HAL Id: hal-00885160
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Submitted on 1 Jan 1988
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Modélisation de l’évolution à long terme de la flore adventice. II. Application à trois dicotylédones annuelles
en un site donné
Philippe Debaeke
To cite this version:
Philippe Debaeke. Modélisation de l’évolution à long terme de la flore adventice. II. Application à trois dicotylédones annuelles en un site donné. Agronomie, EDP Sciences, 1988, 8 (9), pp.767-777.
�hal-00885160�
AGRONOMIE
Modélisation de l’évolution à long terme de la
flore adventice. II. Application à trois dicotylé-
dones annuelles en un site donné
Philippe DEBAEKE
1. N. R.A . , Laboratoire d’Agronamie, Centre de Recherches de Grignon-Mn.s.sy-Pari.s, F 78850 Thiverral-Grignnn
RÉSUMÉ Un modèle d’évolution quantitative de la flore adventice annuelle, dont les principes ont été décrits dans un
précédent travail (DEBAEKE & SEBILLOTTE, 1988), est appliqué à 3 espèces dicotylédones communes et à dynamique contrastée, issues de populations naturelles du champ d’essai de Grignon (Yvelines).
La valeur des paramètres résulte du suivi de 64 parcelles, réparties sur 2 années et couvrant une diversité de
systèmes de culture ; cette estimation est complétée par des résultats provenant de la littérature.
La confrontation des stocks semenciers prévus et observés, après 17 années de culture et pour 30 parcelles labourées, permet un classement satisfaisant des parcelles testées, les écarts au modèle étant attribuables à des
importations de semences, à de mauvaises estimations de productions semenciéres récentes et à l’hétérogénéité des
stocks initiaux. ,
La relative concordance des taux de croissance annuels du stock simulés à Grignon et déduits des sondages sur
le site de Dijon rend plus crédibles les cinétiques d’évolution du stock et confère une valeur plus générale au jeu
de paramètres retenu.
Mots clés additionnels : Svstéme de culture, (lé,,viierhige, Anagallis arvensis L..
Capsella bursa-pastoris
Mf!/7f/!.. Fallopia convolvulus (G.J Uive.
SUMMARY
Modelling
thelong-term
evolutionof the ))’f!!//?0;’M.
If.Application
to three unnuul broad-leaved weeds on a given site.A descriptive model of the quantitative evolution of the annual weed flora, the principles of which have been
exposed in earlier work (DtttnExE & St t3ILLOTTI:, 1988), has been applied to 3 broad-leaved weeds, common but with contrasting dynamics, coming from natural populations of the experimental area in Grignon (Yvelines, France). The parameter values used were derived from a survey of 64 plots, spread over 2 successive years and covering a large diversity of cropping systems, and were also taken from published results. The comparisons
between predicted and observed seed banks, after 17 years of cropping on 30 ploughed plots, led to a satisfactory
classification of the plots tested ; differences between observed and expected values were due to some seed imports,
to bad estimation of recent seed production and to the hctcrogeneity of the initial seed banks. There was fairly good agreement in seed-bank annual growth rates simulated in Grignon and determined by sampling on an experimental field at Dijon. This confirms the value of the results on the long-term kinetics of seed banks and suggests that the empirical parameters used may be more generally applicable.
Additional
key
words : Cropping .tt’.s/!M. weed control. Anagallis arvensis L., Capsella bursa-pastoris Moench., Fallopia convolvulus (L.) Lore.1. INTRODUCTION
Dans le
précédent
article de cette série(D EBAEKE
&SEBmLOrre, 1988),
un essai de modélisation de l’évolu- tionpluri-annuelle
du stock semencier d’uneparcelle,
destiné à
prévoir
les effets à moyen etlong
terme dessystèmes
de culture sur la flore adventice a étéproposé
et discuté. Si sa construction est assez
générale, l’appli-
cation de ce
modèle,
dans sa formeactuelle,
doit tenir(1) Adresse actuelle: LN.R.A.. Station d’Agronomic, Centre de
Recherches de Toulouse, BP 27, F 31326 Castanct-Tolosaii Cedex.
compte néanmoins d’une série
d’hypothèses simplifica-
trices : absence de concurrence entreadventices,
pas ou peud’échanges
de semences avec l’extérieur dusystème parcelle-couche labourée,
pas d’introduction ni dedisparition d’espèces
sur lapériode
de test du modèle.Ces conditions caractérisent les
parcelles
peu infestées(c’est-à-dire régulièrement
et efficacementdésherbées)
etles
espèces
annuelles dont les semences sontpersistantes
et
migrent
peu(plantes basses,
absenced’organes
dedissémination).
Dans ce cas, l’évolutionquantitative
dela flore est assez lente
(B,aRRAUS et
ai.,1978).
Après paramétrage
du modèle dans les conditions d’unchamp d’essai,
la validation estentreprise
pour 3dicotylédones
annuellesfréquentes
dans nosrégions (B
ARRALIS
, 1977) : Anagnllis
anensisL., Ca p sella
hursa-pastoris Moench., Fâllopia
cOl1B’olvulus(L.)
Love. Cette- ci est unpréalable
nécessaire audéveloppement prévi-
sionnel d’un tel outil.
Il. CONDITIONS
EXPÉRIMENTALES
A. Matériel d’étude
L’analyse
de ladynamique
de communautés adventi-ces
naturelles,
réalisée sur ledispositif expérimental
deGrignon (Yvelines. France)
au cours de 2 campagnes culturales(1984-85
et1985-86),
a servi de base à l’éta- blissement du modèle et à l’estimation de sesparamètres
constitutifs
(DssaEKE.
1988a etb).
Lescaractéristiques permanentes
du site ont été décrites par HUET(19’, 1 7)
-!rappelons
que le sol est un limonargileux,
neutre etmoyennement
calcaire, nonhydromorphe
et peu battant. Les 2 années d’étude sedistinguent
notammentpar la
pluviométrie automnale,
dont le déficit en 85-86 adéplacé
la levée des adventices vers leprintemps.
Confrontées à la normale 1947-84. ces années ont en commun :
1 )
despériodes
degel
intense etprolonge·
enjanvier-février ; 2)
une remontée assez lente destempé-
ratures
après
l’hiver ;3)
une sécheresseprononcée
des lemois de mai, concentrant l’essentiel des levées en avril.
Un réseau de 64
parcelles,
semées pour l’essentiel enblé
d’hiver,
cv.Fidel,
a servi de base à la déterminationexpérimentale
desparamètres (tabl. 1 Les
valeurs dutaux de levée ot. du taux de mortalité par
ombrage
S etde la
production
de semences parplante
p en résultent directement. Cellesde
taux de mortalitéhivernale,
sont simulées à
partir
de lois établies sur le site. Il en vade même pour le taux de mortalité par
désherbage (3,
dont les valeurs
proviennent
enpartie
de simulations annuelles(courbe
de levée indexée auclimat)
et de donnéesbibliographiques (sensibilité
auxherbicides).
Par contre, le taux de mortalité des semences dans le
sol,
y, est
uniquement
déduit de la littérature.Parmi ces situations, 30
parcelles
labourées sont rete-nues pour la validation. Elles diffèrent par les succes-
sions de cultures et les modes de
désherbage pratiqués
sur la
période
1967-84, le choix de celle-ci étant lié à ladisponibilité
desenregistrements
culturaux. Cet échan- tilloncomprend
des monocultures de céréales d’hiver etde
printemps,
ainsi que des rotations associant céréaleset
betterave,
maïs ou pomme de terre. Ledésherbage dépend
dudegré
d’intensification de la culture et de laflore
présente ;
c’est ainsiqu’une
trentaine d’herbicides ont étéemployés
de 1967 à1984, complétés
en betteravepar un ou
plusieurs binages mécaniques
ou manuels.Sur chacune de ces
parcelles,
le stock semencier estestimé pour les 3
espèces.
Les 3
dicotylédones
annuelles choisies sontfréquentes
et abondantes à
Grignon
maisprésentent
desréparti-
tions variables selon les
systèmes
de culture. Elles sedistinguent
par leurpériode
degermination (MONTE-
GUT
,
1975),
lapersistance
de leurs semences(Ro BERTS
&F EAST
, 1972 ;
RoBERTS &BoDDRELL, 1983)
et par les conditions de retour au sol de leurs semences(D EBAEKE
&
S EBI LLOTTE, 1988).
B. Méthodes d’estimation des
paramètres
Sn : Le stock semencier
parcellaire
est estimé àl’automne 1984 sur la couche 0-30 cm, à
partir
de60 carottes de sol issues d’un
échantillonnage systéma- tique. Après
extractionphysique,
onprocède
à unenumération directe des semences, selon une
procédure
décrite ailleurs
(D EBAEKE , 1988a),
aboutissant à l’éva- luation d’une densité de semences bien conformées extérieurement surl’épaisseur
maximale de la couche labourée. Laprécision d’échantillonnage
est évaluée àl’aide d’une relation
empirique
entre variance etmoyenne
(B ARRALIS et al.,
1986 ;D EBAEKE , 1987),
permettant de s’affranchir d’un traitement individuelsystématique
des carottes de sol.0 a : En zone non désherbée l’année de
l’observation,
un comptage des levées est effectué sur des cadres
permanents
de0,24 m 2 (25
à 30 parparcelle),
4 à 6 foisentre le
déchaumage
duprécédent
et la récolte de la culture. Lerapport
de cette densité deplantes
annuellesau stock semencier initial permet d’estimer le taux de levée a.
. p : La
comparaison
des densités deplantes pré-
etpost-hivernales
définit le taux de mortalité hivernale.. ô : De la même
manière,
le taux de mortalité 8résulte de la confrontation du nombre de
plantes
obser-vées à la récolte à la somme des
plantes présentes
ensortie d’hiver ou ayant levé au
printemps.
e p : La
production
de semences est évaluée surpied
à la récolte de la culture par
comptage
direct des organes pour uneespèce
peuprolifique
commeFallopia
convolvulus. La part de semences
exportées
avec larécolte est estimée à
partir
du pourcentage deplantes grimpantes.
Pour lesespèces
àcapsules (Anagallis
arven-sis et
Capsella bursa-pastoris),
onprocède
en 2étapes : 1) comptage
du nombre de fruits parplante ; 2)
estima-tion sur
50 capsules
du nombre de semences bien conformées par fruit. Le nombre de fleurs estégalement compté
en vue de l’estimation de laproduction
semen-cière
potentielle.
III.
RÉSULTATS
ET DISCUSSIONA. Estimation des
paramètres
1. Détermination
expérimentale
de.sparamétre.s
a,8,
p, ea)
Taux de levée annuel 0’Les valeurs moyennes du
rapport
florelevée/stock
semencier
(a) figurent
autableau 2, regroupées
parespèce
et parépoque
de semis de la culture sansdistinction des années d’étude. Le taux de levée est
maximal pour les semis de mars dans le cas des
espèces
à
pic
de levéeprintanier préférentiel (A. arvensis)
ouabsolu
(F. convolvulus),
alorsqu’on
n’observe pas de différences avec les semis d’automne pour C. bu/’Sa-pastori.s, espèce
àgermination
étalée sur l’année(ROBERTS
&F EAST , 1970 ; M ONTEGUT , 1975).
Pour ces3
espèces,
deplus
faibles taux sont obtenus lors de semis tardifs(maïs),
les conditionshydriques s’opposant
à unegermination prolongée.
Il nous manque
cependant
des valeurs pour caracté- riser la levée de F. convolvulu.s en culture d’été et celle des 3 adventices en culture de betterave ou de pomme de terre(semis d’avril).
Dans lepremier
cas, nous avons eu recours aux donnéesd’enquête régionale (B ARRALIS , 1977)
en utilisant lerapport
desfréquences
del’espèce
dans les diverses
cultures,
conscients néanmoins que celui-ci nedépend
pas que des divers taux delevée,
cequi
donne une valeur calculée de0,065
en culture de maïs. Pour les semisd’avril,
considérant unedégrada-
tion
progressive
des conditions de levée au cours duprintemps,
nous avons retenu des valeurs intermédiaires à celles desépoques
de semis de mars et de mai.Une
pondération
arbitraire de ce taux(a/2)
a étéadoptée
pour tenir compte d’annéessèches,
dont lesrépercussions
sur la levée desplantes
diffèrent néan- moins selon lesespèces :
e C.
bursa-pastoris
germe tout aulong
de l’année en raison d’une variabilité des états dormants et des condi- tions de levée de la dormance et del’aptitude
dessemences non dormantes à germer dans une gamme étendue de
températures (ROBERTS
&F EAST , 1970 ;
POPAY &
ROBERTS, 1970 ;
DuMAS etal., 1976).
Parailleurs,
l’imbibitionrapide
destéguments
et la fractionimportante
de semences peu ou pas dormantes dans lapopulation
assure une levéeprécoce
de cetteespèce
enconditions favorables
(ROBERTS
&P OTTER , 1980).
C’estpourquoi,
on trouvechaque année,
du moins sur notrepériode
d’étude( 1967-1984),
desépoques
où lagermi-
nation n’est pas limitée(D EBAEKE , 1987) ;
il est alors raisonnable d’admettre pour une date de semis donnéeune valeur constante de a et un
déplacement possible
dans l’année des
périodes
degermination.
e A. arvensis germe
principalement
auprintemps,
mais
également
à l’automne en conditions douces(MO NTEGUT
, 1975 ;
ROBERTS &B ODD RELL, 1983).
Adoptant
une démarche similaire à laprécédente,
ilapparaît
que la levée automnale estcompromise
1 annéesur 2. La valeur de x est alors réduite
lorsque
lesconditions
printanières
sontégalement sèches,
cequi
n’est le cas
qu’en
1976.e F. convolvulu,s germe strictement au
printemps,
avecun
pic
en avril dans nos conditions(M ONTEGUT , 1975),
la stratification hivernale étant nécessaire à la levée de dormance et les
températures
élevées induisant unedormance secondaire dès le mois de mai
(ROBERTS
&F EAST
, 1970 ;
ROBERTS &NE!LSON, 1980).
Cesexigences germinatives
étroites conduisent 8 années sur 17 à des valeurs réduites de a, par suite deprintemps
secs,cohérentes avec la variabilité observée
(tabl. 2).
b)
Mortalité parombrage 5
Les valeurs
empiriques
de 8 varient selon letype
depeuplement
cultivé(vitesse
de couverture dusol, port végétatif
et croissancepotentielle)
et la nature de l’ad-ventice
(tolérance
àl’ombrage
etaptitude
à s’affranchir durecouvrement).
De manièregénérale,
ô diminue pour les 3espèces
dans le sens céréalesd’hiver,
céréales deprintemps,
cultures àlarge interrang, l’orge
deprin-
temps se comportant de manière
comparable
au bléd’hiver
(couverture rapide
dusol) (tabl. 3).
A. arvensis etC.
bursa-pastoris
ont uncomportement comparable (espèces basses),
alors que F.convolvulus,
enpartie
parson
aptitude
à l’enroulement(HUME et al., 1983),
estmoins affectée par
l’ombrage
des céréales d’hiver. Nous n’avons pas introduitici,
pour une mêmeculture,
d’effet de la variété ou de l’état de croissance dupeuplement,
les valeurs de 8 étant peu différentes pour des cultures normalement denses
(D EBAEKE , 19886).
On retient ainsi pour lestypes distingués plus
haut la valeur moyenne de8,
avec unrisque
d’erreursupérieur
pour les cultures peu couvrantes et pour uneespèce
comme F. convolvulus, peu dense et àport végétatif diversifié, qui
se caractérise par des taux de mortalité assez variables(tabl. 3).
c)
Prodarction de .semences parplanle p
Le tableau 4
présente
partype
depeuplement
lesproductions
de fruits réelle A(c’est-à-dire
observées à la récolte de laculture)
etpotentielle
B(tenant compte également
de la fructificationcomplète
des fleurs obser- vées à cetteépoque)
parplante prélevée
à la récolte. Apartir
decapsules
issues de diversesparcelles,
le nombremoyen de semences bien conformées par fruit
( 18
± 5 pour A. arvensis, 20 ± 10 pour C.bursa-pastoris)
est enaccord avec les résultats de la littérature
(SaL!sBURY, 1961 ;
HURKA &H AASE , 1982).
Laplasticité
de laproduction
semencière estimportante,
notamment pour lesespèces
à levée échelonnée(C’. bursa-pa.storis
en bléd’hiver,
cf.tabl.4).
Les valeurs obtenues en céréalessont néanmoins faibles en
regard
de la littérature(S LA -
vNic,
1962 ; PAwLOwsKi, 1966)
et traduisent des situa- tions de concurrence sévèresimposées
par la culture.d)
Retour au sol etcx p ortation
des semences Les 3espèces
diffèrent par leursrisques
d’enfouisse-ment avant fructification et
d’exportation
de semences(DEBAEKE
&SEBILLOTTE, 1988) :
1e Par son
port étalé,
A. arvensis est peu affectée par lesengins
derécolte ;
une évolution des fleurs en fruits estpossible,
lecycle
desplantes
étant borné par ledéchaumage,
survenant à des dates variablesaprès
larécolte,
du moins dans nos conditions.Aussi,
laproduc-
tion de semences retournant au sol est
jugée égale
enmoyenne à A +
B/2
et le taux de semencesexportées
sest nul.
e Pour C.
bursa-pastoris,
la dissémination estquasi complète
à la récolte et les fleursobservées,
souvent à l’état de boutonsfloraux,
ont peu de chances d’évoluer.Aussi,
laproduction
retournant au sol estjugée égale
àA et s est nul.
e Dans le cas de F.
convolvulus,
on estime à 40 p. 100 le taux deplantes grimpantes
dont laproduction
estexportée intégralement
avec lacéréale,
cequi
est cohé-rent avec les résultats de PAwLOwsK1 & WszoLEK
(1978) qui
ontquantifié
ces contaminations. On retiendra ainsiune valeur de
0,60 (A
+B)/2
pour laproduction
desemences restituées au stock de la
parcelle.
2. Simulation annuelle de la valeur des
paramètres
àpartir
de loisempiriques
a)
Calcul de la courbe de levée annuelle et de la valeur deY,
taux de levée dans l’interculture Larépartition
dans l’année de la levée diffère entreespèces,
entre années et même entreparcelles
une mêmeannée
(date
desemis)
comme l’illustrent nos résultats enculture d’hiver
(tabl. 5).
Ces données ontpermis
unajustement
aux sommes detempératures
efficaces(zéro
de
germination,
humidité du sol nonlimitante) qui
sertde base à la définition des
cohortes,
groupes deplantes
à levée
rapprochée
etcomportement démographique comparable.
Pour C.
bursa-pastoris,
larépartition hiver/printemps
de la levée se calcule sur une base de 5
°C ;
lecomplé-
ment
printanier
et la levée en semis deprintemps s’approchent
de la même manière(tabl. 6).
Lapente
de larelation, plus prononcée
pour les semis deprintemps,
laisse penser
qu’à
cetteépoque, après
avoir subi unestratification
hivernale,
les semences ne sontplus
dormantes et
répondent rapidement
aux conditionsclimatiques
favorables. Pour les semisd’automne,
il fautadmettre un seuil de
degrés-jours, correspondant
à lapost-maturation
et à l’imbibition de la semence lors dela réhumectation du sol à l’automne. De telles
hypothèses
sont en accord avec les travaux de POPAY&ROBERTS
(1970).
Lapart
des semences levant dans l’interculturepeut
êtreimportante
en conditions humi- des(cf.
1984 : 17 p. 100 de la levéeannuelle), aussi,
pour cetteespèce,
avons nous fait démarrer la relationprécé-
dente au
déchaumage
duprécédent.
Pour A. arvensis, une base de 10 °C est retenue pour le calcul de la courbe de
levée ;
la dormanceprononcée
dela
majorité
des semences et leur lente imbibition autom- nale renforcent l’écart despentes
entre semis d’automne et deprintemps (tabl. 6).
Les levées dans l’interculturesont peu
importantes
en moyenne(tabl. 5).
Dans le cas de F.
convolvulus,
la constance stricte en85 et 86 des
profils
de levée sur un pas detemps mensuel,
en
dépit
de conditionsclimatiques contrastées,
nous aconduit à
adopter
une même courbe de levéechaque année,
limitée strictement auprintemps.
Ainsi pour
Capsella,
la valeur de a’ sera déduite de lasomme de
degrés-jours
sur lapériode déchaumage- labour ;
pourFallopia
etAnagallis,
on retiendra des valeurs constantesrespectivement
nulle etégale
à5 p.
100 du taux de levée a.b)
Mortalité hivernale pPour C.
bursa-pastoris,
le taux de mortalité hivernale est lié au stade foliaire atteint par lesplantes
àl’époque
du
gel ;
parailleurs,
ce stade dedéveloppement
est biencorrélé à la somme de
températures
en base 0 °Cdepuis
le semis de la culture
(D EBAEKE , 1988a).
C’est par combinaison de ces 2 relations que l’onprédira chaque
année la valeur de p
(fig. 1).
La gamme de variation dece taux simulé
(tabl. 7)
est étendue et faitapparaître
uneffet de la date de semis
(et
donc duprécédent cultural).
On note ainsi
qu’en
l’absence de toutdésherbage,
lamortalité des
plantes
levées à l’automne estdéjà impor-
tante sauf pour les semis très
précoces.
La démarche estplus simple
pour les 2espèces printanières :
A
. arvensis, au stade
plantule, disparaît complète-
ment en hiver
(D EBAEKE , 1988a) ;
on retient alors unevaleur p =
1,
en accord avec d’autres auteurs(BARRA-
LIS &
CHADŒUF, 1980).
e F. convolvulus ne lève
qu’en
mars à uneépoque
oùles
risques
degel
intense sontquasi
nuls.3. Paramètres issus de la
bibliographie
a)
Mortalité par destructionmécanique et
chimi-que
j8
Adoptant
uneapproche
décrite dans leprécédent
article
(D ESAEKE
&S EBILLOTTE , 1988)
et utilisant les efficacités herbicides moyennes(pluri-annuelles
et multi-locales)
fournies par l’ACTA(1983),
on calcule pourchaque
combinaisonespèce-année-parcelle
une valeurde
(3.
Les références retenues pour lesprincipales
matières actives et leur variation selon le stade de l’adventice au moment du traitement sont
présentées
pour les
céréales,
à titred’exemple,
au tableau 8. Les valeurs simulées tiennentcompte également
de la courbe de levéeprévisionnelle évoquée précédemment ;
ellesfigurent
au tableau9,
partype
depeuplement,
toutesparcelles
et années confondues. Ilapparaît
ainsi que cetaux est
important
et peu variable pour C. bursa-pastoris
entre céréales d’hiver et deprintemps,
cequi
estlié à la sensibilité des
plantules
à lamajorité
desherbicides
(quel
que soit leurstade)
et àl’âge
moyen desplantes présentes
auprintemps
assez voisin entrepeuplements.
Par contre, pour les 2espèces printanières,
la différence est
plus marquée
entre dates de semis par suite de l’absence dedésherbage
deprintemps
certainesannées ou de la
précocité
de cesapplications
peupersistantes
face aupic
de levée del’espèce.
La variabi-lité
enregistrée
ici est liée à celle du climat et des programmes dedésherbage chimique,
notamment enculture d’hiver
(nouveaux produits,
avancée de la date desemis).
b)
Mortalité in situ yCe poste est évalué à
partir
des résultats de la littérature endistinguant
desespèces
assezpersistantes
comme A. arvensis et peu
persistantes
comme C. bursa-pastoris
et F. convolvulus(C HEPIL , 1946 ;
ROBERTS &F EAST
, 1972 ;
ROBERTS &BoDDRE!L, 1983).
Les taux dedisparition
annuels dustock,
en l’absence de renouvel-lement,
soit a + y, sontcompris
entre 20 et30 p.
100(ROBERTS
&D AWKIN S, 1967).
Nous retiendrons un tauxde mortalité in
situ y (germination
suivie de levéeexclue)
de
20 p.
100 pourAnagallis
et de25 p.
100 pour les2 autres
espèces,
cequi
donnerespectivement
des tauxde
disparition
annuels de 25 et 30 p. 100 environ.4.
Effet
des classesd’âge
Cet effet est
pris
encompte implicitement
dans l’esti- mation de p et(3.
Pour p et s, nous l’avonsnégligé
car ils’est avéré peu discriminant dans nos
conditions, l’âge
moyen des
plantes présentes
à la récolte étant peu variable(D EBAEKE , 1988b).
L’effet des classesd’âge
surla valeur de est
marqué
entre cohortes d’automne et deprintemps (DeBaEtcE, 1988b) ;
or, du fait de la forte mortalitéhivernale,
lapart
des levées d’automne dans la floreprésente
auprintemps
est nulle pour A. arvensis et faible pour C.bursa-pastoris (valeur
médiane de 9 p.100),
cequi
nous a conduit à ne pas considérer cet effet. La levée concentrée de F. convolvuluspermet également
de lenégliger.
B. Test du modèle 1.
Principe
La confrontation
observation-prévision
s’effectue àpartir
del’équation
suivante(DEBAEKE
&SESI!r.o’rTE, 1988) :
avec :
S
n
= stock semencier observéaprès
« n » annéesd’ap-
plication
d’unsystème
de culture.S o
=
stock semencier initial non connu mais compara- ble entreparcelles, regroupées
par unités de terrain définies par l’histoire culturale ancienne.K!
= taux de croissance cumulé du stock sur lapériode
testée.
Le modèle sera ainsi
parfaitement
validé si : . la relationS . -
f(K,,)
estlinéaire ;
. l’ordonnée à
l’origine
estnulle ;
. la valeur de
S o ,
déduite de larégression,
n’est pas aberrante.On recherche ainsi dans un
premier temps
une vali- dationglobale
deshypothèses
et de leurassemblage
sous forme de modèle.
2.
Application et
discussionPour les 3
dicotylédones annuelles,
le test du modèleest effectué sur 30
parcelles
et sur lapériode 1967-1984,
alors que leparamétrage
s’est fait en 1985 et 1986 sur cesmêmes
parcelles.
Les relationsS n
=f(Kn)
correspon- dantes sontprésentées
auxfig. 2a,
b et c. Danschaque
cas, la relation est linéaire avec un coefficient de corré- lation
significatif
au seuil de1 p.
100. Les écartsobservation-prévision
sont faibles dans l’ensemble et nerevêlent pas de biais
systématique
lié au groupe deparcelles
ou à la succession de cultures.Cependant,
pour C.
bursa-pastoris,
des stocksimportants
sontobservés alors que le modèle
prévoyait
une fortedécroissance du stock
(fig. 2b).
Ce groupe de 6parcelles
se caractérise soit par un
sondage
tropproche
des alléestravaillées soit par la
proximité
d’uneprairie
permanen- te ; eneffet,
dans ces zones, en l’absence de concurrencesévère,
cetteespèce
àcycle
courtpeut
fructifier abon- damment(entre
2opérations
de travail du sol ou defauche) ;
les semences, nombreuses etlégères
sontensuite facilement disséminées par les passages d’outil et le travail du sol. Une
cartographie
des levées et des stocks confirme ceshypothèses
ensoulignant
ungradient
de salissement décroissant de ces zones vers le centre desparcelles
cultivées(DESAEKe, 1987).
Endehors de ces
points,
seuls 4 résidussuspects
mais nonsystématiques apparaissent (2
pourCap.sella, 1 pour Anagallis,
1 pourFallopia) ;
si l’on exclut une mauvaise évaluation du stock(échantillonnage, viabilité),
il fautattribuer ces écarts à de mauvaises estimations de
k i ,
taux de croissance annuel du
stock,
d’autantplus marquantes
surK n qu’elles
sontplus récentes ;
or cesparcelles
se caractérisent par laprésence
ces dernièresannées de cultures peu couvrantes sur
lesquelles
lesrisques
d’erreur sontsupérieurs (faible
nombre de situa- tionsd’étude).
L’ordonnée à
l’origine
n’est pas différente de la valeur nulle au seuil5 p.
100 pour A. arvensis et F.co l 1l ’ olvu l us,
et peu différente pour C.
bur.sa-pastori.s. L’impossibilité
d’avoir
S n
= 0 pourK. -
0 suppose dans ce cas unecontamination
régulière
de laparcelle,
cohérente avec ladiscussion
précédente.
La
pente
de la relationS,,
=f(K,,)
traduit le stock initial moyenS,,
en1967,
à uneépoque
où ledésherbage
était moins
systématique
et moins efficace. La compa- raison entreS.
moyen etS,,
montre une stabilité du stock de A. arl’cnsis(S n/ S() = 0,95)
et même de C. bur.sa-pastoris (S n/ S() = 0,79)
et une forte décroissance du stock de F. convolvulus(S!/S! # 0,12).
Les référencesrégionales
sont trèspartielles ;
GuYo’i’ et al.(1960)
concluent à un stock moyen de 700 semences d’A. arl’ensis par
m 2 ,
en culture decéréales,
à l’aide d’unetechnique (mise
engermination) qui
sous-estime la valeur du stock parrapport
à la numération directe.Ces sens d’évolution du stock sont par ailleurs cohérents
avec les
cinétiques
observées sur les essais delongue durée, qui suggèrent
une relative stabilité d’A. arvensi.set C’.
bunsa-pastoris
et une décroissanceprononcée
de F.convolvulus en zone
régulièrement
désherbée(SARRAUS
&
C HAD Œ UF , 1976 ; B ARRALIS ,
comm.pers.).
Afin d’être
plus
crédible sur lesétapes intermédiaires,
les valeurs simulées dek i ,
taux de croissance annuel du stock sur le site deGrignon,
ont été confrontées auxvaleurs observées au
champ
sur ledispositif
deDijon
àpartir
dessondages
annuels(B ARRALIS
&C HAD Œ UF . 1976 ,
BARRALis etal.,
1978 ; BARRALIS, comm.pers.).
Dans l’ensemble les taux observés et simulés sont cohé- rents pour le blé
d’hiver, l’orge
deprintemps
et labetterave
sucrière,
culturespratiquées
sur les 2sites,
etce
malgré
la différence d’années et de milieux(fig. 3).
Cependant,
on observe uneplus
faible gamme de varia- tion des valeurssimulées,
liée d’unepart
à la sous- estimationprobable
du taux dedisparition
des semencesin situ
(a
+y)
- mortalité accrue des semencesd’âge
inférieur à 1 an ou autres causes de mortalité au
champ
absentes en terrine ou en
micro-parcelles
- d’autrepart
à une surestimation des taux de mortalité de la florelevée,
alorsqu’on peut
supposer uneplus grande
varia-bilité des conditions d’efficacité des herbicides et des états de croissance
plus
diversifiés dupeuplement
cultivé. Le taux de croissance annuel de la flore n’excède pas 5 dans nos conditions
(cultures
peucouvrantes),
cequi
est cohérent par ailleurs avec les résultats de LEGUI-zAnaoN & ROBERTS
(1983)
en sol nu désherbéchimique-
ment. Les valeurs de
k i
sontcomparables
en céréales etmaïs pour les 3
dicotylédones (tabl. 10) ; cependant,
enraison de leur
prolificité supérieure, Anagallis
etCapsella profitent davantage
des cultures peucompéti-
tives pour accroître leur
potentiel semencier ;
le niveau du stock est en effet assez lié à lafréquence
de cescultures salissantes dans la succession
(cf. fig. 2).
Une
analyse
de sensibilité a étépratiquée
sur cemodèle ;
elle consiste à simuler tour à tour l’efl!et d’une variation dechaque paramètre
- les autresparamètres
restant constants - sur la valeur de
K,,,
taux decroissance cumulée du stock semencier. Il ressort nette- ment de cette
analyse
une forte sensibilité du modèle à de faibles variations( +
et —10 p. 100)
des facteurs dedisparition
de la flore levée(8
et surtout(3).
Le modèlerépond
peu aux variations duparamètre
a, cequi
est liéà sa structure
qui
fait intervenir le taux de levée commefacteur de décroissance mais aussi de renouvellement
potentiel
du stock. Une mauvaise estimation des para- mètres sensibles((3, 8, y) pourrait
êtreresponsable
desécarts
enregistrés,
ce quesuggèrent
par ailleurs leshypothèses
émises pourexpliquer
les différences entrek i
observé et simulé.
IV. CONCLUSION
La confrontation réalisée montre que le modèle
proposé
et l’ensemble des valeursnumériques qui
luisont associées
permettent
declasser,
de manièregloba-
lement
satisfaisante,
les situations culturales et les programmes dedésherbage qui
leur sontappliqués.
Desécarts résiduels subsistent autour de la droite de
régres-
sion entre valeurs observées et
prévues, qui
sont attri-buables en
partie
à la variabilité initiale des stocks semenciers.Cependant,
l’absence de biaissystématique
valide la cohérence
globale
des estimations.L’analyse
desensibilité
suggère
des voies d’améliorationpossibles
dece modèle focalisées sur les 3
paramètres
lesplus
sensi-bles et leurs interactions :
0 y : effet de
l’âge
des semences et destechniques
culturales sur la mortalité in
situ ;
e
p :
effet duclimat,
de l’état de surface(mottes,
résidus de
récolte)
et dupeuplement
cultivé(ombrage)
sur l’efficacité et la
dégradation
desherbicides ;
e 8 : effet du
peuplement
cultivé(croissance,
structu-re),
du climat(gel, sécheresse)
et de la concurrence entreadventices sur la survie des
plantules.
Ce travail a
permis également
deconfirmer,
par uneapproche différente,
les valeurs moyennes des taux de croissance annuels du stock déterminésexpérimentale-
ment. Il reste
cependant
à diversifier les échelles de validation du modèle(annuelle,
parcomparaison
avecdes séries connues et
intra-annuelle,
par le test de la stabilité dessous-modèles)
et d’en étendrel’application
à d’autres sites
pédo-climatiques,
d’autressystèmes
deculture et d’autres
espèces
adventices. C’est alorsqu’une
utilisation
prévisionnelle
d’un tel modèle seraenvisagea-
ble pour
répondre
à 2préoccupations
del’agronome :
e la
prévision
desrépercussions
à moyen etlong
terme sur la flore adventice des modes de conduite des
cultures,
e le choix de
stratégies
dedésherbage adaptées
à desobjectifs
concernant le niveau ou le sens d’évolution dupotentiel
semencier.Reçu !e ? 2 décembre 1987.
Accep l
é !e 3 juin 1988.
REMERCIEMENTS
Nous tenons Si remercier spécialement MM. BAKKALIS, PeaNV et S
El!ILLOTTE
pour les lectures critiques qu’ils ont faites de ce travail.
Nous sommes reconnaissants à M. Bnaanms de nous avoir commu-
nique des données originales obtenues sur le dispositif de Dijon. Nous
ne saurions oublier M. TROIZIER et le personnel du Centre Expéri-
mcntal de Grignon, pour le soin apporté à la réalisation du protocole.
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