I - Introduction

1Le régime des précipitations est le facteur principal de la productivité alimentaire dans la région du Sahel (M.A. SARR et al., 2013) et conditionne dans une certaine mesure les disponibilités en eau. Cette importance des précipitations pour les populations et les écosystèmes fait que la plupart des travaux sur l'analyse de la variabilité climatique en Afrique de l'Ouest portent sur ce paramètre (J. SIRCOULON, 1976 ; É. SERVAT et al., 1999 ; A. BODIAN, 2011). Ces travaux identifient et évaluent les sécheresses successives au fur et à mesure qu'elles apparaissent (G. LIÉNOU, 2007). Ainsi, depuis le début des observations en 1854, trois principales périodes sèches ont été reconnues (J. SIRCOULON, 1976) : 1911-1913, 1940 -1943 et 1968 à nos jours. Cette dernière, très longue, a des effets particulièrement néfastes sur les activités humaines et sur l'environnement. Pour cette raison, et du fait de la densification du réseau d'observation, elle est évidemment la mieux documentée : P.J. LAMB, (1982), J.P. CARBONNEL et P. HUBERT (1985), S.E. NICHOLSON(1986), P. HUBERT et J.P. CARBONNEL (1987), P. HUBERT et al. (1989), J.E. PATUREL et al. (1998), É. SERVAT et al (1999), S.E. NICHOLSON et al. (1999), L'HÔTE et al. (2002), H. DACOSTA et al. (2002), H. NIEL et al. (2005). Ces études montrent que depuis la fin des années 1960 ou le début des années 1970, une baisse importante des totaux pluviométriques annuels s'est produite. Cette diminution des précipitations a globalement entraîné l'amenuisement des ressources en eau (P. HUBERT et al., 2007 ; T. ABRATE et al., 2013), la modification des écosystèmes naturels et des systèmes socio-économiques (G. LIÉNOU, 2007).

2Récemment, à la suite de quelques années fortement pluvieuses, certains auteurs (S. SENE et P. OZER, 2002 ; P. OZER et al., 2003) se demandent si les évènements de la décennie 1990 ne constituent pas le signe d'un retour progressif à des conditions pluviométriques plus favorables. Dans le même sens, P. DIELLO (2007) montre que la zone touchée par la sécheresse s'est réduite depuis 1994. Pour autant, les conditions étaient encore sévères dans les régions sahéliennes à la fin de la décennie 1990 (L'HÔTE et al., 2002 ; S. ARDOIN et al., 2003).

3En 2003, P. OZER et al. (2003) manifestent une grande prudence au sujet de l'évolution récente des pluies. Ils soulignent, en effet, que les tests statistiques répondent avec un retard de temps relativement long à de fortes variations des précipitations. Pour eux, la continuité de la période de sécheresse ou l'identification d'une rupture pluviométrique vers des conditions plus humides ne pourra se vérifier statistiquement qu'après dix années de données supplémentaires.

4La présente étude intègre les données postérieures à 2003, afin de vérifier les hypothèses formulées au début des années 2000 (P. OZER et al., 2003). La réponse est cruciale, les enjeux liés à une persistance de la sécheresse étant de première importance pour les pays et les habitants des régions soudano-sahéliennes (S. ARDOIN-BARDIN, 2004). En effet, la pluviométrie est la variable climatique la plus contraignante pour les populations et elle induit, à elle seule, des effets déterminants sur l'environnement (A. ALI, 2010).

II - Données et méthodes

1 ) Données disponibles

5 Les données pluviométriques utilisées dans cette étude proviennent de la base de données de l'Agence Nationale de l'Aviation Civile et de la Météorologie (ANACIM). Elles concernent vingt deux stations représentatives de différents régimes pluviométriques du Sénégal (Fig. 1) et couvrent la période 1940-2013. Le tableau I dresse la liste des stations retenues pour l'étude. L'inventaire des données manquantes par année et par station pluviométrique est donné sur la figure 2. Huit stations sur vingt deux comportent des lacunes, comprises entre 1 et 8 % (nous entendons par lacune une année sans mesure disponible).

2 ) Méthodologie

6L'approche adoptée comporte les opérations suivantes : (1) comblement des lacunes dans les séries pluviométriques annuelles, (2) calcul des indices de pluie standardisés, (3) détection des ruptures au sein des séries pluviométriques.

a. Comblement des données lacunaires

7Le comblement des données manquantes des huit stations comportant des lacunes (Fig. 2) a été assuré par la Méthode du Vecteur Régional (Y. BRUNET-MORET, 1977). Cette méthode (MVR) est un modèle simple qui permet de représenter les informations pluviométriques d'une station par une séquence d'indices annuels, représentatifs des précipitations dans la région, et par des coefficients caractéristiques de chaque poste d'observation (G. HIEZ, 1986 ; G. HIEZ et al., 1992). Pour chaque station pluviométrique est calculé un indice, rapport de la pluie annuelle sur la pluie annuelle moyenne, donc supérieur à un lorsque l'année est excédentaire et inférieur à un lorsqu'elle est déficitaire. La moyenne des indices obtenus pour l'ensemble des stations constitue la valeur représentative de la zone d'étude considérée (Z.A. TRA BI, 2013). La série des indices annuels représentatifs est appelée vecteur régional, car elle prend en compte l'information d'une région supposée climatiquement homogène (G. MAHÉ et Y. L'HÔTE, 1995).

8Deux méthodes sont couramment utilisées pour appliquer le vecteur régional : la méthode de G. HIEZ (1977) et celle de Y. BRUNET-MORET (1979). La première est basée sur le mode (valeur la plus fréquente) ; la seconde sur la moyenne, en éliminant les valeurs trop particulières, afin d'éviter de contaminer les estimations par des données manifestement erronées (Z.A. TRA BI, 2013). Pour cette étude, considérant que la moyenne est le meilleur estimateur (Z.A. TRA BI, 2013), c'est la méthode de BRUNET-MORET qui a été retenue.

9Mise en œuvre à l'aide du logiciel Hydraccess (P. VAUCHEL, 2000 et 2004), cette méthode permet de combler les lacunes par des données calculées. La validation des résultats a été effectuée par une régression linéaire entre les données observées et celles calculées (Fig. 3), en utilisant le test de FISHER (F test). Les séries de données complétées sur la période 1940-2013 pour l'ensemble des stations, ont ensuite servi au calcul des indices de pluie standardisés et pour l'application des tests de rupture.

b. Calcul des indices de pluie standardisés

10Dans un premier temps, les précipitations annuelles sur le terrain d'étude ont été calculées par krigeage (S. BAILLARGEON, 2005 ; A. ALI et al., 2008) à partir de toutes les stations de mesure, en utilisant le module externe SPATIAL de Hydraccess. Ensuite, les stations ont été regroupées (voir Fig. 1) selon les trois zones climatiques définies à l'échelle du Sénégal par M. LEROUX (1983) et reprises par P. SAGNA (2005) et M.A. SARR et al. (2007) : les zones sud-sahélienne, nord-soudanienne et sud-soudanienne. Les pluies annuelles moyennes obtenues ont étés utilisées pour calculer l'indice pluviométrique annuel, défini comme une variable centrée réduite (P.J. LAMB, 1982 ; A. ALI et al., 2008) :
IPS_a = (P_a - P_m) / σ_P
où IPS_a est l'indice de pluie standardisé de l'année a, P_a la pluviométrie de l'année a, P_m la pluviométrie annuelle moyenne sur la période de référence 1940-2013 et _p l'écart-type de la pluviométrie sur la même période de référence.

11Cet indice traduit un excédent ou un déficit pluviométrique pour l'année considérée par rapport à la période de référence. Il met également en évidence l'intensité du déficit ou de l'excès pluviométrique (A.J. NIANG, 2008).

c. Détection des ruptures au sein des séries pluviométriques annuelles

12Les séries pluviométriques annuelles ont été analysées à l'aide du logiciel KhronoStat (IRD, 1998) en vue de détecter une éventuelles rupture liée à une non-stationnarité. Une rupture peut être définie de façon générale par un changement dans la loi de probabilité de la série chronologique à un instant donné, le plus souvent inconnu (S. ARDOIN-BARDIN, 2004). KhronoStat comporte différents tests d'homogénéité (homogénéité étant comprise ici dans le sens d'absence de rupture dans la série) : test de MANN WHITNEY modifié par A.N. PETTITT (1979), statistique U de T.A. BUISHAND (1982, 1984), procédure de A.F.S. LEE et S.A. HEGHINIAN (1977), ellipse de contrôle de P. BOIS (1971, 1986) et méthode de segmentation de HUBERT (J.P. CARBONNEL et P. HUBERT, 1985 ; P. HUBERT et J.P. CARBONNEL, 1987). Pour l'ensemble de ces tests, l'hypothèse nulle H0 correspond à l'absence de rupture au seuil de 1 %. Ces tests sont particulièrement sensibles à un changement de moyenne et, si l'hypothèse nulle d'homogénéité de la série est rejetée, ils proposent une estimation de la date de rupture (A. BODIAN et al., 2011). Parmi les tests de rupture regroupés dans KhronoStat, trois sont retenus pour cette étude, à savoir le test de PETTITT, celui de LEE et HEGHINIAN et la méthode de segmentation de HUBERT. Comme le souligne A.J. NIANG (2008), ces tests sont réputés pour leur robustesse et leur puissance et ont fait l'objet de plusieurs applications dans différentes régions d'Afrique (S. VANNITSEN et G. DEMARÉE, 1991 ; É. SERVAT et al., 1997, 1998, 1999 ; J.E. PATUREL et al., 1998 ; A. KINGUMBI et al., 2001 ; A. GOULA et al., 2005). Seule la méthode de HUBERT permet de détecter plusieurs ruptures, si elles existent, dans une série chronologique de données (S. ARDOIN et al., 2003 ; H. LUBÈS-NIEL et al., 1998 ; J.E. PATUREL et al., 1998). Aussi, afin d'obtenir pour tous les tests une nouvelle date de rupture après qu'une première date ait été identifiée, une sous-série de données a été constituée, qui va de la première rupture à 2013. Les sous-séries ainsi déterminées ont été soumises aux différents tests (Tab. III).

III - Résultats

1 ) Variabilité temporelle des indices de pluie standardisés

13La représentation graphique des IPS annuels ainsi calculés permet de mettre en évidence la succession de périodes plus ou moins marquées d'années sèches et d'années humides (Fig. 4). Certes, les précipitations annuelles sont irrégulières et deux années très différentes, l'une pluvieuse et l'autre sèche, peuvent se succéder : par exemple 1974 et 1975 ou 1999 et 2000 (Fig. 4). Mais les courbes des moyennes mobiles sur 5 ans et sur 9 ans n'en font pas moins ressortir une succession de périodes humides et sèches (Fig. 4-a). La dernière décennie est caractérisée  en accord avec les travaux de A. ALI et al. (2008), de A. ALI et T. LEBEL (2009) et de A.P. OUOBA (2013)  par un retour à des conditions humides et par une variabilité interannuelle plus forte des précipitations.

2 ) Détection des ruptures au sein des séries pluviométriques annuelles

14Les résultats des tests sont synthétisés dans les tableaux II et III et sur les figures 5 et 6. Leur examen permet de constater qu'aussi bien à l'échelle du pays qu'au niveau des différentes zones climatiques, les séries pluviométriques analysées présentent deux ruptures.

15Selon le test de PETTITT, une première rupture est survenue en 1969 pour l'ensemble du Sénégal (1969 pour la zone sud-sahélienne, 1967 pour les zones nord et sud-soudaniennes) (Tab. II). Le test de LEE et HEGHINIAN, comme celui de HUBERT, placent la première rupture en 1967 pour l'ensemble du Sénégal (avec les mêmes dates que le test de PETTITT pour les trois zones distinguées). Une analyse des ruptures trouvées pour toutes les stations (Fig. 5) montre qu'en général, la première rupture se situe entre 1967 et 1969. Ces observations confirment l'évolution de la tendance des précipitations notée par l'évolution de la courbe des IPS et corroborent aussi les résultats du programme ICCARE de l'IRD (É. SERVAT et al., 1998, 1999), qui situent la plupart des ruptures en Afrique occidentale et centrale entre 1960 et 1970.

16Appliqués à la période après la première rupture, les tests de PETTITT et de LEE et HEGHINIAN détectent une seconde rupture sur l'ensemble des stations (Tab. III, Fig. 6). Pour l'ensemble du Sénégal, cette seconde rupture se situe en 1997 (test de PETTITT) ou en 2007 (test de LEE et HEGHINIAN ; méthode de HUBERT). Cependant, même si l'on identifie ainsi une discontinuité vers des conditions plus humides, les précipitations annuelles restent inférieures (de 4,4 % pour l'ensemble du Sénégal) à celles d'avant 1968 ou 1970.

17Les résultats de la station de Kédougou et de celle de Bakel (Fig. 5 et 6) méritent d'être analysés avec plus d'attention :

18- Pour la station de Kédougou, sur la période 1940-2013, le test de PETTITT et celui de LEE et HEGHINIAN situent la rupture en 1978 (avec un taux de variation entre les deux périodes de ­8,2 %), alors que dans une étude antérieure (A. BODIAN et al., à paraître), les deux tests appliqués à la période 1950-1998, ont fixé la rupture en 1967 (taux de variation de ­15,1 %). La méthode de HUBERT, quant à elle, détecte une rupture en 1966 sur la période 1950-1998 (taux de variation de ­11,8 %), mais n'en relève pas sur la période 1940-2013. Il faut se borner à constater ces résultats contradictoires, même si une rupture en 1966 ou 1967 serait plus cohérente au regard des résultats obtenus pour les autres stations ou par d'autres auteurs en Afrique de l'Ouest (É. SERVAT et al., 1998, 1999 ; J.E. PATUREL et al., 1998). En effet, l'obtention de ces dates doit beaucoup à l'année 1954, dont les précipitations exceptionnelles (2160 mm, contre des précipitations annuelles moyennes de 1218 mm sur la période 1950-1998) ont fortement pesé sur les résultats dans une chronique courte.

19- Dans la présente étude, pour les trois tests, la station de Bakel ne manifeste qu'une seule rupture, située en 1998, avec un taux de variation de +30,4 % entre la période 1940-1998 (précipitations moyennes de 485 mm/an) et la période 1999-2013 (précipitations moyennes de 633 mm/an). Or A. BODIAN et al. (à paraître) ont précédemment montré que cette station présente une chronique stationnaire sur la période 1950-1998. C'est donc bien l'évolution récente de la pluviométrie qui a rendu cette station non-stationnaire.

IV - Discussion et conclusion

20À travers l'analyse des séries pluviométriques annuelles fournies sur la période 1940-2013 par 22 stations réparties sur l'ensemble du Sénégal, ce travail s'est surtout attaché à caractériser la tendance récente, afin de déterminer l'évolution de la sécheresse entamée à la fin des années 1960.

21Dans un premier temps, la méthode du vecteur des indices annuels de précipitations a été mise en œuvre afin de combler les années lacunaires de certaines stations pluviométriques. Les résultats du Vecteur Régional ont été validés par le test de FISHER (F test). Ces résultats montrent une relation significative au seuil de 1 % entre les données observées et celles calculées. Sur la base de ces résultats, les années lacunaires ont été renseignées par les données ainsi calculées, ce qui a permis d'obtenir des séries de données complètes sur la période d'étude. Ces données ont servi au calcul de l'IPS et ont ensuite été utilisées pour l'application de trois tests de rupture, à savoir le test de PETTITT, celui de LEE et HEGHINIAN et la méthode de segmentation de HUBERT.

22Ensuite, la représentation graphique des indices de pluie standardisés (IPS) a permis de mettre en évidence la succession de périodes d'années sèches et d'années humides. D'une manière générale, les courbes des moyennes mobiles, qui sont un bon indicateur des grandes fluctuations interannuelles (P. OZER et M. ERPICUM, 1995), font ressortir trois périodes bien distinctes. Pour l'ensemble du Sénégal, la période de 1940 à 1969 est caractérisée par une pluviométrie globalement humide ; celle de 1970 à 1998 correspond à la grande sécheresse (P. OZER et al., 2009) ; enfin, la période allant de 1999 à 2013 enregistre un retour à des conditions plus humides. Cette période récente est caractérisée par une variabilité interannuelle plus forte que celles des deux périodes précédentes (1940-1969 et 1970-1998). Ces résultats sont en accord avec les travaux de A. ALI et al. (2008) et de A. ALI et T. LEBEL (2009) sur la zone sahélienne, de A.P. OUOBA (2013) sur le Burkina Faso, de P. OZER et al. (2009) sur le Niger et de A.J. NIANG (2008) sur la Mauritanie.

23Les séries pluviométriques analysées présentent deux ruptures. Appliqués à la période 1940-2013, les trois tests retenus décèlent une première rupture entre 1967 et 1969, ce qui est conforme aux résultats du programme ICCARE de l'IRD (É. SERVAT et al., 1998, 1999 ; J.E. PATUREL et al., 1998). L'application des tests aux sous-séries allant de la première rupture à 2013 permet de constater l'existence d'une seconde rupture, significative au seuil de 1 %, située en moyenne en 1998 pour le test de PETTITT et en 2002 selon le test de LEE et HEGHINIAN et la méthode de HUBERT.

24Ces résultats vont dans le même sens que ceux d'un certain nombre de travaux (S. SENE et P. OZER, 2002 ; P. OZER et al., 2003 ; A.J. NIANG et al., 2008 ; Y.C. HOUNTONDJI et al., 2009 ; P. OZER et al., 2009 ; A.P. OUOBA, 2013 ; G. PANTHOU et al., 2014), qui suggèrent que la sécheresse sahélienne aurait pu se terminer durant les années 1990 ; mais ils sont en contradiction avec les résultats d'autres auteurs (T. L'HÔTE et al., 2002 ; F. FRAPPART et al., 2009 ; T. LEBEL et A. ALI, 2009), qui estiment que la pluviométrie évolue peu depuis la fin des années 1960 et reste déficitaire. L'étude de T. LEBEL et A. ALI (2009) précise cependant que l'est et le centre du Sahel ont connu un retour des précipitations, ce qui n'a pas été le cas de l'ouest.

25Les oppositions que nous venons de signaler peuvent provenir du fait que les périodes d'étude sont différentes. En effet, 55 % des secondes ruptures identifiées par le test de LEE et HEGHINIAN sont survenues dans la période 2004-2011, qui n'est pas prise en compte dans les travaux de T. L'HÔTE et al. (2002), de F. FRAPPART et al. (2009) et de T. LEBEL et A. ALI (2009). Toutefois, même si l'on identifie une discontinuité vers des conditions humides depuis les années 1998 (PETTITT) et 2002 (LEE et HEGHINIAN, HUBERT), les quantités de précipitations annuelles recueillies restent inférieures à celles d'avant 1970, avec des taux de variation entre les deux périodes humides de -3,8 %, ­8,3 % et -12,3 % respectivement pour les zones sahélienne, nord-soudanienne et sud-soudanienne.

26A. BODIAN et al. (à paraître) ont montré, à partir des données de la période 1950-1998, que dans le bassin du fleuve Sénégal, qui s'étend du domaine guinéen au sud au domaine sahélien au nord (A. BODIAN, 2011), la sécheresse s'est accompagnée d'une baisse considérable du nombre des jours pluvieux et d'une diminution des précipitations supérieures à 50 mm, qu'ils considèrent comme les grosses pluies. Il serait intéressant d'analyser l'évolution récente de ces paramètres, ainsi que celle de la longueur de la saison des pluies. Il s'agit en effet de vérifier si la tendance continue à la diminution du nombre de jours de pluie et du nombre de jours avec des précipitations supérieures ou égales à 20 mm, mise en évidence par P. OZER et al. (2009) à partir des données de quatre stations synoptiques du Niger (Zinder, Magaria, Gouré et Mainé Soroa), se confirme dans notre zone d'étude.

Remerciements : L'auteur de cet article remercie Luc DESCROIX pour sa relecture du texte et Dominique DUMAS pour ses commentaires, ainsi que Simone RATSIVALAKA et Claude MARTIN. Il exprime sa reconnaissance à l'Agence Nationale de l'Aviation Civile et de la Météorologie (ANACIM) du Sénégal, qui a mis à sa disposition les données pluviométriques. Il a enfin une pensée toute particulière pour les observateurs de l'ANACIM, sans qui ce travail n'aurait pas vu le jour.

27VAUCHEL P. (2000-2004) - Hydraccess : Base de données hydrométriques sous Access 2000. Document IRD, Dakar, 21 p.