Sébaste canari (Sebastes pinniger) évaluation et rapport de situation du COSEPAC: chapitre 12
Taille et tendances des population
- Taille des populations
- Tendances démographiques tirées des relevés dans les eaux de la Colombie-Britannique
- Relevé triennal des États-Unis
- Relevé des crevettes de la côte ouest de l’île de Vancouver
- Analyse de régression du relevé triennal des États-Unis et du relevé des crevettes de la COIV
- Relevé des crevettes au chalut du détroit de la Reine-Charlotte
- Relevé des poissons de fond du détroit de la Reine-Charlotte
- Relevé des assemblages de poissons du détroit d’Hécate
- Relevé ciblant le sébaste à longue mâchoire du goulet de l’île Goose
- Tendances en matière d’abondance tirées de la CPUE des pêches commerciales au chalut du Canada
- Autres évaluations des stocks des populations canadiennes
- Tendances des caractéristiques biologiques
- Sommaire des tendances en matière d’abondance dans les eaux de la Colombie-Britannique (zones du sud, du centre et du nord)
- Résumé de la situation de la population
- Tendances démographiques et évaluations dans les eaux américaines
La moyenne des récents totaux de captures, qui se chiffrent à au moins 840 t/an avec un poids moyen du sébaste canari de 2,03 kg, représente plus de 413 000 individus capturés chaque année, principalement des individus matures (GFBio, données inédites). La population supporte une récolte continue de cette importance depuis plus de 30 ans. À défaut de signes d’un déclin imminent dans les tendances en matière d’abondance ou de composition par taille ou par âge (voir ci-dessous), il semble probable que la population actuelle d’adultes s’élève à quelques millions d’individus au moins. Elle n’est certainement pas de seulement quelques centaines de milliers d’individus. Bien qu’une estimation de l’abondance assortie d’un tel degré d’incertitude soit loin de définir de manière satisfaisante la situation de la population, elle aide néanmoins à étayer les discussions portant sur la situation de la population devant certaines menaces, comme la dérive génétique.
On obtient une autre estimation prudente ou sous-estimation de la population actuelle en additionnant les extrapolations sur tout le territoire obtenues à partir des taux de prise au chalut de fond des récents relevés de la Colombie-Britannique (côte ouest de l’île de Vancouver : données inédites pour 2004; détroit de la Reine-Charlotte : voir le tableau 6; détroit d’Hécate : données inédites pour 2005). Ces relevés sont destinés à surveiller l’abondance relative des poissons démersaux. Ils sont faits à l’aide de chaluts de fond Atlantic Western IIA et emploient une méthodologie par strates aléatoires. Les fonds sont chalutés à des profondeurs variant entre 50 et 500 m, ce qui couvre la plage de profondeurs occupée par le sébaste canari adulte (figure 11; tableau 3).
L’estimation de la biomasse de 2 563 t ainsi obtenue suppose une capturabilité (entre les panneaux de chalut) de 1,0. Les recherches menées aux États-Unis par Millar et Methot (2002) concluent que la capturabilité du sébaste canari dans le cadre du relevé triennal des États-Unis est vraisemblablement de l’ordre de 0,15 à 0,35. En appliquant cette plage de taux aux relevés de la Colombie-Britannique, la biomasse du sébaste canari dans les régions couvertes par les relevés en Colombie-Britannique passerait de 2 563 t à entre 7 300 et 17 100 t. Cela n’inclut pas les populations de la côte ouest des îles de la Reine-Charlotte et des eaux intérieures, ce qui signifie que l’estimation est probablement prudente. Avec un poids moyen d'individus du sébaste canari capturés au chalut de 2,03 kg, les estimations ajustées de la biomasse se traduiraient par une abondance actuelle de 4 à 8 millions d’adultes dans les eaux de la Colombie-Britannique, étant donné que la majorité des individus du sébaste canari capturés dans le cadre du relevé est composée d’individus matures (selon le poids).
Figure 11 : Emplacement des relevés au chalut ayant fourni les données pour l’estimation de l’abondance du sébaste canari
Tous les relevés visaient les poissons de fond, sauf deux relevés des crevettes au chalut menés dans le détroit de la Reine-Charlotte et au large de la côte ouest de l’île de Vancouver.
| Relevé | Année début |
Année fin |
Nbre de relevé | Plage de profondeurs (m) |
Chalut de fond engin utilisé |
|---|---|---|---|---|---|
| Poissons de fond détroit d'Hécate | 2005 | 2005 | 1 | 11-230 | Atlantic Western llA |
| Crevette COIVNote de bas de page a | 1975 | 2005 | 31 | 15-258 | NMFS Standard Shrimp |
| Poissons de fond COIV | 2004 | 2004 | 1 | 46-750 | Atlantic Western llA |
| Relevé triennial É.-U.Note de bas de page b | 1980 | 2001 | 8 | 55-477 | Noreastern |
| Crevettes DRC | 1999 | 2004 | 6 | 15-309 | NMFS Standard Shrimp |
| Poissons de fond DRC | 2003 | 2005 | 3 | 37-543 | Atlantic Western llA |
| Sébastes à longue mâchoire goulet île Goose | 1966 | 2005 | 16 | 146-218 | Divers |
| Assemblage détroit d'HécateNote de bas de page c | 1984 | 2003 | 11 | 18-232 | Yankee 36 |
La discussion qui suit décrit les sources de données disponibles permettant de dégager les tendances de l’abondance du sébaste canari dans les eaux canadiennes. Ces sources sont :
- le relevé triennal au chalut de fond des États-Unis (relevé triennal des É.-U)
- le relevé au chalut ciblant les crevettes de la côte ouest de l’île de Vancouver (relevé des crevettes de la COIV)
- le relevé au chalut ciblant les crevettes du détroit de la Reine-Charlotte (relevé des crevettes du DRC)
- le relevé au chalut de fond du détroit de la Reine-Charlotte (relevé des poissons de fond du DRC)
- le relevé des assemblages de poissons du détroit d’Hécate (relevé des assemblages du DH)
- le relevé ciblant le sébaste à longue mâchoire du goulet de l’île Goose
Le relevé triennal des États-Unis a été lancé en 1977 et s’étend généralement du nord de la Californie à la frontière américano-canadienne dans le nord de l’État de Washington (Weinberg et al., 2002). En 1980, 1983, 1989, 1992, 1995, 1998 et 2001, il s’est également étendu aux eaux du sud de la Colombie-Britannique. Les deux premières éditions de ce relevé ont couvert jusqu’au 49°15’ N; les cinq dernières ont remonté plus au nord, jusqu’au 49°40’ N (figure 12).
Figure 12 : Sites d’échantillonnage du relevé triennal des États-Unis de 2001
Les données sur le sébaste canari du relevé triennal des États-Unis montrent une tendance à la baisse pendant la période du relevé; l’ampleur du déclin varie d’une zone à l’autre (figure 13 et tableau 4).
Figure 13 : Trois estimations de la biomasse du sébaste canari dans la région de Vancouver de la CPAPN (zone totale, eaux canadiennes seulement et eaux américaines seulement); barres d’erreur de correction du biais à 95 p. 100 estimées par 5 000 rééchantillonnages (méthode bootstrap)
| Région | Année | Biomasse moyenne bootstrap | Biomasse minimum | Biomasse maximum |
|---|---|---|---|---|
| Total Vancouver | 1980 | 7 633 | 427 | 28 611 |
| Total Vancouver | 1983 | 11 063 | 4 976 | 19 812 |
| Total Vancouver | 1989 | 7 918 | 3 389 | 16 711 |
| Total Vancouver | 1992 | 1 654 | 801 | 2 884 |
| Total Vancouver | 1995 | 293 | 109 | 594 |
| Total Vancouver | 1998 | 2 233 | 1 275 | 3 472 |
| Total Vancouver | 2001 | 622 | 271 | 1 151 |
| Canada Vancouver | 1980 | 8 082 | 306 | 30 811 |
| Canada Vancouver | 1983 | 6 241 | 1 078 | 14 815 |
| Canada Vancouver | 1989 | 4 814 | 1 303 | 13 362 |
| Canada Vancouver | 1992 | 1 310 | 555 | 2 469 |
| Canada Vancouver | 1995 | 253 | 88 | 504 |
| Canada Vancouver | 1998 | 1 805 | 957 | 2 888 |
| Canada Vancouver | 2001 | 351 | 75 | 850 |
| É.-U. Vancouver | 1980 | 158 | 0 | 390 |
| É.-U. Vancouver | 1983 | 4 647 | 1 726 | 8 963 |
| É.-U. Vancouver | 1989 | 3 104 | 1 106 | 6 165 |
| É.-U. Vancouver | 1992 | 344 | 138 | 801 |
| É.-U. Vancouver | 1995 | 40 | 12 | 103 |
| É.-U. Vancouver | 1998 | 427 | 242 | 707 |
| É.-U. Vancouver | 2001 | 271 | 102 | 508 |
Des renseignements additionnels et d’autres calculs sont présentés à l’annexe 2. Les estimations par la méthode bootstrap sont fondées sur 5 000 échantillonnages aléatoires avec remise.
La tendance pour cette espèce dans la région É.-U. Vancouver est de -7 p. 100 par année depuis 1980, alors que la tendance dans la région Canada Vancouver est de -14 p. 100 par année, ce qui donne un déclin global d’environ 95 p. 100 (figure 14). La tendance globale dans la section Total Vancouver indique également un déclin de - 4 p. 100 par année.
En appliquant une régression log-linéaire aux valeurs de l’indice de la région Canada Vancouver, on obtient une régression significativement non nulle et un déclin global de 96 p. 100 pendant la période. L’analyse des données des relevés est considérée comme la méthode la plus fiable de surveillance des espèces marines démersales, mais présente généralement (comme c’est le cas ici) de grandes marges d’erreur. Un ou deux grands traits de chalut ont une incidence importante sur les estimations annuelles de la biomasse (voir la figure 1 de l’annexe 1). Cependant, malgré ces inconvénients, ce relevé est considéré comme un bon indicateur de la situation de la population de cette zone.
Figure 14 : Estimations de la biomasse du sébaste canari tirées du relevé triennal des États-Unis regroupées pour les différentes zones
Les lignes représentent une courbe exponentielle ajustée aux estimations ponctuelles.
Les variations improbables des données de la région É.-U. Vancouver de 1980 à 1983 sont à signaler. Cela démontre que ce relevé, en ce qui concerne le sébaste canari, indique parfois des changements démographiques à court terme qui sont hautement improbables. La valeur minimum de la marge d’erreur de l’année 1983 équivaut à multiplier par quatre la valeur maximum de la marge d’erreur de l’année 1980. Il n’existe aucun indice de recrutement d’une classe d’âge abondante dans les pêches durant cette période.
Le relevé des crevettes de la COIV fournit des données sur le sébaste canari qui s’étalent entre 1975 et 2006 (figure 15). Il s’agit de la plus longue série de données disponible pour la surveillance de l’espèce dans les eaux canadiennes. Le relevé a été mené presque annuellement durant toute la période couverte. Les données ont été analysées, d’après les recommandations de Starr et al. (2002), en stratifiant a posteriori les données en deux zones, soit les zones 124 et 125, et en considérant les traits de chalut comme aléatoires (annexe 1). Les traits ont été sélectionnés dans des zones qui ont été régulièrement échantillonnées à toutes les profondeurs et toutes les années, et l’analyse a été limitée à un ensemble constant de bateaux et de mois d’échantillonnage.
Figure 15 : Données sur le sébaste canari tirées du relevé des crevettes de la COIV, de 1975 à 2006
La partie inférieure représente l’indice sur l’échelle Ln, la ligne pointillée indiquant la moindre adéquation linéaire. La partie du milieu représente le même indice, mais comprend un intervalle de confiance à 95 p. 100 autour de chaque point. La partie supérieure indique le nombre total de traits de chalut (N), le nombre de traits ayant pris le sébaste canari (n) et le poids des individus du sébaste canari capturés (P, en kg) pour chaque année de relevé.
Les données du relevé ont été analysées au moyen d’équations correspondant à un relevé aléatoire stratifié et le biais a été estimé en rééchantillonnant les données du relevé à 1 000 reprises avec remise (bootstrap). La strate 125 n’a pas été échantillonnée pendant deux ans (1989 et 1991); le taux moyen de prise de la strate 124 de ces années a donc été appliqué à cette strate pour assurer la comparabilité pendant toute la période du relevé.
La biomasse du sébaste canari estimée par le relevé des crevettes de la COIV a décliné pendant toute la période du relevé, bien que les lignes de tendance varient beaucoup, et il y a certaines années où l’estimation relativement élevée de la biomasse est associée à une erreur relative très élevée (p. ex. 1977, 1983, 1994). La biomasse semble en croissance graduelle depuis la fin des années 1990, mais les indices comportent également de grandes incertitudes, et il y a eu des périodes d’augmentation ou de stabilité au début de la série, suivies d’un déclin continu.
En appliquant une régression log-linéaire à l’ensemble de données, on obtient une régression significativement non nulle et un déclin global pendant toute la période de 78 p. 100, ce qui corrobore les tendances dégagées par l’analyse du relevé triennal.
La proportion de traits de chalut avec capture du sébaste canari montre une tendance constante vers un accroissement de la population de l’espèce au cours des dernières années, après une période de déclin, si bien que cette proportion est aujourd’hui supérieure à la moyenne à long terme (figure 16). La capacité de ces données à détecter de réels changements dans l’abondance est inconnue, bien que certains auteurs estiment que la fréquence des prises non nulles est un indicateur valable, voire parfois supérieur (Bannerot et Austin, 1983). Pour les besoins de la présente évaluation, les estimations de la biomasse sont considérées comme un indice plus acceptable de l’abondance.
Figure 16 : Proportion de traits de chalut avec capture du sébaste canari par année; relevé des crevettes de la COIV
La proportion moyenne est illustrée par la ligne pleine.
Les tendances des taux de capture du relevé des crevettes de la COIV ont été analysées à l’aide de fonctions échelons, selon la méthode décrite par Stanley et Starr (2004). Les données du relevé ont été regroupées en blocs de deux ou trois périodes de durée à peu près égale (figures 17 et 18). Une autre interprétation regroupe les données en quatre blocs (figure 19) visant à représenter des périodes initiale et finale de cinq ans séparées par deux périodes intermédiaires de dix ans. Le choix de la durée de chaque bloc est évidemment arbitraire, mais il est facile, à l’examen des figures 17 à 19, d’évaluer la représentativité des différents regroupements.
La moyenne des indices de chaque période a été calculée soit selon la moyenne arithmétique simple, soit en utilisant l’inverse du coefficient de variation de chaque relevé comme facteur de pondération (tableau 5). La seconde méthode sous-pondère les indices associés à une erreur relative élevée. Les graphiques des fonctions à deux, trois et quatre échelons ajustées aux données pondérées avec l’inverse du coefficient de variation sont illustrés aux figures 17 à 19. Les analyses décrites dans le présent document estiment que, d’après ce relevé, l’abondance actuelle de l’espèce se situe entre 39 p. 100 et 61 p. 100 de la moyenne à long terme, et entre 23 p. 100 et 45 p. 100 de la première période de la série de données (tableau 5).
| 1) Abondance de la dernière période par rapport à l’abondance moyenne sur toute la période | 2) Abondance de la dernière période par rapport à l’abondance moyenne de la première période | |||
|---|---|---|---|---|
| Moyenne arithmétique | Moyenne pondérée | Moyenne arithmétique | Moyenne pondérée | |
| 2 échelons | 0,56 | 0,48 | 0,38 | 0,28 |
| 3 échelons | 0,40 | 0,39 | 0,23 | 0,23 |
| 4 échelons | 0,51 | 0,61 | 0,45 | 0,39 |
Deux méthodes de calcul de la moyenne ont été employées pour chaque période comparée : a) la moyenne arithmétique simple de la période; b) une moyenne pondérée où chaque indice est pondéré par l’inverse du carré du coefficient de variation pour tenir compte des différences dans la fiabilité des données. La moyenne relative de la dernière période est calculée soit par rapport à la moyenne de toute la période du relevé, soit par rapport à la moyenne de la première période.
Figure 17 : Fonction à deux échelons des indices du relevé des crevettes de la COIV relativement à la moyenne de la série d’indices, avec pondération par l’inverse du carré du coefficient de variation de chaque relevé
Figure 18 : Fonction à trois échelons des indices du relevé des crevettes de la COIV relativement à la moyenne de la série d’indices, avec pondération par l’inverse du carré du coefficient de variation de chaque relevé
Figure 19 : Fonction à quatre échelons des indices du relevé des crevettes de la COIV relativement à la moyenne de la série d’indices, avec pondération par l’inverse du carré du coefficient de variation de chaque relevé
Les fonctions à échelons présentées ci-dessus constituent une solution qui peut remplacer une régression simple pour dégager des tendances temporelles. Lorsque l’on applique une régression simple linéaire aux données du relevé des crevettes, on obtient une estimation unique du déclin sur toute la période (de 1975 à 2005) d’environ 80 p. 100 (qui corrobore l’analyse log-linéaire décrite précédemment), mais cette estimation tombe à 60 p. 100 si les données de 1983 sont omises. Comme la série ne semble pas monotone, l’application d’une régression linéaire peut sembler moins pertinente. L’analyse par fonctions à échelons est peut-être plus résiliente aux points aberrants présents dans la série de données et pose moins de postulats sur la monotonicité de la série.
Les indices de population du relevé des crevettes de la COIV et du relevé triennal des États-Unis ont été analysés à l’aide d’un modèle de régression log-linéaire afin d’estimer le taux de déclin du sébaste canari. Les estimations de la pente étaient statistiquement significatives à p < 0,05 dans les deux cas. Le relevé de la COIV indique un déclin de 78 p. 100 sur les 31 ans de la série de données. Le relevé triennal indique un déclin de 96 p. 100 sur les 22 ans de la série de données. L’analyse combinant les deux indices ne révèle aucune différence significative entre les pentes des deux relevés, et le déclin estimé sur les 31 années couvertes par les deux relevés est de 86 p. 100.
Un relevé des crevettes dans le détroit de la Reine-Charlotte utilisant la méthode de la surface chalutée est effectué annuellement depuis 1998 (Boutillier et Olsen, 2000). La méthode originale employait des stations d’échantillonnage uniformes et effectuait une interpolation spatiale pour estimer la biomasse; nous avons analysé les données de nouveau en postulant une stratification aléatoire pour obtenir les estimations de la biomasse du sébaste canari présentées au tableau 6 et à la figure 20 (pour obtenir plus de renseignements, voir l’annexe 1). Les points indiquent une tendance à la hausse pour la côte centrale depuis 1999, mais le relevé est de toute évidence imprécis : le taux de prise du sébaste canari est faible et, comme c’est le cas des autres relevés décrits dans la section suivante, le relevé s’étale sur une brève période.
| Année | Biomasse (t) | IC min. (t) | IC max. (t) |
|---|---|---|---|
| 1999 | 5,4 | 0,9 | 25,3 |
| 2000 | 0,8 | 0,0 | 2,3 |
| 2001 | 0,7 | 0,0 | 2,1 |
| 2002 | 9,5 | 2,9 | 22,6 |
| 2003 | 14,2 | 5,3 | 28,0 |
| 2004 | 2,4 | 0,0 | 7,3 |
Les intervalles de confiance sont à 95 p. 100.
Figure 20 : Estimations par bootstrap de la biomasse (t, graphique en bas) et biomasse + intervalle de confiance à 95 p. 100 (t, graphique au centre) des individus du sébaste canari capturés dans le cadre du relevé des crevettes du DRC, de 1999 à 2004
Le tableau du haut illustre : N = nombre de traits; n = nombre de traits dans lequel le sébaste canari a été capturé; W = poids total (kg) des individus du sébaste canari capturés.
Un important relevé au chalut de fond des poissons démersaux a été entrepris 43 en 2003 dans le détroit de la Reine-Charlotte et répété en 2004 et en 2005 (figure 11) (Stanley et al., 2004). Le relevé est principalement financé par l’industrie de la pêche au chalut, et l’intention est actuellement de le poursuivre sur une base bisannuelle. Le relevé est fondé sur environ 240 traits de chalut réussis. Les résultats indiquent une tendance à la hausse sur les trois années du relevé (tableau 7, figure 21) mais, comme c’est le cas d’autres relevés sur l’espèce, les imprécisions de ce relevé sont évidentes, quoique le nombre d’individus du sébaste canari capturés soit beaucoup plus élevé que dans d’autres relevés.
| Année | Biomasse (t) | IC min. (t) | IC max. (t) |
|---|---|---|---|
| 2003 | 1 326 | 709 | 2 861 |
| 2004 | 1 493 | 784 | 3 313 |
| 2005 | 1 701 | 349 | 5 232 |
Les intervalles de confiance sont à 95 p. 100.
Figure 21 : Estimations par bootstrap de la biomasse (par 100 t, graphique en bas) et biomasse + intervalle de confiance à 95 p. 100 (par 100 t, graphique au centre) d’individus du sébaste canari capturés dans le cadre du relevé des poissons de fond du DRC, de 2003 à 2005
Le tableau du haut décrit : N = nombre de traits; n = nombre de traits dans lesquels le sébaste canari a été capturé; W = poids total (kg) des individus du sébaste canari capturés. Les méthodes de calcul des intervalles de confiance sont les mêmes que celles utilisées dans l’analyse du relevé des crevettes du DRC et sont décrites à l’annexe 1.
Le MPO a effectué un relevé au chalut de fond des « assemblages » dans le détroit d’Hécate de 1984 à 2003. Cependant, ce relevé a été effectué dans des eaux trop peu profondes pour le sébaste canari; les taux de prise de l’espèce sont donc extrêmement bas. Le sébaste canari a été capturé annuellement dans 1 à 11 traits sur un total de 85 à 146. La tendance, pour ainsi dire, est à la baisse, quoiqu’elle soit largement influencée par un point élevé en 1984 et deux points bas en 2002 et en 2003 (tableau 8, figure 22). Peu de crédibilité est accordée à cette tendance en raison du faible taux de prise du relevé. Ce relevé a été modifié en 2005, et quelques traits additionnels en eaux profondes y ont été ajoutés. Cela pourrait se révéler plus utile que les relevés antérieurs pour surveiller le sébaste canari, mais les imprécisions ont de fortes chances de persister.
| Année | Biomasse (t) | IC min. (t) | IC max. (t) |
|---|---|---|---|
| 1984 | 246 | 79 | 913 |
| 1987 | 23 | 3 | 87 |
| 1989 | 32 | 5 | 124 |
| 1991 | 159 | 25 | 659 |
| 1993 | 49 | 14 | 196 |
| 1995 | 39 | 6 | 115 |
| 1996 | 14 | 2 | 57 |
| 1998 | 37 | 1 | 244 |
| 2000 | 57 | 10 | 202 |
| 2002 | 1 | 0 | 3 |
| 2003 | 5 | 1 | 14 |
Les intervalles de confiance sont à 95 p. 100.
Figure 22 : Estimations par bootstrap de la biomasse (t, graphique en bas) et biomasse + intervalle de confiance à 95 p. 100 (t, graphique au centre) des individus du sébaste canari capturés dans le cadre du relevé des assemblages du DH, de 1984 à 2003
Le tableau du haut illustre : N = nombre de traits; n = nombre de traits dans lesquels le sébaste canari a été capturé; W = poids total (kg) des individus du sébaste canari capturés. Les méthodes de calcul des intervalles de confiance sont les mêmes que celles utilisées dans l’analyse du relevé des crevettes du DRC.
Un relevé ciblant le sébaste à longue mâchoire du goulet de l’île Goose dans le détroit de la Reine-Charlotte a été mené à une fréquence raisonnable à l’aide du même modèle, du même navire et du même engin de 1966 à 1984Note de bas de page 8. Il a été interrompu pendant 10 ans, mais il a repris en 1994, à l’aide de différents navires, engins et modèles, mais il a été de nouveau interrompu en 1995 (Hand et al., 1995; Yamanaka et al., 1996).
Plus récemment, en 2003, le MPO et l’industrie de la pêche au chalut ont entrepris un relevé à plus vaste échelle visant de multiples espèces; il a été répété en 2004 et en 2005. À partir de 2007, il sera mené tous les deux ans (Olsen et al., 2007).
Le relevé ciblant le sébaste à longue mâchoire original était surtout mené dans des eaux trop profondes pour effectuer des prises importantes de sébaste canari. Le petit nombre de prises, les longues interruptions et le postulat problématique de capturabilité constante ont découragé l’exploration de ces données. Cependant, en raison du manque de données de relevés sur les tendances démographiques dans la partie boréale de la côte de la Colombie-Britannique, il vaut la peine d’examiner ces données. Le relevé pourrait également permettre de découvrir si les pêches au chalut étrangères (soviétiques et japonaises) dans les années 1960 et 1970 ont affaibli la population du sébaste canari dans les eaux de la Colombie-Britannique.
La zone relevée chaque année correspond au goulet de l’île GooseNote de bas de page 9 (figure 23), à des profondeurs de 146 à 218 m. Les tentatives de normaliser la capacité de capture se sont limitées à la correction des données pour tenir compte de l’écart des portes et de la vitesse moyenne (tableau 9, figure 24).
Figure 23 : Couches de profondeur du goulet de l’île Goose et emplacement des prises par trait, selon des relevés historiques de sébastes à longue mâchoire
En surplomb : emplacement du goulet de l’île Goose sur la côte de la Colombie-Britannique.
| Année | Résultats bootstrap (t) | RE | Nbre traits | Prises canari | Poids prises (kg) |
Écart de portee (m) |
Vitesse (km/h) |
||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Indice | Moy. | Médiane | IC min. | IC max. | |||||||
| 1966 | 198 | 199 | 198 | 0 | 565 | 0,81 | 8 | 2 | 246 | 62 | 5,6 |
| 1967 | 66 | 66 | 66 | 23 | 113 | 0,35 | 14 | 10 | 54 | 62 | 5,6 |
| 1969 | 87 | 87 | 82 | 33 | 226 | 0,47 | 18 | 9 | 163 | 62 | 5,6 |
| 1971 | 42 | 43 | 41 | 23 | 88 | 0,33 | 18 | 8 | 61 | 62 | 5,6 |
| 1973 | 88 | 88 | 85 | 18 | 294 | 0,67 | 18 | 8 | 104 | 62 | 5,6 |
| 1976 | 42 | 42 | 40 | 12 | 122 | 0,57 | 17 | 5 | 40 | 62 | 5,6 |
| 1977 | 422 | 417 | 400 | 87 | 1 348 | 0,59 | 25 | 16 | 737 | 62 | 5,6 |
| 1979 | 60 | 60 | 58 | 24 | 165 | 0,46 | 28 | 5 | 184 | 71 | 5,9 |
| 1984 | 75 | 76 | 74 | 25 | 150 | 0,41 | 23 | 10 | 105 | 59 | 5,9 |
| 1984 | 118 | 122 | 124 | 31 | 152 | 0,20 | 6 | 4 | 70 | 43 | 5,6 |
| 1994 | 51 | 51 | 47 | 7 | 210 | 0,74 | 32 | 4 | 106 | 54 | 5,9 |
| 1995 | 274 | 277 | 267 | 16 | 884 | 0,67 | 32 | 6 | 416 | 54 | 6,1 |
| 1995 | 408 | 410 | 388 | 112 | 1 093 | 0,53 | 34 | 8 | 464 | 53 | 4,8 |
| 2003 | 29 | 29 | 28 | 7 | 107 | 0,65 | 31 | 7 | 61 | 72 | 5,7 |
| 2004 | 44 | 44 | 44 | 0 | 166 | 0,89 | 17 | 2 | 46 | 72 | 5,7 |
| 2005 | 10 | 10 | 10 | 3 | 29 | 0,55 | 25 | 5 | 17 | 72 | 5,7 |
Si nous présumons un poids moyen de 2 kg, le nombre total de prises serait de 8 à 370 poissons au cours de toute la période. De 1966 à 2005, le sébaste canari a été capturé dans 2 à 16 traits. Les faibles prises d’une espèce grégaire donnent à penser que la variance interannuelle est élevée.
Les résultats nominatifs, fondés sur une régression log, indiquent un déclin de 56 p. 100. Les estimations ponctuelles pour 2005 gonflent considérablement les données. Si elles sont exclues, les données indiquent un déclin de 23 p. 100.
La portion la plus fiable ou la plus comparable de la série de données n’indique aucun changement de 1966 à 1984 (augmentation de 1 p. 100). Puisque cette période couvre l’époque des pêches étrangères, il peut être supposé que les flottes étrangères n’ont pas grandement appauvri les stocks, du moins dans le détroit de la Reine-Charlotte. L’utilisation des données des relevés pose manifestement problème, mais ces dernières fournissent le seul aperçu d’une tendance à long terme pour la côte centrale.
Figure 24 : Estimations de la biomasse tirées du relevé ciblant le sébaste à longue mâchoire du goulet de l’île Goose et du relevé des poissons de fond du détroit de la Reine-Charlotte (de 1966 à 2005)
Données normalisées par l’écart des portes et la vitesse des traits.
L’analyse de la CPUE des pêches commerciales au chalut a été limitée à la période d’avril 1996 à mars 2005. La date de début correspond à l’apparition des registres d’observateurs en mer; les registres de prises fondés sur les journaux des pêcheurs et les bordereaux de vente ne sont donc pas considérés. Les taux de prise antérieurs à avril 1996 ne sont pas comparables dans le temps, principalement en raison du degré élevé et variable de fausses déclarations. Pendant cette période, le signalement d’un grand nombre de captures porte à croire que les journaux de pêche et les factures de vente ont sans aucun doute été falsifiés. À l’époque, il était évident qu’un grand nombre, voire la majorité, des bordereaux de vente et des journaux étaient remplis de manière à correspondre aux limites officielles de prises par sortie. En outre, les limites par sortie ont grandement varié dans le temps; les biais changeraient donc d’une année à l’autre ou d’un groupe d’années à l’autre. L’inefficacité du système de déclaration des prises et l’incapacité de gérer des quotas qui en a résulté sont les principaux motifs qui ont incité le ministère des Pêches et des Océans à imposer la présence d’observateurs pour toute la flotte de chalutiers en 1996. Bien que l’ampleur du phénomène de falsification des déclarations n’ait jamais été mesuré de manière à appuyer ces réticences, les taux de prises d’avant 1996 ne sont pas considérés comme des données fiables.
Même si les données de prises pour la période postérieure à 1996 sont fiables, il faut s’attendre à ce que la CPUE soit extrêmement stable dans le contexte d’une pêche assujettie à des quotas individuels par bateau (entrés en vigueur en 1997). Étant donné que l’abondance du sébaste canari varie, les pêcheurs assujettis à un tel quota tendent à passer du ciblage à l’évitement de l’espèce et vice versa en fonction des variations d’abondance, ce qui confère une apparence de stabilité à la CPUE. Toutefois, nous présumerons que de très grandes variations de l’abondance peuvent apparaître en dépit de cette tendance à la stabilité, en particulier dans le cas d’un déclin, car, à un certain point, les quotas ne seraient plus remplis si l’abondance diminuait de manière importante. Ce phénomène devrait être manifeste dans la CPUE également. Par conséquent, les analyses ont été menées de manière à déceler l’existence d’un déclin suffisamment important pour se manifester en dépit de la tendance à la stabilité extrême de la CPUE.
Les données sur les prises au chalut et l’effort de pêche concernant le sébaste canari de la base de données PacHarvTrawl du MPO ont été analysées à l’aide de deux modèles généraux de régression linéaire : l’un est une distribution log-normale fondée sur les prises non nulles du sébaste canari, et l’autre est une distribution binomiale fondée sur la présence ou l’absence de l’espèce dans les prises (annexe 5). L’analyse est effectuée à partir du 1er avril 1996, date où la qualité des données a été considérablement améliorée par l’imposition d’une présence d’observateurs pour tous les grands exploitants de chaluts. L’analyse a été limitée aux traits de chalut effectués aux profondeurs optimales pour le sébaste canari, ainsi qu’aux bateaux actifs dans les pêches depuis au moins trois ans et ayant effectué au moins cinq sorties par année. Deux pêcheries au sébaste canari ont été analysées : celle de la côte ouest de l’île de Vancouver (zones 3C + 3D) et celle du détroit de la Reine-Charlotte (zones 5A + 5B). La comparaison des deux zones pour chaque analyse par modèle général de régression linéaire montre des similitudes entre les zones (figure 25).
Figure 25 : Comparaison de deux séries d’indices de CPUE selon différents modèles de régression linéaire pour chacune de trois zones
Chaque série a été normalisée par rapport à la moyenne géométrique de la période 1996-1997 à 2004-2005. Les barres d’erreur indiquent les limites de confiance à plus ou moins 95 p. 100.
La comparaison des deux zones pour chaque analyse par modèle général de régression linéaire montre que les séries binomiales sont très semblables dans les deux zones, chacune présentant un fort accroissement entre 1996-1997 et 1997-1998 et demeurant relativement stable par la suite. Les séries binomiales dans le détroit de la Reine-Charlotte montrent un déclin lors de la dernière année de pêche, alors que les séries dans la côte ouest de l’île de Vancouver n’en montrent pas. Les deux séries lognormales diffèrent davantage, une augmentation étant apparente pour le détroit de la Reine-Charlotte pendant la première moitié de la période, alors qu’une hausse est relevée pour la côte ouest de l’île de Vancouver dans la seconde moitié de la période. La pêche au sébaste canari sur la côte ouest de l’île de Vancouver a un taux de prise plus élevé et une proportion plus élevée de prises non nulles. Ces séries d’indices de l’abondance relative doivent être interprétées avec prudence, car elles proviennent de données dépendantes des pêches et sont assujetties à des variations interannuelles qui n’ont rien à voir avec l’abondance des poissons.
Trois des quatre séries de données sur l’abondance tirées de la CPUE (deux modèles, log-normal et binomial, appliqués aux deux zones mentionnées ci-dessus) montrent une tendance à la hausse de 5-6 p. 100 par année, selon la zone et le modèle de régression utilisé. Le modèle binomial appliqué aux données du détroit de la Reine-Charlotte montre une tendance à la baisse de -1 p. 100 par année. De simples modèles à deux paramètres ne remplacent pas les modèles d’évaluation des stocks et sont présentés à titre indicatif, dans la mesure où ils mettent en évidence la tendance générale sur la période couverte par l’analyse. Il est impossible de faire une projection des changements qui pourraient survenir au cours des trois prochaines générations de ces populations, car une telle projection demanderait une analyse complexe et des postulats sur la stabilité à long terme probablement impossibles à appuyer de manière satisfaisante. Néanmoins, ces données, avec leurs limites, n’indiquent pas de déclin de l’abondance dans ces zones depuis 1996.
Stanley (1999) a formulé des recommandations sur l’évaluation des stocks du sébaste canari. L’auteur a analysé la courbe des prises en regroupant les observations par catégories d’âge, afin de tenir compte de l’erreur de détermination de l’âge. Les estimations de Z qui en résultent (taux instantané de mortalité totale) de toutes les périodes dans les zones 3C + 3D et 5A + 5B (femelles : 0,046 - 0,10 et mâles : 0,03 - 0,07) ne différaient pas significativement de la plage des valeurs possibles de M, ce qui signifie, par soustraction (F = Z - M), que l’impact de la pêche était probablement faible. Même pour la période d’analyse la plus récente (de 1996 à 1998), les estimations de Z pour les femelles étaient de 0,092 et 0,095 dans les zones 3C + 3D et 5A + 5B respectivement et de 0,047 et 0,053 pour les mâles, ce qui signifie qu’elles s’approchaient encore des valeurs plausibles de M. Bien qu’il ait été démontré que les analyses des courbes des prises menées en vase clos ont de nombreux désavantages (Ricker, 1975), les estimations implicites de F à différentes périodes n’ont révélé aucun niveau de pêche non durable, ni d’accroissement temporel dans les deux grandes zones. Par conséquent, les quotas en vigueur à l’époque (tableau 2) semblaient durables et n’ont pas été modifiés depuis.
La plage recommandée de quotas tend à se situer à l’intérieur des moyennes historiques des quantités de captures. En l’absence d’une analyse quantitative des risques, l’intention des limites inférieure et supérieure présentées au tableau 2 est de fournir des lignes directrices qualitatives aux gestionnaires. Les récoltes n’atteignant pas le minimum sont assorties d’un risque négligeable, tandis que les récoltes excédant le maximum ne peuvent être qualifiées de durables et sont considérées comme compromettantes pour les stocks.
Walters et Bonfil (1999) proposent deux nouvelles méthodes d’évaluation des stocks du sébaste canari. La première est fondée sur une augmentation des taux de prise des pêches commerciales et sur la biomasse par unité de surface. Par contre, les auteurs ignoraient la capturabilité des chaluts et ont affirmé qu’ils étaient « moins que satisfaits de la technique ». Malgré tout, ils ont estimé que la biomasse « minimale » se situait entre 3 246 et 4 932 t pour les années 1994 à 1996 dans les zones intensivement chalutées.
La seconde méthode est une procédure bayésienne d’évaluation d’un stock unique. Elle consiste à modéliser la population en posant diverses hypothèses sur la biomasse de départ (B0), puis à y appliquer la CPUE de la pêche commerciale à la période de 1980 à 1996, et ce, même si les auteurs ont signalé que les données de CPUE montraient des tendances irréalistes. Comme il a été précédemment mentionné (et dans l’évaluation du bocaccio, Stanley et al., 2001), les données sur les prises et la CPUE ne sont ni précises ni comparables durant cette période, en raison des variations dans les modalités de gestion et des tendances à falsifier les déclarations.
Walters et Bonfil ont fourni une utile contribution en déterminant les répercussions que de telles tendances auraient comme fondement dans l’évaluation des stocks; cependant, les résultats devraient être interprétés avec prudence (Stanley, 1999). L’évaluation du sébaste canari, à l’instar d’autres évaluations présentées ici, a été grandement facilitée par une chute abrupte de la CPUE vers la fin de la période (milieu des années 1990) qui coïncide avec des améliorations dans la déclaration des données sur les prises, l’entrée en vigueur du Programme de surveillance à quai en 1994 et une présence intégrale d’observateurs en 1996. Les analyses de Walters et Bonfil laissent néanmoins entendre que le ratio de la biomasse actuelle (B1996) par rapport à la biomasse avant l’exploitation (B0) dans 19 sites de pêche au chalut est de 0,29 à 0,77, pour un ratio moyen de 0,49.
Les observations sur la composition par longueur et par âge des prises commerciales dans les eaux canadiennes sont résumées aux figures 5 à 8 et 26; les zones 3C + 3D, 5A + 5B et 5E sont présentées séparément (il y a trop peu de données sur les zones 5C + 5D). Comme ces données ne sont pas recueillies systématiquement par les pêcheurs commerciaux, la distribution spatiale des individus à l’intérieur de ces zones varie d’une année à l’autre et n’est peut-être pas très représentative de la pêche. Cela met en doute la comparabilité des données dans le temps et soulève la possibilité que l’apparente stabilité de la longueur ou de l’âge moyens des prises soit un artéfact dû au fait que les pêcheurs découvrent peut-être peu à peu des sous-stocks relativement inexploités à l’intérieur des zones. Cette éventualité est toutefois improbable, puisque les secteurs connus où le sébaste canari est abondant dans les zones 3C + 3D et 5A + 5B sont relativement peu étendus et ont été exploités sans interruption depuis la fin des années 1950. Il est donc peu probable qu’une série de déclins localisés au cours des dernières décennies ait camouflé une tendance générale à la baisse de la taille ou de l’âge moyens à l’intérieur de ces zones.
À plus grande échelle spatiale, toutefois, cet effet est plus probable et c’est pourquoi les données ont été séparées par régions. Par exemple, la zone 5E n’est exploitée que depuis 1977 environ; le regroupement des échantillons de cette zone dans une statistique à l’échelle de toute la côte causerait l’apparition de l’artéfact décrit ci-dessus. Le tableau 10 indique les échantillonnages du sébaste canari disponibles et montre que leur nombre est trop faible pour évaluer avec précision comment les diverses caractéristiques de chaque échantillonnage (voir ci-dessus), comme la saison, la profondeur ou la source (échantillon de quai comparé à échantillon en mer) influent sur la comparabilité dans le temps. Cependant, la modeste hausse du nombre d’individus de petite taille ces dernières années (figures 6 à 8) est peut-être attribuable au fait que certains échantillons en mer ont été pris à une moindre profondeur. Si l’on omet ces derniers résultats, la taille et l’âge moyens ont augmenté au cours des dernières années (comparer les figures 6, 7 et 8 avec la figure 26). Ainsi, quoiqu’il n’existe probablement aucun effet de déclin en série, il appert qu’un nombre croissant de prises sont effectuées à des profondeurs moindres et affectent la comparabilité des échantillons dans le temps. Cela met en évidence la faiblesse de l’analyse des tendances à partir d’un échantillonnage non systématique. Les nouveaux relevés indépendants des pêches fourniront des échantillons plus comparables, mais ils ne seront pas représentatifs des prises commerciales.
Des tendances nominales (non pondérées) et pondérées de la composition par longueur et par âge moyens sont présentées. Les versions pondérées regroupent les échantillons et pondèrent chaque échantillon en fonction de la prise de sébaste canari associée à l’échantillon (figures 27 et 28).
| Année | Port n |
Port N |
Observateur n |
Observateur N |
Recherche n |
Recherche N |
Total n |
Total N |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1978 | 1 | 104 | 1 | 104 | ||||
| 1979 | 2 | 201 | 2 | 201 | ||||
| 1980 | ||||||||
| 1981 | ||||||||
| 1982 | 2 | 50 | 2 | 50 | ||||
| 1983 | 2 | 225 | 2 | 225 | ||||
| 1984 | 3 | 212 | 3 | 212 | ||||
| 1985 | 1 | 296 | 3 | 75 | 4 | 371 | ||
| 1986 | 2 | 75 | 2 | 75 | ||||
| 1987 | ||||||||
| 1988 | 1 | 50 | 1 | 50 | ||||
| 1989 | 1 | 25 | 1 | 25 | ||||
| 1990 | 1 | 33 | 1 | 33 | ||||
| 1991 | 2 | 102 | 2 | 102 | ||||
| 1992 | ||||||||
| 1993 | 3 | 151 | 3 | 151 | ||||
| 1994 | 1 | 52 | 1 | 52 | ||||
| 1995 | 4 | 211 | 4 | 211 | ||||
| 1996 | 1 | 62 | 3 | 135 | 4 | 197 | ||
| 1997 | 4 | 117 | 4 | 117 | ||||
| 1998 | 6 | 346 | 11 | 551 | 17 | 897 | ||
| 1999 | 2 | 108 | 7 | 321 | 9 | 429 | ||
| 2000 | 1 | 62 | 3 | 180 | 4 | 242 | ||
| 2001 | 3 | 165 | 3 | 165 | ||||
| 2002 | 1 | 59 | 4 | 152 | 5 | 211 | ||
| 2003 | 2 | 113 | 2 | 94 | 4 | 207 | ||
| 2004 | 3 | 153 | 7 | 299 | 10 | 452 | ||
| Total: | 38 | 2 461 | 44 | 2 014 | 7 | 304 | 89 | 4 779 |
Port = échantillons obtenus au port de débarquement; Observ. = échantillons obtenus en mer par des observateurs à bord; Recherche = échantillons obtenus en mer par des expéditions de recherche; n = nombre d’échantillons; N = nombre d’individus dont l’âge a été déterminé.
| Année | Port n |
Port N |
Observateur n |
Observateur N |
Recherche n |
Recherche N |
Total n |
Total N |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1978 | 4 | 387 | 4 | 387 | ||||
| 1979 | 1 | 100 | 1 | 100 | ||||
| 1980 | 1 | 100 | 1 | 100 | ||||
| 1981 | 1 | 24 | 1 | 24 | ||||
| 1982 | 1 | 27 | 1 | 27 | ||||
| 1983 | 1 | 25 | 1 | 25 | ||||
| 1984 | ||||||||
| 1985 | ||||||||
| 1986 | ||||||||
| 1987 | ||||||||
| 1988 | 2 | 166 | 2 | 166 | ||||
| 1989 | ||||||||
| 1990 | 4 | 141 | 4 | 141 | ||||
| 1991 | 4 | 206 | 4 | 206 | ||||
| 1992 | 2 | 109 | 2 | 109 | ||||
| 1993 | 1 | 81 | 1 | 81 | ||||
| 1994 | 7 | 365 | 7 | 365 | ||||
| 1995 | ||||||||
| 1996 | 1 | 40 | 1 | 40 | ||||
| 1997 | 2 | 106 | 3 | 154 | 5 | 260 | ||
| 1998 | 1 | 59 | 1 | 48 | 2 | 107 | ||
| 1999 | 2 | 118 | 2 | 86 | 1 | 29 | 5 | 233 |
| 2000 | 3 | 165 | 1 | 49 | 4 | 214 | ||
| 2001 | 5 | 322 | 1 | 24 | 6 | 346 | ||
| 2002 | ||||||||
| 2003 | 2 | 109 | 2 | 60 | 4 | 169 | ||
| 2004 | 1 | 40 | 1 | 46 | 2 | 86 | ||
| Total: | 45 | 2 650 | 12 | 507 | 1 | 29 | 58 | 3 186 |
Port = échantillons obtenus au port de débarquement; Observ. = échantillons obtenus en mer par des observateurs à bord; Recherche = échantillons obtenus en mer par des expéditions de recherche; n = nombre d’échantillons; N = nombre d’individus dont l’âge a été déterminé.
| Année | Port n |
Port N |
Observateur n |
Observateur N |
Recherche n |
Recherche N |
Total n |
Total N |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1978 | 1 | 100 | 1 | 100 | ||||
| 1979 | ||||||||
| 1980 | ||||||||
| 1981 | ||||||||
| 1982 | ||||||||
| 1983 | ||||||||
| 1984 | ||||||||
| 1985 | ||||||||
| 1986 | ||||||||
| 1987 | ||||||||
| 1988 | ||||||||
| 1989 | ||||||||
| 1990 | ||||||||
| 1991 | ||||||||
| 1992 | ||||||||
| 1993 | ||||||||
| 1994 | ||||||||
| 1995 | ||||||||
| 1996 | ||||||||
| 1997 | 1 | 51 | 1 | 51 | ||||
| 1998 | 2 | 93 | 2 | 93 | ||||
| 1999 | ||||||||
| 2000 | 1 | 56 | 1 | 48 | 1 | 50 | 3 | 154 |
| 2001 | 2 | 158 | 2 | 158 | ||||
| 2002 | ||||||||
| 2003 | ||||||||
| 2004 | 3 | 125 | 3 | 125 | ||||
| Total: | 6 | 332 | 5 | 299 | 1 | 50 | 12 | 681 |
Port = échantillons obtenus au port de débarquement; Observ. = échantillons obtenus en mer par des observateurs à bord; Recherche = échantillons obtenus en mer par des expéditions de recherche; n = nombre d’échantillons; N = nombre d’individus dont l’âge a été déterminé.
Figure 26 : L’effet de l’échantillonnage à faible profondeur sur la composition par âge du sébaste canari
La section (a) contient 4 échantillons de faible profondeur dans les zones 3C + 3D. L’omission de ces échantillons dans l’analyse de la composition par âge se traduit par le graphique illustré à la section (b). Lorsqu’on le compare au graphique original de la composition par âge de la figure 6, ce graphique compte beaucoup moins d’individus dans les groupes d’âge inférieurs les années où les échantillons en eaux peu profondes ont été omis. Une tendance semblable se dessine dans les zones 5A + 5B (sections c et d) et la zone 5E (sections e et f).
Figure 27 : Tendances de la longueur moyenne à la fourche chez le sébaste canari : a) zones 3C + 3D; b) zones 5A + 5B; c) zone 5E
Les lignes grises représentent la pondération de chaque échantillon par le poids total de la prise de sébaste canari d’où provient l’échantillon. Le poids total des prises d’échantillonnage n’est disponible que pour les dernières années.
Figure 28 : Âge moyen en fonction de l’année chez le sébaste canari : a) zones 3C + 3D; b) zones 5A + 5B; c) zone 5E
Les lignes grises représentent la pondération de chaque échantillon par le poids total de la prise de sébaste canari d’où provient l’échantillon. Le poids total des prises d’échantillonnage n’est disponible que pour les dernières années.
On relève une apparente baisse de la longueur moyenne chez les mâles dans les zones 3C + 3D, mais non chez les femelles. Aucune tendance ne se dégage dans les zones 5A + 5B pour les mâles ou les femelles, bien qu’il soit possible que la longueur moyenne ait augmenté au cours des dernières années. La période d’échantillonnage est brève dans la zone 5E.
L’âge moyen dans les zones 3C + 3D était en baisse chez les deux sexes de la fin des années 1970 jusqu’en 1990. Par la suite, aucune tendance ne se dégage. Aucune tendance n’est relevée dans les zones 5A + 5B. Ces dernières années, l’âge moyen dans les zones 3C + 3D est inférieur à celui dans les zones 5A + 5B, mais semblable à celui des échantillons de l’État de Washington (Methot et Stewart, 2005). L’unique échantillon de la zone 5E recueilli en 1977 affiche une composition par âge caractéristique d’une population inexploitée. Les échantillons de cette zone ont aujourd’hui un âge moyen plus bas, ce qui corrobore de manière générale les données recueillies plus au sud.
Sommaire des tendances en matière d’abondance dans les eaux de la Colombie-Britannique (zones du sud, du centre et du nord)
Les estimations de l’abondance tirées des quantités de prises annuelles et des relevés au chalut indiquent que l’abondance des individus adultes du sébaste canari dans les eaux canadiennes est probablement de plusieurs millions d’individus, au minimum. En ce qui concerne les tendances de l’abondance relative, les données des différentes régions ont été distinguées, bien que les indices aient été normalisés relativement à une moyenne commune et soient présentés dans des graphiques combinés (figures 29 à 31).
| Source | Unités | Territoire | Analyse | Importance/commentaires |
|---|---|---|---|---|
| 1. Relevé triennal des É.-U. (Canada Vancouver) | Biomasse (t) | Frontière des É.-U. vers le nord jusqu’au milieu de l’île de Vancouver, de 1980 à 2001 | Régression log-linéaire : déclin de 96 % | Élevée (engins et méthodes appropriés) |
| 2. Relevé des crevettes de la COIV | Biomasse (t) | Au large de la côte ouest de l’île de Vancouver de 1975 à 2006 | Régression log-linéaire : déclin de 78 % | Élevée (engins et méthodes appropriés) |
| 3. Relevé des crevettes de la COIV | Captures non nulles | Au large de la côte ouest de l’île de Vancouver, de 1975 à 2005 | Déclin puis croissance -- aucune tendance générale | Faible (capacité à détecter les changements dans l’abondance inconnue) |
| 4. Relevé des crevettes de la COIV | Biomasse (t) | Au large de la côte ouest de l’île de Vancouver, de 1975 à 2005 | Fonctions à échelons : déclins d’ampleur variée (entre 23 % et 45 %) | Faible (approche prometteuse) |
| 4. 1 et 2 combinés | Indice | Comme ci-dessus | Régression log-linéaire : déclin de 86 % | Élevée (comme les relevés individuels) |
| 5. CPUE commerciale, COIV | Capture par unité d’effort | Au large de la côte ouest de l’île de Vancouver, de 1996 à 2005 | Analyse : croissance | Faible (les taux de prises commerciales sont influencés par des facteurs autres que l’abondance) |
| 6. Relevé des crevettes du DRC | Biomasse (t) | Détroit de la Reine-Charlotte, de 1999 à 2004 | Analyse : croissance/aucune tendance | Faible (courte période d’échantillonnage) |
| 7. Relevé des poissons de fond du DRC | Biomasse (t) | Détroit de la Reine-Charlotte, de 2003 à 2005 | Analyse : croissance | Faible (courte période d’échantillonnage) |
| 8. Relevé des assemblages de poissons du détroit d’Hécate | Biomasse (t) | Détroit d’Hécate, de 1984 à 2003 | Analyse : déclin | Faible (profondeurs du sébaste canari non étudiées) |
| 9. Relevé ciblant le sébaste à longue mâchoire du goulet de l’île Goose | Indice de biomasse | Goulet de l’île Goose, de 1966 à 2005 | Régression log-linéaire : déclin de 56 % (23 % sans le dernier point) | Faible (profondeurs non étudiées, changements dans les méthodes d’échantillonnage avec le temps) |
| 10. CPUE commerciale, DRC | Capture par unité d’effort | Détroit de la Reine-Charlotte, de 1996 à 2005 | Analyse : aucune tendance | Faible (les taux de prises commerciales sont influencés par des facteurs autres que l’abondance) |
Toutes les données proviennent du chalutage. Numéros 1 à 5 : partie sud de l’aire de répartition; numéros 6 à 10 : partie nord de l’aire de répartition
Figure 29 : Indices de la biomasse relative de sébaste canari tirés de quatre relevés de longue durée indépendants des pêches
Toutes les données ont été pondérées relativement à une moyenne commune calculée pour la période de 1983 à 2001.
Figure 30 : Indices relatifs de l’abondance du sébaste canari tirés des données de la pêche commerciale au chalut recueillies sur une courte période dans les zones 3C + 3D et 5A + 5B, ainsi que de deux relevés indépendants des pêches dans le détroit de la Reine-Charlotte
Toutes les données ont été pondérées relativement à une moyenne commune calculée pour la période de 1999 à 2004.
Figure 31 : Proportion de prises non nulles de sébaste canari dans six relevés indépendants des pêches
La régression log-linéaire appliquée aux données du relevé des crevettes de la COIV montre un déclin de 80 p. 100 de 1975 à 2006. L’analyse par fonctions à échelons montre que l’abondance récente s’élève entre 39 et 61 p. 100 de la moyenne à long terme, ou entre 23 et 45 p. 100 de la période initiale. À l’examen de la tendance qui se dégage dans la proportion de prises non nulles (figures 16 et 31) de ce relevé, on constate que l’indice est à un niveau égal ou supérieur à celui du début du relevé. Le taux de prise du relevé triennal des États-Unis (figures 13 et 29) montre un déclin ajusté de 95 p. 100, tandis que la comparaison de la moyenne des quatre relevés les plus récents (de 1992 à 2001) à celle des trois relevés de la période de 1980 à 1989 montre un déclin de 92 p. 100. Les deux relevés (comme c’est le cas de tous les relevés au chalut visant des espèces grégaires) subissent l’effet d’occasionnels traits exceptionnellement réussis qui gonflent considérablement les estimations annuelles des relevés. Cet effet se constate dans les résultats de la zone É.-U.–Vancouver entre 1980 et 1983, période où l’indice est passé de près de zéro à la valeur maximum de la série de données en fonction du temps. La proportion de prises non nulles en fonction du temps de ce relevé n’indique pas un fort déclin constant (figure 31).
Les taux de prise de la pêche commerciale dans la région de la côte sud, comme c’est le cas ailleurs, semblent stables, voire en hausse, depuis 1996. Cependant, les tendances de la CPUE de la pêche commerciale au chalut pourraient être un artéfact dû au phénomène de ciblage ou évitement de l’espèce dans le contexte d’une pêche assujettie à un quota individuel transférable. La taille et l’âge moyens des échantillons biologiques recueillis dans cette région tendent à diminuer à long terme, mais se sont stabilisés au cours des dernières années.
On ne dispose d’aucun indice à long terme pour la région de la côte centrale (zones 5A + 5B), à l’exception de la série de relevés menés dans le goulet de l’île Goose, mais il est estimé que leur échantillonnage du sébaste canari est faible et leur conception a été modifiée au fil du temps. Il se dégage une possible tendance à la hausse dans le relevé des poissons de fond du DRC au cours des trois premières années (de 2003 à 2005) (figures 21 et 30), tandis que le relevé des crevettes du DRC est plus variable. Les taux de prise de la pêche commerciale au chalut semblent stables depuis 1996, bien que les réserves formulées précédemment au sujet des zones 3C + 3D s’appliquent également aux données issues de la pêche commerciale.
Les estimations ponctuelles de la biomasse minimale dans le détroit de la Reine-Charlotte provenant du relevé des poissons de fond de 2005 (en présumant une capturabilité de 1,0) indiquent que l’abondance est probablement d’au moins 1 795 t (intervalle de confiance à 95 p. 100 : de 433 à 5 668 t) pour 2005, par comparaison avec les 738 t (intervalle de confiance à 95 p. 100 : de 417 à 1 390 t) estimées sur la côte ouest de l’île de Vancouver pour 2004. Bien que l’on ne puisse présumer que la capturabilité soit la même dans les deux régions, les résultats nominaux donnent à penser que la biomasse du sébaste canari est plus grande dans la région centrale.
La taille et l’âge moyens des échantillons biologiques recueillis dans la région centrale ne présentent aucune tendance à long terme. Les pêcheurs affirment depuis longtemps qu’il existe une grande population du sébaste canari au large de la côte nord (zone 5E), bien que les eaux du nord produisent peu de captures. Leur opinion est fondée sur un signal acoustique important correspondant aux sébastes sur des fonds non chalutables à des profondeurs privilégiées par l’espèce. Ce signal acoustique a également été remarqué par des scientifiques et partiellement confirmé par des prises d’individus du sébaste canari au chalut lors de nombreuses expéditions de recherche. À cause de la topographie difficile des fonds dans cette zone, le sébaste canari ne peut être pêché au chalut qu’en de rares endroits, mais les pêcheurs affirment que ce sont les faibles quotas en vigueur dans cette zone qui empêchent l’expansion de cette pêche. Le sébaste canari est souvent observé dans la pêche à la ligne et à l’hameçon dans cette région.
Les échantillons biologiques obtenus de la côte nord (à partir de la côte ouest des îles de la Reine-Charlotte) sont limités. La comparaison des échantillons récents avec un échantillon recueilli en 1978 indique que l’exploitation a eu un impact. La taille et l’âge moyens actuels sont semblables à ceux des échantillons des côtes sud et centrale. Cependant, cette interprétation des résultats pourrait être biaisée par la méthode de recueil des échantillons.
Les données de relevés les plus fiables sont tirées du relevé des crevettes de la COIV et du relevé triennal des États-Unis. Analysés séparément à l’aide d’un modèle log-linéaire, le relevé des crevettes de la COIV indique un taux de déclin de – 0,051 la première année, et le relevé triennal, de – 0,15 (annexe 1). Dans une analyse de la covariance des deux relevés, le relevé étant la variable nominale, le terme d’interaction n’est pas significatif (c’est-à-dire, la pente diffère selon le relevé), mais le terme d’interception l’est. L’estimation de pente commune de l’analyse de la covariance est de – 0,064 la première année, ce qui est près de l’indice du relevé de la COIV, qui compte beaucoup plus de points de données que le relevé triennal.
Il est considéré que le déclin indiqué par la pente commune (séries combinées) représente le mieux la tendance de l’abondance de la population, soit un déclin de 86 p. 100 sur 30 ans (ou 1,0 à 1,5 génération). Puisqu’il n’y a pas de donnée sur le nombre d’individus matures pour toute la période des deux relevés, la biomasse totale est utilisée pour calculer une estimation. En raison de l’apparente perte d’individus âgés pendant la période couverte (figure 6), le déclin de la biomasse des individus matures est probablement plus élevé que celui observé pour tous les individus.
La pêche constitue probablement la cause du déclin observé. Une diminution du recrutement peut avoir contribué au déclin, mais il n’y a aucune preuve nette que tel a été le cas. Selon un modèle de production, les prises observées et les estimations plausibles de biomasse au début et à la fin de la période de déclin correspondent au déclin observé de 86 p. 100 au cours de la période pour laquelle il y a des données, ce qui donne à penser que la pêche seule pourrait avoir entraîné le déclin dans des conditions biologiques « moyennes ». Un long épisode de faible recrutement a été observé dans un grand nombre de stocks de poissons de fond durant les années 1990 dans la région de l’État de Washington et de la Californie (King, 2005), et une période de faible recrutement chez le sébaste canari depuis le milieu des années 1990 était prévue dans l’évaluation la plus récente (Stanley, 1999). Cependant, les données connues sur l’âge et la longueur n’indiquent pas fortement une diminution du recrutement (figure 6). Une réduction du recrutement attribuable à des facteurs environnementaux pourrait avoir contribué au déclin, mais il n’y a pas de preuve nette à cet égard et elle n’est pas nécessaire pour expliquer le déclin.
L’interprétation des tendances de l’abondance de la population au cours des dernières années (depuis 1995) est très incertaine. Le relevé triennal a pris fin en 2001 (figure 14); les indices depuis le début des années 1990 étaient variables, à un niveau faible. Le relevé des crevettes de la COIV a fourni des indices annuels pour toute le période (figure 15). En raison de la grande variabilité d’année en année, les données du relevé depuis 1995 pourraient être interprétées comme indiquant la poursuite d’un déclin, la stabilité ou même l’augmentation de l’abondance.
Puisqu’on ignore si le déclin a cessé, il semble que le déclin continu constitue l’interprétation la plus prudente de la tendance (comme dans les calculs du déclin ci-dessus et illustrés à la figure 15). Bien que des données indiquent une hausse du nombre de jeunes individus depuis les dernières années (figure 6), il n’y a pas de fortes preuves d’une augmentation du recrutement pouvant entraîner un accroissement de l’abondance, et toute hausse des indices mue par une augmentation du nombre de jeunes individus ne refléterait pas un accroissement de la population mature. Le nombre de prises a diminué de façon importante au cours des 10 dernières années. En raison de la perte d’individus âgés pendant la période couverte, le déclin d’individus matures est peut-être sous-estimé, c’est pourquoi l’interprétation la plus prudente de la tendance au cours des dernières années pourrait être un déclin continu.
Il y a plusieurs sources d’incertitude dans l’interprétation de la situation de la population, notamment sur la tendance récente des données les plus fiables, tel qu’il est exposé ci-dessus. Il existe également des incertitudes quant à l’application des indices de tendances démographiques à toute la répartition à partir d’une portion de l’aire (au sud-ouest au large de la côte ouest de l’île de Vancouver). Les tendances des caractéristiques biologiques (en particulier l’âge et la longueur) sont aussi incertaines, car l’échantillonnage biologique est généralement faible, le modèle a changé avec le temps et les modifications des patrons de pêches ont peut-être influencé les données. Dans l’ensemble, les données varient beaucoup. Toutefois, l’important déclin qu’indiquent les deux indices relativement fiables fournit probablement un signal clair des tendances démographiques.
Des scientifiques américains ont récemment mis à jour l’évaluation du sébaste canari, de la frontière entre l’État de Washington et la Colombie-Britannique jusqu’au sud de la Californie; cette population est traitée comme un seul stock (Methot et Stewart, 2005). Les sources d’information sont les données sur les prises, sur la fréquence par longueur et par âge des prises de 10 flottes de pêche, ainsi que le relevé triennal des États-Unis. Ces données ont été utilisées pour une analyse des prises selon l’âge ajustée en fonction d’un indice extrait du relevé triennal des États-Unis, quoique dans ce cas, les données de l’ensemble du relevé triennal, de la Californie à la frontière canadienne, ont été utilisées. Cette série de données comprend des relevés additionnels de 1977, de 1986 et de 2004 hors des eaux canadiennes. La situation du stock des États-Unis est résumée (Methot et Stewart, 2005, p. 10) comme suit :
« Le sébaste canari a été relativement peu exploité jusqu’au début des années 1940, période où la récolte a augmenté et un déclin rapide de la biomasse s’est enclenché. Le taux de déclin de la biomasse reproductrice s’est accru à la fin des années 1970, et s’est stabilisé à la fin des années 1990, suivant l’entrée en vigueur de mesures de gestion. D’après les estimations, la biomasse du stock reproducteur du sébaste canari a atteint un seuil en 2000. Le taux relatif de déclin pour 2005 était estimé à 5,7 p. 100 selon le modèle de base et de 11,4 p. 100 selon le modèle de rechange. » [Traduction]
Le plan de reconstruction des stocks du sébaste canari comprend un certain nombre de mesures, dont la fermeture des pêches ciblées, la fermeture du plateau continental au chalutage à moins de 137 m et une obligation de remise à l’eau à la pêche à la ligne et à l’hameçon. Les prises estimées pour 2004 s’élevaient à moins de 38 t, y compris les estimations des rejets en mer. Le relevé triennal des États-Unis, principal outil de surveillance de cette population, est désormais effectué annuellement plutôt qu’aux trois ans.
Les prises d’individus de cette population sont passées d’environ 1 500 t/année au milieu des années 1990 à entre 30 et 50 t/année en 2003-2004. Dans les années 1980, elles dépassaient les 3 000 t/année (un sommet de 5 400 t en 1982), et ont totalisé 150 000 t pour toute la période couverte par l’analyse (de 1916 à aujourd’hui). La biomasse non exploitée était estimée à 35 000 t au début de la période de l’analyse (1916), et elle a décliné de façon stable jusqu’à nos jours. La biomasse s’établissait à environ 15 000 t dans les années 1970 (Methot et Stewart, 2005).
Un relevé utilisant la méthode de la surface chalutée est mené dans le sud-est de l’Alaska, mais trop peu d’individus du sébaste canari sont capturés pour dégager des tendances en matière d’abondance (Mark Wilkins, comm. pers.).
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