CHAPITRE III REGIME PLUVIOMETRIQUE - univ-oran2.dz · de sidi Mhamed Benaouda et Bakhadda ainsi que...

CHAPITRE III REGIME PLUVIOMETRIQUE

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CHAPITRE III

REGIME

PLUVIOMETRIQUE


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III. Introduction

Le bassin versant de la Mina objet de cette étude présente toutes les caractéristiques naturelles

favorables.

Son climat de type aride à semi aride qui caractérise les pluies plus ou moins torrentielles et

irrégulières, provoquant en des temps de concentrations courts des crues très fortes, et parfois

rapides.

Cette concentration a des répercussions directes à l’amont c'est-à-dire l’envasement des barrages

de sidi Mhamed Benaouda et Bakhadda ainsi que la ville de Relizane vers la plaine de la Mina et

aussi la création des ravinements très intenses telle que kef Mahboula et les cascades de Sidi

Ouaddah.

Les précipitations représentent l’élément le plus important du climat tant pour les êtres vivants

que pour les milieux. Tant de raisons qui font que la majorité des études et analyses s’appuient

sur les précipitations bien plus que sur d’autres paramètres du climat. Toutes les ressources en

eaux superficielles ou souterraines sont conditionnées par les précipitations. L’analyse de la

variabilité pluviométrique est très importante pour la prévision, la gestion des ressources

hydriques. Afin de mieux l’étudier, il est intéressant, de chercher à situer le changement temporel

de la pluviométrie constatée depuis 42ans dans la chronologie pluviométrique de cette période,

dans laquelle on dispose d'enregistrements dans le bassin versant de la Mina. Pour déceler

d’éventuels changements dans le régime pluviométrique, nous avons utilisé un certain nombre de

tests statistiques sur six stations pluviométriques possédants des séries de mesures pour une

période allant de 1968 à 2010. La spatialisation des irrégularités des précipitations a été

approchée par la représentation de la cartographie de l'indice pluviométrique. Des analyses

statistiques et graphiques ont permis de caractériser les variations de la pluviométrie de la zone

d'étude.

Nous avons pris en considération toutes les stations situées à l’intérieur du bassin versant de

l’Oued Mina afin d’établir un inventaire de données.

Dans le cadre d'une étude sur la variabilité climatique pour l'analyse de séries

hydrométéorologiques. L’Institut de Recherche pour le Développement a mis à jour, un outil

informatique qui consiste principalement à séparer et analyser séparément chacune des

composantes constitutives de la série (autocorrélation, test de rupture, segmentation). Cet outil

est le logiciel Khronostats.


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III.1 - Données et méthodes

III.1.1 Données disponibles

Les données proviennent de l’Agence Nationale des Ressources Hydrauliques d’Oran

(A.N.R.H). Elles sont de qualité et de durée variables. Cela a nécessité un choix des stations basé

sur trois critères :- la taille de l'échantillon ; - leur position géographique par rapport au bassin ;-

la qualité des données (faiblesse des lacunes dans les séries observées). Sur la base de ces

critères, six stations pluviométriques ont été retenues comme stations de référence pour cette

étude (Tab. 1) ; la répartition spatiale de ces stations est donnée sur la figure 38. Toutes les

stations, se trouvent à l'intérieur du bassin.

Tableau 9: Liste des stations pluviométriques retenues pour l'étude.

S/BASSINS

STATIONS CODE ALTITUDE X LAMB Y LAMB

HADDAD SIDI AEK

DJILLALI

013401 225 309 244.50

EL ABD TAKHMARET

SIDI YOUCEF

AIN KERMES

ROSFA

013301

013204

013201

013202

655

1100

1162

960

316.40

305.60

354.55

330.60

203.10

169.10

179.85

179.90

TAHT KEF MAHBOULA

FRENDA

AIN EL HADID

MAHOUDIA

013001

013002

013004

013005

475

990

829

670

331.60

348.60

334.50

333.00

224.25

197.00

197.00

212.85

O MINA BEKHEDDA

LOUHOU

SIDI BAKHTI

012906

012915

013103

610

1040

/

349.25

363.90

228.80

209.12

http://physio-geo.revues.org/1958#tocfrom1n2



80

280 300 320 340 360 380 400

160

180

200

220

240

260

280

300

Bekhadda

Hachem

Takhmaret

FrendaAin Hadid

Ain Amara

Mahoudia

Sidi Ali Djillali

Sidi Youcef

Sidi Bakhti

RosfaTircine Ain Karmes

Louhou

Relizane

Oued Djemaa

Carte des stations pluviométriques du Bassin de l'Oued Mina

Légende :

Stations pluviométriques

300 Courbes d'isovaleurs

Limites du Bassin

0 km 20 km 40 km 60 kmN

S.BOUABDELLI; 2014 Fig. N°.38 : CARTE DE LOCALISATION DES STATIONS PLUVIOMETRIQUES


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III.2 Méthodes statistiques utilisées

II1.2.1 Test de corrélation sur le rang [Lubes-Niel et al., 1998]

Le test de corrélation sur le rang est utilisé pour tester l'indépendance des éléments successifs et

consécutifs d'une série.

Ce test est fondé sur le calcul du nombre P de paires (Xi, Xj) pour lequel Xi>Xj (j > i, i = 1, N-1).

Sous l'hypothèse nulle (H0) de stationnarité de la série, la variable τ est définie par :

Elle suit une distribution normale de moyenne nulle et de variance égale à :

Il en résulte que si l'hypothèse nulle H0 est vraie, la variable U =τ /στ est une variable normale

réduite. Pour un risque de première espèce donné, la région d'acceptation de l'hypothèse nulle

est comprise entre U1-/2* στ et U1-/2* στ

III.2.2 Statistique U de Buishand [Buishand, 1982; Buishand, 1984]

La statistique U de Buishand est de nature bayésienne et fait référence au modèle simple.

En supposant une distribution a priori uniforme pour la position du point de rupture m, on définit

la statistique U par :

Elle s'avère performante pour tout changement de moyenne survenant au milieu de la série

cependant le test de Buishand est un test paramétrique faisant l'hypothèse d'une distribution

normale des variables de la série. Le logiciel Khronostats nous permet de vérifier la normalité

de la série étudiée et dans le cas où celle-ci serait refusait la série est alors modifiée (Racine

Carrée, Logarithme, Box et Cox) pour que les données changées suivent une distribution

normale.

III.2.3 Ellipse de Bois (Bois, 1972)

P. Bois a préconisé une méthode fondée sur le cumul des résidus. Elle permet de déterminer un

seuil à partir duquel la cassure est significative. La difficulté revient à rechercher une courbe de


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contrôle telle que tout dépassement conduit à repousser l'hypothèse d'homogénéité de la série

avec un seuil de confiance Choisi. P Bois a montré que la courbe de contrôle a une forme

ellipsoïdale (ellipse).

Cette méthode permet de dilater les différences, ce qui amplifie largement la clarté du graphique

spécialement dans le cas où les écarts types sont faibles. Dés que les valeurs sortent de cette

ellipse l'hypothèse H0 est rejetée au seuil de confiance 1/ 2 soit un risque de 1ère espèce

La région de confiance est définie par :

III.2.4 Test de Pettitt [Pettitt, 1979; Servat et al., 1997]

Le test de Pettitt est une approche non-paramétrique dérivée du test de Mann & Withney

permettant d'identifier un point de rupture dans une séquence de variables aléatoires

indépendantes Xi, i = 1, N.

Le test est plus particulièrement sensible à un changement de moyenne.

Pour cela on définit la variable :

La faiblesse du test a pu être mise en évidence (Lubes-Niel et al., 1998) sur les ruptures dans une

série chronologique portant sur l'écart-type.

III.2.5 Procédure de segmentation de Hubert [Hubert, 1993; Hubert and Carbonnel, 1993]

La procédure de segmentation de séries chronologiques et hydrométéorologiques a été présentée

par Hubert en 1989. Le principe de cette procédure est de diviser la série en m segments (m > 1)

de telle manière que la moyenne calculée soit significativement différente de la moyenne du

segment voisin.

Soit une série chronologique Xi, i = 1, N. Toute série Xi pour i = i1, i2 telle que i1 ≥ 1, i2 ≤ N et

i1 < i2 constitue un segment de la série initiale. Toute partition de la série initiale en m segments

constitue une segmentation d'ordre m de cette série.


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Soit une segmentation d'ordre m particulière, on définit ik avec k = 1, …, m le rang dans la série

initiale de l'extrémité terminale du kième segment avec par convention i0 = 0, et Nk = ik − ik-1 la

longueur

La segmentation retenue au terme de la mise en œuvre de la procédure doit être telle que pour un

ordre m de segmentation donné, soit minimum.

Cette condition est nécessaire mais pas suffisante pour déterminer la segmentation parfaite.

Aussi, cette contrainte est aisée (satisfaite) par application du test de scheffé qui repose sur le

concept de contraste. Ce test peut être considéré comme un test de stationnarité où H0 est

l'hypothèse nulle.

a. Critique et homogénéisation des données :

Pour répondre à une question d’homogénéité ou d’inhomogénéité des observations est une

complication importante, du fait des résultats que peut entraîner l’utilisation de séries non

homogènes, considérées en fait comme homogènes. Une série est dite homogène si les données

ou les observations qui la composent ont été considérées de la même manière et issues de la

même population. Pour les statisticiens, la série de données est dite homogène si les propriétés

statistiques de l’erreur de mesure affectant ces données sont restées invariables au cours de la

période d’observation. Au vu de l’incompatibilité des périodes d'observation des différentes

stations pluviométriques, l'homogénéité des données annuelles a été assurée par la méthode du

vecteur des indices de précipitation (Y. BRUNET-MORET, 1971, 1977). Cette formule s'appuie

sur l'établissement d'un vecteur régional. Celui ci est donc une suite chronologique d'indices

annuels de précipitations. L'indice Ii d'une année i est calculé, avec les observations de toutes les

stations prises en compte et dont le nombre peut varier d'une année à l'autre, par la formule :

Ii = (Pa / Pm) / n

où est la somme des valeurs pour les stations de 1 à n, Pa la pluie annuelle de l'année i à la

station a, Pm la moyenne de la série des pluies annuelles à la station a et n le nombre de stations.

Ii = 0.2.



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Fig.n°39 : Vecteur des indices annuels de précipitation et indices des stations de période 1968-2010

D’une manière générale les éléments climatiques dans le temps ne se produisent pas de la

même manière et la sérié correspondante n’est pas purement stationnaire.

Les causes de l’homogénéité des observations sont :

• L’anomalie ou l’état défectueux des appareils de mesures.

• La permutation de l’observateur.

• Le changement et ou le déplacement de la station.

• Les conditions d’installations (hauteur au-dessus du sol).

Les séries de données des stations prisent en considérations, sont le plus souvent hétérogènes.

Ceci, nous a obligés de faire une étude d’homogénéité de ces dernières.

Correction des séries pluviométriques

Les informations pluviométriques disponibles sont toujours entachées d’un certain nombre de

lacunes. La correction se fait alors par la sélection selon les critères :

Considération de la date, prendre en compte la mesure récente qu’ancienne et enfin l’analyse

précise de l’historique de fonctionnement de chaque poste.


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Dans notre cas, la méthode utilisée pour tester l’homogénéité des séries des données disponibles

et détecter les anomalies est celle des de l’analyse des séries des résidus de régression qui donne

les différents paramètres de la régression et pour chaque réalisation de la variable à critiquer, on

trouvera son estimation la plus probable compte tenu de l’observation sur la variable de

référence ainsi que les résidus de régression et le graphique où sont figurés le cumul des résidus

de régression et l’ellipse à l’intérieur de laquelle il ya un certain pourcentage . Cette méthode est

facile à utiliser grâce au logiciel HYDROLAB établit par J.P.Laborde.

III.3 Méthodologie

Trois axes ont été empruntés pour l'analyse de ces longues séries chronologiques de précipitations

mensuelles.

Dans un premier temps, l'analyse statistique a été réalisée sur les précipitations annuelles de

chaque station afin d'identifier ou non d'éventuelles tendances dans la série. Ensuite une

approche saisonnière classique a été envisagée en travaillant sur les cumuls saisonniers des

précipitations.

Cette approche a été envisagée dans le but de déterminer d'éventuelles variations de la

pluviométrie. Dans le cas où une tendance aurait été identifiée sur les précipitations annuelles, ce

changement de la pluviométrie serait-elle homogène ou concernerait-elle exceptionnellement une

saison particulière ? Dans le cas où la pluviométrie annuelle ne montrerait aucun changement

mais plutôt une homogénéité du climat sur la chronique étudiée, se pourrait-il qu'une

modification du régime pluviométrique intervienne à l’échelle saisonnière sans observer de

modification à l’échelle annuelle ?

Enfin à l'examen des graphiques des cumuls mensuels des précipitations sur l'ensemble des

périodes d'enregistrement pour chaque station (Graphique ci dessous) il apparaît qu'un autre

découpage de l'année se proposait en fonction du régime pluviométrique observé. Pour toutes les

stations, à l'exception de Takhmaret, on peut proposer trois périodes : une première période

moyennement pluvieuse allant de janvier à mai inclus, une période sèche de juin à août et enfin

Nom de la station à tester

Nom de la station

de référence

Remarques

Takhmaret Ain hadid une légère hétérogénéité

Sidi aek djillali Ain hadid Homogène.

Oued abtal Ain hadid homogene

Frenda Ain hadid Hétérogène avant 1975.

Kef mahboula Ain hadid Légère hétérogénéité avant1990.

Ain Amara Ain hadid Hétérogène entre 1968 et1972.


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une période beaucoup plus arrosée allant de septembre à décembre. Pour la station

pluviométrique d’Ain el Hadid, le graphique ci dessous suggère un autre découpage interannuel

avec deux périodes l’une pluvieuse de avril à décembre l’autre plus sèche de janvier à mars.

III.4 Résultats

En plus des résultats statistiques issus de Khronostats a été réalisé un histogramme de la

pluviométrie observée où a été représentée la moyenne mobile des précipitations pour un pas de

42 ans. L'ensemble des graphiques sont réunis ci-dessous.

III.5 Analyse et interprétation

III.5.1 Station de TAKHMARET

Sur la série chronologique des précipitations annuelles, une rupture a été détectée par les tests

statistiques de détection de rupture sur une série chronologique au seuil de confiance à 90%.

L’évolution moyenne des précipitations annuelles sur le graphique illustre une relative constance

du régime pluviométrique oscillant entre 119.8 et 442.4mm de pluie par an. Une légère remontée

de la moyenne des précipitations annuelles calculées sur 42 ans est observable à la fin de la

chronique mais ceci est lié à deux années pluvieuses successives qui ont également perturbé la

procédure de Segmentation. Aucune évolution des précipitations annuelles n'est donc détectable

sur cette chronique.

La valeur du test de corrélation sur le Rang elle est rejetée au seuil de confiance à 90%, sa valeur

de calcul est de :-1.7268

Sur le test de Pettitt la probabilité de dépassement de la valeur critique est de 7.74-2

en 1980

Valeur de probabilité et des amplitudes


87

Graphe de la Station de Takhmaret

Concernant les analyses du cumul des précipitations sur plusieurs mois :

De janvier à mai

Les tests n'accordent qu’ne seule rupture de la chronique au seuil de confiance à 90% avec une

variable de calcul :-1.6640en 1973,79et80. La procédure de segmentation propose le découpage

de la série 1968−1973et 1974−1979 et 1980 pour la période hivernale où la moyenne des

précipitations s’accroissent de 80% entre les deux segments. La moyenne glissante représentée

sur le graphique montre une légère tendance à l'accroissement.


88

De juin à août :

Le test de Pettitt ne met en évidence aucun seuil de confiance comme point de rupture dans la

série. La procédure de segmentation donne des résultats justes. Il faut préciser que cette

procédure est basée sur une différence significative de la moyenne. Aucune contrainte n'étant

appliquée. Le graphique montre un accroissement de la moyenne de 30 à 70 mm soit une

augmentation de 40 %.

De septembre décembre, de décembre à février, de mars à mai et de septembre à novembre :

Aucune rupture n'est mise en évidence à l'issue des tests statistiques. Les graphiques (décembre

février) et (mars mai) ne montrent aucune évolution particulière de la moyenne mobile. Les

graphiques (septembre décembre) et (septembre novembre) témoignent d'un profil similaire

indiquant une période plus pluvieuse dans les années 60 et une pluviométrie plus faible de part et

d'autre.

Cette chronique a mis en évidence une légère tendance à l'accroissement des précipitations sur

les périodes janvier-mai et juin-août mais qui ne se détecte pas au pas de temps annuel. La légère

décroissance de la moyenne mobile de septembre-décembre et septembre-novembre observable

sur les graphiques pourrait compenser cette augmentation et expliquer le fait qu'elle ne soit pas

détectée sur la série pluviométrique annuelle. Cependant compte tenu des amplitudes de

variations il n'est pas possible de conclure quant à une modification dans le régime

pluviométrique. La légère croissance des précipitations détectée demanderait à être confirmée à

l'avenir.

III.5.2-Ain Hadid

Sur la série chronologique des précipitations annuelles, l'analyse statistique a révélé l'année 1976

comme un point de rupture dans la série avec un décroissement de la moyenne de l'ordre de 70%

entre les segments 1968-1976 et 1977-2010. Le graphique de la pluviométrie annuelle à Ain Hadid

permet d’apprécier cette réduction dans la moyenne des précipitations qui se produirait aux

alentours des années 1976.

Pour le test de Pettitt elle est rejetée et la probabilité de dépassement de la valeur critique est de :

9.25-3

en 1980

Concernant le découpage saisonnier classique on observe :

De décembre à février :

Les tests statistiques ne mettent en évidence aucun seuil de confiance pour le test de Buishand

idem pour le test de Pettitt. La procédure de segmentation n’est pas perturbée. Le graphique le

montre clairement que la moyenne est de 79.037, son écart type est de 43.139


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De mars à mai :

L'ensemble des tests ne concluent aucune homogénéité de la série, aucune série n'est identifiée.

Le graphique semble décrire une variation de la moyenne glissante avec une période humide en

début en en fin de chronique (de l'ordre de 110 et 155 mm), et une séquence plus sèche séparant

ces deux dernières (environ 23 à 52 mm). Ces fluctuations ne sont pas assez significatives pour

être interprétables en terme l'évolution du régime pluviométrique.

De juin à août :

Aucune rupture n’est identifiée par le test de Pettitt au seuil de confiance. La procédure de

segmentation confirme

De septembre à novembre :

Le test de Buishand et de Pettitt sont accepté. La procédure de segmentation ne propose pas de

découpage significatif. Le graphique le montre clairement ou une constance relative de la

moyenne sur la première partie de la chronique avec des valeurs entre79. 644 mm.

L'augmentation de la moyenne en fin de chronique est liée à ses années pluvieuses.

De janvier à mai :

Le test de Pettitt et de Buishand ne marquent aucune rupture dans la série pendant les trois

premiers mois, par contre elle est rejetée pendant le printemps. La procédure de segmentation ne

propose aucune segmentation durant l’hiver et en printemps, il y a rupture en 1981.

Le graphique corrobore ce découpage de la série avec une pluviométrie régulière environ de

l'ordre de 60% (de 80mm).

De septembre à décembre :

Aucun point de rupture dans la série par le test de Pettitt. Il n’y a pas de perturbation dans la

procédure de segmentation comme on a pu le remarquer également sur la chronique de

septembre à novembre. Le graphique le signale ces années pluvieuses mais auparavant la

moyenne mobile signale une constance relative. Il semblerait donc qu'aux termes de ces

observations le décroissement des pluies mensuelles se seraient manifesté principalement par une

diminution des pluies hivernales à partir des années 70. Les autres périodes considérées ont peut-

être vu leur précipitations augmenter mais de façon moins marquée car les variations sont de

moins grande ampleur et donc plus difficilement mise en évidence par les tests ou l'analyse

graphique.

Station d’Oued Abtal

Sur cette chronique, quelle que soit la période considérée précipitations annuelles aucune

évolution significative de la pluviométrie n'a pu être mise en évidence. L'ensemble des tests


90

accepte l'hypothèse H0 de "série chronologique aléatoire" ou "d'absence de rupture dans la série"

et la procédure de segmentation propose un découpage de la chronique 1972. Sur le graphique, la

moyenne des précipitations annuelles calculées sur 42 ans ne met pas en évidence la tendance

significative qui pourrait témoigner d'une éventuelle réduction de la moyenne de 56% du climat

en terme de précipitations, ni même les autres séries basées sur les cumuls saisonniers. Aucune

évolution dans le régime pluviométrique n'est donc détectée sur cette chronique.

Hormis une segmentation d’Hubert en 1972.

De mars à mai:

Les tests statistiques mettent en évidence les seuils de confiance pour 90, 95 % pour le test de

Buishand elle est rejetée pour le test de Pettitt sauf pour le seuil de confiance 99% où la

probabilité de dépassement de la valeur critique0.01 en 1979. La procédure de segmentation est

perturbée en 1968 et 1979. Le graphique la montre clairement que la moyenne est de 218,300,

113,755 mm et 68.371 soit une réduction de 52% et 60%.

De décembre à février:

L'ensemble des tests ne concluent aucune homogénéité de la série, La procédure de segmentation

est perturbée en 1968,1971 et 1972. Le graphique le montre clairement ou la décroissance de la

moyenne, puis un accroissement sur la même année de 1972 et la décroissance réapparait.


91

De juin à août :

Pas de rupture n’est identifiée par le test de Pettitt au seuil de confiance de 99%, 95% et de 90%

par le test de Buishand. La procédure de segmentation en 2008 a montré une rupture avec une

augmentation.

De septembre à novembre :

Le test de Pettitt est accepté et le test de Buishand accepté au seuil de 99%. La procédure de

segmentation ne propose pas de découpage significatif sauf pour 1973 un décroissement de 45%.

De janvier à mars :

Le test de Pettitt et de Buishand marquent des ruptures dans la série pendant les trois premiers

mois. La procédure de segmentation propose deux segmentations durant l’hiver en 1969 et 1972

De septembre à décembre :

Aucun point de rupture dans la série par le test de Pettitt, mais pour le test de Buishand est

accepté au seuil de 99% Il n’y a pas de perturbation dans la procédure de segmentation comme

on a pu le remarquer également sur la chronique de septembre à novembre uniquement à

l’année1974.

Station de Sidi Aek Djillali

Tous les tests sur l'ensemble des périodes considérées annuelles ont mis en évidence des points

de rupture dans les chroniques ou d’éventuelles tendances dans l'évolution des précipitations. Les

différents graphiques montrent des variations de la moyenne des pluies sur chaque période

considérée mais aucune évolution significative ne peut être caractérisée sur cette chronique

concluant ainsi à l'absence de modification dans le régime pluviométrique.

Sur la station n'a montré aucune évolution ou modification du régime de précipitations. Elle ne

présente pas un accroissement de leurs précipitations principalement sur les pluies d'automne ou

d'hiver. A partir de ces observations, il est difficile de pouvoir confirmer ou infirmer les

hypothèses émises sur la variabilité climatique et son influence sur le régime pluviométrique.

Les tests statistiques ne mettent pas en évidence de rupture sur la chronique des précipitations

saisonnières. La procédure de segmentation propose un découpage de la série en deux segments,

décrivant ainsi l'alternance entre deux périodes plus sèches 1968−1974 et 1975−2010 ayant

respectivement 369 et 293 mm de moyenne pluviométrique. Ces fluctuations de la moyenne des

précipitations peuvent s'observer sur le graphique. Cette alternance de périodes saisonnières

sèches/humides peut s'observer sur les séries septembre − décembre, décembre −février elle est

acceptée, mars −mai acceptée, septembre −novembre. La seule exception à ces alternances est la

séquence des pluies de juin −août elle est rejetée dont la moyenne est relativement constante tout

au long de la chronique.


92

La procédure de segmentation propose un découpage des différentes séries probablement en

raison de la faible amplitude de variation de la moyenne sur les chroniques saisonnières.

Compte tenu de l'ensemble de ces observations, aucune évolution des précipitations n'ayant été

mise en évidence, on peut conclure à l'absence de modification dans le régime pluviométrique de

Sidi Aek Djillali

Station d’Ain hamara

Les tests statistiques de détection de rupture appliqués à la chronique des précipitations annuelles

de la station d’Ain Hamara mettent en évidence l'année 1972 avec un décroissement de la

moyenne de près de 69% entre les segments 1968-1972 et 1973-2010. Sur le graphique, la

moyenne des précipitations varie entre 381.7 et 263.8 mm.

L'analyse statistique de détection de rupture de la série des précipitations de janvier-mai

identifie l'année 1975 avec une diminution de la moyenne des deux segments 1972 et 1974

d'environ 45%. Cette réduction peut s'observer sur le graphique où la moyenne décroît

progressivement de 176 mm à 80 mm.

La rupture sur les pluies de mars à mai est identifiée sur la même année, mais avec un

accroissement qui semble plus modéré (augmentation de la moyenne de 30%). Sur le graphique,

on observe cette tendance générale de la moyenne à s'accroître jusqu'à un maximum de 287 mm.


93

Sur la chronique des précipitations estivales l'année 1973 marque l'année de rupture identifiée

par l'analyse statistique, la moyenne s'accroît de 47% entre les deux segments considérés Le

graphique montre un décrochement au début des années, ceci nous confirme le début de la

sécheresse.

Le graphique et les résultats de la procédure de segmentation permettent de décrire la série deux

périodes humides 1968-1974 une séquence moins pluvieuse de 1975à 2010 avec 30mm de

précipitations en moyenne. Compte tenu de l'homogénéité des moyennes de part et d'autre du

segment de plus faible pluviosité il n'est pas envisageable de parler d'évolution des précipitations

mais on a pu mettre en évidence une certaine alternance de périodes sèches et humides.

Station d’Ain Amara

Test de pettitt Test de Buishand

Test de LEE et Heghinian

Station de KEF MAHBOULA

Sur la série chronologique des précipitations annuelles, des ruptures ont été détectée par les

tests statistiques de détection de rupture sur une série chronologique exceptée au seuil de

confiance de 99%. L’évolution moyenne des précipitations annuelles sur le graphique illustre

une relative constance du régime pluviométrique oscillant entre 488 et 324 mm de pluie par an.

Une légère diminution de la moyenne des précipitations annuelles calculées sur 42 ans est

observable à la fin de la chronique mais ceci est lié à deux années pluvieuses successives qui ont

également perturbé la procédure de Segmentation. Aucune évolution des précipitations annuelles

n'est donc détectable sur cette chronique.


94

Concernant les analyses du cumul des précipitations sur plusieurs mois :

De janvier à mai

Les tests s'accordent sur des ruptures de la chronique en 1971,1975. La procédure de

segmentation propose le découpage de la série 1968−1971et 1975−2010 où la moyenne des

précipitations décroît de 52% entre les deux segments. La moyenne glissante représentée sur le

graphique montre une légère tendance au décroissement.

De juin à août :

Le test de Pettitt met en évidence un seuil de confiance à 90% comme point de rupture dans la

série, la probabilité de dépassement de la valeur critique est de : 6.83-2

en 1995. La procédure de

segmentation donne des résultats justes en 1988 et 1989. Il faut préciser que cette procédure est

basée sur une différence significative de la moyenne. Aucune contrainte n'étant appliquée.

Le graphique montre un décroisement de la moyenne de 70 à 12 mm soit une réduction de plus de

17 %.

De septembre décembre, Aucune rupture n'est mise en évidence à l'issue des tests statistiques.

Les graphiques ne montrent aucune évolution particulière de la moyenne mobile. Les graphiques

(septembre décembre) témoignent d'un profil similaire indiquant une période plus pluvieuse dans

les années fin 1976 et une pluviométrie plus faible de part et d'autre.

Cette chronique a mis en évidence une légère tendance au décroissement des précipitations sur

les périodes qui ne se détecte qu’ au pas de temps annuel. La légère décroissance de la moyenne

mobile de septembre-décembre et septembre-novembre observable sur les graphiques ci dessous


95

pourrait compenser cette augmentation et expliquer le fait qu'elle ne soit pas détectée sur la série

pluviométrique annuelle. Cependant compte tenu des amplitudes de variations il n'est pas

possible de conclure quant à une modification dans le régime pluviométrique. La légère

croissance des précipitations détectée demanderait à être confirmée à l'avenir.

Tableau N° 12 récapitulatif des valeurs de l’autocorrélogramme de toutes les stations

étudiées

RETARD SaDJILLALI takh kmahboula Aamara OAB A HADID

1 0.6618 0.2432 0.5219 0.4546 0.1318 0.1342

2 0.4107 0.1255 0.2607 0.3210 -0.1966 0.2740

3 0.4347 -0.0001 0.1517 0.1879 -0.0474 0.1656

4 0.4242 -0.1053 0.1238 0.0891 0.2696 0.0829

5 0.3297 -0.0127 0.2804 0.2310 0.2101 0.2565

6 0.0790 0.1756 0.0406 0.0941 -0.0614 0.1935

7 0.0515 -0.0049 -0.0307 0.2013 -0.0225 0.0300

8 0.0789 0.1956 -0.0965 0.0045 -0.1600 0.1144

9 -0.01127 0.1220 -0.0483 -0.0983 -0.1792 -0.0656

10 -0.01899 -0.1528 0.0467 -0.0070 -0.1004 -0.0762

11 -0.2146 -0.0899 -0.0193 -0.0589 -0.1996 -0.1563

PLUIES SAISONNIERES - AIN AMARA

(Printemps) (Été) (Hiver) (Automne)


96

PLUIES SAISONNIERES - AIN HADID

(Printemps) (Été) (Automne) (Hiver)

PLUIES SAISONNIERES – KEF MAHBOULA


97


PLUIES SAISONNIERES – OUED EL ABTAL



98

PLUIES SAISONNIERES – AEK DJILLALI



99

PLUIES SAISONNIERES – TAKHMARET



100

Tableau n°13: résultats du test de corrélation sur le rang appliqué aux séries pluviométriques Echelle annuelle

STATION HO INTERVALLE U

AIN HADID rejetée 95% 90%

-2,3338

OUED ABTAL acceptée 99% 95% 90% -0,4919

AIN AMARA rejetée 95% 90% -2,2291

KEF MAHBOULA rejetée 95% 90% -2,4384

SIDI A DJILLALI rejetée 99% 95% -2, 6687

TAKHMARET rejetée 90% -1.7268

Echelle journalière

STATION HO INTERVALLE U

AIN HADID acceptée 99% 95% 90% 0,4082

OUED ABTAL acceptée 99% 95% 90% 0.3234

AIN AMARA rejetée 95% 90% -2,2291

KEF MAHBOULA acceptée 99% 95% 90% 1,3500

SIDI A DJILLALI acceptée 99% 95% 90% 1,4966

TAKHMARET acceptée 99% 95% 90% 1.2663


101

Tableau n°14: résultats des tests de détection de rupture appliqués aux séries pluviométriques annuelles

Station période

d'étude

Segmentation de Pierre Hubert % Buishand Pettitt

Lee et

Heghinia

n

début fin moyenne écart-

type

H0 année année

A Hadid 1968-2010 1968 1976 409,278 75,725

-70,5% Rejetée 1980 1976 1977 2010 288,844 71,781

Takhmaret 1968-2010 1968 1972 355 ,580 60,24

-68,4% Vraie 1980 1972 1973 2010 243,332 65,923

O Abtal 1968-2010 1968 1972 572 289,237 -

56 ,23%

Vraie Vraie 2009 1973 2010 321,692 165,290

A Amara 1968-2010 1968 1972 381,620 66

-69% Rejetée 1980 1972 1973 1998 263,789 48,623

S a Djillali 1968-2010 1968 1974 369 ,771 25,344 -

66,35%

Rejetée 1979 1974 1975 2010 245,344 49,407

K Mahboula 1968-2010 1968 1976 487,856 87,380 -6,44%

Rejetée 1980 1976 1977 2010 324 ,138 88,547

Conclusion

L’étude de détection de rupture a permis de localiser une modification du régime pluviométrique

durant la décennie 1970-1980 pour la plupart des stations pluviométriques étudiées.

Pour mieux comprendre l’apport des pluies saisonnières dans la réduction pluviométrique, nous

avons appliqué aux séries chronologiques de cette échelle les tests statistiques suivants: la

statistique U de Buishand, le test de Pettitt, la méthode bayésienne de Lee et Heghinian et la

procédure de segmentation d’Hubert. Nous avons conclu que se sont les pluies d’hiver et de

printemps qui ont enregistré une rupture dans les séries chronologiques durant la décennie 1970-

1980. Se sont les pluies d’hiver qui traduisent le mieux la rupture de stationnarité des séries

pluviométriques annuelles.

A une échelle de temps plus fine, celle du mois, nous avons remarqué que se sont les mois de

décembre, de janvier, de mars et d’avril qui ont enregistré les baisses les plus significatives et les

plus importantes. L’étude du nombre de jours de pluies nous parait également intéressante à

considérer en raison de son intérêt pour les gestionnaires agricoles.

Cette partie de notre travail met en avant l’évolution temporelle du régime pluviométrique ainsi

que l’influence des pluies saisonnières et mensuelles sur cette évolution.


102

L’indice de concentration des précipitations :

Pour plus d’information sur le régime saisonnier, nous avons recherché à estimer l’indice de la

concentration des précipitations PCI (OLIVIER, 1980). Cet indice est déterminé par la formule

suivante : PCI=∑(Pi)2/(∑Pi)

2 *100

Avec Pi la précipitation mensuelle en mm.

D’après Olivier, une valeur de PCI<10 traduit des précipitations relativement uniformes dans

l’année. Une valeur comprise entre 11et 15 est caractéristique d’une concentration modérée des

précipitations, une valeur entre 16 et 20 traduit une concentration moyenne des précipitations.

Enfin, une valeur de PCI > 20 est signe de forte concentration des précipitations.

En ce qui concerne notre région d’étude est caractérisée dans sa globalité par un PCI

relativement uniforme durant toute l’année vérifiée.

Les résultats sont exprimés dans le tableau15

INDEX DE concentration des pluies

STATION PCI

ANNUEL

automne hiver printemps été

K .Mahboula 2.54 3.17 4.96 2.83 2.81

A. Hadid 2.50 3.05 2.88 2.79 4.56

Sidi A Djillali 2.45 2.8 2.88 2.79 5.31

A. Amara 2.44 1.3 1.17 1.33 4.64

Oued El Abtal 3.03 3.91 4.72 2.79 5.5

Takhmaret 2.51 3.25 5.91 2.23 2.11

En ce qui concerne les index de concentration annuels pour les années sèches et les années

humides de toutes les stations sont inférieurs à 10 ce qui traduit que les précipitations sont

relativement uniformes hormis la station d’Ain Amara ou l’index de concentration annuel des

années sèches est supérieur à 10

Index de concentration des pluies

STATION PCI ANNUEL

SEC

PCI ANNUEL

HUMIDE

K .Mahboula 8.49 3.52

A. Hadid 5.95 3.96

Sidi A Djillali 5.55 4.31

A. Amara 11.32 3.76

Oued El Abtal 4.61 5.53

Takhmaret 5.79 4.20

Ceci montre l’uniformité et l’irrégularité de la pluviométrie dans le bassin de la Mina


103

III Conclusion

Au terme de ces analyses il n'est pas possible de réaliser de synthèse générale convaincante à

l'échelle du bassin de la Mina, d'une part compte tenu du faible nombre de stations étudiées et,

d'autre part, du fait des différentes influences climatiques identifiées pour cette région. Ce qui

ressort néanmoins est que sur les toutes stations étudiées, (Ain Hadid, Takhmaret, Kef

Mahboula, Sidi Aek Djillali, Ain Amara, Oued Abtal) n'ont pas mis en évidence d'évolution

significative de la pluviométrie sur la période d'observation.

Les autres ont montré une certaine tendance au décroissement de leurs précipitations. Cette

évolution se manifeste parfois de façon plus prononcée durant les saisons automnales ou

hivernales. Cependant, ces résultats sont insuffisants pour valider l'hypothèse d'une modification

du régime pluviométrique. Il est possible que les évolutions localement identifiées entrent dans

le cadre de variations naturelles de plus grande amplitude temporelle.

Les études réalisées l'ont été à partir de séries de données mensuelles. Il est possible, également,

que ce pas de temps, retenu pour des raisons pratiques (dont l'accessibilité des données auprès de

ANRH), ne soit pas idéal. On peut en effet imaginer, et ce serait en accord avec certaines

hypothèses émises quant à l'évolution du climat, que, dans cette région, les précipitations varient

peu à l'échelle annuelle ou saisonnière alors que d'autres paramètres, qu'il n'a pas été possible

d'explorer (nombre de jours de pluie, nature des averses, fréquence des évènements extrêmes,

etc.), seraient porteurs d'une variabilité plus importante.

La région de la Mina objet de notre étude est caractérisée dans sa globalité par un index de

concentration des précipitations PCI relativement uniforme durant toutes les années vérifiées.

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