TAUX DE VISIBILITE
DES COLONIES DE CASTOR LORS DE DEUX INVENTAIRES
INDÉPENDANTS
par
François Potvin et
Laurier Breton
Octobre 1992
Québec
ana aDirection de la gestion des espèces et des habitats
TAUX DE VISIBILITÉ DES COLONIES DE CASTOR LORS DE DEUX INVENTAIRES INDÉPENDANTS
par
François Potvin et Laurier Breton
Québec
Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche Direction générale de la ressource faunique
Octobre 1992
Dépôt légal
Bibliothèque nationale du Québec 4e trimestre 1992
ISBN: 2-550-26996-9
f-eulli-e
ABSTRACT
Tw / /^ (}0/, 5 km2, each) in Abitibi-Temiscamingue region
we _ .... different crews in helicopter (one navigator- observer and the pilot) between October 22-25, 1990. Fresh signs of beaver colonies were noted on 1:20 000 topographic maps using the current methodology. Contentious observations were checked by both observers immediately afterwards. Visibility rates and the corrected number of beaver colonies were computed by the double- count technique (Magnuson et. al., 1978; Pollock, 1987). Each observer saw 33 of the 36 colonies counted. Visibility rates (91 %) were similar among observers or among blocks. Eventhough the first survey and the check survey were only four days apart in one block, nearly 25 % of the beaver colonies had changed markedly (a newly established food cache or a larger one). We conclude that beaver colonies surveys, when properly done, are less biased than moose or deer aerial surveys and that there is no need for cor-
rection factors.
Ill
RÉSUMÉ
Du 22 au 25 octobre 1990, deux blocs forestiers de 90 et 113 km2, respectivement, situés en Abitibi-Témiscamingue, ont été suvolés en hélicoptère par deux équipes différentes (un navigateur-observateur et le pilote). Les signes de présence des colonies de castor ont été notés sur carte topographique 1:20 000, selon la méthodologie usuelle. Les observations litigieuses ont été vérifiées conjointe- ment lors d'un troisième survol. Nous avons appliqué la technique du double inventaire (Magnuson et. al., 1978; Pollock, 1987), pour calculer le taux de visibilité et le nombre de colonies corrigé.
Chaque observateur a localisé 33 des 36 colonies recensées. Le taux de visibilité (91 %) est identique entre les deux observateurs de même qu'entre les blocs. Même si seulement quatre jours séparaient le premier survol de la vérification dans un des blocs, près de 25 % des colonies recensées avaient fortement évolué (amas nouvellement construit ou beaucoup plus apparent). Quand il est réalisé dans de bonnes conditions, nous concluons que l'inventaire aérien des colonies de castor comporte moins de biais que celui de l'orignal ou du cerf et qu'il n'y a pas lieu d'apporter de facteur de correction.
V
TABLE DES MATIÈRES
Page
RÉSUMÉ iii INTRODUCTION 1 1. SECTEUR D'ÉTUDE 4 2. MÉTHODE 5 3. RÉSULTATS 7 4. DISCUSSION 10 CONCLUSION ET RECOMMANDATIONS 13 REMERCIEMENTS 15 RÉFÉRENCES 16
1
INTRODUCTION
Au Québec, le castor (Castor canadensis) est le seul animal à fourrure dont le suivi fait appel à l'inventaire aérien (Lafond, 1990) . Un programme quinquennal à cet effet a été amorcé en 1989, tant pour le réseau dit structuré (les terrains de piégeage) que pour le territoire libre (Dussault et Lafond, 1992). Appliqué à des terrains de piégeage, l'inventaire aérien permet également de vérifier le rapport que le trappeur doit produire annuellement quand au nombre de colonies sur son territoire (Pilon et Macquart, 1991) .
La technique d'inventaire aérien du castor a été développée il y a plus de 30 ans (Novak, 1987) . Déjà, Hay (1958) proposait de dénombrer les colonies présentes à partir des amas de nourriture.
Les aéronefs ont souvent varié et, jusqu'à récemment, l'avion était employé plutôt que l'hélicoptère. La plupart des auteurs qui ont réalisé une vérification terrestre ont conclu que l'inventaire aérien était une technique fiable (Hay, 1958; Bergerud et Miller, 1977; Payne, 1981; Swenson et al.., 1983).
Au Québec, on a surtout comparé les résultats obtenus en avion (DC- 3, Cessna 185) avec ceux de l'hélicoptère, en considérant ces derniers comme exacts (Traversy, 1974; Banville, 1978a, b; Banville et Bergeron, 1979; Houde, 1982; Potvin et Breton, 1982) . Le nombre de colonies décelées en avion est inférieur dans tous les cas, l'écart allant de 4 à plus de 50 %. Lors d'un essai à partir de photographies aériennes verticales, Banville (1982) a aussi considéré l'inventaire en hélicoptère comme exact. D'autre part, Pilon et Milette (1986) ont comparé entre eux les résultats de trois types d'équipages utilisant l'hélicoptère et ont conclu à des résultats similaires.
En Abitibi-Témiscamingue, Fink et Daigle (1982) ont comparé le nombre de colonies observées par inventaire aérien a celui déclaré par les trappeurs dans quatre divisions de piégeage: il n'y avait pas de différence significative dans la densité moyenne obtenue par ces deux sources pour trois divisions, alors que l'écart était minime pour la quatrième. Cependant, 59 % des trappeurs vérifiés avaient produit une déclaration comportant un écart de plus de 30 % quant au nombre de colonies. Un tel écart laisse songeur, même si les moyennes issues des deux groupes de données étaient voisines.
Dans la même région, Pilon et Daigle (1985) ont noté que les trappeurs de trois divisions déclaraient 29 % moins de colonies que le nombre estimé par inventaire aérien. Globalement, 64 % des trappeurs vérifiés avaient produit une déclaration comportant un écart de plus de 30 %. Il semble que les trappeurs aient tendance à déclarer davantage de colonies quand le prix de la fourrure de castor est élevé (Fink et Daigle, 1982; Pilon, comm. pers.). On peut donc difficilement utiliser les déclarations des trappeurs pour vérifier l'exactitude de l'inventaire aérien des colonies de castor.
Même réalisé dans les meilleures conditions, l'inventaire aérien de la grande faune comporte un biais négatif, une partie des animaux échappant à la vigilance des observateurs (Caughley, 1974) . Dans le cas de colonies de castor, même si on dénombre des objets fixes, il serait étonnant que le biais soit nul. Lors d'une comparaison entre le Cessna 185 et l'hélicoptère, 5 colonies sur 54 (10 %) n'ont été vues que de l'avion (Houde, 1982).
Pour le cerf, Potvin .et. ai. (1992) ont récemment mis au point une technique qui permet de mesurer et de corriger le biais d'observa- tion. Elle fait appel à deux inventaires indépendants, tel que suggéré par Magnuson et al. (1978). En octobre 1990, nous avons réalisé deux inventaires indépendants des colonies de castor dans deux blocs forestiers en Abitibi-Témiscamingue. Notre but était de
calculer le taux de visibilité par la technique du double inven- taire (Magnuson et al., 1978; Pollock et Kendall, 1987).
1. SECTEUR D'ETUDE
Les deux blocs survolés sont situés près de Rapide-Sept, au sud- ouest de Val-d'Or. Le bloc A (90 km2) correspond aux terrains de piégeage 55 et 56 de la division de Rouyn-Noranda alors que le bloc B occupe une superficie de 113 km2 sur la rive ouest du réservoir Decelles, à l'intérieur de la réserve à castor du Grand Lac Victoria. Ces blocs ont été choisis en fonction d'une étude globale visant à mesurer l'impact à court terme de l'exploitation forestière sur la faune terrestre (Potvin et. al.., 1990). Nous anticipions que le secteur possédait une densité élevée de castor, la moyenne étant de 0,46 colonie/km2 dans la division de Rouyn- Noranda (Pilon et Daigle, 1985).
C'est un secteur typique de l'Abitibi. La topographie est peu accentuée, les tourbières sont fréquentes et les cours d'eau sont à faible débit. Les berges sont dominées par l'aulne, les éricacées et les sphaignes, l'épinette noire (Picea mariana), le pin gris (Pinus banksiana) ou le mélèze (Larix laricina). Le bouleau à papier (Betula papyrifera) et le peuplier faux-tremble (Populus tremuloides) sont peu abondants, particulièrement aux abords des cours d'eau. Dans le bloc A, la forêt n'a pas été perturbée par l'exploitation forestière depuis longtemps, sauf la partie sud où certains peuplements ont une trentaine d'années et la partie est où des coupes ont été réalisées dans les années 1980.
Le bloc B est dominé par des pinèdes grises et des pessières noires de 50 ans, issues vraisemblablement d'un feu.
2 . MÉTHODE
L'inventaire aérien des colonies de castor a été réalisé selon la norme en vigueur (Pilon et Macquart, 1991). Un seul passager (navigateur-observateur) prenait place à bord d'un hélicoptère Bell 206-B pour chaque survol. Le deuxième survol a été réalisé par un équipage différent, pilote et passager, pour assurer l'indépendance complète de la prise de données. Les deux navigateurs-observateurs étaient expérimentés dans ce genre d'inventaire. Après les deux survols, ces derniers ont réalisé conjointement une vérification des observations en litige, soit les colonies notées lors d'un seul survol et celles dont la position ou la description différaient.
Les observations ont été notées sur carte topographique 1:20 000, selon la codification usuelle (l:amas de nourriture avec cabane;
2:amas sans cabane; 3:signes évidents de présence sans amas localisé).
Le taux de visibilité (p_) , le nombre de colonies corrigé (N) et leur erreur standard respective (ES) ont été calculés selon Seber
(1982), d'après la méthode de Petersen:
Pi nx
ES M = U - 5 * * ES(p
2) -
{nx + n3 + 1) (n2
nl
(n, + 1)
(n, + l )2 (n, + 2)
ou,
p_! = taux de visibilité de l'observateur 1, p_2 = taux de visibilité de l'observateur 2,
n
1= nombre de colonies vues par l'observateur 1 seulement,
n
2= nombre de colonies vues par l'observateur 2 seulement,
n
3= nombre de colonies vues par les 2 observateurs.
3. RÉSULTATS
Le bloc A a été survolé le 23 octobre par l'observateur 1 et le lendemain par l'observateur 2; l'observateur 1 a inventorié le bloc B le 22 octobre et l'observateur 2 l'a couvert trois jours plus tard. La vérification conjointe a été réalisée le 26 octobre.
Les conditions étaient propices a ce type d'inventaire puisque la chute des feuilles était complétée et qu'il n'y avait pas de glace ou de neige sur les plans d'eau. Les deux inventaires ont nécessité 16 h d'aéronef, dont 11,3 h pour le survol proprement dit. L'observateur 1 a consacré 1,6 minute d'inventaire par km2, comparativement à 1,8 minute pour le second observateur.
Chaque observateur a localisé 33 des 3 6 colonies recensées dans l'ensemble des deux blocs (tableau 1 ) . Le taux de visibilité (91 %) est identique entre les deux observateurs, de même qu'entre les blocs. Le calcul du nombre de colonies corrigé (36,2 colonies) donne un résultat similaire au décompte total des deux observa- teurs.
Dans le bloc A, les 13 colonies recensées étaient de type 1 (amas de nourriture avec cabane), y compris les deux colonies manquées par l'un ou l'autre des observateurs. Dans le bloc B, 16 des 19 colonies vues en commun étaient également de type 1; dans les autres cas, l'observateur 1 avait attribué une cote 2 (amas sans cabane) et deux cotes 3 (signes évidents de présence, sans amas localisé), alors que l'observateur 2 leur avait toutes donné la cote 1. Parmi les quatre colonies manquées dans ce bloc, trois étaient de type 1 lors de la vérification, dont une pour laquelle l'amas de faible dimension semblait nouvellement formé (le premier observateur n'avait pas vu de signes d'activités évidents a cet endroit lors de son survol). Les deux observateurs n'ont pu faire consensus pour la quatrième colonie, l'un lui attribuant la cote 3 (2 huttes entretenues) alors que le second considérait qu'elle avait été récemment désertée. Il est intéressant de noter
8
qu'entre le premier inventaire du bloc B et la vérification, 4 amas avaient pris beaucoup d'ampleur: l'amas était évident lors du dernier survol alors que, lors du premier, l'observateur 1 n'avait remarqué que des signes mineurs d'activité malgré une recherche intensive.
Tableau 1. Taux de visibilité des deux observateurs et nombre de colonies de castor corrigé lors de deux inventaires indépendants.
Bloc
A B Total
1 2 3
Colonies n2
1 2 3
observées21
n3
11 19 30
Total 13 23 36
Taux de Observateur 0,
0, 0,
92 90 91
± o,
± o,
± o, 28 29 29
visibilité ± ES 1 Observateur 2
0, 0, 0,
,92 ± ,90 ± ,91 ±
0 0 0
,28 ,29 ,29
Nombre de colonies corrigé ± ES
13,1 ± 23,2 ± 36,2 ±
0,3 0,2 0,3 nt: observateur 1 seulement, n2: observateur 2 seulement, n3: observateur 1 et 2.
10 4. DISCUSSION
La densité obtenue (0,2 colonie/km2) est beaucoup plus basse que celle attendue dans ce secteur. Nous croyons que la végétation ripanienne peu propice au castor (absence générale du bouleau, du tremble ou du saule sur les berges) explique cette situation.
L'inventaire aérien du castor réalisé au Québec n'est pas à proprement parler un inventaire de colonies mais plutôt un inventaire d'amas de nourriture. En ce sens, l'appellation anglaise aerial cache survey apparaît plus correcte. Selon Bergerud et Miller (1977), une colonie est un groupe de castors occupant une série d'étangs et de barrages communs et un même site d'alimentation; elle peut contenir plusieurs huttes, mais une seule cabane est utilisée pour hiverner, laquelle se distingue par la présence d'un amas de nourriture construit en automne. Ce n'est donc qu'indirectement qu'on peut assimiler l'inventaire des amas à un inventaire de colonies.
Nos résultats démontrent clairement que le taux de visibilité des amas de nourriture est très élevé lorsque l'inventaire est réalisé dans de bonnes conditions par des observateurs expérimentés. Dans les deux blocs, chaque observateur a repéré au moins 90 % des amas recensés (32/35). Le principal problème semble provenir des colonies de type 3. La norme actuelle (Pilon et Macquart, 1991) suggère la cote 3 lorsque
«des signes de présence laissent grandement croire que des castors sont établis, en autant qu'il n'y a pas une colonie habitée à proximité. Cette cote sera principalement utilisée lorsque le milieu rend difficile ou impossible la visibilité d'un amas».
Cette définition permet une certaine interprétation, de sorte que nos deux observateurs n'ont pu faire consensus dans un cas. La
11
construction des amas n'est pas nécessairement complétée lors de l'inventaire, ce qui amplifie le problème. Dans le bloc B, quatre amas avaient fortement évolué en quatre jours, entre l'inventaire initial (22 octobre) et la vérification (26 octobre).
Même si la période était courte, il s'agit néanmoins de près de 25 % des colonies dénombrées dans ce bloc. Selon Easter-Pilcher (1990), la grosseur de l'amas serait reliée au nombre de castors vivant dans la colonie. Si tel est le cas, il est possible que les colonies de taille réduite, ainsi que les colonies récentes, soient plus difficiles à localiser du haut des airs dans des condi- tions d'observation difficiles, l'amas étant plus petit.
Malgré l'absence de vérification terrestre, nous sommes convaincus que les colonies recensées sont bien réelles et actives, car l'amas est un signe qui ne prête pas à confusion et dont la présence fut confirmée par deux et, parfois, trois inventaires. Seule une observation (deux cabanes entretenues, sans amas) reste litigieuse.
Est-il possible que certains amas, bien camouflés, nous aient échappé? Divers auteurs ont fait cette vérification. Hay (1958) a trouvé le même nombre de colonies (n=13) par voie aérienne et terrestre et Bergerud et Miller (1977) ont obtenu un résultat similaire (49 par avion contre 50 par voie terrestre) . Swenson et_
al. (1983) ont mesuré un taux de visibilité par avion de 89 % et ont noté qu'à un endroit, sur 23 colonies, 30 % avaient été manquées à cause de la présence d'arbres renversés et de berges abruptes rendant l'observation difficile. En comparant les résultats d'inventaires aériens à des recensements terrestres par des trappeurs considérés fiables, Payne (1981) a obtenu un taux de visibilité de 81 % pour l'hélicoptère et de 61 % pour l'avion.
Dans nos conditions, un taux de visibilité de 90 % en hélicoptère apparaît donc très plausible.
Il faut être conscient que la technique du double inventaire permet de calculer un taux de visibilité et une densité corrigée unique- ment pour les objets ou les animaux disponibles, c'est-à-dire qui
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peuvent être vus du haut des airs. Dans ce sens, Marsh et Sinclair (1989) ont discuté le problème lié au biais de disponibilité lors d'inventaire aérien de mammifères marins, où par exemple la turbidité de l'eau peut camoufler complètement l'animal. Pour le castor, les amas cachés sous des arbres renversés ou sous les berges flottantes (sphaignes) appartiendraient à ce groupe. La méthode de Petersen ne peut corriger que le biais de perception des objets disponibles. Elle surestime le taux de visibilité réel si une fraction des objets est non disponible. Lors de notre inventaire, compte tenu de la nature des berges, nous croyons qu'il n'y avait pas, ou très peu, d'amas non visible du haut des airs.
Seul un inventaire terrestre exhaustif permettrait de vérifier la présence de ce type de colonies.
L'utilisation de la carte topographique 1:20 000 a grandement facilité le travail et amélioré la qualité de l'inventaire. Par rapport à la carte 1: 50 000, le réseau hydrique et les milieux marécageux y sont mieux décrits, ce qui améliore la couverture spatiale du territoire et permet de positionner plus précisément les colonies. D'autre part, la faible densité des colonies de castor a permis de réduire le temps d'inventaire. Le taux de visibilité aurait-il été moindre à plus forte densité? Ce n'est pas certain, car Pilon et Milette (1986) n'ont pas noté d'influence de la densité sur la qualité des résultats.
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CONCLUSION ET RECOMMANDATIONS
Réalisé dans de bonnes conditions, l'inventaire aérien des colonies de castor comporte un biais beaucoup plus faible que celui de la grande faune: environ 90 % des colonies présentes sont comptées, comparativement à des taux de visibilité de 73 % pour l'orignal (Crête et al., 1986) et de 64 % pour le cerf (Potvin et al., 1992).
Il n'y a donc pas lieu d'appliquer un protocole visant à établir le taux de visibilité lors de chaque inventaire du castor, par la technique du double inventaire aérien par exemple, ou d'appliquer un facteur de correction général.
Par contre, il convient d'insister sur certains aspects liés à l'exécution. La période d'inventaire doit être la plus tardive possible, pour éviter les problèmes d'interprétation des colonies de type 3. La définition de cette classe dans les normes actuelles est correcte et devrait être interprétée de façon restrictive. À cette fin, on pourrait préciser qu'une colonie de type 3 suppose soit qu'un amas est présent mais n'est pas visible à cause du milieu, soit que l'amas sera construit plus tard parce que les castors se sont installés très récemment. Enfin, l'utilisation de cartes topographiques à l'échelle 1:20 000 est fortement recomman- dée car elles sont beaucoup plus précises que les cartes 1:50 000 utilisées couramment.
Il serait intéressant de répéter ce protocole avec un plus grand nombre de facteurs de variation: plusieurs observateurs, deux ou trois classes de densité, des territoires ouverts au piégeage et d'autres protégés, des périodes d'exécution étalées, diverses conditions de couvert forestier ou de topographie. Cependant, l'investissement serait important et nous croyons que la conclusion resterait sensiblement la même. Il serait aussi pertinent de comparer les résultats de l'inventaire aérien à un inventaire terrestre exhaustif. Toutefois, ce dernier nécessite tellement d'effort (3 mois/180 km2, selon Bergerud et Miller, 1977) qu'il est
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difficilement justifiable. Dans sa forme actuelle, l'inventaire aérien du castor est une technique fort valable pour établir des densités relatives à des fins de gestion.
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REMERCIEMENTS
Nous tenons à remercier Claude Daigle, pour sa participation à l'élaboration du projet et à la prise de données. René Lafond et Christian Pilon ont apporté des commentaires très pertinents au manuscrit.
16 RÉFÉRENCES
BANVILLE, D. 1978a. Inventaire aérien des colonies de castors au sud de la rivière Eastmain - Octobre 1977. Québec, Ministère du Tourisme, de la Chasse et de la Pêche, Direction de la recherche faunique, RRF 20. 39 p.
BANVILLE, D. 1978b. Inventaire aérien des colonies de castors dans la réserve Papineau - Labelle - Octobre 1978 (rapport d'étape).
Québec, Ministère du Tourisme, de la Chasse et de la Pêche, Direction de la recherche faunique, Rapport dactylographié.
21 p.
BANVILLE, D. 1982. Expérimentation de l'utilisation de photogra- phies aériennes comme moyen d'inventaire des cabanes de castors.
Rapport d'étape. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction de la recherche faunique, Rapport dactylographié. 7 p .
BANVILLE, D., et B. BERGERON. 1979. Inventaire aérien des colonies de castors actives dans les ZEC de la Rivière Blanche et Batiscan-Nelson - Octobre 1978. Québec, Ministère du Tourisme, de la Chasse et de la Pêche, Direction générale de la faune, DGF 10. 9 p.
BERGERUD, A.T., et D.R. MILLER. 1977. Population dynamics of Newfoundland beaver. Can. J. Zool. 55:1480-1492.
CAUGHLEY, G. 1974. Bias in aerial survey. J. Wildl. Manage.
38:912-933.
CRÊTE, M., L.P. RIVEST, H. JOLICOEUR, J.M. BRASSARD et F. MESSIER.
1986. Predicting and correcting helicopter counts of moose with observations made from fixed-wing aircraft in southern Québec.
J. Appl. Ecol. 23:751-761.
DUSSAULT, C , et R. LAFOND. 1992. Plan quinquennal de l'inven- taire aérien des colonies de castor 1989-1994. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction générale des espèces et des habitats. Rapport dactylographié.
47 p.
EASTER-PILCHER, A. 1990. Cache size as an index to beaver colony size in northwestern Minnesota. Wildl. Soc. Bull. 18:110-113.
FINK, J., et C. DAIGLE. 1982. L'inventaire aérien des colonies actives de castor en Abitibi-Témiscamingue: un sommaire.
Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction régionale de 1'Abitibi-Témiscamingue, Rapport dactylographié. 29 p. plus Annexes.
17
HAY, K.G. 1958. Beaver census methods in the Rocky Mountain region. J. Wildl. Manage. 22:395-407.
HOUDE, L. 1982. Inventaire aérien du castor en Mauricie, 1981.
Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction régionale de Trois-Rivières, Rapport dactylographié.
13 p.
LAFOND, R. 1990. Analyse du système de suivi des animaux à fourrure. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction de la gestion des espèces et des habitats, Publ. 1773. 45 p.
MAGNUSON, W.E., G.J. GAUGHLEY et G.C. GRIGG. 1978. A double-J.
survey estimate of population size from incomplete counts. J.
Wildl. Manage. 42:174-176.
MARSH, H., et D.F. SINCLAIR. 1989. Correcting for visibillity bias in strip transect aerial surveys of aquatic fauna. J. Wildl.
Manage. 53: 1017-1024.
NOVAK, M. 1987. Beaver. Pages 283-312 dans M. Novak, J.A. Baker, M.E. Obbard et B. Mal loch, éd. Wild furbearer management and conservation in North America. Ontario Minist. Nat. Resour.
PAYNE, N. F. 1981. Accuracy of aerial censusing for beaver colonies in Newfoundland. J. Wildl. Manage. 45:1014- 1016.
PILON, C , et C. DAIGLE. 1985. Inventaire aérien des colonies actives de castor en Abitibi-Témiscamingue en 1982 et 1983.
Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction régionale de 1'Abitibi-Témiscamingue, rapport dactylographié. 17 p.
PILON, C , et M. MACQUART. 1991. Guide technique d'inventaire des colonies de castor. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction de la gestion des espèces et des habitats, Norme 89-06 (Révisée 91-01) . 18 p.
PILON, C , et J. MILETTE. 1986. Comparaison de trois types d'équipages pour réaliser l'inventaire aérien des colonies de castors. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction régionale de l'Outaouais, Rapport dactylogra- phié. 29 p.
POLLOCK, K. H., et W. L. KENDALL. 1987. Visibility bias in aerial surveys: a review of estimation procedures. J. Wildl. Manage.
51:502-510
18
POTVIN, F., R. COURTOIS et P. E. LAFLEUR. 1990. Impact à court terme de l'exploitation forestière sur la faune terrestre et ses utilisateurs - Projet de recherche. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction de la gestion des espèces et des habitats, Rapport dactylographié. 19 p.
POTVIN, F., et L. BRETON. 1982. Inventaire aérien du castor dans la réserve de Papineau-Labelle. Québec, Ministère du Loisir, de la Chasse et de la Pêche, Direction générale de la faune, RRF 76. 18 p.
POTVIN, F., L. BRETON, L.P. RIVEST et A. GINGRAS. 1992. Applica- tion of a double-count aerial survey technique for deer on Anticosti island, Québec. Can. Field-Nat, (soumis).
SEBER, G.A.F. 1982. The estimation of animal abundance and related parameters. 2e éd. Charles Griffin & Company Ltd., N.Y.
SWENSON, J.E., S.J. KNAPP, P.R. MARTIN et T.C. HINZ. 1983.
Reliability of aerial cache surveys to monitor beaver population trends on prairie rivers in Montana. J. Wildl. Manage. 47:697- 703.
TRAVERSY, N. 1974. Inventaire aérien du castor à la Baie James.
Québec, Ministère du Tourisme, de la Chasse et de la Pêche, Service de la recherche biologique, Rapport dactylographié.
58 p.
