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Évaluation et Rapport de situation du COSEPAC sur la rainette faux-grillon de l'ouest (Pseudacris triseriata) au Canada

Annexe 1

Protocole de relevé des amphibiens dans le cadre du Programme de surveillance des marais

(Communication de Steven T.A. Timmermans, spécialiste scientifique des relevés aquatiques et directeur de programme, Études d’Oiseaux Canada, C.P. 160, Port Rowan [Ontario] N0E 1M0)

Les amphibiens faisant l’objet de relevés par les volontaires du Programme de surveillance des marais (PSM) sont des grenouilles et des crapauds vivant habituellement dans des marais durant les périodes de reproduction, au printemps et en été. Les volontaires surveillent les lignes de relevé du PSM, à la recherche d’amphibiens qui coassent, 3 soirs par année, entre le début d’avril et la fin de juillet, en laissant passer au moins 15 jours entre chaque visite. Comme les périodes à forte intensité d’appels sont plus fortement associées à la température et aux précipitations qu’à la date, on planifie 3 soirées de visites distinctes en fonction des températures atmosphériques minimales de 5 °C (41 °F), 10 °C, (50 °F) et 17 °C (63 °F).

Le relevé des amphibiens commence une demi-heure après le coucher du soleil et se termine à minuit ou avant. Les visites ont lieu les soirs de faible vent, de préférence par temps humide, lorsque la température descend à l’une ou l’autre des valeurs indiquées ci-dessus. Pendant chaque visite de 3 minutes, les observateurs attribuent un code de niveau d’appel à chaque espèce détectée; à 2 de ces niveaux, ils notent aussi l’estimation du nombre d’individus entendus. Le code de niveau 1 est attribué aux appels qui ne se chevauchent pas et permettent de compter les individus un par un. Le code de niveau 2 est attribué aux appels individuels qui se chevauchent parfois, mais qui n’empêchent pas l’observateur d’estimer de manière assez précise le nombre d’individus. On attribue le code de niveau 3 aux appels d’une même espèce qui se chevauchent au point de donner un son continu (comme un chœur); à ce niveau, il est impossible d’estimer le nombre d’individus. D’ailleurs, le protocole n’exige pas d’estimation.

Analyse des tendances des populations

En ce qui concerne la rainette faux-grillon, on a d’abord recherché une tendance ligne par ligne, basée sur la proportion annuelle de sites où l’espèce était présente (figure A). On a ensuite combiné les tendances des différentes lignes afin d’obtenir une évaluation globale des tendances de l’espèce, définies relativement aux valeurs obtenues en 2006. Les indices ont été mis à l’échelle pour corriger toute surdispersion, puis transformés aux fins d’analyse de régression à l’aide de l’option DSCALE des modèles SAS (SAS Institute Inc., 2001). Pour vérifier l’effet global de l’année en tant que variable classe ou variable continue, on a effectué des tests du rapport des vraisemblances (PROC GENMOD; SAS Institute Inc., 2001), ce qui a permis de comparer les écarts de ces modèles à ceux de modèles n’utilisant pas la variable année. Pour chaque année, on a calculé un intervalle de confiance à 95 p. 100 associé à l’indice annuel. On a également estimé le pourcentage de variation annuelle (tendance) de l’occurrence de la rainette faux-grillon; dans le cas qui nous occupe, on a tenu compte des limites supérieure et inférieure de l’intervalle de confiance à 95 p. 100 associées à la tendance de cette espèce. Étant donné que les indices annuels relatifs aux rainettes faux-grillons proviennent de données sur la présence ou l’absence de l’espèce dans chaque site, on a eu recours à la régression logistique (ou binaire) pour évaluer la variance interannuelle des indices et les tendances générales de l’occurrence de la rainette faux-grillon au fil des ans.

Grâce à la vérification statistique de la variance interannuelle des indices d’occurrence, on arrive à savoir si ces indices restent les mêmes ou varient d’une année à l’autre chez une même espèce. D’autre part, la vérification statistique de l’ampleur et de l’orientation globales des tendances au fil des ans permet d’évaluer si les tendances temporelles affichent une pente différente de zéro (aucun changement). Soulignons que, pour obtenir l’interprétation des résultats la plus significative possible, il faut évaluer aussi bien la variance interannuelle des indices annuels que l’ampleur et l’orientation globales des tendances. Une espèce peut, par exemple, afficher une forte variance interannuelle de ses indices annuels sans que la tendance temporelle générale ait une pente très éloignée de zéro. De même, une tendance significative au fil du temps, qu’elle soit positive ou négative, peut être attribuable à une valeur d’indice aberrante, limitée à une seule année, mais fortement divergente par rapport à celles de toutes les autres années. Dans ce dernier exemple, il est possible qu’on n’observe aucune variance interannuelle significative, scénario moins pertinent que celui où l’on observerait à la fois une variance interannuelle et une orientation générale des tendances (dans ce cas, chaque année ou presque a contribué à la tendance ascendante ou descendante).

Figure A.  Emplacement des lignes de relevé du PSM desquelles sont tirées les données d’observation de rainettes faux-grillons utilisées pour déterminer les tendances des indices d’occurrence annuels. La ligne noire pointillée représente la démarcation approximative entre les présumées unités désignables de rainettes faux-grillons en Ontario (symboles pleins et symboles vides).

Figure A.  Emplacement des lignes de relevé du Programme de surveillance des marais desquelles sont tirées les données d’observation de rainettes faux-grillons utilisées pour déterminer les tendances des indices d’occurrence annuels. La ligne noire pointillée représente la démarcation approximative entre les présumées unités désignables de rainettes faux-grillons en Ontario