décrits par Courtois (1991a). Dans la base de données, les résultats d'inventaires aériens ont été associés aux statistiques de chasse de l'automne précédant l'inventaire afin de calculer, pour les zones inventoriées, le taux d'exploi- tation de la population, sa productivité brute (Caughley 1974) et un indice du taux d'accroissement en absence de mortalité naturelle:

taux d'exploitation = récolte/10 km2 X 100

densité à l'hiver + récolte/10 km2

productivité

brute = nb faons à l'hiver + nb faons récoltés X 100 population à l'hiver + récolte totale

accroissement

apparent = productivité brute - taux d'exploitation 2.3 Enquêtes postales

L'activité des chasseurs a été évaluée par des enquêtes postales (Pelletier et Therrien 1977, 1978; Laçasse et Pelletier 1979; Statbec 1984; IQOP 1985; Guilbault et Nedelca 1991). Deux indices ont été retenus pour estimer

l'effort appliqué par les chasseurs:

pression de chasse = nb de jours de chasse pratiqués par l'ensemble des chasseurs d'une zone X 10/superficie d'habitat

effort de chasse = nb de jours de chasse/récolte totale 2.4 Analyses statistiques

Les données ont été traitées à l'aide du logiciel SAS (SAS Institute 1987). L'analyse en composantes principa- les (Legendre et Legendre 1979) a été retenue pour dégager les principaux axes de variation des statistiques de chasse et illustrer les relations entre les variables utilisées pour le suivi des populations d'orignaux.

L'analyse en composantes principales permet de simplifier la structure des données en calculant de nouvelles variables, appelées axes principaux, corrélés aux variables originales. Ainsi, le premier axe principal est

en quelque sorte la meilleure combinaison linéaire dé toutes les variables; elle exprime donc la plus grande partie de la variance des données. Le deuxième axe principal est la deuxième meilleure régression capable de décrire la variance résiduelle, et ainsi de suite.

Quelques axes principaux suffisent de la sorte à exprimer la majeure partie de la variance des données. L'impor- tance de chaque variable pour la formation des axes est évaluée par la corrélation entre ces dernières et les axes principaux. Une représentation schématique des données peut être obtenue en cartographiant les variables en fonction des axes principaux. Dans un tel système de référence, les variables constituent des vecteurs. Celles qui sont fortement corrélées entre elles forment un angle aigu. Celles qui sont fortement corrélées à un axe principal forment aussi un angle aigu avec cet axe; leur projection sur ce dernier est égal au coefficient de corrélation.

L'analyse a porté sur 312 enregistrements correspondant aux statistiques de chasse publiées depuis 1973 (Gauthier et Roy 1981; Roy 1985; Breton 1991). Toutes les variables étaient distribuées normalement mais le rapport des sexes chez les faons, n'a pas été retenu en raison d'un trop grand nombre de valeurs manquantes (55%) . L'influence des caractéristiques de la chasse (date, durée, pression de chasse, etc), des populations (densité, population totale, structure, etc) et de la situation géographique (longitude, latitude) sur les statistiques de chasse a par la suite été déterminé à l'aide de corrélations (r de Pearson) entre ces variables indépendantes et les composantes principales.

L'analyse de groupement (Legendre et Legendre 1979) a été utilisée pour associer les populations d'orignaux des diverses zones québécoises de chasse en fonction des

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caractéristiques biologiques des captures. L'analyse a fait intervenir un groupement à liens complets à partir de la matrice des distances euclidiennes calculées sur les données centrées-réduites pour donner un poids équivalent à chaque statistique de chasse. Les calculs ont été faits sur les valeurs moyennes. Comme le zonage et sa numérotation ont changé en 1984, cette façon de procéder permet de comparer les statistiques 1973-1984 par rapport à la situation récente (1985-1990).

Dans un dernier temps, des régressions multiples par étape (procédure REG/Stepwise; SAS Institute 1987) ont permis de prédire, à partir des statistiques de chasse, les paramètres des populations (densité, productivité, taux d'exploitation, accroissement apparent) tel qu'estimés lors des inventaires aériens. Les 9 variables utilisées pour l'analyse en composantes principales ont été utilisées de même que leur transformation logarithmi- que népérienne et leur racine carrée afin de détecter les relations non linéaires. La longitude, la latitude et le groupe auquel appartient la zone de chasse ont aussi été soumis aux analyses afin de tenir compte de la variance liée à la position géographique des populations étudiées.

Seules les variables indépendantes significatives à un niveau supérieur à 0,15 ont été retenues dans les modèles.

3. RÉSULTATS

3.1 Relations entre les statistiques de chasse Les statistiques québécoises de chasse permettent de calculer plusieurs indicateurs d'abondance, de producti- vité et du taux d'exploitation. Toutefois l'examen des tendances de chaque indicateur mène souvent à des interprétations contradictoires comme en témoigne la matrice des corrélations présentée au tableau 1. Cette situation reflète d'abord la complexité des interrela- tions entre ces paramètres mais illustre également la présence de biais pour au moins certains indicateurs.

Plusieurs variables sont corrélées à la fois à des indicateurs d'abondance, de productivité et du niveau d'exploitation ce qui rend la matrice des corrélations difficile à interpréter directement.

L'analyse en composantes principales permet d'extraire 3 axes principaux interprétables. Ces 3 composantes expli- quent 68% de la variance soit 35, 21 et 12% pour les axes I, II et III respectivement. Selon Legendre et Legendre (1979), les variables qui contribuent à la formation des axes principaux sont celles dont la longueur dépasse le cercle de contribution équilibré (ici: 3,75 = 0,61;

fig. 1) . Ainsi, l'axe I est formé par l'âge moyen des mâles et des femelles (contribution = 0,71 et 0,82 respectivement), le % d'animaux de 1,5 an (-0,75) et le nombre de faons par 100 femelles (-0,62). L'axe II est corrélé positivement à la récolte/10 km2 (0,85) et négativement au % de mâles adultes (-0,75) tandis que le

% de femelles en lactation (0,91) est la seule variable contribuant significativement à la formation de l'axe III.

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La nature des axes principaux peut être déduite grâce à des corrélations avec des variables indépendantes (Legen- dre et Legendre 1979) tirées des inventaires aériens et des caractéristiques de la chasse (tableau 2) . Les variables les plus fortement corrélées à l'axe I sont le taux d'exploitation (r = -0,55), le taux apparent d'ac- croissement (r = 0,48), et le nombre de faons/100 femelles (r = -0,41). La partie positive de l'axe I correspond donc à des populations faiblement exploitées et présentant un fort taux d'accroissement malgré une faible productivité. L'axe II est très fortement corrélé à la densité (r = 0,60), au nombre de mâles/100 femelles (r = -0,48) et au taux d'exploitation (r = 0,47). Des corrélations très fortes sont aussi notées avec la pression de chasse (r = 0,66) et la date d'ouverture de la chasse (r = 0,62). Cet axe représente par conséquent les populations présentant de fortes densités, composées majoritairement de femelles et subissant de fortes pressions de chasse. L'axe III représente quant à lui des populations fortement productives comme le montre la corrélation avec le taux de productivité.

Tel que mentionné précédemment, les statistiques de chasse les plus fortement corrélées aux axes sont celles dont la projection sur les axes est la plus grande. Par conséquent, l'interprétation ci-haut montre que les populations à fort taux d'accroissement et faible taux d'exploitation (axe I) présenteront des captures où les adultes des 2 sexes seront d'âge élevé et où les indivi- dus de 1,5 an et les faons seront peu abondants. De même, les populations denses et fortement exploitées (axe II) montreront une forte densité de récolte comportant peu de mâles adultes dont l'âge sera peu élevé. Finalement, les populations réellement productives montreront un nombre élevé de femelles en lactation et, à un degré moindre, un nombre élevé de faons/100 femelles bien que cet indica-

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teur soit fortement influencé par le niveau d'exploita- tion du cheptel tel que le montre sa plus forte corréla- tion (-0,62) avec l'axe I.

3.2 Association des zones de chasse

L'analyse de groupement permet d'identifier 6 groupes si l'on considère une distance maximale de 1,25 (fig. 2 ) . L'analyse est interprétable sur l'échelle géographique, les zones de chasse voisines ayant tendance à fusionner entre elles (fig. 3 ) .

Le premier groupe est formé des zones de chasse situées au sud du fleuve Saint-Laurent (zones actuelles 1, 2, 3 et 4; fig. 3b) auxquelles s'associe également la zone 11.

Les statistiques élémentaires montrent que ce groupe est caractérisé par une densité de récolte faible, mais surtout par une forte proportion de jeunes individus autant dans les captures que dans les populations hivernales échantillonnées (tableau 3 ) .

Le plus grand groupe (centre-nord) associe les zones de chasse situées entre le 48° et le 50° degré de latitude.

Ce groupe comprend les zones actuelles 14, 16, 17 et 18 est. Les captures y sont caractérisées par un rendement faible, une forte proportion de mâles et un assez grand nombre de jeunes individus (faons et 1,5 an). À l'hiver, ces populations montrent des densités faibles mais un pourcentage de mâles et une productivité (faons/100 femelles) élevés. Ce sont les zones de ce groupe qui exigent le plus grand effort de chasse (J-C/orignal).

Le troisième groupe identifié comprend les zones de l'ouest du Québec (zones actuelles 9, 10 et 12). Ce groupe est caractérisé par une faible productivité (pourcentage de 1,5 an, faons/100 femelles dans la

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récolte et les inventaires) mais également par une récolte par unité de surface élevée grâce à des densités élevées.

Le quatrième groupe comprend les zones du centre du Québec (13, 15 et 18 ouest) auxquelles peut également être rattachée la zone 7 (fig. 2 ) . Ce groupe possède des caractéristiques intermédiaires pour toutes les variables étudiées (productivité, rendements) sauf pour le rapport des sexes chez les faons qui est ici très faible; ce groupe se distingue également par une récolte et une pression de chasse (J-C/10 km2) élevées.

Le dernier groupe interprétable comprend les zones nordiques (19 et 22) qui se caractérisent surtout par une densité de récolte très faible, comprenant peu de jeunes et une forte proportion de mâles âgés. Les populations d'hiver présentent une très faible densité, un nombre réduit de faons/100 femelles et un rapport des sexes chez les adultes presque équilibré.

Le groupe 6 (zones 6 et O2) n'est pas interprétable à cause du faible nombre d'observations (1< n <9) . De même, les zones 5, 8 et 20 ne s'associent à aucune autre zone de chasse. Ces zones correspondent à des secteurs où l'orignal est virtuellement absent (zones 5 et 8) ou très faiblement exploité (zone 20) .

3.3 Relations entre les statistiques de chasse et les inventaires aériens

L'analyse en composante principale (tableau 2) montre que les statistiques de chasse sont corrélées aux paramètres des populations tels que mesurés par inventaire aérien.

Ainsi, une relation linéaire lie la densité d'orignaux et la récolte par unité de surface (fig. 3 ) . Bien que très

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fortement significative, cette relation n'explique que 51% de la variance de la densité. D'autres variables influencent la densité.

Les paramètres des populations sont corrélés aux statis- tiques de chasse. Des régressions multiples permettent de prédire des premiers à l'aide des secondes (tableau 4 ) . Les équations sont précises pour la densité (r2 = 0,76) et le taux d'exploitation (r2 = 0,71) grâce à un nombre élevé d'observations (n = 49) . Le pourcentage de mâles à l'hiver, le nombre de faons/100 femelles et le taux d'accroissement apparent sont également prédits avec une assez bonne fiabilité (0,52 < r2 < 0,64). Les équations font généralement intervenir 4 ou 5 variables mais la majeure partie de la variance (r2 partiel) est expliquée par 2 ou 3 variables.

La récolte par 10 km2 explique la plus grande partie de la variance de la densité, du taux d'exploitation et du taux d'accroissement apparent. La productivité brute est expliquée exclusivement par le pourcentage de femelles en lactation dans la récolte alors que le nombre de faons/

100 femelles à l'hiver est expliqué de façon prépondé- rante par le nombre de faons/100 femelles dans la récolte. Cette dernière variable influence également de façon importante le taux d'exploitation. Les paramètres prédits affichent de grandes variations régionales, particulièrement selon l'axe est-ouest, comme en témoigne des r2 partiels élevés pour la longitude dans la plupart des équations.

La fiabilité des régressions a été testée en comparant les valeurs estimées par inventaire à celles prédites par les modèles pour 5 zones de chasse représentatives des groupes identifiés lors de l'analyse de groupement.

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Les modèles semblent décrire l'état des populations de façon satisfaisante (tableau 5 ) . Les changements régio- naux sont correctement mis en évidence. Les densités sont toutefois quelque peu surestimées (-25%) ce qui suggère des taux d'exploitation plus faibles que ceux mesurés par inventaire aérien. Les autres paramètres sont prédits à

±20% trois fois sur cinq.

Les modèles de régression ont été utilisés pour décrire l'évolution historique du cheptel québécois d'orignaux.

D'après cette méthode, la densité de l'orignal, au Québec, aurait oscillé de façon cyclique jusqu'au début des années 1980 puis se serait accrue jusqu'en 1983 à la suite de plusieurs années de forte productivité. Une baisse puis une seconde hausse de la productivité aurait, par après, entraîné une diminution puis une légère remontée de la densité. Elle serait maintenant d'environ 0,8 orignal/10 km2 d'habitat, soit une population hiver- nale moyenne de 48 000 orignaux au cours des 5 dernières années à l'extérieur des parcs et réserves fauniques. Le taux d'exploitation du cheptel aurait été à son maximum en 1982 (19,8%) et 1989 (19,5%). Le taux d'accroissement en excluant toute mortalité naturelle aurait atteint son niveau minimum en 1990 (3,4%).

15 4. DISCUSSION

4.1 Interprétation des statistiques de chasse

Le système québécois de suivi des populations d'orignaux s'est avéré un outil fiable (Courtois 1989). Sa princi- pale faiblesse tient à sa complexité: les gestionnaires de la faune doivent examiner annuellement plusieurs indicateurs qui exhibent parfois des tendances conflic- tuelles à cause des imprécisions d'échantillonnage et de la variabilité annuelle des conditions de chasse (Cour- tois et Lamontagne 1990). De même, chaque zone de chasse possède ses caractéristiques propres si bien qu'il serait trompeur de décrire les caractéristiques du cheptel québécois en examinant seulement les statistiques provinciales. À l'opposé, il est impossible de porter un jugement global en examinant chaque zone de chasse isolément à cause du trop grand nombre de données à assimiler.

Des images simplifiées sont donc proposées. L'analyse en composantes principales montre que certaines variables sont plus importantes pour le suivi des populations.

L'âge moyen des mâles et des femelles ainsi que le % de 1,5 an et le nombre de faons/100 femelles sont les meilleurs indicateurs du taux d'exploitation (axe I; fig.

1) . De même, les changements de densité (axe II) se manifestent surtout par des changements de récolte par unité de surface et des modifications du % de mâles adultes. Finalement, la productivité (axe III) est mieux décrite par le % de femelles en lactation que par le nombre de faons/100 femelles ou le % de 1,5 an. Ces derniers indicateurs sont fortement influencés par le taux d'exploitation (r = 0,49; p = 0,0003 et r = 0,46; p

= 0,0008 respectivement) ce qui limite considérablement leur utilité comme indicateurs de productivité. Potvin

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(1985) a aussi montré que le % de 1,5 an est influencé à la fois par des changements du niveau d'exploitation et de la productivité chez le cerf de Virginie (Odocoileus virainianus).

Comme Crête et Dussault (1986) nous avons noté une relation négative entre l'âge moyen et les indices de productivité (tableau 1) . Pourtant l'âge moyen des orignaux est faible (mâles: 3,0 ans; femelles: 3,5 ans) dans les zones de chasse alors que cette espèce n'atteint son plein potentiel reproducteur qu'entre 4 et 12 ans. Il est donc peu probable que ces relations indiquent réellement une stimulation de la productivité grâce au rajeunissement des populations. Il s'agit plutôt d'un biais engendré par la sélectivité des chasseurs: ceux-ci récoltent plus volontiers une femelle ou un faon lorsque le niveau d'exploitation est fort. En pareil cas, l'espérance de vie des orignaux diminue (Crête et al.

1981) parallèlement à une augmentation des jeunes individus dans la récolte ce qui crée une corrélation fortuite. Des mécanismes compensatoires peuvent également être en cause en maximisant la survie des faons lorsque la densité est maintenue basse à cause d'un taux d'ex- ploitation élevé (Crête et Dussault 1986) . La corrélation inverse entre la productivité et l'âge moyen n'est pas non plus dégagée de toute influence géographique: il n'y a pas de loup (Canis lupus) au sud du fleuve et la productivité y est par conséquent meilleure. Le taux d'exploitation y est aussi très élevé et une bonne partie de la récolte est soutenue par les immigrants (surtout des 1,5 et 2,5 ans) en provenance des territoires limitrophes (Desrosiers et al. 1989).

D'autre part, la récolte/10 km2 augmente lorsque le % de mâles et leur âge moyen diminue. Ceci montre que l'on doit exercer une pression de chasse assez élevée pour

17

obtenir un bon rendement. Cette pression doit cependant être orientée davantage sur le segment mâle de la population puisque la récolte/10 km2 augmente en fonction de l'âge moyen des femelles (tableau 1 ) .

4.2 Utilité et limites des modèles de régression Le suivi des populations peut être simplifié substantiel- lement par l'utilisation des modèles de régressions multiples. Ces derniers permettent l'intégration de plusieurs indicateurs ce qui réduit substantiellement la redondance des données et facilite grandement leur compréhension. Nous suggérons d'utiliser seulement 4 indicateurs pour le suivi des populations d'orignaux: la densité (ou la population totale) , la productivité brute, le taux d'exploitation et le taux apparent d'accroisse- ment. Les tendances exibées par ces 4 indicateurs calculés annuellement à l'aide des modèles de régression seraient suffisantes pour décrire l'évolution des populations.

Bien que légèrement biaises, la densité et le taux d'exploitation sont les indicateurs les plus fiables (r2

> 0,70) parce qu'ils ont été calculés à partir d'un plus grand nombre d'observations (n = 49).

Une attention particulière doit être apportée au taux apparent d'accroissement. Cet indice ne tient pas compte des mortalités naturelles si bien qu'il surestime le taux réel d'accroissement des populations. Cependant, la mortalité naturelle varie considérablement d'une popula- tion à l'autre si bien qu'il n'existe pas de méthode simple de la prendre en cause. Après examen de la littérature, Fryxell et al. (1988) mentionnent des mortalités naturelles oscillant entre 10 et 20% par année chez les orignaux adultes soumis à une forte prédation et

18

des taux de 4 à 11% lorsque la prédation est réduite. La mortalité naturelle varie aussi selon la densité de l'orignal. Dans le sud-ouest du Québec, Messier et Crête (1985) ont calculé des pertes annuelles par prédation de 19,3% dans les secteurs où l'orignal était abondant (3,7/10 km2) mais seulement 6,1% à des densités de 1,7 orignal/10 km2. Des variations régionales importantes sont également notées; des orignaux munis de colliers émetteurs ont affiché des taux de mortalité naturelle de 8% sur la Côte-Nord du Saint-Laurent et de 5% dans l'est du Québec (données non publiées). Le taux apparent d'accroissement doit donc être interprété à la lumière des caractéristiques biologiques prévalant dans chaque zone de chasse (densité, prédation, etc). Une estimation du taux réel d'accroissement peut toutefois être obtenue en comparant les populations automnales (densité X superficie d'habitat + récolte) pour des années successi- ves (ex. accroissement à l'année t = population à l'année t+1/population à l'année t ) .

Il importe de mentionner que les modèles de régression ont été développés à partir d'inventaires répartis sur tout le territoire québécois. Plusieurs indicateurs sont influencés par l'échelle géographique tel que l'indiquent les coefficients de détermination partiels; 16 à 20% de la variance de la densité, du taux d'exploitation, du taux apparent d'accroissement et du % de mâles à l'hiver sont expliqués par la latitude ou la longitude (tableau 4 ) . L'inclusion de ces variables dans les modèles permet, par conséquent, de tenir compte des variations régionales des paramètres biologiques.

De même, plusieurs indicateurs sont fortement corrélés à la récolte/10 km2. Ainsi, cette variable explique 49% de la variance de la densité. C'est donc dire que tout facteur indépendant susceptible de faire accroître la

19

récolte, particulièrement un accroissement de la pression de chasse ou une plus vaste distribution des chasseurs sur le territoire, engendrerait une augmentation appa- rente de la densité. Ceci limite la fiabilité des modèles pour la description des changements temporels sur de longues périodes à moins que la pression de chasse soit demeurée constante ce qui n'est manifestement pas le cas pour l'ensemble du Québec. Environ 150 000 permis de chasse de l'orignal sont présentement vendus annuellement comparativement à 62 000 au début des années 1970 (Bouchard 1990) . Une partie non négligeable de l'accrois- sement apparent de la densité au cours des années 1970 (fig. 6) doit être attribuée au biais imposé par l'ac- croissement de l'effort de chasse. Les modèles prédictifs seraient plus justes s'ils tenaient compte de la pression de chasse, mais les enquêtes postales ne furent pas assez fréquentes ni assez précises pour que cette variable soit utilisable dans notre étude. Les changements temporels prédits par les modèles de régression à l'échelle des zones de chasse paraissent cependant valides et/ou interprétables. À titre d'exemple, les tendances exhibées dans la zone de chasse 1 sont comparables à celles décrites par l'analyse de cohorte (Courtois et Fréchet 1991).

4.3 Stratégies de gestion

L'analyse de groupement permet de mieux définir la situation de l'orignal au Québec en identifiant les populations qui se ressemblent biologiquement et/ou sont exploitées de façon similaire. Les groupes les plus distincts sont ceux du sud, de l'ouest et du nord du Québec, leur éloignement géographique limitant les échanges entre les populations.

20

Le trait dominant des populations du sud est leur sur- utilisation tel que le montrent les inventaires aériens (tableau 3 ) . La récolte y est fortement dépendante de l'immigration en provenance des territoires adjacents.

Bien que l'importance réelle de ce phénomène n'ait jamais été quantifiée, Desrosiers et al. (1989) ont montré, à titre d'exemple, que 50% de la récolte de la zone de chasse 1 s'effectuait à moins de 15 km du parc et des réserves fauniques situés au centre de la zone. La concentration des chasseurs à proximité des territoires où l'orignal est abondant entraîne une piètre qualité d'expérience dans les zones du sud, d'autant plus que les saisons de chasse y sont les plus courtes du Québec.

Cette situation pourrait être corrigée en réduisant le taux d'exploitation de ces populations pour profiter du fort potentiel de développement que procure leur grande productivité et les apports externes de jeunes individus.

Les populations de l'ouest du Québec sont probablement les seules où le concept de rendement maximal soutenu pourrait s'appliquer à court terme. Ces populations sont limitées par les prédateurs (Crête et Jolicoeur 1987) tel que le montre leur faible productivité (tableau 1) mais les densités actuelles se situent très près de la densité optimale que Crête (1987) situe à 2-3 orignaux/10 km2. L'atteinte et/ou le maintien de la densité cible exige- rait une gestion simultanée de l'orignal et de ses prédateurs (Crête 1989) puisque ces derniers y consti- tuent un facteur limitatif important.

Le principal trait distinctif des populations nordiques est leur faible taux d'exploitation (tableau 3) . On pourrait donc accroître la pression de chasse sur ces populations. Ceci devrait cependant être fait grâce à une plus vaste distribution des chasseurs sur le territoire puisque Gingras et al. (1989) ont montré que le cheptel

21

était pleinement utilisé dans les territoires actuelle- ment accessibles. D'autre part, il convient de rappeler que le potentiel d'accroissement est somme toute modeste compte tenu des prélèvements de subsistance à certains endroits et de la faible productivité de ces populations.

Les zones du centre-nord et du nord affichent des taux d'accroissement apparent élevés. Ces valeurs sont certainement surestimées si l'on se fie au taux de mortalité naturelle (8%) estimé sur la Côte-Nord à l'aide d'orignaux munis de colliers émetteurs (données non publiées).

Compte tenu des faibles densités enregistrées dans les zones du centre-nord, il conviendrait d'y maintenir une gestion conservatrice malgré leur productivité élevée.

Les prélèvements devraient être maintenus à leurs niveaux actuels.

Le taux d'exploitation des populations du centre du Québec devrait être réduit. Il est du même ordre de grandeur que la productivité brute, suggérant des populations en décroissance si l'on tient compte des mortalités naturelles. Ces populations subissent une très forte pression de chasse (tableau 3 ) .

Ces stratégies de gestion devront être validées dans le cadre d'un plan de gestion soumis aux intervenants qui s'intéressent à la gestion de l'orignal.

REMERCIEMENTS

Les auteurs tiennent à remercier Claude Dussault, André Gingras et Jean Tremblay qui ont aimablement commenté la version préliminaire de ce document. Nous sommes égale- ment redevables à Jean Berthiaume pour la réalisation des figures et à Christiane Picard pour la dactylographie du texte.

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Tableau 1. Corrélations entre les 10 indicateurs (statistiques de chasse) utilisés pour le suivi des populations québécoises d'orignaux entre 1973 et 1990. 135 < n < 309

RÉCOLTE R E C 1 0 K M A U T R M O R PC_FAONS PRESLAIT RATIO_FA PC_MÂLES PC_15AN ÂGE_M ÂGE_F

Indicateurs d'abondance Récolte totale (RÉCOLTE)

Récolte/10 km2 (REC_10KM) 0,4**

Mortalités diverses (AUTR_MOR) 0,6** 0,3**

Indicateurs de productivité

Faons/100 femelles (PC_FAONS) -0,2** -0,1 0,0

% femelles en lactation (PRESLAIT) -0,1 -0,1 0,0 0,5**

Rapport des sexes chez

les faons (RATIO_FA) -0,3** 0,0 -0,1 0,0 0,0

Indicateurs du niveau d'exploitation

% mâles chez les adultes (PC_MÂLES)

% 1,5 an (PC_15AN) 0,0 Âge moyen des mâles (ÂGE M) 0,0 Âge moyen des femelles (AGE F) 0,2**

** p < 0,01

-0,3**

0 , 0 -0,2**

0,2**

-0,4**

0 , 0 0 , 0 0 , 0

-0,2**

0,5**

-0,4**

-0,5**

0 , 0 0,3**

-0,1 -0,3**

0 ,

— 0 ,

o, o,

2 * * 1 0 1

0 , 1 - 0 , 1

0,3**

0 , 0

- 0 - 0

- - , 6 * * , 5 * * 0

- , 3 * *

28

Tableau 2. Corrélations (r de Pearson) entre les axes d'ordination et les caractéristiques des populations et de la chasse. La description des variables canoniques est fournie au tableau 1.

26 < n < 50

AXE I AXE II AXE III

Variables canoniques

REC_10KM AUTR_MOR PC_FAONS PRESLAIT PC_MALES PC_15AN ÂGE_M ÂGE F

0,14 0,03 -0,62 -0,22 0,17 - 0 , 7 5 0,71 0,82

0,85 0,20 - 0 , 0 2 - 0 , 0 8 - 0 , 7 5 0,14 - 0 , 4 4 0,24

0,07 0,03 0,55 0,91 0,19 0,33 - 0 , 1 1 - 0 , 0 6

Caractéristiques des populations d'après inventaire

Population totale (POP_HIV) 0,35**

Densité (nb/10 km2) (DENS_COR) 0,34*

Faons/100 femelles (I_FA100F) -0,41*

Mâles/100 femelles (I_PCMAAD) 0,18 Productivité (PRODUCT) -0,28 Taux d'exploitation (TAUX_EX) -0,55**

Accroissement apparent (ACCROIS) 0,48**

0,02 0,60**

0,03 -0,48**

0,03 0,47**

-0,46*

-0,20 -0,16 0,30 0,05 0,33*

-0,09 0,11

Caractéristiques de la chasse

Jour julien d'ouverture (JULIEN) Durée de la saison (DURÉE_JJ) Jours de chasse/10 km2 (JC_10KM) Jours de chasse/orignal (JC_ORIG) Longitude (LONGIT)

Latitude (LATIT)

Superficie d'habitat (SUP_HAB)

-0,40**

0,39**

-0,17 0,18 0,43**

0,21 0,28

0,62**

- 0 , 5 1 * * 0,66**

-0,47**

0,23 -0,64**

-0,43**

-0,17 0,05 -0,03 0,34*

0,07 0,23 - 0 , 1 1

*

**

0,01 < p < 0,05 p < 0,01

29

Tableau 3. Caractéristiques (moyenne ± erreur-type) de la récolte, des populations et de la chasse pour les 4 principaux groupes de zones de chasse identifiés par l'analyse de groupement. La signification des variables est la même qu'aux tableaux 1 et 2.

GROUPE 1 (SUD)

GROUPE 2 (CENTRE-NORD)

GROUPE 3 (OUEST)

GROUPE 4 (CENTRE)

GROUPE 5 (NORD)

Caractéristiques de la récolte (9 < n < 96) RECOLTE

REC 10KM AUTR MOR PC FAONS PRESLAIT RATIO FA PC MALES PC 15AN ÂGE M ÂGE F

325 ± 19 0,3 ± 0,0 23 ± 2 83 ± 2 58 ± 1 117 ± 4 55 + 1 42,5 ± 0,8 2,8 ± 0,0 3,6 ± 0,1

442 ± 28 0,2 ± 0, 16 ± 1 62 ± 2 61 ± 2 107 ± 8 60 ± 1 39 ± 1 3,4 ± 0, 4,1 ± 0, 0

1 1

618 ± 49 0,5 ± 0,0 24 ± 3 46 ± 2 52 ± 1 120 ± 12 56 ± 1 34 ± 1 3,5 ± 0,1 4,7 ± 0,1

1 205 + 0,4 + 0, 62 ± 4 62 ± 2 59 ± 1 98 ± 5 56 ± 1 39 ± 1 3,1 ± 0, 4,2 ± 0,

96 0

1 1

279 ± 80

< 0,1 ± 0 10 ± 2 39 ± 3 49 ± 3 114 ± 16 62 ± 4 34 ± 3 4,2 ± 0,2 4,0 ± 0,2

Caractéristiques des populations (2 < n < 17) POP HIV

DENS COR I FA100F I PCMAAD PRODUCT TAUX EX ACCROIS

804 ± 138 0,8 ± 0,1 68 ± 6 32 ± 4 24 ± 2 33 ± 4 -12 ± 7

2

o,

174 9 ±

+

±

±

± +

± 5

o,

2 3 1 4

278

1 2 716 ±

2,1 ± 0 34 ± 6 31 ± 2 18 ± 2 20 + 1 0 + 2

401 ,1

4 123 + 1,8 ± 0 54 ± 6 32 + 2 23 ± 1 21 ± 1 3 ± 2

749

,3 6 588

0,4 ± 41 ± 1 48 ± 1 17 ± 1 5 ± 4 12 ± 4

0,1

Caractéristiques de la chasse (2 < n < 78) JULIEN

DURÉE JJ JC 10KM JC ORIG LONGIT LATIT SUP HAB

284 10 27 88 70, 47, 11

±

±

±

± 5 3

0 3 6 +

± 238 1

o,

265 23 16 100 74, 49, 23

:

±

± 1 2 k

0 2 +

± 837 1

8

o, o,

+ 4 1 1 116

280 14 27 61 76, 46, 13

±

±

± 8 6 b

1 2 5

±

± 181 1

0 0

± ,2 ,1

984 276 18 42 87 74, 48, 32

:

± +

± 9 0

b 1 1 4 13

± 0,

± o, 845 ±

5 2 4 322

254 + 1 26 ± 2 2 ± 1 83 ± 12 71,0 ± 0,9 51,9 ± 1,1 94 457 ± 17 733

30

Tableau 4. Régressions multiples permettant de prédire les paramètres des populations d'orignaux du Québec d'après les statistiques de chasse et la situation géographique (longitude, latitude, groupe) des zones de chasse. La signification des variables est la même qu'aux tableaux 1 et 2. ORDONNÉE = ordonnée à l'origine; GROUPE = numéro du groupe auquel appartient la zone de chasse; LN et SQRT indique le logarithme népérien et la racine carrée de la variable.

VARIABLES INDÉPENDANTES

ESTIMATION DU PARAMÈTRE

ERREUR-

TYPE PARTIEL

Densité à l'hiver (DENS_COR; r2 = 0,76; n = 49; p = 0,0001) ORDONNÉE

REC_10KM LONGIT PC_FAONS LN(LATIT) GROUPE

21,426 1,413 0,054 -0,006 -6,340 0,144

7,683 0,393 0,017 0,004 1,918 0,067

— 0,49 0,16 0,04 0,04 0,03

0,0001 0,0001 0,0021 0,1011 0,0019 0,0366 Productivité brute (PRODUCT; n = 26;

ORDONNÉE PRESLAIT

r2 = 0,23; p = 0,0138) 6,269

0,255

6,003

0,096 0,23

0,3068 0,0138 Taux d'exploitation (TAUX_EX; n = 4 9; c2 = 0,71; p = 0,0001)

ORDONNÉE

SQRT (REC 10KM) PC FAONS

LONGIT LN (ÂGE F) SQRT (PC FAONS)

152,924 37,018 0,993 -1,214 -11,630 -13,866

36,740 5,070 0,433 0,265 5,995 7,025

- 0,25 0,24 0,17 0,03 0,02

0,0001 0,0001 0,0268 0,0001 0,0589 0,0549 Accroissement apparent (ACCROIS; n = 26; r2 = 0,52; p = 0,0010)

ORDONNÉE

SQRT (REC 10KM) LONGIT

GROUPE

-91,037 -41,786 1,451 2,396

39,980 11,212 0,567 1,601

- 0,27 0,20 0,05

0,0329 0,0012 0,0178 0,1488 Pourcentage de mâles chez les adultes à l'hiver (I_PCMAAD; r2 = 0,64; n = 32; p = 0,0001)

ORDONNÉE LATIT

LN (LONGIT) SQRT (PC_15AN) PC_FAONS GROUPE

LN (PC FAONS)

156,112 1,126 -57,016 -3,188 -0,598 -2,648 31,725

88,418 0,379 16,619 1,477 0,189 0,940 11,767

— 0,26 0,18 0,07 0,05 0,04 0,05

0,0897 0,0037 0,0021 0,0407 0,0041 0,0093 0,0124 Faons/100 femelles à l'hiver (I FA100F; r2 = 0,59; n = 32; p = 0,0002)

ORDONNÉE LN (PC FAONS) PC FAONS LONGIT

SQRT (PC FAONS) PRESLAIT

512,850 -625,678 -13,958 -1,307 387,683 0,638

350,503 350,880 6,285 0,651 189,920 0,248

- 0,30 0,09 0,06 0,05 0,04

0,1554 0,0862 0,0353 0,0551 0,0515 0,0162

31

Tableau 5. Comparaison des valeurs estimées lors des inventaires aériens et des valeurs prédites à l'aide des modèles de régression pour 5 zones de chasse représentatives des groupes identifiés lors de l'analyse de groupement.

Densité à l'hiver observée prédite

SUD (zone 1)

(nb/10 km2) 0,3 0,4

OUEST (zone 10)

2,0 1,9

CENTRE-NORD (zone 14)

1,0 1,3

CENTRE (zone 18)

0,9 1,2

NORD (zone 19)

0,4 0,6

Taux d'exploitation (%) observé

prédit

44 36

22 16

22 16

21 21

9 16

Productivité (% de faons à l'automne) observée

prédite

25 20

13 17

21 22

27 23

18 17

Taux apparent d'accroissement (%) observé

prédit

-19 -15

-9 3

-1 1

6 1

9 8

Faons par 100 femelles observés

prédits 59

68 24

33 46

53 64

64 42

31

Mâles (%) chez les adultes à l'hiver observés

prédits

39 38

36 29

32 33

37 31

47 35

32

1,2

2 .8"

LU CÔ z

LU û

m

axe 2

pc_15an

0

P

-

preslait

- . 8 - . 4

rec 10km age_f

o

a x e l

mâles a 9 e-m

,4 ,8 1,2

LU 1,2

£ . ⁹

,6--

o û

DC

o

- . 3

preslait

.. pc faons \

X \

axe 3

^ / pcjnâles

*/, rec_10km âge_m

axe

agej

1

- . 8 -A 0 ,4 ,8 1,2 FORT FAIBLE

TAUX D'EXPLOITATION

Figure 1. Ordination des variables utilisées comme statistiques de chasse au Québec dans le plan des axes principaux a) I et II et b) I et III. Le nom des variables est définie au tableau 1.

2,5 —

2,0 —

LU Zz

LUg

_i

O 1,5 — UJ

UJ

O

W Q

1,0 —

0,5 —

20 S 8 O1 1 C B D F3 2 3 4 11 13 J3 15 18o 7 6 O2 10 F4 12 H1 9 J2 J1 14 H2 K1 16 18e G K2 N K3 M 17 19 22

l ** SUD •- | - ^ C E N T R E - ^ | I •«— OUEST ^ | -• CENTRE-NORD ^ l NORD

Figure 2. Groupement à liens complets des zones de chasse du Québec selon les caractéristiques de la récolte d'orignaux.

34

ZONES DE CHASSE, DE PÊCHE ET DE PIÉGEAGE DE 1973 À 1984.

ZONES DE CHASSE, DE PÊCHE ET DE PIÉGEAGE DE 1985 À 1990.

Figure 3. Répartition géographique des 5 groupes de zones identi- fiés par l'analyse de groupement a) statistiques de chasse 1973-1984; b) 1985-1990.-

35

o

ce

X

§ 1CD trO

0

dens_cor = 0,400 + 2,755 recJOkm rz =0,51

n = 52 #

p = 0,0001

0 ,2 ,4

RÉCOLTE PAR 10 KM2

,6 ,8

Figure 4. Relation entre la densité corrigée (orignaux/10 km2) à l'hiver (DENS_COR) et la récolte/10 km2 (REC_10KM) à l'automne précédant l'inventaire.