Solutions techniques
Évolution de la teneur en nitrate dans le Coët-Dan
à l’exutoire du bassin versant de 1977 à 1997
Au début des années quatre-vingt-dix, sept régions, dont la Bretagne,
avaient des eaux de qualité non satisfaisante. La concentration en nitrate,
qui dépassait 50 mg/l pour 80 % des points cle mesure bretons évoluait
nettement dans le sens d’une dégradation (Ifen, 1997). Cann (1994)
explique de manière statistique que l’évolution de la teneur en nitrate
mesurée sur le bassin du Coët-Dan est liée principalement au nombre de
porcs présents sur le bassin, le nombre de porcs étant considéré comme
un indicateur de l'intensification de l’agriculture. Il conclut à une augmentation annuelle de la teneur en nitrate de 3,45 mg/l par an entre 1977
et 1991. Etant donné l’accroissement continu de la production de porcs
au-delà de 1991, une forte augmentation des teneurs en nitrate devrait
être observée.
Une analyse statistique a été conduite pour étudier l’évolution de la teneur
en nitrate des eaux superficielles du bassin versant du Coët-Dan entre
1988 et 1997. Ce bassin est en excédent structurel, avec une production de porcs en nette augmentation. D’après les critères établis par la
directive européenne sur la lutte contre les pollutions par les nitrates,
un canton est en excédent structurel lorsque les apports d’azote dans
les effluents animaux dépassent la valeur seuil de 170 kg d’azote par
hectare de surface agricole utile (SAU) épandable.
Le test non paramétrique de Mann-Kendall (Gilbert, 1987) a été utilisé pour tester l’hypothèse de l’absence de tendance de la teneur en nitrate. Ce test non paramétrique a été choisi pour deux raisons principales :
il n’y a aucune hypothèse sous-jacente à la distribution des données à
analyser et les séries incomplètes ainsi que la saisonnalité des données
peuvent être prises en compte. Le test statistique consiste à déterminer la valeur de la somme des signes des n(n-l)/2 différences entre les
paires (xj, xk avec j>k selon la convention suivante :
s(Xj-xk) = 1 si Xj-xk. > 0 ;
s(xj-xk) = 0 si Xj-Xk = 0 ;
s(xj-xk) = -1 si Xj—Xk < 0 ;
(1)
où Xj représente la concentration en nitrate pour le mois j.
La variance de S est déterminée comme suit :
(2)
où g représente le nombre de groupes ayant une valeur identique et tp
est le nombre de points dans chaque groupe de valeur identique.
313
Évolution de la teneur en nitrate dans le Coët-Dan
à l’exutoire du bassin versant de 1977 à 1997
Au début des années quatre-vingt-dix, sept régions, dont la Bretagne,
avaient des eaux de qualité non satisfaisante. La concentration en nitrate,
qui dépassait 50 mg/l pour 80 % des points cle mesure bretons évoluait
nettement dans le sens d’une dégradation (Ifen, 1997). Cann (1994)
explique de manière statistique que l’évolution de la teneur en nitrate
mesurée sur le bassin du Coët-Dan est liée principalement au nombre de
porcs présents sur le bassin, le nombre de porcs étant considéré comme
un indicateur de l'intensification de l’agriculture. Il conclut à une augmentation annuelle de la teneur en nitrate de 3,45 mg/l par an entre 1977
et 1991. Etant donné l’accroissement continu de la production de porcs
au-delà de 1991, une forte augmentation des teneurs en nitrate devrait
être observée.
Une analyse statistique a été conduite pour étudier l’évolution de la teneur
en nitrate des eaux superficielles du bassin versant du Coët-Dan entre
1988 et 1997. Ce bassin est en excédent structurel, avec une production de porcs en nette augmentation. D’après les critères établis par la
directive européenne sur la lutte contre les pollutions par les nitrates,
un canton est en excédent structurel lorsque les apports d’azote dans
les effluents animaux dépassent la valeur seuil de 170 kg d’azote par
hectare de surface agricole utile (SAU) épandable.
Le test non paramétrique de Mann-Kendall (Gilbert, 1987) a été utilisé pour tester l’hypothèse de l’absence de tendance de la teneur en nitrate. Ce test non paramétrique a été choisi pour deux raisons principales :
il n’y a aucune hypothèse sous-jacente à la distribution des données à
analyser et les séries incomplètes ainsi que la saisonnalité des données
peuvent être prises en compte. Le test statistique consiste à déterminer la valeur de la somme des signes des n(n-l)/2 différences entre les
paires (xj, xk avec j>k selon la convention suivante :
s(Xj-xk) = 1 si Xj-xk. > 0 ;
s(xj-xk) = 0 si Xj-Xk = 0 ;
s(xj-xk) = -1 si Xj—Xk < 0 ;
(1)
où Xj représente la concentration en nitrate pour le mois j.
La variance de S est déterminée comme suit :
(2)
où g représente le nombre de groupes ayant une valeur identique et tp
est le nombre de points dans chaque groupe de valeur identique.
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